Page 126 - 《党政研究》2020年第2期
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表 ２ 回归结果
（ １） （ ２） （ ３） （ ４）
ｌｎｓａｌｅ ｌｎｐｒｏｆｉｔ ｌｎｓａｌｅ ｌｎｐｒｏｆｉｔ
ｐａｒｔｙ ０． ４５０ ０． ２９０ １． ２９４ ０． ９３９
（ ５． ４２２） （ ２． ９８３） （ ５． ７８３） （ ３． ７１８）
＿ｃｏｎｓ ０． ６５４ － ０． ６３０ ０． ８６１ － ０． ４７１
（ １． ５７６） （ － １． ４４６） （ ２． ０５７） （ － １． ０７８）
控制变量 Ｙｅｓ Ｙｅｓ Ｙｅｓ Ｙｅｓ
ｐｒｏｖｉｎｃｅ Ｙｅｓ Ｙｅｓ Ｙｅｓ Ｙｅｓ
ｉｎｄｕｓｔｒｙ Ｙｅｓ Ｙｅｓ Ｙｅｓ Ｙｅｓ
Ｒ － Ｓｑｕａｒｅ ０． ６８３ ０． ５８７ ０． ６６９ ０． ５７７
Ｎ １９９４ １８１０ １９９４ １８１０
注：（ １） 代表在 １％的置信水平上显著， 代表在 ５％的置信水平上显著，代表在 １０％的置信
水平上显著 ；（ ２）模型 １ 和模型 ２ 括号内为回归系数的 ｔ 统计量，模型 ３ 和模型 ４ 括号内为回归系数
的 ｚ统计量。以下表中格式符号含义同此。
但是使用工具变量法的前提是模型存在内生性问题，为此，本文进行了在异方差情况
下稳健的 ＤＷＨ 检验，检验结果显示接受了 “模型不存在内生性”的原假设，本文控制了
相当丰富的控制变量以及可能与建立党组织相关的变量，所以可能并不存在严重的遗漏变
量问题。由于在没有内生性的情况下使用工具变量法会降低模型估计的有效性，所以本文
之后的分析都将在最小二乘法的框架下进行。
２． 缓解融资约束是党组织帮助提高企业绩效的重要渠道。根据本文的假说，认为建
立党组织通过帮助企业获得贷款这一重要投入要素来提升企业绩效。对此，用逐步回归法
对中介效应模型进行检验。表 ３ 中的 （ ２）和 （ ５）列，由于企业获得贷款额的数据出现
了众多的零值堆积，此时，ＯＬＳ 并不能得到一致的估计，所以采用更为合适的 Ｔｏｂｉｔ 模型。
汇报的结果显示了，帮助企业获得贷款是民营企业党组织帮助提升企业绩效的部分中介变
量，ｐａｒｔｙ 的系数值为 ０． ６８３，反映了有党组织的企业获得的贷款是没有党组织企业的 １． ９８
倍，在 ５％的水平上显著为正。由此，本文的假说 １ 得到证实。
表 ３ 中介效应检验
（ １） （ ２） （ ３） （ ４） （ ５） （ ６）
ｌｎｓａｌｅ ｌｎｌｏａｎ ｌｎｓａｌｅ ｌｎｐｒｏｆｉｔ ｌｎｌｏａｎ ｌｎｐｒｏｆｉｔ
ｐａｒｔｙ ０． ４５０ ０． ６８３ ０． ４１７ ０． ２９０ ０． ６８３ ０． ２４９
（ ５． ４２２） （ ２． ４９２） （ ５． ０３６） （ ２． ９８３） （ ２． ４９２） （ ２． ５４５）
ｌｎｌｏａｎ ０． ０４３ ０． ０６０
（ ２． ９７２） （ ３． ６３２）
＿ｃｏｎｓ ０． ６５４ － ８． ７７３ ０． ７５３ － ０． ６３０ － ８． ７７３ － ０． ５１１
（ １． ５７６） （ － ６． ９４２） （ １． ８１７） （ － １． ４４６） （ － ６． ９４２） （ － １． １８４）
控制变量 Ｙｅｓ Ｙｅｓ Ｙｅｓ Ｙｅｓ Ｙｅｓ Ｙｅｓ
／
ｖａｒ（ ｅ． ｌｎｌｏａｎ） １４． ８５５ １４． ８５５
（ ０． ８４４） （ ０． ８４４）
２ · ·
１ ５
