黄杰 郑静 | 党建驱动慈善: 民营企业中党组织的公益效应与机制研究

党建驱动慈善: 民营企业中党

组织的公益效应与机制研究

黄杰 郑静

（南京大学）

引文参考：黄杰、郑静. 2022.党建驱动慈善: 民营企业中党组织的公益效应与机制研究[J]. 公共管理评论,4(3):网络首发

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摘要

过去 20 多年,党建工作在民营企业逐步扩展和普及。通过对全国私营企业调查数据的分析,本文尝试检验非公党建的慈善捐赠效应。研究发现如下。第一,党建能够显著提高民营企业的慈善捐赠水平。建有党组织的民营企业无论在捐赠意愿上还是捐赠规模上都显著高于未建有党组织的企业。第二,与官方机构互动和接受更多官方政治引导是民营企业中党建驱动慈善的两种主要机制。党组织不仅增强了民营企业与官方机构的互动,也提高了民营企业接受官方政治引导的机会。第三,作为新兴的补偿性的政治联系,非公党建的慈善驱动效应是非均质的。它在原有政治联系较少、市场化程度较低的环境中更能发挥促进慈善的作用。这种党建驱动的慈善不仅丰富了企业社会责任研究的内涵,也为官方非公党建的开展提供了实证支持。

关键词

民营企业;党建;企业社会责任;政商关系;政治联系

投稿时间：2022/3/10

送外审时间：2022/3/15

首轮外审完成时间:2022/4/2

录用时间：2022/6/15

一、 引言

2021 年 8 月 17 日,习近平在中央财经委员会第十次会议中明确指出:“共同富裕是社会主义的本质要求,是中国式现代化的重要特征。” (习近平,2022)实现共同富裕,要靠全体社会成员共同努力和奋斗,也离不开民营企业和民营企业家的参与。改革开放 40 多年,我国民营企业蓬勃发展,民营经济从无到有、从弱到强,已经成为社会主义市场经济的重要组成部分和我国经济社会发展的重要基础。在这一过程中,我国民营企业也在越来越积极和广泛地承担各类社会责任。例如,根据中国慈善联合会的不完全统计,2017 年度我国境内来自企业的捐赠共计 963. 34 亿元,其中民营企业捐赠达 482. 83 亿元,占捐赠总量的 50. 12%,高居各类企业捐赠的首位,较上年同比增长两成以上(高云龙和徐乐江,2018)。

民营企业为什么要参与非营利的慈善事业? 受到国际同行的影响,既有研究大多是从企业的市场策略(Godfrey, 2005;山立威等,2008;高勇强等,2012)、政治动机(张建君和张志学,2005;Ma and Parish, 2006;梁建等,2010) 及企业家自利(Brown et al. , 2006;贾明和张喆,2010;戴亦一等,2014)等视角展开的。对于具有浓厚中国特色的民营企业党建的影响则关注较少。然而,实际上,21 世纪以来党建工作在我国民营企业得到了逐步扩展。特别是 2012 年 5 月中共中央办公厅印发《关于加强和改进非公有制企业党的建设工作的意见(试行)》后,民营企业党建获得了法理支持而越发普遍。全国工商联 2014 年的数据显示,超过 40%的民营企业建立了基层党组织,且该比例呈逐年上升的趋势(陈光金和吕鹏,2019:611)。国泰安 2016 年的数据同样显示,民营上市企业建立党组织的比例已经接近 50%(余威,2019)。

本文试图从党建入手,为中国民营企业慈善研究提供一个新的视角。本文的主要研究问题是:党建是否促进了民营企业的慈善捐赠? 在何种情况下,党建的慈善促进效应更为显著? 党建是通过何种机制影响民营企业慈善捐赠的? 以 2012 年第十次全国私营企业调查(CPES)的数据作为样本,在总结既有文献并结合中国实际的前提下,本文提出并检验了党建驱动的企业慈善模型:民营企业党组织是执政党在非公经济领域的延伸,直接联结了国家机器和民营企业,为企业参与公益事业提供了新的动力。民营企业党组织驱动企业慈善参与的主要机制是提高企业与官方机构的互动及使企业获得更多官方的思想和政治引导。作为一种新兴的政府主导的、外生的政治联系,民营企业党组织的慈善促进效应是非均质的,它在企业原有政治联系较少、市场化程度较低的环境中更能发挥促进慈善的作用。

本文主要有两方面的贡献。第一,拓展了民营企业社会责任的研究。尽管国内外学术界已经有大量关于中国民营企业社会责任的研究,但有关党建这一中国特色的组织因素对企业社会责任影响的分析还十分缺乏。作为一种探索,本文使用全国性调查数据,不仅关注民企党建的慈善效应,也分析了这一效应的最佳运作环境及可能运作机制,从而更深程度地揭示了民企党建作用的特殊性,为引导民营企业更好履行社会责任提供了微观基础。第二,丰富了对民营企业党建的认识。尽管党建在今天中国的民营企业中已相当普遍,然而对于党建的价值和意义,各方的意见仍未一致。通过考察党建的慈善效应,本文的发现为官方未来持续推进民企党建提供了经验研究的支持。

本文剩余部分的安排如下:第二部分梳理国内外学界有关中国民营企业慈善参与的研究,同时提出研究的理论框架和假设;第三部分介绍全文的研究设计,描述变量基本特征以及数据分布;第四部分着重分析党建对民营企业慈善捐赠的效果,并对其进行机制分析和稳健性检验;第五部分是对全文的主要发现进行总结,并指出进一步研究的方向。

二、 文献回顾与研究假设

(一) 民营企业党建的历程

正如亨廷顿曾言:“组织一直是共产主义力量与众不同的源泉。”(塞缪尔·亨廷顿,1989:311)马克思主义政党将组织与意识形态作为革命建设的两大武器。作为革命的先锋队,党从社会各阶层中吸收优秀分子,并通过组织“把它的号召力从无产阶级扩大到社会其他集团” (塞缪尔·亨廷顿,1989:310)。可以说,强调组织建设是马克思主义政党的基因。在革命战争时期,中国共产党就非常强调党的建设和思想政治教育,奉行“支部建在连上”的组织方针,同时广泛开展党的思想、作风与纪律建设。新中国成立后,中国共产党从革命党向执政党转变,并始终处于统摄国家与社会的领导地位。在计划经济体制下,党的组织与领导在农村的生产队和城市的单位系统中居于绝对统筹地位,决定着经济社会生活的方方面面( Schurmann, 1968;Walder, 1988)。受益于普遍国有化的经济基础,党的组织力量得以深入社会的每一个角落。

改革开放以后,经济社会的快速发展,特别是民营企业的大规模出现,给党的传统的组织体系管理带来了挑战,党亟须进行组织与制度的调适来作出回应。这一挑战突出表现在以下这一对矛盾中。一方面,尽管最初活动在国民经济的边缘地带,但民营企业因其效率和活力而很快成长为社会主义市场经济的重要行动者(罗纳德·哈里·科斯和王宁,2013)。它们不仅贡献了国民经济过半的产值,也吸收了绝大部分的社会劳动力,其中不乏大量高端的技术和管理人才。另一方面,由于企业所有权和管理权都不在国家手中,党在民营企业中的力量相对国有部门十分薄弱。尽管有大量党员进入了民营企业工作,但大部分企业都没有成立党组织,更没有开展任何党的组织生活。结果是,许多党员被迫成为“流动党员” “口袋党员”,党的基层组织体系受到冲击(中共中央组织部组织二局,2012)。这些现实问题都呼唤执政党与民营企业间建立更加制度化的组织联系,非公党建便是党在新的时代条件下为回应这些挑战做出的战略性努力。

总的来说,过去 20 多年,非公党建在各方面得到逐步发展与完善。在政治上,以2000 年中组部印发《关于在个体和私营等非公有制经济组织中加强党的建设工作的意见(试行)》为标志性起点,一系列规定、政策的出台以及国家领导人的讲话有力地支持、促进了非公企业党建。2005 年新修订的《中华人民共和国公司法》更是明确提出:“公司应当为党组织的活动提供必要条件。”在组织机制上,各级党委通过成立新的协调机构、派驻党建干部、灵活组建形式等方式提升非公党建的效能(Yan and Huang, 2017)。据统计,截至 2011 年年底,全国非公有制企业已建立党组织 36. 8万个,覆盖企业 98. 3 万家,其中规模以上企业 21. 2 万家(陈向群,2012)。在组织功能上,2012 年 5 月,《关于加强和改进非公有制企业党的建设工作的意见(试行)》的发布进一步明确了非公有制企业中党组织的功能定位。作为党在企业中的战斗堡垒,民营企业党组织被要求“在企业职工群众中发挥政治核心作用,在企业发展中发挥政治引领作用”。

尽管并不直接参与企业的经营和决策,党组织的建立对民营企业发展依然产生了深远的影响。现有研究已经从生产绩效、职工权益、环境保护等方面展开了广泛的探讨,并挖掘了可能的影响机制。例如,何轩与马骏(2018)的研究显示,民营企业党组织可以利用自身的组织资源优势鼓励民营企业将更多资金投入生产性活动,最终可以显著提升企业绩效水平。龙小宁和杨进(2014)则发现,民营企业党组织的建立能够显著提高企业职工养老保险、失业保险的覆盖率和支出水平。进一步的研究则发现,这种改善是通过集体呼吁和党政呼吁两个方面予以实现的,企业出资人与党委书记“一肩挑”的党建模式在改善职工权益方面表现更为积极(董志强和魏下海,2018)。此外,徐光伟等(2020)的最新研究也表明,在环保责任的履行方面,党组织的存在以及企业出资人在党组织任职显著增加了民营企业的治理污染投入和治污费投入。所有这些都显示,党建已经深深嵌入当代中国的民营企业中。

(二) 民营企业慈善捐赠的动力

作为企业社会责任的重要方面,企业慈善捐赠一向受到学界的关注。学界认为企业的慈善捐赠主要有自利与利他两种动机。一些研究者认为企业的慈善捐赠具有明显的利他色彩,其主要动力是企业家奉献与回报社会的精神。例如,许年行和李哲(2016)发现,企业高管的贫困经历显著地影响了企业的慈善捐赠水平,即那些早年家庭贫困、经历过饥荒的企业高管更可能同情社会的弱势群体,提高企业的慈善投入(许年行和李哲,2016)。Du et al. (2014)的研究发现,佛教和道教等宗教鼓励助人的美德,因此那些具有更强宗教情怀的上市公司更可能捐赠。与利他的观点相对,更多的研究者认为自利是企业慈善捐赠更重要的动力,即企业在工具性地利用慈善捐赠。例如,Steven Cahan et al. (2015)就发现,捐赠更多的企业通常会获得更多的媒体报道,因而具有更好的社会形象。高勇强等(2012)则证明,中国民营企业环境污染越严重、员工薪酬福利水平越低,其慈善捐赠水平越高。因此慈善捐赠并非企业社会责任的表现,而是企业社会责任缺失的遮羞布。

这些已有文献从企业自主决策的角度展示了民营企业慈善捐赠动机的多面性,但相对忽视了中国独特的制度背景。事实上,正如最近许多研究显示的,企业的慈善捐赠并不仅仅受企业或企业主自身的影响,还同时受企业所在社会的制度环境的影响,包括法律传统、监管体系及政治文化等(Zhao, 2012;Kim et al. , 2017)。就本文而言,如果不能理解中国独特的政经环境,便无法深刻理解中国企业的慈善行为。在本文看来,中国政经环境的根本特点是政商之间不对称的共生发展(郑永年和黄彦杰,2021;黄杰,2021)。一方面,民营企业已经成为国民经济发展的关键的行动者。为了维持经济的繁荣,党和政府需要建立、加强与私营部门的联系,以保持良好的沟通与合作。这为民营企业的自主行动提供了空间(Dickson, 2003; Kennedy,2005)。另一方面,更重要的是,在中国这一不完全市场化的环境中,国家依然掌握着大量重要的经济和社会资源,如土地、能源、信贷等。为了获得这些资源,民营企业有必要与总体意义上的政府及个体意义上的政府官员维持紧密、良好的关系(Wank, 1999; Tsai, 2007)。

在这一独特的政经环境下,中国企业的慈善捐赠具有明显的国家主导色彩。具体而言,尽管表面上看目前大量的企业慈善捐赠是企业自主决策的结果,但它们根本上是在国家动员和组织下完成的(Yin and Zhang, 2012;张建君,2013)。在过去 30多年里,党和政府依托群团组织发起和建立了许多大型公益项目,如共青团中央、中国青少年发展基金会于 1989 年组织发起的旨在救助贫困地区失学少年儿童的希望工程,中央统战部、全国工商联于 1995 年组织发起的面向老少边穷地区的“光彩事业”①等。所有这些公益项目的主要动员目标都是新兴的民营企业家,其根本动力则源于市场化条件下政府的福利供给压力。改革开放在实现经济腾飞的同时加剧了财富分配的不均衡,需要政府通过二次调节给予弱势群体福利保障。但分税制等改革给地方政府带来了财政约束,地方政府仅靠税收资源已无法为民众提供充足的公共物品,需要借助外部力量(Landry, 2008;周黎安,2017)。因此,地方政府有强烈的动机动员蓬勃发展的民营企业以慈善捐款的形式为其福利项目提供资金支持。

① 新时期“光彩事业”的主要表现是“万企帮万村”精准扶贫行动:为落实党中央关于打赢脱贫攻坚战的决策部署,2015 年 9 月,全国工商联、国务院扶贫办决定共同组织民营企业开展“万企帮万村”行动,提出用 3~ 5 年时间,动员全国 1 万家以上民营企业参与,帮助 1 万个以上贫困村实现脱贫。

在这样的动员体系下,拥有政治联系的民营企业显然更容易受到政府的影响进行慈善捐赠。所谓政治联系,在中国的语境下,主要是指企业与政府部门或官员个人正式或非正式的各类关系纽带。由于拥有政治联系的企业通常也拥有更强的经济实力及社会影响力,因而有更大义务作为表率积极响应政府的号召(吕鹏,2013;Sun et al. , 2014)。当然,在这一过程中,企业并非完全被动,它们自身也有强烈的动机参与政府主导的慈善项目。如前所述,中国的市场转型面临着诸多不确定性,政府依旧是中国经济中至关重要的行动者。谋求与政府的良好关系对企业而言是降低外部环境不确定性的有效方式(戴亦一等,2014;杜勇和陈建英,2016)。积极参与各种类型的慈善捐赠项目,特别是政府主导的项目,本身就是对党和政府工作的支持。作为正向激励手段,党和政府在实践中也会考虑将更多投资机会和政策便利留给社会形象好、有社会责任担当的企业(Ma and Parish,2006;李维安等,2015)。结果便是,中国的民营企业在来自自身和政府的多重动力驱使下广泛参与了各类慈善活动。

(三) 民企党建与企业慈善捐赠

随着党建工作在民营企业的全面铺开,在以政商不对称共生发展为根本特征的中国政经环境中,党建的慈善效应成为理解中国企业社会责任的一个重要视角。在借鉴既有理论及考虑中国实际的基础上(余威等,2020;原东良和周建,2020),本文提出了一个党建驱动的慈善模型。该模型指出,作为执政党在非公经济领域的延伸,民营企业党组织为企业参与公益事业提供了新的组织化动力。模型的核心要义认为,民营企业党组织作为国家和企业之间的组织桥梁,为体制外的民营企业创造了与体制内沟通的渠道。在建立党组织以前,民营企业是相对独立于国家的体制外的经济行为主体,与国家缺乏制度性的组织联系。而在建立党组织以后,民营企业在政治上被纳入了执政党的组织体系中,成为执政党基层组织的一部分。尽管执政党无意直接介入企业的具体运作,但党组织的建立本身确实为国家引导企业发展,特别是引导企业开展慈善公益活动,提供了可能的途径。

具体而言,非公党建引领民营企业慈善捐赠有两种可能的作用机制。一个作用机制是,通过党组织及其背后的执政党组织体系,民营企业可以显著增加与官方机构特别是官方慈善组织的互动机会。正如前文已经指出的,党和政府倾向于通过官方群团组织主导的大型公益平台来动员企业家的社会责任参与。当前,超过七成的中国社会的慈善捐赠来源于民营企业,其中超过一半是通过官方慈善机构平台完成的(杨团,2016)。在这一背景下,那些与官方公益组织有更多合作的民营企业显然更可能呈现良好的社会责任表现,而非公党建的慈善效应很重要的来源便是促进了它们的合作。笔者在本文前期的田野工作中发现建有党组织的民营企业通常选择与政府主办的公益组织合作①。这不仅是由于政府主办的公益组织更加可信,而且更多的是因为党组织的联系。例如,不少受访的慈善机构负责人表示,他们会不定期向工商联及民营企业党组织发函,以寻求可能的公益支持②。

① 在 2016—2020 年,笔者曾先后访谈上百位民营企业家、政府官员及慈善机构负责人。访谈的对象主要来自上海、南京、杭州、苏州、温州、南通、无锡、合肥等地。 

②在中国社会的实际运行中,跨体系交流特别强调“对等接洽”原则。如果一家民营企业没有党组织,那么官方慈善机构很难直接给该企业发函,因为它们本身并不属于一个系统。但对于建有党组织的企业,官方慈善机构可以通过党的组织体系与其开展联系,党组织在此处发挥了业务联系纽带的功能。

非公党建慈善效应的另一个主要作用机制是,通过党组织让民营企业获得更多的政治引导。根据《关于加强和改进非公有制企业党的建设工作的意见(试行)》,非公企业党组织的主要职责之一就是:“宣传贯彻执行党的路线方针政策、上级党组织和本组织的决议,教育党员和职工群众自觉遵守国家法律法规和有关规章制度,引导和监督企业合法经营,自觉履行社会责任。”非公党建的广泛开展为民营企业接受党的政治引导提供了有力的组织渠道。党建工作未在非公企业全面铺开以前,对民营企业的政治引导主要通过中央统战部、工商联等机构开展的政治学习活动来完成①。随着党组织在民营企业的广泛建立,党组织可在企业内部直接、日常性地发挥政治教育作用,引导企业积极履行社会责任,提高企业慈善捐赠水平。正如已有研究已经观察到的,民营企业党组织在企业中主要发挥的是政治思想引领作用,组织动员企业承担社会责任则是政治思想引领最切实、最有力的表现。

① 例如,党的十八大后,中央统战部、全国工商联开展多轮非公有制经济人士理想信念教育实践活动。这些活动以“民营企业家与中国梦”为主题,以增强非公有制经济人士对中国特色社会主义的信念、对党和政府的信任、对企业发展的信心、对社会的信誉为主要内容。

从现实来看,党建驱动的慈善模型也受到企业内外因素的调节,其效应是非均质的。第一,企业原有政治联系。如前所述,拥有传统政治联系(包括企业家担任人大代表、政协委员等)的企业通常经营规模更大、社会影响力更强,因而本身就更有可能参与慈善捐赠。不同于传统的政治联系,党建作为一种新兴的政治联系并不局限于大规模、有影响力的企业,而是普惠式地面向所有类型企业。对于已有丰富政治联系的企业而言,尽管党建有可能会进一步加深企业与官方的联系,进而动员更多的慈善捐赠,但其边际的增长已然有限。相对而言,对于原有政治联系较少的企业,党建作为一种补偿性的政治联系则更有可能发挥预期的慈善效应。第二,外部市场环境。如许多研究已经意识到,外部市场环境是影响企业政治联系作用发挥的重要背景性条件(Tsai, 2007; Hou, 2019)。在市场化程度较高的地区,法治完善,政府干预较少,党组织的慈善动员效应较弱。在市场化程度较低的地区,政府对企业的影响更大,党组织的慈善动员效应因而更强。

三、 研究设计

(一) 数据来源

本文使用的数据来自由中央统战部、全国工商联、国家工商行政管理总局等单位联合组织的 2012 年第十次全国私营企业调查的结果。自 1990 年开始,全国私营企业调查每两年举行一次,主要关注民营企业及其所有人的政治、经济、社会状况(陈光金等,2018)。本文之所以选择 2012 年的调查数据,主要是由于 2012 年的调查主题侧重于民营企业的社会责任,有一系列涉及企业慈善捐赠的题项供研究,这是CPES 前后几次调查所不具备的。2012 年的调查完成时间在 3—4 月,按全国私营企业户数 5. 5‰比例抽样,共发放 5500 份问卷,回收有效问卷 5073 份,回收率 92. 2%。经过数据清理,本研究的有效样本数为 3086 个②。

②  在本研究中,数据清理是通过直接删除主要变量缺失值完成的。之所以这样操作,一方面是由于原调查规模较大,删失后样本量仍很大,足以支撑本研究的推断。另一方面是由于被删除的缺失值基本上是随机分布的,没有证据显示存在系统性偏误。实际上,在目前的操作之外,作者也对样本作过各种插补(均值插补与多重插补)的尝试,结果与本文呈现的模型无根本性差异。

(二) 变量测量

1. 因变量

本研究的因变量是企业的慈善捐赠。根据一般理解,所谓慈善捐赠是基于利他主义将一定数额的资金、实物或者服务无偿赠送给需要帮助者的行为(赵琼和张应祥,2007)。本研究借鉴了已有研究的做法,将企业慈善捐赠分解为两个维度的指标,即捐赠意愿及捐赠规模。具体而言,捐赠意愿仅考虑企业 2011 年是否有过捐赠行为:如有,则编码为 1;没有,则编码为 0。捐赠规模则进一步关心企业具体捐赠的数额。为了矫正数据的偏态问题,本研究以企业 2011 年捐赠支出额加 1 的自然对数来测度捐赠规模。在本文的样本中,共有 1993 家企业在过去一年有过慈善捐赠行为,占研究样本的 64. 6%。样本企业平均捐赠额度是 17. 33 万元,最大捐赠额达到1840 万元。

2. 自变量

本研究的自变量是企业党建。如前面提到的,21 世纪以来,特别是党的十八大以后,加强党建在中国的民营企业中已经成为一个新的潮流,越发普遍。党建是一个非常广泛的概念,是指党为保持自己的性质而从事的一系列自我完善的活动,其中的核心是党的组织建设(沈大伟,2011)。这项研究将企业党建操作化为“企业中是否建有党组织”①:如有,则编码为 1;没有,则编码为 0。在研究的样本中,总计1119 家企业在内部设立了基层党组织,占总数的 36. 3%。作为比较,2000 年的调查显示,当时只有 17. 2%的民营企业设立了党组织。民营企业党组织的建设在十年间有了很大幅度的提高(陈光金和吕鹏,2019)。

① 换言之,本研究对“民企党建”采取的是狭义的界定,仅关注概念的核心内涵:企业内部是否成立党组织。之所以没有如一些研究那样进一步丰富“党建”测度的维度,一方面是出于模型简洁的考虑,另一方面是因为其他维度根本上都派生于“是否成立党组织”。

3. 调节变量

本研究关心的调节变量主要包括企业原有政治联系及外部市场环境。具体而言,企业的原有政治联系包括企业行政联系(企业家是否担任人大代表、政协委员)与企业社团联系(企业家是否加入工商联组织)。在本研究的样本中,44. 7%的企业家担任过各级人大代表、政协委员,62. 6%的企业家参与了各级工商联组织。外部市场环境则以企业所在地的市场化水平衡量。在具体操作时,本研究以东部—中西部划分作为市场化环境的测度。根据王小鲁等(2017)编制的各省市场化指数(10 分为满分),2008 年东部地区与中西部地区的平均市场化指数分别是 6. 71 和 4. 89,2011年的相应指数分别是 7. 09 与 4. 93。由此可见,东部地区市场化程度明显高于中西部地区②。在本研究的样本中,大约六成企业来自市场化程度较高的东部地区,四成企业来自市场化程度较低的中西部地区。

② 之所以没有直接使用该市场化指数,是因为它具有明显的时效性,同一省份在不同年份的市场化指数相对位置有不小的变动。使用粗略的地区划分的好处在于,改革开放以来,东部地区省份与中西部地区省份在市场化程度的相对位置上是稳定的,东部地区一直高于中西部地区。

4. 中介变量

本研究考虑的中介变量主要有两个:与官方公益组织的互动及来自官方的政治引导。前者的测度比较直接,以“企业近两年是否有与政府主办的公益组织合作”来测度:如有,则编码为 1;如没有,则编码为 0。后者的测度则相对困难,因为政治引导很多时候不可观测。结合问卷,本研究最终以是否知晓“2011 年 12 月,全国工商联举办了首次全国非公有制经济先进事迹报告会”作为代理变量:如知道,则编码为 1;如不知道,则编码为 0。该活动在全国范围内开展,目标是正面宣传非公经济人士艰苦创业、勇于创新的时代精神,为广大民营企业家树立学习榜样。本文认为这一题目比较符合政治引导的内涵,是现有数据中较合适的测量①。

① 根据官方的定位,工商联是集统战性、经济性、民间性于一体的人民团体和商会组织,其首要任务是做好民营经济人士的思想政治工作。工商联系统会不定期举办一些政治引导活动,树立和宣传一些模范企业和人物。这些活动会部分借助商会、部分借助民营企业党组织来完成组织动员。

5. 控制变量

在参考、借鉴已有文献的基础上,本研究同时纳入了以下三组控制变量。(1)企业家个人特征变量,包括性别、年龄、受教育程度及是否为中共党员等。(2)企业的特质,包括企业年龄、企业规模、企业绩效、所在行业等。(3)企业所在地,本研究直接按企业所在省份为其设置虚拟变量②。表 1 展示了本研究各变量的具体界定和操作化方式,表 2 报告了主要变量的描述性统计结果。

② 在本研究中,西藏的样本由于数量太少(5 家企业)、缺失值过多而被全部删除了。

(三) 分析策略

鉴于因变量的数据结构特点,本研究将分别使用二值选择模型(Logit)和角点解模型(Tobit)方法拟合数据。具体而言,对于企业的慈善捐赠意愿,本研究使用 Logit模型进行分析。这是因为慈善捐赠意愿是一个二分变量,Logit 模型适用于因变量为二分变量的情况。对于企业慈善捐赠规模,本研究则使用 Tobit 模型进行分析。这是因为相当部分的企业没有慈善捐赠,这一数据在 0 处被左部归并了,不满足 OLS 对数据正态分布的要求。而 Tobit 模型对数据的正态性没有特别要求,比较适合这一类归并数据的分析( Wang and Graddy, 2008;余威,2019)。本研究的具体模型设定如下:

四、 数据分析及发现

(一) 描述性分析与初步推论

在进行深入的多元回归分析前,首先对数据做初步的分组比较,以探求党建对企业慈善捐赠影响的总体效应。根据图 1,在建有党组织的民营企业中,87. 8%的企业在过去一年中曾有过慈善捐赠的行为;而在未建有党组织的企业中,这一比例只有 51. 4%,前者比后者高出了七成多。在建有党组织的民营企业中,慈善捐赠的额度平均为 330709. 9 元;而在未建有党组织的民营企业中,慈善捐赠的额度平均只有83703. 4 元,前者是后者的近四倍①。总体上,这一初步的分析显示,在中国的民营企业中,党组织的存在显著提高了企业慈善捐赠的意愿和规模②。

① 此处使用的是捐赠额未取对数转换前的数据,目的在于帮助读者更直观地感受不同类型企业慈善捐赠额的差异。 

②捐赠意愿组间差异的 t 值为 24. 34,捐赠规模组间差异的 t 值为 6. 55,两者均在 0. 01 的置信水平上显著。

(二) 多变量分析结果

民营企业的慈善捐赠受到不同因素的影响,为了进一步研究党建对民营企业慈善捐赠的影响,多变量模型分析是十分必要的。表 3 汇报了多变量分析的结果。其中,模型 1 采用了 Logit 回归探索党组织对企业慈善捐赠意愿的影响,即以企业慈善捐赠的意愿为因变量,以企业党建为自变量。模型的结果显示,在控制其他各类变量的前提下,企业党建的回归系数为 0. 598,且在 0. 01 的置信水平上显著。从控制变量的系数看,企业年龄、企业规模等均对企业慈善有显著影响。特别是,企业家的行政联系(担任人大代表、政协委员)和社团联系(加入工商联组织)对于企业慈善捐赠有显著促进作用。

模型 2 则采用 Tobit 回归探索党组织对企业慈善捐赠规模的影响,即以企业慈善捐赠的规模为因变量,企业党建为自变量。模型的结果显示,在控制其他各类变量的前提下,企业党建的回归系数是 1. 110,同样在 0. 01 的置信水平上显著。类似地,从控制变量的系数看,对企业慈善捐赠有显著影响的因素包括企业家的行政联系和社团联系、企业年龄、企业规模等。总体上,多变量分析的结果证实了党建确实对民营企业慈善捐赠有显著促进作用。同时,更大的企业规模及更多的原有政治联系(行政联系、社团联系)也都促进了民营企业的慈善捐赠行为。

(三) 调节效应分析

根据理论模型,企业家的行政联系、社团联系等原有政治联系有可能影响企业党建的慈善效应。那些原有政治联系较多的企业在党组织建立前就已与体制内保持密切联系,是官方慈善活动的积极行动者,党组织的建立对于它们的慈善捐赠的动员效应有限。相对地,那些原有政治联系较少的企业本身与体制内的联系较弱,社会慈善投入较少,党组织的建立提高了它们与体制内的关联度,因而有可能较大幅度地提高它们的慈善投入。表 4 通过交互项的方式验证了这一点。其中,模型 3与模型 4 以捐赠意愿为因变量,模型 5 与模型 6 则以捐赠规模为因变量。除了模型3 结果不显著外,其他模型的交互项系数显著小于零,即党建的慈善效应确实在原有政治联系较少的企业中更强。

除了企业原有政治联系,本文认为企业外部的市场环境也可能影响党建的慈善效应。这里的逻辑在于:外部市场化程度内含地方政府对企业的影响力。市场化程度越高,地方政府对企业的干预越少,党组织的慈善动员效应也越弱;市场化程度越低,则地方政府对企业的干预越多,党组织的慈善动员效应也越强。表 5 通过分组回归的方式证实了这一假设。其中,模型 7 与模型 9 考察高市场化地区样本,模型 8 与模型 10 考察低市场化地区样本。结果显示,所有模型的回归系数均具有统计显著性,即党建在各类市场化程度地区均能发挥慈善促进效应。但同时这种效应在不同市场化地区有明显差异。无论捐赠意愿还是捐赠规模,低市场化地区企业党建的慈善效应显著高于高市场化地区。

(四) 中介效应分析

最后,本文分析了企业与官方机构互动及获得官方政治引导两个因素的中介效应。借鉴常规中介效应检验方法,本文的分析分三步完成: 第一步,检验在控制其他变量前提下自变量对因变量的效应;第二步,检验自变量对中介变量的效应是否显著;第三步,同时引入自变量和中介变量,检验自变量对因变量的效应,并与第一步回归的结果进行比对。如果自变量的回归系数具有统计显著性但有所下降,说明存在部分中介效应;如果自变量的回归系数不具有统计显著性,但中介变量的回归系数显著,说明存在完全中介效应(Baron and Kenny, 1986)。

表 6 呈现的是这一常规中介效应分析的结果①。其中,模型 11 是基准模型,即自变量“企业党建”对因变量“捐赠规模”原有的效应。模型 12 和模型 13 是对官方互动中介效应的检验,模型 14 和模型 15 是对政治引导中介效应的检验。两组模型的结果类似:企业党建本身对中介变量(“官方互动”和“政治引导”)有统计上高度显著的促进作用(模型 12、模型 14)。加入中介变量后,企业党建对捐赠规模的影响有所下降,但在统计上依然显著(模型 13、模型 15)。这一结果说明官方互动及政治引导在企业党建增强企业慈善捐赠过程中确实起到了部分中介效应。

① 由于版面限制,本文省略了以慈善捐赠意愿为因变量的分析。实际上,它的结果与这里以慈善捐赠规模为因变量的分析非常相似。如需这一检验的信息,可向作者索取。

(五) 稳健性检验

为了确保研究结果的可靠,本研究也通过倾向值匹配的方法(PSM)开展了稳健性检验①。倾向值匹配是基于可观测的混淆变量来计算个体接受干预的概率,进而考察自变量对因变量的净效应。倾向值匹配的优势在于通过控制个体倾向值模拟反事实对象,尽可能减少选择性偏误的影响(Rosenbaum and Rubin, 1983)。在表 7中,模型 16 采取一对四近邻匹配,模型 17 采取带宽为 0. 06 的半径卡尺匹配,模型 18采取带宽为 0. 06 的二次核匹配②。结果显示,无论是平均处理效应(ATT)的估计值还是显著性,三种不同匹配的结果都很相近。这再一次确证了党建慈善效应的稳健性③。

① 从理论上说,本研究还可能存在双向因果引致的内生性问题,即自变量“企业党建”和因变量“企业慈善捐赠”互为因果。然而,考虑到官方在企业党建中的主导地位,本文认为企业更多的慈善捐赠会导致企业设立党组织显然不甚合理。因此,本文并未检验双向因果的问题。 

②本文对这几个 PSM 模型都做了平衡性检验,结果显示它们大部分的观测值在共同取值范围内,匹配后的平衡性很高。如需平衡性检验的结果,可向作者索取。 

③由于本文使用的是截面数据,由遗漏变量引起的内生性问题很难克服。对此问题,本文目前采用的方法一方面是在模型中尽可能控制各类影响因素,另一方面是通过倾向值匹配模拟随机试验数据,尽可能减少案例自选择的可能。对于目前常用到的工具变量法,本文在写作和修改过程中也多次尝试,特别是借鉴了一些同类研究的探索(如将“本地党员密度”“企业家从商前体制内经历”作为工具变量)。然而,这些工具变量要么由于数据获取的困难(本地党员密度),要么由于本身与因变量有密切关系(企业家从商前体制内经历),最终都未被采用。

五、 结论与讨论

2020 年 7 月,习近平在企业家座谈会上强调:“优秀企业家必须对国家、对民族怀有崇高使命感和强烈责任感,把企业发展同国家繁荣、民族兴盛、人民幸福紧密结合在一起,主动为国担当、为国分忧。”(习近平,2020)2020 年 11 月,习近平在南通博物苑参观张謇兴办实业、教育和社会公益事业的展览后指出:“民营企业家富起来以后,要见贤思齐,增强家国情怀、担当社会责任,发挥先富帮后富的作用,积极参与和兴办社会公益事业。”(邵玮楠与陈蕊,2021)在实现共同富裕的时代大潮下,如何有效组织、引导民营企业充分发挥自身优势,积极承担社会责任,无疑是值得我们认真思考的重要议题。

通过对全国私营企业调查数据的分析,本文发现中国的民营企业广泛存在党建驱动型慈善效应。第一,企业党建能够显著提高民营企业的慈善捐赠水平,建有党组织的民营企业无论在捐赠意愿还是捐赠规模上都显著高于未建有党组织的企业。第二,与官方机构的互动和接受更多官方政治引导是党建驱动慈善的两种主要机制。作为执政党在非公经济领域的延伸,党组织的建立直接联结了国家机器和民营企业,不仅加强了民营企业与官方机构互动,也增加了民营企业接受官方政治引导的机会,其结果都促进了民营企业的慈善参与。第三,作为补偿性的政治联系,非公党建的慈善驱动效应是非均质的,在企业原有政治联系较少、市场化程度较低的环境中更能发挥慈善促进的作用。

在理论层面上,第一,本文的发现丰富了民营企业慈善研究,通过引入党建这一新的制度性因素,挖掘了政商互动促进企业履行社会责任的新机制。既有研究大多从企业发展的视角如企业的市场策略、社会期许、政治关联及企业家自我实现等来研究慈善行为,从非公党建角度考察民营企业慈善行为及其影响的研究较少。作为当下中国民营部门最突出、鲜明的组织特色,党的组织覆盖和工作覆盖必然会为企业社会责任的履行提供新动能。本文的分析不仅检测了民营企业党组织的慈善效果,而且也探索了其可能的作用机制。本质上看,本文提出的党建驱动慈善模型显示了党建作为一种企业新兴政治联系促进政商良性互动的可能。既不同于私人化的庇护关系,也不同于精英化的政治与社团吸纳,非公党建具有正式组织变革的特征,是执政党与民营企业之间的制度化、常态化的互动治理机制。同时,非公党建对民营部门具有普惠性,它致力于覆盖各类规模的民营企业。第二,本文的发现在更深层次上反映了中国国家主导政商关系的本质特征。大量市场转型理论的支持者认为,随着中国社会主义市场经济体制的逐步完善,企业的自主性将得到提升,国家在经济运作中的影响力将会显著减少(Nee, 1989;Wang, 2015)。但根据本文的发现,即使市场经济体制日趋完善,中国的政商关系依然以国家主导性为根本特征。虽然计划经济体制下政府干预经济的时代一去不复返,但中国特殊的党政体制使得国家得以通过执政党的组织体系对企业行为产生系统性影响。本文从慈善捐赠的角度印证了这种国家主导型政商关系的运作逻辑:企业通过内嵌的党组织与政府互动并接受国家的政治引导,进而帮助政府实现其治理目标。慈善捐赠作为缓解政府福利供给压力的重要来源,其运作根本上是通过国家组织和动员来实现的。本文的研究详细展示了以党组织为依托的政府动员机制,展示了社会主义市场经济体制下福利供给和财富再分配的微观运作。

在实践层面上,本文的发现则为官方非公党建工作的开展提供了实证支持。非公党建在过去十多年时间里一直是执政党基层组织建设的重点,是党和政府联系、服务民营企业的重要途径。然而西方媒体和学界由于意识形态的偏见而常常将其误读为“国进民退”“国家管制”。本文的发现充分显示了非公党建不仅没有影响民营企业的正常经营,而且还有显著的社会正效应,这无疑为我们驳斥西方的恶意抹黑提供了有力的经验证据。同时,从党建工作的未来发展看,本研究也有相当的启示意义:党建的慈善效应在特定环境下(原有政治联系较少的企业及市场化程度较低的地区)能够发挥更大的作用。未来,在下一步非公党建工作中,相关部门应该充分考虑这些因素,最大化激活党建的慈善效应。特别是,应该更加重视政治联系较少的中小企业的党建工作,释放它们在社会责任履行方面的能量。

最后,有必要指出本文的不足和缺陷。第一,由于本文选取的是 2012 年第十次全国私营企业调查的截面数据,因而无法把握非公企业党建和慈善捐赠的时间趋势及其可能的内生性问题。第二,在因果机制上,本文检证了官方互动和政治引导的中介效应,但不排除依然存在其他影响机制。鉴于上述考量,我们期待未来的研究可以进行深入的案例分析,为因果机制的推断提供更为丰富的线索。

参考文献 略

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编辑 | 常远  李舒敏

排版 | 王书铭

核发 | 梅赐琪

微信推送：2022年第132期