中央企業(yè)董事會試點改革對子公司治理效率的影響

王桂英 岳仕巖 張偉

【摘要】為建立健全公司治理結構，使中央企業(yè)規(guī)范行使其對國有上市公司的股東權利，國務院國資委于2004年6月開始對中央企業(yè)逐步實施董事會試點改革?；谶@一外生事件，以2004 ～ 2018年滬深交易所中央企業(yè)控股上市公司為樣本，研究中央企業(yè)董事會試點改革是否能夠提高其控股子公司的治理效率。通過實證檢驗發(fā)現(xiàn)：中央企業(yè)董事會試點改革顯著提高了其控股上市公司的高管變更業(yè)績敏感性，并且外部董事比例越高，高管變更業(yè)績敏感性越高;具有高管背景的外部董事在試點中央企業(yè)集團公司董事會中的比例越高，中央企業(yè)集團控股的上市公司高管變更業(yè)績敏感性越高。

【關鍵詞】中央企業(yè);高管變更;經營業(yè)績;董事會試點改革;外部董事;公司治理

【中圖分類號】 F276.1 ? ? 【文獻標識碼】A ? ? ?【文章編號】1004-0994（2020）09-0130-8

一、引言

國有企業(yè)的治理效率低下問題一直備受詬病，如何提升國有企業(yè)的治理效率是政府和學術界長久以來共同關注的話題。政府在許多方面進行了改革，其中國務院國資委于2004年6月發(fā)起建立和完善國有獨資公司董事會試點工作，通過建立規(guī)范化的公司治理結構，提高公司治理效率，充分發(fā)揮企業(yè)的自主經營權。針對改革效果，目前主要有兩種觀點：一種觀點認為，中央企業(yè)的內部治理機制及其運行效率在進行董事會試點工作以來得到了實質性的改善，而且作為控股股東，中央企業(yè)集團在降低其控股公司代理問題、促進公司經營績效提升等方面也發(fā)揮了積極作用[1] ;另一種觀點則認為，中央企業(yè)董事會中部分外部董事僅是“花瓶”，董事會職權并沒有得到有效落實，許多公司治理問題也沒有得到有效遏制[2] 。因此，本文基于委托代理理論，從控股股東的角度出發(fā)對中央企業(yè)董事會試點改革的經濟后果進行分析和檢驗。

當公司治理機制有效運轉時，控股股東將會有效監(jiān)督企業(yè)的日常經營活動、投資活動等，從而抑制企業(yè)高管的投機行為，有效發(fā)揮控股股東的治理作用。但是作為部分上市公司的控股股東，中央企業(yè)集團存在一些固有的治理缺陷。首先，部分中央企業(yè)集團在成立初期沒有設立股東大會與董事會，在企業(yè)內部治理機制缺失的情況下，政府機構對中央企業(yè)集團行使控股股東職權時將會忽略企業(yè)的經濟目標以及長期穩(wěn)定的發(fā)展以追求政治目標，從而帶來過度的政治干預問題;其次，由于缺乏客觀獨立存在的監(jiān)督機構，由國資委任命且自身具有一定行政級別的中央企業(yè)管理者權力過大，導致了嚴重的內部人控制問題[3] 。這些中央企業(yè)集團本身固有的治理問題所帶來的代理成本以及過度行政干預等問題，將會大大削弱中央企業(yè)作為控股股東對其控股上市公司本應發(fā)揮的監(jiān)督作用。

那么，中央企業(yè)董事會的建立與完善將會如何影響其控股上市公司的治理效率呢？一方面，建立完善的董事會以后，國資委將賦予新成立的董事會部分職權，如企業(yè)重大投融資的決策權、企業(yè)長短期經營計劃、下屬企業(yè)的股東權利和企業(yè)高管的考核權、選聘權等，這將在一定程度上減少國資委對中央企業(yè)及其控股上市公司的行政干預;另一方面，董事會試點改革要求中央企業(yè)在董事會中引入外部董事，并設立戰(zhàn)略委員會、提名委員會、薪酬與考核委員會以及法律風險監(jiān)控委員會等，充分發(fā)揮外部董事對中央企業(yè)高管的監(jiān)督作用以及在企業(yè)日常經營、重大投融資決策中的作用[4] ，這將有助于中央企業(yè)決策權與執(zhí)行權的分離，緩解企業(yè)負責人權力過大以及行政干預過度等問題。因此，董事會試點改革將促使中央企業(yè)優(yōu)化內部治理結構，形成更科學的決策體制和權力制衡機制。中央企業(yè)在履行其股東權利的過程中，將會更客觀地從市場化的角度監(jiān)督其控股上市公司的日常經營活動，進而提高上市公司的治理效率。

基于上述背景，本文選取滬深交易所中央企業(yè)控股上市公司2004 ～ 2018年的數(shù)據(jù)檢驗中央企業(yè)董事會試點改革帶來的影響。研究發(fā)現(xiàn)，在實施董事會試點改革后，上市公司的高管變更業(yè)績敏感性得到提高，表明中央企業(yè)董事會試點改革能夠提高其控股上市公司的治理效率，并且外部董事比例越高的公司，其控股國有上市公司高管變更業(yè)績敏感性越高。進一步檢驗發(fā)現(xiàn)，具有高管背景外部董事越多的公司，其控股子公司高管變更業(yè)績敏感性越高。

本文的貢獻主要有：第一，自2004年6月國資委正式啟動中央企業(yè)董事會試點改革以來，有關董事會試點改革效果的討論從未間斷。但是，無論是肯定試點改革的積極作用還是批評試點改革的不足，相關爭議都始終只停留在觀點的爭論上。本文采用實證方法，全面檢驗董事會試點改革對中央企業(yè)控股國有上市公司治理效率的影響，為董事會試點改革能夠提高國有上市公司治理效率這一觀點提供嶄新的實證證據(jù)。第二，本文基于上市公司控股股東從沒有董事會到設立董事會這一外生事件，分析了董事會制度安排對上市公司高管變更業(yè)績敏感性的影響，進而為董事會治理機制的完善能提高公司治理效率這一觀點提供了系統(tǒng)和全面的經驗證據(jù)。此外，本文的研究還具有一定的現(xiàn)實意義，對中央企業(yè)進一步推進和深化治理改革具有重要的政策含義。

二、理論分析與研究假設

（一）董事會試點改革與高管變更業(yè)績敏感性

公司治理的根本目的在于解決因所有權和管理權分離所引起的代理問題，而能否識別并撤換管理能力不佳的高管則被認為是公司治理機制是否有效的重要標識之一[5] 。也就是說，如果公司治理機制是有效運行的，那么當公司的經營業(yè)績不佳時，高管將會被及時更換。對于公司績效與高管變更之間的相關性問題，國內外學者進行了大量研究和討論。朱紅軍[6] 對1996 ～ 1998年發(fā)生高管變更的公司進行了實證研究，發(fā)現(xiàn)公司經營業(yè)績不佳是導致高管變更的重要原因。

除了企業(yè)經營業(yè)績，非經濟性的政治因素也是影響公司高管變更的重要因素[7] 。因此，當公司自身或公司高管具有較強的政治關聯(lián)時，公司高管的變更可能并不是因為其自身經營管理能力較差，而是公司治理機制無法有效運轉。Cannella和Lubatkin[8] 通過研究發(fā)現(xiàn)，公司高管的社會政治影響力會影響總經理的正常選聘機制，從而弱化了公司高管變更業(yè)績敏感性。他們通過實證研究驗證了這一結論，即只有當公司高管社會和政治影響力較弱時，經營業(yè)績較差的公司才會將高管更換為外部的職業(yè)經理人。一方面，在我國特殊的制度背景下，作為國有企業(yè)的主要出資人，高管人員的任命和罷免權一直掌握在各級政府手中。由于政府的社會福利最大化目標與企業(yè)的經濟利潤最大化目標之間存在各種各樣的沖突，因此國有企業(yè)高管的勞動力市場與純市場經濟的職業(yè)經理人市場之間存在天然的差異。另一方面，國有企業(yè)由于自身具有國有股權性質，政府出于便于管理和調控的目的會優(yōu)先對公司施加一些非經濟目標，其高管的任命也大多是由政府進行委派[9] 。因此，相對于非國有企業(yè)，國有企業(yè)高管變更業(yè)績敏感性較低。

董事會被廣泛認為是最重要的公司內部治理機制之一，中央企業(yè)母公司的董事會試點改革可以通過加強對管理層的監(jiān)督和參與重要的公司決策來提高其子公司高管變更業(yè)績敏感性。

首先，正如前文所述，國有企業(yè)的高管變更業(yè)績敏感性較低的主要原因是政府過多干預企業(yè)經營活動，以及當企業(yè)業(yè)績下滑時國有企業(yè)的高管能夠憑借其在位優(yōu)勢和政治背景免受責難[10] 。在董事會試點改革開始時，國資委要求中央企業(yè)母公司建立和完善董事會，并將有關融資、投資、戰(zhàn)略、高管選拔以及評估的決策權逐漸下放給新成立的董事會。國資委將其權力部分下放到中央企業(yè)母公司新成立的董事會，使董事會能夠代表國資委監(jiān)督最高管理層，從而對公司進行有效的戰(zhàn)略控制和監(jiān)督，減少政府對企業(yè)的經營干預，提高公司治理效率。因此，本文認為，隨著決策權的增加，新成立的董事會可以減少政府干預，進而提高高管變更業(yè)績敏感性。

其次，董事會試點改革引入了外部董事以提高董事會的獨立性。董事會的獨立性已被廣泛認為是監(jiān)督公司內部人員的有效機制，國資委發(fā)起中央企業(yè)董事會試點改革，建立外部董事制度，并逐步增加外部董事在董事會中的比例，使董事會能夠做出獨立于企業(yè)內部人員的客觀判斷。此外，由于外部董事往往是知名商業(yè)或會計專業(yè)人士，他們對自己聲譽的關注也將會增加其履職動力。因此，隨著董事會獨立性的提高，中央企業(yè)母公司能夠加強對公司高管的監(jiān)督，從而提高高管變更業(yè)績敏感性。

最后，董事會試點改革以選聘、評價、考核、獎懲為重點，可以加強對公司高管的監(jiān)督和考核?！瓣P系論”認為，影響中央企業(yè)高管變更的主要因素是政治關系網(wǎng)絡而不是經濟績效，但是中央企業(yè)集團作為一個生產單位，相較于地方國有企業(yè)，其承擔的主要責任為經濟責任，而非政治和社會責任。中央企業(yè)負責人作為企業(yè)實際的管理者，制定企業(yè)的戰(zhàn)略決策，能夠在較大程度上決定企業(yè)集團的經營績效。因此，對中央企業(yè)高管的考核體系中業(yè)績考核占了更多權重[11] 。在董事會試點改革之后，通過加強董事會及外部董事對高管的監(jiān)督和考核，能夠降低政治關系對高管變更的影響，進而提高高管變更業(yè)績敏感性。由此，本文提出以下假設：

H1：中央企業(yè)的董事會試點改革將會提高其控股上市公司高管變更業(yè)績敏感性。

（二）外部董事比例、董事會試點改革與高管變更業(yè)績敏感性

董事會被認為是最重要的內部治理機制之一。然而，并非所有類型的董事會都能有效監(jiān)控并發(fā)現(xiàn)公司內部人員的瀆職行為，因此提高董事會的獨立性、加強其在監(jiān)督管理中的作用長期以來一直是公司治理研究中的核心問題。在過去幾十年的全球董事會改革中，提高董事會獨立性的重點是增加外部董事在董事會中的人數(shù)[12] 。王躍堂等[13] 發(fā)現(xiàn)，外部董事比例越高，公司績效越好。但是，與由母公司或總經理提名的上市公司獨立董事不同，中央企業(yè)的外部董事通常由國資委提名和選擇，并要求其投入足夠的時間和精力參與公司經營決策。因此，當外部董事充分參與公司的經營管理時，更高的外部董事比例有利于其對公司內部人員進行更好的監(jiān)督，防止他們?yōu)樗饺死鎿p害公司利益[14] 。

此外，中央企業(yè)開展董事會試點改革工作，旨在解決企業(yè)的決策體制問題。當時國資委監(jiān)管的中央企業(yè)分為兩種：大部分公司是按1988年的《企業(yè)法》注冊成立的，由總經理負責整個集團的經營，即總經理負責制，沒有董事會;其余公司是按《公司法》注冊成立的國有獨資公司，雖然有董事會，但完全由企業(yè)內部人員組成，且跟管理層高度重合，董事長往往兼任黨委書記、法人代表，實際上是董事長負責制。這兩種體制都是一把手負責制。中央企業(yè)規(guī)模龐大，面臨這么復雜的經營情況和外部環(huán)境，集團企業(yè)的經營運行卻主要依賴于個人進行相關決策，這樣的治理機制和決策機制是非常不合理的，不利于集團長期且穩(wěn)定地發(fā)展。因此，國資委通過董事會試點改革建立并完善董事會的組成結構，從而形成相對科學的決策體制和權力制衡機制;并且在改革穩(wěn)步進行的同時提高外部董事在董事會中的比例，使董事會的獨立性得到提高。在董事會試點改革工作中，外部董事在董事會中所占的比例非常重要，如果比例過低，則不能否決一些不合理的議案，無法達到改革預期效果。由此，本文提出以下假設：

H2：外部董事在中央企業(yè)董事會中的比例越高，進行董事會試點改革的中央企業(yè)控股的上市公司高管變更業(yè)績敏感性越高。

（三）外部董事高管背景、董事會試點改革與高管變更業(yè)績敏感性

外部董事在公司治理中的主要作用是通過任命和考核來監(jiān)督管理層，從而協(xié)調股東與管理層之間的委托代理關系[15] ，但更多關于董事會的研究文獻指出了外部董事的第二個作用，即他們能夠在特定的情境下針對戰(zhàn)略轉變或者現(xiàn)有戰(zhàn)略的實施向高管提供建議。外部董事這種能夠提供戰(zhàn)略支持的能力，不僅來自于他們已有的知識結構，而且來源于其在任職過程中所形成的社會網(wǎng)絡[16] 。大量關于人口統(tǒng)計學的研究表明：與工作相關的經歷所帶來的人的認知的多樣性，有利于組織的發(fā)展和績效的提升;而與工作無關的特征所形成的多樣性，則不會產生這樣的好處。魏剛等[17] 在對我國上市公司的研究中也發(fā)現(xiàn)，外部董事的教育背景對公司業(yè)績并沒有顯著的正面影響。

具有高管背景的外部董事由于掌握了豐富的商業(yè)經驗，熟知企業(yè)經營的實際情況，能夠運用市場方面的知識和專業(yè)技能解決經營中的問題，幫助企業(yè)確定經營戰(zhàn)略和政策[18] 。因此對于企業(yè)而言，這類外部董事更能有效地改善企業(yè)經營狀況，提升企業(yè)價值。Hermalin和Weisbach[19] 的研究也表明，具有高管背景的外部董事能夠為公司發(fā)展提供戰(zhàn)略性建議。因此，具有高管背景的外部董事一方面作為職業(yè)經理人具有豐富的管理經驗，更為注重公司的業(yè)績和經營效率，能夠從專家的角度對管理層的經營決策發(fā)表意見，敢于否決高風險、可能導致公司經營失敗的項目;另一方面，其往往是眾所周知的商業(yè)專業(yè)人士，對自身聲譽的關注也將增加他們監(jiān)督公司高管的動力。由此，本文提出以下假設：

H3：具有高管背景的外部董事在進行董事會試點改革的中央企業(yè)董事會中所占的比例越高，中央企業(yè)控股上市公司的高管變更業(yè)績敏感性越高。

三、研究設計

（一）樣本與數(shù)據(jù)

本文以2004 ～ 2018年國資委管理的中央企業(yè)及其控股滬深上市公司為研究樣本。截止到2018年年底，國資委已經將95家中央企業(yè)納入董事會規(guī)范建設范圍。本文基于國資委的官方網(wǎng)站、中央企業(yè)的官方網(wǎng)站，以及百度、谷歌等搜索引擎確定中央企業(yè)進行董事會試點改革的具體時間。

在搜索整理數(shù)據(jù)的過程中，本文發(fā)現(xiàn)中央企業(yè)涉及董事會試點改革的時間節(jié)點一般包括兩個：一個是國資委將該企業(yè)納入董事會試點改革工作范圍的時間;另一個是該企業(yè)經過籌備期后召開建設規(guī)范董事會工作會議從而正式建立董事會的時間。本文將“企業(yè)召開建設規(guī)范董事會工作會議的時間”作為企業(yè)進行董事會試點改革的時間。

本文所使用的數(shù)據(jù)主要來自于Wind數(shù)據(jù)庫和CSMAR數(shù)據(jù)庫。為了保證數(shù)據(jù)的完整性和準確性，按照以下原則對原始樣本進行篩選：①剔除金融保險類上市公司。金融類企業(yè)在市場進入、業(yè)務發(fā)展等方面與其他類型企業(yè)不同，投資活動也與其他企業(yè)不同，其財務報表披露內容無法真實準確地反映出企業(yè)的經營狀況。②剔除ST、PT類企業(yè)。被標記為 ST、PT的上市公司已連續(xù)兩年或兩年以上出現(xiàn)虧損，財務狀況或其他情況存在異常，可能會干擾研究的穩(wěn)定性。③剔除控制變量缺失的樣本。本文對所有連續(xù)變量在1%和99%的水平上進行了Winsorize 縮尾處理，以避免極端值的影響。

（二）模型設計與變量定義

1. 變量定義。具體變量定義如表1所示。

（1）被解釋變量。Turnover是表示公司高管變更的虛擬變量：如果當年度公司總經理發(fā)生非正常變更，則取值為1;如果當年度公司總經理未發(fā)生變動或發(fā)生常規(guī)變動，則取值為0。本文參照Defond和Hung[20] 的研究，將公司總經理的所有變更根據(jù)變更原因劃分為正常變更與非正常變更。正常變更是指與總經理自身管理能力、努力程度等無關的因素導致其職位發(fā)生變化的情況，如退休、健康原因等;非正常變更則是指高管自身的因素直接或間接地影響其職位發(fā)生變動的情況，如工作變動、違規(guī)或犯罪、辭職等。非正常變更是對公司高管的一種極端約束機制，與高管自身的管理能力和努力程度有關，因此本文選用非正常變更代表公司高管高更[9] 。

（2）解釋變量。①Roa表示經營業(yè)績，定義為高管變更前一年企業(yè)凈利潤除以總資產。②Post是表示樣本公司屬性的虛擬變量。如果樣本公司控股的中央企業(yè)在2004 ～ 2018 年間實施了董事會試點改革，則取值為1;如果未實施董事會試點改革，則取值為 0。③Reform是表示企業(yè)外部董事比例的變量，定義為在中央企業(yè)實施董事會試點改革后外部董事在董事會中所占的比例。④Croa是表示企業(yè)中具有高管背景的外部董事比例的變量，定義為在中央企業(yè)實施董事會試點改革后具有高管背景的外部董事在董事會中所占的比例。

（3）控制變量。參考周林潔等[9] 、游家興等[21] 、Guilong Cai等[14] 、Sujuan Xie等[22] 的研究，本文還控制了以下公司層面的變量：公司規(guī)模（Size）、負債率（Lev）、營業(yè)收入增長率（Growth）、經營現(xiàn)金流比率（Ocf）、董事會規(guī)模（Board）、獨立董事比例（Inde）、兩職合一（Dual）、第一大股東持股比例（Top1）、企業(yè)價值（Tobin'Q）。

2. 模型設定。為檢驗中央企業(yè)母公司董事會試點改革能否提高其控股子公司高管變更業(yè)績敏感性，本文設計如下模型檢驗H1：

Turnoveri，t=α0+α1Roai，t-1+α2Posti，t+

α3Roai，t-1×Posti，t+α4Levi，t-1+α5Ocfi，t-1+

α6Duali，t-1+α7Indei，t-1+α8Boardi，t-1+α9Growthi，t-1+

α10Sizei，t-1+α11Top1i，t-1+α12Tobin'Qi，t-1+ε （1）

為檢驗外部董事比例能否提高其控股子公司高管變更業(yè)績敏感性，本文設計如下模型檢驗H2：

Turnoveri，t=α0+α1Roai，t-1+α2Reformi，t+

α3Roai，t-1×Reformi，t+α4Levi，t-1+α5Ocfi，t-1+

α6Duali，t-1+α7Indei，t-1+α8Boardi，t-1+α9Growthi，t-1+

α10Sizei，t-1+α11Tobin'Qi，t-1+ε （2）

為檢驗具有高管背景的外部董事能否提高其控股子公司高管變更業(yè)績敏感性，本文設計如下模型檢驗H3：

Turnoveri，t=α0+α1Roai，t-1+α2Croai，t+

α3Roai，t-1×Croai，t+α4Levi，t-1+α5Ocfi，t-1+

α6Duali，t-1+α7Indei，t-1+α8Boardi，t-1+α9Growthi，t-1+

α10Sizei，t-1+α11Tobin'Qi，t-1+ε （3）

四、實證分析

（一）描述性統(tǒng)計

表2報告了本文主要變量的描述性統(tǒng)計結果。由表2可以看出，高管變更（Turnover）的平均值為0.214，說明在樣本期間有21.4%的公司更換了高管。董事會試點改革（Post）的平均值為0.501，表明在樣本期間，有50.1%的上市公司母公司實施了董事會試點改革。外部董事比例（Reform）的平均值為0.55，表明大部分中央企業(yè)母公司外部董事的比例超過了一半，僅有小于25%的公司擁有少于一半的外部董事。具有高管背景的外部董事比例（Croa）的平均值為0.368，最小值為0.222，表明改革后的公司都聘請了具有高管背景的外部董事，最大值為0.5，表明在中央企業(yè)的董事會中具有高管背景的外部董事目前最多為一半。負債率（Lev）的均值為0.521，中位數(shù)為0.534，說明樣本總體財務狀況較好;董事會規(guī)模（Board）的均值為2.238，中位數(shù)為2.197，最大值為2.708，最小值為1.609，說明樣本總體董事會規(guī)模差異較大，大部分公司董事會規(guī)模超過平均值;獨立董事比例（Inde）的平均值為0.366，中位數(shù)為0.333，說明大部分公司獨立董事比例為三分之一，尚未達到一半以上。

在對主要假設進行多元回歸之前，本文對相關模型進行了Pearson相關性檢驗（限于篇幅，結果未列示出來）。檢驗結果顯示，解釋變量與被解釋變量、解釋變量與控制變量、控制變量與控制變量、被解釋變量與控制變量之間的相關系數(shù)均小于0.5，說明該模型不存在多重共線性問題，從而使得本文的回歸結果更加可靠。此外，高管變更（Turnover）與經營業(yè)績（Roa）之間呈現(xiàn)出顯著的負相關關系，董事會試點改革（Post）與高管變更（Turnover）之間呈現(xiàn)出顯著的正相關關系，說明董事會試點改革能夠提高高管非正常變更的頻率，初步驗證了本文結論。

（二）主要回歸結果分析

表3列示了董事會試點改革與公司高管變更業(yè)績敏感性的回歸結果。

1. 董事會試點改革與高管變更業(yè)績敏感性。表3第二列列示了董事會試點改革對公司高管變更影響的回歸結果。經營業(yè)績（Roa）的系數(shù)為-2.565且在5%的水平上顯著，說明公司業(yè)績越差，高管越容易被更換。交互項Roa×Post的系數(shù)為-5.902且在5%的水平上顯著，說明當進行董事會試點改革后，公司高管更會因業(yè)績較差而被更換，表現(xiàn)出相對較高的高管變更業(yè)績敏感性，從而為中央企業(yè)董事會試點改革的積極效果提供了一定的實證證據(jù)，支持本文的H1，即中央企業(yè)進行董事會試點改革之后構建了規(guī)范的董事會，能夠提高其控股子公司的高管變更業(yè)績敏感性，從而驗證了董事會的治理作用。

此外，公司規(guī)模（Size）與高管變更（Turnover）在10%的水平上顯著正相關，說明公司規(guī)模越大，公司高管非正常更換的頻率越高，即公司高管越可能因為公司的經營業(yè)績不佳而被更換;企業(yè)價值（Tobin'Q）與高管變更（Turnover）在5%的水平上顯著正相關，說明企業(yè)價值越高的公司，公司高管非正常更換頻率越高，即企業(yè)經營業(yè)績越不佳越可能更換高管，與本文估計相符。

2. 外部董事比例與高管變更業(yè)績敏感性。表3第三列列示了在進行董事會試點改革的公司中外部董事在董事會中的比例對于高管變更影響的回歸結果。經營業(yè)績（Roa）的系數(shù)為-1.432且在10%的水平上顯著，說明當公司的經營業(yè)績越差時公司的高管越容易被更換。外部董事比例（Reform）的系數(shù)顯著為正，說明公司外部董事比例越高，公司高管越容易被更換。交乘項Roa×Reform的系數(shù)為-7.1且在5%的水平上顯著，說明外部董事比例越高，公司經營業(yè)績越差，公司的高管越容易被更換，表現(xiàn)出外部董事比例越高，公司高管變更業(yè)績敏感性越高，從而驗證了本文的H2。

3. 具有高管背景的外部董事與高管變更業(yè)績敏感性。表3第四列列示了在進行董事會試點改革的公司中具有高管背景的外部董事比例對公司高管變更影響的回歸結果。經營業(yè)績（Roa）的系數(shù)為-15.66且在10%的水平上顯著，表明經營業(yè)績越差公司的高管越容易被更換。交乘項Roa×Croa的系數(shù)為-23.94且在5%的水平上顯著，表明在具有高管背景的外部董事比例越高的公司中，公司越會因為業(yè)績較差而更換高管，即董事會中具有高管背景的外部董事越多，公司高管變更業(yè)績敏感性越高，從而驗證了本文的H3。

（三）穩(wěn)健性檢驗

為了保證本文研究結論的穩(wěn)健性，本文擬采用三種方法進行穩(wěn)健性檢驗，結果如表4、表5所示。

1. 滯后一期。由于董事會試點改革可能具有一定的時滯性且改革月份不同，因此選用滯后一期董事會試點改革變量檢驗董事會試點改革對高管變更業(yè)績敏感性的影響。重新運行模型（1），回歸結果如表4第二列所示。經營業(yè)績（Roa）的系數(shù)為-0.532且在1%的水平上顯著，交乘項Roa×Post的系數(shù)為

-1.207且在10%的水平上顯著，表明在進行董事會試點改革的公司高管變更業(yè)績敏感性顯著提高，與模型（1）的回歸結果相同，驗證了本文的H1。

2. 采用其他指標衡量公司業(yè)績。由于國資委于2009年重新制定了《中央企業(yè)負責人經營業(yè)績考核暫行辦法》，對中央企業(yè)負責人的考核指標由凈資產收益率轉換為經濟增加值，因此本文通過采用經濟增加值衡量企業(yè)業(yè)績進行穩(wěn)健性檢驗。表4第三列為中央企業(yè)董事會試點改革對公司高管變更業(yè)績敏感性影響的回歸結果，根據(jù)回歸結果可知，經營業(yè)績（Eva）顯著為負，表明公司業(yè)績越差，公司高管越容易發(fā)生非正常變更。交乘項Eva×Post的系數(shù)為-6.004且在10%的水平上顯著，表明在進行了董事會試點改革的公司中，高管變更業(yè)績敏感性顯著提高，與前文回歸結果一致，支持本文的H1。

3. 傾向得分匹配法（PSM）。本文使用PSM為董事會試點改革的樣本尋找配對樣本，并使用傾向得分匹配樣本對H1進行再檢驗。根據(jù)控制變量采用1∶1近鄰匹配的方法選取對照組，對研究樣本的平衡性進行檢驗，結果如表5所示。可以看出，各個匹配變量在處理組和對照組的均值不存在顯著差異。

利用匹配后的樣本進行回歸，結果如表4第四列所示。可以看出，經營業(yè)績（Roa）的系數(shù)為-3.178且在5%的水平上顯著，說明公司經營業(yè)績不佳時更容易導致公司高管發(fā)生非正常變更;董事會試點改革與企業(yè)經營業(yè)績交乘項（Roa×Post）的系數(shù)為-6.397且在10%的水平上顯著，表明董事會試點改革將會提高企業(yè)高管變更業(yè)績敏感性，研究結論與前文保持一致，支持本文H1。

五、結論

本文基于國務院國資委對中央企業(yè)開展董事會試點改革的制度背景，檢驗中央企業(yè)規(guī)范董事會建設對國有上市公司治理效率的影響。筆者手工收集整理了2004 ～ 2018年中央企業(yè)組建董事會的具體情況，通過實證檢驗發(fā)現(xiàn)：中央企業(yè)董事會試點改革能夠提高其控股子公司高管變更業(yè)績敏感性，表明董事會試點改革能夠提高中央企業(yè)的公司治理效率;外部董事比例越高的公司，其高管變更業(yè)績敏感性越高。進一步檢驗發(fā)現(xiàn)，具有高管背景外部董事越多的公司，其高管變更業(yè)績敏感性越高。

中央企業(yè)董事會試點改革是國有企業(yè)改革的重要舉措之一，國資委通過不斷加大改革力度，出臺各項政策，保障改革各項舉措得到切實實行。盡管有觀點認為董事會試點改革能使中央企業(yè)的治理效率得到極大提高，但仍有質疑聲提出，中央企業(yè)董事會中外部董事并未發(fā)揮其應有的作用，并且董事會的種種職權尚未得到有效落實，中央企業(yè)存在的諸多治理方面的問題也未得到有效抑制。基于此，本文以委托代理理論為基礎，從控股股東的視角出發(fā)為中央企業(yè)董事會試點改革的積極效果提供了實證證據(jù);同時，也為董事會這一內部治理的治理效應提供了新的解釋。因此，本文的結論對中央企業(yè)進一步深化改革具有一定的政策含義。

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