央企董事會(huì)試點(diǎn)：治理規(guī)范影響國(guó)企創(chuàng)新嗎？
——來(lái)自國(guó)有上市公司的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)

(石河子大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，新疆石河子832000)

一、引言

盡管現(xiàn)代公司治理制度已初步建立，但中央企業(yè)董事會(huì)內(nèi)部權(quán)力配置長(zhǎng)期處于政企合一的“行政權(quán)決定經(jīng)濟(jì)權(quán)”模式[1]，使得國(guó)有上市公司的治理結(jié)構(gòu)與公司經(jīng)營(yíng)嚴(yán)重受掣于政府行政力量的影響，導(dǎo)致雙重效率損失[2]。為此，國(guó)資委于2004年6月對(duì)中央企業(yè)實(shí)施規(guī)范董事會(huì)建設(shè)工作，通過(guò)高效、科學(xué)的董事會(huì)構(gòu)建，以充分發(fā)揮強(qiáng)化為股東創(chuàng)造價(jià)值的治理初衷。就試點(diǎn)效果而言，一種觀點(diǎn)認(rèn)為董事會(huì)試點(diǎn)成績(jī)明顯，不僅央企自身的治理結(jié)構(gòu)得到實(shí)質(zhì)性的改善，而且作為控股股東，央企在降低控股企業(yè)兩類代理問(wèn)題、促進(jìn)績(jī)效等方面也發(fā)揮了積極作用[3-4]。另一種觀點(diǎn)則認(rèn)為，央企董事會(huì)試點(diǎn)中存在外部董事淪為“花瓶”、董事會(huì)“有限職權(quán)”、雙重董事會(huì)等問(wèn)題，企業(yè)的諸多治理問(wèn)題并未得以遏制[5-6]。鑒于此，本文在經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式由要素驅(qū)動(dòng)轉(zhuǎn)為創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)的大背景下，從國(guó)有上市公司創(chuàng)新的視角為央企董事會(huì)試點(diǎn)的成效分歧提供可能的解釋。

那么，控股股東的董事會(huì)建設(shè)為什么影響國(guó)有上市公司的創(chuàng)新水平？依據(jù)代理理論，控股股東具有“治理效應(yīng)”，其有動(dòng)機(jī)、有能力對(duì)企業(yè)的經(jīng)營(yíng)活動(dòng)進(jìn)行有效監(jiān)督，約束管理層的自利行為，并對(duì)公司價(jià)值產(chǎn)生正的影響[7-8]。同時(shí)，為獲取控制權(quán)私有收益，控股股東也會(huì)利用關(guān)聯(lián)交易、盈余管理等方式侵占企業(yè)利益，損害公司價(jià)值[9-12]。作為控股股東，央企固有的治理缺陷是掣肘國(guó)有上市公司創(chuàng)新的關(guān)鍵所在。一方面作為國(guó)有產(chǎn)權(quán)多層委托代理鏈條中的一個(gè)代理者，央企本身存在代理問(wèn)題[14]，使其對(duì)國(guó)有上市公司監(jiān)督乏力，滋生管理層自利行為，致使經(jīng)理人因創(chuàng)新意愿低下而不愿開(kāi)展風(fēng)險(xiǎn)高、不確定性大且耗費(fèi)大量個(gè)人精力的創(chuàng)新活動(dòng)。另一方面，在缺乏股東會(huì)和董事會(huì)的情況下，政府為實(shí)現(xiàn)政治目標(biāo)而對(duì)央企實(shí)施股東職權(quán)時(shí)極易帶來(lái)行政干預(yù)，扭曲央企的經(jīng)營(yíng)目標(biāo)，使央企更多的實(shí)施對(duì)控股國(guó)有上市公司的利益侵占[4，15]與政策性負(fù)擔(dān)的轉(zhuǎn)嫁。毋容置疑，這極大損害了企業(yè)的自生能力，造成業(yè)績(jī)與創(chuàng)新的雙重效率損失[16-18]。此外，央企具有行政色彩的“內(nèi)部人控制”也為這一利益侵占提供了便利[4]。

董事會(huì)試點(diǎn)能夠優(yōu)化央企的治理結(jié)構(gòu)，規(guī)范國(guó)有上市公司股東權(quán)利，從而弱化因控股股東治理缺陷而對(duì)國(guó)有上市公司創(chuàng)新的負(fù)面影響。具體而言，一方面，央企董事會(huì)試點(diǎn)通過(guò)外部董事的引入緩解了央企因代理人身份而具有的代理問(wèn)題，強(qiáng)化了央企作為控股股東對(duì)國(guó)有上市公司的監(jiān)督，抑制了國(guó)有上市公司管理層自利行為，增強(qiáng)其創(chuàng)新意愿，使其開(kāi)展更多有利于企業(yè)價(jià)值最大化的創(chuàng)新活動(dòng)；另一方面，國(guó)資委通過(guò)部分職權(quán)下放將企業(yè)的決策權(quán)真正交給央企董事會(huì)，減少了政府干預(yù)，有助于緩解央企對(duì)國(guó)有上市公司利益侵占與政策性負(fù)擔(dān)轉(zhuǎn)嫁，釋放企業(yè)經(jīng)濟(jì)資源，使得國(guó)有上市公司將更多的資源用于企業(yè)創(chuàng)新。

本文基于國(guó)有上市公司2003—2015年的數(shù)據(jù)，采用雙重差分模型檢驗(yàn)了央企董事會(huì)試點(diǎn)之于國(guó)有上市公司創(chuàng)新的影響、作用機(jī)制及橫截面異質(zhì)性。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，樣本期間內(nèi)，實(shí)施央企董事會(huì)試點(diǎn)的處理組樣本企業(yè)的創(chuàng)新水平提升幅度顯著大于控制組企業(yè)。這表明，央企董事會(huì)試點(diǎn)對(duì)于國(guó)有上市公司創(chuàng)新具有正向促進(jìn)作用。盡管理論分析表明，董事會(huì)試點(diǎn)下央企治理結(jié)構(gòu)的優(yōu)化，存在強(qiáng)化監(jiān)督、緩解管理層自利；弱化利益侵占、降低政策性負(fù)擔(dān)兩條路徑促進(jìn)國(guó)有上市公司創(chuàng)新水平的提升，但機(jī)制檢驗(yàn)表明，現(xiàn)階段下，國(guó)有上市公司創(chuàng)新水平的提高主要源于央企政策性負(fù)擔(dān)轉(zhuǎn)嫁的減少。進(jìn)一步考慮企業(yè)個(gè)體層面的異質(zhì)性發(fā)現(xiàn)，試點(diǎn)前國(guó)有上市公司受控股股東治理缺陷的負(fù)面影響越大(央企持股比例較低、金字塔層級(jí)較高、競(jìng)爭(zhēng)性企業(yè)及所在地市場(chǎng)化水平較低)，董事會(huì)試點(diǎn)的“增量”治理作用越顯著，企業(yè)創(chuàng)新水平提升越明顯。

本文可能的貢獻(xiàn)有以下三個(gè)方面。第一，為央企董事會(huì)試點(diǎn)實(shí)施的積極效果提供了證據(jù)。央企董事會(huì)試點(diǎn)自實(shí)施以來(lái)爭(zhēng)議不斷[3-6]，李文貴等(2017)[4]學(xué)者填補(bǔ)了相關(guān)實(shí)證研究的空白。本文從創(chuàng)新的視角實(shí)證檢驗(yàn)了央企董事會(huì)試點(diǎn)實(shí)施的積極效果，為進(jìn)一步推進(jìn)和完善央企的規(guī)范董事會(huì)建設(shè)工作提供了經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。第二，豐富了公司治理與創(chuàng)新領(lǐng)域的相關(guān)研究?，F(xiàn)有關(guān)于公司治理與創(chuàng)新的研究大多基于企業(yè)本身[19-21]，本文基于董事會(huì)試點(diǎn)驗(yàn)證了央企作為控股股東，其規(guī)范董事會(huì)建設(shè)對(duì)國(guó)有上市公司創(chuàng)新水平的正向促進(jìn)作用。從控股股東的視角豐富了公司治理與企業(yè)創(chuàng)新的相關(guān)研究。第三，為國(guó)有上市公司創(chuàng)新效率低下提供了新的可能的解決路徑。關(guān)于國(guó)企創(chuàng)新低效的問(wèn)題一直以來(lái)備受詬病，學(xué)者們從民營(yíng)化的視角為其尋找解決方式，本文基于央企董事會(huì)試點(diǎn)這一政策，實(shí)證檢驗(yàn)表明，央企公司法人治理結(jié)構(gòu)完善有助于其更好發(fā)揮控股股東職能，促進(jìn)國(guó)有上市公司創(chuàng)新水平提升。本文的研究結(jié)論為提升我國(guó)國(guó)有上市公司創(chuàng)新水平提供了一條可能的解決路徑。

二、理論分析與研究假設(shè)

(一)央企董事會(huì)試點(diǎn)與國(guó)有上市公司創(chuàng)新

2004年6月國(guó)資委確立通過(guò)先試點(diǎn)再逐步鋪開(kāi)的漸進(jìn)化策略實(shí)施國(guó)有獨(dú)資企業(yè)規(guī)范董事會(huì)建設(shè)工作，自2005年寶鋼集團(tuán)、神華集團(tuán)等首批試點(diǎn)企業(yè)建立規(guī)范董事會(huì)以來(lái)，始終通過(guò)實(shí)施規(guī)范董事會(huì)建設(shè)、外部董事制度以及董事會(huì)報(bào)告制度三大舉措踐行著強(qiáng)化為股東創(chuàng)造價(jià)值的治理初衷。總體而言，試點(diǎn)初步解決了兩大層面的問(wèn)題[4]。第一個(gè)層面是明晰了政企關(guān)系、緩解了政府干預(yù)問(wèn)題，把企業(yè)的決策權(quán)真正交給董事會(huì)，使企業(yè)真正成為一個(gè)獨(dú)立的市場(chǎng)主體。國(guó)資委職能也逐步從監(jiān)管向股東轉(zhuǎn)變，間接參與影響企業(yè)發(fā)展戰(zhàn)略與決策。第二個(gè)層面是優(yōu)化了央企內(nèi)部公司治理結(jié)構(gòu)。央企規(guī)范董事會(huì)建設(shè)，尤其是外部董事制度及專門(mén)委員會(huì)的建立，一則解決了國(guó)有企業(yè)出資人虛置問(wèn)題，實(shí)現(xiàn)了出資人層層到位；二則解決了國(guó)企突出的“一把手”體制問(wèn)題，化解企業(yè)決策風(fēng)險(xiǎn)。

而作為國(guó)有上市公司的控股股東，央企內(nèi)部治理結(jié)構(gòu)的規(guī)范化與獨(dú)立性的增強(qiáng)會(huì)強(qiáng)化其對(duì)控股公司的股東權(quán)利履行，影響國(guó)有上市公司的創(chuàng)新水平。具體而言，一方面，董事會(huì)試點(diǎn)內(nèi)部治理結(jié)構(gòu)的完善能夠緩解央企因代理人身份而對(duì)國(guó)有上市公司監(jiān)管乏力問(wèn)題[4]，強(qiáng)化央企對(duì)下屬公司的監(jiān)督動(dòng)力，抑制國(guó)有上市公司經(jīng)理人因自利保守而導(dǎo)致的創(chuàng)新效率損失問(wèn)題，從而促進(jìn)國(guó)有上市公司的創(chuàng)新水平提高。另一方面，政府為實(shí)現(xiàn)政治目標(biāo)而帶來(lái)的行政干預(yù)會(huì)扭曲央企的經(jīng)營(yíng)目標(biāo)，使其對(duì)下屬公司實(shí)施更多的利益侵占，這極大擠占了國(guó)有上市公司從事創(chuàng)新活動(dòng)所需的資源水平。且央企“一把手”體制形態(tài)為這一利益侵占提供了機(jī)會(huì)。而董事會(huì)試點(diǎn)的實(shí)施，通過(guò)政企關(guān)系的明晰、政府干預(yù)的緩解及治理結(jié)構(gòu)的優(yōu)化一定程度上減少了對(duì)央企的行政干預(yù)，從而抑制了央企對(duì)下屬企業(yè)的利益侵占與政策性負(fù)擔(dān)的轉(zhuǎn)嫁，從而有利于釋放企業(yè)創(chuàng)新資源，使其開(kāi)展更多有利于股東價(jià)值最大化的創(chuàng)新活動(dòng)。由此提出假設(shè)1。

H1央企董事會(huì)試點(diǎn)的實(shí)施促進(jìn)了國(guó)有上市公司創(chuàng)新水平的提升。

(二)央企董事會(huì)試點(diǎn)對(duì)國(guó)有上市公司創(chuàng)新的影響機(jī)理

1. 創(chuàng)新意愿：基于管理層自利視角

現(xiàn)有的產(chǎn)權(quán)理論與轉(zhuǎn)軌經(jīng)濟(jì)的證據(jù)表明，國(guó)有上市公司確實(shí)存在不容忽視的創(chuàng)新效率損失[17-18]。由于經(jīng)營(yíng)目標(biāo)多元化、產(chǎn)權(quán)主體虛置、多層委托代理關(guān)系的存在，經(jīng)理人往往出于自利動(dòng)機(jī)選擇更為保守的投資策略，導(dǎo)致企業(yè)經(jīng)營(yíng)目標(biāo)的短期化，不愿意開(kāi)展風(fēng)險(xiǎn)高、專業(yè)性強(qiáng)、更為復(fù)雜且需要耗費(fèi)大量個(gè)人精力的創(chuàng)新活動(dòng)[21]。

理論上講，控股股東對(duì)企業(yè)的代理問(wèn)題具有重要影響[11]。控股股東有動(dòng)力和能力對(duì)企業(yè)的經(jīng)營(yíng)活動(dòng)進(jìn)行監(jiān)督，減少企業(yè)管理層的偷懶和尋求私利的行為，促進(jìn)其開(kāi)展有益于公司價(jià)值最大化的創(chuàng)新活動(dòng)。首先，央企規(guī)范董事會(huì)建設(shè)有助于緩解央企因只是國(guó)有產(chǎn)權(quán)多層委托代理鏈條里的一個(gè)代理者而產(chǎn)生的代理問(wèn)題[4]。通過(guò)科學(xué)、高效、規(guī)范的董事會(huì)建設(shè)，優(yōu)化央企內(nèi)部治理結(jié)構(gòu)，緩解央企對(duì)國(guó)有上市公司監(jiān)管乏力問(wèn)題，強(qiáng)化其監(jiān)督意愿，抑制下屬公司管理層自利行為，強(qiáng)化其創(chuàng)新意愿。其次，規(guī)范董事會(huì)建設(shè)可以通過(guò)占董事會(huì)半數(shù)以上的外部董事對(duì)企業(yè)經(jīng)營(yíng)活動(dòng)的參與、決策與監(jiān)督，及各類專門(mén)委員會(huì)將央企內(nèi)部決策權(quán)與執(zhí)行權(quán)的分離等舉措緩解央企因政企合一的治理模式所導(dǎo)致的內(nèi)部人控制問(wèn)題，強(qiáng)化公司治理的獨(dú)立性與規(guī)范性，使其更好發(fā)揮控股股東的監(jiān)督作用。

2. 創(chuàng)新資源：基于政策性負(fù)擔(dān)視角

已有研究認(rèn)為，中國(guó)情境下國(guó)有企業(yè)因承擔(dān)了政策性負(fù)擔(dān)而喪失了“自生能力”，導(dǎo)致業(yè)績(jī)及創(chuàng)新的雙重效率損失[16-17]。進(jìn)一步而言，政府對(duì)企業(yè)政策性負(fù)擔(dān)的轉(zhuǎn)嫁增加了企業(yè)的資本成本及資源占用，對(duì)創(chuàng)新活動(dòng)形成“擠出效應(yīng)”，顯然不利于企業(yè)創(chuàng)新活動(dòng)的開(kāi)展。此外，政府如何順利實(shí)現(xiàn)向國(guó)有企業(yè)攤派政策性負(fù)擔(dān)呢？一個(gè)常見(jiàn)的解釋是人事控制，即政府掌握著國(guó)有企業(yè)經(jīng)理人的任免權(quán)，并憑借該權(quán)力向企業(yè)攤派各種政策性負(fù)擔(dān)[22-23]。

在央企董事會(huì)試點(diǎn)改革中，國(guó)資委等政府機(jī)構(gòu)通過(guò)對(duì)央企董事會(huì)的職權(quán)下放，把企業(yè)的經(jīng)營(yíng)自主權(quán)真正交到企業(yè)手中，再加之各試點(diǎn)企業(yè)專門(mén)委員會(huì)的成立，使企業(yè)逐漸成為獨(dú)立的市場(chǎng)主體，從而形成更為科學(xué)的決策體制和權(quán)利制衡機(jī)制。這將在一定程度上直接減少政府對(duì)央企以及國(guó)有上市公司經(jīng)營(yíng)活動(dòng)的行政干預(yù)，也會(huì)因增加政府干預(yù)企業(yè)的成本而間接減少行政干預(yù)意愿，降低國(guó)有上市公司政策性負(fù)擔(dān)；其次，央企規(guī)范董事會(huì)建設(shè)使其掌控對(duì)國(guó)有上市公司部分管理層的選聘權(quán)，這在一定程度上抑制了國(guó)資委等政府機(jī)構(gòu)通過(guò)人事控制、晉升激勵(lì)等方式對(duì)國(guó)有上市公司管理層“政策性負(fù)擔(dān)”承擔(dān)的隱性激勵(lì)作用。央企董事會(huì)試點(diǎn)實(shí)施后，企業(yè)的自主決策能力和主導(dǎo)性得到加強(qiáng)，國(guó)有上市公司的經(jīng)營(yíng)目標(biāo)得到純化，同時(shí)央企董事會(huì)理性經(jīng)濟(jì)人屬性的強(qiáng)化會(huì)增加政府干預(yù)上市公司的難度和成本，緩解國(guó)資委等政府機(jī)構(gòu)政策性負(fù)擔(dān)轉(zhuǎn)嫁的意愿和能力，釋放政策性負(fù)擔(dān)對(duì)企業(yè)經(jīng)濟(jì)資源的擠占，使企業(yè)能夠?qū)⒏嗟慕?jīng)濟(jì)資源留在企業(yè)內(nèi)部，有利于其緩解資金約束，開(kāi)展更多的創(chuàng)新活動(dòng)。

基于上述分析，提出如下有待檢驗(yàn)的核心假設(shè)2。

H2a央企董事會(huì)試點(diǎn)能夠緩解國(guó)有上市公司管理層自利行為、增強(qiáng)創(chuàng)新意愿，促進(jìn)其創(chuàng)新水平提高；

H2b央企董事會(huì)試點(diǎn)能夠降低國(guó)有上市公司政策性負(fù)擔(dān)、釋放創(chuàng)新資源，促進(jìn)其創(chuàng)新水平提高。

(三)央企董事會(huì)試點(diǎn)與國(guó)有上市公司創(chuàng)新：橫截面差異

同一家央企一般控股多家國(guó)有上市公司，股權(quán)結(jié)構(gòu)是影響央企董事會(huì)試點(diǎn)成效的重要因素。一方面，相對(duì)集中的股權(quán)結(jié)構(gòu)具有重要的治理作用[24]?？毓晒蓶|持股比例越高，越有動(dòng)機(jī)、有能力約束管理層的自利行為[8]，若央企持股國(guó)有上市公司比例較低，那么中小股東“搭便車(chē)”的行為就會(huì)分享控股股東的監(jiān)管收益，降低央企的監(jiān)管意愿。此外，出于控制權(quán)收益最大化的考量，無(wú)論是政府機(jī)構(gòu)還是管理層都可能會(huì)降低為了實(shí)現(xiàn)政治目標(biāo)而對(duì)國(guó)有上市公司的負(fù)面影響[4]。這一情境下，央企持股比例越高，國(guó)有上市公司創(chuàng)新水平受央企治理結(jié)構(gòu)的負(fù)面影響較小，董事會(huì)試點(diǎn)的“增量”治理作用相對(duì)有限。另一方面，相對(duì)集中的股權(quán)結(jié)構(gòu)也被認(rèn)為會(huì)帶來(lái)更嚴(yán)重的控股股東代理問(wèn)題[25]。不僅以犧牲上市公司價(jià)值為代價(jià)進(jìn)行資金占用、關(guān)聯(lián)交易、盈余管理等活動(dòng)[9，10，26]，而且極易以人事控制的方式將其受到的政治目標(biāo)轉(zhuǎn)嫁給下屬的國(guó)有上市公司，抑制企業(yè)創(chuàng)新活動(dòng)開(kāi)展。這一情形下，央企持股國(guó)有上市公司比例越高，董事會(huì)試點(diǎn)對(duì)這一代理問(wèn)題及侵占效應(yīng)的治理作用越明顯，企業(yè)創(chuàng)新水平的提升越顯著。據(jù)此，本文提出競(jìng)爭(zhēng)性假設(shè)3。

H3a央企董事會(huì)試點(diǎn)對(duì)國(guó)有上市公司創(chuàng)新的正向作用在央企持股比例更高的企業(yè)中更為顯著；

H3b央企董事會(huì)試點(diǎn)對(duì)國(guó)有上市公司創(chuàng)新的正向作用在央企持股比例更低的企業(yè)中更為顯著。

金字塔層級(jí)是控股股東控制下屬公司的重要組織形式[11]，央企也不例外?；诶婢鹑〉囊暯?，金字塔層級(jí)越多，控制權(quán)和現(xiàn)金流權(quán)的分離越易帶來(lái)控股股東的“掏空”行為，使其進(jìn)行利益侵占與政策性負(fù)擔(dān)轉(zhuǎn)嫁[27]。其次，金字塔層級(jí)的增加將降低信息傳遞效率，增加控股股東監(jiān)督成本，增大監(jiān)督難度，進(jìn)而加劇內(nèi)部人的代理問(wèn)題，增強(qiáng)管理層自利動(dòng)機(jī)與行為[28]。概而言之，金字塔層級(jí)的增加可能加劇國(guó)有上市公司兩類代理問(wèn)題，導(dǎo)致其因經(jīng)濟(jì)資源的擠占與管理層自利行為而創(chuàng)新低下。這一情景下，董事會(huì)試點(diǎn)通過(guò)央企內(nèi)部治理結(jié)構(gòu)優(yōu)化而帶來(lái)的“增量”治理效果愈明顯。據(jù)此，本文提出假設(shè)4。

H4相對(duì)而言，央企董事會(huì)試點(diǎn)對(duì)國(guó)有上市公司創(chuàng)新的正向作用在金字塔層級(jí)更多的企業(yè)中更顯著。

按企業(yè)主營(yíng)業(yè)務(wù)的壟斷屬性劃分，國(guó)有上市企業(yè)可以劃分為壟斷性和競(jìng)爭(zhēng)性。壟斷性國(guó)有上市公司處于關(guān)系國(guó)計(jì)民生的重要行業(yè)和關(guān)鍵領(lǐng)域，由于其特殊性，必須保持國(guó)有資本控股地位?，F(xiàn)階段，壟斷性國(guó)有上市公司本質(zhì)上都屬于行政壟斷[29]，其依靠政府的行政保護(hù)才形成了壟斷壁壘，因而其生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)活動(dòng)完全“行政化”，具有非市場(chǎng)化的特征。而競(jìng)爭(zhēng)性國(guó)有上市公司則可以歸于一般盈利類，屬于市場(chǎng)中的競(jìng)爭(zhēng)領(lǐng)域企業(yè)，理論上不存在任何特權(quán)，與其他所有制企業(yè)處于平等競(jìng)爭(zhēng)的地位。因而競(jìng)爭(zhēng)性國(guó)有上市公司創(chuàng)新水平的高低更多受公司治理水平的影響。具體而言，相比于壟斷性國(guó)有上市公司的高利潤(rùn)回報(bào)，競(jìng)爭(zhēng)性國(guó)有上市公司盈利水平相對(duì)更低，政府干預(yù)帶來(lái)的政策性負(fù)擔(dān)對(duì)企業(yè)資源擠占現(xiàn)象更為嚴(yán)重；其次，競(jìng)爭(zhēng)性國(guó)有上市公司相較于壟斷性國(guó)有上市公司委托代理鏈條更長(zhǎng)，政府對(duì)其高管難以實(shí)現(xiàn)有效監(jiān)督，在監(jiān)督不完善時(shí)，其會(huì)選擇更為保守的投資策略而更少的開(kāi)展不確定性更高、風(fēng)險(xiǎn)更大的創(chuàng)新活動(dòng)，因而其創(chuàng)新意愿更弱。據(jù)此，本文提出假設(shè)5。

H5相較于壟斷性國(guó)有上市公司，央企董事會(huì)試點(diǎn)對(duì)競(jìng)爭(zhēng)性國(guó)有上市公司創(chuàng)新水平的正向作用更顯著。

中國(guó)情境下地區(qū)市場(chǎng)化發(fā)展不平衡性使得上市公司所處的治理環(huán)境也千差萬(wàn)別。在市場(chǎng)化進(jìn)程較高的地區(qū)，政府干預(yù)的動(dòng)機(jī)與能力較弱，政府監(jiān)管的獨(dú)立性增強(qiáng)；同時(shí)，非國(guó)有經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度越高，產(chǎn)品和要素市場(chǎng)越發(fā)達(dá)，企業(yè)面臨的競(jìng)爭(zhēng)越強(qiáng)，可以用來(lái)監(jiān)督企業(yè)經(jīng)理的市場(chǎng)信息也越充分[30]。此外，市場(chǎng)化進(jìn)程越高，中介機(jī)構(gòu)發(fā)育和法律執(zhí)行效果越好，企業(yè)面臨的內(nèi)外部監(jiān)督越強(qiáng)烈，企業(yè)的公司治理水平相應(yīng)越高，越有可能專注于企業(yè)價(jià)值的提升而更多從事于企業(yè)創(chuàng)新活動(dòng)。相較于市場(chǎng)化水平較高的地區(qū)，國(guó)有上市公司所處的地區(qū)市場(chǎng)化水平越低，一方面政府干預(yù)的成本越低，政府通過(guò)控制企業(yè)承擔(dān)社會(huì)目標(biāo)的動(dòng)機(jī)就越強(qiáng)，對(duì)企業(yè)創(chuàng)新資源的擠占越明顯；另一方面市場(chǎng)化水平越低，國(guó)有上市公司面臨的外部監(jiān)管與競(jìng)爭(zhēng)壓力越小，管理層自利的動(dòng)機(jī)越強(qiáng)，創(chuàng)新意愿越低。因此，相對(duì)來(lái)講市場(chǎng)化進(jìn)程越低，企業(yè)治理水平越差，央企董事會(huì)試點(diǎn)的“治理”作用發(fā)揮越明顯，對(duì)國(guó)有上市公司創(chuàng)新的促進(jìn)作用也就越顯著。據(jù)此，本文提出假設(shè)6。

H6相對(duì)而言，企業(yè)所在地市場(chǎng)化進(jìn)程越低，央企董事會(huì)試點(diǎn)對(duì)國(guó)有上市公司創(chuàng)新的正向作用越顯著。

三、研究設(shè)計(jì)

(一)樣本和數(shù)據(jù)

考慮國(guó)資委的成立時(shí)間，本文選取研究期間是2003—2015年。基于國(guó)資委各官方網(wǎng)站、各中央企業(yè)的官方網(wǎng)站、巨潮資訊、以及百度等搜索引擎手工收集關(guān)于中央企業(yè)董事會(huì)試點(diǎn)名單及其實(shí)際實(shí)施年份。寶鋼等第一批試點(diǎn)企業(yè)2005年才真正實(shí)施建設(shè)規(guī)范董事會(huì)工作會(huì)議，為此，本文將2005—2013年間實(shí)施董事會(huì)試點(diǎn)的中央企業(yè)控股的國(guó)有上市公司定義為“處理組”，在此期間未實(shí)施或在2014年及其之后年度實(shí)施董事會(huì)試點(diǎn)的央企控股的國(guó)有上市公司定義為“控制組”。其余數(shù)據(jù)均來(lái)自CSMAR及Wind數(shù)據(jù)庫(kù)。為防止樣本期間內(nèi)不確定因素的變化以及更好的檢驗(yàn)央企董事會(huì)試點(diǎn)的成效，本文采用平衡面板數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證處理。檢驗(yàn)時(shí)，刪除了樣本期間內(nèi)發(fā)生民營(yíng)化以及控制權(quán)發(fā)生變更、企業(yè)主要財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)缺失、資產(chǎn)負(fù)債率大于1的樣本，并對(duì)主要連續(xù)變量進(jìn)行1%水平的Winsorize處理，最終得到2 644個(gè)有效觀測(cè)值。本文的統(tǒng)計(jì)分析軟件為Stata14.0。

(二)模型設(shè)定和變量定義

本文主要采用雙重差分模型(DID)分析央企董事會(huì)試點(diǎn)對(duì)國(guó)有上市公司創(chuàng)新的影響。參考余明桂等(2016)[31]、李文貴等(2017)[4]、盛丹等(2016)[32]等學(xué)者的做法設(shè)定待檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?/p>

Creativei,t=α+β1Treati,t*Posti,t+β2Treati,t+ΣControli,t+εi,t

(1)

其中，i表示國(guó)有上市公司，t表示年份；Creative表示企業(yè)創(chuàng)新，考慮到研發(fā)活動(dòng)(創(chuàng)新投入)不確定性特征，用創(chuàng)新產(chǎn)出(專利申請(qǐng)數(shù))衡量企業(yè)創(chuàng)新水平。然而國(guó)有企業(yè)的創(chuàng)新活動(dòng)可能是“面子工程”而非“真才實(shí)干”，因此，參考黎文靖和鄭曼妮(2016)[33]等學(xué)者的做法，用實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新，即發(fā)明專利(LnInv)表示企業(yè)創(chuàng)新水平，用非發(fā)明專利(LnPat)與專利申請(qǐng)總量(LnPatZ)做穩(wěn)健性檢驗(yàn)。Treat為分組虛擬變量，其中若中央企業(yè)在2005—2013年間實(shí)施了董事會(huì)建設(shè)工作，則其控股的國(guó)有上市公司取值為1；若央企在2014年及其之后年度實(shí)施以及未實(shí)施董事會(huì)試點(diǎn)工作，則其控股的國(guó)有上市公司取值為0。Post為試點(diǎn)時(shí)間虛擬變量，央企召開(kāi)規(guī)范董事會(huì)試點(diǎn)工作會(huì)議的當(dāng)年及其之后年度賦值為1，否則為0。在此，著重關(guān)注交互項(xiàng)Treat*Post的系數(shù)β1，其反映央企董事會(huì)試點(diǎn)實(shí)施對(duì)國(guó)有上市公司創(chuàng)新的影響情況。Control是系列控制變量。根據(jù)以往文獻(xiàn)[31，34-36]，主要控制了公司規(guī)模Size；托賓Q值；現(xiàn)金流Octa；固定資產(chǎn)比例Ppeta；資產(chǎn)負(fù)債率Lev；總資產(chǎn)收益率Roa；公司年齡Age；員工平均工資Staffwage；融資可得性Bankloan；企業(yè)成長(zhǎng)性Growth等變量。此外，還控制了年度和行業(yè)固定效應(yīng)。詳見(jiàn)表1變量定義表。

表1 變量定義表

變量名稱變量符號(hào)變量描述LnInvln(發(fā)明專利+1)創(chuàng)新LnPatln(實(shí)用新型+外觀設(shè)計(jì)+1)LnPatZln(發(fā)明專利+實(shí)用新型+外觀設(shè)計(jì)+1)分組虛擬變量Treat2005年—2013年間實(shí)施董事會(huì)試點(diǎn)的中央企業(yè)控股的國(guó)有上市公司為1,否則為0試點(diǎn)時(shí)間虛擬變量Post中央企業(yè)正式召開(kāi)規(guī)范董事會(huì)試點(diǎn)工作會(huì)議的當(dāng)年及其之后年度賦值為1,否則為0政策性負(fù)擔(dān)Ovci最優(yōu)資本密集程度殘差的絕對(duì)值控制權(quán)結(jié)構(gòu)Structure總經(jīng)理不兼任董事職務(wù)時(shí)取1,兼任董事時(shí)取2,兼任董事長(zhǎng)時(shí)取3所有權(quán)結(jié)構(gòu)Disp第二至第十大股東持股比例之和與第一大股東持股比例之比管理層自利PowerStructure與Disp標(biāo)準(zhǔn)化處理之和,若取值大于年度行業(yè)中值,取值為1,否則為0持股比例CG中央企業(yè)實(shí)際持股國(guó)有上市公司控制權(quán)比例公司規(guī)模Size公司總資產(chǎn)的自然對(duì)數(shù)現(xiàn)金流Octa公司經(jīng)營(yíng)活動(dòng)凈現(xiàn)金流量占總資產(chǎn)的比值固定資產(chǎn)比例Ppeta公司固定資產(chǎn)凈值占總資產(chǎn)的比值資產(chǎn)負(fù)債率Lev總負(fù)債/總資產(chǎn)總資產(chǎn)收益率Roa凈利潤(rùn)/總資產(chǎn)年齡Age公司上市年限的自然對(duì)數(shù)員工平均工資Staffwage支付給職工以及為職工支付的現(xiàn)金/企業(yè)員工總數(shù)企業(yè)成長(zhǎng)性Growth主營(yíng)業(yè)務(wù)收入增長(zhǎng)率融資可得性Bankloan(短期借款+長(zhǎng)期借款)/總資產(chǎn)年度Year年度虛擬變量行業(yè)Industry行業(yè)虛擬變量

四、實(shí)證結(jié)果與分析

(一)變量描述

表2報(bào)告了主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)特征。Treat均值為0.500 8，表明樣本組中控股股東實(shí)施了央企董事會(huì)試點(diǎn)的國(guó)有上市公司占比50.08%；在這部分實(shí)驗(yàn)組中，央企董事會(huì)試點(diǎn)實(shí)施之后的樣本為25.76%。以發(fā)明專利衡量的企業(yè)創(chuàng)新水平LnInv最小值為0，最大值為5.075 2，平均值為0.512 9，表明即使同為央企控股的國(guó)有上市公司，不同企業(yè)間創(chuàng)新水平存在較大差異；非發(fā)明專利LnPat與專利總量LnPatZ結(jié)果類同。CG為央企實(shí)際持股國(guó)有上市公司控制權(quán)比例，其均值為43.23%，從極值上看企業(yè)間差異明顯，但P25中位數(shù)值為32.28%，表明總體來(lái)講央企持股國(guó)有上市公司實(shí)際控制權(quán)的比例相對(duì)較高。

表2PanelB為差異性檢驗(yàn)。相對(duì)于未實(shí)施央企董事會(huì)試點(diǎn)的企業(yè)，試點(diǎn)的國(guó)有上市公司無(wú)論是發(fā)明專利LnInv、非發(fā)明專利LnPat還是專利總量LnPatZ均有顯著的提升。就實(shí)施央企董事會(huì)試點(diǎn)的處理組企業(yè)而言，試點(diǎn)前后企業(yè)的發(fā)明專利均值從實(shí)施前的0.522提高到0.678；非發(fā)明專利創(chuàng)新均值從0.759提高到1.306；專利總量均值從實(shí)施前的0.958提高到1.503。均值的單變量差異性檢驗(yàn)結(jié)果表明，相較于未實(shí)施央企董事會(huì)試點(diǎn)的國(guó)有上市公司，實(shí)施央企董事會(huì)試點(diǎn)的國(guó)有上市公司企業(yè)創(chuàng)新水平相對(duì)更高。進(jìn)一步而言，相比于試點(diǎn)實(shí)施前，央企控股上市公司在董事會(huì)試點(diǎn)實(shí)施后企業(yè)創(chuàng)新水平更高。

表2 變量描述

PanelA:描述性統(tǒng)計(jì)變量樣本量均值標(biāo)準(zhǔn)差最小值25%中位數(shù)中位數(shù)75%中位數(shù)最大值Treat2 6440.500 80.500 10.000 00.000 01.000 01.000 01.000 0Post2 6440.257 60.437 40.000 00.000 00.000 01.000 01.000 0LnInv2 6440.512 91.032 40.000 00.000 00.000 00.693 15.075 2LnPat2 6440.837 31.384 30.000 00.000 00.000 01.386 35.659 5LnPatZ2 6441.02 751.552 30.000 00.000 00.000 01.868 88.261 8CG2 64443.225 214.544 08.700 032.280 044.050 053.320 085.000 0Size2 64422.252 71.439 619.701 621.253 922.031 623.025 926.897 1Age2 6442.506 40.419 31.386 32.302 62.564 92.833 23.258 1Octa2 6440.048 40.076 8-0.189 50.006 50.044 80.089 10.288 9TobinQ2 6442.054 81.275 00.825 71.222 31.618 32.377 37.556 8Ppeta2 6440.299 70.204 70.004 50.136 00.250 00.453 50.800 0Lev2 6440.533 20.202 00.071 40.391 30.541 70.682 40.944 4Roa2 6440.028 60.056 3-0.190 50.008 90.026 80.052 40.180 8Staffwage2 64411.187 70.755 19.490 910.692 411.198 811.652 913.522 8Growth2 6440.408 11.188 0-0.681 7-0.041 20.127 70.414 49.184 1Bankloan2 6440.208 50.168 60.000 00.064 90.185 30.325 80.646 7

PanelB:差異性檢驗(yàn)未實(shí)施央企董事會(huì)控制組實(shí)施央企董事會(huì)試點(diǎn)處理組差異性檢驗(yàn)變量樣本量均值樣本量均值MeanDiffLnInv1 3200.4231 3240.602-0.179***LnPat1 3200.6341 3241.049-0.407***LnPatZ1 3200.8161 3241.238-0.421***央企董事會(huì)試點(diǎn)實(shí)施前央企董事會(huì)試點(diǎn)實(shí)施后差異性檢驗(yàn)變量樣本量均值樣本量均值MeanDiffLnInv6430.5226810.678-0.156**LnPat6430.7596811.306-0.548***LnPatZ6430.9586811.503-0.545***

注：***、**和*分別表示1%、5%和10%的顯著性水平，下同。

(二)央企董事會(huì)試點(diǎn)對(duì)國(guó)有上市公司創(chuàng)新影響

表3匯報(bào)了模型(1)央企董事會(huì)試點(diǎn)與國(guó)有上市公司創(chuàng)新的基本回歸結(jié)果。列(1)-(4)分別加入控制變量、行業(yè)和年份固定效應(yīng)的回歸結(jié)果，可見(jiàn)央企董事會(huì)試點(diǎn)Treat*Post與國(guó)有上市公司創(chuàng)新LnInv的回歸系數(shù)均為正，且至少在5%的顯著性水平下顯著。這表明，央企董事會(huì)試點(diǎn)促進(jìn)了國(guó)有上市公司的創(chuàng)新水平提升。此外，為克服可能存在的不隨時(shí)間變化的遺漏變量問(wèn)題，采用固定效應(yīng)模型重新回歸(見(jiàn)列(5))，基本結(jié)果不變。

(三)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了保證研究結(jié)論的穩(wěn)健性，進(jìn)行如下檢驗(yàn)。

1.平衡趨勢(shì)檢驗(yàn)

使用雙重差分的前提在于，早進(jìn)行央企董事會(huì)試點(diǎn)的企業(yè)與晚進(jìn)行央企董事會(huì)試點(diǎn)的企業(yè)(含未進(jìn)行)在試點(diǎn)實(shí)施前的創(chuàng)新水平應(yīng)該不存在系統(tǒng)差異，或即使存在差異，兩者發(fā)展趨勢(shì)應(yīng)該具有一致性。為此借鑒Moser和Voena(2012)[57]及郭峰和熊瑞祥(2017)[38]等學(xué)者的做法，驗(yàn)證這一平行性假說(shuō)是否滿足。具體設(shè)定模型如下

Creativei,t=α+β1Yeart+β2Treati,t+β3Treati,t*Yeart+ΣControli,t+εi,t

(2)

其中，Year為年度變量，其余設(shè)定與模型(1)相同。具體而言，逐年遞進(jìn)排除當(dāng)年及其之前年度實(shí)施央企董事會(huì)試點(diǎn)的樣本，比較央企董事會(huì)試點(diǎn)實(shí)施前處理組與控制組是否存在差異。檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表4PanelA，可見(jiàn)，樣本年度里Treat*Year的系數(shù)均不具顯著性，即表明試點(diǎn)實(shí)施前，兩組樣本的創(chuàng)新水平?jīng)]有明顯系統(tǒng)性差異，滿足平衡趨勢(shì)檢驗(yàn)。

2.衡量企業(yè)創(chuàng)新的其他指標(biāo)

借鑒黎文靖和鄭曼妮(2016)[33]、鐘昀珈等(2016)[39]等學(xué)者的研究，分別以非發(fā)明專利LnPat與專利申請(qǐng)總量LnPatZ作為國(guó)有上市公司創(chuàng)新的衡量指標(biāo)。結(jié)果見(jiàn)表4PanelB，基本結(jié)果依舊穩(wěn)健。

3.安慰劑檢驗(yàn)

盡管中央企業(yè)實(shí)施規(guī)范董事會(huì)建設(shè)是一個(gè)時(shí)間錯(cuò)列的多元外生沖擊，但仍然可能存在一些無(wú)法觀測(cè)到的變量而非央企董事會(huì)試點(diǎn)導(dǎo)致了國(guó)有上市公司創(chuàng)新的變化。因此，使用安慰劑檢驗(yàn)嘗試解決這一問(wèn)題。這一方法來(lái)自Cornaggia等(2015)[40]，其基本思路是，如果真的存在遺漏變量問(wèn)題，人為改變?cè)圏c(diǎn)實(shí)施的樣本范圍之后，上述結(jié)論將依然存在。把分組變量Treat和股票代碼Stkcd隨機(jī)匹配，組成一套虛擬的數(shù)據(jù)，然后進(jìn)行回歸(為保證隨機(jī)性，對(duì)上述過(guò)程進(jìn)行多次重復(fù)實(shí)驗(yàn))，結(jié)果如表4PanelB所示?？梢钥吹剑藭r(shí)解釋變量不再顯著，說(shuō)明不存在影響國(guó)有上市公司創(chuàng)新的遺漏變量。

表3 央企董事會(huì)試點(diǎn)與國(guó)有上市公司創(chuàng)新

變量創(chuàng)新(LnInv)OLSFE(1)(2)(3)(4)(5)Treat0.098 6**(2.057 2)0.028 1(0.604 9)-0.068 0(-1.433 2)-0.027 5(-0.576 1)—Treat*Post0.156 1**(2.565 1)0.171 8***(2.889 5)0.119 1**(2.043 6)0.135 3**(2.297 5)0.167 9***(3.639 0)Size—0.264 3***(10.565 8)0.244 1***(10.206 1)0.254 4***(10.718 1)0.121 8***(3.909 2)Age—-0.466 6***(-8.256 1)-0.342 7***(-6.148 8)-0.093 1(-1.451 5)0.3503**(2.452 0)Octa—-0.056 1(-0.247 4)0.035 0(0.160 2)0.203 7(0.981 8)0.069 7(0.348 5)TobinQ—0.058 6***(3.782 8)0.029 6**(2.003 2)0.055 4***(3.267 0)0.042 6**(2.546 0)Ppeta—-0.437 1***(-4.190 2)0.040 3(0.348 1)0.140 1(1.185 3)0.432 4***(2.974 5)Lev—-0.103 8(-0.824 3)-0.073 0(-0.584 9)0.133 2(1.039 2)0.211 2(1.416 5)Roa—0.234 3(0.672 3)0.610 5*(1.777 5)-0.070 7(-0.223 3)-0.202 3(-0.648 5)Staffwage—-0.026 1(-0.998 7)0.051 8**(2.046 2)0.103 8***(3.993 5)0.011 7(0.372 5)Growth—-0.066 2***(-5.846 7)-0.056 8***(-4.731 1)-0.046 5***(-3.714 1)-0.008 0(-0.630 9)Bankloan—-0.881 2***(-5.581 4)-0.714 6***(-4.491 9)-1.087 0***(-6.257 0)-0.621 6***(-3.567 9)Constant0.423 3***(16.373 1)-3.693 8***(-7.941 1)-4.897 3***(-10.562 8)-6.272 1***(-11.667 5)-3.274 0***(-4.221 0)Ind控制——控制控制Year控制—控制控制控制樣本量2 6442 6442 6442 6442 644調(diào)整R20.009 60.139 30.220 00.372 00.090 2

注：括號(hào)內(nèi)為t值，下同。

4.刪除試點(diǎn)當(dāng)年樣本觀測(cè)值的回歸結(jié)果

借鑒李文貴等(2017)[4]的研究，刪掉樣本企業(yè)試點(diǎn)實(shí)施當(dāng)年的觀測(cè)值，檢驗(yàn)樣本企業(yè)在試點(diǎn)前后創(chuàng)新水平的差異。相關(guān)回歸結(jié)果見(jiàn)表4PanelC，央企董事會(huì)試點(diǎn)仍顯著促進(jìn)了國(guó)有上市公司創(chuàng)新水平的提高。

5.滯后效應(yīng)

央企董事會(huì)試點(diǎn)對(duì)國(guó)有上市公司創(chuàng)新的影響可能存在滯后效應(yīng)。一方面，創(chuàng)新作為企業(yè)的長(zhǎng)期投資決策，不可能當(dāng)期見(jiàn)效；其次央企規(guī)范董事會(huì)建設(shè)的時(shí)間可能是下半年度，難以通過(guò)本年度企業(yè)創(chuàng)新水平檢測(cè)其成效，因此將企業(yè)創(chuàng)新水平滯后一期，觀察央企董事會(huì)試點(diǎn)對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的影響。結(jié)果見(jiàn)表4PanelC列(4)—(6)，基本結(jié)果依舊穩(wěn)健。

表4 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

Panel A:平衡趨勢(shì)檢驗(yàn)創(chuàng)新(LnInv)變量20032004200520062007Year0.851 6***(7.576 1)0.104 1(1.179 8)0.086 4(0.994 4)0.107 0(1.171 2)0.108 6(1.030 2)Treat0.056 6(1.322 4)0.051 8(1.214 5)0.049 0(1.134 3)0.076 3*(1.727 1)0.071 2(1.621 1)Treat*Year-0.168 0(-1.619 6)-0.105 8(-1.005 4)-0.023 8(-0.228 3)-0.062 3(-0.488 2)0.006 7(0.047 4)Control控制控制控制控制控制Ind & Year控制控制控制控制控制Constant-7.001 6***(-11.628 9)-6.235 6***(-11.613 7)-5.555 0***(-10.443 0)-4.834 1***(-8.160 1)-4.832 5***(-8.159 3)樣本量2 6442 6442 4862 1552 155調(diào)整R20.371 00.370 80.352 90.358 10.358 1創(chuàng)新(LnInv)變量20082009201020112012Year0.208 6**(1.980 9)0.166 8(1.495 4)0.217 5*(1.865 4)0.256 1**(1.972 5)0.203 3(1.515 8)Treat0.083 5*(1.891 0)0.071 8(1.593 4)0.059 4(1.279 2)0.062 2(1.031 9)-0.295 7***(-4.624 6)Treat*Year-0.155 9(-1.187 7)-0.009 7(-0.066 9)0.059 8(0.370 1)0.006 7(0.034 3)0.145 8(0.634 5)Control控制控制控制控制控制Ind &Year控制控制控制控制控制Constant-4.830 3***(-8.148 8)-4.371 5***(-7.271 3)-4.276 6***(-7.020 4)-4.298 0***(-6.379 6)-3.347 5***(-5.181 3)樣本量2 1552 0392 0131 7291 570調(diào)整R20.358 50.379 20.375 80.407 70.335 9Panel B:替換創(chuàng)新指標(biāo) & 安慰劑檢驗(yàn)變量其他指標(biāo)衡量企業(yè)創(chuàng)新安慰劑檢驗(yàn)LnPatInPatZLnPatInPatZLnInvLnPatInPatZ(1)(2)(3)(4)(5)(6)(7)Treat-0.022 7(-0.368 8)-0.040 6(-0.587 4)——-0.011 2(-0.320 7)-0.042 0(-0.935 5)-0.054 7 (-1.093 7) Treat*Post0.241 9***(3.112 8)0.278 2***(3.326 1)0.214 0***(3.875 8)0.270 7***(2.781 4) 0.066 9(1.100 3)0.098 5(1.191 4)0.138 2(1.564 6)Control控制控制控制控制控制控制控制Ind &Year控制控制控制控制控制控制控制Constant-6.552 4***(-9.985 1)-8.377 5***(-11.146 6) -4.654 8***(-5.014 9)-4.259 0**(-2.178 1)-6.202 7***(-11.499 5)-6.400 2***(-9.708 7)-8.223 3***(-10.888 9)

(四)作用機(jī)制檢驗(yàn)

前文分析中，暗含了一個(gè)關(guān)鍵假設(shè)，即央企董事會(huì)試點(diǎn)緩解管理層自利行為、增強(qiáng)創(chuàng)新意愿；降低政策性負(fù)擔(dān)、釋放創(chuàng)新資源兩條路徑促進(jìn)了國(guó)有上市公司創(chuàng)新。為此，使用溫忠麟等(2014)[41]總結(jié)的中介效應(yīng)分析方法予以驗(yàn)證，具體模型設(shè)定如下

Mechanismi,t=δ0+δ1Treati,t+δ2Treati,t*Posti,t+ΣControli,t+εi,t

(3)

Creativei,t=φ0+φ1Treati,t+φ2Treati,t*Posti,t+φ3Mechanismi,t+ΣControli,t+εi,t

(4)

其中，下標(biāo)i和t分別表示公司和年度；Mechanism代表中介變量，分別為管理層自利Power和政策性負(fù)擔(dān)Ovci；其余變量與模型(1)相同，不再贅述；ε為各模型對(duì)應(yīng)的隨機(jī)干擾項(xiàng)。

1.管理層自利Power測(cè)度

借鑒白俊和連立帥(2014)[42]的做法，以管理層權(quán)利衡量管理層自利行為。其中，管理層權(quán)利大小取決于兩方面力量的對(duì)比，一是管理層與董事之間的力量分布；二是來(lái)自股東的監(jiān)督與制衡；分別以控制權(quán)結(jié)構(gòu)和所有權(quán)結(jié)構(gòu)予以衡量。具體而言，控制權(quán)結(jié)構(gòu)Structure定義為：總經(jīng)理不兼任董事職務(wù)取1，兼任董事時(shí)取2，兼任董事長(zhǎng)時(shí)取3；所有權(quán)結(jié)構(gòu)Disp定義為第二至第十大股東持股比例之和與第一大股東持股比例之比。并對(duì)Structure和Disp標(biāo)準(zhǔn)化處理后之和衡量管理層權(quán)利Power，若企業(yè)i在t年度Power的取值高于年度行業(yè)中值，則Power取1，表明企業(yè)存在管理層自利，否則為0。

2.政策性負(fù)擔(dān)Ovci測(cè)度

借鑒林毅夫等(2004)[16]、白俊和連立帥(2014)[42]等學(xué)者的做法，通過(guò)估計(jì)最優(yōu)資本密集程度，測(cè)算企業(yè)實(shí)際資本密集程度與要素稟賦所決定的最優(yōu)資本密集程度的偏離程度(以殘差δ表示)，正殘差為戰(zhàn)略性負(fù)擔(dān)；負(fù)殘差為冗員雇傭，即社會(huì)性負(fù)擔(dān)。故以殘差δ的絕對(duì)值作為政策性負(fù)擔(dān)(Ovci)的度量，Ovci值越大，企業(yè)實(shí)際承擔(dān)的政策性負(fù)擔(dān)越多。模型具體設(shè)定如下

Ci,t=β0+β1Sizei,t-1+β2Levi,t-1+β3Roai,t-1+β4Growthi,t-1+β5Ppetai,t-1+ΣZone+ΣIndustry+ΣYear+δ

(5)

其中，Ci,t表示企業(yè)資本密集度，用資本除以勞動(dòng)力表示；Zone為地區(qū)變量，其余變量與前文同，不再贅述。

表5 央企董事會(huì)試點(diǎn)與國(guó)有上市公司創(chuàng)新：作用機(jī)制檢驗(yàn)

變量管理層自利Power政府干預(yù)Ovic企業(yè)創(chuàng)新LnInv(1)(2)(3)(4)Treat-0.302 3***(-2.654 5)4.224 9**(2.268 7)-0.155 3***(-3.211 9)-0.012 7(-0.239 4)Treat*Post-0.060 4(-0.453 5)-2.615 1**(-2.217 9)0.2744***(4.577 7)0.122 6**(1.967 3)Power——-0.013 0(-0.379 1)—Ovic———-0.001 0**(-2.533 3)Size0.010 4(0.252 8)-0.365 7*(-1.909 4)0.2801***(11.508 3)0.255 6***(10.352 3)Age1.522 5***(9.066 4)6.699 9**(2.409 3)-0.137 8**(-2.082 2)-0.113 3(-1.488 2)Octa-0.117 0(-0.184 7)0.938 7(0.576 0)0.098 8(0.455 3)0.290 5(1.290 8)TobinQ0.199 5***(4.417 5)0.016 9(0.095 2)0.053 0***(3.203 7)0.057 1***(3.215 0)Ppeta-0.256 7(-0.871 4)7.691 0***(2.657 0)0.117 2(1.043 0)0.145 8(1.163 6)Lev0.814 0***(2.578 6)-1.059 5(-1.009 2)-0.238 6**(-2.002 4)0.144 9(1.100 4)Roa2.296 9**(2.477 9)3.873 6(1.235 6)-0.214 0(-0.652 7)0.064 2(0.193 5)StaffwAge0.072 3(0.980 3)5.274 1**(2.436 1)0.111 9***(4.390 8)0.103 5***(3.538 1)Growth0.051 4(1.266 9)0.115 4(0.826 5)-0.050 1***(-4.111 0)-0.052 3***(-3.824 1)Bankloan0.762 8*(1.897 1)6.917 9**(2.157 3)-0.843 9***(-5.389 8)-1.142 4***(-6.278 5)Ind控制控制控制控制Year控制控制控制控制Constant-3.887 2***(-3.411 2)-72.488 6**(-2.406 0)-6.783 7***(-12.685 1)-7.093 9***(-10.924 8)樣本量2 6322 4252 6442 425調(diào)整R20.101 90.113 80.298 00.379 8

注：R2為Pseudo R2或調(diào)整R2

表5報(bào)告了央企董事會(huì)試點(diǎn)促進(jìn)國(guó)有上市公司創(chuàng)新的作用機(jī)制的回歸結(jié)果。中介變量分別為管理層自利Power和政策性負(fù)擔(dān)Ovci。根據(jù)中介效應(yīng)分析步驟[41]。

第一步，被解釋變量國(guó)有上市公司創(chuàng)新LnInv與解釋變量央企董事會(huì)試點(diǎn)Treat*Post進(jìn)行回歸(表3)，系數(shù)顯著為正，表明試點(diǎn)促進(jìn)了國(guó)有上市公司創(chuàng)新水平的提升；

第二步，對(duì)模型(3)，即中介變量管理層自利Power(政策性負(fù)擔(dān)Ovic)與解釋變量央企董事會(huì)試點(diǎn)Treat*Post進(jìn)行回歸，結(jié)果見(jiàn)表5，央企董事會(huì)試點(diǎn)與政策性負(fù)擔(dān)系數(shù)顯著為負(fù)，與管理層自利系數(shù)雖為負(fù)，但不顯著；

第三步，對(duì)模型(4)，將被解釋變量國(guó)有上市公司創(chuàng)新LnInv、解釋變量央企董事會(huì)試點(diǎn)Treat*Post以及中介變量管理層自利Power(政策性負(fù)擔(dān)Ovic)放入同一模型中進(jìn)行回歸，檢驗(yàn)系數(shù)的顯著性和方向。結(jié)果見(jiàn)表5，央企董事會(huì)試點(diǎn)Treat*Post系數(shù)均顯著為正，中介變量政策性負(fù)擔(dān)Ovic的系數(shù)顯著為負(fù)，管理層自利Power的系數(shù)雖為負(fù)，但不顯著；

第四步，根據(jù)系數(shù)的符號(hào)及顯著性判斷中介效應(yīng)是否成立。根據(jù)中介效應(yīng)判斷標(biāo)準(zhǔn)，綜合模型(1)、(3)和(4)可見(jiàn)，從政策性負(fù)擔(dān)機(jī)制來(lái)看，模型(3)中解釋變量Treat*Post的系數(shù)(-2.615 1)與模型(4)中介變量Ovic的系數(shù)(-0.001 0)之積為正，與模型(4)中解釋變量Treat*Post的系數(shù)同號(hào)，且均在5%的顯著性水平下顯著，說(shuō)明政策性負(fù)擔(dān)的部分中介效應(yīng)存在。對(duì)于管理層自利機(jī)制而言，由于模型(3)中解釋變量與模型(4)中介變量的系數(shù)均不顯著，故利用Sobel及Iacobucci的方法進(jìn)行檢驗(yàn)[43-44]，結(jié)果見(jiàn)表6，檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量的z值分別為0.290 9和0.148 1，小于0.1顯著性水平下的臨界值，中介效應(yīng)不顯著。

表6 中介效應(yīng)檢驗(yàn)

變量δ2Sδ2 φ3Sφ3Sobel檢驗(yàn)Iacobucci檢驗(yàn)Power-0.060 40.133 1-0.013 00.034 30.290 90.148 1

注：S分別為對(duì)應(yīng)系數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)誤。

五、拓展性研究

(一)股權(quán)結(jié)構(gòu)差異

關(guān)于股權(quán)結(jié)構(gòu)分組，借鑒李文貴等(2017)的做法，依據(jù)年度央企對(duì)控股公司持股比例的中位數(shù)，將國(guó)有上市公司分為持股比例高和持股比例低兩個(gè)子樣本。分組結(jié)果見(jiàn)表7列(1)—(2)，在央企持股比例較低的組別中，Treat*Post的系數(shù)顯著為正，而在持股比例較高的樣本企業(yè)中不顯著。這表明，相對(duì)而言，央企董事會(huì)試點(diǎn)對(duì)國(guó)有上市公司創(chuàng)新的促進(jìn)作用對(duì)央企持股比例較低的企業(yè)更為顯著，與前文理論分析一致，驗(yàn)證了假說(shuō)3b。

(二)金字塔結(jié)構(gòu)差異

參考江軒宇(2016)、劉行和李小榮(2012)等相關(guān)研究，以金字塔層級(jí)高低進(jìn)行分組，結(jié)果見(jiàn)表7列(3)—(4)。相較于金字塔層級(jí)較低組，央企董事會(huì)試點(diǎn)對(duì)較高組的正向促進(jìn)作用較顯著。如前所述，隨著金字塔層級(jí)的增加，公司可能受到的利益侵占和政策性負(fù)擔(dān)轉(zhuǎn)嫁越嚴(yán)重，企業(yè)創(chuàng)新水平越低下，而董事會(huì)試點(diǎn)作為央企內(nèi)部治理機(jī)制的有效路徑，有益于緩解控股股東的侵占效應(yīng)，促進(jìn)國(guó)有上市公司創(chuàng)新。從而驗(yàn)證了假說(shuō)4。

(三)壟斷性質(zhì)差異

依據(jù)國(guó)務(wù)院對(duì)自然壟斷行業(yè)的定義[注]國(guó)務(wù)院2015年9月23日頒布的《國(guó)務(wù)院關(guān)于國(guó)有企業(yè)發(fā)展混合所有制經(jīng)濟(jì)的意見(jiàn)》對(duì)自然壟斷的定義，認(rèn)定石油、天然氣、鐵路、民航、電信、軍工為自然壟斷行業(yè)，其余為非自然壟斷行業(yè)。將樣本劃分為壟斷性與競(jìng)爭(zhēng)性國(guó)有上市公司。分組回歸結(jié)果見(jiàn)表7列(5)—(6)，Treat*Post的系數(shù)在競(jìng)爭(zhēng)性國(guó)有上市公司中顯著為正，而在壟斷性國(guó)有上市公司中不顯著。這表明相較于壟斷性國(guó)有上市公司，競(jìng)爭(zhēng)性國(guó)有上市公司的創(chuàng)新受央企董事會(huì)試點(diǎn)的提升作用更大。為排除樣本偏誤的影響，還對(duì)試點(diǎn)前組間差異進(jìn)行了檢驗(yàn)，并未發(fā)現(xiàn)兩者之間的創(chuàng)新水平存在顯著差異，進(jìn)而可以保證基本結(jié)論的穩(wěn)健性。這一結(jié)論驗(yàn)證了假說(shuō)5。

表7 央企董事會(huì)試點(diǎn)與國(guó)有上市公司創(chuàng)新：異質(zhì)性影響

變量股權(quán)結(jié)構(gòu)金字塔結(jié)構(gòu)壟斷性質(zhì)市場(chǎng)化進(jìn)程低高低高競(jìng)爭(zhēng)性壟斷性低高(1)(2)(3)(4)(5)(6)(7)(8)Treat-0.092 2(-1.347 8)-0.001 6(-0.024 4)0.012 8(0.185 3)0.102 7(1.485 9)-0.042 8(-0.810 3)0.186 1(1.436 0)-0.084 1(-1.199 3)0.020 0(0.274 4)Treat*Post0.221 8***(2.964 5)0.087 1(1.055 4)0.132 5(1.644 7)0.208 0***(2.802 0)0.158 6***(2.600 1)0.006 0(0.039 3)0.182 6**(2.274 3)0.109 2(1.406 5)Size0.252 0***(9.742 3)0.191 2***(6.514 9)0.012 8(0.185 3)0.102 7(1.485 9)0.235 6***(11.4405)0.328 4***(7.456 7)0.172 5***(5.557 2)0.269 2***(10.196 5)Age-0.191 5*(-1.854 4)-0.023 9(-0.256 3)0.271 2***(10.571 6)0.179 8***(6.798 2 )-0.161 8**(-2.143 2)0.179 1(1.046 0)-0.144 3(-1.452 3)0.025 4(0.255 3)Octa-0.149 1(-0.461 1)0.294 4(0.806 9)-0.242 5**(-2.400 9)0.105 0(1.152 5)0.139 3(0.522 2)0.594 2(0.824 8)0.286 0(0.789 3)-0.029 4(-0.088 2)TobinQ0.053 2**(2.384 9)0.058 1**(2.039 3)0.226 5(0.666 6)0.094 0(0.302 2)0.048 8**(2.521 9)0.092 6**(2.038 5)0.010 3(0.368 0)0.056 1**(2.409 0)Ppeta-0.000 5(-0.002 6)0.330 8(1.600 8)0.034 9(1.320 4)0.048 9**(2.1751 )-0.023 1(-0.150 2)0.625 8*(1.747 1)0.048 4(0.247 9)0.097 2(0.446 0)Lev0.595 0***(3.403 3)-0.015 9(-0.077 6)0.208 5(1.020 7)0.183 7(0.986 8)0.116 5(0.769 7)0.079 1(0.234 6)0.517 0***(2.595 5)0.058 4(0.296 3)Roa0.002 3(0.004 8)0.204 4(0.369 7)0.345 4*(1.710 9)-0.015 2(-0.086 8)0.050 1(0.123 9)-0.488 7(-0.508 6)-0.329 4(-0.662 6)0.242 6(0.454 2)StaffwAge0.150 2***(3.725 3)0.086 8**(2.039 0)0.073 9*(1.772 5)0.151 3***(3.616 1)0.108 5***(3.476 9)0.107 1(0.987 0)0.118 0**(2.465 8)0.148 0***(3.648 9)Growth-0.041 7*(-1.851 0)-0.027 4(-1.311 0)-0.076 0***(-3.259 1)-0.009 1(-0.457 8)-0.038 2**(-2.312 0)-0.111 4**(-2.485 6)-0.033 6(-1.313 7)-0.040 7**(-2.091 9)Bankloan-1.450 7***(-6.531 8)-0.777 4***(-3.040 6)-1.508 9***(-6.094 4)-0.632 0***(-2.839 8)-1.164 4***(-6.438 2)-0.029 4(-0.057 5)-1.267 3***(-5.314 0)-1.184 5***(-4.737 2)Ind 控制控制控制控制控制控制控制控制Year控制控制控制控制控制控制控制控制Cons-6.676 7***(-9.323 5)-4.937 8***(-6.289 7)-6.006 7***(-8.838 6)-5.642 5***(-6.621 2)-5.792 2***(-10.293 0)-8.060 2***(-6.215 2)-4.727 5***(-5.973 0)-7.157 1***(-9.505 7)樣本量1 3611 2831 4681 1762 1994451 2741 370調(diào)整R20.41 270.421 80.416 10.380 40.359 70.441 70.305 30.481 1

(四)市場(chǎng)化水平差異

本文依據(jù)2014年樊綱市場(chǎng)化進(jìn)程指數(shù)衡量市場(chǎng)化水平，按照均值高低進(jìn)行分組，結(jié)果見(jiàn)表7列(7)-(8)，在市場(chǎng)化進(jìn)程較低的樣本組中，Treat*Post的系數(shù)至少在5%的顯著性水平下顯著為正，但在市場(chǎng)化進(jìn)程較高的樣本組中并未發(fā)現(xiàn)類似結(jié)論。這表明，央企董事會(huì)試點(diǎn)對(duì)國(guó)有上市公司創(chuàng)新水平的影響在市場(chǎng)化水平較低的地區(qū)更為顯著。該結(jié)論驗(yàn)證了假說(shuō)6。

六、結(jié)論

本文基于國(guó)資委2004年起逐步實(shí)施的央企董事會(huì)試點(diǎn)這一政策背景，手工收集2003—2015年央企規(guī)范董事會(huì)的實(shí)施數(shù)據(jù)，采用雙重差分模型實(shí)證檢驗(yàn)董事會(huì)試點(diǎn)的實(shí)施效果。研究發(fā)現(xiàn)：第一，央企董事會(huì)試點(diǎn)與國(guó)有上市公司創(chuàng)新顯著正相關(guān)，這表明，董事會(huì)試點(diǎn)下央企治理結(jié)構(gòu)的優(yōu)化顯著促進(jìn)了國(guó)有上市公司創(chuàng)新水平的提升。第二，就央企董事會(huì)試點(diǎn)影響國(guó)有上市公司創(chuàng)新的作用路徑，董事會(huì)試點(diǎn)優(yōu)化了央企內(nèi)部治理結(jié)構(gòu)，降低了其對(duì)控股公司的利益侵占與政策性負(fù)擔(dān)轉(zhuǎn)嫁，釋放創(chuàng)新資源，促進(jìn)了國(guó)有上市公司創(chuàng)新水平的提高。遺憾的是，盡管理論上講，央企治理結(jié)構(gòu)的優(yōu)化有助于發(fā)揮控股股東的監(jiān)督效應(yīng)，抑制國(guó)有上市公司管理層自利對(duì)創(chuàng)新的不利影響，但實(shí)證檢驗(yàn)并未驗(yàn)證。第三，從企業(yè)異質(zhì)性來(lái)看，試點(diǎn)前企業(yè)受控股股東治理缺陷的負(fù)面影響越大、外部替代治理機(jī)制越匱乏，董事會(huì)試點(diǎn)的治理效果越明顯，國(guó)有上市公司創(chuàng)新水平的提升越顯著。

本文的政策含義在于：(1)央企董事會(huì)試點(diǎn)是國(guó)企改革的重要舉措，要不斷深化央企董事會(huì)試點(diǎn)的改革力度，保障試點(diǎn)實(shí)施舉措落地。一方面要明晰政企關(guān)系、降低行政干預(yù)，減少對(duì)央企及國(guó)有上市公司經(jīng)營(yíng)活動(dòng)的負(fù)面影響；另一方面，正如本文研究所示，盡管試點(diǎn)央企均進(jìn)行了董事會(huì)建設(shè)，但其作為控股股東監(jiān)督作用的發(fā)揮仍舊有限。因此，要嚴(yán)格按照現(xiàn)代企業(yè)制度要求，賦予董事會(huì)完全市場(chǎng)化、法制化、規(guī)范化的權(quán)力，成為真正的企業(yè)決策機(jī)構(gòu)。(2)在央企董事會(huì)試點(diǎn)的推進(jìn)過(guò)程中，要不斷推進(jìn)市場(chǎng)化改革，發(fā)揮政府與市場(chǎng)的良性關(guān)系。市場(chǎng)的外部治理機(jī)制與企業(yè)內(nèi)部治理機(jī)制互為助益，正如本文所發(fā)現(xiàn)，盡管同為央企控股的國(guó)有上市公司，企業(yè)所處地的市場(chǎng)化程度越高，其創(chuàng)新水平受央企治理缺陷的負(fù)面影響越小。因此，要不斷推進(jìn)市場(chǎng)化改革，為深化央企治理改革創(chuàng)造良好的市場(chǎng)環(huán)境。

本文對(duì)央企董事會(huì)試點(diǎn)的實(shí)施效果進(jìn)行了檢驗(yàn)。盡管進(jìn)行了一些有益的探索與嘗試，但仍舊存在以下不足：第一，央企董事會(huì)試點(diǎn)的實(shí)施效果檢驗(yàn)過(guò)于理論化。央企董事會(huì)試點(diǎn)的實(shí)施，外部董事的選聘及依法賦予董事會(huì)法定權(quán)利是核心舉措，就其究竟是“面子工程”還是“真才實(shí)干”本文沒(méi)有考慮，是接下來(lái)的研究方向。第二，本文機(jī)制檢驗(yàn)中，雖然發(fā)現(xiàn)央企董事會(huì)試點(diǎn)并沒(méi)有起到強(qiáng)化監(jiān)督、抑制國(guó)有上市公司管理層自利，促進(jìn)其創(chuàng)新水平提升的作用效果，但究其原因，本文并未做進(jìn)一步更深入的探討。這與第一點(diǎn)不足存在一定關(guān)聯(lián)，也是接下來(lái)的研究方向所在。