“引领”与“监督”：基层党组织制度的绿色发展协同效应

万攀兵，朱丹妮

(1.武汉大学经济与管理学院，湖北 武汉 430072；2.广东省科技基础条件平台中心，广东 广州 510030)

一、引 言

进入21世纪以来，由于传统的“先污染、后治理”的粗放型增长模式难以为继，绿色发展上升为国家战略。已有研究表明，国有企业承担了大量的政策性负担[1]，需更积极主动执行各级政府的环保要求并投入相对较多的环保资金[2]。相比之下，偏重于利润目标的民营企业缺乏环境治理的制度性土壤和内在激励[3]，导致其环保投资较少[4]。况且，民营企业的环保投资行为似乎更多地体现为“被动”迎合政府环境监管需要的特征[5]。因此，如何引导民营企业增强环保意识和责任、积极参与环境治理成为亟待解决的现实问题。党的二十大报告明确提出，要“把基层党组织建设成为有效实现党的领导的坚强战斗堡垒”并“激励党员发挥先锋模范作用”。那么，当正式环境规制对偏重于利润目标的民营企业影响不足时，基层党组织制度能否起到引导民营企业绿色发展的互补作用？

从现有研究来看，大量政治学和社会学文献侧重于从理论上探讨基层党组织制度的作用机理[6][7]，涉及的范围较广(包括农村基层、城市社区、高校和机关单位等的党组织)[8][9]。近年来，随着上市公司数据库和民营企业抽样调查数据库的公开、可得性提升，越来越多的经济学和管理学文献尝试量化分析基层党组织在各类企业中的制度绩效[10][11]。在国有企业中，部分实证研究发现基层党组织参与公司治理不仅可抑制高管的超额薪酬[12]，减少并购中的“国有资产流失”[13]，也有助于提高企业的创新效率[14]，改善其内部治理水平[15]。针对民营企业中基层党组织作用效果的评估，已有研究主要从降低风险承担[16]、促进企业投资[17]、缓解融资约束[18]、增加研发投入[19]、加大职工权益保护等传统的经济维度展开[20]，而较少从环境维度切入。值得一提的是，仅有的研究均系直接考察基层党组织制度的环境绩效[21][22]。王舒扬等(2019)基于2008和2010年全国民营企业抽样调查数据，直接探究基层党组织对民营企业绿色环保投资的影响[23]。而对于基层党组织如何推动民营企业响应日益严格的外部环境规制的内部协同作用则讨论不足。

鉴于此，本文试图构建一个新的分析框架，将基层党组织制度的“引领”与“监督”功能同时纳入民营企业的目标函数中，以考察基层党组织制度的绿色发展协同效应，并结合民营企业抽样调查数据展开实证检验，对潜在的“资源依赖假说”进行验证。可能的理论贡献和现实意义在于：第一，尝试跳出传统规制经济学理论中仅关注政府干预的研究窠臼及利润最大化的理性人假说，引入基层党组织制度的“引领”与“监督”功能，进而建立一个新的基层党组织推动民营企业绿色发展的分析框架；第二，对民营企业建立基层党组织制度的“资源依赖假说”进行一定程度的澄清，认为在既定的环境规制水平下设立党组织或发展企业家为党员(文中均指中共党员)并未给民营企业带来明显的政策优惠或资源倾斜，对端正民营企业家入党动机具有直接的现实指导意义；第三，区别于部分研究基层党组织制度的直接环境绩效的文献，考察外部环境规制下民营企业内部基层党组织的绿色发展协同效应，增进对基层党组织间接作用的理解。

二、理论分析

在民营企业中，基层党组织通过在党建工作中开展生态文明建设的主题教育活动并宣讲国家和地方的环保政策，特别是发展企业家为党员并对其进行先进思想文化教育，有助于培养企业家和企业内部整体的环保意识和责任感，推动民营企业关注排污的负外部性，从而将排污的社会成本内部化，逐步形成企业环保责任与企业利益兼顾的动力机制。与此同时，民营企业党组织也可通过与政府有关部门之间的沟通协调渠道，在企业出现非法排污时及时主动向环保部门披露和举报，从而起到较好的监督作用。显然，不同于“引领”功能彰显的感化效果，基层党组织的“监督”功能更多体现的是一种威慑效果，即民营企业因害怕违法行为被基层党组织发现和举报而不得不减少违法行为。这无疑是一种“被动”的迎合行为。该“引领”与“监督”功能均有助于推动民营企业在面临环境规制时提高环境治理水平，本文将之归纳为基层党组织制度的绿色发展协同作用。为定量阐释这一协同效果，尝试在Pal和Saha(2015)的基础上构建一个简单的分析框架[24]。

假定市场上存在n家竞争性企业，生产同质化产品且每生产1单位的产品排放1单位的污染。政府通过征收统一的排污从量税对企业排污行为进行规制，且企业的排污举动存在一个正的被监管部门发现的概率，在利润最大化的前提下，代表性企业i的目标函数可表达为：

(1)

其中，p表示产品的价格，qi是企业i的产量(排污量)，c(qi)是企业产量为qi时的生产成本，t是企业排放单位污染需缴纳的排污税，βi是企业i非法排污被监管者发现的概率(1)现实中，由于存在环保信息不对称，有必要考虑企业非法排污被监管者发现的概率。，ai是减排量，减排成本φ(ai)(即企业的治污投入)是关于减排量ai的增函数。这里，假定边际减排成本递增，即φ′(ai)>0、φ″(ai)>0。

求解目标函数关于减排量的一阶偏导数，可得：

tβi=φ′(ai)

(2)

其中，左边为代表性企业i排污的边际成本(即减排的边际收益)，右边为企业i减排的边际成本。记f(ai)=φ′(ai)，则有：

ai=f-1(tβi)=g(tβi)

(3)

其中，f-1(·)为f(·)的反函数，记为g(·)。(3)式两边同时对排污税t求导，可得：

(4)

由于f′(ai)=φ″(ai)>0，根据反函数性质，可知g′(·)=1/f′(·)>0。因此，随着排污税的上升，代表性企业i的减排量ai也相应增加。由此，本文得到推论：环境规制有助于提高企业环境治理水平。

现在考虑一家设立基层党组织的代表性企业j。结合前述的理论分析，当基层党组织制度对企业的绿色发展存在“引领”作用时，企业j的目标函数不完全是利润最大化，由排污造成的社会成本也应纳入企业的目标函数中。为刻画这一变化，假定设立基层党组织的代表性企业j的目标函数为：

(5)

(5)式的目标函数反映了设立基层党组织的代表性企业j在经济利润与污染的社会成本之间的权衡。其中，C表示设立党组织的制度成本，λ代表基层党组织制度对企业绿色发展的“引领”作用。λ越大，表明企业的环保意识和责任感越强，其对排污带来的社会成本更为看重，从而将排污的社会成本内部化程度越高。当λ=0时，表明基层党组织制度的“引领”作用不复存在。因此，λ>0。不同于(1)式，(5)式中存在基层党组织制度的“监督”作用，企业非法排污被监管部门发现的概率更大，故令βj>βi。显然，当企业未设立基层党组织时，企业的目标函数由(5)式退化为(1)式。为便于后续分析，假定企业的减排成本函数φ‴(·)≤0，其他条件均不变。因此，设立基层党组织的代表性企业j减排量的一阶偏导数为：

λ+tβj=φ′(aj)

(6)

此时，设立基层党组织的代表性企业j的排污成本或减排收益的增加额为(λ+tβj)。重复(3)、(4)式的计算过程，可得企业j环境规制的边际减排水平为：

(7)

(7)式减去(4)式的含义为设立基层党组织的代表性企业j与未设立基层党组织的代表性企业i关于环境规制的边际减排效应差异，即

(8)

结合前述分析，基层党组织制度可通过其“监督”功能来提高民营企业非法排污被发现的概率，进而增加企业实际的环保税负。这一成本效应倒逼企业开展更多的环境治理。同时，民营企业内部设立党组织后，可更加便利地发展企业家为党员并对其进行先进思想文化教育，有助于培养企业家和企业内部整体的环保意识及责任感，从而增强民营企业对排污负外部性的关注并主动治理环境。为此，本文提出待检验的假设2：基层党组织制度主要通过其“引领”与“监督”功能来强化环境规制对民营企业的治理效果。

三、实证策略

(一)样本与数据来源

为验证假设1，本文使用中国私营企业调查数据库进行实证分析。该抽样调查由中共中央统战部、中华全国工商业联合会、国家市场监督管理总局、中国社会科学院和中国民营经济研究会联合组织，每两年调查一次。由于本文的关键指标——民营企业治污投入从2006年开始纳入调查问卷中，故仅使用2006、2008、2010和2012年这四轮的调查数据。鉴于该项活动并非持续追踪性调查，且数据库中也缺乏企业唯一识别代码，因而纵向整合这四年的数据并形成实际研究所需的混合截面样本，最终得到覆盖194个地级市的8206个观测值。

(二)模型设定与估计方法

为检验基层党组织制度的绿色发展协同效应，本文需证实推论，即外部环境规制具有直接的环境治理效果。考虑到实证样本为混合截面数据，首先设定如下的计量模型：

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

(9)

其中，Abateic代表地级城市c的企业i的环境治理水平，使用民营企业治污投入占销售额的比重来衡量。ERSc代表城市c的环境规制水平，使用地级市环境规制综合指数来衡量，具体计算时参照沈坤荣等(2017)的处理方法[2]。如果该推论成立，则β应显著为正。Cityc代表城市层面的控制变量，包括地方经济发展水平、市场潜力、产业结构、对外开放度、基础设施和财政投入。Firmic代表企业层面的控制变量，包括企业规模、企业年龄、销售收入、销售净利润率、工资水平、是否设立工会和企业类型。Owneric代表企业家层面的控制变量，包括企业家性别、年龄、受教育时间和政治背景。εic为随机误差。此外，基准回归中还分别控制年份、地级市和行业固定效应，并将标准误聚类到地级市层面。

在(9)式的基础上，参考周亚虹等(2023)的做法[25]，本文进一步加入基层党组织制度与外部环境规制水平的交乘项，以检验假设1。这里，设置如下的调节效应模型：

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

(10)

其中，Partyic为基层党组织制度变量，分别使用企业是否设立党组织和企业家是否为党员来衡量。交乘项ERSc×Partyic是本文关注的核心解释变量。如果基层党组织制度具有绿色发展协同效应，则(9)式中的β和(10)式中的γ均应显著为正。这意味着基层党组织制度显著强化了环境规制对民营企业的治理效果，即其对环境规制具有积极的调节效应。

表1列示了主要变量的处理方法，均以1998年为基期进行价格指数平减。

表1 变量的描述性统计

四、实证结果分析

(一)基准结果分析

鉴于被解释变量——环境治理水平(Abate)为百分比变量且零值较多，故基准回归采用Tobit模型进行估计。表2(1)列报告了计量模型(9)式的回归结果。与直觉一致，环境规制显著提高了企业的环境治理水平，从而证实了推论。表2(2)—(5)列是我们重点关注的调节效应模型(10)式的回归结果。不难发现，环境规制显著提高了设立党组织或企业家为党员的企业的环境治理水平。平均而言，相对于未设立党组织和企业家为非党员的企业，环境规制水平增加1个标准差，设立党组织和企业家为党员的企业的环境治理水平分别提高0.101和0.142个标准差，表明基层党组织制度具有绿色发展协同效应，因而假设1得证。

表2 基准回归结果

(二)稳健性检验

为检验基准回归的稳健性，本文通过以下三种方式对计量模型(10)式重新进行估计：(1)将被解释变量替换为是否开展环境治理的二元虚拟变量，并采用Probit模型进行回归；(2)使用2006和2008年民营企业抽样调查数据库中报告的职工党员人数(dang_num)及其占比(dang_rate)作为基层党组织制度的代理变量；(3)回归中进一步控制行业-年份交互固定效应。如表3所示，这一回归结果与基准估计类似。此外，本文还进行500次随机分配企业党组织和企业家为党员状态的安慰剂检验，发现基准估计依旧得到支持(2)限于篇幅，安慰剂检验结果未报告，作者备索。。

表3 稳健性检验结果

(三)潜在的内生性问题处理

基准回归中由于无法加入企业固定效应，可能遗漏部分不随时间变化但同时影响核心解释变量和被解释变量的企业特征，而被解释变量是随时间变化的城市层面指标，不太可能受城市内部单个企业的特征影响，因此基准回归中内生性问题主要来源于基层党组织制度的代理变量。为此，本文选择民营企业是否由公有制企业改制而来作为其是否设立党组织或企业家是否为党员的工具变量并通过控制函数方法来加以克服[26]。一方面，公有制企业中党员分布和党组织覆盖较广，由国有或集体企业改制而来的民营企业在一定程度上继承了该制度遗产，其内部设立党组织的可能性更高，民营企业家也更有可能被发展为党员，因此相关性成立；另一方面，改制变量属于前定变量(3)经统计发现，在已报告改制年份的民营企业中，超过98%的民营企业的改制时间在调查年份的前两年。，企业当年的环境治理行为不会影响其前期的改制结果，因而也就避免了反向因果问题。更为重要的是，我国公有制企业改制是在20世纪90年代中期以来国内经济体制改革的大背景和国际私有化浪潮的大环境下进行的[27]，可视作地区层面的整体性冲击。公有制企业改制的决策权主要掌握在其隶属的各级政府及其国有资产主管部门手上，而较少由企业或企业家自主决定。政府提出民营化的改制目标是为改善企业经营绩效，实践中遵循“抓大放小”的政策原则。因此，即使政府在公有制企业改制过程中存在一定的政策选择性，也主要是与企业规模和利润率等经济绩效指标有关，而对企业环境绩效的关注度较少。这意味着改制变量并不与企业环境治理水平直接相关，从而在理论上基本满足工具变量的外生性要求。

表4 控制函数方法回归结果

(四)异质性检验

鉴于排污企业是环境规制的主要作用对象[5]，基层党组织制度的绿色发展协同效应一般发生在排污水平较高的企业中。为此，根据企业所属的行业信息，本文将从事农业、采矿业、制造业、交通运输及电力煤气水等领域的企业界定为排污水平较高的污染型企业，其他的界定为排污水平较低的非污染型企业。表5的分组回归结果显示，环境规制与党组织或企业家为党员的交乘项的系数仅在污染型企业中显著为正，与预期的一致。

表5 异质性检验结果

五、机制检验

(一)基层党组织制度的“监督”作用

前述的理论分析指出基层党组织制度的绿色发展协同效应主要源自其“引领”与“监督”功能，前者体现为对企业和企业家主观环保责任意识的培育及强化，后者则表现为对企业非法排污行为的察举，二者分别从正面引导和反面预防两个维度提升环境规制对民营企业的治理效果。为揭示其“监督”作用，本文将基准回归中被解释变量分别替换为企业环保费支出和是否被罚款进行回归(见表6所示)。结果显示，当以是否设立党组织作为基层党组织制度的代理变量时，环境规制在污染型企业的子样本中显著增加了设立党组织的企业的环保费支出和被罚款的概率，而在非污染型企业中没有上述效果。由于污染型企业是环境规制的主要作用对象，在面临环境规制的外部压力时，企业党组织的存在可作为一种有效的制度力量，通过向地方党政部门检举企业的非法排污行为，无疑将提高企业非法排污被监管部门发现的概率，其环保费支出随之增加、缴纳污染罚款的机率也上升。因此，污染型企业的子样本回归结果正好体现了党组织对企业绿色发展的“监督”作用。考虑到非污染型企业本身排污较少、几乎不受环境规制的约束，党组织的上述“监督”效果自然难以出现。受非污染型企业负向而不显著的作用的冲销，全样本中党组织对企业绿色发展的“监督”效果也不甚明显。

表6 党组织的“监督”作用检验结果

然而，当以企业家是否为党员作为基层党组织制度的代理变量时(见表7所示)，无论全样本还是污染型企业的子样本，环境规制并未使企业家为党员的企业的环保费支出和被罚款的概率显著增加，表明企业家为党员作为基层党组织制度的表现形式对企业非法排污行为的“监督”作用有所欠缺。其原因主要在于：企业的排污行为在很大程度上由企业家决定，而企业家赋予党员这一身份后不太可能增加企业家自我检举的机率，因此在面临环境规制的外部压力时，企业家是否为党员并不会影响企业非法排污被监管部门发现的概率，企业的环保费支出和缴纳污染罚款的机率也不受影响。

表7 企业家为党员的“监督”作用检验结果

综上可知，基层党组织制度对企业的绿色发展具有“监督”作用且主要体现在设立党组织上，而发展企业家为党员这一制度形式的“监督”作用则较为薄弱。

(二)基层党组织制度的“引领”作用

假定基准回归中基层党组织制度的绿色发展协同效应仅源于其“引领”与“监督”功能，那么一旦在基准回归中控制其“监督”功能，此时基层党组织制度仍显著强化了环境规制的治理效果，则可将其视为基层党组织制度的“引领”功能(4)由于缺乏民营企业和企业家主观环保责任意识的衡量指标，文中并未直接检验基层党组织制度的“引领”作用。。根据前述的回归分析，基层党组织制度的“监督”作用具体表现为：在面临相同的环境规制水平时，建立基层党组织制度的污染型企业的环保费支出更多、缴纳污染罚款的概率更高，因而本文尝试将企业环保费支出和是否被罚款作为控制变量纳入基准回归中并将样本限定为污染型企业，以考察基层党组织制度是否仍显著强化了环境规制的治理效果(见表8所示)。

表8 基层党组织制度的“引领”作用检验结果

表8的(1)—(3)列的回归结果显示，当以是否设立党组织作为基层党组织制度的代理变量时，控制企业环保费支出和是否被罚款后交乘项的系数不再显著，表明作为基层党组织制度的表现形式之一的党组织在推动企业绿色发展方面以“监督”作用为主。(4)—(6)列的回归结果显示，当以企业家是否为党员作为基层党组织制度的代理变量时，控制企业环保费支出和是否被罚款后交乘项的系数依旧显著。结合表7的分析结果可知，作为基层党组织制度的表现形式之一，发展企业家为党员在推动企业绿色发展方面以“引领”作用为主。

(三)对“资源依赖假说”的检验

值得注意的是，上述关于基层党组织制度“引领”作用的论证成立的一个关键前提是不存在其他的干扰性假说。实际上，除理论分析中揭示的“引领”与“监督”功能外，建立基层党组织制度的企业可能凭借其与地方党政部门之间的政治关联而获取更多的政府补贴[30]、税费减免[31]、融资便利等政策支持[32]，从而影响到企业的决策行为(即“资源依赖假说”)。为检验这一假说，我们将基准回归中被解释变量分别替换为企业是否得到政府的节能减排技术支持和环保技术支持(5)相关指标来自2010年民营企业抽样调查数据库。、企业税费负担(Tax_fee)和银行贷款可得性(见表9所示)。可见，在既定的环境规制水平下，基层党组织制度始终未显著增加政府对污染型企业的节能减排技术或环保技术等方面技改资金支持的机率，也未显著降低污染型企业的税费负担或提高污染型企业获得银行贷款的可能性。

表9 “资源依赖假说”检验结果

鉴于基层党组织制度能强化环境规制的治理效果而增加企业的治污投入，在不存在外部融资支持的情况下，企业治污投入的增加可能减少与企业生产经营活动无关的其他非必要支出。与预期的一致，环境规制对设立党组织或企业家为党员的企业的慈善捐赠具有负面影响(6)限于篇幅，相关检验结果未予报告，作者备索。，揭示了环境治理投入的挤出效应并进一步排除“资源依赖假说”。

六、结论和建议

本文从理论上考察基层党组织制度对环境规制的协同作用效果，并结合2006—2012年民营企业抽样调查数据库对理论分析结果进行实证检验。研究表明，在推动民营企业环境治理方面，基层党组织制度显著强化了环境规制的治理效果；基层党组织制度主要通过其“引领”与“监督”功能来增强环境规制的治理效果，“引领”功能主要体现在发展企业家为党员这一制度形式上，而“监督”功能则主要表现为设立党组织。

鉴于我国基层党组织制度日趋健全和完善并已覆盖几乎所有的生产、生活领域，本文研究揭示的基层党组织制度的绿色发展协同效应具有以下的政策含义：首先，继续坚持并进一步推广基层党组织制度，充分发挥活跃在各行各业、各类机关团体中基层党组织的战斗堡垒作用，依托基层党组织制度的“引领”与“监督”功能，加快形成以政府为主导、企业为主体、全社会共同参与的现代化环境治理体系，以推动经济社会发展全面绿色转型；其次，畅通企业党组织与地方党政部门之间的沟通渠道，切实加强地方环保部门与企业党组织在环保事务上的深度合作，突出科学、精准、依法治污。同时，企业党组织要创新工作方式和方法，凸显党组织对企业生态文明建设的支撑作用，强化企业党组织的“引领”与“监督”功能，督促企业决策层贯彻落实环境保护法规、积极履行环境保护的主体责任。