盛明泉 劉悅 盛安琪

摘要：非國(guó)有股東參與國(guó)有企業(yè)治理是有效提高國(guó)企治理效率、實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的重要途徑。文章基于2009—2020年我國(guó)滬深A(yù)股國(guó)有上市公司的相關(guān)數(shù)據(jù)，通過(guò)手工收集非國(guó)有股東超額委派董事情況，以此檢驗(yàn)其對(duì)國(guó)企上市公司全要素生產(chǎn)率的影響。研究結(jié)果表明，非國(guó)有股東僅僅委派董事并不能對(duì)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(huì)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(chǎng)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(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)，非國(guó)有股東超額委派董事作用于全要素生產(chǎn)率的內(nèi)在機(jī)理在于提升了國(guó)有上市公司信息透明度，激發(fā)了國(guó)有企業(yè)創(chuàng)新活力。該研究為國(guó)有企業(yè)引入非公有資本的途徑和方式提供了新思路，對(duì)促進(jìn)不同所有制之間資本交叉和相互融合具有一定的參考價(jià)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(guó)有股東;高新技術(shù)企業(yè)

中圖分類(lèi)號(hào)：F272? ? 文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A? ? 文章編號(hào)：1001-862X（2022）03-0071-011

一、引 言

近年來(lái)，發(fā)展混合所有制經(jīng)濟(jì)一直是盤(pán)活國(guó)有企業(yè)資本、提升國(guó)有企業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力的基本方向?；旌纤兄聘母镒蕴岢鲋两?，其發(fā)展已經(jīng)取得了顯著成就并逐步通過(guò)來(lái)自市場(chǎng)的認(rèn)可和檢驗(yàn) [1]，對(duì)我國(guó)的制度體系建設(shè)和國(guó)民經(jīng)濟(jì)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(guó)有企業(yè)混改仍停留在形式上的混合，非國(guó)有股東很難獲得足夠的控制權(quán)和話語(yǔ)權(quán)，企業(yè)內(nèi)部深層次的治理結(jié)構(gòu)和機(jī)制問(wèn)題尚未得到根本性解決[2-3]，這嚴(yán)重阻礙了國(guó)有企業(yè)資源配置和生產(chǎn)效率的進(jìn)一步提升。直到2019年，國(guó)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(guó)有企業(yè)提名董事的持股比例，為非國(guó)有股東提名和委派董事從而形成多方制衡的董事會(huì)結(jié)構(gòu)提供了有利條件[4]，其在實(shí)際推行過(guò)程中也取得了顯著成效。例如，中國(guó)聯(lián)通經(jīng)混合所有制改革后，聯(lián)通集團(tuán)股權(quán)比例為36.7%，員工持股達(dá)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(guó)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(huì)結(jié)構(gòu)層面，合計(jì)13人的董事會(huì)規(guī)模中，控股股東僅擁有3個(gè)董事席位，其他10名董事會(huì)席位均為其他股東和獨(dú)立董事。由此可見(jiàn)，這一股權(quán)結(jié)構(gòu)和董事會(huì)結(jié)構(gòu)破除了傳統(tǒng)的思維模式，使得非國(guó)有股東能夠充分發(fā)揮其有效參與國(guó)有企業(yè)治理的積極作用。

與既有文獻(xiàn)相比，本文的邊際貢獻(xiàn)可能體現(xiàn)在：第一，為了揭示非國(guó)有股東委派董事情況對(duì)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(guó)有股東持有股權(quán)和控制權(quán)差異，分別設(shè)置非國(guó)有股東委派董事及超額委派董事變量，該變量的設(shè)計(jì)更準(zhǔn)確地對(duì)非國(guó)有股東參與國(guó)有企業(yè)治理情況進(jìn)行測(cè)度，彌補(bǔ)了僅從股權(quán)層面探究其對(duì)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(guó)有企業(yè)層面，從非國(guó)有股東股權(quán)和控制權(quán)不對(duì)等配置角度出發(fā)，將非國(guó)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(lái)自非國(guó)有股東治理方面的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)，對(duì)提升國(guó)有企業(yè)治理水平和競(jìng)爭(zhēng)力具有重要的參考價(jià)值。第三，本文綜合考慮了非國(guó)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(guó)家和政府制定合理的混合所有制政策提供經(jīng)驗(yàn)支撐。

二、理論分析與實(shí)證假設(shè)

（一）非國(guó)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(guó)要積極發(fā)展混合所有制經(jīng)濟(jì)、完善現(xiàn)代企業(yè)制度，促進(jìn)非公經(jīng)濟(jì)健康發(fā)展?；旌纤兄聘母镏饕瑑刹糠?，即“混資本”和“改機(jī)制”，而董事會(huì)的合理有效建設(shè)屬于“改機(jī)制”中的重要一環(huán)。然而現(xiàn)階段國(guó)有企業(yè)董事會(huì)構(gòu)成還存在著如下弊端：第一，我國(guó)國(guó)有企業(yè)董事會(huì)多為“合規(guī)性董事會(huì)”，即董事會(huì)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(huì)做出，而主要是由國(guó)有企業(yè)大股東做出重大決策。因此，這樣的董事會(huì)構(gòu)成并不具備自主決策的權(quán)利，董事會(huì)形同虛設(shè)。第二，非國(guó)有股東委派的董事很難獲得充分的信息、掌握足夠的話語(yǔ)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(wú)法從根本上解決國(guó)有股東“一股獨(dú)大”的趨勢(shì)。因此經(jīng)混改后非國(guó)有股東仍處于較為被動(dòng)的局面，即使向國(guó)有企業(yè)委派了董事，也并不能擁有足夠的話語(yǔ)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(gè)獨(dú)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(guó)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(duì)等配置的思維模式，這樣的董事會(huì)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(huì)的獨(dú)立決策權(quán)和監(jiān)督管理權(quán);另一方面非國(guó)有股東占據(jù)較大比重的董事會(huì)席位，使得董事會(huì)與國(guó)有企業(yè)管理層關(guān)聯(lián)度有所下降[1]，為公司經(jīng)營(yíng)決策提供了更多來(lái)源于外部非公有資本的意見(jiàn)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。基于此，我們提出如下研究假設(shè)：

假設(shè)H1：非國(guó)有股東只有超額委派董事才會(huì)對(duì)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(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率影響不明顯。

（二）非國(guó)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(guó)有股東相比，非國(guó)有股東在超額委派董事后仍然存在著嚴(yán)重的信息不對(duì)稱，很難對(duì)國(guó)有企業(yè)整體情況進(jìn)行準(zhǔn)確的評(píng)估?；诖?，本文認(rèn)為非國(guó)有股東超額委派董事后的首要目的就是提升國(guó)有上市公司信息透明度[4]，為企業(yè)經(jīng)營(yíng)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(guó)有股東通過(guò)超額委派董事，在一定程度上使得原國(guó)有企業(yè)大股東“一言堂”的局面有所緩解，既保證了國(guó)有股東在董事會(huì)中有足夠的話語(yǔ)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(guó)有股東通過(guò)超額委派董事有權(quán)利和意愿對(duì)國(guó)有企業(yè)管理層進(jìn)行監(jiān)督，提升國(guó)有上市公司信息透明度。其次，國(guó)有股東與非國(guó)有股東在專業(yè)知識(shí)、工作環(huán)境及背景方面均存在著顯著差異，如給予非國(guó)有股東超額委派董事的權(quán)利，在必要時(shí)為非國(guó)有股東引入財(cái)務(wù)方面的專家董事提供了契機(jī)，這些專業(yè)人員的委派一方面使董事會(huì)構(gòu)成呈現(xiàn)多樣性，可以在決策的過(guò)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(cái)務(wù)報(bào)表創(chuàng)造了機(jī)會(huì)，對(duì)國(guó)有企業(yè)信息透明度產(chǎn)生有利影響。最后，由于當(dāng)前公司信息披露機(jī)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(yán)重不足，非國(guó)有股東通過(guò)超額委派董事造成控制權(quán)和股權(quán)不對(duì)等的配置，也會(huì)引起債權(quán)人和外部投資者的持續(xù)關(guān)注，此時(shí)企業(yè)更傾向于嚴(yán)格遵守信息披露要求，對(duì)企業(yè)各類(lèi)信息進(jìn)行更充分的披露。綜上分析，非國(guó)有股東在掌握了充分信息的前提下，能夠?qū)?guó)有企業(yè)整體情況進(jìn)行準(zhǔn)確的評(píng)估，有利于非國(guó)有股東積極參與國(guó)有企業(yè)經(jīng)營(yíng)治理，改善國(guó)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。基于此，我們提出如下研究假設(shè)：

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

（三）非國(guó)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(guó)經(jīng)濟(jì)由高速增長(zhǎng)轉(zhuǎn)向高質(zhì)量發(fā)展階段離不開(kāi)全要素生產(chǎn)率[10]，而全要素生產(chǎn)率的提升更加強(qiáng)調(diào)創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)的作用[11]，盡管現(xiàn)階段我國(guó)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(dá)國(guó)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(guó)有企業(yè)，更要適應(yīng)經(jīng)濟(jì)環(huán)境的轉(zhuǎn)變，為我國(guó)實(shí)現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展目標(biāo)起到引領(lǐng)作用。一方面，根據(jù)代理人效應(yīng)，國(guó)有企業(yè)經(jīng)過(guò)混合所有制改革，如賦予非國(guó)有股東超額委派董事的權(quán)利，在降低國(guó)有股權(quán)持股比例的同時(shí)，也加強(qiáng)了對(duì)國(guó)企管理層的監(jiān)督，并通過(guò)發(fā)揮非公有資本獨(dú)特的優(yōu)勢(shì)改善公司制度體系、調(diào)動(dòng)員工積極性[12]，使其開(kāi)展更多的創(chuàng)新活動(dòng)[13]，著眼于企業(yè)長(zhǎng)期穩(wěn)定發(fā)展;另一方面，非國(guó)有股東通過(guò)超額委派董事優(yōu)化了董事會(huì)規(guī)模構(gòu)成，增加了國(guó)有企業(yè)內(nèi)部知識(shí)存量?；诜菄?guó)有股東的“逐利天性”，他們通常有更強(qiáng)的創(chuàng)新意識(shí)，并期望通過(guò)創(chuàng)新以獲取高回報(bào)，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(huì)做出科學(xué)合理的創(chuàng)新投資決策[15]，減少國(guó)有企業(yè)資源錯(cuò)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(guó)有股東超額委派董事通過(guò)提升企業(yè)創(chuàng)新水平從而對(duì)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(jì)

（一）數(shù)據(jù)處理及來(lái)源

為了研究非國(guó)有股東超額委派董事對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響，本文選取2009—2020年中國(guó)滬深A(yù)股國(guó)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(diǎn)，主要考慮到我國(guó)完成股權(quán)分置改革的時(shí)間為2008年;考慮到非上市國(guó)有企業(yè)混合所有制改革力度較弱以及具體落實(shí)情況無(wú)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(guó)有企業(yè)。此外，基于研究需要對(duì)初始樣本數(shù)據(jù)做如下處理：（1）刪除金融類(lèi)、ST、*ST類(lèi)上市公司;（2）剔除關(guān)鍵變量指標(biāo)缺失或存在明顯異常的公司;（3）為消除極端值的影響，對(duì)主要連續(xù)變量在1%和99%水平上進(jìn)行縮尾處理。上述涉及上市公司相關(guān)財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)來(lái)自于CSMAR 和Wind數(shù)據(jù)庫(kù)，非國(guó)有股東超額委派董事數(shù)據(jù)經(jīng)查看公司年報(bào)、根據(jù)董事的主要工作經(jīng)歷及背景資料確認(rèn)非國(guó)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(guó)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(biāo)是衡量企業(yè)效率的綜合指標(biāo)，常見(jiàn)的測(cè)量方法主要有OLS、OP、LP、FE、DEA 等。考慮到傳統(tǒng)估計(jì)方法中存在的內(nèi)生性問(wèn)題，本文參考Levinsohn和Petrin[17]的半?yún)?shù)估計(jì)方法，運(yùn)用LP法對(duì)企業(yè)層面的全要素生產(chǎn)率進(jìn)行估計(jì)。具體測(cè)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(shí)間，Y為主營(yíng)業(yè)務(wù)收入的對(duì)數(shù)，lnK為固定資產(chǎn)凈值的對(duì)數(shù)，lnYgrs為員工數(shù)量的對(duì)數(shù)，lnMat為購(gòu)入商品和接受勞務(wù)支付的現(xiàn)金取對(duì)數(shù)，Year和Ind 為控制年度和行業(yè)效應(yīng)，ε為誤差項(xiàng)。對(duì)（1）式進(jìn)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(guó)有股東超額委派董事

非國(guó)有股東委派董事情況為本文的解釋變量，具體包括兩個(gè)層次，一是根據(jù)非國(guó)有股東是否向國(guó)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(guó)有股東向國(guó)有企業(yè)超額委派董事情況，具體判斷標(biāo)準(zhǔn)為：若非國(guó)有股東委派董事比例與非國(guó)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(duì)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(biāo)，具體為盈余質(zhì)量、分析師跟蹤人數(shù)、分析師預(yù)測(cè)準(zhǔn)確度、深交所與上交所信息披露評(píng)級(jí)和審計(jì)師是否來(lái)自四大，這幾項(xiàng)指標(biāo)的樣本百分等級(jí)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(qiáng)，信息披露質(zhì)量越高;對(duì)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(dú)立申請(qǐng)和聯(lián)合申請(qǐng)的專利合計(jì)數(shù)對(duì)企業(yè)創(chuàng)新水平進(jìn)行測(cè)度，該值越大意味著企業(yè)創(chuàng)新能力越強(qiáng)。

4.控制變量

參考已有研究[22-25]，本文對(duì)其他可能影響企業(yè)全要素生產(chǎn)率的因素進(jìn)行控制，具體包括：資產(chǎn)負(fù)債率（Lev）、企業(yè)規(guī)模（Asset）、營(yíng)業(yè)收入增長(zhǎng)率（Growth）、資產(chǎn)收益率（Roa）、企業(yè)年齡（Age）、員工規(guī)模（Ygrs）、獨(dú)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(jiàn)表1。

（三）模型設(shè)定

為了檢驗(yàn)非國(guó)有股東委派董事及超額委派董事情況對(duì)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(yàn)非國(guó)有股東超額委派董事對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的作用路徑，本文運(yùn)用溫忠麟的中介效應(yīng)模型進(jìn)行檢驗(yàn)，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(jì)算的企業(yè)全要素生產(chǎn)率，具體構(gòu)建方法見(jiàn)上文。Ifnsoe 表示非國(guó)有股東是否委派董事的虛擬變量，Above表示非國(guó)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(guó)有股東超額委派董事對(duì)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(guó)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(jìn)一步加入年度固定效應(yīng)（Year）和行業(yè)固定效應(yīng)（Ind）。

四、實(shí)證結(jié)果與分析

（一）描述性統(tǒng)計(jì)

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(biāo)對(duì)樣本數(shù)據(jù)的主要變量進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)，具體結(jié)果見(jiàn)表2。由表2可知，采用LP法、OP法測(cè)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(shuō)明所選取樣本辨識(shí)度較好，為后文展開(kāi)進(jìn)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(jì)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(kù)計(jì)算得到的均值[26]，這可能是因?yàn)橄噍^于工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)，本文所采用的上市公司研究樣本包含企業(yè)類(lèi)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(yíng)業(yè)收入增長(zhǎng)率（Growth）、企業(yè)規(guī)模（Asset）、資產(chǎn)收益率（Roa）等的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果在總體上分布較為合理，均與以往文獻(xiàn)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(bào)告了以非國(guó)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(guó)有股東委派董事回歸系數(shù)為正，但并未通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，說(shuō)明非國(guó)有股東僅僅委派董事無(wú)法擁有足夠的控制權(quán)和話語(yǔ)權(quán)，因此不會(huì)有效提升企業(yè)全要素生產(chǎn)率。第（2）列報(bào)告了以非國(guó)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(bào)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(jìn)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(jì)水平上顯著為正，這說(shuō)明非國(guó)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(jiàn)符合逐步回歸法的設(shè)計(jì)思路，假設(shè)H1成立。

從控制變量來(lái)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(qiáng)、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(xiǎn)的能力越強(qiáng)，其對(duì)全要素生產(chǎn)率的促進(jìn)效應(yīng)越明顯。其他控制變量結(jié)果與現(xiàn)有相關(guān)文獻(xiàn)的估計(jì)結(jié)果基本一致，此部分不再詳細(xì)闡述。

（三）作用機(jī)制檢驗(yàn)

上文研究已表明，非國(guó)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(guó)有股東超額委派董事是通過(guò)何種路徑對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率發(fā)揮作用？考慮到非國(guó)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(guó)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(jī)制，具體結(jié)果見(jiàn)表4。

表4第（1）（2）（3）列報(bào)告了非國(guó)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(guò)了顯著性檢驗(yàn)，說(shuō)明非國(guó)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(yàn)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(guó)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(guó)有股東超額委派董事、上市公司信息透明度同時(shí)納入模型中進(jìn)行檢驗(yàn)，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(guò)顯著性檢驗(yàn)，說(shuō)明上市公司信息透明度在非國(guó)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(yàn)證。

表4第（4）（5）（6）列報(bào)告了非國(guó)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(guó)有股東超額委派董事和創(chuàng)新同時(shí)納入模型后，Above的回歸系數(shù)在1%的水平上顯著為正，說(shuō)明非國(guó)有股東通過(guò)超額委派董事，使具備不同專業(yè)背景、知識(shí)層次的董事成員匯聚在一起，而這種異質(zhì)性的董事會(huì)結(jié)構(gòu)也使國(guó)有企業(yè)內(nèi)部知識(shí)存量呈現(xiàn)多樣化趨勢(shì)，激發(fā)了企業(yè)的創(chuàng)新活力，有效促進(jìn)了企業(yè)全要素生產(chǎn)率提升，由此假設(shè)3得到驗(yàn)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(duì)全要素生產(chǎn)率具有顯著的促進(jìn)效應(yīng)。此外，通過(guò)對(duì)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(shuō)明上述中介變量在非國(guó)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(jī)制的作用效應(yīng)均得到驗(yàn)證。

（四）穩(wěn)健性檢驗(yàn)和內(nèi)生性問(wèn)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(duì)基準(zhǔn)回歸結(jié)果進(jìn)行了穩(wěn)健性檢驗(yàn)和內(nèi)生性檢驗(yàn)，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(jì)算企業(yè)全要素生產(chǎn)率，為提高數(shù)據(jù)測(cè)算的準(zhǔn)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(yàn)中采用OP半?yún)?shù)法重新對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率進(jìn)行測(cè)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(guó)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(lái)衡量非國(guó)有股東是否超額委派董事，穩(wěn)健性檢驗(yàn)中本文參考馮慧群和郭娜[4]的研究思路，以非國(guó)有股東委派董事比例與其持股比例之差重新對(duì)解釋變量進(jìn)行衡量，更換非國(guó)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(duì)研究結(jié)論產(chǎn)生的影響，本文進(jìn)一步選取具有代表性的制造業(yè)樣本驗(yàn)證非國(guó)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(jìn)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(wèn)題的影響，本文參考Desbordes和Wei[28]的做法，進(jìn)一步控制個(gè)體固定效應(yīng)和時(shí)間固定效應(yīng)，對(duì)基準(zhǔn)實(shí)證模型進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。表5第（4）列為控制個(gè)體固定效應(yīng)的回歸結(jié)果，第（5）列為控制個(gè)體和時(shí)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(jì)系數(shù)均在不同程度的統(tǒng)計(jì)水平下顯著，控制變量的符號(hào)均未發(fā)生實(shí)質(zhì)性變化，說(shuō)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(jìn)一步驗(yàn)證前文回歸結(jié)果的可靠性。

5.自選擇問(wèn)題的處理——傾向性得分匹配

為處理非國(guó)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(wèn)題，本文采用傾向得分匹配法對(duì)匹配成功后的樣本重新展開(kāi)檢驗(yàn)，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(fù)債率（Lev）、公司成長(zhǎng)能力（Growth）以及盈利能力水平（Roa）作為企業(yè)特征變量進(jìn)行匹配，執(zhí)行Logit回歸。然后采用1對(duì)1 的最近鄰匹配方式，為觀測(cè)樣本找到一個(gè)與之最接近的公司。最后本文對(duì)匹配成功的樣本重新進(jìn)行回歸。表5第（6）列報(bào)告了匹配后的回歸結(jié)果，結(jié)果顯示，非國(guó)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(wèn)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(huì)向外界傳遞不同的信號(hào)，影響外部投資者對(duì)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(jìn)行混合所有制改革，增加非國(guó)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(guó)有股東超額委派董事之間在考慮了反向因果問(wèn)題后前文的結(jié)論仍保持不變。

五、進(jìn)一步分析

前文基于整體層面的回歸為非國(guó)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(yàn)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(duì)非國(guó)有股東超額委派董事展開(kāi)異質(zhì)性檢驗(yàn)并進(jìn)行對(duì)比分析，結(jié)果見(jiàn)表6。

（一）基于市場(chǎng)化發(fā)展程度差異

考慮到市場(chǎng)化程度不同，企業(yè)所面臨的行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)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(chǎng)化指數(shù)來(lái)衡量樣本企業(yè)外部市場(chǎng)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(chǎng)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(bào)告了不同市場(chǎng)化發(fā)展程度下非國(guó)有股東超額委派董事對(duì)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(chǎng)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(guó)有股東超額委派董事對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的促進(jìn)效應(yīng)在市場(chǎng)化發(fā)展程度較高的企業(yè)更為明顯。原因可能是：當(dāng)企業(yè)處于外部市場(chǎng)化程度較高的地區(qū)時(shí)，非國(guó)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(xiàng)規(guī)章制度相對(duì)完善的前提下，再有企業(yè)內(nèi)部非國(guó)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(guò)對(duì)企業(yè)信息進(jìn)行有效的收集和識(shí)別，一定程度上增加了企業(yè)對(duì)資本市場(chǎng)的信息供給，進(jìn)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(bào)告了不同分析師關(guān)注程度下非國(guó)有股東超額委派董事對(duì)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(guó)有股東超額委派董事對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的促進(jìn)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(jià)值的信息，緩解了企業(yè)與外部投資者之間的信息不對(duì)稱程度[32]，但與此同時(shí)也間接增加了管理層的業(yè)績(jī)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(duì)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(duì)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(bào)告了企業(yè)在所處行業(yè)特征存在差異的情形下非國(guó)有股東超額委派董事對(duì)全要素生產(chǎn)率的作用效果。回歸結(jié)果顯示，高新技術(shù)企業(yè)中非國(guó)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(guó)有股東超額委派董事對(duì)全要素生產(chǎn)率的促進(jìn)效應(yīng)更為明顯。這可能是因?yàn)椋焊咝录夹g(shù)企業(yè)往往具有更強(qiáng)的創(chuàng)新意識(shí)，且國(guó)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(fèi)不斷開(kāi)展技術(shù)創(chuàng)新，獲得相應(yīng)的技術(shù)優(yōu)勢(shì)。再加之超額委派董事權(quán)利為非國(guó)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(mén)做出科學(xué)合理的創(chuàng)新決策，因此非國(guó)有股東超額委派董事對(duì)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(huì)是一個(gè)公司內(nèi)部戰(zhàn)略的決策機(jī)構(gòu)及核心，因此打造自主決策的董事會(huì)、加強(qiáng)董事會(huì)建設(shè)并保障董事會(huì)職權(quán)的行使至關(guān)重要。然而現(xiàn)階段國(guó)有企業(yè)董事會(huì)可能并不具備自主決策的權(quán)利，特別是非國(guó)有股東委派的董事更沒(méi)有足夠的話語(yǔ)權(quán)，無(wú)法對(duì)內(nèi)部人進(jìn)行有效監(jiān)督和制約。故本文打破原有非國(guó)有股東控制權(quán)與所持股權(quán)對(duì)等配置，研究非國(guó)有股東超額委派董事對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響具有重要的理論價(jià)值和現(xiàn)實(shí)意義。基于此，本文基于2009—2020年滬深 A 股國(guó)有上市公司的相關(guān)數(shù)據(jù)，深入探究了非國(guó)有股東超額委派董事對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響。研究結(jié)果表明：首先，非國(guó)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(shí)才能發(fā)揮提升全要素生產(chǎn)率的作用效果，即非國(guó)有股東控制權(quán)超越其所持股權(quán)時(shí)才能起到治理作用。其次，非國(guó)有股東超額委派董事可以借助提升國(guó)有上市公司信息透明度，激發(fā)國(guó)有企業(yè)創(chuàng)新活力，從而間接促進(jìn)企業(yè)全要素生產(chǎn)率提升。在穩(wěn)健性檢驗(yàn)和內(nèi)生性檢驗(yàn)中，我們通過(guò)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(wèn)題和反向因果問(wèn)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(guó)有股東超額委派董事對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的促進(jìn)作用因市場(chǎng)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(guó)有股東超額委派董事在市場(chǎng)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(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升效應(yīng)更為顯著，這說(shuō)明企業(yè)所處行業(yè)特征及外部制度環(huán)境均會(huì)對(duì)非國(guó)有股東參與國(guó)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(guó)有股東參與公司治理的制度環(huán)境和投資者保護(hù)機(jī)制，避免混合所有制改革“流于形式”。本文研究結(jié)果表明，當(dāng)為非國(guó)有股東賦予足夠的控制權(quán)時(shí)，非國(guó)有股東既有意愿也有能力積極參與國(guó)有企業(yè)治理。因此，國(guó)有企業(yè)在積極推進(jìn)混改時(shí)，需建立嚴(yán)格、全面的監(jiān)督體系，充分發(fā)揮非國(guó)有資本的經(jīng)營(yíng)優(yōu)勢(shì)和監(jiān)督作用，不能僅僅停留在以往引入非國(guó)有股東股權(quán)的表面上，更要在實(shí)質(zhì)上確保其權(quán)利，特別是給予非國(guó)有股東參與到董事會(huì)層面經(jīng)營(yíng)決策的權(quán)利，在真正意義上實(shí)現(xiàn)不同所有制之間的資本交叉和相互融合，切實(shí)保障非國(guó)有股東在參與公司治理中的話語(yǔ)權(quán)，防范國(guó)有資產(chǎn)和投資效率的無(wú)效損失。

第二，引入高質(zhì)量非國(guó)有股東，切實(shí)保障非國(guó)有股東權(quán)益。本文研究結(jié)論表明只有非國(guó)有股東超額委派董事時(shí)才會(huì)對(duì)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(guó)有股東與其持股比例對(duì)等的權(quán)利，在國(guó)有資本體量大、擁有較大控制權(quán)的前提下不足以與國(guó)有企業(yè)大股東進(jìn)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(guó)有股東參與董事會(huì)治理對(duì)企業(yè)價(jià)值創(chuàng)造的促進(jìn)作用更大。因此企業(yè)應(yīng)在逐步降低國(guó)有股權(quán)持股比例的同時(shí)引入更多的非國(guó)有資本，并適當(dāng)降低非國(guó)有股東具備委派董事權(quán)利時(shí)持有的股權(quán)門(mén)檻，在此基礎(chǔ)上通過(guò)簡(jiǎn)政放權(quán)，將部分經(jīng)營(yíng)管理權(quán)放給非國(guó)有股東，充分調(diào)動(dòng)其治理積極性從而實(shí)現(xiàn)國(guó)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(guó)有企業(yè)所處外部環(huán)境及行業(yè)特征分類(lèi)推進(jìn)。本文研究發(fā)現(xiàn)非國(guó)有股東超額委派董事在市場(chǎng)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(duì)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(guó)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(shí)現(xiàn)“一企一策”，促進(jìn)國(guó)企混改分類(lèi)、分階段高效推進(jìn)。例如，政府在制定相關(guān)政策時(shí)應(yīng)重點(diǎn)關(guān)注和扶持市場(chǎng)化程度較低地區(qū)的國(guó)有企業(yè)治理模式，促進(jìn)其學(xué)習(xí)和借鑒市場(chǎng)化程度較高地區(qū)國(guó)有企業(yè)的混合所有制改革經(jīng)驗(yàn)，再結(jié)合本地區(qū)實(shí)際情況逐步完善外部市場(chǎng)環(huán)境，最終完成國(guó)企改革總體目標(biāo)，提升國(guó)有企業(yè)全要素生產(chǎn)率和全球競(jìng)爭(zhēng)力。

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（責(zé)任編輯 吳曉妹）