政治联系对民营企业经济绩效的影响研究

何晓斌 柳建坤

(清华大学社会科学学院)

1 研究背景

近年来，党和国家高度重视包括民营企业在内的基层党组织建设工作。在中共中央、国务院发布的《关于营造企业家健康成长环境 弘扬优秀企业家精神更好发挥企业家作用的意见》中，明确提出要加强党对企业家队伍建设的领导，并且强调扩大非公有制企业党的组织和工作覆盖。十九大报告进一步提出，将包括企业在内的基层党组织建设作为提高党的国家治理能力的重要基础。在实践过程中，针对民营企业的党建工作取得了重大进展。根据《2017年中国共产党党内统计公报》显示，全国共有457.2万个基层党组织中，已建立党组织的非公有制企业达到了187.7万个，占非公有制企业总数的73.1%(1)见党建网(http://dangjian.people.com.cn/GB/n1/2018/0630/c117092-30097506.html)。。民营企业党建的根本目标是探索出加强党的执政基础与促进企业发展“同频共振”的最佳途径。随着党组织在民营企业的大规模覆盖，企业的经营状况是否也得到显著改善呢？对此，不少已经设立党组织的民营企业都给出了肯定回答。例如，在东莞唯美公司，基层党组织对于提升企业凝聚力和向心力发挥了重要作用，并且有效规范了经营行为。上海国光集团则动员党员职工参与一线生产活动，屡次帮助企业渡过难关，使企业销售额快速增长(2)见南方网(http://epaper.southcn.com/nfzz/283/content/2018-06/30/content_182413134.htm)。。

与此同时，民营企业党建现象也引起了学术界的关注和讨论，并且一些研究也提供了党组织对民营企业发展具有正向影响的证据，体现在保障职工权益、积极履行社会责任等方面[1，2]。不过，需要指出的是，这些研究主要关注党组织的非经济功能，对党组织设立对民营企业生产经营活动的影响还缺少进一步的实证考察。虽然有文献试图弥补这一短板[3]，但仍存在两点不足：①研究的时效性较弱。现有研究大都使用的是2012年以前的调查数据进行分析，由此得出的研究结论能否适用于2012年后的中国社会有待验证。由于民营企业党建工作在十八大后加速推进，因而只有利用在该时段的数据进行分析才能准确评估在新时代背景下党组织发挥的经济功能。②忽视了党组织所具有的政治联系意义。已有文献在考察党组织与民营企业绩效的关系时，更多地是将党组织视为一种企业内部治理机制，关注的是其优化信息、劳动力等关键生产要素组合与配置效率的作用。然而，党组织也是一种企业的外部治理机制，可以协调企业与政府关系，因而具有政治联系的意义。学术界普遍认为政治联系对中国民营企业维持生存并获取发展机会具有关键作用，但现有文献大都是以企业家的政治身份作为政治联系的测度[4，5]。在现实中，民营企业家获取政治身份是借助于执政党针对该群体所采取的“政治吸纳”策略，但与此同时，执政党还采取了在企业内部设立党组织的“组织嵌入”策略。可见，拥有政治身份和设立党组织代表着分属于个体和组织两个层次的政治联系，而由此引出的问题是：这两种政治联系对民营企业生产经营活动的影响是否存在差异？造成这种差异的来源又是什么？鉴于此，本研究通过对2018年第十三次全国私营企业抽样调查数据的分析，试图从组织与制度环境的关系角度考察党组织设立与民营企业经济绩效的关系，并从政治联系角度分析这一关联得以形成的作用机制。

2 理论分析与研究假设

2.1 政治联系与民营企业的生存和发展

政治联系是解释在强约束的制度环境下企业生存能力差异的重要机制。例如，FISMAN[6]较早研究了印度尼西亚79家企业与苏哈托家族之间的关系及其对企业发展机会的影响。此后，“政治联系”概念被广泛用于分析发展中国家的企业在面临制度约束时所表现出的行为逻辑。由于各国的政治经济体制存在很大的差异，关于政治联系的定义并未得到一致性表述。FACCIO等[7]提出了一个一般性定义，将政治联系视为一种企业或高层管理者与制度环境中拥有政治权力的个人或组织之间建立的政治契约。在操作层面，现有研究对政治联系的度量主要是在个体层面进行，并且根据企业家获取这一关系的时序差异区分出“先赋的政治联系”和“后致的政治联系”这两种类型。前者是指企业家在创业前就已经与政府、政党建立的联系，通常使用企业的高层管理者曾经在政府部门担任领导职务来测量[8]，也包括企业创立前企业家曾经或者本身所具有的个人和组织层面的政治身份和政治联系。后者则是企业家在创业后与政府建立的联系，并且可以细分为两种形式：①企业家在创业成功后因获得政治上的认可而取得的政治地位。这在中国情境下体现为企业家获得了各种政治身份(如中共党员、人大代表或政协委员、工商联会员等)。②企业主将外部政治联系引入到企业之中。例如，企业高层管理者建立同在任政府官员的私人关系[9]，或者是聘用已退休或在任的政府官员担任公司高层管理者或独立董事[10]。另外，企业的政治联系也体现在组织层面。例如，政府在企业股权中的占比被学者用来测度组织层面的政治联系[11]。

与国外企业不同的是，中国企业的产权性质较为复杂，使得组织层面的政治联系呈现不同的形式。具体而言，国有企业属于全民所有制性质，党委在企业治理结构中处于核心地位，因而先天地拥有与执政党的政治联系。作为非公有制的民营企业在建立之后可以通过加入行业协会、允许国有资本持股等方式来获得组织层面的政治联系，并且也可以积极配合执政党的组织嵌入策略，在企业内部设立党组织来获得类似于国有企业的政治联系。根据关系层次和获取时序两个维度所划分的企业政治联系的4种类型见表1。

表1 企业政治联系的理想类型

2.2 执政党的统合策略、民营企业的政治联系与企业绩效

在中国，执政党对民营企业的统合策略是民营企业获得政治联系的制度条件。市场化是中国经济体制改革的基本逻辑，民营经济正是在这一历史进程中迅速崛起。面对这一体制外出现的新兴社会力量，加强对民营经济的统合能力逐渐成为国家治理的重要任务。鉴于此，中国共产党自20世纪90年中后期便着手将民营企业和民营企业家统合到国家政治经济体制中，其策略大体上可以划分为“政治吸纳”与“组织嵌入”两种。一方面，政治吸纳的基本逻辑是赋予民营企业家以政治身份或荣誉性的政治职位，将其整合到党组织和国家机构中，在巩固执政合法性的同时也能够发挥这一群体的经济社会建设功能[12]；另一方面，“组织嵌入”则延续了中国共产党一贯的治理传统，也即将党组织嵌入到基层社会，从而使党的执政能力得以不断巩固。这一策略在经济领域就体现为执政党在民营企业中设立党组织或指派党员干部进驻企业，从而将党的意志融入到企业决策中。

设立党组织对民营企业的重要意义是其与执政党建立了非契约性质的政治联系，从而获得了来自最高政治权威所赋予的合法性，这对其企业抵御制度压力和改善与政府的互动关系具有积极作用。不过，这种经由执政党与企业这两类组织互动所形成的政治联系在层次上要高于企业家通过获取政治身份获取的政治联系。虽然很多研究都已证实了基于政治身份的个人化政治联系对民营企业发展具有促进作用[4，5]，但如果将其与组织化政治联系进行比较效果如何，给予关注的研究却并不多见。鉴于此，在本研究中，主要关注的是这两种政治联系帮助民营企业减轻资源约束的效果差别。

资源约束是阻碍民营企业发展的重要因素，而企业建立政治联系的重要动机正是为了缓解这种约束条件。现有相关实证研究提供的证据显示，企业家的政治身份可以帮助企业获得关键资源[4，5]，从而提升企业的市场竞争能力和经济绩效[13]。但在转型时期，谋取经济利益和同政府进行良性互动是民营企业家获取政治身份的主要动机[14]。这使得由此建立的个人化政治联系具有较强的功利性、寻租性和投机性，因而会使企业承担获取“政治租金”的成本。由此，即使个人化的政治联系可以帮助民营企业缓解资源约束，但也会产生一些副作用。具体如下：①建立和维系这种关系的成本对民营企业而言也是一项不小的经济负担。例如，慈善捐赠是企业常常采用的一种政治公关策略[15]。②在获取了个人化政治联系后，企业因与政府联系的趋于紧密而被“抽租”的可能性也随之增大，包括强制捐款、缴纳超额管理费等[16～18]。③个人化政治联系的稳定性较差，很容易受地方政治环境变动(如重要官员换届离任)而失效，企业不得不需要再次投入大量资源来构建新的政治联系[14]。由此，从长期看，个人化政治联系会降低民营企业的资源配置效率、对生产性活动的投入以及创新活动效率[19～21]，进而损害企业的长期绩效[22]。

与之不同的是，民营企业通过设立党组织所建立的政治联系可以充当企业与政府互动的无形的和有形的机制。具体阐述如下：①设立党组织不仅是一种政治信号，还表明该企业受到了执政党的认可，也是一种经济信号。这是因为具备党建资格的企业大多是实力雄厚、社会声誉良好以及具有广泛影响力的行业龙头企业。由于信息不对称是导致企业难以获取政府掌握的关键资源的重要原因，而党组织的设立则可以向地方政府传递出企业经济实力雄厚、经营状况良好、发展前景广阔等关键信息，给政府官员留下良好印象，改善政府对企业的态度，从而使政府采取更加友善的互动策略。②党组织是权威性的政治实体，它可以为企业与政府的互动搭建公开、合法、正规的平台。这不仅可以减少企业的寻租行为并降低被抽租的可能性，而且能够加深政企之间的了解和合作，对于解决信息不对称问题具有积极作用。其中，一个代表性的做法是民营企业与政府部门或国有企业进行党建共建。例如，红豆集团在推进基层党组织建设的过程中，主动与拥有官方背景的机构建立统筹共建关系，包括能源、税务、海关、银行、媒体等部门(3)见新华网(http://www.xinhuanet.com/fashion/2018-02/08/c_1122388429.htm)。显然，上述这些部门管控着对企业发展至关重要的关键性资源，而这种将党建工作向外拓展的方式将极大地缓解民营企业面临的资源约束。

鉴于此，相比于民营企业家的政治身份，党组织凭借其与政府的天然联系以及政治权威可以为民营企业提供一条获取外部资源的合法途径。这不仅可以降低获取外部资源的成本，而且可以增加获取外部资源的数量，这为企业开展生产经营活动提供了持久的物质支持。由此，提出以下假设：

假设1与拥有政治身份相比，设立党组织对减轻民营企业资源约束的作用更大。

假设2设立党组织通过减轻资源约束来提升民营企业的经济绩效。

3 研究设计

3.1 数据来源

本研究的数据来源于2018年第十三次全国私营企业抽样调查(4)截至本文刊发前，尚未开展第十四次全国私营企业抽样调查。。负责此调查的“私营企业研究课题组”是由中共中央统战部、中华全国工商业联合会、国家市场监督管理总局、中国社会科学院、中国民营经济研究会联合组成。此次调查采用多阶段抽样来确定民营企业样本，包含了中国大陆全部31个省、自治区和直辖市的不同行业、不同规模以及不同类型的企业，有效问卷共计7 476份。本研究在剔除了分析变量的缺失值后，最终将6 693家民营企业作为分析样本。

3.2 变量说明

(1)因变量：企业经济绩效(E)参考已有研究的做法[3]，本研究选取两个指标对该变量进行测量。具体如下：企业在2017年的销售收入(万元)用ES表示；企业在2017年的净利润(万元)用EP表示。为了减少特异值对于模型估计的影响，本研究将销售收入和净利润数值进行两端1%的缩尾处理，且在统计模型中纳入两个变量的自然对数形式。

(2)自变量：企业的政治联系首先，本研究将民营企业家的政治身份视为其拥有个人化政治联系的标志。在中国，企业家主要是通过执政党的政治吸纳过程来获得政治身份，并且一个常见的渠道是民营企业家当选人民代表大会代表或政治协商会议委员而参政议政。据此，本研究将民营企业家是否担任人大代表或政协委员作为政治身份的操作化指标，用PI表示。其次，与授予民营企业家政治身份不同的是，设立党组织使民营企业获得了组织层面的政治联系，因此，可以根据企业是否设立党组织作为衡量组织化政治联系的指标，用PO表示。

(3)中介变量：资源约束中国民营企业的发展高度依赖于外部融资。但由于中国的信贷资源主要来自于国有银行，其在分配资源时存在对国有企业的偏好，这使融资约束构成了民营企业发展的主要障碍。另外，政府对企业的补贴也是企业降低生产成本、提高市场竞争优势的重要原因。据此，本研究选择了两个指标来测量企业受到的资源约束：①受访企业在2017年获得的国有和股份制商业银行贷款总额，用RL表示；②受访企业在2017年获得政府补贴总额，用RS表示。本研究将银行贷款和政府补贴数值进行两端1%的缩尾处理，且在统计模型中纳入两个变量的自然对数形式。

(4)控制变量本研究在统计模型中纳入了企业组织、企业家个体和地区3个层面的控制变量：首先，组织层面的变量包括企业历史(OH)、企业规模(OS)和行业类型(OI)(5)行业包括农林牧渔、采矿业、制造业、电力煤气水、建筑业、交通运输和仓储、信息服务、批发零售、住宿餐饮、金融、房地产、租赁和商业服务、居民服务和修理业、科教文卫和其他15类。。其次，个体特征变量包括年龄(IA)、性别(IG)、学历(IE)、政治面貌(IP)、工商联会员(IC)和加入有政府背景的行业协会/商会(IH)；最后，将企业所在省份(PE)纳入到统计模型中，以控制地区层面的差异对因变量的影响。需要说明的是，政治面貌、工商联会员以及加入有政府背景的行业协会/商会都属于政治联系的范畴，在控制了它们对企业绩效的影响后，可以凸显政治身份和党组织这两种不同层次的政治联系的作用。主要变量的定义和基本统计特性见表2。

表2 变量定义及其统计特性

4 数据分析结果

4.1 基准回归结果

本研究首先考察两种层面的政治联系对民营企业绩效水平的影响。由于两个因变量均为连续变量，可以建立如下模型对上述因果关系进行验证：

E=α0+α1PI+α2PO+α3OH+α4OS+α5OI+

α6IA+α7IG+α8IE+α9IP+α10IC+α11IH+ε，

(1)

式中，E是企业经济绩效；α0表示截距项；α1和α2是政治身份PI和党组织PO的回归系数；α3～α11为控制变量的回归系数；ε是独立同分布的随机扰动项。

在回归分析之前，本研究针对模型进行的多重共线性检验的结果显示，模型的方差膨胀因子(VIF)都不超过4，表明模型不存在严重的多重共线性问题，模型估计结果见表3。表3中，所采取的建模策略如下：模型1的因变量是企业销售收入(ES)的自然对数，并且在加入控制变量的基础上，再加入政治身份(PI)和党组织(PO)这两个核心自变量；模型2中的控制变量与核心解释变量与前一模型的设定规则相同，唯一的差别是以企业净利润EP作为因变量。

表3中，由模型1和模型3可知，政治身份(PI)和党组织(PO)的系数都大于0，并且在统计上显著。这说明这两类政治联系都可以显著增加企业的销售收入和净利润。但从系数比较来看，两类政治联系产生的正向效应存在一定的差距。在销售收入和净利润上，企业家拥有政治身份会使所在企业比没有这种政治身份的企业家所在的企业高出51%(0.51=exp(0.412)-1)和32%(0.32=exp(0.278)-1)。即是否设立党组织会使企业经济绩效上的差距进一步拉大。具体而言，设立党组织的企业比未设立党组织企业的销售收入和净利润高155%(1.55=exp(0.939)-1)和 94%(0.94=exp(0.666)-1)。此外，本研究还通过计算两个核心自变量的标准化系数来直观地展现政治联系的效应差异。表3中，由模型2和模型4可知，无论是以销售收入(ES)还是以净利润(EP)作为因变量，政治身份(PI)的标准化系数都要小于党组织(PO)的标准化系数。由此，上述检验表明个人化与组织化的政治联系都对民营企业的绩效水平具有促进作用，但后一种政治联系所产生的正向效应更大。

表3 政治联系对企业绩效的影响

4.2 内生性处理

本研究基于OLS方法估计组织化政治联系对企业绩效的影响结果时，是假定党组织的设立是外生性的，但实际情况却是存在着内生性问题，主要体现在两个方面：①尽管已经控制了尽可能多的变量，但由于数据的限制，仍可能会遗漏掉一些同时影响党组织的设立与企业绩效的因素；②反向因果问题，即绩效水平高的民营企业更符合设立党组织的条件，并且其申请也更容易获得上级党委的批准。根据党中央对民营企业设立党组织的规定，企业建立党委首先需要满足党员人数超过100人的基本条件，之后需要向上级党委提出申请，在经过后者的考察和审批后才可以正式建立党的委员会(6)见中共中央组织部《关于在个体和私营等非公有制企业中加强党的建设工作的意见(试行)》。。基于此，能够达到数量要求的企业本身具有相当大的规模，并且由于党员往往具备高学历、高素质的人才，人力资本优势会带来企业绩效的提升。而且，在现实中，大企业的申请则更容易被上级党委批准，但一些小企业即使是在申请建立党支部的过程中也会遭遇阻碍(7)见党建网(http://www.dangjian.com/djw2016sy/djw2016djlt/201905/t20190527_5129408.shtml)。。鉴于此，组织嵌入与企业绩效水平间的互为因果问题将导致基于OLS方法估计的结果存在偏差和不一致。

本研究采取工具变量法来应对内生性问题。在这里，工具变量的选择条件是：它与被调查的民营企业设立党组织有关，但与该企业的绩效水平没有直接关系。借鉴已有研究采用“行业协会普遍性”作为企业是否加入行业协会的工具变量的做法[23]，本研究采用企业所在行业的设立党组织的平均值，即“党组织的普遍性”(VP)作为受访企业设立党组织的工具变量。具体理由阐述如下：①出于保持竞争优势以及获得合法性的考虑，企业是否选择申请成立党组织不可避免地会受到周边企业以及所在行业带来的压力的影响。②在基层党建过程中，上级党委在对申请企业的考察过程中会对重点行业的企业予以更多的关注度(8)见中国非公党建网(http://www.fgdjw.gov.cn/jj/jc/201905/t20190521_10167410.shtml)。，导致这类行业的企业在设立党组织时存在一定的政策关联性。鉴于此，如果某一行业设立党组织的平均值越高，那么企业加入行业协会的积极性也越高；同时，也表明上级党委对这一行业的企业存在偏好。这意味着某一企业是否设立党组织会受到其所在行业的“党组织的普遍性”的直接影响。此外，某一行业设立党组织的数量并不会直接影响单一企业的绩效水平。

在分别以企业的销售收入和净利润作为因变量并加入控制变量的两个模型中，本研究对工具变量的可靠性进行了一系列检验。首先，运用豪斯曼检验对核心解释变量——设立党组织进行检验。χ2值分别为193.39和116.34，对应的p值均为0.000，因而可以在1%的显著性水平上拒绝“设立党组织是外生的”原假设，即认为该变量是内生的。由此，需要使用工具变量法重新估计设立党组织对企业绩效的效应。其次，使用Wald 检验来考察弱工具变量问题，结果显示，一阶段F统计量分别为69.71和60.37，都大于文献[24]提出的F值应大于10%偏误水平的临界值为10的标准，因而,可以拒绝方程弱工具变量假设，这表明所选取的工具变量是合适的。

本研究进一步使用两阶段最小二乘法(2SLS)对设立党组织与企业绩效进行估计，有关回归结果见表4。表4中，由模型1和模型2可知，党组织变量PO均在1%水平上高度显著，并且系数值为正，说明设立党组织对企业的净利润和销售收入的正向效应是确实存在的。这也表明本文基于OLS方法估计的结果是稳健的。

表4 工具变量检验

4.3 处理样本选择偏差

工具变量法主要用于解决反向因果和遗漏变量这两种内生性问题。但样本选择偏误也是内生性问题的来源之一。在本研究中，样本选择偏误问题体现在民营企业是否设立党组织并不是随机的。一方面，虽然只要民营企业中党员数量达到一定标准，就可以向上级党委提出建立党组织的申请，但仍有一些满足人数条件的企业并不主动地参与到党建工作中；另一方面，即使符合条件的民营企业提出了建立党组织的申请，但需要上级党委对这一申请进行考核、审批和讨论才能最终落地，而在这一决策过程中存在着大量的难以被企业控制的因素。上述因素将导致设立党组织的民营企业与未设立党组织的民营企业在诸多方面上存在很大的差异。这意味着直接使用企业是否设立党组织的虚拟变量对企业绩效进行回归，存在着样本选择偏误的风险。对此，本研究尝试采用倾向值匹配解决上述问题。该方法的基本思路是通过计算的倾向得分值来找到与处理组相似的控制组，使得两组企业样本在各方面特征不具有显著差异。在本研究中，处理组是设立了党组织的民营企业，控制组是未设立党组织的民营企业。本研究在通过企业主、企业和地区特征计算获取倾向得分的基础上，寻找到与设立党组织的民营企业倾向得分最相似的未设立党组织的民营企业作为反事实，再计算设立党组织对企业绩效影响的平均处理效应(average treated treatment, ATT)。

在具体检验中，本研究首先使用 Logit 模型对匹配变量进行筛选，参与筛选的匹配变量为本研究的回归模型中出现的所有控制变量，党组织(PO)是虚拟变量，1代表企业内建立了党组织，0代表企业内未设立党组织；同时，控制了行业和地区的影响。然后，基于 Logit 模型的拟合值计算出相应的倾向得分值，采用的匹配方法包括最近邻元匹配、半径匹配、核匹配和局部线性匹配。限于篇幅，本研究仅报告党组织对企业绩效直接影响的ATT结果，有关 倾向值匹配结果见表5。表5中，采用最近邻元匹配方法计算的结果显示，党组织(PO)对销售收入(ES)和净利润(EP)的平均处理效应分别为0.920和0.712，并且均在1%水平上高度显著。此外，采用其他3种匹配方法测算的ATT结果与前面的结果保持一致。由此，在最大限度地控制了样本选择偏误带来的影响后，设立党组织对企业绩效的正向影响是存在的。

表5 倾向值匹配结果

4.4 政治联系对缓解资源约束的作用

根据前面的理论分析，无论是企业家主动谋取的政治联系，还是通过党组织嵌入获得的政治联系，都可能会影响民营企业应对以政府为主导的制度环境的能力。但本研究认为，相比于个人层面的政治联系，由于可以为民营企业提供更强的合法性保护，组织层面的政治联系更有助于民营企业获取关键性资源。对此，本研究采取了如下建模思路来进行验证：即以银行贷款量(RL)和政府补贴量(RS)这两个测度资源约束的变量作为因变量，比较两类政治联系对每一个因变量的效应的强度差别，有关结果见表6。表6中，由模型1可知，政治身份(PI)和党组织(PO)的系数都在1%水平上显著为正，说明这两种政治联系都有助于民营企业获得银行贷款。但党组织(PO)的系数值明显大于政治身份(PI)。具体而言，拥有政治身份可以使企业获取的银行贷款增加90%(0.90=exp(0.646)-1)，而设立党组织带来的提升效果则高达155%(1.55=exp(0.937)-1)。由模型3可知，在获取政府补贴方面，党组织(PO)的系数相比于模型1有所下降，但仍然在统计上显著为正。具体而言，设立了党组织的企业所获得的政府补贴比没有设立党组织的企业高70%(0.70=exp(0.529)-1)。但拥有政治身份并未对民营企业获取政府补贴产生显著影响。虽然一些研究已经证实了政治身份与企业获得政府补贴存在正相关关系[4]，但由于它们所考察的是实力雄厚的大型民营企业，且研究时段是在十八大召开之前。本研究所考察的对象是中小型民营企业，这意味着即使企业主拥有政治身份也很难在当地有很大的影响力。另外，鉴于本研究的研究时段限定在十八大召开之后，这时期的政商关系已经发生重大变化，很可能弱化通过政治身份来获取外部资源的作用。此外，本研究针对政治身份(PI)和党组织(PO)计算了它们的标准化系数，其结果仍然支持了前面的发现(见表6中的模型2和模型4)。由此可知，对于民营企业而言，通过设立党组织获得了组织层面的政治联系有助于提升获取银行贷款和政府补贴的能力，并且这一效应强于个人层面的政治联系产生的影响。这意味着设立党组织对民营企业缓解资源约束起到了积极作用。由此，假设1得到支持。

表6 两种政治联系对企业资源约束的影响

4.5 中介效应检验

在证实了设立党组织可以提升企业获取外部资源能力的基础上，本研究将缓解资源约束是否在党组织与企业经济绩效之间发挥显著的中介作用进行检验。针对“党组织-资源约束-企业绩效”这一因果链，本研究借鉴了BARON等[25]所设计的中介机制检验方法。具体的检验过程分为3个步骤：①步骤1，将企业绩效(E)(销售收入ES和净利润EP)对党组织(PO)进行回归；②步骤2，将中介变量(银行贷款(RL)和政府补贴(RS))对党组织(PO)进行回归；③步骤3，将企业绩效(E)对党组织(PO)和中介变量进行回归。将这一步所得到的党组织(PO)的系数与该变量在第一步中的系数进行比较。如果系数不显著或系数下降，则可以证明党组织是通过缓解资源约束来促进企业绩效水平的提升。

以销售收入(ES)为因变量的中介效应的回归结果见表7。由表7可知，在模型3和模型5中，银行贷款(RL)和政府补贴(RS)的系数都显著为正，表明二者对企业销售收入都有显著的正向影响；同时，党组织(PO)在这两个模型中的系数相比于模型1有所下降。根据检验中介效应存在的标准，可以初步判定党组织促进民营企业的销售收入部分是通过缓解资源约束来实现的。对净利润(EP)作为因变量的中介效应的回归结果见表8。由表8可知，其与之前的结论保持基本一致，说明资源约束减少也是设立了党组织的民营企业得以实现净利润提升的有效渠道。

表8 中介效应检验(2)

根据上述结果可知，民营企业党建显著增强了企业与政府互动的能力，使其得以在政府控制关键性资源的制度环境下获得更多的银行贷款和政府补贴，而这些资源是使企业经济绩效得以提升的重要条件。换言之，资源约束下降是党组织之所以能够提升民营企业经济绩效的重要机制。由此，假设2得到支持。

本研究进一步采取了KHB方法进行中介效应检验。该方法的优点是可以准确估计出中介变量的效应并测算贡献率。而且，当存在多个中介变量的情况下，该方法还可以提供对中介效应进行分解的结果。基于 KHB方法的中介效应检验结果见表9。由表9可知，间接效应(中介效应)分别为0.420和0.283，二者对总效应的贡献率分别为38.410%和36.000%，并且在1%水平上高度显著。这意味着资源约束减少确实在党组织促进企业绩效的因果关系中发挥着重要作用。对中介效应的分解结果表明，银行贷款和政府补贴对中介效应均保持了较高的贡献率。相较之下，对于企业销售额的贡献而言，银行贷款的中介效应占比更大；对于企业利润而言，政府补贴的中介效应占比更大。不管如何，这些结果都说明了信贷资源和政府补贴对民营企业绩效的重要意义，而党组织的设立也正是通过帮助民营企业减轻资源约束从而有助于企业绩效水平的提升。

表9 基于 KHB方法的中介效应检验结果

4.6 稳健性检验

在前文分析中，本研究使用销售收入和净利润作为企业绩效的代理变量，但这两个指标并未考虑企业资产规模的影响。为增强研究结论的稳健性，本研究根据企业净资产总额(2017年底)对原始指标进行标准化处理(9)标准化处理之后的两个比值分别为收入资产比和利润资产比。这是因为这两个比值各自的变动范围特别大，本研究因而又对这两个比值取了自然对数后再进行分析。。使用新的两个因变量(AS和AP)进行的基准回归和两阶段最小二乘法估计的结果显示，在考虑了内生性后，党组织的设立确实能够显著提高企业绩效，但政治身份对收入资产比的影响不再显著，政治身份对利润资产比甚至变为显著的负面影响。此外，对新的测量指标使用倾向值匹配方法估计的结果也表明设立党组织的民营企业比未设立党组织的民营企业的绩效更高(10)限于篇幅，未报告有关回归结果，感性兴趣的读者可与作者联系。。

5 讨论与分析

本研究主要有以下研究发现：①企业家拥有政治身份和企业设立党组织，都可以提升企业的经济绩效，但后者的正向作用显著地强于前者；②设立党组织对民营企业获取外部资源的提升作用强于政治身份的效果；③缓解资源约束是党组织促进企业经济绩效提升的重要渠道，也即设立党组织可帮助民营企业从外部获得了关键性资源，从而使经济绩效得以提高。

本研究的研究贡献主要在于：①以中小型民营企业为对象，从企业绩效角度实证考察了党的十八大以来民营企业党建工作的效果。此前的研究主要关注的是党组织的社会功能，而少数关注党组织的经济功能的研究所使用的数据缺乏时效性。本研究则通过对最新的全国私营企业调查数据进行分析，为十八大以来党组织的经济成效提供了经验证据。②从政治联系的视角对民营企业党建工作转化为生产力的逻辑提供了新的解释。之前的有关研究大都仅关注党组织作为企业内部治理机制的作用。本研究则从组织与环境关系的角度揭示了党组织作为一种政治联系的意义，并且在理论和实证层面论证了党组织有助于企业获取外部资源进而提升经济绩效的逻辑。③拓展了政治联系方面的研究。以往关于政治联系的研究主要关注的是以企业家政治身份为代表的个人化政治联系。本研究则将政治联系拓展到更高的分析层面，并证实了其对缓解资源约束以及企业绩效的效应要强于个人化政治联系。

本研究的研究发现充分显示出党的十八大以来中小型民营企业的党建工作在“量”和“质”上都取得了重大成效。这体现为不仅有超过40%的企业已经设立了党组织，而且设立党组织显著提升了企业的经济绩效。鉴于此，针对民营企业的基层党组织建设对巩固党的执政基础以及对提高企业的经济效益都起到了积极作用。根据本研究提供的证据，党建工作之所以能够转换为企业的生产力，关键在于设立党组织有效缓解了企业在与政府构成的资源依赖关系所面临的约束，由此获得了对企业持续生产至关重要的关键性资源，从而保证了其效率优势得以充分发挥。虽然拥有政治身份也可以帮助民营企业获取一定的资源，但这种个人层面的政治联系带有很强的投机性和功利性，在促使企业在进行寻租活动的同时，也增加了被政府抽租的可能性，而由此造成的恶性循环对地方的营商环境以及企业的持续成长带来不小的负面影响。相比之下，设立党组织可以有效削减民营企业建立政治联系的成本，并且由于企业与政府的互动是在基层党组织与外部权力机构建立的正式性交流渠道下运行，因而能够有效约束企业寻租和政府腐败的行为，从而建立一种正式、公开、透明的政企关系。从这一点而言，民营企业党建将有助于推动制度环境从“官商关系”或“政商关系”向“政企关系”转型。

6 结语

总体而言，中国共产党针对民营企业采取的统合策略是卓有成效的，推动了执政党与民营企业之间构建起良性的互动关系。通过将民营企业家这一原本游离于体制外的重要社会力量整合到体制内部，党的执政基础得到巩固，国家政治经济体制能够保持长期稳定。对于民营企业而言，设立党组织使其获得了与国有企业相同的、基于党的权威赋予的合法性保护，从而在竞争关键性资源的过程中能够弱化政府歧视，并借助于党组织的“有限嵌入”方式充分发挥其灵活、高效的先天优势，从而推动企业经济绩效不断提升。正是由于民营企业家的经济利益获得了充分保障，其对执政党的政治认可处于很高的水平。由此可见，如何在加强执政党对经济领域的控制能力与提升企业经济绩效之间保持平衡是中国经济社会发展的关键问题。由此，进一步改进民营企业党建工作的质量，将加强执政党与民营企业的利益一致，从而增进双方的政治互信并建立基于特定价值的认同感。从长远来看，执政党与民营企业之间的互惠关系也将有助于构建新型政企关系，这在经济发展进入新常态的背景下推进市场化改革、激发民营经济活力、促进经济高质量发展具有重要的正面意义。

当然，本研究也存在一些不足之处。例如，设立党组织与企业的经济绩效之间存在内生性问题，并且设立党组织这一现象会有样本选择偏差问题。虽然运用了工具变量法和倾向值匹配法有效缓解了上述问题，但仍需要在未来的研究工作中运用其他的因果推断方法提供更加充分的证据。

致谢感谢中国社会科学院社会学研究所吕鹏研究员提供的数据支持。