黨組織參與治理與企業全要素生產率

周 松，李翊菲

（貴州財經大學，貴陽 550025）

引言

黨的十九大報告中明確了提高全要素生產率的目標要求。全要素生產率作為經濟增長的核心動力來源，是我國實現經濟高質量發展的重要途徑。從微觀企業層面看，企業全要素生產率不僅是企業實現高質量發展的著力點（杜勇，2021），也是企業在供給側改革中提升宏觀全要素生產率的根源（郭健等，2020）。但目前，多數學者從宏觀的研究視角探索全要素生產率的影響因素，而忽略了微觀企業視角。同時，在已有研究中，公司治理與企業全要素生產率關系的研究還未被足夠重視。

黨組織參與治理是我國公司治理的一個鮮明特征。習近平總書記指出，中國特色現代國有企業制度中的“特”就在于將黨的領導融入公司治理各環節。非國有企業也在相關部門的倡導下陸續加強黨組織建設，發揮黨組織的治理作用。那么，在我國推動經濟高質量發展的背景下，黨組織參與治理能否有效提高企業全要素生產率？這種關系是否受到外部制度環境的影響？此外，不同的公司特征下黨組織參與治理的效果是否存在差異？本文利用A 股上市公司2013—2019 年的數據，考察了以上問題。

一、理論分析與假設提出

在我國企業中，黨組織成員與董事、監事或高管層重合。作為黨組織成員，其有責任將黨和政府的意志落實到企業層面；作為企業的董事、監事、高管層，其有能力對企業行為發揮影響作用。企業全要素生產率的提升是落實黨和政府對高質量發展要求的重要環節，黨組織參與治理有助于將這一要求落實到企業層面的治理和經營決策中。

企業全要素生產率的提升主要依靠資源配置效率的改善以及技術進步（黃賢環等，2020）。黨組織參與治理在企業中有監督與制衡的職能，一方面其立足于股東的立場，在參與企業生產經營過程時通過聽取群眾意見等途徑，作出科學合理的經營決策，減少資源錯配；另一方面其可以監督其他并非黨組織成員，約束其機會主義行為，降低代理成本，提高企業組織管理效率（郭檬楠等，2020）。

黨組織參與治理能夠實現技術進步，進而提升企業全要素生產率。首先，在國家創新驅動發展戰略的背景下，雙重身份的領導者會積極推進企業創新活動。其次，黨組織參與治理的企業與上級黨組織和地方政府會更為頻繁地溝通，可以及時獲取技術或者行業信息，使企業創新能有效產出。最后，黨組織參與治理有助于降低企業創新成果被剽竊的風險（李明輝等，2021），塑造良好的創新環境，調動創新的積極性。基于以上分析，提出以下假設。

H1：在其他條件不變情況下，黨組織參與治理會提升企業全要素生產率。

進一步來說，研究各組織的行為也需要考慮到制度環境的影響。十八屆五中全會中指出，改善制度環境是提升全要素生產率的重要手段。制度環境的改善會優化企業資源配置效率并加大創新投入，提升企業全要素生產率（馬光榮，2014）。

黨組織參與治理作為內部治理機制，會在外部制度環境不健全的時候起到更強的監督作用，彌補外部制度環境的缺失。而當外部制度更加健全時，由于整體制度環境大好，如果此時企業全要素生產率未得到提升，就存在經營活動受損的風險。此時，黨組織治理作用對企業全要素生產率的影響會得到一定程度的壓縮。基于以上分析，提出以下假設。

H2：在其他條件不變情況下，黨組織參與治理在制度環境較差地區對企業全要素生產率的提升效應較強。

二、研究設計

（一）數據來源

選取2013—2019 年滬深兩市A 股上市公司為樣本。并進行如下篩選：一是剔除關鍵變量缺失的樣本；二是剔除被ST、*ST 等特別處理的公司；三是剔除金融類上市公司。此外，對所有連續型變量1%與99%分位數上進行Winsorize 處理，以減少極端值干擾。除黨組織參與治理數據來源于上市公司年報、黨組織會議和百度查詢外，其余原始數據均來自國泰安和萬德數據庫。

（二）數據定義

具體各變量定義如表1 所示。

表1 變量定義表

（三）模型設定

為了考察黨組織參與治理與企業全要素生產率的關系，構建模型（1）：

為了考察制度環境對黨組織參與治理與企業全要素生產率之間關系的調節關系，構建模型（2）：

三、實證結果及分析

（一）描述性統計

從描述性統計結果來看，企業全要素生產率均值為9.091，標準差為1.112，說明我國企業之間在此的差異較大；黨組織參與治理的均值為9.77%，最大值為60%，說明在我國部分企業黨組織參與治理已經具有重要影響力。

（二）回歸分析結果

1.黨組織參與治理與企業全要素生產率。由下頁表2 的第（1）列、第（2）列可知，在未加入控制變量時以及加入控制變量后，黨組織參與治理與企業全要素生產率都為顯著正相關關系。結果表明，黨組織參與治理可以顯著提高企業全要素生產率水平，假設H1 得到驗證。

2.黨組織參與治理、制度環境與企業全要素生產率。由表2 中的第（3）列可知，黨組織參與治理與制度環境的交乘項在1%的水平上顯著為負，說明制度環境越差，黨組織參與治理越能夠提高企業全要素生產率，假設H2 得到檢驗。

表2 黨組織參與治理與企業全要素生產率及制度環境調節效應

（三）穩健性檢驗

為保證研究結論具有穩健性，進行以下穩健性檢驗：第一，替換被解釋變量的衡量方法。使用OLS 法計算得到的企業全要素生產率。第二，多重共線性檢驗。對模型（1）進行多重共線性檢驗，回歸過程的VIF 值遠小于10，不存在嚴重的多重共線性。第三，調整估計樣本范圍。重新界定估計樣本范圍，選取制造業企業樣本進行回歸。

（四）進一步分析

1.黨組織參與治理、融資約束與企業全要素生產率。已有研究表明，當企業面臨融資約束時，為獲得較大的收益，進行創新和提高生產效率的動機更強。接下來，采用分組檢驗的方法，考察不同融資約束下黨組織參與治理與企業全要素生產率的關系，分組依據為是否大于當年同行業中位數。此外，運用基于似無關模型的SUR 檢驗進行了組間系數差異的檢驗。由表3 的第（1）列、第（2）列可知，黨組織參與治理對企業全要素生產率的正向關系在融資約束較高的企業中更為顯著。

2.黨組織參與治理、信息環境與企業全要素生產率。信息不對稱容易引發代理問題，進而影響企業資源配置與創新效率。接下來，采用分組檢驗的方法，考察不同信息環境下黨組織參與治理與企業全要素生產率的關系，分組依據為是否大于當年同行業中位數。此外，運用基于似無關模型的SUR 檢驗進行了組間系數差異的檢驗。由表3 的第（3）列、第（4）列可知，黨組織參與治理與企業全要素生產率的正向關系在信息環境較差時更為顯著，這在一定程度上彰顯了黨組織參與治理的積極治理作用。

表3 分組檢驗

四、結論與啟示

企業全要素生產率不僅事關企業的長久發展，更是宏觀經濟高質量發展核心動力。黨組織參與治理作為中國獨具特色的制度安排，但針對黨組織參與治理與企業全要素生產率的研究尚且缺乏。本文采用2013—2019年A 股上市公司數據為研究樣本，實證檢驗了黨組織參與治理對企業全要素生產率的影響。結果表明，黨組織參與治理可以顯著提升企業全要素生產率，并且這種關系在較差的制度環境中更為顯著。基于不同的企業特征，在融資約束較高或者信息環境較差時，黨組織參與治理對企業全要素生產率的正向關系更為顯著。

基于研究結論，本文提出以下政策建議。首先，黨組織參與治理可以有效提升企業全要素生產率，要充分認識到黨組織的積極治理作用。其次，在不同的企業中，黨組織參與治理對企業全要素生產率的影響存在異質性，因此應充分利用其積極治理作用。