建立黨組織能促進私營企業環保投入嗎

湯學良 汪勝豪 吳萬宗

摘 要：現代企業制度中嵌入黨組織是推進國家治理體系和治理能力現代化的重要一環，也是中國企業治理的重要特色?；诮⒒鶎狱h組織的人數規則，本文使用模糊斷點設計（FRDD）檢驗黨組織與私營企業環保投入的因果聯系：（1）修正內生性的基礎上，發現建立黨組織能顯著提升企業的環保投入，OLS可能低估了黨組織的作用;（2）“監督和引導”是黨組織產生作用的重要機制，表現在約束私營企業遵守和執行政府環保政策和法規;（3）黨組織促進環保投入的作用，會被私營企業主“黨員身份”正向調節;（4）外部環保約束越強，黨組織的促進作用越強。研究結論為完善私營企業的環保治理制度提供了有益的參考，有助于拓展認識“非公組織黨建”的社會價值。

關鍵詞：私營企業;環保投入;基層黨組織;模糊斷點設計

文章編號：2095-5960（2021）06-0001-10;中圖分類號：F276.5;文獻標識碼：A

一、問題提出

習近平總書記指出“經濟工作是中心工作，黨的領導當然要在中心工作中得到充分體現”[1]。可見，黨的領導是理解中國經濟轉型歷程的關鍵變量。近年來，隨著經濟的高速發展，經營生產活動中的負外部性問題突顯，其中污染防治問題愈加受到高層的重視，被列為急需打贏的三大攻堅戰之一。污染防治顯然需要生產經營活動的主體——企業——積極投入行動，但是在效率和利潤的驅動下，促進企業履行環保責任一直是世界性的難題。比較而言，先天帶有“紅色血液”的國有企業較好地承擔了社會責任，私營企業在環保投入上的積極性則明顯不足。截至2019年，中國有3000多萬家私營企業，黨如何引領如此龐大的市場主體打贏污染防治攻堅戰，具體的渠道和效果如何？這些問題不僅是黨建中急需研判的重大課題，也是推進國家治理體系和治理能力現代化過程中面臨的重要問題，亟待解答。

學術界對黨建如何引領私營企業投身環境保護的直接研究并不多見，主要集中于企業綠色行為的前置影響因素和黨建與企業績效關系等方面。企業綠色行為的前置因素主要指外部環保約束壓力，如探討環境司法專門化[2]、環境規制政策[3-5]甚至媒體關注[6]等與企業環保行為的關系。環保約束壓力在一定程度上能“倒逼”企業履行環保職責，如支付排污費用等，但是企業購置環保設備和開展環保技術研發等前端的環保投入仍顯不足。[7，8]尤其，與國有企業或者上市公司暴露在監督下不同，私營企業污染行為作為私有信息難以被監督網絡準確捕獲，環保約束促進其環保投入的效果更弱。[6]私營企業的環保投入主要服從于行業標準，普遍低于國家戰略需要和公眾對綠色治理的預期，且難以自發調節。[9]那么，黨建能否引導私營企業積極承擔環保投入責任，如何起作用？

事實上，黨建對企業績效影響的研究文獻，對于本文深入考察建立黨組織影響私營企業環保投入的傳導機制提供了很好的借鑒意義。黨組織是企業與政府建立溝通的重要渠道，能夠在資源獲取、信號專遞、政策溝通方面幫助企業獲得便利。[10，11]黨組織作為企業組織架構的組成部分之一，通過干預企業治理，對企業的產出結果產生影響，如縮小高管與員工的薪酬差距[12]、提高員工福利[13]、延長企業生命[11]、促進研發投入[14]和降低投機性投資[15]。其中，王舒揚等與本文最為接近，檢驗黨組織和環境規制在影響私營企業環保投入上的協同作用。[9]但以“企業主黨員身份”作為工具變量，無法穩健證實黨組織對環保投入的因果效應。這與工具變量選取的合理性有關。本文基于成立黨組織的人數規則設計斷點回歸，能夠較好地處理內生性問題，補充和延伸上述研究。

黨組織在企業治理中承擔著貫徹黨的方針政策、督促合法經營和推動履行社會責任的職能。本文聚焦在建立黨組織能否提升私營企業環保投入，進而履行環保責任的問題，邊際貢獻有以下兩點：第一，驗證了建立黨組織與私營企業環保投入的因果關系和傳導機制，較好地串聯了企業黨建與環保治理兩個方向的研究文獻。第二，評估企業黨建作用的研究文獻，處理內生性一直是個難題。本文基于黨章規定的超過3名黨員需成立基層黨組織的人數規則，設計模糊斷點回歸評估黨組織對企業環保投入的影響，為科學評價企業黨組織效應做了一定的拓展。

二、制度背景與機制分析

（一）私營企業建立基層黨組織的制度背景

國企業建立黨組織的制度要求可以追溯到《中國共產黨第二次修正章程》規定“黨的基本組織，應是以產業和機關為單位的支部組織”且“中共黨員3人及以上即可成立黨支部”[16]， 主要是國有企業率先垂范，且經歷多輪改革也未改變國企“黨政共管”的二元治理格局[12]。企業層面建立黨組織的合法性依據，始于1994年修訂的《中華人民共和國公司法》，經歷5次修訂后，具體表述為“在公司中，根據中國共產黨章程的規定，設立中國共產黨的組織，開展黨的活動。公司應當為黨組織的活動提供必要條件?！比缃?，私營經濟已經成為我國經濟的重要組成部分。為了促使私營企業發展和與國家發展戰略保持一致，黨和政府自然地需要與私營企業發展各種聯系[17]， 主要分為政治吸納與組織嵌入兩種形式[10]。前者指賦予私營企業主以政治身份，吸納至體制內，屬于“外向個體謀取型”政治關聯;后者主要指私營企業中建立基層黨組織，通過黨組織的科層網絡引導、協調、監督與統戰私營企業的發展，屬于“內向組織變革型”政治紐帶。顯然，“內向組織變革型”政治紐帶會在組織治理層面影響私營企業內部結構，甚至改變企業管理和行為模式。

實踐中，絕大多數的私營企業主都愿意追求稀缺的政治身份，以通過政治關聯獲得政府背書或者資源配置的傾斜。[18]但是，對于在企業內建立黨組織，私營企業主的態度可能是復雜的，積極和消極并存[19]，因為建立黨組織可能缺乏利益動機或者效率邏輯[17]。進入21世紀以來，黨建作為國家治理能力重要組成部分的地位不斷凸顯，甚至十九大報告中明確指出“把企業……基層黨組織建設成為宣傳黨的主張、貫徹黨的決定、領導基層治理、團結動員群眾、推動改革發展的堅強戰斗堡壘”。在提升國家治理能力的框架下，黨建工作已然成為黨和政府與私營企業之間組織化、制度化、常態化的互動機制。[10，17]

尤其，中組部（2000）《關于在個體和私營等非公有制經濟組織中加強黨的建設工作的意見（試行）》，明確指出“凡是有正式黨員3名以上的非公有制經濟組織，都應當建立黨的基層組織”。這是首次明確在非公企業中加強黨的建設。中共中央辦公廳（2012）《關于加強和改進非公有制企業黨的建設工作的意見（試行）》，在此強化非公企業黨建工作的重要性和約束力。從數據中也能夠體現強 化私營企業黨建的趨勢① ???①參見中組部共產黨員網：http：//news.12371.cn/2013/06/30/ARTI1372576793913322.shtml。 ??，2000年全國的私營企業中建立黨組織的企業約2.4萬家，到了2012年約147.5萬個非公有制企業建立黨組織，占具備建立黨組織條件的非公有制企業數的99.95%;最新數據顯示，截至2019年底，企業基層黨組織達到147.7萬個，基本實現應建盡建。甚至，私營企業黨組織成了黨的基層組織的主要組成部分。

（二）黨組織作用于私營企業環保投入的機制分析

環保投入是企業涉及節能減排或排污治理等方面所進行的設備購置、產品綠色創新和流程綠色改造等支出的資金[20]，既是企業污染治理的前端，更是行業或者區域污染治理的基礎。但是，監管系統難以觸及數目大、分散度高的私營企業，其環保私有信息難以被準確獲取，遑論通過外部壓力優化其環保投入。[6]私營企業的環保投入主要服從于行業標準，往往要低于國家戰略需要和公眾對綠色治理的預期，且難以自發調節。[9]

黨組織作為組織架構的一部分如何作用于私營企業環保投入？從企業黨組織的工作目標看，兩個最為重要的制度文件，中組部（2000）和中共中央辦公廳（2012），明確規定私營企業黨組織應該當“宣傳貫徹黨和國家的路線方針”“引導和監督企業自覺履行社會責任”和“建立黨組織與企業管理層共同學習制度，熟悉黨和國家政策法規、了解上級決策部署”。從而，引導私營企業履行環保社會責任，是私營企業黨組織應有的工作目標。黨組織是在企業內部形成的與政府治理協同的關鍵節點，突出表現在以下方面：

（1）內嵌于黨建網絡的企業黨組織是政府宣傳和監督網絡的延伸。[10，21]其一，黨和政府的方針政策會通過黨建網絡和企業黨組織迅速傳播，促進企業履行社會責任;[15]其二，黨建網絡中黨組織作為企業內部機構能夠將污染私有信息向上反饋[9]，緩解信息不對稱[10]，精準強化政府的環保監督水平。

（2）黨組織是私營企業主獲取政治關聯（身份）的重要節點。[22]政治關聯（身份）并非貶義，通過有效獲得政策信息和資源配置等渠道影響企業的長期發展。[18]中央制度文件規定“對企業出資人的評先選優、政治安排，要事先征求企業黨組織的意見……重點考察其……履行社會責任、支持黨建工作等方面情況”，這會使得私營企業主更加支持黨組織的工作，承擔更多的社會責任。[23]

（3）黨組織有助于塑造企業的綠色文化和影響企業環保決策。其一，黨組織直接影響黨員員工，并通過領導工會、職工代表大會等群眾組織間接影響普通員工[13]，以多樣化黨建活動的形式將國家綠色發展理念嵌入企業文化中[9]，形成塑造私營企業綠色文化的“人”的基礎。其二，在私營企業主是中共黨員情形下，企業主“一肩挑”或者形成經營和黨建的交叉，更加能夠強化黨組織對私營企業履行社會責任的影響[15]，塑造企業的綠色發展文化。其三，黨組織（負責人）通過參與或者列席私營企業的決策會議，對企業環保重要決策問題產生影響。中組部（2000）規定，非公有制經濟組織中的黨組織要“關心企業生產經營的重大問題，提出意見和建議，支持和促進企業發展”，在私營企業內部形成一種制度力量，遏制非社會責任行為，補償政府和市場調節的不足。[24]

上述分析，從私營企業黨組織的角色定位、約束力和影響企業行為的渠道等方面梳理了其對企業環保投入影響的具體機制。限于數據，我們無法給出對上述機制細節的直接檢驗。但是，概括地講，黨組織主要是通過“監督和引導”來實現遏制非社會責任行為和促進社會責任行為。這種解釋在部分實證文獻已經得到了驗證，如遏制企業財務違規、國有資產流失和投機性投資，如促進員工權益保護和慈善捐贈。遵循此思路，本文使用企業環保罰款和環保費用信息，間接檢驗黨組織促進私營企業環保投入的“監督和引導”機制。

三、研究設計

（一）模糊斷點設計與識別策略

根據Rubin的“反事實”分析框架構造計量識別策略。私營企業 i 是否成立黨組織（即 D i=0 或者 D i=1 ），就會存在兩種潛在的環保投入結果：（1）沒有成立（ D i=0 ），環保投入為 Y i0 ;（2）成立（即 D i=1 ），環保投入為 Y i1 。如公式（1）所示，針對個體的觀測結果（ Y i ）只能取其一：

Y i=Y i0+（Y i1-Y i0）·D i ??（1）

其中， Y i1-Y i0 為黨組織對企業 i 環保投入的個體處理效應，無法估計。任意的企業 i ，要么落在處理組，要么落在對照組。本文估計的目標是處理組的平均處理效應， ρ= E[ Y i1- Y i0 | D i=1 ]。對企業 i 觀測值 Y i 在變量 D i 上做條件均值分解，即被黨組織解釋的部分和其他部分：

Y i =E[Y i|D i]+η i=E[Y i0+（Y i1-Y i0）·D i|D i]+η i=E[Y i0|D i]+E[Y i1-Y i0|D i=1]·D i+η i=E[Y i0|D i]+ρD i+η i ???（2）

方程（2）中，對照組企業 i 的環保投入 Y i = E [ Y i0|D i=0 ]+ η i ，即“環保投入組內均值（可觀測）+干擾項”;處理組企業 j 的環保投入 Y j = E [ Y j0|D j=1 ]+ ρ + η j ，即“如果沒有建立黨組織的環保投入組內均值（不可觀測）+黨組織的處理效應 ρ +干擾項”。其中，處理效應 ρ 是待估參數。顯然，建立黨組織并非隨機分配，受企業和企業主特征（ Z i ，一組可測或者不可測變量）的影響，引致 E [ Y i0|D i=0 ]與 E [ Y j0|D j=1 ]的系統性偏差，即引致 D i 與 η i 的相關性。這些干擾都會使得OLS回歸得不到參數 ρ 的一致估計，即存在內生性干擾。

根據黨章中黨員人數3人及以上成立黨組織的規定，提供了“模糊斷點”（FRDD）機制，有助于識別黨組織對環保投入的影響。模糊斷點的識別思想非常樸素：當黨員人數不能被個體控制，黨員數落在3附近的企業樣本就像隨機分配的一樣好，從而磨平個體之間的特征差異（包括潛在結果和干擾因素差異），使得黨員人數在3左右的企業的環保投入差異可以被歸因于建立黨組織。

利用模糊斷點機制識別黨組織的作用，有兩個前提條件：（1）以黨員人數為驅動變量（ x i ），在3的左右企業成立基層黨組織的概率出現跳躍;（2）驅動變量在3左右，企業的環保投入也出現跳躍。圖1展示了樣本數據中企業成立黨組織和環保投入對黨員人數的條件期望函數，均在3的左右出現跳躍。根據“斷點”規則，假定企業 i 成立基層黨組織（ D i =1）的概率 P i 滿足：

P i=Prob{D i=1|x i}=? g 0（x i） if x i<3

g 1（x i） if x i≥3? ????（3）

如圖1（左）所示，可以明顯地看到：黨員人數小于3人，則成立黨組織的概率非常低;黨員人數大于等于3人，成立黨組織的概率出現跳躍，滿足FRDD的單調性條件，且黨員人數越多成立黨組織的概率越大。進而，成立黨組織與其黨員人數的關系：

D i=E（D i|x i）+μ i=Prob{D i=1|x i}+μ i=g 0（x i）+[g 1（x i）-g 0（x i）]×1{x i≥3}+μ i=g 0（x i）+g*（x i）×T i+μ i ??（4）

其中， T i=1 { x i≥3 }是“黨員人數大于等于3”的示性函數，稱為驅動規則; g* 是 g 1 與 g 0 的差函數，捕捉驅動規則對建立黨組織概率的沖擊。若 g 1 與 g 0 滿足連續性① ???①注意3附近的概率突變，也可能是 g 0（x i） 自帶跳躍，進而驅動規則不起作用。后文FRDD第一階段，通過構造分段函數形式的 g 0（x i） 檢驗了這種可能性。 ??，則 g* 可以泰勒展開：

g*（x i）=γ* 0+γ* 1x i+γ* 2x2 i ??（5）

則私營企業 i 成立黨組織與其黨員人數的關系進一步調整為：

D i=g 0（x i）+γ* 0T i+γ* 1x iT i+γ* 2x2 iT i+μ i ??（6）

“驅動規則” T i 作為黨章規定，對于企業而言具有外生性。借鑒Angrist和Lavy（1999）在模糊斷點框架下用工具變量方法進行估計的處理思路[25]，方程（6）提供了處理方程（2）的內生性問題的工具變量：驅動規則（ T i ）、驅動規則與黨員人數的交乘（ x i·T i ）以及驅動規則與黨員人數平方的交乘（ x2 i·T i ）可以作為方程（2）中 D i 的工具變量②??。據此，完成對方程（2）中處理效應 ρ 的一致估計。機制檢驗中，同樣依賴于模糊斷點機制進行因果識別。

（二）數據與變量

企業樣本源自全國私營企業抽樣調查數據（2008）① ???①私營企業調查數據覆蓋了2003至2017年中的10年，但具備本文核心變量數據的僅2008年。 ??。該數據庫由“中國私營企業研究”課題組收集和維護，是研究中國私營企業問題的權威數據。在本次調查在全國31個省級區域按0.55%的比例進行多階段抽樣，樣本涵蓋了不同規模和不同行業的私營企業，較好地代表全國私營企業的發展情況。該數據包含了企業主的個人信息和企業信息，也收錄了黨員人數和黨組織的信息。樣本中，沒有黨員員工的企業占20.6%，黨員員工1或2人的企業占22.1%，黨員員工3人及以上的企業占57.2%，擁有50名及以上黨員員工的企業僅占4.6%;有黨組織的企業占比為37%。顯然，黨員人數和黨組織的分布，均具有相當程度的變異，有效保證了因果關系的識別。

方程（2）中，解釋變量為黨組織，以是否成立“基層黨組織”構造0～1變量進行測度。樣本中，50以及上黨員數的企業占比極低，約2.52%;黨員數2及以下企業零星觀測到有黨小組，屬于聯合黨組織情形。因此，本文的黨組織效應主要指“黨支部效應”，但會被上述兩種情形的樣本所影響，造成估計偏誤。穩健性分析時，剔除黨員人數50及以上的和建立黨小組的企業樣本，觀察實證結果的穩健性。

被解釋變量為環保投入，加1取自然對數進行測度，以縮小數據量級、減少異方差和控制0值的干擾。對機制分析使用的治污費用和環保罰款也做同樣的處理。但是，被解釋變量0值問題，本文還針對性地使用Tobit和IV-Tobit模型做修正，增強結論的穩健性。參考既有文獻[9，13]，控制變量的選取分為兩個層次，企業特征和企業主特征。

企業特征：（1）企業年齡， 2008減去企業創建年份，控制經營經驗的影響;（2）企業銷售額，以銷售額加1取自然對數測度，控制企業規模影響;（3）工會，以是否成立工會組織構造0～1變量測度，控制企業的治理特征;（4）黨員人數，黨員規模上升有可能促進企業履行社會責任，即黨員規模效應，需要剔除這種干擾② ???②FRDD第二階段，加入黨員人數多項式控制這種干擾。 ??。

企業主特征：（1）性別，以是否為女性構造0～1變量進行測度，控制企業主性別差異;（2）受教育年限，控制企業主文化素質差異;（3）黨政機關工作經歷，以是否曾在黨政機關工作構造0～1變量測度，控制企業主工作經歷差異;（4）企業主黨員身份，以企業主是否為中共黨員構造0～1變量測度，控制企業主的政治素質差異;（5）人大代表或政協委員，企業主居其一就定義為1、否則界定為0，控制政治關聯因素的干擾。此外，實證分析中控制了省份和行業固定效應，以控制宏觀環境的影響。主要變量的描述性統計如表1所示。

四、實證分析

（一）基準回歸結果

1.OLS回歸結果。 OLS的回歸結果是實證分析比較的基礎，回歸結果如表2所示：（1）有黨組織的企業環保投入顯著地高于無黨組織的;（2）工會對環保投入有正向影響，顯著性表現不穩健;（3）企業規模對其環保投入有顯著的正向影響，與“實力越強的企業越有能力履行環保責任”的直覺一致;（4）企業經營經驗，無助于提高環保投入;（5）環保投入在企業主的性別上有差異，男性企業主履行環保責任的表現更好;（6）企業主的文化素質越高，環保投入越高;（7）黨政機關工作經歷，抑制了企業環保投入，可能存在著尋租空間有關;（8）國企的工作經歷，能夠促進私營企業環保投入;（9）企業主黨員身份、人大或者政協代表身份，對企業環保投入的作用不明顯。

OLS的回歸結果中，有黨組織的處理組和無黨組織的對照組之間，在環保投入上確實存在著顯著的差異。這種差異難以歸因于黨組織的作用，因為無法窮盡影響企業建立黨組織決策的干擾因素。換言之，OLS的估計結果可能存在著對“黨組織效應”的低估或者高估，需要進一步利用“3人及以上黨員成立黨組織”的斷點機制來控制內生性的干擾。

2.FRDD的第一階段回歸結果。 檢驗人數規則對私營企業成立黨組織概率的沖擊，需要排除兩點干擾：排除隨著黨員人數上升，成立黨組織概率突變的可能性，尤其以3為臨界點的突變;剔除企業其他特征的干擾。方程（4）的回歸結果整理成表3：（1）僅接入驅動規則作變量，黨員人數超過3時，成立黨組織的概率上升0.573，且1%的水平下顯著;（2）控制黨員人數，驅動規則對成立黨組織的依然具有很強的解釋力，黨員人數解釋力反而比較弱;（3）在3左右構造黨員數的分段函數，驅動規則對成立黨組織的概率影響仍維持在0.489且顯著;（4）進一步控制住企業和企業主特征，驅動規則對成立黨組織的概率影響，維持在0.397的水平，黨員人數的影響消失了。據此，可以穩健地證明驅動規則（黨員數3人及以上）是企業建立黨組織最關鍵的解釋，驗證了黨章規定的人數規則的約束力。

3.FRDD的第二階段回歸結果 。圖1（右）中私營企業環保投入在斷點左右出現了跳躍，但在多大程度上歸因于建立基層黨組織，依賴于更為嚴謹的回歸分析證據?？梢钥闯鳇h員人數與環保投入存在著函數關系，對方程（2）做回歸分析時除了控制企業和企業主特征外，需構造黨員人數多項式控制可能存在的干擾① ???①即，如潛在結果 Y i0 作為黨員人數的函數在3附近出現突變的話，也能夠出現圖1（右）的結果。從而，用FRDD方法對方程（2）做回歸時，需要加入黨員人數的多項式，但回歸系數不具備確切的經濟含義，從略、備索。? 。工具變量的回歸結果見表4，可以看到“建立黨組織”對私營企業環保投入的影響大約在2.8～3.0之間，非常顯著，且遠遠高于OLS估計下得到的影響水平。如果將 x 區間縮小至0～20名黨員人數的企業樣本上，黨組織對環保投入影響甚至達到3～3.5，且非常顯著，說明了OLS可能低估了黨組織的作用。針對“驅動規則”構造的工具變量的“不可識別”“弱識別”和“過度識別”檢驗中，工具變量均表現良好。

（二）FRDD模型的穩健性

1.檢驗協變量是否出現跳躍。 首先需要剔除協變量在斷點處跳躍產生的因果識別干擾。針對協變量在斷點處（黨員數3）跳躍的檢驗結果見表5：（1）銷售額、企業年齡、工會等沒有顯著差異;（2）性別、受教育年限、是否有黨政機關工作經歷、是否中共黨員身和是否前國企負責人等特征也沒有顯著差異;（3）唯一跳躍是“企業主是否人大代表或者政協委員”。有兩點理由可以排除該跳躍對結論的影響：其一，驅動規則沒有影響企業主政治身份的邏輯性，跳躍可能是有限樣本下的偶然性。相反，企業主政治身份可能會促使其利用驅動規則控制黨員人數，左右成立黨組織。這種干擾只需在回歸中控制政治身份即可。其二，表2中“人大代表或者政協委員身份”對環保投入沒有影響，阻斷了經由政治身份鏈條產生干擾的可能性。

2.檢驗驅動變量是否被控制 。由于黨章規定是公開信息，企業可能出于某種原因控制黨員人數，進而左右成立黨組織的狀態。只有無法控制驅動變量，才能對FRDD的結果做因果解釋。使用McCrary的方法檢驗黨員人數分布在臨界點附近是否被控制[26]，其檢驗原理是：如果控制黨員人數，則其密度函數在斷點處不連續，以獲得建立黨組織的“好處”或者規避“壞處”，否則認為無法精準控制。檢驗結果如表6所示，P值的水平顯然拒絕“黨員人數數分布在3左右不連續”的原假設。

3.安慰劑檢驗：構造偽斷點 。排除其他不可觀測因素的干擾，考慮構造“偽斷點”做安慰劑檢驗，其基本思想是：如果偽斷點的左右也觀測到結果變量的跳躍，說明還存在著不可觀測的干擾因素，否則排除。在真實斷點左右選取了2、4和5作為偽斷點，重復對方程（2）做基于“偽驅動規則”的工具變量回歸，結果見表7：偽斷點下，“黨組織”對企業環保投入均沒有顯著影響。

4.其他穩健性證據。 表8進一步提供了其他的穩健性證據：（1）剔除黨員50人以上或者成立黨小組樣本后，不影響實證結論;（2）Tobit和IV-Tobit結果說明，被解釋變量0值問題對分析結論影響不大，且內生性相較于0值，是造成OLS估計不一致的主要原因;（3）對環保投入做標準化處理，成立黨組織促進環保投入的結論不變。

五、進一步討論

（一）機制證據。 機制分析指出，產生促進私營企業環保投入的“黨組織效應”的關鍵在于“監督和引導機制”。本文采用涉及企業環保懲處的“治污費用”和“環保罰款”，對機制進行間接檢驗，其基本邏輯：如果監督引導得力，則企業會更加遵守政策法規。FRDD回歸結果見表9：黨組織對“治污費用”的影響維持在1.999～2.025，5%的水平下顯著;對企業“環保罰款”的影響維持在-0.225～-0.228，10%的水平下顯著。實證結果與理論預期一致，能夠本文的關鍵機制。

（二）黨組織作用的異質性檢驗。 研究結論的異質性，往往更具政策意義。本文進一步討論三個方面的異質性：黨員員工數的調節作用、企業主黨員身份的調節作用和外部環境規制強度的調節作用。將方程（2）中的處理效應參數 ρ 修改為調節變量 z i 的線性函數 ρ=ρ 0+ρ 1z i ，參數 ρ 1 捕捉調節影響。其中，外部環境規制變量，使用各個省份2007年的排污費收入除以工業增加值進行測度，數據來源于中國環境統計年鑒。異質性分析的回歸結果見表10：（1）黨組織對環保投入的處理效應，沒有被黨員人數調節;（2）但是，企業主如果是黨員則能夠提高黨組織對環保投入的正向作用;（3）外部環境規制政策越強，黨組織促進私營企業環保投入的作用越強。

六、結論與啟示

建黨百年之際，十九大四中全會提出推進國家治理體系和治理能力現代化的新要求，黨建作為工具手段的作用凸顯。在打贏污染防治攻堅戰的情境下，如何監督和敦促私營企業履行環保責任、增加環保投入一直是世界性難題。分析檢驗中國共產黨的黨建利器是否能夠發揮作用和如何發揮作用，進而提煉私營企業污染治理的中國方案，既引人入勝又具有實踐意義。

基于黨章規定的建立黨組織的人數規則，本文設計了模糊斷點機制（FRDD），結合私營企業微觀調查數據，科學地檢驗了建立黨組織與私營企業環保投入的因果聯系和關鍵機制。分析發現：黨組織嵌入顯著提升私營企業環保投入，OLS方法會低估黨組織作用;黨組織的“監督和引導”職能并結合其作為企業治理架構組成部分的天然優勢，是產生促進作用的關鍵機制;黨組織的促進作用會被企業主黨員身份和外部環境規制壓力等正向調節。

研究結論具備一定的政策啟示：黨建作為提升國家治理能力的工具手段，也能夠在完善私營企業污染治理制度方面發揮獨特的作用;在處理“私利”與“公利”矛盾問題上，黨建往往能夠扮演無可替代的角色;拓展認識“非公組織黨建”的社會價值，完善私有部門的黨建網絡建設，是推進現代企業制度建設中獨具特色的中國方案之一。

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Can the Party Organizations Promote Private Enterprises Environmental Protection Investment

- Evidence from the Survey of Private Enterprises in China

TANG Xueliang1，2，WANG Shenghao1，WU Wanzong1，2

（1.Business School， Yangzhou University， Yangzhou， Jiangsu 225127，China;

2.School of Economics， Fudan University， Shanghai 200433，China）

Abstract：

Based on the number-rule of establishing the party organizations， this paper uses FRDD approach to test the causal relationship between the party organizations and the environmental investment of private enterprises. （1） By controlling the endogenous problem， it is found that the establishing party organizations can significantly improve the environmental investment of the enterprises， and OLS approach may underestimate the role of party organizations; （2） “Supervision and Guidance” is the important mechanism for the party organizations to play a role， which is manifested in restricting private enterprises to comply with the government environmental protection policies and regulations; （3） The role of party organizations in promoting investment in environmental protection will be positively moderated by the “party membership” of the private entrepreneurs; （4） The stronger the external environmental protection constraint is， the stronger the promotion effect of the party organization is. The conclusion of the study provides useful reference for improving the environmental governance system of the private enterprises， and helps to expand the understanding of the social value of “Non-Public Organizations Party Building”.

Key words ：

private enterprises;environmental protection investment;primary party organizations;fuzzy RDD

責任編輯：吳錦丹