Page 125 - 《党政研究》2020年第2期

式 （ １）是本研究估计的基准模型，对方程的变量解释如下：Ｐ 表示被解释变量企业
绩效；Ｐａｒｔｙ 表示解释变量是否设立党组织；Ｘ 表示上表中的包括企业家个体特征和企业
特征的控制变量；表示方程的扰动项。在这之后的中介效应和调节效应研究都将在基准模
型的基础上拓展。

四、实证结果及分析

（一）描述性统计
表 １ 中列示了主要变量的描述性统计，给出了各变量均值、标准差、最小值和最大
值。
从表 １ 得知，净利润和营业额取对数后的均值分别为 ４． ０８８ 和 ６． ８４３，而且这两者的
最大值和最小值之间的差距颇大，说明不同企业的经营绩效有很大的差异。３２． ２％的企业
建立了党组织，有 ３３． ５％的企业家是中共党员，４２． ３％的企业家是人大代表或政协委员，
３３． ３％的企业家有过去在党政机关或国有企业担任管理干部的经历，有 ７％的企业家担任
过地方上的党委或政府职务。并且企业的贷款额（ ｌｎｌｏａｎ）的均值为 ３． ０２５，最大值
（ １３． ５５１）和最小值 （ ０）存在很大的差异。其余的企业层面的变量和地区市场化指数均
存在很大的变异性，这种变异性构成了后续计量经济分析的前提。
（二）即使考虑其他因素的影响，民营企业设立党组织对企业绩效仍存在显著正向影
响
本文在此开始验证以上假说，首先假说 １ 的验证，本文采用温忠麟 （ ２００４）提出的中
介效应模型，逐步检验回归系数 。对于假说 ２ 和 ３ 的调节效应检验运用交互项的方式。
〔 １８〕
以上回归都控制了省份地区和行业的虚拟变量。为了克服异方差的问题，所有回归方程都
采用了稳健标准误来替代普通标准误。
１． 建立党组织对企业绩效作用的检验。表 ２ 的 （ １）、（ ２）分别汇报了以营业额和净
利润为被解释变量的回归结果。结果表明，在我们控制了相当丰富的控制变量后，党组织
的建立与企业绩效有显著的正向关系。据模型估计结果，有党组织的企业相比无党组织的
企业，营业额是其 １． ５７ 倍，净利润是其 １． ３４ 倍，ｐａｒｔｙ 的系数均在 １％的水平上显著为
正。
我们考虑到模型的内生性问题。首先，因为是否设立党组织是构建的虚拟变量，所以
我们不必担心测量误差可能引起的内生性问题；其次，我们也不必忧虑互为因果导致的内
生性问题，因为根据法规条例，只要企业内部正式党员人数在三人以上就可以申请设立党
组织，而没有文件证据表明企业设立党组织是根据企业绩效来定的，企业一旦设立了党组
织之后，也没有过根据绩效情况将其取消的例子。唯一可能的内生性忧虑来自遗漏变量问
题。本文选取 “企业内的工会组织”作为 “党组织”的工具变量来解决内生性问题。工
具变量的选择要具备 “相关性”和 “外生性”，即工具变量要与解释变量相关且与扰动项
无关，工具变量只通过解释变量影响到被解释变量。根据中国工会组织的制度背景，中国
基层工会是自上而下组建的，工会的力量是在党和政府的培育下发展起来的，这种组织力
量的来源在于工会在党政系统中的合法身份与地位，所以满足 “相关性”；而基层工会缺
乏相对独立的运行机制，根据 《企业工会工作条例》，基层工会必须被党组织领导、依附
于党组织行使职能，所以满足 “外生性”。表 ２ 中的 （ ３）、（ ４）报告采用 ＧＭＭ 工具变量
法的回归结果，因为截面的企业数据存在异方差，所以 ＧＭＭ 比 ２ＳＬＳ 更为有效。结果显
示，党组织的建立与企业绩效有显著的正向关系，本文结论相对稳健。

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