董事會(huì)咨詢職能、公司經(jīng)營(yíng)績(jī)效與創(chuàng)新績(jī)效

徐鳳菊（博士生導(dǎo)師），麻麗娜

一、引言

國(guó)有上市公司是我國(guó)國(guó)民經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展的重要支撐，也是市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)的主導(dǎo)力量，其特殊的經(jīng)濟(jì)地位導(dǎo)致國(guó)有上市公司同時(shí)承擔(dān)著經(jīng)營(yíng)性和政策性任務(wù)，其生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)伴隨著一定的行政化特征。國(guó)有上市公司主要集中于關(guān)乎國(guó)民經(jīng)濟(jì)命脈的重點(diǎn)行業(yè)和關(guān)鍵領(lǐng)域，具有規(guī)模優(yōu)勢(shì)、政府補(bǔ)貼優(yōu)勢(shì)、行業(yè)進(jìn)入優(yōu)勢(shì)等，但也存在國(guó)有股一股獨(dú)大、經(jīng)營(yíng)機(jī)制僵化、創(chuàng)新動(dòng)力不足、國(guó)有資產(chǎn)流失嚴(yán)重等問(wèn)題，制約了國(guó)有上市公司的健康發(fā)展?；旌纤兄聘母镌谶@一背景下應(yīng)運(yùn)而生，規(guī)范董事會(huì)建設(shè)成為改革的重要突破口，并逐漸形成了以董事會(huì)為主的“管人、管事、管資本”相結(jié)合的國(guó)有經(jīng)濟(jì)管理體制，以解決國(guó)有資產(chǎn)所有者缺位的問(wèn)題。

2004 年國(guó)資委在中央企業(yè)開始推行董事會(huì)建設(shè)試點(diǎn)，有效規(guī)范了董事會(huì)職責(zé)，提高了董事會(huì)運(yùn)作效率和決策能力。2013年黨的第十八屆三中全會(huì)提出進(jìn)一步推進(jìn)國(guó)有企業(yè)改革，確立了公有制和非公有制經(jīng)濟(jì)同等重要的戰(zhàn)略地位，明確了改革的發(fā)展方向和基本路徑，成為新時(shí)期國(guó)有上市公司改革的重要轉(zhuǎn)折點(diǎn)。股權(quán)結(jié)構(gòu)的調(diào)整有效健全了國(guó)有上市公司公司治理結(jié)構(gòu)的制衡機(jī)制，進(jìn)一步強(qiáng)化了董事會(huì)建設(shè)。2017年黨的十九大報(bào)告提出深化國(guó)有上市公司改革，將其最終目標(biāo)確立為國(guó)有資本“做強(qiáng)做優(yōu)做大”，對(duì)國(guó)有上市公司內(nèi)部協(xié)同治理機(jī)制提出了更高的要求，即加快形成“董事會(huì)戰(zhàn)略決策，監(jiān)事會(huì)獨(dú)立監(jiān)督，高級(jí)管理層全權(quán)經(jīng)營(yíng)”的現(xiàn)代公司治理體系。隨著改革的不斷推進(jìn)，國(guó)有上市公司董事會(huì)建設(shè)取得了一定成效，如董事會(huì)選聘制度的市場(chǎng)化、董事薪酬分配的差異化、董事會(huì)職權(quán)的落實(shí)與維護(hù)等，公司治理能力不斷提升。然而，現(xiàn)階段國(guó)有上市公司仍然存在董事會(huì)建設(shè)層次較低、下設(shè)機(jī)構(gòu)缺失或形同虛設(shè)、董事考核評(píng)價(jià)體系尚不完善、體制機(jī)制障礙等問(wèn)題，導(dǎo)致國(guó)有上市公司董事會(huì)職能并未真正發(fā)揮作用。

董事會(huì)職能主要包括監(jiān)督職能和咨詢職能。其中，監(jiān)督職能要求董事會(huì)采取一定的措施緩解股東與經(jīng)理層的利益沖突，減少代理成本，保護(hù)公司與股東的利益[1]。咨詢職能是董事會(huì)利用自身掌握的資源、信息等，向公司經(jīng)理層提供咨詢服務(wù)，進(jìn)而提高公司戰(zhàn)略執(zhí)行效率[2]。最初引入董事會(huì)是將其作為監(jiān)督經(jīng)理層行為的內(nèi)部治理機(jī)制，因此，國(guó)內(nèi)外學(xué)者的研究也主要集中于董事會(huì)監(jiān)督職能，如監(jiān)督職能與盈余管理、董事會(huì)對(duì)經(jīng)理層的監(jiān)督、CFO 內(nèi)部董事與監(jiān)督職能、監(jiān)督職能與內(nèi)部控制信息披露、履行董事會(huì)監(jiān)督職能的博弈分析等[3-6]，較少涉及董事咨詢職能?，F(xiàn)有研究議題包括董事會(huì)咨詢職能的實(shí)現(xiàn)路徑、戰(zhàn)略決策與董事會(huì)治理的有效性、咨詢職能對(duì)內(nèi)部控制缺陷定量認(rèn)定的影響等，并未對(duì)董事會(huì)咨詢職能進(jìn)行深入分析，董事會(huì)咨詢職能與企業(yè)績(jī)效的實(shí)證研究也較為匱乏。

從我國(guó)國(guó)有上市公司的發(fā)展實(shí)踐來(lái)看，大多數(shù)董事也并未直接參與到公司戰(zhàn)略決策的制定過(guò)程中，董事會(huì)咨詢職能的效果差強(qiáng)人意，戰(zhàn)略管理水平有待進(jìn)一步提升。鑒于此，本文以國(guó)有上市公司為研究樣本，從董事會(huì)咨詢職能的視角進(jìn)行分析，運(yùn)用普通回歸法和兩階段最小二乘法揭示董事會(huì)咨詢職能與國(guó)有上市公司績(jī)效之間的內(nèi)在關(guān)聯(lián)，并在此基礎(chǔ)上提出相應(yīng)的政策建議。本文進(jìn)一步拓寬了董事會(huì)治理有效性的研究范疇，為提高國(guó)有上市公司董事會(huì)治理水平提供了一定的理論依據(jù)，也為提高國(guó)有上市公司績(jī)效提供了有效途徑。

二、文獻(xiàn)回顧與研究假設(shè)

現(xiàn)有學(xué)者研究認(rèn)為，董事會(huì)咨詢職能的實(shí)現(xiàn)路徑在于董事會(huì)與經(jīng)理層之間職能背景的互補(bǔ)性，當(dāng)公司管理層缺少行業(yè)專業(yè)人員時(shí)，會(huì)傾向于從外部聘請(qǐng)專家作為公司董事，進(jìn)而促進(jìn)經(jīng)理層做出正確的判斷和管理決策[7]。具有行業(yè)專業(yè)背景的董事不僅能為公司帶來(lái)有價(jià)值的行業(yè)知識(shí)，而且縮小了董事會(huì)與管理層之間的信息差距，有利于更好地預(yù)測(cè)行業(yè)發(fā)展?fàn)顩r和發(fā)展趨勢(shì)。Johnson 等[8]研究發(fā)現(xiàn)，董事會(huì)積極履行咨詢職能可增強(qiáng)董事會(huì)與經(jīng)理層之間的溝通交流，通過(guò)利用董事會(huì)成員的信息、技術(shù)、專業(yè)知識(shí)等資源，降低外部環(huán)境的不確定性，有效解決經(jīng)理層在戰(zhàn)略制定和執(zhí)行過(guò)程中信息處理能力不足的問(wèn)題，進(jìn)而提高公司戰(zhàn)略管理水平和決策質(zhì)量。

關(guān)于董事會(huì)咨詢職能與公司績(jī)效的實(shí)證研究表明，董事會(huì)的作用不只局限于監(jiān)督或控制職能，還包括參與公司戰(zhàn)略決策的咨詢職能，董事會(huì)積極參與公司戰(zhàn)略管理能夠提高公司績(jī)效水平[9]?，F(xiàn)有學(xué)者研究認(rèn)為，董事會(huì)參與公司戰(zhàn)略決策能為公司帶來(lái)收益的重要原因是這一過(guò)程有利于收集更豐富的信息、對(duì)公司資源和所處環(huán)境進(jìn)行深入分析、制定更詳細(xì)的戰(zhàn)略選擇標(biāo)準(zhǔn)，進(jìn)而提高戰(zhàn)略決策質(zhì)量。楊青、薛宇寧[10]對(duì)董事會(huì)職能的實(shí)現(xiàn)路徑進(jìn)行探究，在此基礎(chǔ)上構(gòu)建了董事會(huì)雙路徑結(jié)構(gòu)方程模型，指出當(dāng)董事會(huì)向經(jīng)理層提供戰(zhàn)略咨詢建議時(shí)，對(duì)公司績(jī)效有直接貢獻(xiàn)。Forbes、Milliken[11]基于董事會(huì)在戰(zhàn)略決策中的作用，實(shí)證研究了董事會(huì)與公司績(jī)效之間的關(guān)系。晏國(guó)菀、謝光華[12]基于企業(yè)并購(gòu)的視角對(duì)董事會(huì)咨詢職能的財(cái)務(wù)效果進(jìn)行了分析，指出發(fā)揮董事會(huì)咨詢職能有利于降低交易雙方的信息不對(duì)稱，進(jìn)而對(duì)公司并購(gòu)績(jī)效帶來(lái)積極影響。鑒于此，本文提出假設(shè)1：

H1：董事會(huì)咨詢職能與國(guó)有上市公司經(jīng)營(yíng)績(jī)效正相關(guān)，發(fā)揮董事會(huì)咨詢職能有利于提高經(jīng)營(yíng)績(jī)效。

董事會(huì)咨詢職能主要在公司戰(zhàn)略決策制定過(guò)程中發(fā)揮作用，當(dāng)董事致力于向經(jīng)理層提供咨詢服務(wù)時(shí)，可有效鑒別和評(píng)價(jià)創(chuàng)新機(jī)會(huì)；若經(jīng)理層感知到董事會(huì)提供了承擔(dān)戰(zhàn)略風(fēng)險(xiǎn)的必要保證，經(jīng)理層的創(chuàng)新動(dòng)機(jī)將進(jìn)一步增強(qiáng)，并表現(xiàn)為創(chuàng)新績(jī)效的改善[13]。一方面，董事會(huì)咨詢職能增加了董事會(huì)與CEO的信息交流和信任程度，若沒(méi)有董事會(huì)的咨詢建議，CEO 向其分享公司非公開信息的意愿將降低[14]。另一方面，董事會(huì)兼具監(jiān)督和咨詢雙重職能，弱化董事會(huì)監(jiān)督能夠進(jìn)一步增強(qiáng)董事會(huì)與CEO 之間的信任。由于董事會(huì)成員的時(shí)間和精力需在這兩種職能之間進(jìn)行分配，當(dāng)董事會(huì)提供有效的戰(zhàn)略咨詢時(shí)，必然投入更多的時(shí)間提供咨詢服務(wù)，幫助經(jīng)理層評(píng)估創(chuàng)新機(jī)會(huì)，減少對(duì)經(jīng)理層的監(jiān)督，進(jìn)而更好地發(fā)揮董事會(huì)咨詢職能。李小青[15]從董事會(huì)職能背景異質(zhì)性的視角進(jìn)行分析，發(fā)現(xiàn)職能背景異質(zhì)性有利于激發(fā)董事會(huì)在戰(zhàn)略決策過(guò)程中的認(rèn)知沖突，形成創(chuàng)新思維和創(chuàng)新性決策，進(jìn)而提高企業(yè)創(chuàng)新戰(zhàn)略水平。李小青、胡朝霞[16]以科技創(chuàng)新企業(yè)為研究樣本，發(fā)現(xiàn)董事會(huì)積極參與公司戰(zhàn)略決策對(duì)技術(shù)創(chuàng)新能力有顯著的正向影響。鑒于此，本文提出假設(shè)2：

H2：董事會(huì)咨詢職能與國(guó)有上市公司創(chuàng)新績(jī)效正相關(guān)，發(fā)揮董事會(huì)咨詢職能有利于提高創(chuàng)新績(jī)效。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）樣本與數(shù)據(jù)來(lái)源

本文以2009 ～2017 年我國(guó)國(guó)有上市公司為研究樣本，并進(jìn)行以下篩選處理：剔除金融保險(xiǎn)業(yè)的樣本；剔除數(shù)據(jù)缺失的樣本；剔除ST、?ST、樣本期間內(nèi)退市或出現(xiàn)經(jīng)營(yíng)異常的樣本。在此基礎(chǔ)上，對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行1%和99%水平上的縮尾處理，以消除異常值對(duì)實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果的影響，最終得到樣本企業(yè)796家，觀測(cè)值為6984個(gè)，數(shù)據(jù)來(lái)源于CSMAR和WIND數(shù)據(jù)庫(kù)。

（二）變量選取

1.被解釋變量。本文核心被解釋變量為國(guó)有上市公司績(jī)效（Perf），包括經(jīng)營(yíng)績(jī)效和創(chuàng)新績(jī)效。目前常用的衡量企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jī)效的指標(biāo)包括Tobin's Q、ROA、ROE等，其中，Tobin's Q應(yīng)用較為廣泛[17，18]。本文將Tobin's Q作為國(guó)有上市公司績(jī)效的代理變量，并采用ROA、ROE 進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。借鑒Jensen[19]等學(xué)者的研究，選取研發(fā)投資作為創(chuàng)新績(jī)效的代理變量，即研發(fā)費(fèi)用與總資產(chǎn)的比率，并參考Coles等[20]的做法，將研發(fā)費(fèi)用的缺失值賦值為0。

2.解釋變量。本文解釋變量為董事會(huì)咨詢職能，由于公司高管具備一定的行業(yè)經(jīng)驗(yàn)和專業(yè)背景，掌握較多的公司內(nèi)部信息，當(dāng)其兼任董事時(shí)會(huì)承擔(dān)更重的董事責(zé)任，有利于為公司戰(zhàn)略決策提供咨詢服務(wù)，因此，本文選取國(guó)有上市公司兼任高管的董事進(jìn)行衡量。

3.控制變量。參考李文貴等[21]、Ferris 等[22]的做法，選取國(guó)有上市公司規(guī)模、董事會(huì)規(guī)模、成立年限、資產(chǎn)負(fù)債率、股權(quán)集中度、所屬行業(yè)作為控制變量。各變量說(shuō)明如表1所示。

表1 主要變量說(shuō)明

（三）模型構(gòu)建

本文對(duì)主要變量進(jìn)行對(duì)數(shù)化處理，在一定程度上控制異方差問(wèn)題，并設(shè)定以下基準(zhǔn)回歸模型，采用Stata 14.0軟件進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。

LnPerfit=α+β1LnAdviit+β2LnSizeit+β3LnBoardit+β4LnAgeit+β5LnDAit+β6LnEquityit+β7Indit+εit

其中，i 表示國(guó)有上市公司，t 表示年份，Perf 為國(guó)有上市公司績(jī)效，α為常數(shù)項(xiàng)，β為模型回歸系數(shù)，ε為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

四、實(shí)證分析

（一）描述性統(tǒng)計(jì)

主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果如表2所示。

表2 描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

由表2 可知，國(guó)有上市公司經(jīng)營(yíng)績(jī)效的最大值為92.11、最小值為0.08，表明樣本研究期間內(nèi)國(guó)有上市公司經(jīng)營(yíng)績(jī)效存在明顯差異；創(chuàng)新績(jī)效的最大值和最小值分別為14.17和0，標(biāo)準(zhǔn)差為0.62，表明國(guó)有上市公司之間的創(chuàng)新績(jī)效參差不齊；董事會(huì)中兼任高管的董事數(shù)量均值為2.05，最大值為11，表明部分國(guó)有上市公司傾向于聘任公司高管作為董事會(huì)成員；企業(yè)規(guī)模的最大值為240537.60、最小值僅為1.49，表明不同國(guó)有上市公司之間的規(guī)模差異較大；資產(chǎn)負(fù)債率的最大值為4193.94、最小值為1.03，標(biāo)準(zhǔn)差為65.64，表明國(guó)有上市公司資產(chǎn)負(fù)債率存在顯著的差異；股權(quán)集中度的均值為53.54，標(biāo)準(zhǔn)差為16.81，表明國(guó)有上市公司普遍存在股權(quán)集中度較高的情況，且總體而言國(guó)有上市公司的股權(quán)結(jié)構(gòu)并不均衡，股權(quán)集中度最高達(dá)到99.87，最低僅為1.53。

（二）實(shí)證檢驗(yàn)與結(jié)果分析

本文采用 Stata 14.0 對(duì) 2009 ～ 2017 年國(guó)有上市公司的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。由于國(guó)有上市公司績(jī)效受董事會(huì)咨詢職能的影響，反之企業(yè)績(jī)效也可能對(duì)董事會(huì)兼任高管的董事數(shù)量產(chǎn)生影響，二者之間存在一定的交互作用，若采用普通OLS的回歸方法可能造成回歸偏差。此外，盡管本文加入了多個(gè)控制變量，但仍然無(wú)法避免其他難以觀測(cè)或控制的變量對(duì)實(shí)證結(jié)果的影響，故本文采用兩階段最小二乘法進(jìn)行檢驗(yàn)，以解決可能存在的內(nèi)生性問(wèn)題。

運(yùn)用2SLS 方法進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)的關(guān)鍵在于選取合適的工具變量，工具變量應(yīng)與回歸模型中的內(nèi)生變量相關(guān)，與隨機(jī)誤差項(xiàng)無(wú)關(guān)[23]。Elyasiani和Jia[23]、McConnell和John[24]研究發(fā)現(xiàn)，董事會(huì)規(guī)模、董事長(zhǎng)與總經(jīng)理兩職合一、獨(dú)立董事比例等影響股東與經(jīng)理層之間的代理問(wèn)題，與企業(yè)績(jī)效高度相關(guān)，且與誤差項(xiàng)無(wú)關(guān)。本文選取國(guó)有上市公司董事長(zhǎng)與總經(jīng)理是否存在兩職合一（Duality）、高管薪酬（Salary）、獨(dú)立董事比例（Indep）作為工具變量加入模型，并以普通OLS的回歸結(jié)果作為對(duì)照，結(jié)果如表3所示。

表3 國(guó)有上市公司董事會(huì)咨詢職能與企業(yè)績(jī)效的回歸結(jié)果

為確認(rèn)本文選取的工具變量的有效性，對(duì)工具變量和回歸變量的相關(guān)性進(jìn)行分析，2SLS第一階段的回歸結(jié)果如列（2）和列（5）所示。結(jié)果表明，董事長(zhǎng)與總經(jīng)理兩職合一變量與兼任高管的董事數(shù)量之間的回歸系數(shù)為0.180，且滿足1%的顯著性水平檢驗(yàn)，高管薪酬和獨(dú)立董事比例與兼任高管的董事數(shù)量之間的回歸系數(shù)分別為-0.142、-0.075，且分別滿足5%和1%的顯著性水平檢驗(yàn)，表明本文選取的工具變量對(duì)回歸變量有較好的解釋力。對(duì)工具變量進(jìn)行識(shí)別不足檢驗(yàn)、弱工具變量檢驗(yàn)以及過(guò)度識(shí)別檢驗(yàn)，結(jié)果顯示工具變量不存在弱相關(guān)問(wèn)題、過(guò)度識(shí)別問(wèn)題等，表明工具變量的選取較為合理。

國(guó)有上市公司董事會(huì)咨詢職能與經(jīng)營(yíng)績(jī)效的2SLS回歸結(jié)果如列（3）所示。由此可知，二者的回歸系數(shù)為0.676，且滿足1%的顯著性水平檢驗(yàn)，表明董事會(huì)兼任高管的董事數(shù)量增加有助于經(jīng)營(yíng)績(jī)效提升。由于實(shí)證分析之前所有的變量已經(jīng)進(jìn)行了對(duì)數(shù)化處理，因此，經(jīng)營(yíng)績(jī)效的增長(zhǎng)具有顯著的經(jīng)濟(jì)意義，董事會(huì)咨詢職能對(duì)國(guó)有上市公司經(jīng)營(yíng)績(jī)效有顯著的正向影響。其原因可能在于：董事是經(jīng)理層的重要信息來(lái)源，發(fā)揮董事會(huì)咨詢職能有利于增加董事會(huì)與經(jīng)理層之間的溝通交流，通過(guò)向經(jīng)理層提供咨詢和建議可有效減少其信息處理缺陷，解決管理能力受限的問(wèn)題，進(jìn)而提高國(guó)有上市公司戰(zhàn)略決策水平，改善國(guó)有上市公司戰(zhàn)略實(shí)施效果和經(jīng)營(yíng)績(jī)效。同時(shí)，董事會(huì)多樣化的職能背景、專業(yè)知識(shí)、有價(jià)值的信息和技術(shù)等有利于對(duì)經(jīng)理層提案進(jìn)行有效評(píng)估[25]，對(duì)提高企業(yè)績(jī)效發(fā)揮了積極作用。其他控制變量的符號(hào)與普通回歸的結(jié)果大體一致，其中，股權(quán)集中度的回歸系數(shù)為正，企業(yè)規(guī)模、資產(chǎn)負(fù)債率和所屬行業(yè)的回歸系數(shù)為負(fù)，且前兩者滿足1%的顯著性水平檢驗(yàn)。通過(guò)比較OLS和2SLS的回歸結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，董事會(huì)咨詢職能與經(jīng)營(yíng)績(jī)效的回歸系數(shù)明顯提升，從0.065 增長(zhǎng)至0.676，均在1%的水平上顯著。

國(guó)有上市公司董事會(huì)咨詢職能與創(chuàng)新績(jī)效的2SLS 回歸結(jié)果如列（6）所示，由此可知二者的回歸系數(shù)為0.454，且滿足1%的顯著性水平檢驗(yàn)，表明發(fā)揮董事會(huì)咨詢職能可有效提高國(guó)有上市公司創(chuàng)新績(jī)效。其原因可能在于：創(chuàng)新活動(dòng)是高風(fēng)險(xiǎn)、高投資、周期較長(zhǎng)的戰(zhàn)略決策的結(jié)果，隨著國(guó)有上市公司所有權(quán)與經(jīng)營(yíng)權(quán)的分離，經(jīng)理層對(duì)創(chuàng)新投入的風(fēng)險(xiǎn)偏好明顯降低，其往往采用減少創(chuàng)新投入的方式追求個(gè)人效用最大化[26]。而董事會(huì)咨詢職能有利于增強(qiáng)董事會(huì)與經(jīng)理層的溝通，為創(chuàng)新決策提供科學(xué)指導(dǎo)和支持，進(jìn)而減少經(jīng)理層基于個(gè)人私利的創(chuàng)新投資決策風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避行為，形成科學(xué)的技術(shù)創(chuàng)新戰(zhàn)略決策，提高創(chuàng)新績(jī)效。與2SLS 回歸的結(jié)果相比，普通OLS 的回歸結(jié)果如列（4）所示，咨詢職能與創(chuàng)新績(jī)效的回歸系數(shù)降低為0.029，滿足5%的顯著性水平檢驗(yàn)，其他控制變量的符號(hào)基本保持不變。

（三）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果如表4所示。在穩(wěn)健性檢驗(yàn)中，分別選取ROA、ROE 作為國(guó)有上市公司經(jīng)營(yíng)績(jī)效的代理變量進(jìn)行回歸，得到列（1）和列（2），結(jié)果表明董事會(huì)咨詢職能與ROA 的回歸系數(shù)為0.950，且滿足5%的顯著性水平檢驗(yàn)；董事會(huì)咨詢職能與ROE的回歸系數(shù)雖不顯著，但系數(shù)為正。選取研發(fā)費(fèi)用作為國(guó)有上市公司創(chuàng)新績(jī)效的代理變量進(jìn)行回歸，得到列（3），結(jié)果表明董事會(huì)咨詢職能與創(chuàng)新績(jī)效的回歸系數(shù)為2.560，且滿足1%的顯著性水平檢驗(yàn)，說(shuō)明上文的研究結(jié)論具有較強(qiáng)的穩(wěn)健性。

表4 穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

（四）進(jìn)一步分析

由于國(guó)有上市公司普遍存在國(guó)有股一股獨(dú)大的情況，股權(quán)制衡較差，可能對(duì)國(guó)有上市公司的咨詢需求、董事會(huì)成員的聘任和履職情況、董事會(huì)咨詢職能的發(fā)揮產(chǎn)生一定影響，進(jìn)而對(duì)國(guó)有上市公司績(jī)效帶來(lái)積極或消極作用。隨著混合所有制改革的深化，國(guó)有股比例有所下降，不同所有制資本的混合程度有所提高，國(guó)有上市公司股權(quán)制衡情況有所改善，但其在董事會(huì)咨詢職能與企業(yè)績(jī)效中發(fā)揮的作用究竟如何，有待進(jìn)一步探討。因此，本文以國(guó)有上市公司股權(quán)制衡度作為分組變量，借鑒王躍堂等[27]、張文魁[28]的研究，以第一大股東持股比例與后九大股東持股比例的比值作為國(guó)有上市公司股權(quán)制衡度的代理變量（Balance），該值越大，表明股權(quán)制衡程度越低。在此基礎(chǔ)上將其分為四組，若該比值超過(guò)上四分位數(shù)，將其賦值為1（Balance=1），否則為 0（Balance=0），進(jìn)而分析國(guó)有上市公司缺乏股權(quán)制衡是否影響董事會(huì)咨詢職能與公司績(jī)效的相互作用。在回歸模型中，將股權(quán)制衡度與董事會(huì)咨詢職能的代理變量進(jìn)行交互，交互項(xiàng)為Balance×Advi，通過(guò)分析回歸系數(shù)考察其在董事會(huì)咨詢職能與企業(yè)績(jī)效中的作用，結(jié)果如表5所示。

表5 國(guó)有上市公司股權(quán)制衡度、董事會(huì)咨詢職能與企業(yè)績(jī)效

股權(quán)制衡度、董事會(huì)咨詢職能與經(jīng)營(yíng)績(jī)效的回歸結(jié)果如列（1）和列（2）所示，分別為2SLS第一階段和第二階段的結(jié)果。由此可知，董事會(huì)咨詢職能與經(jīng)營(yíng)績(jī)效之間存在顯著的正相關(guān)關(guān)系，系數(shù)為0.790，股權(quán)制衡度的回歸系數(shù)為0.921，且滿足1%的顯著性水平檢驗(yàn)。股權(quán)制衡度與董事會(huì)咨詢職能的交互系數(shù)為0.769，且滿足1%顯著性水平檢驗(yàn)，表明董事會(huì)咨詢職能與經(jīng)營(yíng)績(jī)效之間的關(guān)系受股權(quán)制衡的影響，國(guó)有上市公司缺乏股權(quán)制衡有利于發(fā)揮董事會(huì)咨詢職能對(duì)經(jīng)營(yíng)績(jī)效的促進(jìn)作用，股權(quán)制衡越差，董事會(huì)咨詢職能對(duì)經(jīng)營(yíng)績(jī)效的促進(jìn)作用越顯著。原因在于國(guó)有上市公司的董事主要來(lái)源于行政任命，且董事長(zhǎng)、總經(jīng)理普遍存在行政級(jí)別，尚未形成公開、合理、完全競(jìng)爭(zhēng)的董事會(huì)任命機(jī)制，董事會(huì)績(jī)效考核也以企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jī)效為主。當(dāng)股權(quán)制衡較差時(shí)，控制公司營(yíng)運(yùn)方向的董事會(huì)關(guān)注更多的是企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jī)效，進(jìn)一步增強(qiáng)了董事會(huì)咨詢職能對(duì)經(jīng)營(yíng)績(jī)效的促進(jìn)作用。

股權(quán)制衡度、董事會(huì)咨詢職能與創(chuàng)新績(jī)效的回歸結(jié)果如列（3）和列（4）所示，分別為2SLS第一階段和第二階段的結(jié)果。由此可知，董事會(huì)咨詢職能與創(chuàng)新績(jī)效顯著正相關(guān)，回歸系數(shù)為0.609；但股權(quán)制衡度的回歸系數(shù)為-0.651，其與董事會(huì)咨詢職能的交互系數(shù)為-0.498，且均在5%的水平上顯著，表明國(guó)有上市公司缺乏股權(quán)制衡不利于董事會(huì)咨詢職能對(duì)創(chuàng)新績(jī)效促進(jìn)作用的發(fā)揮。股權(quán)制衡度越高，董事會(huì)咨詢職能對(duì)創(chuàng)新績(jī)效的促進(jìn)作用越顯著。原因可能是國(guó)有上市公司存在國(guó)有股一股獨(dú)大的情況，股權(quán)制衡較差，即使董事在創(chuàng)新戰(zhàn)略決策中發(fā)揮了咨詢職能，大股東出于自身利益考慮，也很可能否決最優(yōu)方案而選取其他方案，導(dǎo)致國(guó)有上市公司創(chuàng)新績(jī)效的負(fù)增長(zhǎng)[29]。另外，國(guó)有上市公司績(jī)效考核的主要指標(biāo)是經(jīng)營(yíng)績(jī)效，其創(chuàng)新意識(shí)較弱、創(chuàng)新投入較低，導(dǎo)致管理層缺乏足夠的動(dòng)力尋找新的投資機(jī)會(huì)和制定有效的R&D 投資決策。相互制衡的股權(quán)結(jié)構(gòu)可以有效避免大股東在戰(zhàn)略決策上的武斷行為[30]，減少管理層的機(jī)會(huì)主義行為，激發(fā)公司技術(shù)創(chuàng)新的內(nèi)部驅(qū)動(dòng)力，進(jìn)而提高創(chuàng)新績(jī)效。

此外，本文選取ROA、ROE作為經(jīng)營(yíng)績(jī)效的代理變量、選取研發(fā)費(fèi)用作為創(chuàng)新績(jī)效的代理變量分別進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，結(jié)果顯示主要變量的回歸系數(shù)并未發(fā)生明顯變化，表明以上研究結(jié)論具有較好的穩(wěn)健性。

五、結(jié)論與啟示

（一）結(jié)論

董事會(huì)是公司最高戰(zhàn)略決策機(jī)構(gòu)，董事會(huì)咨詢職能對(duì)公司發(fā)展的戰(zhàn)略作用日益突出。本文以2009～2017 年國(guó)有上市公司為研究樣本，采用兩階段最小二乘法對(duì)董事會(huì)咨詢職能與企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jī)效和創(chuàng)新績(jī)效的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，并以普通OLS的回歸結(jié)果作為對(duì)照，主要研究結(jié)論如下：一是以兼任高管的董事作為咨詢職能的代理變量，在考慮內(nèi)生性問(wèn)題的情況下，其與國(guó)有上市公司經(jīng)營(yíng)績(jī)效和創(chuàng)新績(jī)效均存在顯著的正相關(guān)關(guān)系，在一定程度上表明具有高管背景的董事發(fā)揮咨詢職能有利于提高企業(yè)績(jī)效。二是董事會(huì)咨詢職能對(duì)國(guó)有上市公司經(jīng)營(yíng)績(jī)效和創(chuàng)新績(jī)效的影響受股權(quán)制衡度的制約，股權(quán)制衡度越高，董事會(huì)咨詢職能對(duì)經(jīng)營(yíng)績(jī)效的促進(jìn)作用越弱，對(duì)創(chuàng)新績(jī)效的促進(jìn)作用越強(qiáng)。

（二）啟示

如何有效發(fā)揮國(guó)有上市公司董事會(huì)咨詢職能，提高戰(zhàn)略決策質(zhì)量和企業(yè)績(jī)效，成為完善國(guó)有上市公司董事會(huì)治理的關(guān)鍵。鑒于此，本文提出以下政策建議：一是國(guó)有上市董事會(huì)治理應(yīng)圍繞強(qiáng)化董事會(huì)咨詢職能展開。董事會(huì)咨詢職能有助于經(jīng)理層制定高質(zhì)量的戰(zhàn)略決策，與董事會(huì)監(jiān)督職能相互作用形成良好的董事會(huì)治理機(jī)制。國(guó)有上市公司應(yīng)關(guān)注董事會(huì)咨詢職能，加快形成完全競(jìng)爭(zhēng)的董事任命機(jī)制和科學(xué)合理的決策程序，使其真正在公司治理中發(fā)揮作用。二是引入具有高管背景的人員作為董事會(huì)成員。該類董事具有一定的專業(yè)知識(shí)、行業(yè)經(jīng)驗(yàn)，掌握著豐富的信息資源，在參與國(guó)有上市公司戰(zhàn)略決策的過(guò)程中發(fā)揮著積極作用，有利于提高國(guó)有上市公司治理能力和企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jī)效及創(chuàng)新績(jī)效。三是建立完善的股權(quán)制衡機(jī)制。股權(quán)制衡度影響著國(guó)有上市公司董事會(huì)咨詢職能的發(fā)揮，在國(guó)有上市公司普遍存在“一股獨(dú)大”的特殊環(huán)境下，應(yīng)以國(guó)有股減持為契機(jī)，實(shí)現(xiàn)多種所有制資本的融合，通過(guò)建立新的股權(quán)制衡機(jī)制優(yōu)化公司治理結(jié)構(gòu)，提高戰(zhàn)略決策的科學(xué)合理性，增強(qiáng)董事會(huì)咨詢職能對(duì)經(jīng)營(yíng)績(jī)效和創(chuàng)新績(jī)效的提升作用。四是國(guó)有上市公司應(yīng)將創(chuàng)新績(jī)效指標(biāo)納入考核范圍，提高董事會(huì)和管理層的創(chuàng)新意識(shí)，制定有效的創(chuàng)新投資戰(zhàn)略決策。