一、引　言

国有企业掌握着国民经济命脉，在社会经济发展中发挥着“压舱石”和“稳定器”作用，是中国共产党执政兴国的重要支柱和依靠力量。履行公益性职能、创造社会效益是党和国家赋予国有企业的历史使命和基本职责。国有企业虽然拥有不同于一般企业的独特特征，但其作为经营主体和利润主体的本质属性没有改变，兼顾社会绩效和经济绩效应该成为国有企业经营发展的基本理念和根本遵循。党委党组作为党和政府派驻国有企业的重要监督机构，如何在国有企业公司治理和经营决策中发挥有效作用，推动国有企业实现社会效益和经济效益双重目标，一直是中央和地方各级政府关注和不断探索的重要课题。2015年6月，中共中央印发了《中国共产党党组工作条例（试行）》（简称2015政策），针对中央国有企业建立了党组对“三重一大”事项（重要人事任免、重大决策事项、重大项目安排与大额资金使用）的“讨论前置”决策机制，确立了党组在中央国有企业“三重一大”事项决策中的领导核心地位；2016年10月，中共中央发布的《关于印发〈贯彻落实全国国有企业党的建设工作会议精神重点任务〉的通知》（简称2016政策）进一步针对全国所有国有企业建立党委党组“讨论前置”决策机制问题提出了明确要求，将党组织“讨论前置”决策机制扩展到了地方国企。

党委党组“讨论前置”决策机制作为强化党委党组参与国有企业公司治理和经营决策的重要举措，能否通过改善国有企业所有者缺位现象以及弱化内部人控制等途径降低委托代理成本而提升国有企业社会绩效和经济绩效、或者推动国有企业在其社会绩效不受影响的条件下显著提高经济绩效？对这个问题进行研究有助于中央和地方各级政府评判党委党组“讨论前置”决策机制的实施效果，为中央和地方各级政府进一步优化党委党组“讨论前置”决策机制提供决策依据。基于此，本文将2015年和2016年分别在中央国有企业和地方国有企业启动实施党委党组“讨论前置”决策机制视为准自然实验，以2010—2020年期间的中国沪深A股上市公司为样本，运用PSM-DID方法实证研究党委党组“讨论前置”决策机制对国有企业经济绩效和社会绩效的影响以及委托代理成本在其中的作用机制。

本文可能的边际贡献主要体现在如下两个方面：首先，履行公益性和经营性双重职能是国有企业不同于其他企业的本质特征，现有有关党组织参与公司治理对企业绩效影响的文献大多直接将国有企业绩效设定为经济绩效，或者没有对国有企业绩效进行细分，也就难以全面考察党组织参与公司治理对国有企业不同绩效的不同影响。本文从理论和实证两个方面研究党委党组“讨论前置”决策机制对国有企业社会绩效和经济绩效的影响，研究内容更符合中国国有企业的实际情况和基本特征，研究结果更具针对性和参考价值。其次，党委党组“讨论前置”决策机制作为强化党组织参与国有企业公司治理的重要举措，目前只有强舸（2018）、刘福广等（2019）等少量文献探讨了其对国有企业内部治理结构的影响问题，并没有阐明党委党组“讨论前置”决策机制对国有企业经济绩效和社会绩效的影响以及代理成本在其中发挥的作用。本文通过理论分析和实证检验得到的“党委党组‘讨论前置’决策机制能够在不影响国有企业社会绩效的条件下显著提升经济绩效，进而推动国有企业绩效实现帕累托改进”，“党委党组‘讨论前置’决策机制能够通过降低代理成本提升国有企业经济绩效”等主要结论对现有相关研究成果进行了深化和补充，厘清了党委党组“讨论前置”决策机制对国有企业社会绩效和经济绩效的不同影响，对党委党组“讨论前置”决策机制的实施效果做出了明确评价，为进一步将党组织融入国有企业公司治理体系、优化国有企业公司治理机制提供了理论和实证证据。

二、制度背景、理论机制与研究假设

（一）制度背景

党组织内嵌于国有企业公司治理结构是中国特色现代国有企业制度的一大特色（王元芳和马连福，2021），也是党和政府一直在不断探索和完善的重要问题。自改革开放以来，中央和地方各级政府通过不断完善制度设计优化党组织在国有企业公司治理中发挥作用的机制和途径。党委党组“讨论前置”决策机制作为将党的领导深度融入国有企业公司治理结构的又一制度安排，既是党和政府完善国有企业公司治理机制的新举措，也是近30多年国有企业改革实践过程中制定的一系列制度的传承和发展。

1992年7月国务院发布施行的《全民所有制工业企业转换经营机制条例》指出，在坚持和完善厂长（经理）负责制的同时，要充分发挥中国共产党基层组织在企业中的政治核心作用。1999年中国共产党十五届四中全会通过的《中共中央关于国有企业改革和发展若干重大问题的决定》提出，要在国有企业中实施“双向进入、交叉任职”领导体制。2007年中国共产党第十七次全国代表大会通过的《中国共产党章程（修正案）》规定，在国有企业和集体企业中，党的基层组织要发挥政治核心作用，要围绕企业生产经营开展工作，要支持股东会、董事会、监事会和经理层依法行使职权，要参与企业重大问题决策。2010年中共中央办公厅、国务院办公厅印发的《关于进一步推进国有企业贯彻落实“三重一大”决策制度的意见》（简称2010政策）进一步强调，国有企业在研究“三重一大”事项时，应由党委（党组）、董事会和经理层集体讨论决定。上述一系列制度安排确立了党组织参与国有企业公司治理的主体资格和重要地位，但并未对党组织参与国有企业公司治理的具体途径、权责范围和方式做出明确规定，致使党委党组在国有企业公司治理结构中的定位不够清晰，参与国有企业公司治理的监督权限和事项范围比较模糊，也就难以从根本上解决党组织深度融入国有企业公司治理结构以及国有企业不同程度存在的所有者缺位、监督约束机制缺失、代理成本高企、内部人控制严重、经济绩效低下、自身造血功能和可持续发展动力不足等问题。基于此，中共中央先后于2015年6月和2016年10月分别发布了针对中央国有企业的《中国共产党党组工作条例（试行）》和针对全体国有企业的《关于印发〈贯彻落实全国国有企业党的建设工作会议精神重点任务〉的通知》，相继在中央国有企业和地方国有企业建立了党委党组“讨论前置”决策机制，明确了党委党组参与国有企业公司治理和经营决策的事项范围和具体途径。

（二）理论机制与研究假设

基于中国国有企业公司治理和运营实践，根据中共中央2015年6月印发的《中国共产党党组工作条例（试行）》和2016年10月发布的《关于印发〈贯彻落实全国国有企业党的建设工作会议精神重点任务〉的通知》文件精神，可以得到图1所示的党委党组“讨论前置”决策机制影响国有企业绩效的概念模型。

党委党组“讨论前置”决策机制是党组织参与国有企业公司治理的制度拓展和深化。对于党组织参与公司治理如何影响企业绩效的问题，虽有部分学者认为，党组织参与公司治理可能因只承担政治思想角色而无实质性作用，或者因加剧企业政治负担而对企业绩效产生偏消极或负面影响（陈仕华和卢昌崇，2014），可能使党委会有动机和能力将自身社会性目标或政治目标内化到企业中而导致企业经济绩效表现不佳（马连福等，2013），可能因党组织过度干预管理层权力或过度参与公司治理而对企业绩效产生显著负向抑制作用（郝云宏和马帅，2019）。但大部分现有相关研究成果都支持党组织参与公司治理有助于显著提升企业绩效的观点，具体地说，党委会与监事会、高管层的“双向进入、交叉任职”可能通过影响代理成本提升公司价值（王元芳和马连福，2014），党组织参与公司治理可能通过提高企业投资效率而对国有企业绩效发挥正向促进作用（李万利和徐细雄，2020；Li等，2020），党组织嵌入国有企业治理结构有助于减少董事会异议而提升企业绩效（柳学信等，2020），党组织参与国有企业公司治理有助于抑制高管腐败进而提升企业价值（Xie等，2022）。党委党组“讨论前置”决策机制相当于在国有企业传统公司治理结构中嵌入了党委党组这一重要治理力量，党委党组不仅能在形式上参与国有企业“三重一大”事项的决策，还要在董事会或者经理层作出决定前对国有企业“三重一大”事项进行前置讨论并提出实质性决策建议。这种将党委党组深度嵌入国有企业决策体系的制度安排明确了党委党组对国有企业“三重一大”事项的具体决策权限和实施路径，厘清了党组织与管理层之间的决策分工机制（强舸，2018），强化了党委党组的内部监督者角色及其在国有企业中发挥的政治治理作用（Chang和Wong，2004；郭宏等，2020），优化了党委党组对国有企业重要人事任免、重大决策事项、重大项目安排和大额资金使用的决策监督机制，有效提高了董事会与管理层之间的协同效应（刘福广等，2019），完善了国有企业公司治理结构，在一定程度上抑制了党组织过度干预管理层权力、过度参与公司治理、过度关注企业社会和政治性目标、过度加剧企业政治负担的行为及其对企业绩效产生的负面影响，使国有企业能够通过恰当的重要人事任免决策吸纳优秀人才，通过科学的重大决策事项决策把握正确发展方向，通过合理的重大项目安排和大额资金使用决策提高资金使用效率、获取最大投资收益，进而推动国有企业绩效提升。

作为中国社会主义公有制经济主要表现形式和中国特色社会主义制度重要物质基础的国有企业承担着公益性和经营性双重职能，完成社会绩效、履行公益性职能是国有企业不可或缺的基本任务，提升经济绩效是推动国有企业可持续健康发展的源动力。忽视社会绩效将使国有企业失去国有属性，忽视经济绩效将阻碍国有企业可持续发展。国有企业社会绩效和经济绩效相辅相成，互为促进。但从中国国有企业运营实践和现状来看，不同程度存在着“重社会绩效、轻经济绩效”的现象。中国国有企业在人员就业、员工福利、财政负担和社会稳定等方面承担了大量的政策性负担，履行了较多的公益性职能（林毅夫和李志赟，2004；廖冠民和沈红波，2014）；沉重的社会负担已经对国有企业经济绩效产生了挤出效应，导致国有企业经济绩效普遍不佳（林毅夫等，1998），自身造血功能不足，难以保障其可持续发展。因此，提升国有企业经济绩效、强化国有企业自身造血功能和可持续发展动力应该是国有企业实施党委党组“讨论前置”决策机制的初衷和重要目标，国有企业实施党委党组“讨论前置”决策机制应该能够提升其经济绩效。

党委党组“讨论前置”决策机制强调提升国有企业经济绩效，并不是要弱化国有企业社会绩效。恰恰相反，国有企业通过实施党委党组“讨论前置”决策机制提升经济绩效的目的在一定程度上是为了增强其可持续发展能力，更好地实现社会绩效。同时，被赋予“讨论前置”职责、追求社会公平的党委党组可能因其拥有的公益性偏好而在“三重一大”事项决策中关注国有企业的社会绩效，不允许董事会或经理层作出有损国有企业社会绩效的决策。国有企业经理层可能因其拥有的行政级别和官员身份而在一定程度上关注影响其职务晋升的国有企业社会绩效，他们在自身综合利益驱动下一般也不会片面追求经济绩效而作出有损国有企业社会绩效的决策。因此，国有企业实施党委党组“讨论前置”决策机制应该不会以降低社会绩效为代价提升经济绩效，最优结果是党委党组“讨论前置”决策机制同时推动国有企业经济绩效和社会绩效提升，次优结果是党委党组“讨论前置”决策机制在提升国有企业经济绩效的同时，对社会绩效没有影响。由于提升国有企业社会绩效需要投入更多的资源，所以在国有企业目前已经承担较多公益性职能的现实背景和社会经济资源的刚性约束下，党委党组“讨论前置”决策机制更有可能在保持国有企业社会绩效不变的情况下提升经济绩效。基于上述分析，本文提出如下研究假设H₁：

H₁：党委党组“讨论前置”决策机制在不影响国有企业社会绩效的条件下显著提升经济绩效。

根据现代企业理论和公司治理理论，代理成本是影响企业绩效的重要因素。党委党组“讨论前置”决策机制可能通过优化公司内部治理机制与强化决策监督而降低代理成本进而影响国有企业绩效。首先，被赋予国有企业“三重一大”事项前置讨论和决策参与权的党委党组可以在一定程度上代表国有企业控股股东（中央和地方各级政府国有资产管理部门）行使对董事会和经理层的监督职能，强化对董事会和经理层的内部监督约束，缓解国有企业冗长委托代理链条产生的所有者缺位问题和监督者失位问题（张屹山和王广亮，2004；钟海燕等，2010），进而遏制国有企业董事会和经理层在重大经营决策过程中可能出现的权力寻租、在职消费、腐败堕落以及其他有损国有企业利益的以权谋私行为（王元芳和马连福，2014；李继元等，2021；Xie等，2022）；董事会和经理层在党委党组直接监督约束下也会减少在职消费、权力寻租等可能引致代理成本增加的自利行为（王元芳和马连福，2021）。其次，将国有企业重要人事任免前置讨论和决策权授予党委党组可以强化党委党组对国有企业重要人事任免的监督与约束作用（王元芳和马连福，2021），能够防止董事会和经理层在人才选拔任用过程中的任人唯亲和用人腐败行为，有助于将德才兼备的高水平人才选拔到国有企业的重要岗位，进而规避重要人事任免中的“逆向选择”现象，从选人、用人环节降低国有企业代理成本。第三，党委党组针对国有企业重大决策事项、重大项目安排和大额资金使用进行前置讨论、并提出实质性决策建议，不仅可以防范董事会和经理层在重大决策事项、重大项目安排和大额资金使用决策过程中可能出现的权力寻租和腐败行为，还能够在一定程度上帮助董事会和经理层作出有利于企业长远发展的重大决策，有助于提升企业长期绩效的重大项目决策和大额资金使用决策，进而降低重大决策事项、重大项目安排和大额资金使用决策中的道德风险和代理成本。第四，以谋求社会协调发展为己任的党委党组在对国有企业“三重一大”事项前置讨论决策过程中，为了推动国有企业可持续发展，一般不会过度追求社会绩效；他们可能会兼顾控股股东（国有股东）和中小股东（非国有股东）的利益诉求作出国有股东和非国有股东满意的决策建议，进而弱化大股东与中小股东之间的利益冲突，协调不同股东与经理层之间的委托代理关系，从大股东、中小股东和管理层关系层面降低国有企业代理成本。基于上述分析，本文提出如下研究假设H₂：

H₂：党委党组“讨论前置”决策机制通过降低代理成本提升国有企业经济绩效。

三、实证设计

（一）变量设计

1.被解释变量

（1）经济绩效：总资产回报率（ $ Roa $ ）。参照温军和冯根福（2021）的研究，本文采用能反映企业总体盈利能力的总资产回报率（ $ Roa $ ）作为企业经济绩效的代理变量。

（2）社会绩效：由员工人数、员工福利和税收负担构成的综合指标（ $ Sop $ ）。国有企业的社会绩效主要体现在稳定就业、提高员工福利和保障财政收入增长等方面（李文贵和邵毅平，2016）。一方面，为了解决社会就业问题，政府会要求国有企业雇佣更多的员工，并支付更为优厚的员工福利（林毅夫等，2004）。另一方面，为了充实地方财政、完成税收缴纳的目标及实现地区经济发展，国有企业在政府干预下承担着高昂的税收负担（吴联生，2009）。有鉴于此，本文参考李文贵和余明桂（2015）以及朱红军等（2016）的研究，分别选取员工人数、员工福利以及税收负担这三个指标构建度量国有企业社会绩效的综合指标（ $ Sop $ ）。员工人数由企业雇佣的员工总数除以企业总资产规模（单位：百万元）进行度量；员工福利由企业支付给员工及为员工支付的现金流量（单位：万元）除以企业员工人数进行度量；税收负担则采用企业实际缴纳的各项税费占营业收入的比值进行度量（朱红军等，2016）。为避免主观赋权造成指数偏差，本文进一步采用客观赋权的熵值法将以上三个指标构建为度量国有企业社会绩效的综合指标（ $ Sop $ ），其值越大，表示企业社会绩效越高。

2.解释变量

本文双重差分模型的核心解释变量为是否实施党委党组“讨论前置”决策机制，由 $ treat $ 、 $ post $ 和 $ D $ 三个虚拟变量组成。 $ treat $ 表示分组虚拟变量，即当上市公司为国有企业时， $ treat=1 $ ；当上市公司为非国有企业时， $ treat=0 $ 。 $ post $ 表示政策的时间虚拟变量，在政策实施之前的年份， $ post=0 $ ；在政策实施及之后的年份， $ post=1 $ 。 $ D=treat\times post $ 表示分组与时间虚拟变量的交互项，其估计系数表示实施党委党组“讨论前置”决策机制对国有企业绩效的政策效应。

3.控制变量

参考吴超鹏和唐菂（2016）、崔艳娟等（2018）和柳学信等（2020）的相关研究，本文控制了可能影响企业绩效的公司特征变量、公司治理结构变量与外部变量。公司特征变量包括企业规模（ $ Size $ ）、现金流量比率（ $ CF $ ）、资产负债率（ $ Lev $ ）、固定资产比率（ $ Fix $ ）；公司治理结构变量包括第一大股东持股比例（ $ Largest $ ）、董事会规模（ $ Bsize $ ）、独立董事占比（ $ Indb $ ）和两权分离率（ $ Sep $ ）；外部变量包括各省金融效率（ $ Fineff $ ）和各省经济增长水平（ $ GDPgr $ ）。同时还控制了时间和企业层面的固定效应。

此外，为了避免异常值的影响，本文对所有连续变量进行了上下1%的缩尾处理。表1列示了本文的主要变量及其定义。

（二）基准模型设定

为了实证研究党委党组“讨论前置”决策机制对国有企业绩效的影响，本文参考刘啟仁等（2019）的研究，构建了如下双重差分模型：

其中， $ {Perf}_{it} $ 表示企业 $ i $ 在 $ t $ 年的绩效，分别为总资产回报率（ $ Roa $ ）和社会绩效（ $ Sop $ ）。 $ Control{s}_{it} $ 表示一系列控制变量； $ {\mu }_{i} $ 为企业固定效应； $ {\eta }_{t} $ 为时间固定效应； ${\varepsilon }_{it}$ 则为随机扰动项。 $ {\beta }_{1} $ 则表示党委党组“讨论前置”决策机制对国有企业绩效的政策净效应，若 $ {\beta }_{1} > 0 $ ，则表示与非国有企业相比，党委党组“讨论前置”决策机制提高了国有企业绩效。

（三）样本与数据

中共中央办公厅、国务院办公厅2010年印发的《关于进一步推进国有企业贯彻落实“三重一大”决策制度的意见》明确了党组织参与国有企业“三重一大”事项集体讨论决策的职权和总体要求；2015政策针对中央国企建立了党组“讨论前置”决策机制；2016政策进一步将党组织“讨论前置”决策机制扩展到了全体国有企业。李万利等（2019）以及李万利和徐细雄（2020）等已经对2010政策的影响和实施效果进行了比较深入的研究，得到了一些有参考价值的创新性研究成果。为了准确评估党委党组“讨论前置”决策机制的政策效应，突出本文研究主题，本文将样本区间设定在2010政策发布后，选择2010-2020年沪深A股上市公司为初始样本进行研究，以期在2010政策大背景下着重考察党委党组“讨论前置”决策机制对国有企业绩效的影响。基于数据可得性和本文研究目的，对初始样本进行如下筛选：（1）剔除金融保险类行业、ST企业以及资不抵债企业；（2）对于研究区间内产权性质缺失的企业，逐一查询年报进行手工整理，并将样本区间内产权性质发生变动的企业以及无法确定产权性质的企业删除；（3）为保证样本的有效性和稳定性，剔除关键变量存在缺失的企业；（4）为了能准确地评估党委党组“讨论前置”决策机制的政策效应，删除在2014年12月31日之后上市的公司，仅保留至少连续两年有观测值且在政策实施前后连续的样本。经过上述筛选之后，本文最终有1491家企业共12693条公司—年度观测值。以上数据均来源于CSMAR数据库及上市公司年报。

此外，为了减少处理组（国有企业）与控制组（非国有企业）的系统性差异，降低双重差分的估计偏误，本文参考Heyman等（2007）的研究方法进行逐年倾向得分匹配，具体步骤和过程如下：

首先，参照陈林和唐杨柳（2014）、孙晓华等（2020）的研究，选取企业规模（ $ Size $ ）、现金流量比率（ $ CF $ ）、资产负债率（ $ Lev $ ）、第一大股东持股比率（ $ Largest $ ）、董事会规模（ $ Bsize $ ）、独立董事占比（ $ Indb $ ）以及董事长与总经理是否两职兼任（ $ Dual $ ，若两职兼任，其值为1；反之，其值为0）等为匹配变量，构建如下的倾向得分匹配模型：

其中，被解释变量 $ {tlqz}_{i} $ 表示企业 $ i $ 是否为国有企业，若为国有企业，则 $ {tlqz}_{i}=1 $ ；反之， $ {tlqz}_{i}=0 $ 。

其次，利用2010—2020年期间的样本数据对上述倾向得分匹配模型进行Logit回归，获得倾向得分值。

第三，采用卡尺范围为0.005的半径匹配方法逐年为每家国有企业寻找与之匹配的非国有企业，最终得到1428家企业共10477条公司—年度观测值，其中，处理组（国有企业）公司—年度观测值2048条，控制组（非国有企业）公司—年度观测值8429条。

最后，对匹配变量进行平衡性检验以考察处理组（国有企业）与控制组（非国有企业）匹配变量分别在匹配前后的差异。匹配结果显示匹配后的处理组样本与控制组样本的匹配变量之间均不存在显著差异，其标准偏差绝对值均小于10%；而且，匹配后样本的B值为5.3%（小于25%），R值为1.33（处于[0.5，2]的范围内）。这表明本文选择的匹配变量比较合理，匹配后的估计结果比较可靠，为国有企业样本（处理组）找到了尽可能相似的非国有企业样本（控制组）。

四、基本结果分析

（一）描述性统计结果

由表2报告的主要变量描述性统计结果可知， $ Roa $ 的最大值、均值和最小值分别为19.20%、4.25%和−23.72%， $ Sop $ 的最大值、均值和最小值分别为0.6479、0.2008和0.0087；这表明上市公司中各个企业之间经济绩效与社会绩效均存在较大差距。主要变量的描述性统计结果都处于合理范围内，且与现有研究基本一致，这在一定程度上说明了本文样本选择的正确性和合理性。

（二）党委党组“讨论前置”决策机制对国有企业绩效的政策效应

表3展示了模型（1）中党委党组“讨论前置”决策机制对国有企业绩效的渐进双重差分估计结果。第（1）（2）列控制了时间固定效应和企业固定效应，第（3）（4）列在此基础上控制了企业特征和公司治理结构变量，第（5）（6）列进一步控制了企业外部变量。本文发现，当被解释变量为企业经济绩效（ $ Roa $ ）时， $ treat\times post $ 的估计系数都至少在5%水平上显著为正；当被解释变量为社会绩效（ $ Sop $ ）时， $ treat\times post $ 的回归系数均不显著。根据第（5）列中 $ treat\times post $ 的估计系数进行解释分析，结果发现党委党组“讨论前置”决策机制对国有企业经济绩效的估计作用约为0.0059；即相较于非国有企业而言，实施党委党组“讨论前置”决策机制使国有企业经济绩效提升了0.59%。而在第（6）列中的估计系数并不显著，该结果说明，党委党组“讨论前置”决策机制并不会显著影响国有企业的社会绩效。究其原因，国有企业原本就承担着诸如雇佣更多员工、限制裁员、支付更高的员工福利以及承担更多的税负等政策性负担。因此，即使党委党组存在一定的社会绩效偏好，但由于社会绩效的实现依赖于经济绩效的实现，在实施党委党组“讨论前置”决策机制后，党委党组与管理层在进行经营决策时不会再侧重于提升国有企业的社会绩效，而会倾向于提高国有企业的经济绩效。综合表3的结果可知，党委党组“讨论前置”决策机制在不显著降低国有企业社会绩效的情况下，显著地提升了国有企业的经济绩效，研究假设H₁得证。换而言之，党委党组“讨论前置”决策机制使国有企业绩效实现了帕累托改进。

（三）政策的动态效应检验

为了进一步考察党委党组“讨论前置”决策机制在不同时点对国有企业绩效的不同影响，本文参照Jacobson等（1993）的方法，采用事件研究法实证检验党委党组“讨论前置”决策机制的动态效应，具体模型构建如下：

模型（3）的变量与模型（1）的变量一致， $ {D}_{it}^{k} $ 为一系列政策实施的虚拟变量，分别表示党委党组“讨论前置”决策机制实施的第 $ k $ 年。其中 $ {D}_{it}^{0} $ 则表示政策实施当年， $ k $ 小于0则表示政策实施之前的第 $ k $ 年， $ k $ 大于0则为政策实施之后的第 $ k $ 年。为了能够准确估计政策实施的动态效果，本文参考孙鹏博和葛力铭（2021）的研究，在进行动态效应分析时，分别采取 $ -{5}^{+} $ 表示政策实施前的第五年及之前， $ {4}^{+} $ 表示政策实施的第四年及之后，并进一步参考Cherniwchan（2017）的研究选取政策实施前1年作为基准期，因此在实际的回归过程中并不包含 $ {D}_{it}^{-1} $ 这一政策实施的虚拟变量。

图2展示了基于模型（3）所得估计系数 $ {\delta }_{k} $ 在95%置信区间下的回归结果。图2（a）和（b）分别表示经济绩效与社会绩效的政策动态效应。本文发现，在图2（a）和（b）中，估计系数 $ {\delta }_{k} $ 在政策实施之前均不显著，这说明控制组与处理组之间具有共同趋势。在图2（a）中，估计系数 $ {\delta }_{k} $ 在党委党组“讨论前置”决策机制实施当年及政策实施之后的第一年均不显著，而在政策实施之后第二年开始显著为正。其原因可能在于：一方面，党委党组“讨论前置”决策机制的出台时间分别为2015年6月（针对中央国有企业）以及2016年10月（针对地方国有企业），从政策提出到企业的实际执行需要一定的时间，即企业反应存在时滞性。另一方面，党组织参与公司治理对企业委托代理成本的作用发挥需要时间，所以反映在企业经济绩效提升的政策效果存在滞后性。此外，图2（b）中估计系数 $ {\delta }_{k} $ 在政策实施当期及之后的四年内均不显著，这进一步说明了，党委党组“讨论前置”决策机制对国有企业的社会绩效无明显影响。换而言之，从党委党组“讨论前置”决策机制实施后的第二年至第四年，该政策均能在不显著影响国有企业社会绩效的情况下，显著地提升国有企业的经济绩效，从而实现国有企业绩效的帕累托改进，支持研究假设H₁。

（四）稳健性检验

1.将国有企业实施党委党组“讨论前置”决策机制的时间提前至2013年和2014年

本文参照孙晓华等（2020）的研究，采取“反事实”的方法验证国有企业与非国有企业之间是否满足平行趋势检验。具体过程为，假定国有企业实施党委党组“讨论前置”决策机制的时间为2013年和2014年，分别构造对应的政策时间虚拟变量进行双重差分估计，如果时间与政策交互项的估计系数在虚构的政策设定中都不显著，则表明处理组与控制组具有共同趋势，即国有企业绩效的帕累托改进的确是由党委党组“讨论前置”决策机制导致的，而非其他未观测到的因素。表4的回归结果显示在假定政策提前发生时，双重差分估计量 $ treat\times post $ 的所有估计系数均不显著，该结果进一步证实了党委党组“讨论前置”决策机制对国有企业绩效的帕累托改进效果，支撑了前文的研究结论。

2.随机抽取处理组

为了避免实证模型无法控制的随时间变化因素对本文实证结果的影响，本文借鉴Cai等（2016）的研究，从研究样本中随机抽取实施党委党组“讨论前置”决策机制的企业对实证结果进行安慰剂检验。在进行倾向得分匹配后，本文的研究样本中共有1428家企业，其中324家国有企业实施了党委党组“讨论前置”决策机制。因此，本文从1428家企业中随机抽取324家企业，将其设定为“伪处理组”，即假定其实施了党委党组“讨论前置”决策机制，并将剩余的企业视作未实施该政策的对照组，进行安慰剂检验，考察该政策对国有企业绩效的作用。由于处理组是随机生成的，若无显著的遗漏变量偏差，那么“伪处理组”中双重差分估计量 $ treat\times post $ 的估计系数不会偏离零点。反之，若其估计系数在统计上显著偏离零则说明本文的模型设定存在识别偏误。同时为减少其他小概率事件对估计效果的干扰，本文重复500次随机抽样，再进行回归分析。图3报告了500次随机抽样后进行回归的估计系数的核密度以及对应的p值分布，结果显示“伪处理组”所有双重差分估计量 $ treat\times post $ 的估计系数都分布在零的附近且服从正态分布。综上可知，本文的估计结果并未因遗漏变量而导致严重偏误。

3.控制事前存在的时间趋势

采用双重差分法进行政策效应评估的潜在问题在于可能会混淆党委党组“讨论前置”决策机制的政策效应与未实施该政策之前已有的时间趋势特征。为了解决这一潜在的问题，本文借鉴Moser和Voena（2012）的研究方法在模型（3）的基础上加入处理组与事前时间趋势的交互项，具体如模型（4）所示。

模型（4）中，各项变量均与模型（3）的含义相同，参数 $ {\gamma }_{k} $ 仍用于检验党委党组“讨论前置”决策机制的政策动态效应； $ trea{t}_{i}\times t $ 则表示为处理组与事前时间趋势的交互项。图4的结果表明，在控制事前时间趋势特征后，党委党组“讨论前置”决策机制仍会在不显著影响国有企业社会绩效的情况下，显著地提升国有企业的经济绩效，且估计系数 $ {\gamma }_{k} $ 在政策实施后的第二年开始显著为正，该结果表明，国有企业经济绩效的提升并非受事前存在的时间趋势影响，而是因实施了党委党组讨论前置决策机制所造成的。

4.其他稳健性检验

为了检验研究结果的稳健性，本文还进行了如下的稳健性检验：（1）更改倾向得分匹配方法。本文分别采取卡尺范围为0.01的半径匹配、核匹配以及近邻匹配（1:3）按照相同的匹配变量重新筛选处理组和对照组样本，在通过平衡性检验后，再根据模型（1）进行回归估计。（2）更改样本区间。本文将样本期间缩短至2011—2019年和2012—2018年再次进行回归检验。（3）更换被解释变量。本文分别使用净资产回报率（ $ Roe $ ）和年末调整的股票价格（P）更换总资产回报率（ $ Roa $ ），并采用熵值法将慈善捐赠（企业慈善捐赠总额的自然对数）、员工人数、员工福利和税收负担综合构建为新的社会绩效指标（ $ So{p}^{\text{'}} $ ）重新进行回归检验。（4）考虑其他相关政策的影响。为检验2010政策的影响，本文参照曹清峰（2020）的研究方法，在模型（1）中增加分组虚拟变量 $ treat $ 与2010年时间虚拟变量的交互项后重新进行回归估计。以上的稳健性检验结果显示（限于篇幅未列示，备索），主要结论并未发生实质性变化，证实了本文研究结果的稳健性。

五、中介机制检验

上述的一系列回归结果表明，党委党组“讨论前置”决策机制能够在不显著影响国有企业社会绩效的情况下，显著地提升国有企业的经济绩效，但有关该政策对国有企业经济绩效提升效应的传导机制还需进一步检验。理论分析指出，党委党组“讨论前置”决策机制通过降低代理成本提升国有企业经济绩效。为此，本文参考张建平和黄富（2021）构建如下中介效应模型对上述中介机制进行实证检验。

在模型（5）和（6）中， $ Ro{a}_{it} $ 表示企业经济绩效， $ {Agency}_{it} $ 表示企业委托代理成本，其他变量与模型（1）一致。本文借鉴罗进辉（2012）以及李文贵和余明桂（2015）的研究采取熵值法将其他应收账款占总资产比值和管理费用率（管理费用与销售费用之和除以营业收入）这两个指标构建成度量企业委托代理成本的综合指标（ $ Agency $ ），其值越大，表示企业的代理成本越高。在模型（5）的估计系数 $ {\rho }_{1} $ 显著为正的条件下，若模型（6）和（7）中的估计系数 $ {\theta }_{1} $ 和 $ {\phi }_{2} $ 均显著为负，则说明党委党组“讨论前置”决策机制会通过降低委托代理成本而提升企业经济绩效。

表5列示了委托代理成本的中介机制检验结果。表5第（1）列展示了党委党组“讨论前置”决策机制对企业经济绩效的影响，双重差分估计量 $ treat\times post $ 的估计系数在5%水平上显著为正；第（2）列中 $ Agency $ 的估计系数为-0.0156，且在5%水平上显著；第（3）列中 $ Agency $ 的估计系数在1%水平上显著为-0.0806。上述结果表明实施党委党组“讨论前置”决策机制能通过降低国有企业的委托代理成本而提升国有企业经济绩效，研究假设H₂得证。

六、异质性分析

（一）行政层级的异质性

从行政层级来看，中央国有企业与地方国有企业分别由中央政府和地方政府控制，这就决定了中央国有企业与地方国有企业在战略地位与管理体制方面将存在明显差异。中央国有企业大多为具有国家经济和安全战略性重要地位的企业，拥有更丰富的政治与经济资源，并承担着更多的政策性负担，在经营目标上更倾向于社会目标而非经济目标。地方国有企业则偏向于市场化主体，尤其在地方政绩竞争激烈的局势下，会更注重企业的经济效益。由此可见，虽然中央国有企业与地方国有企业均为实施党委党组“讨论前置”决策机制的企业，但国有企业行政层级的不同会导致经营目标的不同，从而使得国有企业绩效表现不同，因此，有必要将国有企业按照行政层级进行区分考察。首先，本文根据企业实际控制人的类型将国有企业划分为中央国有企业与地方国有企业，再根据模型（1）进行分组回归，结果列于表6中。表6第（1）列中双重差分估计量 $ treat\times post $ 的估计系数在10%水平上显著为正，而在第（2）至（4）列均不显著，这表明党委党组“讨论前置”决策机制对国有企业经济绩效的提升效应主要体现在中央国有企业，而对地方国有企业的提升效应尚未显著呈现。

（二）市场环境的异质性

外部市场环境是影响企业经营的重要因素，同时也会对企业内部治理结构产生一定的影响，因此，本文考察在不同的外部市场环境下，党委党组“讨论前置”决策机制对国有企业绩效的异质性作用。本文采用王小鲁等（2018）提供的中国各省份市场化进程指数衡量地区市场环境，目前该指数只提供到2016年的数据，本文参考马连福等（2015）的做法，以历年市场化指数的平均增长幅度预测2017—2020年的市场化指数，并以各地区2010—2020年共11年的市场化总指数均值表示样本公司所处地区市场环境的强弱，以地区市场化总指数均值的中位数作为分组标准，当样本公司总部所处地区市场化进程指数大于各地区总指数中位数时，则属于市场环境健全地区，反之，则属于市场环境落后地区。根据企业注册地的省份将企业对应上述地区划分为市场环境健全与市场环境落后两组样本，再根据模型（1）进行分组回归。表7中第（1）（2）列的结果显示，在市场环境健全的地区，双重差分估计量 $ treat\times post $ 的估计系数并不显著，即党委党组“讨论前置”决策机制对国有企业绩效的帕累托改进效应并不明显；而在市场环境落后的地区，第（3）列中双重差分估计量 $ treat\times post $ 的估计系数在1%水平上显著为正，第（4）列中双重差分估计量 $ treat\times post $ 的估计系数仍不显著，这表明在市场环境落后的地区，党委党组“讨论前置”决策机制将显著提升国有企业的经济绩效，而对国有企业社会绩效无显著影响。究其原因，在市场环境健全的地区，金融市场相对发达，法治水平相对完善，外部治理机制较为成熟，能对国有企业内部治理起到良好的外部监督作用，使得党委党组“讨论前置”决策机制的作用并不显著；而在市场环境落后的地区，外部治理机制相对缺乏，党委党组“讨论前置”决策机制能有效地弥补外部监督虚化的缺陷，完善并强化企业内部监督体系，从而得以提升国有企业经济绩效。

七、结论与政策启示

党委党组“讨论前置”决策机制是党组织在国有企业中发挥领导作用的重要举措，将从优化内部治理机制方面对国有企业绩效产生重要作用。为此，本文以2010—2020年沪深A股上市公司作为初始样本，采用倾向得分匹配方法筛选研究样本，实证考察了党委党组“讨论前置”决策机制对国有企业经济绩效和社会绩效的影响以及委托代理成本在其中的作用机制。研究结果发现：（1）党委党组“讨论前置”决策机制显著地提高了国有企业经济绩效，且不会对国有企业社会绩效造成明显影响，实现了国有企业绩效的帕累托改进。在采取平行趋势检验、安慰剂检验与更改匹配方法等稳健性检验后，上述结论仍显著成立。（2）党委党组“讨论前置”决策机制有助于缓解国有企业委托代理冲突，遏制内部人控制问题，进而通过降低委托代理成本改善国有企业经济绩效。（3）党委党组“讨论前置”决策机制对国有企业绩效的影响会因不同行政层级、不同市场环境地区而存在异质性。党委党组“讨论前置”决策机制对地方国有企业、市场环境相对健全地区国有企业的经济绩效与社会绩效无显著影响，但会在不显著降低中央国有企业、市场环境相对落后地区国有企业社会绩效的情况下，显著地提升其经济绩效。

基于本文的研究结果，本文提出如下政策启示：（1）中央和地方各级政府应该持续推进国有企业落实党委党组“讨论前置”决策机制。虽然党委党组“讨论前置”决策机制无法同时提高国有企业的社会绩效与经济绩效，但能够在不显著降低国有企业社会绩效的情况下，显著地提高了国有企业经济绩效。而经济绩效是国有企业履行公益性职能，实现社会绩效的重要支撑基础。因此，应该充分肯定党委党组“讨论前置”决策机制对国有企业绩效的积极作用，在今后党组织参与国有企业公司治理的过程中，坚定不移地推动党委党组“讨论前置”决策机制在国有企业的落实，坚持党对国有企业的领导，发挥党组织的政治治理作用，强化党组织在国有企业的内部监督治理机制，从而提升国有企业绩效。（2）根据党委党组“讨论前置”决策机制的政策内容，落实党组织的权责范围以及前置讨论清单。在落实政策过程中，要明晰党委党组参与国有企业内部治理的具体范围是“三重一大”决策事项。不同的国有企业在行业、规模以及重要性方面均存在明显差异，对于“三重一大”决策事项的界定范围也有所不同。国有企业应该根据相关政策的原则性规定，制定与自身实际情况相符的“三重一大”决策事项前置讨论清单，并严格按照前置讨论清单进行党委党组的前置讨论，避免在国有企业决策过程中事无巨细地进行党委党组前置讨论而导致企业错失发展机遇，反而加剧国有企业效益损失。（3）在实施党委党组“讨论前置”决策机制后，党委和政府需要及时地对政策执行情况及政策效果进行跟进与评估，并对政策实施进行动态调整，以充分保证该政策能够因企施策，因地制宜地全面实现国有企业社会效益与经济效益的双重目标。