非國有股東超額委派董事與企業(yè)全要素生產(chǎn)率

盛明泉 劉悅 盛安琪

摘要：非國有股東參與國有企業(yè)治理是有效提高國企治理效率、實現(xiàn)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的重要途徑。文章基于2009—2020年我國滬深A(yù)股國有上市公司的相關(guān)數(shù)據(jù)，通過手工收集非國有股東超額委派董事情況，以此檢驗其對國企上市公司全要素生產(chǎn)率的影響。研究結(jié)果表明，非國有股東僅僅委派董事并不能對企業(yè)全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生顯著影響，只有在超額委派董事的情況下（即控制權(quán)大于股權(quán)）才會與上市公司全要素生產(chǎn)率水平呈現(xiàn)顯著的正相關(guān)關(guān)系，并且這種正向關(guān)系在市場化程度較高、分析師關(guān)注度較低以及高新技術(shù)企業(yè)更為顯著。進一步研究發(fā)現(xiàn)，非國有股東超額委派董事作用于全要素生產(chǎn)率的內(nèi)在機理在于提升了國有上市公司信息透明度，激發(fā)了國有企業(yè)創(chuàng)新活力。該研究為國有企業(yè)引入非公有資本的途徑和方式提供了新思路，對促進不同所有制之間資本交叉和相互融合具有一定的參考價值。

關(guān)鍵詞：超額委派董事;企業(yè)全要素生產(chǎn)率;信息透明度;非國有股東;高新技術(shù)企業(yè)

中圖分類號：F272? ? 文獻標志碼：A? ? 文章編號：1001-862X（2022）03-0071-011

一、引 言

近年來，發(fā)展混合所有制經(jīng)濟一直是盤活國有企業(yè)資本、提升國有企業(yè)競爭力的基本方向?；旌纤兄聘母镒蕴岢鲋两瘢浒l(fā)展已經(jīng)取得了顯著成就并逐步通過來自市場的認可和檢驗 [1]，對我國的制度體系建設(shè)和國民經(jīng)濟發(fā)展發(fā)揮了重要作用。但必須指出的是，現(xiàn)階段很多國有企業(yè)混改仍停留在形式上的混合，非國有股東很難獲得足夠的控制權(quán)和話語權(quán)，企業(yè)內(nèi)部深層次的治理結(jié)構(gòu)和機制問題尚未得到根本性解決[2-3]，這嚴重阻礙了國有企業(yè)資源配置和生產(chǎn)效率的進一步提升。直到2019年，國資委印發(fā)文件《企業(yè)混合所有制改革操作指引》，降低了股東有權(quán)向國有企業(yè)提名董事的持股比例，為非國有股東提名和委派董事從而形成多方制衡的董事會結(jié)構(gòu)提供了有利條件[4]，其在實際推行過程中也取得了顯著成效。例如，中國聯(lián)通經(jīng)混合所有制改革后，聯(lián)通集團股權(quán)比例為36.7%，員工持股達2.6%，包含騰訊和阿里在內(nèi)的戰(zhàn)略合作伙伴持股35.2%，公眾股東持有中國聯(lián)通約25.5%股份，由此形成了多元化、分散化的多元股權(quán)結(jié)構(gòu);在董事會結(jié)構(gòu)層面，合計13人的董事會規(guī)模中，控股股東僅擁有3個董事席位，其他10名董事會席位均為其他股東和獨立董事。由此可見，這一股權(quán)結(jié)構(gòu)和董事會結(jié)構(gòu)破除了傳統(tǒng)的思維模式，使得非國有股東能夠充分發(fā)揮其有效參與國有企業(yè)治理的積極作用。

與既有文獻相比，本文的邊際貢獻可能體現(xiàn)在：第一，為了揭示非國有股東委派董事情況對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響，本文創(chuàng)新性地根據(jù)非國有股東持有股權(quán)和控制權(quán)差異，分別設(shè)置非國有股東委派董事及超額委派董事變量，該變量的設(shè)計更準確地對非國有股東參與國有企業(yè)治理情況進行測度，彌補了僅從股權(quán)層面探究其對企業(yè)全要素生產(chǎn)率提升效應(yīng)的局限。第二，本文聚焦于微觀國有企業(yè)層面，從非國有股東股權(quán)和控制權(quán)不對等配置角度出發(fā)，將非國有股東超額委派董事與企業(yè)全要素生產(chǎn)率納入同一研究框架，為企業(yè)全要素生產(chǎn)率影響因素和作用路徑分析提供了來自非國有股東治理方面的經(jīng)驗證據(jù)，對提升國有企業(yè)治理水平和競爭力具有重要的參考價值。第三，本文綜合考慮了非國有股東超額委派董事影響企業(yè)全要素生產(chǎn)率的約束條件，不僅兼顧了企業(yè)自身所處行業(yè)差異，還考量了企業(yè)所面臨的外部環(huán)境差異，從而為國家和政府制定合理的混合所有制政策提供經(jīng)驗支撐。

二、理論分析與實證假設(shè)

（一）非國有股東超額委派董事與企業(yè)全要素生產(chǎn)率

“十四五”規(guī)劃指出我國要積極發(fā)展混合所有制經(jīng)濟、完善現(xiàn)代企業(yè)制度，促進非公經(jīng)濟健康發(fā)展?；旌纤兄聘母镏饕瑑刹糠?，即“混資本”和“改機制”，而董事會的合理有效建設(shè)屬于“改機制”中的重要一環(huán)。然而現(xiàn)階段國有企業(yè)董事會構(gòu)成還存在著如下弊端：第一，我國國有企業(yè)董事會多為“合規(guī)性董事會”，即董事會組成僅僅是為了滿足法律或政策上要求的合規(guī)，涉及企業(yè)發(fā)展的重要決策并不是由董事會做出，而主要是由國有企業(yè)大股東做出重大決策。因此，這樣的董事會構(gòu)成并不具備自主決策的權(quán)利，董事會形同虛設(shè)。第二，非國有股東委派的董事很難獲得充分的信息、掌握足夠的話語權(quán)，因此很難在公司治理中發(fā)揮有效監(jiān)督和制約的作用，這就使得混合所有制改革流于表面，無法從根本上解決國有股東“一股獨大”的趨勢。因此經(jīng)混改后非國有股東仍處于較為被動的局面，即使向國有企業(yè)委派了董事，也并不能擁有足夠的話語權(quán)與之制衡。于是為了讓非公有資本真正發(fā)揮參與公司治理的作用[5]，張維迎等人指出股權(quán)和控制權(quán)是兩個獨立的工具，即控制權(quán)在一定程度上可以不僅僅由其所持股權(quán)決定。[6-9]非國有股東超額委派董事就破除了傳統(tǒng)股權(quán)與控制權(quán)對等配置的思維模式，這樣的董事會結(jié)構(gòu)一方面有利于發(fā)揮企業(yè)的治理協(xié)同效應(yīng)，在很大程度上保障了董事會的獨立決策權(quán)和監(jiān)督管理權(quán);另一方面非國有股東占據(jù)較大比重的董事會席位，使得董事會與國有企業(yè)管理層關(guān)聯(lián)度有所下降[1]，為公司經(jīng)營決策提供了更多來源于外部非公有資本的意見和建議，從而有利于公司治理的完善和企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提高?；诖耍覀兲岢鋈缦卵芯考僭O(shè)：

假設(shè)H1：非國有股東只有超額委派董事才會對企業(yè)全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生正向影響，而僅僅委派董事對企業(yè)全要素生產(chǎn)率影響不明顯。

（二）非國有股東超額委派董事、信息透明度與企業(yè)全要素生產(chǎn)率

與國有股東相比，非國有股東在超額委派董事后仍然存在著嚴重的信息不對稱，很難對國有企業(yè)整體情況進行準確的評估。基于此，本文認為非國有股東超額委派董事后的首要目的就是提升國有上市公司信息透明度[4]，為企業(yè)經(jīng)營決策效率和全要素生產(chǎn)率的提升打下良好基礎(chǔ)。首先，非國有股東通過超額委派董事，在一定程度上使得原國有企業(yè)大股東“一言堂”的局面有所緩解，既保證了國有股東在董事會中有足夠的話語權(quán)，也讓非公有資本委派的董事有了一席之地。根據(jù)“委托代理理論”，非國有股東通過超額委派董事有權(quán)利和意愿對國有企業(yè)管理層進行監(jiān)督，提升國有上市公司信息透明度。其次，國有股東與非國有股東在專業(yè)知識、工作環(huán)境及背景方面均存在著顯著差異，如給予非國有股東超額委派董事的權(quán)利，在必要時為非國有股東引入財務(wù)方面的專家董事提供了契機，這些專業(yè)人員的委派一方面使董事會構(gòu)成呈現(xiàn)多樣性，可以在決策的過程中提供更全面的信息，另一方面也給專業(yè)董事接觸和審查財務(wù)報表創(chuàng)造了機會，對國有企業(yè)信息透明度產(chǎn)生有利影響。最后，由于當前公司信息披露機制的不規(guī)范，企業(yè)向外部披露的相關(guān)信息還存在著嚴重不足，非國有股東通過超額委派董事造成控制權(quán)和股權(quán)不對等的配置，也會引起債權(quán)人和外部投資者的持續(xù)關(guān)注，此時企業(yè)更傾向于嚴格遵守信息披露要求，對企業(yè)各類信息進行更充分的披露。綜上分析，非國有股東在掌握了充分信息的前提下，能夠?qū)衅髽I(yè)整體情況進行準確的評估，有利于非國有股東積極參與國有企業(yè)經(jīng)營治理，改善國有企業(yè)非效率投資行為，從而有效提升企業(yè)全要素生產(chǎn)率?；诖?，我們提出如下研究假設(shè)：

假設(shè)H2：非國有股東超額委派董事通過改善上市公司信息透明度從而對企業(yè)全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生正向影響。

（三）非國有股東超額委派董事、創(chuàng)新水平與企業(yè)全要素生產(chǎn)率

中國經(jīng)濟由高速增長轉(zhuǎn)向高質(zhì)量發(fā)展階段離不開全要素生產(chǎn)率[10]，而全要素生產(chǎn)率的提升更加強調(diào)創(chuàng)新驅(qū)動的作用[11]，盡管現(xiàn)階段我國創(chuàng)新研發(fā)投入水平和產(chǎn)出均取得了顯著成效，但與發(fā)達國家相比，仍體現(xiàn)為自主創(chuàng)新能力不足。特別是作為體制改革核心環(huán)節(jié)的國有企業(yè)，更要適應(yīng)經(jīng)濟環(huán)境的轉(zhuǎn)變，為我國實現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展目標起到引領(lǐng)作用。一方面，根據(jù)代理人效應(yīng)，國有企業(yè)經(jīng)過混合所有制改革，如賦予非國有股東超額委派董事的權(quán)利，在降低國有股權(quán)持股比例的同時，也加強了對國企管理層的監(jiān)督，并通過發(fā)揮非公有資本獨特的優(yōu)勢改善公司制度體系、調(diào)動員工積極性[12]，使其開展更多的創(chuàng)新活動[13]，著眼于企業(yè)長期穩(wěn)定發(fā)展;另一方面，非國有股東通過超額委派董事優(yōu)化了董事會規(guī)模構(gòu)成，增加了國有企業(yè)內(nèi)部知識存量。基于非國有股東的“逐利天性”，他們通常有更強的創(chuàng)新意識，并期望通過創(chuàng)新以獲取高回報，一定程度上提升了企業(yè)創(chuàng)新活力[14]。一旦企業(yè)打破了這一發(fā)展的重要瓶頸，將會做出科學(xué)合理的創(chuàng)新投資決策[15]，減少國有企業(yè)資源錯配，從而提升其全要素生產(chǎn)率。[16]基于此，我們提出如下研究假設(shè)：

假設(shè)H3：非國有股東超額委派董事通過提升企業(yè)創(chuàng)新水平從而對企業(yè)全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生正向影響。

三、樣本選擇與研究設(shè)計

（一）數(shù)據(jù)處理及來源

為了研究非國有股東超額委派董事對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響，本文選取2009—2020年中國滬深A(yù)股國有上市公司作為初始研究樣本，具體原因如下：之所以選取2009年為研究起點，主要考慮到我國完成股權(quán)分置改革的時間為2008年;考慮到非上市國有企業(yè)混合所有制改革力度較弱以及具體落實情況無法明確，因此基于數(shù)據(jù)可得性的考慮將樣本選取為在A股上市的國有企業(yè)。此外，基于研究需要對初始樣本數(shù)據(jù)做如下處理：（1）刪除金融類、ST、*ST類上市公司;（2）剔除關(guān)鍵變量指標缺失或存在明顯異常的公司;（3）為消除極端值的影響，對主要連續(xù)變量在1%和99%水平上進行縮尾處理。上述涉及上市公司相關(guān)財務(wù)數(shù)據(jù)來自于CSMAR 和Wind數(shù)據(jù)庫，非國有股東超額委派董事數(shù)據(jù)經(jīng)查看公司年報、根據(jù)董事的主要工作經(jīng)歷及背景資料確認非國有董事的委派單位，并根據(jù)檢索企業(yè)性質(zhì)最終判斷是否為非國有股東委派董事。[5]數(shù)據(jù)分析軟件為Stata16.0。

（二）變量定義與度量

1.被解釋變量：全要素生產(chǎn)率

企業(yè)全要素生產(chǎn)率為本文的被解釋變量，該指標是衡量企業(yè)效率的綜合指標，常見的測量方法主要有OLS、OP、LP、FE、DEA 等。考慮到傳統(tǒng)估計方法中存在的內(nèi)生性問題，本文參考Levinsohn和Petrin[17]的半?yún)?shù)估計方法，運用LP法對企業(yè)層面的全要素生產(chǎn)率進行估計。具體測算模型如下：

lnYit=β0+β1 lnKit+β2 lnYgrsit+β3 lnMatit+

∑Year+∑Ind+εit （1）

其中，i代表企業(yè)，t代表時間，Y為主營業(yè)務(wù)收入的對數(shù)，lnK為固定資產(chǎn)凈值的對數(shù)，lnYgrs為員工數(shù)量的對數(shù)，lnMat為購入商品和接受勞務(wù)支付的現(xiàn)金取對數(shù)，Year和Ind 為控制年度和行業(yè)效應(yīng)，ε為誤差項。對（1）式進行回歸，最終得到的殘差即為全要素生產(chǎn)率。

2.解釋變量：非國有股東超額委派董事

非國有股東委派董事情況為本文的解釋變量，具體包括兩個層次，一是根據(jù)非國有股東是否向國有企業(yè)委派董事構(gòu)建虛擬變量[4]（Ifnsoe），若委派董事Ifnsoe取值為1，否則取0;二是關(guān)注非國有股東向國有企業(yè)超額委派董事情況，具體判斷標準為：若非國有股東委派董事比例與非國有股東持股比例之差大于零，則表明公司存在超額委派董事的情況[4]，并構(gòu)建虛擬變量Above取值為1，否則為0。

3.中介變量

本文選用的中介變量分別是上市公司信息透明度（Trans）及企業(yè)創(chuàng)新水平（Rd）。對于上市公司信息透明度的衡量，參考徐壽福和姚禹同[18]的做法，構(gòu)建信息透明度綜合指標，具體為盈余質(zhì)量、分析師跟蹤人數(shù)、分析師預(yù)測準確度、深交所與上交所信息披露評級和審計師是否來自四大，這幾項指標的樣本百分等級取平均值作為上市公司信息透明度的代理變量，該值越大表明企業(yè)的信息透明度越強，信息披露質(zhì)量越高;對于企業(yè)創(chuàng)新水平的衡量，參考以往學(xué)者[19-21]的研究思路，使用上市公司獨立申請和聯(lián)合申請的專利合計數(shù)對企業(yè)創(chuàng)新水平進行測度，該值越大意味著企業(yè)創(chuàng)新能力越強。

4.控制變量

參考已有研究[22-25]，本文對其他可能影響企業(yè)全要素生產(chǎn)率的因素進行控制，具體包括：資產(chǎn)負債率（Lev）、企業(yè)規(guī)模（Asset）、營業(yè)收入增長率（Growth）、資產(chǎn)收益率（Roa）、企業(yè)年齡（Age）、員工規(guī)模（Ygrs）、獨董比例（Indratio）、總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率（Turnover）、兩職合一（Dual）和股權(quán)性質(zhì)（Soe），此外，還控制年度變量（Year）和行業(yè)變量（Ind）。各變量的具體定義見表1。

（三）模型設(shè)定

為了檢驗非國有股東委派董事及超額委派董事情況對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響，本文設(shè)定如下模型：

Tfp-lpit=b0+b1Ifnsoeit+b2Controlsit+∑Year+

∑Ind+εit（2）

Tfp-lpit=b0+b1Aboveit+b2Controlsit+∑Year+

∑Ind+εit? （3）

為了檢驗非國有股東超額委派董事對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的作用路徑，本文運用溫忠麟的中介效應(yīng)模型進行檢驗，具體如模型（4）—（6）所示：

Tfp-lpit=b0+b1Aboveit+b2Controlsit+∑Year+

∑Ind+εit （4）

Trans/Rdit=b0+b1Aboveit+biControlsit+∑Year+

∑Ind+εit? ? ?（5）

Tfp-lpit=b0+b1Aboveit+b2Trans/Rdit +

biControlsit+∑Year+∑Ind+εit（6）

其中，Tfp-lp代表用LP法計算的企業(yè)全要素生產(chǎn)率，具體構(gòu)建方法見上文。Ifnsoe 表示非國有股東是否委派董事的虛擬變量，Above表示非國有股東超額委派董事情況。根據(jù)研究假設(shè)，在模型（3）中，參數(shù)b1表示非國有股東超額委派董事對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響效應(yīng)，若b1系數(shù)顯著為正，則表明非國有股東超額委派董事可提高企業(yè)全要素生產(chǎn)率。在模型（5）和模型（6）中，Trans為上市公司信息透明度，Rd為企業(yè)的創(chuàng)新水平。Controls表示控制變量。此外，進一步加入年度固定效應(yīng)（Year）和行業(yè)固定效應(yīng)（Ind）。

四、實證結(jié)果與分析

（一）描述性統(tǒng)計

為了全面直觀地反映所選取樣本數(shù)據(jù)的基本情況，本文采用均值、中位數(shù)、最大值、最小值等指標對樣本數(shù)據(jù)的主要變量進行描述性統(tǒng)計，具體結(jié)果見表2。由表2可知，采用LP法、OP法測算的企業(yè)全要素生產(chǎn)率（Tfp-lp、Tfp-op）均值分別為18.305、7.036，最小值分別為13.387、2.572，最大值分別為23.150、10.535，相較于以往研究得出如下結(jié)論：（1）所選樣本不同企業(yè)間的全要素生產(chǎn)率水平存在較大差異，說明所選取樣本辨識度較好，為后文展開進一步分析提供良好的數(shù)據(jù)基礎(chǔ);（2）本文采用兩種方法計算得到的全要素生產(chǎn)率均值略高于以往研究中使用工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫計算得到的均值[26]，這可能是因為相較于工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫，本文所采用的上市公司研究樣本包含企業(yè)類型較少，導(dǎo)致全要素生產(chǎn)率平均數(shù)偏高。其他控制變量營業(yè)收入增長率（Growth）、企業(yè)規(guī)模（Asset）、資產(chǎn)收益率（Roa）等的描述性統(tǒng)計結(jié)果在總體上分布較為合理，均與以往文獻相似。

（二）主回歸分析結(jié)果

表3列示的是本文的基本回歸結(jié)果。其中第（1）列報告了以非國有股東是否委派董事（Ifnsoe）作為解釋變量、以企業(yè)全要素生產(chǎn)率（Tfp-lp）作為被解釋變量的回歸結(jié)果，結(jié)果顯示非國有股東委派董事回歸系數(shù)為正，但并未通過顯著性檢驗，說明非國有股東僅僅委派董事無法擁有足夠的控制權(quán)和話語權(quán)，因此不會有效提升企業(yè)全要素生產(chǎn)率。第（2）列報告了以非國有股東超額委派董事（Above）作為解釋變量、以企業(yè)全要素生產(chǎn)率（Tfp-lp）作為被解釋變量的回歸結(jié)果，第（3）列報告了加入控制變量后的回歸結(jié)果，第（4）列在第（3）列的基礎(chǔ)之上進一步控制年度效應(yīng)和行業(yè)效應(yīng)?；貧w結(jié)果表明，解釋變量Above的回歸系數(shù)均在不同的統(tǒng)計水平上顯著為正，這說明非國有股東超額委派董事有助于提高企業(yè)的全要素生產(chǎn)率。另外，各列Adj_R2逐步提高，可見符合逐步回歸法的設(shè)計思路，假設(shè)H1成立。

從控制變量來看，企業(yè)規(guī)模（Asset）的回歸系數(shù)均在1%水平上顯著為正，表明相較于小企業(yè)，公司規(guī)模較大的企業(yè)全要素生產(chǎn)率提升效應(yīng)越明顯;資產(chǎn)收益率（Roa）和總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率（Turnover）的回歸系數(shù)在1%的水平上顯著為正，表明企業(yè)的盈利能力越強、資產(chǎn)周轉(zhuǎn)速度越快，企業(yè)資產(chǎn)管理效率和承受風(fēng)險的能力越強，其對全要素生產(chǎn)率的促進效應(yīng)越明顯。其他控制變量結(jié)果與現(xiàn)有相關(guān)文獻的估計結(jié)果基本一致，此部分不再詳細闡述。

（三）作用機制檢驗

上文研究已表明，非國有股東超額委派董事顯著提升了企業(yè)的全要素生產(chǎn)率。值得關(guān)注的是，非國有股東超額委派董事是通過何種路徑對企業(yè)全要素生產(chǎn)率發(fā)揮作用？考慮到非國有股東超額委派董事主要提高了上市公司信息透明度，激發(fā)了企業(yè)創(chuàng)新活力，因此本文從上市公司信息透明度（Trans）以及創(chuàng)新水平（Rd）兩條路徑出發(fā)，厘清非國有股東超額委派董事影響企業(yè)全要素生產(chǎn)率的作用機制，具體結(jié)果見表4。

表4第（1）（2）（3）列報告了非國有股東超額委派董事-上市公司信息透明度-企業(yè)全要素生產(chǎn)率的回歸結(jié)果。其中第（1）列為中介效應(yīng)第一步的回歸結(jié)果，關(guān)注變量Above的系數(shù)為正且在1%的水平上通過了顯著性檢驗，說明非國有股東超額委派董事能夠顯著提升企業(yè)的全要素生產(chǎn)率，假設(shè)1得到了驗證。表4第（2）列為中介效應(yīng)第二步的回歸結(jié)果，由表可知，關(guān)注變量Above的系數(shù)顯著為正，表明非國有股東超額委派董事能夠有效提升上市公司信息透明度。表4第（3）列為中介效應(yīng)第三步的回歸結(jié)果，將非國有股東超額委派董事、上市公司信息透明度同時納入模型中進行檢驗，從表中可以看出Above的回歸系數(shù)為0.247且在1%的水平上顯著，中介變量Trans系數(shù)為正且在5%水平上通過顯著性檢驗，說明上市公司信息透明度在非國有股東超額委派董事影響全要素生產(chǎn)率之間發(fā)揮了部分中介效應(yīng)，假設(shè)2得到驗證。

表4第（4）（5）（6）列報告了非國有股東超額委派董事-創(chuàng)新水平-企業(yè)全要素生產(chǎn)率的回歸結(jié)果。第（5）列的Above的回歸系數(shù)為0.286，且在10%的水平上顯著，第（6）列將非國有股東超額委派董事和創(chuàng)新同時納入模型后，Above的回歸系數(shù)在1%的水平上顯著為正，說明非國有股東通過超額委派董事，使具備不同專業(yè)背景、知識層次的董事成員匯聚在一起，而這種異質(zhì)性的董事會結(jié)構(gòu)也使國有企業(yè)內(nèi)部知識存量呈現(xiàn)多樣化趨勢，激發(fā)了企業(yè)的創(chuàng)新活力，有效促進了企業(yè)全要素生產(chǎn)率提升，由此假設(shè)3得到驗證。

以上結(jié)果表明，上市公司信息透明度的改善、創(chuàng)新水平的提升均對全要素生產(chǎn)率具有顯著的促進效應(yīng)。此外，通過對比表4中介效應(yīng)模型中各組第三步和第一步Above回歸系數(shù)發(fā)現(xiàn)，在引入Trans、Rd這些中介變量后，第三步的回歸系數(shù)均小于第一步的回歸系數(shù)，說明上述中介變量在非國有股東超額委派董事與企業(yè)全要素生產(chǎn)率作用中發(fā)揮了部分中介效應(yīng)。綜上分析，兩大機制的作用效應(yīng)均得到驗證。

（四）穩(wěn)健性檢驗和內(nèi)生性問題的考慮

為了確保本文研究結(jié)論的穩(wěn)健性，我們采用替換變量度量方式、改變樣本組成、改變模型設(shè)定、工具變量等方法對基準回歸結(jié)果進行了穩(wěn)健性檢驗和內(nèi)生性檢驗，具體結(jié)果表5所示。

1.替換企業(yè)全要素生產(chǎn)率度量方式

本文在主回歸中采用LP法計算企業(yè)全要素生產(chǎn)率，為提高數(shù)據(jù)測算的準確性和結(jié)論的可靠性，參考Krishnan等[27]的研究思路，在穩(wěn)健性檢驗中采用OP半?yún)?shù)法重新對企業(yè)全要素生產(chǎn)率進行測度（Tfp-op）。替換度量方式后的回歸結(jié)果如表5第（1）列所示，研究結(jié)果顯示Above系數(shù)顯著為正，證明了回歸結(jié)果是穩(wěn)健的。

2.替換非國有股東超額委派董事度量方式

本文在主回歸中采用虛擬變量來衡量非國有股東是否超額委派董事，穩(wěn)健性檢驗中本文參考馮慧群和郭娜[4]的研究思路，以非國有股東委派董事比例與其持股比例之差重新對解釋變量進行衡量，更換非國有股東超額委派董事度量方式后的回歸結(jié)果如表5第（2）列所示。結(jié)果與主回歸結(jié)果一致。

3.更改樣本組成

為排除其他行業(yè)對研究結(jié)論產(chǎn)生的影響，本文進一步選取具有代表性的制造業(yè)樣本驗證非國有股東超額委派董事與企業(yè)全要素生產(chǎn)率之間的關(guān)系，回歸結(jié)果如表5第（3）列所示，結(jié)果顯示Above系數(shù)仍顯著為正，進一步支持了文章基本結(jié)論。

4.改變模型的設(shè)定

考慮到遺漏變量和企業(yè)層面異質(zhì)性問題的影響，本文參考Desbordes和Wei[28]的做法，進一步控制個體固定效應(yīng)和時間固定效應(yīng)，對基準實證模型進行穩(wěn)健性檢驗。表5第（4）列為控制個體固定效應(yīng)的回歸結(jié)果，第（5）列為控制個體和時間雙向固定效應(yīng)的回歸結(jié)果。結(jié)果顯示，核心解釋變量的估計系數(shù)均在不同程度的統(tǒng)計水平下顯著，控制變量的符號均未發(fā)生實質(zhì)性變化，說明回歸結(jié)果不因模型設(shè)定方法的改變而發(fā)生變化，進一步驗證前文回歸結(jié)果的可靠性。

5.自選擇問題的處理——傾向性得分匹配

為處理非國有股東超額委派董事與企業(yè)全要素生產(chǎn)率間可能存在的內(nèi)生性問題，本文采用傾向得分匹配法對匹配成功后的樣本重新展開檢驗，具體操作步驟為：首先，參考吳靜樺等[29]、余怒濤等[30]的研究思路，本文選擇公司規(guī)模（Asset）、資產(chǎn)負債率（Lev）、公司成長能力（Growth）以及盈利能力水平（Roa）作為企業(yè)特征變量進行匹配，執(zhí)行Logit回歸。然后采用1對1 的最近鄰匹配方式，為觀測樣本找到一個與之最接近的公司。最后本文對匹配成功的樣本重新進行回歸。表5第（6）列報告了匹配后的回歸結(jié)果，結(jié)果顯示，非國有股東超額委派董事的回歸系數(shù)在10%的水平上顯著為正，與本文主回歸結(jié)果保持一致。

6.反向因果問題——解釋變量及所有控制變量均滯后一期

企業(yè)的生產(chǎn)率水平差異可能會向外界傳遞不同的信號，影響外部投資者對企業(yè)的預(yù)期，高全要素生產(chǎn)率的企業(yè)更能積極地進行混合所有制改革，增加非國有股東超額委派董事的可能性。為排除該反向因果的作用，本文參考余怒濤等[30]的方法，將解釋變量及所有控制變量均滯后1期。具體回歸結(jié)果如表5第（7）列 所示，結(jié)果并未發(fā)生顯著改變，因此企業(yè)全要素生產(chǎn)率與非國有股東超額委派董事之間在考慮了反向因果問題后前文的結(jié)論仍保持不變。

五、進一步分析

前文基于整體層面的回歸為非國有股東超額委派董事與企業(yè)全要素生產(chǎn)率的關(guān)系提供了初步經(jīng)驗證據(jù)，但并未考慮企業(yè)之間的異質(zhì)性。因此，本文擬從以下角度對非國有股東超額委派董事展開異質(zhì)性檢驗并進行對比分析，結(jié)果見表6。

（一）基于市場化發(fā)展程度差異

考慮到市場化程度不同，企業(yè)所面臨的行業(yè)競爭也存在著很大差異，為此本文參考易玄等[31]的做法，采用市場化指數(shù)來衡量樣本企業(yè)外部市場化發(fā)展程度，構(gòu)建Aquad虛擬變量并按照其中位數(shù)分組，若企業(yè)所處外部市場化發(fā)展程度高于中位數(shù)，則Aquad取值為1，否則取0。表6第（1）、（2）列報告了不同市場化發(fā)展程度下非國有股東超額委派董事對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的作用效果?；貧w結(jié)果顯示，在市場化發(fā)展程度較高的企業(yè)中Above回歸系數(shù)為0.348，且在1%的水平下顯著，即非國有股東超額委派董事對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的促進效應(yīng)在市場化發(fā)展程度較高的企業(yè)更為明顯。原因可能是：當企業(yè)處于外部市場化程度較高的地區(qū)時，非國有股東治理更不容易受到地方行政的約束和限制，在外部各項規(guī)章制度相對完善的前提下，再有企業(yè)內(nèi)部非國有股東超額委派董事的監(jiān)督，能夠有效改善公司信息透明度，提升企業(yè)全要素生產(chǎn)率。

（二）基于分析師關(guān)注度差異

分析師通過對企業(yè)信息進行有效的收集和識別，一定程度上增加了企業(yè)對資本市場的信息供給，進而起到外部治理作用。因此本文基于分析師關(guān)注度差異，得到分析師關(guān)注度中位數(shù)并構(gòu)建Aquad虛擬變量，若企業(yè)得到的分析師關(guān)注度高于中位數(shù)，則Aquad取值為1，否則為0。表6第（3）、（4）列報告了不同分析師關(guān)注程度下非國有股東超額委派董事對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的作用效果?；貧w結(jié)果顯示，在分析師關(guān)注度較低的企業(yè)中Above回歸系數(shù)為0.552且在1%的水平下顯著，即非國有股東超額委派董事對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的促進效應(yīng)在分析師關(guān)注程度較低的企業(yè)更為明顯。原因可能是：較高的分析師關(guān)注度雖然在一定程度上向外界披露了更多關(guān)于企業(yè)價值的信息，緩解了企業(yè)與外部投資者之間的信息不對稱程度[32]，但與此同時也間接增加了管理層的業(yè)績壓力，使得管理層更加短視化，不利于企業(yè)創(chuàng)新研發(fā)和全要素生產(chǎn)率的提升。

（三）基于企業(yè)所處行業(yè)特征

企業(yè)所處行業(yè)不同，其對創(chuàng)新的重視程度和投入力度也存在著明顯差異，最終將影響對全要素生產(chǎn)率的作用效果。因此本文基于企業(yè)所處行業(yè)差異，構(gòu)建Aquad虛擬變量，若企業(yè)所屬行業(yè)為高新技術(shù)企業(yè)，則Aquad取值為1，否則為0。表6第（5）、（6）列報告了企業(yè)在所處行業(yè)特征存在差異的情形下非國有股東超額委派董事對全要素生產(chǎn)率的作用效果?；貧w結(jié)果顯示，高新技術(shù)企業(yè)中非國有股東超額委派董事系數(shù)為0.097且在5%的水平下顯著，表明與非高新技術(shù)企業(yè)相比，高新技術(shù)企業(yè)非國有股東超額委派董事對全要素生產(chǎn)率的促進效應(yīng)更為明顯。這可能是因為：高新技術(shù)企業(yè)往往具有更強的創(chuàng)新意識，且國有企業(yè)通常具有政府背景，使企業(yè)能夠有充足的科研經(jīng)費不斷開展技術(shù)創(chuàng)新，獲得相應(yīng)的技術(shù)優(yōu)勢。再加之超額委派董事權(quán)利為非國有股東委派技術(shù)創(chuàng)新方面的專業(yè)董事提供了有利條件，有利于相關(guān)研發(fā)部門做出科學(xué)合理的創(chuàng)新決策，因此非國有股東超額委派董事對于高新技術(shù)企業(yè)的生產(chǎn)率提升效果更為明顯。

六、研究結(jié)論與啟示

董事會是一個公司內(nèi)部戰(zhàn)略的決策機構(gòu)及核心，因此打造自主決策的董事會、加強董事會建設(shè)并保障董事會職權(quán)的行使至關(guān)重要。然而現(xiàn)階段國有企業(yè)董事會可能并不具備自主決策的權(quán)利，特別是非國有股東委派的董事更沒有足夠的話語權(quán)，無法對內(nèi)部人進行有效監(jiān)督和制約。故本文打破原有非國有股東控制權(quán)與所持股權(quán)對等配置，研究非國有股東超額委派董事對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響具有重要的理論價值和現(xiàn)實意義?；诖?，本文基于2009—2020年滬深 A 股國有上市公司的相關(guān)數(shù)據(jù)，深入探究了非國有股東超額委派董事對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響。研究結(jié)果表明：首先，非國有股東僅僅委派董事并不能有效提升企業(yè)全要素生產(chǎn)率，只有在超額委派董事時才能發(fā)揮提升全要素生產(chǎn)率的作用效果，即非國有股東控制權(quán)超越其所持股權(quán)時才能起到治理作用。其次，非國有股東超額委派董事可以借助提升國有上市公司信息透明度，激發(fā)國有企業(yè)創(chuàng)新活力，從而間接促進企業(yè)全要素生產(chǎn)率提升。在穩(wěn)健性檢驗和內(nèi)生性檢驗中，我們通過替換變量度量方式、更改樣本構(gòu)成、改變模型設(shè)定等一系列方法，并考慮了自選擇問題和反向因果問題后保證了上述研究結(jié)論的可靠性。最后，我們發(fā)現(xiàn)非國有股東超額委派董事對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的促進作用因市場化發(fā)展程度、分析師關(guān)注度和企業(yè)所處的行業(yè)特征不同而存在異質(zhì)性。具體而言，非國有股東超額委派董事在市場化發(fā)展程度較高、分析師關(guān)注度較低以及高新技術(shù)企業(yè)中對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升效應(yīng)更為顯著，這說明企業(yè)所處行業(yè)特征及外部制度環(huán)境均會對非國有股東參與國企治理的效果產(chǎn)生影響?；诒疚牡难芯拷Y(jié)果，可得如下政策啟示。

第一，完善非國有股東參與公司治理的制度環(huán)境和投資者保護機制，避免混合所有制改革“流于形式”。本文研究結(jié)果表明，當為非國有股東賦予足夠的控制權(quán)時，非國有股東既有意愿也有能力積極參與國有企業(yè)治理。因此，國有企業(yè)在積極推進混改時，需建立嚴格、全面的監(jiān)督體系，充分發(fā)揮非國有資本的經(jīng)營優(yōu)勢和監(jiān)督作用，不能僅僅停留在以往引入非國有股東股權(quán)的表面上，更要在實質(zhì)上確保其權(quán)利，特別是給予非國有股東參與到董事會層面經(jīng)營決策的權(quán)利，在真正意義上實現(xiàn)不同所有制之間的資本交叉和相互融合，切實保障非國有股東在參與公司治理中的話語權(quán)，防范國有資產(chǎn)和投資效率的無效損失。

第二，引入高質(zhì)量非國有股東，切實保障非國有股東權(quán)益。本文研究結(jié)論表明只有非國有股東超額委派董事時才會對企業(yè)全要素生產(chǎn)率真正發(fā)揮作用，如果僅僅賦予非國有股東與其持股比例對等的權(quán)利，在國有資本體量大、擁有較大控制權(quán)的前提下不足以與國有企業(yè)大股東進行權(quán)利制衡，也難以充分發(fā)揮其監(jiān)督和治理作用。即與單純的股權(quán)混合相比，非國有股東參與董事會治理對企業(yè)價值創(chuàng)造的促進作用更大。因此企業(yè)應(yīng)在逐步降低國有股權(quán)持股比例的同時引入更多的非國有資本，并適當降低非國有股東具備委派董事權(quán)利時持有的股權(quán)門檻，在此基礎(chǔ)上通過簡政放權(quán)，將部分經(jīng)營管理權(quán)放給非國有股東，充分調(diào)動其治理積極性從而實現(xiàn)國有企業(yè)資產(chǎn)的高效率利用。

第三，發(fā)展混合所有制應(yīng)結(jié)合國有企業(yè)所處外部環(huán)境及行業(yè)特征分類推進。本文研究發(fā)現(xiàn)非國有股東超額委派董事在市場化發(fā)展程度較高、分析師關(guān)注度較低以及高新技術(shù)企業(yè)中對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響更明顯。因此，企業(yè)應(yīng)在不違背國有企業(yè)混改整體思路和路線的原則下，根據(jù)其發(fā)展的主攻方向“因地制宜”“因企制宜”，盡可能實現(xiàn)“一企一策”，促進國企混改分類、分階段高效推進。例如，政府在制定相關(guān)政策時應(yīng)重點關(guān)注和扶持市場化程度較低地區(qū)的國有企業(yè)治理模式，促進其學(xué)習(xí)和借鑒市場化程度較高地區(qū)國有企業(yè)的混合所有制改革經(jīng)驗，再結(jié)合本地區(qū)實際情況逐步完善外部市場環(huán)境，最終完成國企改革總體目標，提升國有企業(yè)全要素生產(chǎn)率和全球競爭力。

參考文獻：

[1]沈昊，楊梅英.混改條件下股權(quán)結(jié)構(gòu)與國資監(jiān)管方式的選擇——基于多案例角度研究[J].管理評論，2020，（3）：323-336.

[2]廖飛梅，萬壽義，葉松勤.國企混改、競爭戰(zhàn)略與費用粘性[J].審計與經(jīng)濟研究，2020，（4）：88-104.

[3]馬新嘯，湯泰劼，鄭國堅.混合所有制改革能化解國有企業(yè)產(chǎn)能過剩嗎？[J].經(jīng)濟管理，2021，（2）：38-55.

[4]馮慧群，郭娜.非國有股東超額委派董事能否提高會計信息質(zhì)量？——基于國企混改背景[J].會計研究，2021，（5）：15-31.

[5]張維迎.所有制、治理結(jié)構(gòu)及委托—代理關(guān)系——兼評崔之元和周其仁的一些觀點[J].經(jīng)濟研究，1996，（9）：3-15，53.

[6]李海英，李雙海，畢曉方.雙重股權(quán)結(jié)構(gòu)下的中小投資者利益保護——基于Facebook收購WhatsApp的案例研究[J].中國工業(yè)經(jīng)濟，2017，（1）：174-192.

[7]鄭志剛，鄒宇，崔麗.合伙人制度與創(chuàng)業(yè)團隊控制權(quán)安排模式選擇——基于阿里巴巴的案例研究[J].中國工業(yè)經(jīng)濟，2016，（10）：126-143.

[8]劉漢民，齊宇，解曉晴.股權(quán)和控制權(quán)配置：從對等到非對等的邏輯——基于央屬混合所有制上市公司的實證研究[J].經(jīng)濟研究，2018，（5）：175-189.

[9]Oliver Hart.Financial Contracting[J].Journal of Economic Literature，2001，（4）：1079-1100.

[10]盛明泉.激勵機制錯位與企業(yè)全要素生產(chǎn)率研究[M].北京：科學(xué)出版社，2021.

[11]楊孝青，岳愛武.習(xí)近平關(guān)于科技創(chuàng)新重要論述的四重維度研究[J].江淮論壇，2020，（1）：40-46.

[12]張維迎，吳有昌，馬捷.公有制經(jīng)濟中的委托人—代理人關(guān)系：理論分析和政策含義[J].經(jīng)濟研究，1995，（4）：10-20.

[13]李文貴，余明桂.民營化企業(yè)的股權(quán)結(jié)構(gòu)與企業(yè)創(chuàng)新[J].管理世界，2015，（4）：112-125.

[14]張斌，李宏兵，陳巖.所有制混合能促進企業(yè)創(chuàng)新嗎？——基于委托代理沖突與股東間沖突的整合視角[J].管理評論，2019，（4）：42-57.

[15]Hutzschenreuter T，Horstkotte J.Performance effects of top management team demographic faultlines in the process of product diversification[J].Strategic Management Journal，2013，（6）：704-726.

[16]李政，楊思瑩.國家高新區(qū)能否提升城市創(chuàng)新水平？[J].南方經(jīng)濟，2019，（12）：49-67.

[17]Levinsohn，J.，Petrin，A .Estimating Production Functions Using Inputs to Control for Unobservables[J].The Review of Economic Studies，2003，70（2）：317-341.

[18]徐壽福，姚禹同.股價信息含量與非金融企業(yè)金融化[J].會計研究，2021，（8）：22-37.

[19]黎文靖，鄭曼妮.實質(zhì)性創(chuàng)新還是策略性創(chuàng)新？——宏觀產(chǎn)業(yè)政策對微觀企業(yè)創(chuàng)新的影響[J].經(jīng)濟研究，2016，（4）：60-73.

[20]蔡衛(wèi)星，倪驍然，趙盼，楊亭亭.企業(yè)集團對創(chuàng)新產(chǎn)出的影響：來自制造業(yè)上市公司的經(jīng)驗證據(jù)[J].中國工業(yè)經(jīng)濟，2019，（1）：137-155.

[21]徐雨婧，沈瑤，胡珺.進口鼓勵政策、市場型環(huán)境規(guī)制與企業(yè)創(chuàng)新——基于政策協(xié)同視角[J].山西財經(jīng)大學(xué)學(xué)報，2022，（2）：76-90.

[22]盛明泉，陳一玲，鮑群.國企混合所有制改革對全要素生產(chǎn)率的影響、作用機制與異質(zhì)性研究[J].經(jīng)濟縱橫，2021，（7）：47-56.

[23]盛明泉，劉悅.外商直接投資如何影響企業(yè)全要素生產(chǎn)率[J].現(xiàn)代經(jīng)濟探討，2021，（6）：84-93.

[24]盛明泉，任僑，王文兵.激勵機制錯位矯正與企業(yè)全要素生產(chǎn)率提升研究[J].管理學(xué)報，2021，（6）：843-852.

[25]Bulter，A.，and J.Cornaggia.Does Access to External Finance Improve Productivity？Evidence from a Natural Experiment[J].Journal of Financial Economics，2011，99：184-203.

[26]孔東民，王亞男，代昀昊.為何企業(yè)上市降低了生產(chǎn)效率？——基于制度激勵視角的研究[J].金融研究，2015，（7）：76-97.

[27]Krishnan K，Nandy D K，Puri M.Does Financing Sur Small Business Productivity？ Evidence from a Natural Experiment[J].The Review of Financial Studies，2015，28（6）：1768–1809.

[28]Desbordes，R.and S.J.Wei.The Effects of Financial Development on Foreign Direct? Investment[J].Journal of Development Economics，2017，127：153-168.

[29]吳靜樺，王靖茹，劉建秋，王紅建.貸款利率市場化改革與企業(yè)全要素生產(chǎn)率——來自貸款利率上下限放開的微觀證據(jù)[J].會計研究，2021，（4）：145-156.

[30]余怒濤，張華玉，劉昊.非控股大股東與企業(yè)金融化：蓄水池還是套利工具？[J].南開管理評論，2021，（9）：1-33.

[31]易玄，吳蓉，謝志明.資本市場扶貧新政促進了貧困地區(qū)企業(yè)價值創(chuàng)造嗎——基于新三板掛牌企業(yè)的實證[J].會計研究，2021， （9）：136-149.

[32]黎日榮.融資約束、生產(chǎn)率與企業(yè)出口競爭力[J].國際經(jīng)貿(mào)探索，2016，（5）：4-19.

（責(zé)任編輯 吳曉妹）