王亞男，葛玉輝

(上海理工大學 管理學院，上海 200093)

自2013年黨的十八屆三中全會通過《中共中央關(guān)于全面深化改革若干重大問題的決定》，提出積極發(fā)展混合所有制經(jīng)濟以來，國家陸續(xù)出臺了《關(guān)于進一步優(yōu)化企業(yè)兼并重組市場環(huán)境的意見》等指導意見。2015年8月，黨中央、國務院頒布了《關(guān)于深化國有企業(yè)改革的指導意見》，提出分類推進國有企業(yè)改革，完善現(xiàn)代企業(yè)制度和國有資產(chǎn)管理體制，強化監(jiān)督防止國有資產(chǎn)流失，開啟了國有企業(yè)改革發(fā)展的新篇章，至此分類、分層推進國有企業(yè)混合所有制改革成為重中之重。2017年黨的十九大報告中明確提出“深化國有企業(yè)改革，發(fā)展混合所有制經(jīng)濟，培育具有全球競爭力的世界一流企業(yè)”。國有企業(yè)混合所有制改革并不是簡單的籌資改革，其核心是聯(lián)合非公有制資本，發(fā)揮其活力與創(chuàng)造力，提高投資營運效率[1]。

在國有企業(yè)混合所有制改革持續(xù)推進的大背景下，企業(yè)股權(quán)制衡及其引起的高管團隊特征變動對企業(yè)績效產(chǎn)生影響與否，是當前國有企業(yè)混合所有制改革的理論與實踐的熱點之一。目前關(guān)于股權(quán)制衡與企業(yè)績效關(guān)系的研究，大多直接探討兩者之間的關(guān)系，很少研究兩者關(guān)系里面的作用路徑和影響機理。企業(yè)高管團隊作為企業(yè)的經(jīng)營者，其團隊特征勢必會對企業(yè)績效產(chǎn)生影響。國有企業(yè)在進行混合所有制改革的過程中，將民營資本和國有資本混合，形成交叉持股的股權(quán)制衡局面，在資本混合的過程中，有可能是通過影響高管團隊的構(gòu)成影響企業(yè)績效。

中國制造2015提出通過“三步走”實現(xiàn)制造強國的戰(zhàn)略目標，是中國政府實施制造強國戰(zhàn)略第一個十年的行動綱領。國有制造業(yè)是國民經(jīng)濟的主體，是立國之本、興國之器、強國之基，也是國有企業(yè)混合所有制改革重要的試點領域，因此選擇國有制造業(yè)作為研究樣本具有較強的代表性和現(xiàn)實意義。以產(chǎn)權(quán)理論、分權(quán)控制理論、委托代理理論和高層梯隊理論為基礎，研究我國國有制造業(yè)上市公司中股權(quán)制衡是否會對企業(yè)績效產(chǎn)生影響和產(chǎn)生怎樣的影響，以及高管團隊特征在股權(quán)制衡與企業(yè)績效關(guān)系間的作用機理，即高管團隊特征是否發(fā)揮中介效應。

一、文獻綜述

1. 股權(quán)制衡與企業(yè)績效

股權(quán)制衡是指通過股權(quán)安排，在主要股東中形成內(nèi)部控制系統(tǒng)，實現(xiàn)大股東的相互監(jiān)督和控制，防止出現(xiàn)“一股獨大”的局面[2]。已有研究中對股權(quán)制衡度是否有利進行了充分的探討，存在三種觀點：股權(quán)制衡正向論、股權(quán)制衡負向論和股權(quán)制衡無效論。

(1) 股權(quán)制衡正向論。很多學者認為，企業(yè)中若存在多個大股東相互制衡，有利于企業(yè)績效的提升。Benjamin等[3]指出，公司中不同資本間交叉持股對企業(yè)績效有正向影響。張良等[4]研究發(fā)現(xiàn)，無論是國有企業(yè)還是民營企業(yè)，股權(quán)制衡對于企業(yè)績效的提升都有很大的幫助。陳德萍、陳永圣[5]運用GMM模型對創(chuàng)業(yè)板的上市公司進行了分析，發(fā)現(xiàn)股權(quán)制衡度低，大小股東之間會存在利益分歧，從而降低了企業(yè)績效。龔光明、張柳亮[6]基于內(nèi)外生雙重視角進行分析，得出股權(quán)制衡度與企業(yè)績效呈顯著正相關(guān)關(guān)系。

(2) 股權(quán)制衡負向論。一些學者研究也發(fā)現(xiàn)，企業(yè)績效會受股權(quán)制衡影響而降低。周赫對中國上市公司進行實證研究，發(fā)現(xiàn)股權(quán)制衡對企業(yè)績效具有負向影響，隨著公司股權(quán)制衡度的提高，經(jīng)營績效降低[7]。María等[8]研究發(fā)現(xiàn)，大股東意見不一致，導致公司錯過最佳制定戰(zhàn)略和決策的時機，從而影響企業(yè)績效的提升。劉銀國等[9]以滬市機械、設備、儀表類公司為樣本進行檢驗，發(fā)現(xiàn)股權(quán)制衡度與企業(yè)績效呈負相關(guān)關(guān)系。

(3) 股權(quán)制衡無效論。持這一觀點的學者認為，要根據(jù)公司的具體情況來分析股權(quán)制衡對企業(yè)績效的影響。顏愛民[10]基于企業(yè)生命周期視角，研究得出股權(quán)制衡與企業(yè)績效不具有顯著的曲線關(guān)系的結(jié)論。隋靜等[11]通過分位數(shù)回歸的分析方法發(fā)現(xiàn)，股權(quán)制衡對上市公司價值影響存在明顯的非線性異質(zhì)效應。楊文君等[12]以家族企業(yè)為研究對象，發(fā)現(xiàn)股權(quán)制衡度與企業(yè)價值之間的關(guān)系為非平滑對稱的曲線。不同的學者研究結(jié)果有差異甚至完全相反，學者們對于股權(quán)制衡與企業(yè)績效之間的關(guān)系一直都存在著爭論。

2. 高層團隊特征與企業(yè)績效

隨著高層梯隊理論的發(fā)展和完善，高管團隊異質(zhì)性體現(xiàn)在不同的維度上，既包括性別和年齡等生理特征異質(zhì)性，也包括任期、受教育程度等任期異質(zhì)性[13]，因此，國內(nèi)外學者主要從年齡、任期、教育水平和職能經(jīng)驗四個方面對高管團隊異質(zhì)性進行測度[14]。張春雨等[15]發(fā)現(xiàn)年齡和任期異質(zhì)性對企業(yè)績效有顯著正向影響；而職能經(jīng)驗異質(zhì)性和教育水平異質(zhì)性導致團隊分歧與團隊沖突，從而對企業(yè)績效產(chǎn)生顯著負向影響。王益民等[16]研究發(fā)現(xiàn)教育異質(zhì)性和職業(yè)異質(zhì)性為高管團隊提供了多樣化的信息來源，對企業(yè)績效存在顯著正向影響。Boden等[17]通過研究企業(yè)高管的性別與企業(yè)績效之間的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)企業(yè)高管為女性時，企業(yè)有更好的生存率。曹晶等[18]通過研究高管團隊權(quán)力分布與企業(yè)績效的關(guān)系發(fā)現(xiàn)，高管團隊權(quán)力分布的不均衡程度與企業(yè)績效存在顯著負相關(guān)關(guān)系。朱晉偉等[19]也從高管團隊年齡、性別、教育程度和任期等方面研究證明了高管團隊異質(zhì)性對企業(yè)績效影響顯著。周曉惠等[20]研究發(fā)現(xiàn)，在高管團隊特征中，年齡和任期異質(zhì)性影響企業(yè)績效，而性別、教育程度對企業(yè)績效并無顯著影響。

3. 研究述評

通過對股權(quán)制衡以及高管團隊特征對企業(yè)績效的影響的相關(guān)文獻的梳理發(fā)現(xiàn)，隨著國有企業(yè)混合所有制改革的實施和不斷深入，學者們對混合所有制的研究不僅僅局限在所有制結(jié)構(gòu)的研究上，更從公司治理、股權(quán)制衡等微觀公司層面展開了研究。(1)有關(guān)股權(quán)制衡與企業(yè)績效關(guān)系的研究多數(shù)直接研究兩者的關(guān)系，很少有學者研究兩者之間的作用機理和傳導路徑。(2)有關(guān)高管團隊和企業(yè)績效之間關(guān)系的研究結(jié)論不一，兩者關(guān)系會因受到各種因素的影響而呈現(xiàn)出完全不同的特點，而且很少有學者基于國有企業(yè)混合所有制改革這個背景對其進行研究。(3)很少有學者對高管特征在股權(quán)制衡和企業(yè)績效間的作用機理進行研究。因此，本文主要以國有制造業(yè)上市公司為樣本，研究股權(quán)制衡對企業(yè)績效的影響，以及高管團隊特征是否在股權(quán)制衡與企業(yè)績效之間發(fā)揮中介效應。

二、研究假設

1. 股權(quán)制衡與企業(yè)績效

根據(jù)現(xiàn)代產(chǎn)權(quán)理論[21-22]，股東一方面行使所有權(quán)權(quán)益，另一方面以出資額為限承擔有限責任，由于不同性質(zhì)的資本的特點和目標不同，不同股東有不同的公司治理偏好[23]。由Bolton等[24-27]提出的分權(quán)控制理論認為，通過引入新的投資者，可以形成股東間競爭關(guān)系，在股東之間爭奪控制權(quán)的過程中，其他大股東無法起到監(jiān)督作用，導致代理成本上升從而產(chǎn)生效率損失、企業(yè)績效下降?，F(xiàn)代產(chǎn)權(quán)理論和分權(quán)控制理論共同構(gòu)成了目前中國國有企業(yè)混合所有制改革的理論基礎[28]。徐莉萍等[29]研究發(fā)現(xiàn)，股權(quán)制衡過高會導致企業(yè)經(jīng)營績效的下降。趙景文等[30]研究指出，企業(yè)存在的“一股獨大”現(xiàn)象未必是壞事，用股權(quán)制衡不能提高“一股獨大”企業(yè)的經(jīng)營業(yè)績。基于以上分析，本文提出假設H1：

H1股權(quán)制衡不利于提升企業(yè)績效。

2. 股權(quán)制衡、高管團隊特征與企業(yè)績效

委托代理理論認為，現(xiàn)代企業(yè)的所有權(quán)和經(jīng)營權(quán)分離，公司的實際控制者是公司的管理層[31]。在國有企業(yè)混合所有制改革的過程中，進入的異質(zhì)性股東想要獲得一定的控制權(quán)，形成股權(quán)制衡的局面，可能需要通過改變公司高管團隊的構(gòu)成，從而改變公司的經(jīng)營控制情況，進而影響公司的績效水平。根據(jù)高層梯隊理論，高管團隊作為企業(yè)的管理者，其所擁有的價值觀、認知情況等特征，會直接對企業(yè)的戰(zhàn)略決策等產(chǎn)生影響，從而影響公司績效水平。La Porta等[32]研究指出，大股東過多的干預公司管理層會降低管理層的積極性，進而降低企業(yè)績效水平。因此，猜想股權(quán)制衡對企業(yè)績效影響的傳導路徑為不同性質(zhì)的資本混合形成相互制衡的局面，改變了高管團隊的構(gòu)成，使得高管團隊特征發(fā)生了相應的改變，從而對企業(yè)績效產(chǎn)生了影響?；谝陨戏治觯疚奶岢黾僭OH2：

H2高管團隊特征在股權(quán)制衡與企業(yè)績效之間發(fā)揮中介作用。

三、研究設計

1. 樣本選取與數(shù)據(jù)來源

選取2016—2018年國有制造業(yè)上市公司為研究樣本，在樣本的選擇過程中進行如下篩選：(1)刪除2016—2018年間ST、*ST、PT公司，刪除2016—2018年期間上市的公司。(2)刪除所需變量數(shù)據(jù)缺失的觀測值。(3)刪除明顯異常的觀測值。

經(jīng)過初步篩選最終保留樣本數(shù)據(jù)2016年222組、2017年240組、2018年240組，共計702組。公司數(shù)據(jù)均來源于國泰安(CSMAR)數(shù)據(jù)庫和萬得(Wind)數(shù)據(jù)庫。本文使用SPSS 22.0進行數(shù)據(jù)分析和處理，同時在1%的水平下對所有變量進行Winsorize處理。

2. 變量定義

(1) 被解釋變量。由于會計類指標存在易受人操縱、無法反映企業(yè)長期業(yè)績等問題，因此選用托賓Q值(TQ)來衡量企業(yè)績效。

(2) 解釋變量。選取股權(quán)制衡度(Bala)代表第一大股東在公司的控股地位，Bala值越大，股權(quán)制衡度越高，用公司第二、三、四、五大股東持股比例之和與第一大股東持股比例的比值來表示。

(3) 中介變量。從高管團隊的性別(TMTSex)、年齡(TMTAge)、任期(TMTTer)、學歷(TMTEdu)等特征出發(fā)，研究每一個具體高管團隊特征對企業(yè)績效的影響。

(4) 控制變量。根據(jù)現(xiàn)有文獻，結(jié)合本文研究需要，選取以下控制變量：資產(chǎn)負債率(Lev)、公司規(guī)模(Size)、董事會獨立性(Inde)、股權(quán)集中度(Con)、高管團隊持股比例(Rat)；此外，還控制了年份變量(Year)。將所有變量整理如表1所示。

表1 變量說明

3. 模型構(gòu)建

檢驗股權(quán)制衡對企業(yè)績效的整體影響，構(gòu)建模型1，即

TQ=α0+α1Bala+α2Lev+α3Size+α4Inde+

α5Con+α6Rat+α7Year+u1

(1)

檢驗股權(quán)制衡對高管團隊特征產(chǎn)生的影響，構(gòu)建模型2，即

TMTi=β0+β1Bala+β2Lev+β3Size+β4Inde+

β5Con+β6Rat+β7Year+u2

(2)

檢驗高管團隊特征在股權(quán)制衡與企業(yè)績效之間發(fā)揮的中介效應，構(gòu)建模型3，即

TQ=γ0+γ1iTMTi+γ2Bala+γ3Lev+γ4Size+

γ5Inde+γ6Con+γ7Rat+γ8Year+u

(3)

其中，u、u1、u2分別為模型殘差項，i=Sex、Age、Ter、Edu。

三個模型檢驗中介效應過程：若模型(1)股權(quán)制衡度Bala的系數(shù)α1顯著，表明股權(quán)制衡對公司績效具有顯著影響，是進一步中介效應分析的重要前提。以模型(1)為基礎，若模型(2)中股權(quán)制衡度Bala的系數(shù)β1顯著，表明股權(quán)制衡對高管團隊特征具有顯著影響。在模型(1)和模型(2)中α1和β1都顯著的基礎上，若模型(3)中股權(quán)制衡度Bala的系數(shù)γ2顯著，高管團隊特征系數(shù)γ1i顯著，表明股權(quán)制衡對公司績效的影響一部分是通過中介變量高管團隊特征實現(xiàn)的；若模型(3)中股權(quán)制衡度Bala的系數(shù)γ2不顯著，高管團隊特征系數(shù)γ1i顯著，表明股權(quán)制衡對公司績效的影響完全是通過中介變量高管團隊特征實現(xiàn)的。

四、實證結(jié)果與分析

1. 描述性統(tǒng)計分析

表2統(tǒng)計分析了各連續(xù)變量的均值、標準差、中位數(shù)等結(jié)果。數(shù)據(jù)顯示，國有制造業(yè)上市公司間的績效級差較大，最小值為0.196，最大值為16.854，說明部分企業(yè)績效水平有待提高。股權(quán)制衡度均值為0.963，說明國有制造業(yè)上市公司整體上股權(quán)制衡度較高，第二大股東到第五大股東的股權(quán)制衡發(fā)揮了作用，這與任俊義等[33]的研究結(jié)果一致。高管團隊異質(zhì)性方面，性別異質(zhì)性平均值為0.211，異質(zhì)性水平較低，說明高管團隊中性別比例失衡，男性高管數(shù)量要遠多于女性高管數(shù)量；年齡異質(zhì)性平均值為0.136，說明高管團隊年齡差別不大；任期異質(zhì)性平均值為0.590，異質(zhì)性較高，說明高管成員任期差別較大；學歷異質(zhì)性平均值為0.256，異質(zhì)性水平偏低，說明高管成員受教育水平差距不大。股權(quán)集中度較低，均值為0.113，說明我國國有制造業(yè)上市企業(yè)股權(quán)較為分散，但多數(shù)企業(yè)股權(quán)集中度較為合理。董事會獨立性的平均值為0.419，說明我國國有制造業(yè)上市公司董事會設置比例科學，有利于公司的發(fā)展和戰(zhàn)略決策。

表2 變量描述性統(tǒng)計結(jié)果

2. 相關(guān)性分析

各變量的Pearson相關(guān)分析結(jié)果如表3所示。從相關(guān)性檢驗結(jié)果可以看出，股權(quán)制衡度與企業(yè)績效相關(guān)性系數(shù)為-0.149，在1%的水平上顯著負相關(guān)，與假設H1一致，初步驗證了假設H1。高管團隊性別異質(zhì)性、年齡異質(zhì)性和學歷異質(zhì)性與企業(yè)績效相關(guān)性系數(shù)分別為0.093、0.336、0.349，均與企業(yè)績效顯著正相關(guān)，任期異質(zhì)性與企業(yè)績效相關(guān)性系數(shù)為-0.193，與企業(yè)績效顯著負相關(guān)。資產(chǎn)負債率和公司規(guī)模與企業(yè)績效相關(guān)性系數(shù)分別為-0.305和-0.622，與企業(yè)績效顯著負相關(guān)；股權(quán)集中度和高管團隊持股比例與企業(yè)績效相關(guān)性系數(shù)分別為0.099和0.151，與企業(yè)績效顯著正相關(guān)；董事會獨立性與企業(yè)績效相關(guān)性系數(shù)為-0.029，相關(guān)性關(guān)系不顯著。高管團隊特征的中介作用需要運用多元回歸模型進行檢驗。

表3 相關(guān)性分析結(jié)果

表3(續(xù))

3. 回歸結(jié)果分析

在前文相關(guān)性分析的基礎上，對模型進行了回歸分析，表4為模型(1)、(2)的回歸結(jié)果。模型(1)、(2)中連續(xù)變量的方差膨脹因子均小于7，再次說明模型中不存在多重共線性。模型(1)的回歸結(jié)果中，股權(quán)制衡度Bala的系數(shù)為-0.215，在1%的水平上顯著，表明股權(quán)制衡不利于企業(yè)績效的提升，驗證了假設H1，并成為中介效應檢驗的前提。模型(2)中，高管團隊性別異質(zhì)性TMTSex的股權(quán)制衡系數(shù)為-0.033，高管團隊年齡異質(zhì)性TMTAge的股權(quán)制衡系數(shù)為-0.008，高管團隊學歷異質(zhì)性TMTEdu的股權(quán)制衡系數(shù)為-0.017，三者均在1%的水平上顯著，初步判斷三者可能在股權(quán)制衡與企業(yè)績效之間存在中介效應。而高管團隊任期異質(zhì)性TMTTer的股權(quán)制衡系數(shù)不顯著，表明高管團隊任期異質(zhì)性在股權(quán)制衡與企業(yè)績效之間不存在中介效應。高管團隊任期異質(zhì)性的中介作用不顯著，可能是因為不管高管成員任期長短，各個大股東之間都會存在股權(quán)制衡的局面，因此股權(quán)制衡對企業(yè)績效的影響不會通過高管團隊任期異質(zhì)性來實現(xiàn)。

表4 模型(1)和模型(2)回歸結(jié)果

表5為模型(3)的回歸結(jié)果?；貧w結(jié)果中，高管團隊性別異質(zhì)性TMTSex系數(shù)為-1.250，股權(quán)制衡系數(shù)為-0.256，兩者均在1%的水平上顯著；高管團隊年齡異質(zhì)性TMTAge系數(shù)為3.330，股權(quán)制衡系數(shù)為-0.242，兩者均在1%的水平上顯著；高管團隊學歷異質(zhì)性TMTEdu系數(shù)為2.200，股權(quán)制衡系數(shù)為-0.178，兩者均在1%的水平上顯著。結(jié)果表明，高管團隊性別異質(zhì)性、年齡異質(zhì)性和學歷異質(zhì)性這三個高管團隊特征作為部分中介，在股權(quán)制衡與企業(yè)績效間發(fā)揮作用，股權(quán)制衡對企業(yè)績效的影響一部分是通過中介變量實現(xiàn)的，高管團隊性別異質(zhì)性、年齡異質(zhì)性和學歷異質(zhì)性的部分中介效應顯著，驗證了假設H2。

五、結(jié)論與啟示

本文以2016—2018年國有制造業(yè)上市公司為研究樣本，實證檢驗了股權(quán)制衡對企業(yè)績效的影響及作用機理。研究結(jié)果表明：(1)對我國國有制造業(yè)上市公司來說，股權(quán)制衡不利于企業(yè)提升經(jīng)營績效。(2)高管團隊性別異質(zhì)性、年齡異質(zhì)性和學歷異質(zhì)性對股權(quán)制衡與企業(yè)績效的關(guān)系具有部分中介作用，并且在1%的水平上顯著，而高管團隊任期異質(zhì)性在股權(quán)制衡與企業(yè)績效的關(guān)系中不具有中介作用。

表5 模型(3)回歸結(jié)果

對目前國有企業(yè)混合所有制改革有以下啟示：

(1) 研究結(jié)果顯示股權(quán)制衡不利于企業(yè)績效的提升，在國有企業(yè)混改過程中，對于國有制造業(yè)公司，不能一味地增加其他股東的持股比例來制衡第一大股東，股東之間控制權(quán)的爭奪可能導致企業(yè)績效的下降。在積極促進混合所有制改革的同時，應不斷完善公司的治理結(jié)構(gòu)，積極尋找最佳決策體系，強化監(jiān)督，健全管理規(guī)章制度，從而使企業(yè)績效水平得到提高。

(2) 在國企混合所有制改革的過程中，對于國有制造業(yè)上市公司，在積極發(fā)展混合所有制經(jīng)濟的同時，應注意高管團隊成員的招聘和選拔工作，關(guān)注高管團隊成員的異質(zhì)性程度，合理搭配高管團隊班子，股權(quán)制衡和高管團隊特征的關(guān)系影響著企業(yè)經(jīng)營過程中對資源的合理利用與配置，關(guān)系著企業(yè)績效的提升水平。

(3) 政府應降低行政干預，以市場為主體，積極推進市場化改革，為國有企業(yè)混合所有制企業(yè)改革創(chuàng)造一個良好的環(huán)境，明晰改革雙方職責，健全法律制度，為國企改革提供一定的環(huán)境和制度保障。