中央企業(yè)董事會(huì)試點(diǎn)改革對(duì)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(jié)構(gòu)，使中央企業(yè)規(guī)范行使其對(duì)國(guó)有上市公司的股東權(quán)利，國(guó)務(wù)院國(guó)資委于2004年6月開始對(duì)中央企業(yè)逐步實(shí)施董事會(huì)試點(diǎn)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(huì)試點(diǎn)改革是否能夠提高其控股子公司的治理效率。通過實(shí)證檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)：中央企業(yè)董事會(huì)試點(diǎn)改革顯著提高了其控股上市公司的高管變更業(yè)績(jī)敏感性，并且外部董事比例越高，高管變更業(yè)績(jī)敏感性越高;具有高管背景的外部董事在試點(diǎn)中央企業(yè)集團(tuán)公司董事會(huì)中的比例越高，中央企業(yè)集團(tuán)控股的上市公司高管變更業(yè)績(jī)敏感性越高。

【關(guān)鍵詞】中央企業(yè);高管變更;經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī);董事會(huì)試點(diǎn)改革;外部董事;公司治理

【中圖分類號(hào)】 F276.1 ? ? 【文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼】A ? ? ?【文章編號(hào)】1004-0994（2020）09-0130-8

一、引言

國(guó)有企業(yè)的治理效率低下問題一直備受詬病，如何提升國(guó)有企業(yè)的治理效率是政府和學(xué)術(shù)界長(zhǎng)久以來共同關(guān)注的話題。政府在許多方面進(jìn)行了改革，其中國(guó)務(wù)院國(guó)資委于2004年6月發(fā)起建立和完善國(guó)有獨(dú)資公司董事會(huì)試點(diǎn)工作，通過建立規(guī)范化的公司治理結(jié)構(gòu)，提高公司治理效率，充分發(fā)揮企業(yè)的自主經(jīng)營(yíng)權(quán)。針對(duì)改革效果，目前主要有兩種觀點(diǎn)：一種觀點(diǎn)認(rèn)為，中央企業(yè)的內(nèi)部治理機(jī)制及其運(yùn)行效率在進(jìn)行董事會(huì)試點(diǎn)工作以來得到了實(shí)質(zhì)性的改善，而且作為控股股東，中央企業(yè)集團(tuán)在降低其控股公司代理問題、促進(jìn)公司經(jīng)營(yíng)績(jī)效提升等方面也發(fā)揮了積極作用[1] ;另一種觀點(diǎn)則認(rèn)為，中央企業(yè)董事會(huì)中部分外部董事僅是“花瓶”，董事會(huì)職權(quán)并沒有得到有效落實(shí)，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(duì)中央企業(yè)董事會(huì)試點(diǎn)改革的經(jīng)濟(jì)后果進(jìn)行分析和檢驗(yàn)。

當(dāng)公司治理機(jī)制有效運(yùn)轉(zhuǎn)時(shí)，控股股東將會(huì)有效監(jiān)督企業(yè)的日常經(jīng)營(yíng)活動(dòng)、投資活動(dòng)等，從而抑制企業(yè)高管的投機(jī)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(tuán)存在一些固有的治理缺陷。首先，部分中央企業(yè)集團(tuán)在成立初期沒有設(shè)立股東大會(huì)與董事會(huì)，在企業(yè)內(nèi)部治理機(jī)制缺失的情況下，政府機(jī)構(gòu)對(duì)中央企業(yè)集團(tuán)行使控股股東職權(quán)時(shí)將會(huì)忽略企業(yè)的經(jīng)濟(jì)目標(biāo)以及長(zhǎng)期穩(wěn)定的發(fā)展以追求政治目標(biāo)，從而帶來過度的政治干預(yù)問題;其次，由于缺乏客觀獨(dú)立存在的監(jiān)督機(jī)構(gòu)，由國(guó)資委任命且自身具有一定行政級(jí)別的中央企業(yè)管理者權(quán)力過大，導(dǎo)致了嚴(yán)重的內(nèi)部人控制問題[3] 。這些中央企業(yè)集團(tuán)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(yù)等問題，將會(huì)大大削弱中央企業(yè)作為控股股東對(duì)其控股上市公司本應(yīng)發(fā)揮的監(jiān)督作用。

那么，中央企業(yè)董事會(huì)的建立與完善將會(huì)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(huì)以后，國(guó)資委將賦予新成立的董事會(huì)部分職權(quán)，如企業(yè)重大投融資的決策權(quán)、企業(yè)長(zhǎng)短期經(jīng)營(yíng)計(jì)劃、下屬企業(yè)的股東權(quán)利和企業(yè)高管的考核權(quán)、選聘權(quán)等，這將在一定程度上減少國(guó)資委對(duì)中央企業(yè)及其控股上市公司的行政干預(yù);另一方面，董事會(huì)試點(diǎn)改革要求中央企業(yè)在董事會(huì)中引入外部董事，并設(shè)立戰(zhàn)略委員會(huì)、提名委員會(huì)、薪酬與考核委員會(huì)以及法律風(fēng)險(xiǎn)監(jiān)控委員會(huì)等，充分發(fā)揮外部董事對(duì)中央企業(yè)高管的監(jiān)督作用以及在企業(yè)日常經(jīng)營(yíng)、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(quán)與執(zhí)行權(quán)的分離，緩解企業(yè)負(fù)責(zé)人權(quán)力過大以及行政干預(yù)過度等問題。因此，董事會(huì)試點(diǎn)改革將促使中央企業(yè)優(yōu)化內(nèi)部治理結(jié)構(gòu)，形成更科學(xué)的決策體制和權(quán)力制衡機(jī)制。中央企業(yè)在履行其股東權(quán)利的過程中，將會(huì)更客觀地從市場(chǎng)化的角度監(jiān)督其控股上市公司的日常經(jīng)營(yíng)活動(dòng)，進(jìn)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(yàn)中央企業(yè)董事會(huì)試點(diǎn)改革帶來的影響。研究發(fā)現(xiàn)，在實(shí)施董事會(huì)試點(diǎn)改革后，上市公司的高管變更業(yè)績(jī)敏感性得到提高，表明中央企業(yè)董事會(huì)試點(diǎn)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(guó)有上市公司高管變更業(yè)績(jī)敏感性越高。進(jìn)一步檢驗(yàn)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(jī)敏感性越高。

本文的貢獻(xiàn)主要有：第一，自2004年6月國(guó)資委正式啟動(dòng)中央企業(yè)董事會(huì)試點(diǎn)改革以來，有關(guān)董事會(huì)試點(diǎn)改革效果的討論從未間斷。但是，無論是肯定試點(diǎn)改革的積極作用還是批評(píng)試點(diǎn)改革的不足，相關(guān)爭(zhēng)議都始終只停留在觀點(diǎn)的爭(zhēng)論上。本文采用實(shí)證方法，全面檢驗(yàn)董事會(huì)試點(diǎn)改革對(duì)中央企業(yè)控股國(guó)有上市公司治理效率的影響，為董事會(huì)試點(diǎn)改革能夠提高國(guó)有上市公司治理效率這一觀點(diǎn)提供嶄新的實(shí)證證據(jù)。第二，本文基于上市公司控股股東從沒有董事會(huì)到設(shè)立董事會(huì)這一外生事件，分析了董事會(huì)制度安排對(duì)上市公司高管變更業(yè)績(jī)敏感性的影響，進(jìn)而為董事會(huì)治理機(jī)制的完善能提高公司治理效率這一觀點(diǎn)提供了系統(tǒng)和全面的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。此外，本文的研究還具有一定的現(xiàn)實(shí)意義，對(duì)中央企業(yè)進(jìn)一步推進(jìn)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(shè)

（一）董事會(huì)試點(diǎn)改革與高管變更業(yè)績(jī)敏感性

公司治理的根本目的在于解決因所有權(quán)和管理權(quán)分離所引起的代理問題，而能否識(shí)別并撤換管理能力不佳的高管則被認(rèn)為是公司治理機(jī)制是否有效的重要標(biāo)識(shí)之一[5] 。也就是說，如果公司治理機(jī)制是有效運(yùn)行的，那么當(dāng)公司的經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)不佳時(shí)，高管將會(huì)被及時(shí)更換。對(duì)于公司績(jī)效與高管變更之間的相關(guān)性問題，國(guó)內(nèi)外學(xué)者進(jìn)行了大量研究和討論。朱紅軍[6] 對(duì)1996 ～ 1998年發(fā)生高管變更的公司進(jìn)行了實(shí)證研究，發(fā)現(xiàn)公司經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)不佳是導(dǎo)致高管變更的重要原因。

除了企業(yè)經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)，非經(jīng)濟(jì)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(dāng)公司自身或公司高管具有較強(qiáng)的政治關(guān)聯(lián)時(shí)，公司高管的變更可能并不是因?yàn)槠渥陨斫?jīng)營(yíng)管理能力較差，而是公司治理機(jī)制無法有效運(yùn)轉(zhuǎn)。Cannella和Lubatkin[8] 通過研究發(fā)現(xiàn)，公司高管的社會(huì)政治影響力會(huì)影響總經(jīng)理的正常選聘機(jī)制，從而弱化了公司高管變更業(yè)績(jī)敏感性。他們通過實(shí)證研究驗(yàn)證了這一結(jié)論，即只有當(dāng)公司高管社會(huì)和政治影響力較弱時(shí)，經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)較差的公司才會(huì)將高管更換為外部的職業(yè)經(jīng)理人。一方面，在我國(guó)特殊的制度背景下，作為國(guó)有企業(yè)的主要出資人，高管人員的任命和罷免權(quán)一直掌握在各級(jí)政府手中。由于政府的社會(huì)福利最大化目標(biāo)與企業(yè)的經(jīng)濟(jì)利潤(rùn)最大化目標(biāo)之間存在各種各樣的沖突，因此國(guó)有企業(yè)高管的勞動(dòng)力市場(chǎng)與純市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)的職業(yè)經(jīng)理人市場(chǎng)之間存在天然的差異。另一方面，國(guó)有企業(yè)由于自身具有國(guó)有股權(quán)性質(zhì)，政府出于便于管理和調(diào)控的目的會(huì)優(yōu)先對(duì)公司施加一些非經(jīng)濟(jì)目標(biāo)，其高管的任命也大多是由政府進(jìn)行委派[9] 。因此，相對(duì)于非國(guó)有企業(yè)，國(guó)有企業(yè)高管變更業(yè)績(jī)敏感性較低。

董事會(huì)被廣泛認(rèn)為是最重要的公司內(nèi)部治理機(jī)制之一，中央企業(yè)母公司的董事會(huì)試點(diǎn)改革可以通過加強(qiáng)對(duì)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(jī)敏感性。

首先，正如前文所述，國(guó)有企業(yè)的高管變更業(yè)績(jī)敏感性較低的主要原因是政府過多干預(yù)企業(yè)經(jīng)營(yíng)活動(dòng)，以及當(dāng)企業(yè)業(yè)績(jī)下滑時(shí)國(guó)有企業(yè)的高管能夠憑借其在位優(yōu)勢(shì)和政治背景免受責(zé)難[10] 。在董事會(huì)試點(diǎn)改革開始時(shí)，國(guó)資委要求中央企業(yè)母公司建立和完善董事會(huì)，并將有關(guān)融資、投資、戰(zhàn)略、高管選拔以及評(píng)估的決策權(quán)逐漸下放給新成立的董事會(huì)。國(guó)資委將其權(quán)力部分下放到中央企業(yè)母公司新成立的董事會(huì)，使董事會(huì)能夠代表國(guó)資委監(jiān)督最高管理層，從而對(duì)公司進(jìn)行有效的戰(zhàn)略控制和監(jiān)督，減少政府對(duì)企業(yè)的經(jīng)營(yíng)干預(yù)，提高公司治理效率。因此，本文認(rèn)為，隨著決策權(quán)的增加，新成立的董事會(huì)可以減少政府干預(yù)，進(jìn)而提高高管變更業(yè)績(jī)敏感性。

其次，董事會(huì)試點(diǎn)改革引入了外部董事以提高董事會(huì)的獨(dú)立性。董事會(huì)的獨(dú)立性已被廣泛認(rèn)為是監(jiān)督公司內(nèi)部人員的有效機(jī)制，國(guó)資委發(fā)起中央企業(yè)董事會(huì)試點(diǎn)改革，建立外部董事制度，并逐步增加外部董事在董事會(huì)中的比例，使董事會(huì)能夠做出獨(dú)立于企業(yè)內(nèi)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(huì)計(jì)專業(yè)人士，他們對(duì)自己聲譽(yù)的關(guān)注也將會(huì)增加其履職動(dòng)力。因此，隨著董事會(huì)獨(dú)立性的提高，中央企業(yè)母公司能夠加強(qiáng)對(duì)公司高管的監(jiān)督，從而提高高管變更業(yè)績(jī)敏感性。

最后，董事會(huì)試點(diǎn)改革以選聘、評(píng)價(jià)、考核、獎(jiǎng)懲為重點(diǎn)，可以加強(qiáng)對(duì)公司高管的監(jiān)督和考核?！瓣P(guān)系論”認(rèn)為，影響中央企業(yè)高管變更的主要因素是政治關(guān)系網(wǎng)絡(luò)而不是經(jīng)濟(jì)績(jī)效，但是中央企業(yè)集團(tuán)作為一個(gè)生產(chǎn)單位，相較于地方國(guó)有企業(yè)，其承擔(dān)的主要責(zé)任為經(jīng)濟(jì)責(zé)任，而非政治和社會(huì)責(zé)任。中央企業(yè)負(fù)責(zé)人作為企業(yè)實(shí)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(tuán)的經(jīng)營(yíng)績(jī)效。因此，對(duì)中央企業(yè)高管的考核體系中業(yè)績(jī)考核占了更多權(quán)重[11] 。在董事會(huì)試點(diǎn)改革之后，通過加強(qiáng)董事會(huì)及外部董事對(duì)高管的監(jiān)督和考核，能夠降低政治關(guān)系對(duì)高管變更的影響，進(jìn)而提高高管變更業(yè)績(jī)敏感性。由此，本文提出以下假設(shè)：

H1：中央企業(yè)的董事會(huì)試點(diǎn)改革將會(huì)提高其控股上市公司高管變更業(yè)績(jī)敏感性。

（二）外部董事比例、董事會(huì)試點(diǎn)改革與高管變更業(yè)績(jī)敏感性

董事會(huì)被認(rèn)為是最重要的內(nèi)部治理機(jī)制之一。然而，并非所有類型的董事會(huì)都能有效監(jiān)控并發(fā)現(xiàn)公司內(nèi)部人員的瀆職行為，因此提高董事會(huì)的獨(dú)立性、加強(qiáng)其在監(jiān)督管理中的作用長(zhǎng)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(huì)改革中，提高董事會(huì)獨(dú)立性的重點(diǎn)是增加外部董事在董事會(huì)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(jī)效越好。但是，與由母公司或總經(jīng)理提名的上市公司獨(dú)立董事不同，中央企業(yè)的外部董事通常由國(guó)資委提名和選擇，并要求其投入足夠的時(shí)間和精力參與公司經(jīng)營(yíng)決策。因此，當(dāng)外部董事充分參與公司的經(jīng)營(yíng)管理時(shí)，更高的外部董事比例有利于其對(duì)公司內(nèi)部人員進(jìn)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(huì)試點(diǎn)改革工作，旨在解決企業(yè)的決策體制問題。當(dāng)時(shí)國(guó)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(cè)成立的，由總經(jīng)理負(fù)責(zé)整個(gè)集團(tuán)的經(jīng)營(yíng)，即總經(jīng)理負(fù)責(zé)制，沒有董事會(huì);其余公司是按《公司法》注冊(cè)成立的國(guó)有獨(dú)資公司，雖然有董事會(huì)，但完全由企業(yè)內(nèi)部人員組成，且跟管理層高度重合，董事長(zhǎng)往往兼任黨委書記、法人代表，實(shí)際上是董事長(zhǎng)負(fù)責(zé)制。這兩種體制都是一把手負(fù)責(zé)制。中央企業(yè)規(guī)模龐大，面臨這么復(fù)雜的經(jīng)營(yíng)情況和外部環(huán)境，集團(tuán)企業(yè)的經(jīng)營(yíng)運(yùn)行卻主要依賴于個(gè)人進(jìn)行相關(guān)決策，這樣的治理機(jī)制和決策機(jī)制是非常不合理的，不利于集團(tuán)長(zhǎng)期且穩(wěn)定地發(fā)展。因此，國(guó)資委通過董事會(huì)試點(diǎn)改革建立并完善董事會(huì)的組成結(jié)構(gòu)，從而形成相對(duì)科學(xué)的決策體制和權(quán)力制衡機(jī)制;并且在改革穩(wěn)步進(jìn)行的同時(shí)提高外部董事在董事會(huì)中的比例，使董事會(huì)的獨(dú)立性得到提高。在董事會(huì)試點(diǎn)改革工作中，外部董事在董事會(huì)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(dá)到改革預(yù)期效果。由此，本文提出以下假設(shè)：

H2：外部董事在中央企業(yè)董事會(huì)中的比例越高，進(jìn)行董事會(huì)試點(diǎn)改革的中央企業(yè)控股的上市公司高管變更業(yè)績(jī)敏感性越高。

（三）外部董事高管背景、董事會(huì)試點(diǎn)改革與高管變更業(yè)績(jī)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(diào)股東與管理層之間的委托代理關(guān)系[15] ，但更多關(guān)于董事會(huì)的研究文獻(xiàn)指出了外部董事的第二個(gè)作用，即他們能夠在特定的情境下針對(duì)戰(zhàn)略轉(zhuǎn)變或者現(xiàn)有戰(zhàn)略的實(shí)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(shí)結(jié)構(gòu)，而且來源于其在任職過程中所形成的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)[16] 。大量關(guān)于人口統(tǒng)計(jì)學(xué)的研究表明：與工作相關(guān)的經(jīng)歷所帶來的人的認(rèn)知的多樣性，有利于組織的發(fā)展和績(jī)效的提升;而與工作無關(guān)的特征所形成的多樣性，則不會(huì)產(chǎn)生這樣的好處。魏剛等[17] 在對(duì)我國(guó)上市公司的研究中也發(fā)現(xiàn)，外部董事的教育背景對(duì)公司業(yè)績(jī)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(jīng)驗(yàn)，熟知企業(yè)經(jīng)營(yíng)的實(shí)際情況，能夠運(yùn)用市場(chǎng)方面的知識(shí)和專業(yè)技能解決經(jīng)營(yíng)中的問題，幫助企業(yè)確定經(jīng)營(yíng)戰(zhàn)略和政策[18] 。因此對(duì)于企業(yè)而言，這類外部董事更能有效地改善企業(yè)經(jīng)營(yíng)狀況，提升企業(yè)價(jià)值。Hermalin和Weisbach[19] 的研究也表明，具有高管背景的外部董事能夠?yàn)楣景l(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(jīng)理人具有豐富的管理經(jīng)驗(yàn)，更為注重公司的業(yè)績(jī)和經(jīng)營(yíng)效率，能夠從專家的角度對(duì)管理層的經(jīng)營(yíng)決策發(fā)表意見，敢于否決高風(fēng)險(xiǎn)、可能導(dǎo)致公司經(jīng)營(yíng)失敗的項(xiàng)目;另一方面，其往往是眾所周知的商業(yè)專業(yè)人士，對(duì)自身聲譽(yù)的關(guān)注也將增加他們監(jiān)督公司高管的動(dòng)力。由此，本文提出以下假設(shè)：

H3：具有高管背景的外部董事在進(jìn)行董事會(huì)試點(diǎn)改革的中央企業(yè)董事會(huì)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(jī)敏感性越高。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）樣本與數(shù)據(jù)

本文以2004 ～ 2018年國(guó)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(guó)資委已經(jīng)將95家中央企業(yè)納入董事會(huì)規(guī)范建設(shè)范圍。本文基于國(guó)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(jìn)行董事會(huì)試點(diǎn)改革的具體時(shí)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(huì)試點(diǎn)改革的時(shí)間節(jié)點(diǎn)一般包括兩個(gè)：一個(gè)是國(guó)資委將該企業(yè)納入董事會(huì)試點(diǎn)改革工作范圍的時(shí)間;另一個(gè)是該企業(yè)經(jīng)過籌備期后召開建設(shè)規(guī)范董事會(huì)工作會(huì)議從而正式建立董事會(huì)的時(shí)間。本文將“企業(yè)召開建設(shè)規(guī)范董事會(huì)工作會(huì)議的時(shí)間”作為企業(yè)進(jìn)行董事會(huì)試點(diǎn)改革的時(shí)間。

本文所使用的數(shù)據(jù)主要來自于Wind數(shù)據(jù)庫(kù)和CSMAR數(shù)據(jù)庫(kù)。為了保證數(shù)據(jù)的完整性和準(zhǔn)確性，按照以下原則對(duì)原始樣本進(jìn)行篩選：①剔除金融保險(xiǎn)類上市公司。金融類企業(yè)在市場(chǎng)進(jìn)入、業(yè)務(wù)發(fā)展等方面與其他類型企業(yè)不同，投資活動(dòng)也與其他企業(yè)不同，其財(cái)務(wù)報(bào)表披露內(nèi)容無法真實(shí)準(zhǔn)確地反映出企業(yè)的經(jīng)營(yíng)狀況。②剔除ST、PT類企業(yè)。被標(biāo)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(cái)務(wù)狀況或其他情況存在異常，可能會(huì)干擾研究的穩(wěn)定性。③剔除控制變量缺失的樣本。本文對(duì)所有連續(xù)變量在1%和99%的水平上進(jìn)行了Winsorize 縮尾處理，以避免極端值的影響。

（二）模型設(shè)計(jì)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(dāng)年度公司總經(jīng)理發(fā)生非正常變更，則取值為1;如果當(dāng)年度公司總經(jīng)理未發(fā)生變動(dòng)或發(fā)生常規(guī)變動(dòng)，則取值為0。本文參照Defond和Hung[20] 的研究，將公司總經(jīng)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(jīng)理自身管理能力、努力程度等無關(guān)的因素導(dǎo)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(dòng)的情況，如工作變動(dòng)、違規(guī)或犯罪、辭職等。非正常變更是對(duì)公司高管的一種極端約束機(jī)制，與高管自身的管理能力和努力程度有關(guān)，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(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)，定義為高管變更前一年企業(yè)凈利潤(rùn)除以總資產(chǎn)。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(shí)施了董事會(huì)試點(diǎn)改革，則取值為1;如果未實(shí)施董事會(huì)試點(diǎn)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(shí)施董事會(huì)試點(diǎn)改革后外部董事在董事會(huì)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(shí)施董事會(huì)試點(diǎn)改革后具有高管背景的外部董事在董事會(huì)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(fù)債率（Lev）、營(yíng)業(yè)收入增長(zhǎng)率（Growth）、經(jīng)營(yíng)現(xiàn)金流比率（Ocf）、董事會(huì)規(guī)模（Board）、獨(dú)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(jià)值（Tobin'Q）。

2. 模型設(shè)定。為檢驗(yàn)中央企業(yè)母公司董事會(huì)試點(diǎn)改革能否提高其控股子公司高管變更業(yè)績(jī)敏感性，本文設(shè)計(jì)如下模型檢驗(yàn)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(yàn)外部董事比例能否提高其控股子公司高管變更業(yè)績(jī)敏感性，本文設(shè)計(jì)如下模型檢驗(yàn)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(yàn)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(jī)敏感性，本文設(shè)計(jì)如下模型檢驗(yàn)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(shí)證分析

（一）描述性統(tǒng)計(jì)

表2報(bào)告了本文主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)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(huì)試點(diǎn)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(shí)施了董事會(huì)試點(diǎn)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(qǐng)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(huì)中具有高管背景的外部董事目前最多為一半。負(fù)債率（Lev）的均值為0.521，中位數(shù)為0.534，說明樣本總體財(cái)務(wù)狀況較好;董事會(huì)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(huì)規(guī)模差異較大，大部分公司董事會(huì)規(guī)模超過平均值;獨(dú)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(dú)立董事比例為三分之一，尚未達(dá)到一半以上。

在對(duì)主要假設(shè)進(jìn)行多元回歸之前，本文對(duì)相關(guān)模型進(jìn)行了Pearson相關(guān)性檢驗(yàn)（限于篇幅，結(jié)果未列示出來）。檢驗(yàn)結(jié)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(guān)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(jié)果更加可靠。此外，高管變更（Turnover）與經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)（Roa）之間呈現(xiàn)出顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系，董事會(huì)試點(diǎn)改革（Post）與高管變更（Turnover）之間呈現(xiàn)出顯著的正相關(guān)關(guān)系，說明董事會(huì)試點(diǎn)改革能夠提高高管非正常變更的頻率，初步驗(yàn)證了本文結(jié)論。

（二）主要回歸結(jié)果分析

表3列示了董事會(huì)試點(diǎn)改革與公司高管變更業(yè)績(jī)敏感性的回歸結(jié)果。

1. 董事會(huì)試點(diǎn)改革與高管變更業(yè)績(jī)敏感性。表3第二列列示了董事會(huì)試點(diǎn)改革對(duì)公司高管變更影響的回歸結(jié)果。經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)（Roa）的系數(shù)為-2.565且在5%的水平上顯著，說明公司業(yè)績(jī)?cè)讲?，高管越容易被更換。交互項(xiàng)Roa×Post的系數(shù)為-5.902且在5%的水平上顯著，說明當(dāng)進(jìn)行董事會(huì)試點(diǎn)改革后，公司高管更會(huì)因業(yè)績(jī)較差而被更換，表現(xiàn)出相對(duì)較高的高管變更業(yè)績(jī)敏感性，從而為中央企業(yè)董事會(huì)試點(diǎn)改革的積極效果提供了一定的實(shí)證證據(jù)，支持本文的H1，即中央企業(yè)進(jìn)行董事會(huì)試點(diǎn)改革之后構(gòu)建了規(guī)范的董事會(huì)，能夠提高其控股子公司的高管變更業(yè)績(jī)敏感性，從而驗(yàn)證了董事會(huì)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(guān)，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?yàn)楣镜慕?jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)不佳而被更換;企業(yè)價(jià)值（Tobin'Q）與高管變更（Turnover）在5%的水平上顯著正相關(guān)，說明企業(yè)價(jià)值越高的公司，公司高管非正常更換頻率越高，即企業(yè)經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)?cè)讲患言娇赡芨鼡Q高管，與本文估計(jì)相符。

2. 外部董事比例與高管變更業(yè)績(jī)敏感性。表3第三列列示了在進(jìn)行董事會(huì)試點(diǎn)改革的公司中外部董事在董事會(huì)中的比例對(duì)于高管變更影響的回歸結(jié)果。經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)（Roa）的系數(shù)為-1.432且在10%的水平上顯著，說明當(dāng)公司的經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)?cè)讲顣r(shí)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(xiàng)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(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)?cè)讲?，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(jī)敏感性越高，從而驗(yàn)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(jī)敏感性。表3第四列列示了在進(jìn)行董事會(huì)試點(diǎn)改革的公司中具有高管背景的外部董事比例對(duì)公司高管變更影響的回歸結(jié)果。經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)（Roa）的系數(shù)為-15.66且在10%的水平上顯著，表明經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)?cè)讲罟镜母吖茉饺菀妆桓鼡Q。交乘項(xiàng)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(huì)因?yàn)闃I(yè)績(jī)較差而更換高管，即董事會(huì)中具有高管背景的外部董事越多，公司高管變更業(yè)績(jī)敏感性越高，從而驗(yàn)證了本文的H3。

（三）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

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

1. 滯后一期。由于董事會(huì)試點(diǎn)改革可能具有一定的時(shí)滯性且改革月份不同，因此選用滯后一期董事會(huì)試點(diǎn)改革變量檢驗(yàn)董事會(huì)試點(diǎn)改革對(duì)高管變更業(yè)績(jī)敏感性的影響。重新運(yùn)行模型（1），回歸結(jié)果如表4第二列所示。經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)（Roa）的系數(shù)為-0.532且在1%的水平上顯著，交乘項(xiàng)Roa×Post的系數(shù)為

-1.207且在10%的水平上顯著，表明在進(jìn)行董事會(huì)試點(diǎn)改革的公司高管變更業(yè)績(jī)敏感性顯著提高，與模型（1）的回歸結(jié)果相同，驗(yàn)證了本文的H1。

2. 采用其他指標(biāo)衡量公司業(yè)績(jī)。由于國(guó)資委于2009年重新制定了《中央企業(yè)負(fù)責(zé)人經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)考核暫行辦法》，對(duì)中央企業(yè)負(fù)責(zé)人的考核指標(biāo)由凈資產(chǎn)收益率轉(zhuǎn)換為經(jīng)濟(jì)增加值，因此本文通過采用經(jīng)濟(jì)增加值衡量企業(yè)業(yè)績(jī)進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。表4第三列為中央企業(yè)董事會(huì)試點(diǎn)改革對(duì)公司高管變更業(yè)績(jī)敏感性影響的回歸結(jié)果，根據(jù)回歸結(jié)果可知，經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)（Eva）顯著為負(fù)，表明公司業(yè)績(jī)?cè)讲?，公司高管越容易發(fā)生非正常變更。交乘項(xiàng)Eva×Post的系數(shù)為-6.004且在10%的水平上顯著，表明在進(jìn)行了董事會(huì)試點(diǎn)改革的公司中，高管變更業(yè)績(jī)敏感性顯著提高，與前文回歸結(jié)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(huì)試點(diǎn)改革的樣本尋找配對(duì)樣本，并使用傾向得分匹配樣本對(duì)H1進(jìn)行再檢驗(yàn)。根據(jù)控制變量采用1∶1近鄰匹配的方法選取對(duì)照組，對(duì)研究樣本的平衡性進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果如表5所示?？梢钥闯?，各個(gè)匹配變量在處理組和對(duì)照組的均值不存在顯著差異。

利用匹配后的樣本進(jìn)行回歸，結(jié)果如表4第四列所示?？梢钥闯觯?jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)（Roa）的系數(shù)為-3.178且在5%的水平上顯著，說明公司經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)不佳時(shí)更容易導(dǎo)致公司高管發(fā)生非正常變更;董事會(huì)試點(diǎn)改革與企業(yè)經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)交乘項(xiàng)（Roa×Post）的系數(shù)為-6.397且在10%的水平上顯著，表明董事會(huì)試點(diǎn)改革將會(huì)提高企業(yè)高管變更業(yè)績(jī)敏感性，研究結(jié)論與前文保持一致，支持本文H1。

五、結(jié)論

本文基于國(guó)務(wù)院國(guó)資委對(duì)中央企業(yè)開展董事會(huì)試點(diǎn)改革的制度背景，檢驗(yàn)中央企業(yè)規(guī)范董事會(huì)建設(shè)對(duì)國(guó)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(huì)的具體情況，通過實(shí)證檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)：中央企業(yè)董事會(huì)試點(diǎn)改革能夠提高其控股子公司高管變更業(yè)績(jī)敏感性，表明董事會(huì)試點(diǎn)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(jī)敏感性越高。進(jìn)一步檢驗(yàn)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(jī)敏感性越高。

中央企業(yè)董事會(huì)試點(diǎn)改革是國(guó)有企業(yè)改革的重要舉措之一，國(guó)資委通過不斷加大改革力度，出臺(tái)各項(xiàng)政策，保障改革各項(xiàng)舉措得到切實(shí)實(shí)行。盡管有觀點(diǎn)認(rèn)為董事會(huì)試點(diǎn)改革能使中央企業(yè)的治理效率得到極大提高，但仍有質(zhì)疑聲提出，中央企業(yè)董事會(huì)中外部董事并未發(fā)揮其應(yīng)有的作用，并且董事會(huì)的種種職權(quán)尚未得到有效落實(shí)，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?；诖?，本文以委托代理理論為基礎(chǔ)，從控股股東的視角出發(fā)為中央企業(yè)董事會(huì)試點(diǎn)改革的積極效果提供了實(shí)證證據(jù);同時(shí)，也為董事會(huì)這一內(nèi)部治理的治理效應(yīng)提供了新的解釋。因此，本文的結(jié)論對(duì)中央企業(yè)進(jìn)一步深化改革具有一定的政策含義。

【 主 要 參 考 文 獻(xiàn) 】

[ 1 ] ? 李文貴，余明桂，鐘慧潔.央企董事會(huì)試點(diǎn)、國(guó)有上市公司代理成本與企業(yè)績(jī)效[ J].管理世界，2017（8）：123 ～ 135.

[ 2 ] ? 周塘人.董事會(huì)試點(diǎn)必須闖過經(jīng)營(yíng)層選聘這道關(guān)[ J].產(chǎn)權(quán)導(dǎo)刊，2016（5）：75 ～ 76.

[ 3 ] ? 秦永法.央企試點(diǎn)：從董事會(huì)開始的變革[ J].董事會(huì)，2009（1）：50 ～ 53.

[ 4 ] ? 徐煒.中央企業(yè)董事會(huì)建設(shè)研究[ J].經(jīng)濟(jì)管理，2011（11）：44 ～ 53.

[ 5 ] ? Jensen Michael C.，Warner Jerold B.. The distribution of power among corporate managers， shareholders， and directors[ J].North-Holland，1988（20）：3 ～ 24.

[ 6 ] ? 朱紅軍.我國(guó)上市公司高管人員更換的現(xiàn)狀分析[ J].管理世界，2002（5）：126 ～ 131.

[ 7 ] ? Hu Fang， Leung C. M.. Appointment of political top executiveand subsequent performance and corporate： Evidence from China's listedSOES[R].Working Paper，2008.

[ 8 ] ? Cannella A. A.， Lubatkin A. M.. Succession as a sociopolitical process： Internal impediments to outsider selection[ J].Academy of ManagementJournal，1993（4）：763 ～ 793.

[ 9 ] ? 周林潔，邱汛.政治關(guān)聯(lián)、所有權(quán)性質(zhì)與高管變更[ J].金融研究，2013（10）：194 ～ 206.

[10] ? 劉青松，肖星.敗也業(yè)績(jī)，成也業(yè)績(jī)？——國(guó)企高管變更的實(shí)證研究[ J].管理世界，2015（3）：151 ～ 163.

[11] ? 楊瑞龍，王元，聶輝華.“準(zhǔn)官員”的晉升機(jī)制：來自中國(guó)央企的證據(jù)[ J].管理世界，2013（3）：23 ～ 33.

[12] ? Larry Fauver， Mingyi Hung， Xi Li， et al.. Board reforms and firm value： Worldwide evidence[ J].Journal of Financial Economics，2017（1）：120 ～ 142.

[13] ? 王躍堂，趙子夜，魏曉雁.董事會(huì)的獨(dú)立性是否影響公司績(jī)效？[ J].經(jīng)濟(jì)研究，2006（5）：62 ～ 73.

[14] ? Guilong Cai，Sujuan Xie，Yue Xu，et al.. Ultimate parent's board reform and controlling shareholder entrenchment： Evidence from a quasi-natural experiment in China[ J].Emerging Markets Review，2019（38）：389 ～ 403.

[15] ? Fama E. F.， Jensen M. C.. Separation of ownership and control[ J].Journal of Law and Economics， 1983（2）：301 ～ 325.

[16] ? Mason A. Carpenter， James D. Westphal. The strategic context of external network ties： Examining the impact of director appointmentson board involvement in strategic decision making[ J].The Academy of Management Journal，2001（4）：639 ～ 660.

[17] ? 魏剛，肖澤忠，Nick Travlos等.獨(dú)立董事背景與公司經(jīng)營(yíng)績(jī)效[ J].經(jīng)濟(jì)研究，2007（3）：92 ～ 105.

[18] ? 婁芳.國(guó)外獨(dú)立董事制度的研究現(xiàn)狀[ J].外國(guó)經(jīng)濟(jì)與管理，2001（12）：24 ～ 29.

[19] ? Hermalin B. E.， Weisbach M. S.. The determinants of board composition[ J].The Rand Journal of Economics，1988（4）：589 ～ 606.

[20] ? Defond M. L.， Hung M.. Investor protection and corporate governance： Evidence from world wide CEO turnover[ J].Journal of AccountingResearch，2004（42）：269 ～ 312.

[21] ? 游家興，徐盼盼，陳淑敏.政治關(guān)聯(lián)、職位壕溝與高管變更——來自中國(guó)財(cái)務(wù)困境上市公司的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)[ J].金融研究，2010（4）：128 ～ 143.

[22] ? Sujuan Xie，Yue Xu，Yamin Zeng，et al.. Ultimate parent board reform and corporate overinvestment： Aquasi-natural experiment study[ J].Accounting & Finance，2019 （5）：1469 ～ 1501.