黨組織嵌入與現代私營企業稅收治理*

◆湯學良 ◆湯 越 ◆王媛媛

內容提要：黨組織嵌入作為現代企業治理的重要制度創新，能否提升私營企業的稅收治理效能？理論分析指出，黨組織嵌入能夠促進私營企業依法經營，約束其稅收激進行為。基于我國私營企業調查數據，文章構造計量分析模型，在充分控制企業相關特征和內生性問題的基礎上對該命題進行了實證檢驗。實證分析結論穩健地支持黨組織嵌入影響私營企業所產生的稅收治理效能。研究結論拓展了對非公組織中黨組織嵌入的應用范疇，并為完善現代私營企業稅收治理提供了借鑒。

一、引言

黨組織嵌入是面向我國現代私營企業治理的重要改革舉措（朱斌等，2021），能夠在私營企業內部形成與國家發展保持一致的制度基礎。大量的經驗研究證實，黨組織嵌入能夠抑制企業的投機行為（陳東，2015）、財務違規行為（鄭登津等，2020），觸發企業的社會責任行為，如環保（王舒揚等，2019）、捐贈（梁建等，2010）和員工福利（龍小寧和楊進，2014），增進企業的長期投資（李翠芝和陳東，2018）。那么，黨組織嵌入是否能夠促進現代私營企業的稅收治理？對這一問題的驗證，不僅有助于拓展對非公組織中黨組織嵌入的應用范疇，也能夠從企業內部治理結構的角度為完善現代私營企業稅收治理提供有益的政策啟示。

事實上，隨著大規模引入信息技術完善稅收征管體系，我國企業的稅收治理效果大幅提升。但是對于規模較小、數量巨大的私營企業而言，稅務部門對其盈余操縱行為的甄別難度大、執法成本高，仍然無法杜絕其稅收激進行為的發生（張克中等，2020）。黨組織嵌入是在現代私營企業內部形成約束其行為符合國家發展需要和社會預期的治理基礎。引導現代私營企業依法納稅、抑制其稅收激進自然是黨組織發揮作用的應有之義。本文基于“中國私營企業調查數據庫”中的現代私營企業樣本，嘗試為該判斷提供經驗證據。由于數據庫中沒有企業避稅的信息，實證分析聚焦于檢驗黨組織嵌入對私營企業繳稅的影響。顯然，給定企業其他特征不變，稅收激進與繳稅規模高度相關，如果黨組織嵌入對私營企業稅收激進產生了行為上的約束，則應該觀測到黨組織嵌入會促進私營企業繳稅，這構成本文實證檢驗的邏輯基礎。

本文基于大量樣本的現代私營企業調查數據構造計量分析模型，在充分控制企業特征和削弱內生性問題的基礎上，通過驗證黨組織對企業納稅的影響，分離出黨組織嵌入約束私營企業稅收激進的經驗證據。基于穩健性和異質性考慮，本文還進一步給出了黨組織嵌入約束私營企業依法經營、依法納稅的證據，以及厘清對私營企業產生稅收治理作用的部分邊界條件。本研究的邊際貢獻在于：從約束私營企業稅收激進行為的角度，補充對非公組織黨組織嵌入的社會價值的認識，拓展現代私營企業稅收治理的改革思路。

二、機制分析

（一）現代私營企業中黨組織嵌入的制度背景

私營經濟作為我國經濟的重要組成部分，其發展與國家戰略保持一致的重要性日益凸顯，黨和政府自然地會與私營企業深化聯系（朱斌等，2021），主要表現為政治吸納和組織嵌入兩種模式。政治吸納指賦予企業主政治身份，形成“外向個體謀取型”政治關聯（何軒和馬駿，2018），達到團結企業主目的的同時往往伴隨著資源配置扭曲（余明桂和潘紅波，2008；李維安和徐業坤，2013）；而嵌入黨組織形成的“內向組織變革型”政治紐帶，會通過黨組織科層網絡引導、協調、監督與統戰現代私營企業的發展，更可能影響企業的決策和行為模式。因此，在提升國家治理能力的框架下，黨組織嵌入已然成為黨和政府與現代私營企業之間組織化、制度化、常態化的互動機制（何軒和馬駿，2018；朱斌等，2021）。

事實上，企業主對于設定黨組織的態度可能是復雜的（Yan和Huang，2017），有別于對政治身份追求的主動性（Li等，2006）。因此，外部制度規定形成了對私營企業建立黨組織的實質性約束（湯學良等，2021）：中組部于2000年印發了《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）》（簡稱中組部2000年《意見》），明確規定“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”，產生私營企業應建盡建黨組織的實質性約束；中共中央辦公廳于2012年印發了《關于加強和改進非公有制企業黨的建設工作的意見（試行）》（簡稱中央辦公廳2012年《意見》），進一步強化黨組織對現代私營企業違法、違規行為的約束。與此同時，《中華人民共和國公司法》自1994年修訂版開始規定“公司中中國共產黨基層黨組織的活動，依照中國共產黨黨章辦理”，2004年和2005年修訂版均延續此規定。經歷5次修訂至2018年，《公司法》將其進一步表述為“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。”這些規定構成我國私營企業建立黨組織的合法性依據。

（二）黨組織嵌入促進現代私營企業稅收治理的機制分析

約束企業按照稅法規定如實申報、如實納稅，是企業稅收治理的關鍵。不同于暴露于審計和監管部門、媒體機構和股民視野中的國有企業、上市公司，現代私營企業經營管理的規范性仍然較弱，其涉稅違規行為的甄別和執法成本較高。那么，黨組織嵌入能否對現代私營企業涉稅違規行為產生內部約束，具體的作用機制是什么？

從企業黨組織的職能看，中組部2000年《意見》和中央辦公廳2012年《意見》這兩份文件明確其職責為：“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”等。因此，引導和監督私營企業依法經營、依法納稅是黨組織工作的應有之目標。并且，圍繞著此目標，黨組織能對私營企業行為產生實質性約束得益于以下幾點原因：（1）內嵌于黨建網絡中的黨組織在私營企業內部形成政府協同治理的節點（Chang和Wong，2004）。這既有助于政府政策法規通過黨組織節點向企業內傳播，進而促進企業依法經營和履行社會責任（陳東，2015），又能夠將真實信息通過黨建網絡向上反饋，緩解信息不對稱（何軒和馬駿，2018；王舒揚等，2019），約束企業違規行為。（2）黨組織制約私營企業主獲取政治認可或政治身份（張建君，2012）。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……重點考察其遵紀守法……支持黨建工作等方面情況”，這會使得黨組織嵌入對企業違規行為的約束獲得企業主的支持（董志強和魏下海，2018）。（3）黨組織直接影響企業黨員員工，并且領導工會、職工大會等群眾組織（王舒揚等，2019），能夠以多樣化的黨建活動向企業員工傳播遵紀守法的理念，為企業行為合法、合規塑造“人”的基礎。（4）企業黨組織負責人列席決策會議，代表黨組織“關心企業生產經營的重大問題，提出意見和建議”，對企業可能涉及違規的行為進行糾偏（梁建等，2010）。據此，理論推演的判斷在于，黨組織嵌入可以從約束企業涉稅違規行為的角度，敦促私營企業根據實際經營績效如實申報、依法納稅。

從實證識別的角度看，給定企業經營績效和適用的稅法規則，有稅收激進行為的私營企業繳稅規模會偏低；而如果黨組織嵌入產生了稅收治理作用，則應該觀測到平均意義下有黨組織的私營企業繳稅規模會提升。值得注意的是，有一支文獻指出黨組織嵌入也可能通過增強私企合法性、削弱市場進入壁壘、促進外部資源獲取等方式提升企業經營績效（余明桂和潘紅波，2008；羅黨論和劉曉龍，2009；景麟德等，2018），進而也會影響私營企業的納稅。這里對本文識別黨組織的稅收治理效應提出了兩點挑戰：其一，剔除可能存在的資源效應的干擾；其二，避免反向因果的干擾①這里的反向因果可以直白地解釋為：那些績效好（進而納稅表現好）的私企，可能會優先建立黨組織。。本文的實證部分對這兩點挑戰做了回應和處理。

三、研究設計

（一）計量模型設計與識別

本文需要檢驗的核心問題在于黨組織嵌入是否約束私營企業稅收激進行為，構造的簡約式回歸方程如（1）式所示：

其中，下標i為企業，j為企業所屬的行業，c為企業所屬的城市，t為年份。被解釋變量為企業的繳稅規模（lntax ），解釋變量為企業是否建立黨組織（party，0-1變量）。若黨組織嵌入約束企業稅收激進行為，則應當觀測到方程中參數β1大于0，這是驗證本文核心觀點的關鍵。但是，如機制分析部分所述，需要排除黨組織可能存在資源效應干擾。控制變量中，本文著重考慮加入企業的銷售收入，因為黨組織嵌入的其他影響集中體現在經營績效水平②換言之，給定績效水平（當然也需要控制其他企業特征），黨組織仍能正向影響納稅，只能是通過約束稅收激進行為產生的。。其余控制變量的選取參考龍小寧和楊進（2014）、湯學良等（2021），包括企業和企業主層面兩類混雜因素（Controls）：（1）雇傭規模，即企業員工數目，反映企業的大小③事實上，企業固定資產規模更能體現企業的大小。但是，私營企業數據庫中固定資產信息缺失嚴重。；（2）工會組織，即企業是否設立工會，反映企業治理的規范性；（3）企業年齡，即企業存續的時間，反映企業向市場等環境學習的程度；（4）企業主性別，捕捉企業主在經營管理決策上的性別差異；（5）企業主年齡，反映企業主的經營經驗和社會閱歷；（6）黨政機關經歷，即企業主開辦企業之前是否在黨政機關工作過，反映企業主對政府規章制度的認知；（7）國有或集體企業負責人，即創辦企業之前企業主是否有國有或者集體企業負責人的經歷，反映企業主經營規范性的經驗和私營企業的外部關聯；（8）人大/政協，即企業主是否為人大代表或者政協委員，反映企業與政府之間的政治關聯；（9）受教育年限，即企業主的受教育程度，反映企業主的知識儲備和對政策規范的認知能力。外部經營環境的混雜因素，考慮了企業所屬的行業差異、地域差異和年份差異，分別使用行業、城市和年份啞變量進行控制。

（二）數據與變量

1.數據來源

實證分析使用的企業樣本來自“中國私營企業調查數據庫（2006—2014）”。該數據庫由中共中央統戰部、中華全國工商業聯合會、國家工商行政管理總局和中國民（私）營經濟研究會組成的“中國私營企業研究課題組”收集和維護，是分析和研究中國現代私營企業問題的權威數據資源。該數據庫按照省、市、自治區私營企業總數的0.55%比例進行多階段抽樣，樣本涵蓋了全國31個省、市、自治區不同規模和不同行業的私營企業，且該調查每兩年進行一次。因此本文所使用的是2006年、2008年、2010年、2012年和2014年私營企業樣本，樣本數分別為3837、4098、4614、5073和6144家。該數據庫包含的變量信息非常豐富，涵蓋了企業主信息（包括客觀特征信息和主觀態度信息）和企業經營信息（包括財務信息、要素投入信息、參與社會組織信息以及行業和地區信息等），能夠完成方程（1）中各個變量的測度。此外，尤其難得的是該數據庫詳細報告了企業成立黨組織的信息，全樣本中成立黨組織的企業大約占總數的38%；且有黨組織的企業中93%為黨支部，基層黨委和黨小組大約占7%①實證分析時，為了保證黨組織的作用具有可比性，剔除了成立基層黨委和黨小組的企業樣本。。企業黨組織嵌入的特征具備了充分的變異，有助于識別黨組織的作用。此外，根據變量界定需要對初始數據進行了清洗，清洗原則為：構造變量的關鍵指標不能缺失或者有邏輯錯誤②邏輯錯誤如非負的指標出現了負值（如繳稅不能小于0）、指標出現異常值（如企業主年齡超過90歲）等。，否則刪除。

2.變量界定與測算

基于有效企業樣本數據，完成對方程（1）中主要變量的界定測算，具體測算方式如下：（1）企業繳稅，以企業匯報的繳稅金額經價格指數平減后取對數作為測度③由于零星存在繳稅金額0值的樣本（占比不足0.1%），將繳稅金額加1后再取對數，且不必使用Tobit模型進行截斷數據糾偏。此外，由于控制變量中包含了企業銷售收入、行業、城市和年份，不必擔心不同規模企業之間繳稅變量不可比。；（2）黨組織，以企業是否成立黨組織界定0-1變量，有黨組織為1、否則為0；（3）銷售收入，以企業銷售額經價格指數平減后取對數作為測度；（4）雇傭規模，以企業員工人數取對數作為測度；（5）工會組織，以是否成立工會界定0-1變量刻畫；（6）企業年齡，用觀測年份減去企業成立年份進行測度；（7）企業主性別，根據性別信息構造0-1變量，女性為1、男性為0；（8）企業主年齡，用觀測年份減去企業主出生年份所得；（9）黨政機關經歷，只要企業主在創辦企業之前有過政府部門（含事業單位）工作經歷即取值為1、否則為0；（10）國有/集體負責人，根據企業主是否履職過國有或者集體企業負責人的經歷界定0-1變量進行測度；（11）人大/政協，即企業主是否具有人大代表或者政協委員身份，二者居其一（含兼有）即取值為1、否則為0；（12）企業主黨員，根據企業主是否為中共黨員界定0-1變量，是黨員取值為1、否則為0；（13）受教育年限，根據企業主的學歷信息（如初中、高中、大學等）折算為具體的年限值④本文將小學及以下、初中、高中、大專和本科、研究生分別界定為：5年、8年、11年、15年、18年的受教育年限。我們也嘗試了微調年限賦值，不影響實證結果。進行測度。此外，數據庫中匯報了企業所屬的行業、所屬區域郵編和年份，據此設置了行業、城市⑤事實上，郵編信息可以定位到企業所屬的縣，但是同一個縣內企業樣本較少，設置縣啞變量會導致回歸分析的自由度不足，因此考慮設置地級市啞變量。和年份啞變量，以控制行業差異、區域差異和宏觀經濟環境的影響。上述主要變量⑥主要變量均進行了上1%的縮尾處理，以剔除異常值對實證結果的干擾。的描述性統計如表1所示。

表1 主要變量的描述性統計

數據來源：基于私營企業調查數據計算整理所得。

（三）內生性與機制檢驗

1.內生性與工具變量

方程（1）的識別還面臨著內生性問題的挑戰，其成因包括缺失變量偏誤和反向因果問題。本文嘗試兩種構造工具變量的方法：第一種參考Coval和Moskowitz（1999）、鄭登津等（2020），考慮使用企業所屬的縣（市）與北京的經緯度距離作為企業黨組織嵌入的工具變量①數據庫中直接匯報的是省份信息，本文利用企業屬地的6位郵編信息，可以識別出縣（市）；再利用百度地圖提供的經緯度信息，測算出距北京的經緯度距離。。直覺上講，距離北京越近，企業越有可能成立黨組織。這里可能會擔心經緯度距離指標隨時間不變，進而與企業所屬的城市啞變量信息重疊。但是，經緯度距離差異可以理解為以北京為圓心畫不同半徑的圓，不同城市可能具有同樣的經緯度距離，進而與城市啞變量信息不重疊。并且，縣級層面測算經緯度距離，回歸分析控制城市啞變量，測量維度有差異。

第二種參考龍小寧和楊進（2014），利用黨章規定的成立黨組織的人數規則，即3人及以上黨員須成立黨組織，設計模糊斷點回歸機制②依據黨章和公司法規定，3人及以上黨員，企業須成立黨組織；但是，仍然可以通過進入社區黨組織和成立聯合黨組織等形式，完成黨員管理的相關規定。因而，黨員人數是否超過3人，只會影響企業成立黨組織的概率，屬于模糊斷點機制。，進行工具變量回歸。在模糊斷點分析框架下企業的黨員人數是驅動變量，即黨員人數可能作用于企業納稅，但是在控制住黨員人數（及其多項式③因為，無法知道黨員人數與企業繳稅之間的具體函數關系，故使用多項式擬合更加穩健。本文在實證分析中考慮的是黨員人數的二階多項式，當然也嘗試了三階多項式，不改變黨組織對企業繳稅影響的研究結論。）的影響后，黨員人數是否超過3人（即斷點啞變量）不應該產生影響。如產生顯著影響，只能是因為黨員超過3人，企業更可能成立黨組織所致。這是模型斷點機制識別黨組織嵌入影響的基本原理。

2.機制檢驗思路與變量

機制分析闡明了黨組織嵌入對私營企業稅收激進行為約束的內在機理。方程（1）檢驗了行為約束機理成立的必要條件。但是，行為約束機理成立還需要進一步給出經驗證據。本文考慮兩種相互補充的檢驗思路：其一，所謂行為約束，即黨組織約束私營企業遵循稅法規定，減少涉稅違規或者逃稅。但是數據庫缺乏企業涉稅違規或者避稅④避稅測算主要針對所得稅，計算出企業真實所得稅稅率，利用其與企業適用所得稅率的偏差測度避稅。但是，數據庫中繳稅是加總的繳稅規模，且沒有適用稅率信息。信息，本文利用企業環保違規間接檢驗約束機制。即黨組織如果約束企業繳稅行為符合規定，相應地也會體現在對環保行為的約束上。換言之，有黨組織的企業應該更不可能環保違規或者環保違規的程度更低⑤數據庫中匯報了企業的環保罰款信息，若有環保罰款，即說明該企業發生了環保違規行為。但是，環保罰款規模不能直接作為企業環保行為違規程度的測度，需要使用企業排污規模進行標準化。我們使用企業繳納的治污費作為排污規模的測度，即構造環保罰款與治污費的比值作為環保違規程度的測度。，據此進行約束機制的檢驗。其二，盡管私營企業逃稅的界定具有挑戰性，但是如果存在逃稅行為，則給定其他條件一致，逃稅企業的實際稅負①參考通行的做法，本文用企業繳納的全部稅款占利潤的比重測度實際稅負。會更低。那么，如果黨組織嵌入對涉稅違規行為產生約束，則會提高企業的實際稅負。需要說明的是，合理避稅也會導致實際稅負較低。但是，此情形下黨組織嵌入不應該對企業實際稅負產生影響。

四、實證分析

（一）基準回歸分析

基于有效樣本對方程（1）式進行估計，逐步增加控制變量以觀察黨組織變量對企業繳稅變量影響的穩健性，回歸結果整理為表2：第1列只控制了銷售收入和外部環境影響，黨組織與繳稅的相關性高達0.456，且1%水平顯著；第2和第3列逐步控制企業特征和企業主特征的干擾，黨組織對繳稅的影響下降至0.212和0.168，但保持1%水平下顯著。基于第3列結果，可以認為在控制住足夠多的因素干擾的前提下，仍然可以觀察到黨組織嵌入能夠顯著提升私營企業繳稅規模約16.8%。值得關注的是，隨著控制變量的增加，銷售收入對企業繳稅的影響一直顯著地維持在0.5以上，即銷售收入增加1%，企業繳稅增加不少于0.5%。這與直覺是相符的，因為企業繳稅規模的客觀基礎在于經營績效，銷售收入對繳稅的解釋力自然是強且穩健的。

表2 基準回歸結果

其他控制變量也不同程度地影響繳稅：以雇傭規模所測度的企業規模越大，企業繳稅規模越大；工會組織所表征的企業治理規范性越好，企業繳稅規模越大；企業年齡所示的存續時間雖然也對繳稅規模有顯著的正向影響，但影響的強度比較弱。企業主特征變量的回歸系數中，可以發現：企業主的政治身份（即人大或者政協身份）、國有或者集體企業負責人經歷均對企業繳稅有顯著正向影響，這既可能得益于與政府或者高層次企業的關聯關系，進而作用于企業經營績效所致，也可能與企業主對稅收制度規則的認知提升有關；企業主年齡和受教育年限也對企業繳稅有顯著正向影響，說明企業主的經營經驗和認知能力會影響企業的經營和納稅決策。這些控制變量所產生的影響方向和顯著性，似乎均與直覺相符，一定程度上佐證了私營企業樣本的可靠性。

（二）內生性問題

表2顯示在充分控制企業相關特征（尤其經營績效）的前提下，黨組織嵌入可能對私營企業稅收激進有約束作用。但是，由于缺失變量和反向因果兩種可能性所引致的內生性問題，仍然會擔心表2估計結果的可靠性。接下來，使用企業屬地（縣級）離北京的經緯度距離變量和黨員人數斷點變量（即黨員數是否大于等于3的啞變量）作為工具變量，重新對方程（1）做回歸分析，結果整理成表3，可以發現：兩類工具變量回歸下，黨組織對企業繳稅影響的系數均提高了，這說明內生性可能導致最小二乘估計（OLS）低估了黨組織嵌入的稅收治理作用。

表3 工具變量回歸結果

此外，以“距離北京”作為工具變量的第一階段回歸結果顯示，離北京越遠企業黨組織嵌入的概率越低，第一階段F值遠遠大于10，說明了該工具變量的適用性。而利用2006年和2008年樣本數據進行斷點回歸時，在方程（1）式中加入了黨員人數的二階多項式以控制黨員人數的影響，進而構造黨員斷點變量作為黨組織嵌入的工具變量，第一階段F值也顯示了該變量作為工具變量是適用的。盡管OLS可能低估黨組織嵌入的稅收治理作用，但是工具變量和OLS回歸的基本結論是一致的。

（三）行為約束機制的再檢驗

針對行為約束機制檢驗，本文進行了兩個層次的檢驗：驗證黨組織嵌入對環保違規行為的約束和對實際稅負的影響，回歸結果如表4所示。黨組織嵌入對私企環保違規行為發生概率的影響雖然是負向的，但是顯著性檢驗未通過；以環保罰款除以治污費測度的環保違規程度作為被解釋變量時，黨組織對其影響為負且顯著。黨組織對環保違規概率負向影響不顯著，可能是因為數據庫中有環保罰款的企業樣本較少，構造0-1變量時變異程度不足。但是，環保罰款規模的變異程度還是比較可觀的，有助于提升回歸系數的顯著性。

表4 行為約束機制：黨組織對私營企業違規和實際稅負的影響

驗證黨組織嵌入對環保違規行為的約束，提供了其對企業涉稅違規行為約束的間接證據。以企業繳稅規模與利潤的比值作為實際稅負的測度，進一步檢驗發現黨組織正向提升了實際稅負。這里需要說明的是，該結論并不是說黨組織嵌入增加了企業的負擔。因為，給定其他條件一致，實際稅負是合理避稅和違規逃稅雙重作用的結果。顯然，黨組織只會通過約束逃稅行為而提升實際稅負水平。換言之，表4中黨組織對實際稅負的正向影響，恰恰說明私營樣本中存在著涉稅違規，且黨組織嵌入產生了糾偏的作用。

（四）異質性分析

黨組織嵌入所產生的對現代私營企業的稅收治理作用，必然會受到其他條件的制約。異質性分析聚焦于四類調節因素：企業主黨員身份、企業主政治身份、企業黨員人數和地方財政壓力。實證分析結果整理成表5：（1）黨組織嵌入的稅收治理效應會被企業主的政治身份正向調節，但是企業主黨員身份的調節作用不顯著；（2）黨組織作用的發揮與黨員規模密切相關，黨員人數越多，黨組織嵌入的稅收治理作用越強；（3）地方政府的財政壓力①參考李維安和徐業坤（2013），具體測算方法：地級市的GDP增長率和財政盈余（財政收入減財政支出）與同年份同省各地級市均值比較，高于賦值為0、低于賦值為1，指標取值范圍[0,2]，數值越大、財政壓力越大。越大，黨組織的稅收治理作用越強。

表5 黨組織對企業繳稅影響的異質性

注：地方財政壓力指標為地級市層面指標。

五、總結評述

現代私營企業的稅收激進行為，一直是我國稅收治理的難點和痛點。黨組織嵌入作為面向現代私營企業治理的重要制度創新，是否能夠起到稅收治理作用？本文基于中國私營企業數據庫，對這一重要的問題進行了實證檢驗：在充分控制企業與企業主特征后，黨組織嵌入通過約束私營企業稅收激進行為，提升了繳稅規模；在引入工具變量后，該實證結論依然穩健成立；進一步地，通過引入企業環保違規和實際稅率作為被解釋變量，實證結論依然說明黨組織對于約束私營企業依法經營、依法納稅的治理作用；并且，黨組織嵌入對于現代私營企業的稅收治理作用會被企業主政治身份、企業黨員人數和地方政府財政壓力正向調節。

本文的研究結論為判斷黨組織嵌入對現代私營企業稅收治理作用提供了比較可信的經驗證據，且有重要的實踐啟示：一方面，黨組織嵌入不僅有助于私營企業社會責任的履行，在稅收治理方面也能產生積極作用；另一方面，針對私營企業稅收治理實踐，不僅需要關注技術監管手段等“硬”約束，也需要關注組織結構、人的因素等“軟”治理創新。本文的研究補充了對非公組織黨組織嵌入的社會價值認識，能夠為治理現代私營企業稅收激進的中國智慧和方案提供經驗支撐。此外，也需要正視本文的研究不足：盡管本文基于現代私營企業調查數據提供的大樣本、多變量的數據信息對黨組織嵌入的稅收治理作用進行了邏輯自洽的實證檢驗，但是由于缺乏直面稅收遵從的詳細信息，使得本文無法提供更為直接的證據。當然，不足之處也正是未來可以進一步拓展的研究空間。