党组织嵌入与现代私营企业税收治理*

◆汤学良 ◆汤 越 ◆王媛媛

内容提要：党组织嵌入作为现代企业治理的重要制度创新，能否提升私营企业的税收治理效能？理论分析指出，党组织嵌入能够促进私营企业依法经营，约束其税收激进行为。基于我国私营企业调查数据，文章构造计量分析模型，在充分控制企业相关特征和内生性问题的基础上对该命题进行了实证检验。实证分析结论稳健地支持党组织嵌入影响私营企业所产生的税收治理效能。研究结论拓展了对非公组织中党组织嵌入的应用范畴，并为完善现代私营企业税收治理提供了借鉴。

一、引言

党组织嵌入是面向我国现代私营企业治理的重要改革举措（朱斌等，2021），能够在私营企业内部形成与国家发展保持一致的制度基础。大量的经验研究证实，党组织嵌入能够抑制企业的投机行为（陈东，2015）、财务违规行为（郑登津等，2020），触发企业的社会责任行为，如环保（王舒扬等，2019）、捐赠（梁建等，2010）和员工福利（龙小宁和杨进，2014），增进企业的长期投资（李翠芝和陈东，2018）。那么，党组织嵌入是否能够促进现代私营企业的税收治理？对这一问题的验证，不仅有助于拓展对非公组织中党组织嵌入的应用范畴，也能够从企业内部治理结构的角度为完善现代私营企业税收治理提供有益的政策启示。

事实上，随着大规模引入信息技术完善税收征管体系，我国企业的税收治理效果大幅提升。但是对于规模较小、数量巨大的私营企业而言，税务部门对其盈余操纵行为的甄别难度大、执法成本高，仍然无法杜绝其税收激进行为的发生（张克中等，2020）。党组织嵌入是在现代私营企业内部形成约束其行为符合国家发展需要和社会预期的治理基础。引导现代私营企业依法纳税、抑制其税收激进自然是党组织发挥作用的应有之义。本文基于“中国私营企业调查数据库”中的现代私营企业样本，尝试为该判断提供经验证据。由于数据库中没有企业避税的信息，实证分析聚焦于检验党组织嵌入对私营企业缴税的影响。显然，给定企业其他特征不变，税收激进与缴税规模高度相关，如果党组织嵌入对私营企业税收激进产生了行为上的约束，则应该观测到党组织嵌入会促进私营企业缴税，这构成本文实证检验的逻辑基础。

本文基于大量样本的现代私营企业调查数据构造计量分析模型，在充分控制企业特征和削弱内生性问题的基础上，通过验证党组织对企业纳税的影响，分离出党组织嵌入约束私营企业税收激进的经验证据。基于稳健性和异质性考虑，本文还进一步给出了党组织嵌入约束私营企业依法经营、依法纳税的证据，以及厘清对私营企业产生税收治理作用的部分边界条件。本研究的边际贡献在于：从约束私营企业税收激进行为的角度，补充对非公组织党组织嵌入的社会价值的认识，拓展现代私营企业税收治理的改革思路。

二、机制分析

（一）现代私营企业中党组织嵌入的制度背景

私营经济作为我国经济的重要组成部分，其发展与国家战略保持一致的重要性日益凸显，党和政府自然地会与私营企业深化联系（朱斌等，2021），主要表现为政治吸纳和组织嵌入两种模式。政治吸纳指赋予企业主政治身份，形成“外向个体谋取型”政治关联（何轩和马骏，2018），达到团结企业主目的的同时往往伴随着资源配置扭曲（余明桂和潘红波，2008；李维安和徐业坤，2013）；而嵌入党组织形成的“内向组织变革型”政治纽带，会通过党组织科层网络引导、协调、监督与统战现代私营企业的发展，更可能影响企业的决策和行为模式。因此，在提升国家治理能力的框架下，党组织嵌入已然成为党和政府与现代私营企业之间组织化、制度化、常态化的互动机制（何轩和马骏，2018；朱斌等，2021）。

事实上，企业主对于设定党组织的态度可能是复杂的（Yan和Huang，2017），有别于对政治身份追求的主动性（Li等，2006）。因此，外部制度规定形成了对私营企业建立党组织的实质性约束（汤学良等，2021）：中组部于2000年印发了《关于在个体和私营等非公有制经济组织中加强党的建设工作的意见（试行）》（简称中组部2000年《意见》），明确规定“凡是有正式党员3名以上的非公有制经济组织，都应当建立党的基层组织”，产生私营企业应建尽建党组织的实质性约束；中共中央办公厅于2012年印发了《关于加强和改进非公有制企业党的建设工作的意见（试行）》（简称中央办公厅2012年《意见》），进一步强化党组织对现代私营企业违法、违规行为的约束。与此同时，《中华人民共和国公司法》自1994年修订版开始规定“公司中中国共产党基层党组织的活动，依照中国共产党党章办理”，2004年和2005年修订版均延续此规定。经历5次修订至2018年，《公司法》将其进一步表述为“在公司中，根据中国共产党章程的规定，设立中国共产党的组织，开展党的活动。公司应当为党组织的活动提供必要条件。”这些规定构成我国私营企业建立党组织的合法性依据。

（二）党组织嵌入促进现代私营企业税收治理的机制分析

约束企业按照税法规定如实申报、如实纳税，是企业税收治理的关键。不同于暴露于审计和监管部门、媒体机构和股民视野中的国有企业、上市公司，现代私营企业经营管理的规范性仍然较弱，其涉税违规行为的甄别和执法成本较高。那么，党组织嵌入能否对现代私营企业涉税违规行为产生内部约束，具体的作用机制是什么？

从企业党组织的职能看，中组部2000年《意见》和中央办公厅2012年《意见》这两份文件明确其职责为：“宣传贯彻党和国家的路线方针”、“引导和监督企业自觉履行社会责任”和“建立党组织与企业管理层共同学习制度，熟悉党和国家政策法规、了解上级决策部署”等。因此，引导和监督私营企业依法经营、依法纳税是党组织工作的应有之目标。并且，围绕着此目标，党组织能对私营企业行为产生实质性约束得益于以下几点原因：（1）内嵌于党建网络中的党组织在私营企业内部形成政府协同治理的节点（Chang和Wong，2004）。这既有助于政府政策法规通过党组织节点向企业内传播，进而促进企业依法经营和履行社会责任（陈东，2015），又能够将真实信息通过党建网络向上反馈，缓解信息不对称（何轩和马骏，2018；王舒扬等，2019），约束企业违规行为。（2）党组织制约私营企业主获取政治认可或政治身份（张建君，2012）。制度文件规定“对企业出资人的评先选优、政治安排，要事先征求企业党组织的意见……重点考察其遵纪守法……支持党建工作等方面情况”，这会使得党组织嵌入对企业违规行为的约束获得企业主的支持（董志强和魏下海，2018）。（3）党组织直接影响企业党员员工，并且领导工会、职工大会等群众组织（王舒扬等，2019），能够以多样化的党建活动向企业员工传播遵纪守法的理念，为企业行为合法、合规塑造“人”的基础。（4）企业党组织负责人列席决策会议，代表党组织“关心企业生产经营的重大问题，提出意见和建议”，对企业可能涉及违规的行为进行纠偏（梁建等，2010）。据此，理论推演的判断在于，党组织嵌入可以从约束企业涉税违规行为的角度，敦促私营企业根据实际经营绩效如实申报、依法纳税。

从实证识别的角度看，给定企业经营绩效和适用的税法规则，有税收激进行为的私营企业缴税规模会偏低；而如果党组织嵌入产生了税收治理作用，则应该观测到平均意义下有党组织的私营企业缴税规模会提升。值得注意的是，有一支文献指出党组织嵌入也可能通过增强私企合法性、削弱市场进入壁垒、促进外部资源获取等方式提升企业经营绩效（余明桂和潘红波，2008；罗党论和刘晓龙，2009；景麟德等，2018），进而也会影响私营企业的纳税。这里对本文识别党组织的税收治理效应提出了两点挑战：其一，剔除可能存在的资源效应的干扰；其二，避免反向因果的干扰①这里的反向因果可以直白地解释为：那些绩效好（进而纳税表现好）的私企，可能会优先建立党组织。。本文的实证部分对这两点挑战做了回应和处理。

三、研究设计

（一）计量模型设计与识别

本文需要检验的核心问题在于党组织嵌入是否约束私营企业税收激进行为，构造的简约式回归方程如（1）式所示：

其中，下标i为企业，j为企业所属的行业，c为企业所属的城市，t为年份。被解释变量为企业的缴税规模（lntax ），解释变量为企业是否建立党组织（party，0-1变量）。若党组织嵌入约束企业税收激进行为，则应当观测到方程中参数β1大于0，这是验证本文核心观点的关键。但是，如机制分析部分所述，需要排除党组织可能存在资源效应干扰。控制变量中，本文着重考虑加入企业的销售收入，因为党组织嵌入的其他影响集中体现在经营绩效水平②换言之，给定绩效水平（当然也需要控制其他企业特征），党组织仍能正向影响纳税，只能是通过约束税收激进行为产生的。。其余控制变量的选取参考龙小宁和杨进（2014）、汤学良等（2021），包括企业和企业主层面两类混杂因素（Controls）：（1）雇佣规模，即企业员工数目，反映企业的大小③事实上，企业固定资产规模更能体现企业的大小。但是，私营企业数据库中固定资产信息缺失严重。；（2）工会组织，即企业是否设立工会，反映企业治理的规范性；（3）企业年龄，即企业存续的时间，反映企业向市场等环境学习的程度；（4）企业主性别，捕捉企业主在经营管理决策上的性别差异；（5）企业主年龄，反映企业主的经营经验和社会阅历；（6）党政机关经历，即企业主开办企业之前是否在党政机关工作过，反映企业主对政府规章制度的认知；（7）国有或集体企业负责人，即创办企业之前企业主是否有国有或者集体企业负责人的经历，反映企业主经营规范性的经验和私营企业的外部关联；（8）人大/政协，即企业主是否为人大代表或者政协委员，反映企业与政府之间的政治关联；（9）受教育年限，即企业主的受教育程度，反映企业主的知识储备和对政策规范的认知能力。外部经营环境的混杂因素，考虑了企业所属的行业差异、地域差异和年份差异，分别使用行业、城市和年份哑变量进行控制。

（二）数据与变量

1.数据来源

实证分析使用的企业样本来自“中国私营企业调查数据库（2006—2014）”。该数据库由中共中央统战部、中华全国工商业联合会、国家工商行政管理总局和中国民（私）营经济研究会组成的“中国私营企业研究课题组”收集和维护，是分析和研究中国现代私营企业问题的权威数据资源。该数据库按照省、市、自治区私营企业总数的0.55%比例进行多阶段抽样，样本涵盖了全国31个省、市、自治区不同规模和不同行业的私营企业，且该调查每两年进行一次。因此本文所使用的是2006年、2008年、2010年、2012年和2014年私营企业样本，样本数分别为3837、4098、4614、5073和6144家。该数据库包含的变量信息非常丰富，涵盖了企业主信息（包括客观特征信息和主观态度信息）和企业经营信息（包括财务信息、要素投入信息、参与社会组织信息以及行业和地区信息等），能够完成方程（1）中各个变量的测度。此外，尤其难得的是该数据库详细报告了企业成立党组织的信息，全样本中成立党组织的企业大约占总数的38%；且有党组织的企业中93%为党支部，基层党委和党小组大约占7%①实证分析时，为了保证党组织的作用具有可比性，剔除了成立基层党委和党小组的企业样本。。企业党组织嵌入的特征具备了充分的变异，有助于识别党组织的作用。此外，根据变量界定需要对初始数据进行了清洗，清洗原则为：构造变量的关键指标不能缺失或者有逻辑错误②逻辑错误如非负的指标出现了负值（如缴税不能小于0）、指标出现异常值（如企业主年龄超过90岁）等。，否则删除。

2.变量界定与测算

基于有效企业样本数据，完成对方程（1）中主要变量的界定测算，具体测算方式如下：（1）企业缴税，以企业汇报的缴税金额经价格指数平减后取对数作为测度③由于零星存在缴税金额0值的样本（占比不足0.1%），将缴税金额加1后再取对数，且不必使用Tobit模型进行截断数据纠偏。此外，由于控制变量中包含了企业销售收入、行业、城市和年份，不必担心不同规模企业之间缴税变量不可比。；（2）党组织，以企业是否成立党组织界定0-1变量，有党组织为1、否则为0；（3）销售收入，以企业销售额经价格指数平减后取对数作为测度；（4）雇佣规模，以企业员工人数取对数作为测度；（5）工会组织，以是否成立工会界定0-1变量刻画；（6）企业年龄，用观测年份减去企业成立年份进行测度；（7）企业主性别，根据性别信息构造0-1变量，女性为1、男性为0；（8）企业主年龄，用观测年份减去企业主出生年份所得；（9）党政机关经历，只要企业主在创办企业之前有过政府部门（含事业单位）工作经历即取值为1、否则为0；（10）国有/集体负责人，根据企业主是否履职过国有或者集体企业负责人的经历界定0-1变量进行测度；（11）人大/政协，即企业主是否具有人大代表或者政协委员身份，二者居其一（含兼有）即取值为1、否则为0；（12）企业主党员，根据企业主是否为中共党员界定0-1变量，是党员取值为1、否则为0；（13）受教育年限，根据企业主的学历信息（如初中、高中、大学等）折算为具体的年限值④本文将小学及以下、初中、高中、大专和本科、研究生分别界定为：5年、8年、11年、15年、18年的受教育年限。我们也尝试了微调年限赋值，不影响实证结果。进行测度。此外，数据库中汇报了企业所属的行业、所属区域邮编和年份，据此设置了行业、城市⑤事实上，邮编信息可以定位到企业所属的县，但是同一个县内企业样本较少，设置县哑变量会导致回归分析的自由度不足，因此考虑设置地级市哑变量。和年份哑变量，以控制行业差异、区域差异和宏观经济环境的影响。上述主要变量⑥主要变量均进行了上1%的缩尾处理，以剔除异常值对实证结果的干扰。的描述性统计如表1所示。

表1 主要变量的描述性统计

数据来源：基于私营企业调查数据计算整理所得。

（三）内生性与机制检验

1.内生性与工具变量

方程（1）的识别还面临着内生性问题的挑战，其成因包括缺失变量偏误和反向因果问题。本文尝试两种构造工具变量的方法：第一种参考Coval和Moskowitz（1999）、郑登津等（2020），考虑使用企业所属的县（市）与北京的经纬度距离作为企业党组织嵌入的工具变量①数据库中直接汇报的是省份信息，本文利用企业属地的6位邮编信息，可以识别出县（市）；再利用百度地图提供的经纬度信息，测算出距北京的经纬度距离。。直觉上讲，距离北京越近，企业越有可能成立党组织。这里可能会担心经纬度距离指标随时间不变，进而与企业所属的城市哑变量信息重叠。但是，经纬度距离差异可以理解为以北京为圆心画不同半径的圆，不同城市可能具有同样的经纬度距离，进而与城市哑变量信息不重叠。并且，县级层面测算经纬度距离，回归分析控制城市哑变量，测量维度有差异。

第二种参考龙小宁和杨进（2014），利用党章规定的成立党组织的人数规则，即3人及以上党员须成立党组织，设计模糊断点回归机制②依据党章和公司法规定，3人及以上党员，企业须成立党组织；但是，仍然可以通过进入社区党组织和成立联合党组织等形式，完成党员管理的相关规定。因而，党员人数是否超过3人，只会影响企业成立党组织的概率，属于模糊断点机制。，进行工具变量回归。在模糊断点分析框架下企业的党员人数是驱动变量，即党员人数可能作用于企业纳税，但是在控制住党员人数（及其多项式③因为，无法知道党员人数与企业缴税之间的具体函数关系，故使用多项式拟合更加稳健。本文在实证分析中考虑的是党员人数的二阶多项式，当然也尝试了三阶多项式，不改变党组织对企业缴税影响的研究结论。）的影响后，党员人数是否超过3人（即断点哑变量）不应该产生影响。如产生显著影响，只能是因为党员超过3人，企业更可能成立党组织所致。这是模型断点机制识别党组织嵌入影响的基本原理。

2.机制检验思路与变量

机制分析阐明了党组织嵌入对私营企业税收激进行为约束的内在机理。方程（1）检验了行为约束机理成立的必要条件。但是，行为约束机理成立还需要进一步给出经验证据。本文考虑两种相互补充的检验思路：其一，所谓行为约束，即党组织约束私营企业遵循税法规定，减少涉税违规或者逃税。但是数据库缺乏企业涉税违规或者避税④避税测算主要针对所得税，计算出企业真实所得税税率，利用其与企业适用所得税率的偏差测度避税。但是，数据库中缴税是加总的缴税规模，且没有适用税率信息。信息，本文利用企业环保违规间接检验约束机制。即党组织如果约束企业缴税行为符合规定，相应地也会体现在对环保行为的约束上。换言之，有党组织的企业应该更不可能环保违规或者环保违规的程度更低⑤数据库中汇报了企业的环保罚款信息，若有环保罚款，即说明该企业发生了环保违规行为。但是，环保罚款规模不能直接作为企业环保行为违规程度的测度，需要使用企业排污规模进行标准化。我们使用企业缴纳的治污费作为排污规模的测度，即构造环保罚款与治污费的比值作为环保违规程度的测度。，据此进行约束机制的检验。其二，尽管私营企业逃税的界定具有挑战性，但是如果存在逃税行为，则给定其他条件一致，逃税企业的实际税负①参考通行的做法，本文用企业缴纳的全部税款占利润的比重测度实际税负。会更低。那么，如果党组织嵌入对涉税违规行为产生约束，则会提高企业的实际税负。需要说明的是，合理避税也会导致实际税负较低。但是，此情形下党组织嵌入不应该对企业实际税负产生影响。

四、实证分析

（一）基准回归分析

基于有效样本对方程（1）式进行估计，逐步增加控制变量以观察党组织变量对企业缴税变量影响的稳健性，回归结果整理为表2：第1列只控制了销售收入和外部环境影响，党组织与缴税的相关性高达0.456，且1%水平显著；第2和第3列逐步控制企业特征和企业主特征的干扰，党组织对缴税的影响下降至0.212和0.168，但保持1%水平下显著。基于第3列结果，可以认为在控制住足够多的因素干扰的前提下，仍然可以观察到党组织嵌入能够显著提升私营企业缴税规模约16.8%。值得关注的是，随着控制变量的增加，销售收入对企业缴税的影响一直显著地维持在0.5以上，即销售收入增加1%，企业缴税增加不少于0.5%。这与直觉是相符的，因为企业缴税规模的客观基础在于经营绩效，销售收入对缴税的解释力自然是强且稳健的。

表2 基准回归结果

其他控制变量也不同程度地影响缴税：以雇佣规模所测度的企业规模越大，企业缴税规模越大；工会组织所表征的企业治理规范性越好，企业缴税规模越大；企业年龄所示的存续时间虽然也对缴税规模有显著的正向影响，但影响的强度比较弱。企业主特征变量的回归系数中，可以发现：企业主的政治身份（即人大或者政协身份）、国有或者集体企业负责人经历均对企业缴税有显著正向影响，这既可能得益于与政府或者高层次企业的关联关系，进而作用于企业经营绩效所致，也可能与企业主对税收制度规则的认知提升有关；企业主年龄和受教育年限也对企业缴税有显著正向影响，说明企业主的经营经验和认知能力会影响企业的经营和纳税决策。这些控制变量所产生的影响方向和显著性，似乎均与直觉相符，一定程度上佐证了私营企业样本的可靠性。

（二）内生性问题

表2显示在充分控制企业相关特征（尤其经营绩效）的前提下，党组织嵌入可能对私营企业税收激进有约束作用。但是，由于缺失变量和反向因果两种可能性所引致的内生性问题，仍然会担心表2估计结果的可靠性。接下来，使用企业属地（县级）离北京的经纬度距离变量和党员人数断点变量（即党员数是否大于等于3的哑变量）作为工具变量，重新对方程（1）做回归分析，结果整理成表3，可以发现：两类工具变量回归下，党组织对企业缴税影响的系数均提高了，这说明内生性可能导致最小二乘估计（OLS）低估了党组织嵌入的税收治理作用。

表3 工具变量回归结果

此外，以“距离北京”作为工具变量的第一阶段回归结果显示，离北京越远企业党组织嵌入的概率越低，第一阶段F值远远大于10，说明了该工具变量的适用性。而利用2006年和2008年样本数据进行断点回归时，在方程（1）式中加入了党员人数的二阶多项式以控制党员人数的影响，进而构造党员断点变量作为党组织嵌入的工具变量，第一阶段F值也显示了该变量作为工具变量是适用的。尽管OLS可能低估党组织嵌入的税收治理作用，但是工具变量和OLS回归的基本结论是一致的。

（三）行为约束机制的再检验

针对行为约束机制检验，本文进行了两个层次的检验：验证党组织嵌入对环保违规行为的约束和对实际税负的影响，回归结果如表4所示。党组织嵌入对私企环保违规行为发生概率的影响虽然是负向的，但是显著性检验未通过；以环保罚款除以治污费测度的环保违规程度作为被解释变量时，党组织对其影响为负且显著。党组织对环保违规概率负向影响不显著，可能是因为数据库中有环保罚款的企业样本较少，构造0-1变量时变异程度不足。但是，环保罚款规模的变异程度还是比较可观的，有助于提升回归系数的显著性。

表4 行为约束机制：党组织对私营企业违规和实际税负的影响

验证党组织嵌入对环保违规行为的约束，提供了其对企业涉税违规行为约束的间接证据。以企业缴税规模与利润的比值作为实际税负的测度，进一步检验发现党组织正向提升了实际税负。这里需要说明的是，该结论并不是说党组织嵌入增加了企业的负担。因为，给定其他条件一致，实际税负是合理避税和违规逃税双重作用的结果。显然，党组织只会通过约束逃税行为而提升实际税负水平。换言之，表4中党组织对实际税负的正向影响，恰恰说明私营样本中存在着涉税违规，且党组织嵌入产生了纠偏的作用。

（四）异质性分析

党组织嵌入所产生的对现代私营企业的税收治理作用，必然会受到其他条件的制约。异质性分析聚焦于四类调节因素：企业主党员身份、企业主政治身份、企业党员人数和地方财政压力。实证分析结果整理成表5：（1）党组织嵌入的税收治理效应会被企业主的政治身份正向调节，但是企业主党员身份的调节作用不显著；（2）党组织作用的发挥与党员规模密切相关，党员人数越多，党组织嵌入的税收治理作用越强；（3）地方政府的财政压力①参考李维安和徐业坤（2013），具体测算方法：地级市的GDP增长率和财政盈余（财政收入减财政支出）与同年份同省各地级市均值比较，高于赋值为0、低于赋值为1，指标取值范围[0,2]，数值越大、财政压力越大。越大，党组织的税收治理作用越强。

表5 党组织对企业缴税影响的异质性

注：地方财政压力指标为地级市层面指标。

五、总结评述

现代私营企业的税收激进行为，一直是我国税收治理的难点和痛点。党组织嵌入作为面向现代私营企业治理的重要制度创新，是否能够起到税收治理作用？本文基于中国私营企业数据库，对这一重要的问题进行了实证检验：在充分控制企业与企业主特征后，党组织嵌入通过约束私营企业税收激进行为，提升了缴税规模；在引入工具变量后，该实证结论依然稳健成立；进一步地，通过引入企业环保违规和实际税率作为被解释变量，实证结论依然说明党组织对于约束私营企业依法经营、依法纳税的治理作用；并且，党组织嵌入对于现代私营企业的税收治理作用会被企业主政治身份、企业党员人数和地方政府财政压力正向调节。

本文的研究结论为判断党组织嵌入对现代私营企业税收治理作用提供了比较可信的经验证据，且有重要的实践启示：一方面，党组织嵌入不仅有助于私营企业社会责任的履行，在税收治理方面也能产生积极作用；另一方面，针对私营企业税收治理实践，不仅需要关注技术监管手段等“硬”约束，也需要关注组织结构、人的因素等“软”治理创新。本文的研究补充了对非公组织党组织嵌入的社会价值认识，能够为治理现代私营企业税收激进的中国智慧和方案提供经验支撑。此外，也需要正视本文的研究不足：尽管本文基于现代私营企业调查数据提供的大样本、多变量的数据信息对党组织嵌入的税收治理作用进行了逻辑自洽的实证检验，但是由于缺乏直面税收遵从的详细信息，使得本文无法提供更为直接的证据。当然，不足之处也正是未来可以进一步拓展的研究空间。