周 松，李翊菲

（貴州財(cái)經(jīng)大學(xué)，貴陽 550025）

引言

黨的十九大報(bào)告中明確了提高全要素生產(chǎn)率的目標(biāo)要求。全要素生產(chǎn)率作為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的核心動(dòng)力來源，是我國(guó)實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的重要途徑。從微觀企業(yè)層面看，企業(yè)全要素生產(chǎn)率不僅是企業(yè)實(shí)現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展的著力點(diǎn)（杜勇，2021），也是企業(yè)在供給側(cè)改革中提升宏觀全要素生產(chǎn)率的根源（郭健等，2020）。但目前，多數(shù)學(xué)者從宏觀的研究視角探索全要素生產(chǎn)率的影響因素，而忽略了微觀企業(yè)視角。同時(shí)，在已有研究中，公司治理與企業(yè)全要素生產(chǎn)率關(guān)系的研究還未被足夠重視。

黨組織參與治理是我國(guó)公司治理的一個(gè)鮮明特征。習(xí)近平總書記指出，中國(guó)特色現(xiàn)代國(guó)有企業(yè)制度中的“特”就在于將黨的領(lǐng)導(dǎo)融入公司治理各環(huán)節(jié)。非國(guó)有企業(yè)也在相關(guān)部門的倡導(dǎo)下陸續(xù)加強(qiáng)黨組織建設(shè)，發(fā)揮黨組織的治理作用。那么，在我國(guó)推動(dòng)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的背景下，黨組織參與治理能否有效提高企業(yè)全要素生產(chǎn)率？這種關(guān)系是否受到外部制度環(huán)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(shù)據(jù)，考察了以上問題。

一、理論分析與假設(shè)提出

在我國(guó)企業(yè)中，黨組織成員與董事、監(jiān)事或高管層重合。作為黨組織成員，其有責(zé)任將黨和政府的意志落實(shí)到企業(yè)層面；作為企業(yè)的董事、監(jiān)事、高管層，其有能力對(duì)企業(yè)行為發(fā)揮影響作用。企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升是落實(shí)黨和政府對(duì)高質(zhì)量發(fā)展要求的重要環(huán)節(jié)，黨組織參與治理有助于將這一要求落實(shí)到企業(yè)層面的治理和經(jīng)營(yíng)決策中。

企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升主要依靠資源配置效率的改善以及技術(shù)進(jìn)步（黃賢環(huán)等，2020）。黨組織參與治理在企業(yè)中有監(jiān)督與制衡的職能，一方面其立足于股東的立場(chǎng)，在參與企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)過程時(shí)通過聽取群眾意見等途徑，作出科學(xué)合理的經(jīng)營(yíng)決策，減少資源錯(cuò)配；另一方面其可以監(jiān)督其他并非黨組織成員，約束其機(jī)會(huì)主義行為，降低代理成本，提高企業(yè)組織管理效率（郭檬楠等，2020）。

黨組織參與治理能夠?qū)崿F(xiàn)技術(shù)進(jìn)步，進(jìn)而提升企業(yè)全要素生產(chǎn)率。首先，在國(guó)家創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展戰(zhàn)略的背景下，雙重身份的領(lǐng)導(dǎo)者會(huì)積極推進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新活動(dòng)。其次，黨組織參與治理的企業(yè)與上級(jí)黨組織和地方政府會(huì)更為頻繁地溝通，可以及時(shí)獲取技術(shù)或者行業(yè)信息，使企業(yè)創(chuàng)新能有效產(chǎn)出。最后，黨組織參與治理有助于降低企業(yè)創(chuàng)新成果被剽竊的風(fēng)險(xiǎn)（李明輝等，2021），塑造良好的創(chuàng)新環(huán)境，調(diào)動(dòng)創(chuàng)新的積極性。基于以上分析，提出以下假設(shè)。

H1：在其他條件不變情況下，黨組織參與治理會(huì)提升企業(yè)全要素生產(chǎn)率。

進(jìn)一步來說，研究各組織的行為也需要考慮到制度環(huán)境的影響。十八屆五中全會(huì)中指出，改善制度環(huán)境是提升全要素生產(chǎn)率的重要手段。制度環(huán)境的改善會(huì)優(yōu)化企業(yè)資源配置效率并加大創(chuàng)新投入，提升企業(yè)全要素生產(chǎn)率（馬光榮，2014）。

黨組織參與治理作為內(nèi)部治理機(jī)制，會(huì)在外部制度環(huán)境不健全的時(shí)候起到更強(qiáng)的監(jiān)督作用，彌補(bǔ)外部制度環(huán)境的缺失。而當(dāng)外部制度更加健全時(shí)，由于整體制度環(huán)境大好，如果此時(shí)企業(yè)全要素生產(chǎn)率未得到提升，就存在經(jīng)營(yíng)活動(dòng)受損的風(fēng)險(xiǎn)。此時(shí)，黨組織治理作用對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響會(huì)得到一定程度的壓縮?；谝陨戏治?，提出以下假設(shè)。

H2：在其他條件不變情況下，黨組織參與治理在制度環(huán)境較差地區(qū)對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升效應(yīng)較強(qiáng)。

二、研究設(shè)計(jì)

（一）數(shù)據(jù)來源

選取2013—2019 年滬深兩市A 股上市公司為樣本。并進(jìn)行如下篩選：一是剔除關(guān)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(duì)所有連續(xù)型變量1%與99%分位數(shù)上進(jìn)行Winsorize 處理，以減少極端值干擾。除黨組織參與治理數(shù)據(jù)來源于上市公司年報(bào)、黨組織會(huì)議和百度查詢外，其余原始數(shù)據(jù)均來自國(guó)泰安和萬德數(shù)據(jù)庫(kù)。

（二）數(shù)據(jù)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(shè)定

為了考察黨組織參與治理與企業(yè)全要素生產(chǎn)率的關(guān)系，構(gòu)建模型（1）：

為了考察制度環(huán)境對(duì)黨組織參與治理與企業(yè)全要素生產(chǎn)率之間關(guān)系的調(diào)節(jié)關(guān)系，構(gòu)建模型（2）：

三、實(shí)證結(jié)果及分析

（一）描述性統(tǒng)計(jì)

從描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果來看，企業(yè)全要素生產(chǎn)率均值為9.091，標(biāo)準(zhǔn)差為1.112，說明我國(guó)企業(yè)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(guó)部分企業(yè)黨組織參與治理已經(jīng)具有重要影響力。

（二）回歸分析結(jié)果

1.黨組織參與治理與企業(yè)全要素生產(chǎn)率。由下頁(yè)表2 的第（1）列、第（2）列可知，在未加入控制變量時(shí)以及加入控制變量后，黨組織參與治理與企業(yè)全要素生產(chǎn)率都為顯著正相關(guān)關(guān)系。結(jié)果表明，黨組織參與治理可以顯著提高企業(yè)全要素生產(chǎn)率水平，假設(shè)H1 得到驗(yàn)證。

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

表2 黨組織參與治理與企業(yè)全要素生產(chǎn)率及制度環(huán)境調(diào)節(jié)效應(yīng)

（三）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為保證研究結(jié)論具有穩(wěn)健性，進(jìn)行以下穩(wěn)健性檢驗(yàn)：第一，替換被解釋變量的衡量方法。使用OLS 法計(jì)算得到的企業(yè)全要素生產(chǎn)率。第二，多重共線性檢驗(yàn)。對(duì)模型（1）進(jìn)行多重共線性檢驗(yàn)，回歸過程的VIF 值遠(yuǎn)小于10，不存在嚴(yán)重的多重共線性。第三，調(diào)整估計(jì)樣本范圍。重新界定估計(jì)樣本范圍，選取制造業(yè)企業(yè)樣本進(jìn)行回歸。

（四）進(jìn)一步分析

1.黨組織參與治理、融資約束與企業(yè)全要素生產(chǎn)率。已有研究表明，當(dāng)企業(yè)面臨融資約束時(shí)，為獲得較大的收益，進(jìn)行創(chuàng)新和提高生產(chǎn)效率的動(dòng)機(jī)更強(qiáng)。接下來，采用分組檢驗(yàn)的方法，考察不同融資約束下黨組織參與治理與企業(yè)全要素生產(chǎn)率的關(guān)系，分組依據(jù)為是否大于當(dāng)年同行業(yè)中位數(shù)。此外，運(yùn)用基于似無關(guān)模型的SUR 檢驗(yàn)進(jìn)行了組間系數(shù)差異的檢驗(yàn)。由表3 的第（1）列、第（2）列可知，黨組織參與治理對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的正向關(guān)系在融資約束較高的企業(yè)中更為顯著。

2.黨組織參與治理、信息環(huán)境與企業(yè)全要素生產(chǎn)率。信息不對(duì)稱容易引發(fā)代理問題，進(jìn)而影響企業(yè)資源配置與創(chuàng)新效率。接下來，采用分組檢驗(yàn)的方法，考察不同信息環(huán)境下黨組織參與治理與企業(yè)全要素生產(chǎn)率的關(guān)系，分組依據(jù)為是否大于當(dāng)年同行業(yè)中位數(shù)。此外，運(yùn)用基于似無關(guān)模型的SUR 檢驗(yàn)進(jìn)行了組間系數(shù)差異的檢驗(yàn)。由表3 的第（3）列、第（4）列可知，黨組織參與治理與企業(yè)全要素生產(chǎn)率的正向關(guān)系在信息環(huán)境較差時(shí)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(yàn)

四、結(jié)論與啟示

企業(yè)全要素生產(chǎn)率不僅事關(guān)企業(yè)的長(zhǎng)久發(fā)展，更是宏觀經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展核心動(dòng)力。黨組織參與治理作為中國(guó)獨(dú)具特色的制度安排，但針對(duì)黨組織參與治理與企業(yè)全要素生產(chǎn)率的研究尚且缺乏。本文采用2013—2019年A 股上市公司數(shù)據(jù)為研究樣本，實(shí)證檢驗(yàn)了黨組織參與治理對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響。結(jié)果表明，黨組織參與治理可以顯著提升企業(yè)全要素生產(chǎn)率，并且這種關(guān)系在較差的制度環(huán)境中更為顯著?；诓煌钠髽I(yè)特征，在融資約束較高或者信息環(huán)境較差時(shí)，黨組織參與治理對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的正向關(guān)系更為顯著。

基于研究結(jié)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(yè)全要素生產(chǎn)率，要充分認(rèn)識(shí)到黨組織的積極治理作用。其次，在不同的企業(yè)中，黨組織參與治理對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響存在異質(zhì)性，因此應(yīng)充分利用其積極治理作用。