“引領”與“監督”：基層黨組織制度的綠色發展協同效應

萬攀兵，朱丹妮

(1.武漢大學經濟與管理學院，湖北 武漢 430072；2.廣東省科技基礎條件平臺中心，廣東 廣州 510030)

一、引 言

進入21世紀以來，由于傳統的“先污染、后治理”的粗放型增長模式難以為繼，綠色發展上升為國家戰略。已有研究表明，國有企業承擔了大量的政策性負擔[1]，需更積極主動執行各級政府的環保要求并投入相對較多的環保資金[2]。相比之下，偏重于利潤目標的民營企業缺乏環境治理的制度性土壤和內在激勵[3]，導致其環保投資較少[4]。況且，民營企業的環保投資行為似乎更多地體現為“被動”迎合政府環境監管需要的特征[5]。因此，如何引導民營企業增強環保意識和責任、積極參與環境治理成為亟待解決的現實問題。黨的二十大報告明確提出，要“把基層黨組織建設成為有效實現黨的領導的堅強戰斗堡壘”并“激勵黨員發揮先鋒模范作用”。那么，當正式環境規制對偏重于利潤目標的民營企業影響不足時，基層黨組織制度能否起到引導民營企業綠色發展的互補作用？

從現有研究來看，大量政治學和社會學文獻側重于從理論上探討基層黨組織制度的作用機理[6][7]，涉及的范圍較廣(包括農村基層、城市社區、高校和機關單位等的黨組織)[8][9]。近年來，隨著上市公司數據庫和民營企業抽樣調查數據庫的公開、可得性提升，越來越多的經濟學和管理學文獻嘗試量化分析基層黨組織在各類企業中的制度績效[10][11]。在國有企業中，部分實證研究發現基層黨組織參與公司治理不僅可抑制高管的超額薪酬[12]，減少并購中的“國有資產流失”[13]，也有助于提高企業的創新效率[14]，改善其內部治理水平[15]。針對民營企業中基層黨組織作用效果的評估，已有研究主要從降低風險承擔[16]、促進企業投資[17]、緩解融資約束[18]、增加研發投入[19]、加大職工權益保護等傳統的經濟維度展開[20]，而較少從環境維度切入。值得一提的是，僅有的研究均系直接考察基層黨組織制度的環境績效[21][22]。王舒揚等(2019)基于2008和2010年全國民營企業抽樣調查數據，直接探究基層黨組織對民營企業綠色環保投資的影響[23]。而對于基層黨組織如何推動民營企業響應日益嚴格的外部環境規制的內部協同作用則討論不足。

鑒于此，本文試圖構建一個新的分析框架，將基層黨組織制度的“引領”與“監督”功能同時納入民營企業的目標函數中，以考察基層黨組織制度的綠色發展協同效應，并結合民營企業抽樣調查數據展開實證檢驗，對潛在的“資源依賴假說”進行驗證?？赡艿睦碚撠暙I和現實意義在于：第一，嘗試跳出傳統規制經濟學理論中僅關注政府干預的研究窠臼及利潤最大化的理性人假說，引入基層黨組織制度的“引領”與“監督”功能，進而建立一個新的基層黨組織推動民營企業綠色發展的分析框架；第二，對民營企業建立基層黨組織制度的“資源依賴假說”進行一定程度的澄清，認為在既定的環境規制水平下設立黨組織或發展企業家為黨員(文中均指中共黨員)并未給民營企業帶來明顯的政策優惠或資源傾斜，對端正民營企業家入黨動機具有直接的現實指導意義；第三，區別于部分研究基層黨組織制度的直接環境績效的文獻，考察外部環境規制下民營企業內部基層黨組織的綠色發展協同效應，增進對基層黨組織間接作用的理解。

二、理論分析

在民營企業中，基層黨組織通過在黨建工作中開展生態文明建設的主題教育活動并宣講國家和地方的環保政策，特別是發展企業家為黨員并對其進行先進思想文化教育，有助于培養企業家和企業內部整體的環保意識和責任感，推動民營企業關注排污的負外部性，從而將排污的社會成本內部化，逐步形成企業環保責任與企業利益兼顧的動力機制。與此同時，民營企業黨組織也可通過與政府有關部門之間的溝通協調渠道，在企業出現非法排污時及時主動向環保部門披露和舉報，從而起到較好的監督作用。顯然，不同于“引領”功能彰顯的感化效果，基層黨組織的“監督”功能更多體現的是一種威懾效果，即民營企業因害怕違法行為被基層黨組織發現和舉報而不得不減少違法行為。這無疑是一種“被動”的迎合行為。該“引領”與“監督”功能均有助于推動民營企業在面臨環境規制時提高環境治理水平，本文將之歸納為基層黨組織制度的綠色發展協同作用。為定量闡釋這一協同效果，嘗試在Pal和Saha(2015)的基礎上構建一個簡單的分析框架[24]。

假定市場上存在n家競爭性企業，生產同質化產品且每生產1單位的產品排放1單位的污染。政府通過征收統一的排污從量稅對企業排污行為進行規制，且企業的排污舉動存在一個正的被監管部門發現的概率，在利潤最大化的前提下，代表性企業i的目標函數可表達為：

(1)

其中，p表示產品的價格，qi是企業i的產量(排污量)，c(qi)是企業產量為qi時的生產成本，t是企業排放單位污染需繳納的排污稅，βi是企業i非法排污被監管者發現的概率(1)現實中，由于存在環保信息不對稱，有必要考慮企業非法排污被監管者發現的概率。，ai是減排量，減排成本φ(ai)(即企業的治污投入)是關于減排量ai的增函數。這里，假定邊際減排成本遞增，即φ′(ai)>0、φ″(ai)>0。

求解目標函數關于減排量的一階偏導數，可得：

tβi=φ′(ai)

(2)

其中，左邊為代表性企業i排污的邊際成本(即減排的邊際收益)，右邊為企業i減排的邊際成本。記f(ai)=φ′(ai)，則有：

ai=f-1(tβi)=g(tβi)

(3)

其中，f-1(·)為f(·)的反函數，記為g(·)。(3)式兩邊同時對排污稅t求導，可得：

(4)

由于f′(ai)=φ″(ai)>0，根據反函數性質，可知g′(·)=1/f′(·)>0。因此，隨著排污稅的上升，代表性企業i的減排量ai也相應增加。由此，本文得到推論：環境規制有助于提高企業環境治理水平。

現在考慮一家設立基層黨組織的代表性企業j。結合前述的理論分析，當基層黨組織制度對企業的綠色發展存在“引領”作用時，企業j的目標函數不完全是利潤最大化，由排污造成的社會成本也應納入企業的目標函數中。為刻畫這一變化，假定設立基層黨組織的代表性企業j的目標函數為：

(5)

(5)式的目標函數反映了設立基層黨組織的代表性企業j在經濟利潤與污染的社會成本之間的權衡。其中，C表示設立黨組織的制度成本，λ代表基層黨組織制度對企業綠色發展的“引領”作用。λ越大，表明企業的環保意識和責任感越強，其對排污帶來的社會成本更為看重，從而將排污的社會成本內部化程度越高。當λ=0時，表明基層黨組織制度的“引領”作用不復存在。因此，λ>0。不同于(1)式，(5)式中存在基層黨組織制度的“監督”作用，企業非法排污被監管部門發現的概率更大，故令βj>βi。顯然，當企業未設立基層黨組織時，企業的目標函數由(5)式退化為(1)式。為便于后續分析，假定企業的減排成本函數φ?(·)≤0，其他條件均不變。因此，設立基層黨組織的代表性企業j減排量的一階偏導數為：

λ+tβj=φ′(aj)

(6)

此時，設立基層黨組織的代表性企業j的排污成本或減排收益的增加額為(λ+tβj)。重復(3)、(4)式的計算過程，可得企業j環境規制的邊際減排水平為：

(7)

(7)式減去(4)式的含義為設立基層黨組織的代表性企業j與未設立基層黨組織的代表性企業i關于環境規制的邊際減排效應差異，即

(8)

結合前述分析，基層黨組織制度可通過其“監督”功能來提高民營企業非法排污被發現的概率，進而增加企業實際的環保稅負。這一成本效應倒逼企業開展更多的環境治理。同時，民營企業內部設立黨組織后，可更加便利地發展企業家為黨員并對其進行先進思想文化教育，有助于培養企業家和企業內部整體的環保意識及責任感，從而增強民營企業對排污負外部性的關注并主動治理環境。為此，本文提出待檢驗的假設2：基層黨組織制度主要通過其“引領”與“監督”功能來強化環境規制對民營企業的治理效果。

三、實證策略

(一)樣本與數據來源

為驗證假設1，本文使用中國私營企業調查數據庫進行實證分析。該抽樣調查由中共中央統戰部、中華全國工商業聯合會、國家市場監督管理總局、中國社會科學院和中國民營經濟研究會聯合組織，每兩年調查一次。由于本文的關鍵指標——民營企業治污投入從2006年開始納入調查問卷中，故僅使用2006、2008、2010和2012年這四輪的調查數據。鑒于該項活動并非持續追蹤性調查，且數據庫中也缺乏企業唯一識別代碼，因而縱向整合這四年的數據并形成實際研究所需的混合截面樣本，最終得到覆蓋194個地級市的8206個觀測值。

(二)模型設定與估計方法

為檢驗基層黨組織制度的綠色發展協同效應，本文需證實推論，即外部環境規制具有直接的環境治理效果?？紤]到實證樣本為混合截面數據，首先設定如下的計量模型：

Abateic=α0+βERSc+k1Cityc+k2Firmic+k3Owneric+∑year+∑City+∑industry+εic

(9)

其中，Abateic代表地級城市c的企業i的環境治理水平，使用民營企業治污投入占銷售額的比重來衡量。ERSc代表城市c的環境規制水平，使用地級市環境規制綜合指數來衡量，具體計算時參照沈坤榮等(2017)的處理方法[2]。如果該推論成立，則β應顯著為正。Cityc代表城市層面的控制變量，包括地方經濟發展水平、市場潛力、產業結構、對外開放度、基礎設施和財政投入。Firmic代表企業層面的控制變量，包括企業規模、企業年齡、銷售收入、銷售凈利潤率、工資水平、是否設立工會和企業類型。Owneric代表企業家層面的控制變量，包括企業家性別、年齡、受教育時間和政治背景。εic為隨機誤差。此外，基準回歸中還分別控制年份、地級市和行業固定效應，并將標準誤聚類到地級市層面。

在(9)式的基礎上，參考周亞虹等(2023)的做法[25]，本文進一步加入基層黨組織制度與外部環境規制水平的交乘項，以檢驗假設1。這里，設置如下的調節效應模型：

Abateic=α0+γERSc×Partyic+δ1ERSc+δ2Partyic+k1Cityc+k2Firmic+k3Owneric
+∑year+∑City+∑industry+εic

(10)

其中，Partyic為基層黨組織制度變量，分別使用企業是否設立黨組織和企業家是否為黨員來衡量。交乘項ERSc×Partyic是本文關注的核心解釋變量。如果基層黨組織制度具有綠色發展協同效應，則(9)式中的β和(10)式中的γ均應顯著為正。這意味著基層黨組織制度顯著強化了環境規制對民營企業的治理效果，即其對環境規制具有積極的調節效應。

表1列示了主要變量的處理方法，均以1998年為基期進行價格指數平減。

表1 變量的描述性統計

四、實證結果分析

(一)基準結果分析

鑒于被解釋變量——環境治理水平(Abate)為百分比變量且零值較多，故基準回歸采用Tobit模型進行估計。表2(1)列報告了計量模型(9)式的回歸結果。與直覺一致，環境規制顯著提高了企業的環境治理水平，從而證實了推論。表2(2)—(5)列是我們重點關注的調節效應模型(10)式的回歸結果。不難發現，環境規制顯著提高了設立黨組織或企業家為黨員的企業的環境治理水平。平均而言，相對于未設立黨組織和企業家為非黨員的企業，環境規制水平增加1個標準差，設立黨組織和企業家為黨員的企業的環境治理水平分別提高0.101和0.142個標準差，表明基層黨組織制度具有綠色發展協同效應，因而假設1得證。

表2 基準回歸結果

(二)穩健性檢驗

為檢驗基準回歸的穩健性，本文通過以下三種方式對計量模型(10)式重新進行估計：(1)將被解釋變量替換為是否開展環境治理的二元虛擬變量，并采用Probit模型進行回歸；(2)使用2006和2008年民營企業抽樣調查數據庫中報告的職工黨員人數(dang_num)及其占比(dang_rate)作為基層黨組織制度的代理變量；(3)回歸中進一步控制行業-年份交互固定效應。如表3所示，這一回歸結果與基準估計類似。此外，本文還進行500次隨機分配企業黨組織和企業家為黨員狀態的安慰劑檢驗，發現基準估計依舊得到支持(2)限于篇幅，安慰劑檢驗結果未報告，作者備索。。

表3 穩健性檢驗結果

(三)潛在的內生性問題處理

基準回歸中由于無法加入企業固定效應，可能遺漏部分不隨時間變化但同時影響核心解釋變量和被解釋變量的企業特征，而被解釋變量是隨時間變化的城市層面指標，不太可能受城市內部單個企業的特征影響，因此基準回歸中內生性問題主要來源于基層黨組織制度的代理變量。為此，本文選擇民營企業是否由公有制企業改制而來作為其是否設立黨組織或企業家是否為黨員的工具變量并通過控制函數方法來加以克服[26]。一方面，公有制企業中黨員分布和黨組織覆蓋較廣，由國有或集體企業改制而來的民營企業在一定程度上繼承了該制度遺產，其內部設立黨組織的可能性更高，民營企業家也更有可能被發展為黨員，因此相關性成立；另一方面，改制變量屬于前定變量(3)經統計發現，在已報告改制年份的民營企業中，超過98%的民營企業的改制時間在調查年份的前兩年。，企業當年的環境治理行為不會影響其前期的改制結果，因而也就避免了反向因果問題。更為重要的是，我國公有制企業改制是在20世紀90年代中期以來國內經濟體制改革的大背景和國際私有化浪潮的大環境下進行的[27]，可視作地區層面的整體性沖擊。公有制企業改制的決策權主要掌握在其隸屬的各級政府及其國有資產主管部門手上，而較少由企業或企業家自主決定。政府提出民營化的改制目標是為改善企業經營績效，實踐中遵循“抓大放小”的政策原則。因此，即使政府在公有制企業改制過程中存在一定的政策選擇性，也主要是與企業規模和利潤率等經濟績效指標有關，而對企業環境績效的關注度較少。這意味著改制變量并不與企業環境治理水平直接相關，從而在理論上基本滿足工具變量的外生性要求。

表4 控制函數方法回歸結果

(四)異質性檢驗

鑒于排污企業是環境規制的主要作用對象[5]，基層黨組織制度的綠色發展協同效應一般發生在排污水平較高的企業中。為此，根據企業所屬的行業信息，本文將從事農業、采礦業、制造業、交通運輸及電力煤氣水等領域的企業界定為排污水平較高的污染型企業，其他的界定為排污水平較低的非污染型企業。表5的分組回歸結果顯示，環境規制與黨組織或企業家為黨員的交乘項的系數僅在污染型企業中顯著為正，與預期的一致。

表5 異質性檢驗結果

五、機制檢驗

(一)基層黨組織制度的“監督”作用

前述的理論分析指出基層黨組織制度的綠色發展協同效應主要源自其“引領”與“監督”功能，前者體現為對企業和企業家主觀環保責任意識的培育及強化，后者則表現為對企業非法排污行為的察舉，二者分別從正面引導和反面預防兩個維度提升環境規制對民營企業的治理效果。為揭示其“監督”作用，本文將基準回歸中被解釋變量分別替換為企業環保費支出和是否被罰款進行回歸(見表6所示)。結果顯示，當以是否設立黨組織作為基層黨組織制度的代理變量時，環境規制在污染型企業的子樣本中顯著增加了設立黨組織的企業的環保費支出和被罰款的概率，而在非污染型企業中沒有上述效果。由于污染型企業是環境規制的主要作用對象，在面臨環境規制的外部壓力時，企業黨組織的存在可作為一種有效的制度力量，通過向地方黨政部門檢舉企業的非法排污行為，無疑將提高企業非法排污被監管部門發現的概率，其環保費支出隨之增加、繳納污染罰款的機率也上升。因此，污染型企業的子樣本回歸結果正好體現了黨組織對企業綠色發展的“監督”作用?？紤]到非污染型企業本身排污較少、幾乎不受環境規制的約束，黨組織的上述“監督”效果自然難以出現。受非污染型企業負向而不顯著的作用的沖銷，全樣本中黨組織對企業綠色發展的“監督”效果也不甚明顯。

表6 黨組織的“監督”作用檢驗結果

然而，當以企業家是否為黨員作為基層黨組織制度的代理變量時(見表7所示)，無論全樣本還是污染型企業的子樣本，環境規制并未使企業家為黨員的企業的環保費支出和被罰款的概率顯著增加，表明企業家為黨員作為基層黨組織制度的表現形式對企業非法排污行為的“監督”作用有所欠缺。其原因主要在于：企業的排污行為在很大程度上由企業家決定，而企業家賦予黨員這一身份后不太可能增加企業家自我檢舉的機率，因此在面臨環境規制的外部壓力時，企業家是否為黨員并不會影響企業非法排污被監管部門發現的概率，企業的環保費支出和繳納污染罰款的機率也不受影響。

表7 企業家為黨員的“監督”作用檢驗結果

綜上可知，基層黨組織制度對企業的綠色發展具有“監督”作用且主要體現在設立黨組織上，而發展企業家為黨員這一制度形式的“監督”作用則較為薄弱。

(二)基層黨組織制度的“引領”作用

假定基準回歸中基層黨組織制度的綠色發展協同效應僅源于其“引領”與“監督”功能，那么一旦在基準回歸中控制其“監督”功能，此時基層黨組織制度仍顯著強化了環境規制的治理效果，則可將其視為基層黨組織制度的“引領”功能(4)由于缺乏民營企業和企業家主觀環保責任意識的衡量指標，文中并未直接檢驗基層黨組織制度的“引領”作用。。根據前述的回歸分析，基層黨組織制度的“監督”作用具體表現為：在面臨相同的環境規制水平時，建立基層黨組織制度的污染型企業的環保費支出更多、繳納污染罰款的概率更高，因而本文嘗試將企業環保費支出和是否被罰款作為控制變量納入基準回歸中并將樣本限定為污染型企業，以考察基層黨組織制度是否仍顯著強化了環境規制的治理效果(見表8所示)。

表8 基層黨組織制度的“引領”作用檢驗結果

表8的(1)—(3)列的回歸結果顯示，當以是否設立黨組織作為基層黨組織制度的代理變量時，控制企業環保費支出和是否被罰款后交乘項的系數不再顯著，表明作為基層黨組織制度的表現形式之一的黨組織在推動企業綠色發展方面以“監督”作用為主。(4)—(6)列的回歸結果顯示，當以企業家是否為黨員作為基層黨組織制度的代理變量時，控制企業環保費支出和是否被罰款后交乘項的系數依舊顯著。結合表7的分析結果可知，作為基層黨組織制度的表現形式之一，發展企業家為黨員在推動企業綠色發展方面以“引領”作用為主。

(三)對“資源依賴假說”的檢驗

值得注意的是，上述關于基層黨組織制度“引領”作用的論證成立的一個關鍵前提是不存在其他的干擾性假說。實際上，除理論分析中揭示的“引領”與“監督”功能外，建立基層黨組織制度的企業可能憑借其與地方黨政部門之間的政治關聯而獲取更多的政府補貼[30]、稅費減免[31]、融資便利等政策支持[32]，從而影響到企業的決策行為(即“資源依賴假說”)。為檢驗這一假說，我們將基準回歸中被解釋變量分別替換為企業是否得到政府的節能減排技術支持和環保技術支持(5)相關指標來自2010年民營企業抽樣調查數據庫。、企業稅費負擔(Tax_fee)和銀行貸款可得性(見表9所示)?？梢?，在既定的環境規制水平下，基層黨組織制度始終未顯著增加政府對污染型企業的節能減排技術或環保技術等方面技改資金支持的機率，也未顯著降低污染型企業的稅費負擔或提高污染型企業獲得銀行貸款的可能性。

表9 “資源依賴假說”檢驗結果

鑒于基層黨組織制度能強化環境規制的治理效果而增加企業的治污投入，在不存在外部融資支持的情況下，企業治污投入的增加可能減少與企業生產經營活動無關的其他非必要支出。與預期的一致，環境規制對設立黨組織或企業家為黨員的企業的慈善捐贈具有負面影響(6)限于篇幅，相關檢驗結果未予報告，作者備索。，揭示了環境治理投入的擠出效應并進一步排除“資源依賴假說”。

六、結論和建議

本文從理論上考察基層黨組織制度對環境規制的協同作用效果，并結合2006—2012年民營企業抽樣調查數據庫對理論分析結果進行實證檢驗。研究表明，在推動民營企業環境治理方面，基層黨組織制度顯著強化了環境規制的治理效果；基層黨組織制度主要通過其“引領”與“監督”功能來增強環境規制的治理效果，“引領”功能主要體現在發展企業家為黨員這一制度形式上，而“監督”功能則主要表現為設立黨組織。

鑒于我國基層黨組織制度日趨健全和完善并已覆蓋幾乎所有的生產、生活領域，本文研究揭示的基層黨組織制度的綠色發展協同效應具有以下的政策含義：首先，繼續堅持并進一步推廣基層黨組織制度，充分發揮活躍在各行各業、各類機關團體中基層黨組織的戰斗堡壘作用，依托基層黨組織制度的“引領”與“監督”功能，加快形成以政府為主導、企業為主體、全社會共同參與的現代化環境治理體系，以推動經濟社會發展全面綠色轉型；其次，暢通企業黨組織與地方黨政部門之間的溝通渠道，切實加強地方環保部門與企業黨組織在環保事務上的深度合作，突出科學、精準、依法治污。同時，企業黨組織要創新工作方式和方法，凸顯黨組織對企業生態文明建設的支撐作用，強化企業黨組織的“引領”與“監督”功能，督促企業決策層貫徹落實環境保護法規、積極履行環境保護的主體責任。