党组织参与治理与企业全要素生产率

周 松，李翊菲

（贵州财经大学，贵阳 550025）

引言

党的十九大报告中明确了提高全要素生产率的目标要求。全要素生产率作为经济增长的核心动力来源，是我国实现经济高质量发展的重要途径。从微观企业层面看，企业全要素生产率不仅是企业实现高质量发展的着力点（杜勇，2021），也是企业在供给侧改革中提升宏观全要素生产率的根源（郭健等，2020）。但目前，多数学者从宏观的研究视角探索全要素生产率的影响因素，而忽略了微观企业视角。同时，在已有研究中，公司治理与企业全要素生产率关系的研究还未被足够重视。

党组织参与治理是我国公司治理的一个鲜明特征。习近平总书记指出，中国特色现代国有企业制度中的“特”就在于将党的领导融入公司治理各环节。非国有企业也在相关部门的倡导下陆续加强党组织建设，发挥党组织的治理作用。那么，在我国推动经济高质量发展的背景下，党组织参与治理能否有效提高企业全要素生产率？这种关系是否受到外部制度环境的影响？此外，不同的公司特征下党组织参与治理的效果是否存在差异？本文利用A 股上市公司2013—2019 年的数据，考察了以上问题。

一、理论分析与假设提出

在我国企业中，党组织成员与董事、监事或高管层重合。作为党组织成员，其有责任将党和政府的意志落实到企业层面；作为企业的董事、监事、高管层，其有能力对企业行为发挥影响作用。企业全要素生产率的提升是落实党和政府对高质量发展要求的重要环节，党组织参与治理有助于将这一要求落实到企业层面的治理和经营决策中。

企业全要素生产率的提升主要依靠资源配置效率的改善以及技术进步（黄贤环等，2020）。党组织参与治理在企业中有监督与制衡的职能，一方面其立足于股东的立场，在参与企业生产经营过程时通过听取群众意见等途径，作出科学合理的经营决策，减少资源错配；另一方面其可以监督其他并非党组织成员，约束其机会主义行为，降低代理成本，提高企业组织管理效率（郭檬楠等，2020）。

党组织参与治理能够实现技术进步，进而提升企业全要素生产率。首先，在国家创新驱动发展战略的背景下，双重身份的领导者会积极推进企业创新活动。其次，党组织参与治理的企业与上级党组织和地方政府会更为频繁地沟通，可以及时获取技术或者行业信息，使企业创新能有效产出。最后，党组织参与治理有助于降低企业创新成果被剽窃的风险（李明辉等，2021），塑造良好的创新环境，调动创新的积极性。基于以上分析，提出以下假设。

H1：在其他条件不变情况下，党组织参与治理会提升企业全要素生产率。

进一步来说，研究各组织的行为也需要考虑到制度环境的影响。十八届五中全会中指出，改善制度环境是提升全要素生产率的重要手段。制度环境的改善会优化企业资源配置效率并加大创新投入，提升企业全要素生产率（马光荣，2014）。

党组织参与治理作为内部治理机制，会在外部制度环境不健全的时候起到更强的监督作用，弥补外部制度环境的缺失。而当外部制度更加健全时，由于整体制度环境大好，如果此时企业全要素生产率未得到提升，就存在经营活动受损的风险。此时，党组织治理作用对企业全要素生产率的影响会得到一定程度的压缩。基于以上分析，提出以下假设。

H2：在其他条件不变情况下，党组织参与治理在制度环境较差地区对企业全要素生产率的提升效应较强。

二、研究设计

（一）数据来源

选取2013—2019 年沪深两市A 股上市公司为样本。并进行如下筛选：一是剔除关键变量缺失的样本；二是剔除被ST、*ST 等特别处理的公司；三是剔除金融类上市公司。此外，对所有连续型变量1%与99%分位数上进行Winsorize 处理，以减少极端值干扰。除党组织参与治理数据来源于上市公司年报、党组织会议和百度查询外，其余原始数据均来自国泰安和万德数据库。

（二）数据定义

具体各变量定义如表1 所示。

表1 变量定义表

（三）模型设定

为了考察党组织参与治理与企业全要素生产率的关系，构建模型（1）：

为了考察制度环境对党组织参与治理与企业全要素生产率之间关系的调节关系，构建模型（2）：

三、实证结果及分析

（一）描述性统计

从描述性统计结果来看，企业全要素生产率均值为9.091，标准差为1.112，说明我国企业之间在此的差异较大；党组织参与治理的均值为9.77%，最大值为60%，说明在我国部分企业党组织参与治理已经具有重要影响力。

（二）回归分析结果

1.党组织参与治理与企业全要素生产率。由下页表2 的第（1）列、第（2）列可知，在未加入控制变量时以及加入控制变量后，党组织参与治理与企业全要素生产率都为显著正相关关系。结果表明，党组织参与治理可以显著提高企业全要素生产率水平，假设H1 得到验证。

2.党组织参与治理、制度环境与企业全要素生产率。由表2 中的第（3）列可知，党组织参与治理与制度环境的交乘项在1%的水平上显著为负，说明制度环境越差，党组织参与治理越能够提高企业全要素生产率，假设H2 得到检验。

表2 党组织参与治理与企业全要素生产率及制度环境调节效应

（三）稳健性检验

为保证研究结论具有稳健性，进行以下稳健性检验：第一，替换被解释变量的衡量方法。使用OLS 法计算得到的企业全要素生产率。第二，多重共线性检验。对模型（1）进行多重共线性检验，回归过程的VIF 值远小于10，不存在严重的多重共线性。第三，调整估计样本范围。重新界定估计样本范围，选取制造业企业样本进行回归。

（四）进一步分析

1.党组织参与治理、融资约束与企业全要素生产率。已有研究表明，当企业面临融资约束时，为获得较大的收益，进行创新和提高生产效率的动机更强。接下来，采用分组检验的方法，考察不同融资约束下党组织参与治理与企业全要素生产率的关系，分组依据为是否大于当年同行业中位数。此外，运用基于似无关模型的SUR 检验进行了组间系数差异的检验。由表3 的第（1）列、第（2）列可知，党组织参与治理对企业全要素生产率的正向关系在融资约束较高的企业中更为显著。

2.党组织参与治理、信息环境与企业全要素生产率。信息不对称容易引发代理问题，进而影响企业资源配置与创新效率。接下来，采用分组检验的方法，考察不同信息环境下党组织参与治理与企业全要素生产率的关系，分组依据为是否大于当年同行业中位数。此外，运用基于似无关模型的SUR 检验进行了组间系数差异的检验。由表3 的第（3）列、第（4）列可知，党组织参与治理与企业全要素生产率的正向关系在信息环境较差时更为显著，这在一定程度上彰显了党组织参与治理的积极治理作用。

表3 分组检验

四、结论与启示

企业全要素生产率不仅事关企业的长久发展，更是宏观经济高质量发展核心动力。党组织参与治理作为中国独具特色的制度安排，但针对党组织参与治理与企业全要素生产率的研究尚且缺乏。本文采用2013—2019年A 股上市公司数据为研究样本，实证检验了党组织参与治理对企业全要素生产率的影响。结果表明，党组织参与治理可以显著提升企业全要素生产率，并且这种关系在较差的制度环境中更为显著。基于不同的企业特征，在融资约束较高或者信息环境较差时，党组织参与治理对企业全要素生产率的正向关系更为显著。

基于研究结论，本文提出以下政策建议。首先，党组织参与治理可以有效提升企业全要素生产率，要充分认识到党组织的积极治理作用。其次，在不同的企业中，党组织参与治理对企业全要素生产率的影响存在异质性，因此应充分利用其积极治理作用。