非國有股東控制權配置與國企生產(chǎn)效率

閆翠蘋　郭澤光　李校紅

【摘要】基于控制權理論視角， 選取2008 ～ 2020年我國主板上市國有企業(yè)為樣本， 探討非國有股東控制權配置對國企生產(chǎn)效率的影響。研究發(fā)現(xiàn)： 從單一路徑分析， 委派普通董事或監(jiān)事對國企生產(chǎn)效率的影響不明顯， 但委派高管或執(zhí)行董事能顯著促進國企生產(chǎn)效率的提高， 相較于委派高管， 委派執(zhí)行董事對國企生產(chǎn)效率的提升作用更大； 從組合路徑分析， 委派“普通董事+監(jiān)事+執(zhí)行董事”組合、 “執(zhí)行董事+監(jiān)事”組合和“普通董事+監(jiān)事”組合均能產(chǎn)生協(xié)同效應， 且大于單純委派組合中某個代表對國企生產(chǎn)效率的提升作用， 同時委派代表的異質性越強， 產(chǎn)生的協(xié)同效應對國企生產(chǎn)效率的提升作用越強。綜合比較， 非國有股東控制權配置對國企生產(chǎn)效率提升作用由高到低的順序是： “執(zhí)行董事+普通董事+監(jiān)事”組合、 “執(zhí)行董事+監(jiān)事”組合、 執(zhí)行董事、 高管、 “普通董事+監(jiān)事”組合。本文的實證結果表明， 非國有股東專用性投資程度越高， 越有利于國企生產(chǎn)效率的提高。

【關鍵詞】非國有股東；專用性投資；控制權配置；生產(chǎn)效率；委派代表

【中圖分類號】F275? ? ? 【文獻標識碼】A? ? ? 【文章編號】1004-0994（2023）04-0152-9

一、 引言

20世紀90年代， 蘇聯(lián)及部分東歐國家試圖通過國有企業(yè)全面私有化快速轉型至市場經(jīng)濟體制， 然而這種激進的“休克療法”并沒有提高經(jīng)濟效率， 相反使經(jīng)濟大幅下滑。我國則采取漸進式的混合所有制改革路線， 實現(xiàn)了國有資本與非國有資本的優(yōu)勢互補， 極大地提升了企業(yè)的生產(chǎn)效率。但現(xiàn)實中， 注重“混”而忽略“改”的國企仍不在少數(shù)， 深化改革依然存在諸多深層次不足。2021年全國兩會期間， 相關部委負責人的發(fā)言表明， 部分已完成混改的國企的綜合表現(xiàn)并未達到預期目標， 為了進一步激發(fā)國企活力， 有必要開展國企“二次混改”。那么新形勢下， 如何才能更好地激發(fā)國企活力， 提高國企生產(chǎn)效率？雖然學者們已經(jīng)意識到非國有股東單純的“股權治理”效果不明顯， “高層治理”效果更為顯著， 提出非國有股東應該“實質性”地參與國企經(jīng)營管理（蔡貴龍等，2018；劉運國等，2016；馬連福等，2015）， 但對于非國有股東如何才能有效地參與國企混改， 當前學界并沒有給出可操作性的方法， 而回答這個問題能夠進一步解決國企混改面臨的難題。本文的研究試圖回答以下幾個問題： 混改實踐中， 非國有股東單純的“股權治理”為何不能達到預期效果， “高層治理”為何會優(yōu)于“股權治理”？非國有股東控制權的來源是什么？如何使非國有股東控制權更有效？非國有股東控制權配置為何會影響國企生產(chǎn)效率？

本文可能的研究貢獻有： 一是對生產(chǎn)效率理論的貢獻。自20世紀80年代改革開放以來， 許多文獻實證檢驗了產(chǎn)權改革對國企生產(chǎn)效率的影響， 并深入研究了其作用機制（吳敬璉，1989；劉小玄，2004；吳萬宗和宗大偉，2016；劉曄等，2016）， 包括代理成本（李炳堃，2017；趙國宇和禹薇，2019；白重恩等，2006）、 政策性負擔（林毅夫和李志赟，2004；劉春和孫亮，2013）、 制衡作用（郝云宏和汪茜，2015）以及創(chuàng)新能力（李姝等，2018）， 但現(xiàn)有文獻沒有涉及非國有股東控制權配置對國企生產(chǎn)效率的影響。本文將非國有股東委派的不同類型的代表納入統(tǒng)一的研究框架， 探究非國有股東委派代表分布于國企不同控制權層面對國企生產(chǎn)效率的影響， 豐富了國企生產(chǎn)效率的相關文獻。二是對控制權理論的貢獻。Grossman和Hart（1986）的開創(chuàng)性論文中區(qū)分了所有權與控制權， 強調在非完備合同下， 控制權更重要。本文分別探究單一路徑與組合路徑下非國有股東不同控制權配置方式對國企生產(chǎn)效率的影響， 理論分析并實證檢驗了非國有股東擁有的控制權不同時對國企生產(chǎn)效率的影響差異， 為控制權理論研究提供了新的證據(jù)。三是以非國有股東作為研究對象探討其控制權配置對國企生產(chǎn)效率的影響， 填補了研究空白。雖然控制權相關研究已取得了豐碩的成果， 但前人的研究要么將股東視為同質性， 研究企業(yè)控制權在股東會、 董事會與管理層的配置， 要么以控股股東為研究對象， 研究控股股東的控制權配置， 到目前為止還沒有以非控股股東為研究對象， 研究其控制權配置的， 本文的研究是對前人研究的有益補充。

二、 理論分析與假設提出

（一）控制權和控制權配置

隨著Berle和Means（1932）兩權分離理論的提出， 控制權概念應運而生。Berle和Means（1932）認為， 控制權是運用法定權力來對董事會成員進行選擇的權力。此后， 學者們在此基礎上進行了一系列拓展， 開拓性的研究是Grossman和Hart（1980）的控制權“異質性”觀， 由此展開關于控制權內涵、 來源和控制權配置及其影響因素等的相關研究。

企業(yè)控制權的內涵隨著企業(yè)理論的發(fā)展不斷演進， 目前還沒有統(tǒng)一的界定標準， 代表性的觀點有三種。第一種是股東會層面的“控股權”觀。該觀點認為， 完整的公司控制應包括對股東會、 董事會和經(jīng)營層三個層面的控制。由于股東會能夠直接或間接確定公司董事會和經(jīng)營層， 公司的控制權應當屬于股東， 并用所有權結構來度量公司控制權（蒲自立和劉芍佳，2004）。第二種是董事會層面的“決策權”觀。該觀點認為， 控制權的實質是對董事會的控制， 誰掌握了董事會的多數(shù)席位， 誰就實際控制了公司的決策權（劉漢民，2003）。第三種是經(jīng)理層面的“資源支配權”觀。該觀點認為， 經(jīng)理人員對企業(yè)資產(chǎn)的使用有相當大的自由裁量權， 且掌握著更多有關企業(yè)經(jīng)營的專業(yè)技能和信息， 因而將控制權交給經(jīng)理人員具有潛在的效益（錢穎一，1995）。企業(yè)控制權來源于資本， 包括無生命資產(chǎn)（物質資本與無形資產(chǎn)）與人力資本。資本的重要性決定著控制權的歸屬， 在Berle和Means所處時代， 傳統(tǒng)企業(yè)的邊界是明確的， 由獨特資產(chǎn)構成， 這些資產(chǎn)很難被復制， 員工的人力資本依附于企業(yè)資產(chǎn)， 因此獨特的無生命資產(chǎn)的所有權是控制權的主要來源（Grossman和Hart，1986；Berle和Means，1932）。但在Berle和Means所處時代之后， 企業(yè)的性質發(fā)生了巨大變化， 人力資本取代無生命資產(chǎn)成為價值的主要來源， 這使得人力資本變得比無生命資產(chǎn)更加重要， 寶貴的人力資本取代無生命資產(chǎn)成為控制權的主要來源（Rajan和Zingales，2000）。還有學者認為無生命資產(chǎn)和人力資本同等重要， 都應該取得控制權（劉磊和萬迪昉，2004；徐細雄和劉星，2012）?？刂茩嗯渲檬瞧髽I(yè)控制權在利益主體之間的分配， 實質是各利益主體之間博弈的結果。

早期關于控制權配置的研究強調控制權的單邊控制特性， 即擁有控制權的一方擁有完全控制權， 并通過“0-1”離散變量進行模型設計， 但這種絕對化的控制權模式并不能很好地解釋實踐中真實的控制權形態(tài)。隨著對控制權認識的深入， 學者們逐漸認識到控制權不應被看成是0-1型的兩點分布， 現(xiàn)實中的控制權以連續(xù)變量的形式存在， 其不僅可以同時配置在不同的利益相關者之間， 而且呈現(xiàn)動態(tài)轉移的特征， 且實際控制權的配置應該與信息和知識的分布相對稱， 這為控制權理論的研究開辟了新的思路， 自此學界開始了控制權多維度、 多元化的探索。

影響控制權配置的因素有： 一是資源的稀缺性。資源屬性及其稀缺程度是控制權配置的決定性因素， 無生命資產(chǎn)、 人力資本以及個人社會資本（如聲譽等）都可以成為控制權配置的決定性因素。二是各利益主體的談判能力?？刂茩嗯渲皿w現(xiàn)的不僅僅是資本的占比， 還是擁有這些資本的不同主體間的博弈結果， 談判能力是一種能夠直接影響控制權配置的因素。三是各利益主體的相互信任。契約主體間的相互信任能夠影響一方向另外一方控制權的讓渡。這種信任機制的建立通常通過可核實的企業(yè)績效來識別。有學者發(fā)現(xiàn)， 基于業(yè)績表現(xiàn)的企業(yè)控制權分配和轉移是相機的（吳斌和黃明峰，2011）， 隨著企業(yè)業(yè)績的轉好， 投資者會逐漸將控制權轉移給管理者（徐細雄和劉星，2012；簡冠群，2019）。

綜上可以看出， 控制權的相關研究取得了豐碩的成果， 控制權配置的研究從單邊完全控制發(fā)展到利益主體共享控制， 控制權來源的研究從無生命資產(chǎn)發(fā)展到人力資本以及其他能夠帶來價值創(chuàng)造的重要資源。但前人的研究要么將股東視為同質性， 研究企業(yè)控制權在股東會、 董事會與管理層的配置， 要么以控股股東為研究對象， 研究控股股東的控制權配置， 到目前為止還沒有以非控股股東為研究對象， 研究其控制權配置的?？刂茩嗯渲迷诠局卫碇刑幱诤诵牡匚?， 不僅具有激勵屬性， 而且決定著資源配置與經(jīng)營效率。隨著混改的推進， 非國有股東不但成為國企重要的利益主體， 還向國企投入物質資本， 進行專用性資本投資， 從而獲得一部分控制權。因此， 公司治理的重點必須轉移到研究如何給予非國有股東權力及其作用發(fā)揮的激勵機制上。

（二）非國有股東與控制權的關系

這里有必要先對控制權進行概念界定， 借鑒控制權理論的最新發(fā)展， 區(qū)別于單邊完全控制的0-1分布型靜態(tài)控制權變量， 本文所指的控制權是一個連續(xù)變量， 可以同時配置在不同的利益主體之間?？刂茩嗟拇笮∨c其掌握的資源、 信息和知識的分布相對稱， 并且呈現(xiàn)動態(tài)轉移特征。

非國有股東委派代表參與國企經(jīng)營管理， 那么， 非國有股東是否擁有控制權？如何擁有控制權？控制權來源于哪里？前人的文獻從“股權治理”與“高層治理”（蔡貴龍等，2018）兩個維度探究了非國有股東對公司治理的影響， 大部分學者認為“高層治理”要優(yōu)于“股權治理”（蔡貴龍等，2018；劉運國等，2016；曾詩韻等，2017；謝海洋等，2020）， 但僅浮于表面現(xiàn)象， 并沒有深究其根源， 控制權理論可以回答上述一系列問題。

Rajah和Zingales（2000）指出， 隨著資本市場的發(fā)展， 融資變得相對容易， 縱向一體化逐漸解體轉向更松散的合作形式。那么在新形勢下， 一個企業(yè)如何獲得對另外一個單位的控制？答案是互補性， 互補性在經(jīng)濟上把一些不屬于企業(yè)的人或單位聯(lián)系起來。建立互補性的一種方式是通過專用性投資， 企業(yè)必須讓目標單位進行企業(yè)特有的投資， 從而加強對目標單位的控制。但是， 如何才能讓與企業(yè)沒有依附關系的目標單位自愿地向企業(yè)進行專用性投資？可以通過給予其獲得企業(yè)關鍵資源的特權來實現(xiàn)。如果目標單位進行了專用性投資， 就允許其獲得企業(yè)的關鍵性資源及相應的控制權， 從而獲得更大的回報， 以此來激勵目標單位進行專用性投資。

運用到混改實踐中， 通過給予非國有股東獲得國企關鍵資源的特權， 一方面可以加強國企對非國有股東的控制， 另一方面會刺激非國有股東進行專用性投資， 從而提高國企生產(chǎn)效率。如果非國有股東只進行股權投資而不參與經(jīng)營管理， 即不給予非國有股東控制權， 換言之， 不允許非國有股東獲得國企關鍵資源的特權， 那么會導致什么后果呢？一方面， 非國有股東與國企之間的關系是松散的， 國有資本對非國有股東的控制將變得困難， 因為非國有股東隨時可以選擇撤資（通過資本市場轉讓自己的股權）。另一方面， 相較于合同當事人一方的國企來說， 合同當事人的另一方非國有股東處于劣勢地位， 如果沒有控制權激勵， 其為了避免被套牢， 不會積極進行專用性投資。因此， 單純的股權混合只是一種形式上而非實質上的混合， 非國有股東“股權治理”達不到預期治理效果也是情理之中的事情。

非國有股東“高層治理”是通過委派董事、 監(jiān)事與高管參與國企公司治理實現(xiàn)的， 允許非國有股東委派代表參與國企經(jīng)營管理， 便給予了非國有股東獲得國企關鍵資源的特權， 實質是將有價值的一部分控制權分配給了非國有股東。非國有股東能否擁有實際控制權以及擁有控制權的大小取決于非國有股東專用性投資的程度。非國有股東的專用性投資是指非國有股東投入的無生命資產(chǎn)、 人力資本、 信息、 知識、 創(chuàng)新以及工作的努力程度等。本文用非國有股東介入國企經(jīng)營管理的程度來衡量， 即非國有股東參與國企經(jīng)營管理的程度越高， 其專用性投資程度便越高。

（三）非國有股東控制權與生產(chǎn)效率

當一個單位和企業(yè)共同經(jīng)營創(chuàng)造的價值比它們各自為政創(chuàng)造的價值更多時， 互補性就存在了?？梢酝ㄟ^專用性投資的形式建立互補性。如果所有權在法律上將物質資產(chǎn)和一個公司聯(lián)系起來， 那么互補性在經(jīng)濟上將一些不屬于公司的人或單位聯(lián)系起來（Rajan 和Zingales，2000）。非國有資本與國有資本的互補性體現(xiàn)為國有資本為非國有資本提供資源與平臺， 比如： 國有資本為非國有資本提供進入特定領域的渠道或融資便利等； 非國有資本為國有企業(yè)提供專用性投資， 這里的專用性投資主要指人力資本投資。企業(yè)必須在成本或質量方面與眾不同， 才能在競爭激烈的市場中獲勝， 這提高了創(chuàng)新的重要性， 創(chuàng)新來自人力資本， 而不是無生命資產(chǎn)。正是由于存在互補性， 非國有資本才會心甘情愿地服從公司的命令， 因為擔心不服從命令會危及它們共同創(chuàng)造的價值， 從而國有資本能夠實質性地控制非國有資本。并且， 非國有資本的專用性投資越多， 國有資本對其控制權越強； 反過來， 非國有資本的專用性投資越多， 創(chuàng)造的價值越大， 擁有的控制權也越大， 對國有資本的制衡也就越強。通過互補性， 不但可以實現(xiàn)國有資本與非國有資本之間的權力平衡， 使得國有資本與非國有資本的聯(lián)系更加緊密， 而且由于非國有股東專用性投資的增加， 組織的生產(chǎn)效率得以提升。

（四）單一路徑下非國有股東控制權配置與國企生產(chǎn)效率

如前所述， 允許非國有股東委派代表參與國企經(jīng)營管理， 便給予了非國有股東獲得國企關鍵資源的特權， 實質是將有價值的一部分控制權分配給了非國有股東。對關鍵企業(yè)資源的選擇性分配便是事實上的對非國有股東控制權的選擇性分配， 這種對控制權的分配本質上是一種激勵與約束機制（李新春和胡驥，2000）， 包含制衡、 監(jiān)督、 激勵和信息等， 它會通過治理結構直接影響非國有股東專用性投資的程度， 進而影響公司治理效率以及企業(yè)資源的分配。因此， 不同的控制權配置方式會產(chǎn)生不同的治理效應， 選擇恰當?shù)目刂茩嗯渲梅绞接兄谄髽I(yè)生產(chǎn)效率的提升。

非國有股東的控制權配置方式包括將控制權配置于董事會、 監(jiān)事會與高管層， 相應地， 非國有股東通過委派董事、 監(jiān)事、 高管實現(xiàn)國企賦予自己的相應控制權。換言之， 非國有股東向國企委派代表是其實現(xiàn)控制權的途徑。于是， 將非國有股東控制權配置于董事會、 監(jiān)事會與高管層對生產(chǎn)效率的影響轉化為非國有股東委派董事、 監(jiān)事、 高管對生產(chǎn)效率的影響。本文根據(jù)非國有股東委派代表的實際情況， 將非國有股東委派的代表分為普通董事、 監(jiān)事、 高管和執(zhí)行董事， 其中： 普通董事是指非國有股東向國企委派的屬于董事會成員（擁有董事會席位）， 參與董事會進行決策與監(jiān)督， 但沒有擔任具體崗位職務， 不參與國企日常經(jīng)營管理的董事； 監(jiān)事是指非國有股東向國企委派的監(jiān)事會組成人員； 高管是指非國有股東委派的參與國企日常經(jīng)營管理， 擔任具體崗位職務的人員， 包括總經(jīng)理、 財務總監(jiān)等人員； 執(zhí)行董事是指非國有股東委派的既屬于董事會成員又參與國企日常經(jīng)營管理的董事。

非國有股東委派實踐中， 委派的普通董事或監(jiān)事不參與國企日常經(jīng)營管理， 對企業(yè)的生產(chǎn)經(jīng)營了解不會很深入， 掌握的信息有限， 導致他們職能的發(fā)揮受到制約。相應地， 他們的專用性投資程度也較低。非國有股東委派的高管參與國企日常經(jīng)營管理， 所以對企業(yè)的信息掌握得相對全面， 不僅能為國企帶來異質性管理經(jīng)驗與技術進而創(chuàng)造更大的價值， 還能行使監(jiān)督權， 制衡國企管理者與控股股東， 更好地發(fā)揮非國有股東的治理效應， 因此非國有股東委派高管的專用性投資程度較高。非國有股東委派的執(zhí)行董事是介入國企程度最高的， 不僅參與國企日常經(jīng)營管理， 對信息的掌握更加全面， 而且在董事會擁有席位， 行使決策權與監(jiān)督權。董事會席位為非國有股東委派的執(zhí)行董事提供了權力和影響力， 使其有更多的機會參與董事會的議程、 議案， 并在公司戰(zhàn)略制定中獲得更多的話語權和決策權， 他們更有可能影響董事會的決策， 為其更好地發(fā)揮非國有股東的治理效應奠定基礎。因此， 非國有股東委派執(zhí)行董事的專用性投資程度最高。由前面的分析可知， 非國有股東專用性投資程度直接決定著組織的生產(chǎn)效率， 據(jù)此， 提出如下假設：

H1： 非國有股東委派普通董事或監(jiān)事對國企生產(chǎn)效率沒有顯著影響。

H2： 非國有股東委派高管或執(zhí)行董事能促進國企生產(chǎn)效率的提高。

H3： 相較于委派高管， 非國有股東委派執(zhí)行董事對國企生產(chǎn)效率的提升作用更大。

三、 研究設計

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文研究對象及樣本區(qū)間的選擇借鑒了蔡貴龍等（2018）的研究， 研究對象為2008 ～ 2020年我國主板上市國有企業(yè)， 包括競爭類和壟斷類國企， 但不包括公益類國企。在樣本期間選擇方面， 鑒于2007年底我國國企股權分置改革才基本完成， 在此之前非國有股東很難有機會進入國有上市公司， 故選取股權分置改革后為研究起點。本文數(shù)據(jù)主要來源于國泰安（CSMAR）數(shù)據(jù)庫以及萬得（WIND）數(shù)據(jù)庫， 非國有股東數(shù)據(jù)通過手工收集整理上市公司披露的前十大股東性質和高管背景而來， 并采用 Stata15 進行數(shù)據(jù)分析和實證檢驗。為滿足研究需要， 本文對研究數(shù)據(jù)進行如下處理： ①剔除數(shù)據(jù)缺失的樣本； ②剔除異常值； ③剔除ST、 ?ST類上市公司。經(jīng)過處理， 共得到8768個樣本觀測值。為進一步降低極端值的影響， 對關鍵連續(xù)變量在上下1%的水平上進行縮尾處理。

（二）變量測度

1. 被解釋變量。全要素生產(chǎn)率可以更全面地衡量投入與產(chǎn)出的關系， 本文用全要素生產(chǎn)率（TFP）來衡量企業(yè)的生產(chǎn)效率。全要素生產(chǎn)率提升的關鍵在于資源配置效率的提升和技術進步（Hsieh和Klenow，2009）。本文分別使用LP法與WRDG法對全要素生產(chǎn)率進行估計。

2. 解釋變量。非國有股東委派的各類代表的定義詳見前文， 本文將非國有股東委派的代表分為普通董事（wpf_dsp）、 監(jiān)事（wpf_jsp）、 高管（wpf_ggp）和執(zhí)行董事（wpf_zxdsp）， 主回歸中用非國有股東委派代表比例作為關鍵解釋變量， 穩(wěn)健性檢驗中則使用非國有股東委派代表啞變量， 非國有股東委派高管啞變量與委派執(zhí)行董事啞變量分別用d_gg和d_zxds表示。

3. 控制變量。借鑒Levinsohn 和 Petrin（2003）、 吳萬宗和宗大偉（2016）等的研究， 本文對影響企業(yè)全要素生產(chǎn)率的公司特征、 財務特征、 治理特征以及個體和年度等因素加以控制。變量具體定義如表1所示。

（三）模型設計

為檢驗前文提出的研究假設， 本文采用了個體時點雙固定效應模型（1）。

TFPit=α0+α1wpfit+α2sizeit+α3levit+α4growthit+α5roait+α6cfrit+α7yingyrit+α8taxaita+α9earnit+α10dualit+

α11pindit+α12pboss1it+∑year +∑company+εit? ? ? ? ?（1）

其中，? εit為模型隨機擾動項， 其余變量定義如表1所示。模型（1）中wpf的系數(shù)α1表示非國有股東委派代表對全要素生產(chǎn)率的平均影響， 包括非國有股東委派普通董事（wpf_dsp）、 監(jiān)事（wpf_jsp）、 高管（wpf_ggp）和執(zhí)行董事（wpf_zxdsp）。若該模型中wpf的系數(shù)α1顯著為正， 則表明非國有股東委派代表能夠促進全要素生產(chǎn)率的提升； 若該模型中wpf的系數(shù)α1不顯著， 則表明非國有股東委派代表不能有效提升全要素生產(chǎn)率。

四、 實證分析

（一）描述性統(tǒng)計

表2為變量的描述性統(tǒng)計結果?？梢姡?樣本企業(yè)全要素生產(chǎn)率（TFP）的最大值為 20.321， 最小值為12.025， 均值為16.102， 中位數(shù)為15.994， 這與謝海洋等（2020）的研究基本一致。從非國有股東委派代表占比的均值來看， 委派普通董事占比（wpf_dsp）最高， 委派監(jiān)事（wpf_jsp）次之， 委派執(zhí)行董事占比（wpf_zxdsp）最低。

（二）主回歸分析

表3分別報告了LP法與WRDG法下非國有股東委派普通董事（wpf_dsp）、 監(jiān)事（wpf_jsp）、 高管（wpf_ggp）和執(zhí)行董事（wpf_zxdsp）與全要素生產(chǎn)率的回歸結果。表3列（1）和（2）顯示， LP法下非國有股東委派高管（wpf_ggp）和執(zhí)行董事（wpf_zxdsp）顯著促進了全要素生產(chǎn)率的提升， 相關系數(shù)分別在10%與1%的水平上顯著為正。從非國有股東委派執(zhí)行董事（wpf_zxdsp）與委派高管（wpf_ggp）的系數(shù)大小可以發(fā)現(xiàn)， 非國有股東委派執(zhí)行董事（wpf_zxdsp）對全要素生產(chǎn)率的平均提升效用（0.503）大于非國有股東委派高管（wpf_ggp）對全要素生產(chǎn)率的平均提升效用（0.209）?？梢姡?無論是從顯著性水平還是對國企全要素生產(chǎn)率的平均效應來看， 非國有股東委派執(zhí)行董事（wpf_zxdsp）均高于（大于）非國有股東委派高管（wpf_ggp）， H2、 H3得到驗證。表3列（3）和（4）顯示， 非國有股東委派普通董事（wpf_dsp）和監(jiān)事（wpf_jsp）對全要素生產(chǎn)率的平均影響均不顯著， H1得到驗證。WRDG法下的回歸結果相似， 不再贅述。

為了排除多重共線性問題對結果的影響， 本文對主回歸進行了VIF檢驗， 結果顯示各變量的VIF值均遠小于10， VIF的最大值為1.66， 最小值為1.01， 均值為1.27， 說明不存在嚴重的多重共線性問題， 回歸結果較為可靠。

（三）穩(wěn)健性檢驗

本文通過解決可能存在的內生性問題、 PSM檢驗、 改變研究區(qū)間、 改變關鍵解釋變量等方法進行穩(wěn)健性檢驗。檢驗結果均支持前文的研究結論， 限于篇幅沒有列出， 感興趣的讀者可向作者索取。

（四）進一步研究： 組合路徑下非國有股東控制權配置與國企生產(chǎn)效率

前面已經(jīng)驗證了單一路徑下非國有股東控制權配置對國企生產(chǎn)效率的影響， 在單一路徑下， 非國有股東委派普通董事或監(jiān)事對國企生產(chǎn)效率沒有顯著影響。那么， 非國有股東委派普通董事或監(jiān)事與其他代表產(chǎn)生的不同控制權組合對國企生產(chǎn)效率又會產(chǎn)生什么樣的影響呢？是否會產(chǎn)生協(xié)同效應？哪些組合能夠產(chǎn)生協(xié)同效應？非國有股東在委派實踐中， 是委派單一代表更好還是委派代表組合更好？本文認為， 非國有股東委派的不同類型的代表之間可能產(chǎn)生協(xié)同效應， 原因是： 非國有股東委派的不同類型的代表（即異質性代表）， 其信息獲取渠道不同， 他們通過交流， 可以將多方面獲取的信息進行相互印證， 有利于辨別真?zhèn)危?提升所獲取信息的質量， 而且他們有著共同的目標， 非常愿意分享自己獲取的信息， 使彼此掌握的信息更加全面， 從而有利于各自職能的有效發(fā)揮， 共同維護非國有資本的利益。因此， 非國有股東委派的代表的異質性越強， 越有利于協(xié)同效應的發(fā)揮； 同理， 非國有股東委派代表組合要優(yōu)于委派單一代表。

非國有股東委派代表產(chǎn)生的不同控制權組合有： ①普通董事+監(jiān)事； ②普通董事+執(zhí)行董事； ③普通董事+高管； ④監(jiān)事+執(zhí)行董事； ⑤普通董事+監(jiān)事+執(zhí)行董事； ⑥執(zhí)行董事+高管；⑦ 監(jiān)事+高管； ⑧普通董事+監(jiān)事+執(zhí)行董事+高管。由于組合⑥ ～ ⑧觀測值較少， 不做分析。為了驗證非國有股東控制權的不同配置是否可以產(chǎn)生協(xié)同效應， 建立模型（2） ～ （6）， 分別對應組合① ～ ⑤。其中： d_ds表示非國有股東委派普通董事啞變量， 設置方法是， 如果非國有股東委派了普通董事， 則取值為1， 否則為0； d_js表示非國有股東委派監(jiān)事啞變量， d_zxds表示非國有股東委派執(zhí)行董事啞變量， d_gg表示非國有股東委派高管啞變量， 三者的設置方法與普通董事啞變量的設置方法相同； εit為模型隨機擾動項。其余變量定義如表1所示。如果模型（2） ～ （5）中的交互項系數(shù)β3和模型（6）中的交互項系數(shù)β4顯著為正， 則說明非國有股東委派代表的組合能夠產(chǎn)生協(xié)同效應， 共同促進國企生產(chǎn)效率的提高。

TFPit=β0+β1d_dsit+β2d_jsit+β3d_dsit×d_jsit+β4sizeit+β5levit+β6growthit+β7roait+β8cfrit+β9yingyrit+β10taxait+β11earnit+β12pboss1it+β13pindit+β14dualit+∑year +∑company+εit （2）

TFPit=β0+β1d_dsit+β2d_zxdsit+β3d_dsit×d_zxdsit+β4sizeit+β5levit+β6growthit+β7roait+β8cfrit+β9yingyrit+β10taxait+β11earnit+β12pboss1it+β13pindit+β14dualit+∑year +∑company+εit （3）

TFPit=β0+β1d_dsit+β2d_ggit+β3d_dsit×d_ggit+β4sizeit+β5levit+β6growthit+β7roait+β8cfrit+β9yingyrit+β10taxait+β11earnit+β12pboss1it+β13pindit+β14dualit+∑year + ∑company+εit? ? ?（4）

TFPit=β0+β1d_jsit+β2d_zxdsit+β3d_jsit×d_zxdsit+β4sizeit+β5levit+β6growthit+β7roait+β8cfrit+β9yingyrit+β10taxait+β11earnit+β12pboss1it+β13pindit+β14dualit+∑year +∑company+εit? （5）

TFPit=β0+β1d_dsit+β2d_jsit+β3d_zxdsit+β4d_dsit×d_js×d_zxdsit+β5levit+β6growthit+β7roait+β8cfrit+β9yingyrit+β10taxait+β11earnit+β12pboss1it+β13pindit+β14dualit+β15sizeit+∑year +∑company+εit? ? ?（6）

從表5 可以看出， 非國有股東不同控制權組合產(chǎn)生協(xié)同效應（交互項系數(shù)顯著為正）的有： 委派“普通董事+監(jiān)事”組合（d_ds×d_js）， 交互項系數(shù)為0.154， 顯著性水平為1%； 委派“監(jiān)事+執(zhí)行董事”組合（d_js×d_zxds）， 交互項系數(shù)為0.108， 顯著性水平為5%； 委派“普通董事+ 監(jiān)事+執(zhí)行董事”組合（d_ds×d_js×d_zxds）， 交互項系數(shù)為0.109， 顯著性水平為5%。通過實證分析可以發(fā)現(xiàn)， 非國有股東單純委派普通董事或監(jiān)事對國企生產(chǎn)效率的影響不顯著， 但如果同時委派普通董事與監(jiān)事則能產(chǎn)生協(xié)同效應， 顯著提升國企生產(chǎn)效率。從表5還可以看出， 通常情況下， 非國有股東委派普通董事與委派其他代表不能產(chǎn)生協(xié)同效應， 但委派監(jiān)事或執(zhí)行董事能與委派其他代表產(chǎn)生協(xié)同效應。

本文的研究是在同一數(shù)據(jù)庫中進行的， 因此可以直接比較不同的控制權組合對國企生產(chǎn)效率的平均效應（系數(shù)大?。?。為了能夠對不同組合的效果進行比較， 本文針對上述組合構建模型（7）， 分別用另外一種形式更加清晰地呈現(xiàn)出來， 結果見表6。

TPFit=γ0+γ1d_wpfit+γ2sizeit+γ3levit+γ4growthit+γ5roait+γ6cfrit+γ7yingyrit+γ8taxaitγ+γ9earnit+γ10dualit+γ11pindit+γ12pboss1it+∑year +∑company+εit? ? ? ? ? ? ? （7）

模型中， d_wpf表示委派代表啞變量， 非國有股東委派普通董事、 監(jiān)事、 執(zhí)行董事、 “普通董事+監(jiān)事”組合、 “執(zhí)行董事+監(jiān)事”組合、 “普通董事+監(jiān)事+執(zhí)行董事”組合啞變量分別用d_ds、 d_js、 d_zxds、 d_dj、 d_jzxds、 d_djzxds表示。啞變量的設置方法是： 如果非國有股東委派了上述代表或組合， 則設置為1， 否則設置為0。εit為模型隨機擾動項， 其余變量定義如表1所示。

從表6中可以看出： 非國有股東委派普通董事（d_ds，系數(shù)為-0.022，不顯著）或監(jiān)事（d_js，系數(shù)為0.003，不顯著）對國企生產(chǎn)效率的影響均不顯著， 但委派“普通董事+監(jiān)事”組合（d_dj，系數(shù)為0.044，顯著性水平為5%）能顯著提升國企生產(chǎn)效率， 說明非國有股東同時委派普通董事與監(jiān)事能夠產(chǎn)生協(xié)同效應， 共同促進國企生產(chǎn)效率的提高； 委派“執(zhí)行董事+監(jiān)事”組合（d_jzxds，系數(shù)為0.112，顯著性水平為1%）對國企生產(chǎn)效率的平均提升作用高于單純委派執(zhí)行董事（d_zxds，系數(shù)為0.072，顯著性水平為1%）或單純委派監(jiān)事（d_js，系數(shù)為0.003，不顯著）， 說明非國有股東同時委派監(jiān)事與執(zhí)行董事能夠產(chǎn)生協(xié)同效應， 共同促進國企生產(chǎn)效率的提高； 委派“普通董事+監(jiān)事+執(zhí)行董事”組合（d_djzxds，系數(shù)為0.123，顯著性水平為1%）對國企生產(chǎn)效率的平均提升作用高于單純委派執(zhí)行董事（d_zxds，系數(shù)為0.072，顯著性水平為1%）或單純委派監(jiān)事（d_js，系數(shù)為0.003，不顯著）或單純委派普通董事（d_ds，系數(shù)為-0.022，不顯著）， 說明非國有股東同時委派普通董事、 監(jiān)事和執(zhí)行董事能夠產(chǎn)生協(xié)同效應， 共同促進國企生產(chǎn)效率的提高。

結合前面穩(wěn)健性檢驗中對非國有股東委派高管啞變量的回歸分析可以得出， 非國有股東控制權配置對國企生產(chǎn)效率提升作用由高到低的順序是： 委派“普通董事+監(jiān)事+執(zhí)行董事”組合（d_djzxds，系數(shù)為0.123，顯著性水平為1%）、 委派“執(zhí)行董事+監(jiān)事”組合（d_jzxds，系數(shù)為0.112，顯著性水平為1%）、 委派執(zhí)行董事（d_zxds，系數(shù)為0.072，顯著性水平為1%）、 委派高管（d_gg，系數(shù)為0.055，顯著性水平為10%）、委派“普通董事+監(jiān)事”組合（d_dj，系數(shù)為0.044，顯著性水平為5%）。從以上結論可以看出， 大部分情況下， 非國有股東委派不同類型的代表可以產(chǎn)生協(xié)同效應， 而且非國有股東委派代表的異質性越強， 對國企生產(chǎn)效率的提升作用越大。比如， 非國有股東委派“普通董事+監(jiān)事+執(zhí)行董事”三種不同類型的代表對國企生產(chǎn)效率的提升作用要大于委派“執(zhí)行董事+監(jiān)事”或“普通董事+監(jiān)事”兩種類型的代表， 與預期相符。另外， 非國有股東委派代表組合要優(yōu)于委派單一類型代表?？梢钥吹剑?排在前兩位的都是委派代表組合， 接下來才是委派單一的代表， 與預期相符； 委派“普通董事+監(jiān)事”組合排在委派高管的后面， 看似與預期不符， 但仔細考慮后發(fā)現(xiàn)也在情理之中。前面在分析單一路徑時， 得出的結論是單純地委派普通董事或監(jiān)事對國企生產(chǎn)效率的影響不顯著， 原因是他們獲取的信息大部分是國企管理層提供的間接信息， 導致他們擁有的更多的是名義控制權而非實際控制權， 故對國企生產(chǎn)效率的影響有限。但如果非國有股東同時委派普通董事與監(jiān)事， 則他們通過交流， 尤其是交流一些在工作中獲得的而在財務報表中沒有反映的信息， 可以使掌握的信息更加全面， 大大降低信息不對稱程度， 從而強化各自職能的有效發(fā)揮， 最終對國企生產(chǎn)效率產(chǎn)生影響。然而， 盡管他們的信息不對稱問題得到了較大程度的改善， 可是比起非國有股東委派的高管， 直接參與國企經(jīng)營管理對信息的掌握來說， 還是有差距的， 所以對國企生產(chǎn)效率的影響也相應地低于非國有股東委派高管。本文的研究結論同時也說明了直接獲取的信息質量要優(yōu)于間接獲取的信息質量。

五、 研究結論與政策建議

（一）研究結論

本文以實現(xiàn)國企高質量發(fā)展為背景， 以控制權理論為基礎， 選擇2008 ～ 2020年我國主板國企上市公司數(shù)據(jù)為樣本， 理論分析并實證檢驗了非國有股東“高層治理”維度控制權配置對國企生產(chǎn)效率的影響， 得出如下結論：

第一， 在一個不完全契約和多種控制權來源的世界里， 為契約關系中各方提供的契約保護必然是不完全的， 幾乎所有當事方都可能在某個時候成為剩余索取者。允許非國有股東委派代表參與國企經(jīng)營管理， 便給予了非國有股東獲得國企關鍵資源的特權， 實質是將有價值的一部分控制權分配給了非國有股東。這樣做的好處是： 一方面能夠加強國有資本對非國有股東的控制； 另一方面能夠激勵非國有股東進行專用性投資， 促進國企生產(chǎn)效率的提高。

第二， 從控制權配置的單一路徑分析， 非國有股東委派的普通董事或監(jiān)事， 由于其對國企的專用性投資程度較低， 對國企生產(chǎn)效率的提升作用并不顯著。委派的高管由于其在國企中擔任具體職務， 參與國企日常經(jīng)營管理， 專用性投資程度較高， 能夠有效促進國企生產(chǎn)效率的提升。委派的執(zhí)行董事不但參與國企日常經(jīng)營管理， 還出席董事會會議， 行使表決權， 其專用性投資程度最高， 對國企生產(chǎn)效率的提升作用最大。從控制權配置的組合路徑分析， 非國有股東委派“普通董事+監(jiān)事”組合、 “執(zhí)行董事+監(jiān)事”組合和“普通董事+監(jiān)事+執(zhí)行董事”組合均能產(chǎn)生協(xié)同效應， 且大于單純委派組合中某個代表對國企生產(chǎn)效率的提升作用， 同時委派代表的異質性越強， 產(chǎn)生的協(xié)同效應對國企生產(chǎn)效率的提升作用越大。

第三， 綜合來看， 非國有股東控制權配置對國企生產(chǎn)效率提升作用由高到低的順序是： “普通董事+監(jiān)事+執(zhí)行董事”組合、 “執(zhí)行董事+監(jiān)事”組合、 執(zhí)行董事、 高管、 “普通董事+監(jiān)事”組合。

（二）政策建議

第一， 對于國企來說， 只有允許非國有股東獲得國企關鍵資源的特權， 激勵其進行國企特有的專用性投資， 建立國有資本與非國有資本的互補性關系， 非國有資本才會心甘情愿地服從公司的命令， 從而實質性地控制非國有資本。此外， 要根據(jù)非國有股東的專用性投資程度來決定給予或是收回非國有股東獲得國企關鍵資源的特權， 也即控制權。

第二， 對于非國有股東來說， 控制權的獲得與其專用性投資程度相關， 而專用性投資程度又與其獲得的控制權相關。因此， 非國有股東要想獲得控制權， 就必須進行專用性投資， 創(chuàng)造出自己的價值， 從而有能力發(fā)揮制衡作用， 同時獲得更高的回報； 否則， 不僅不能創(chuàng)造出價值， 還有可能喪失控制權。

第三， 對于政府來說， 要堅定不移地進行混合所有制改革， 對非國有股東獲得國企關鍵資源的特權給予政策支持。這對于提高非國有股東的參與積極性、 激活國企活力、 促進生產(chǎn)效率提高具有重要意義。通過國有資本與非國有資本的互補， 不但可以實現(xiàn)國有資本與非國有資本之間的權力平衡， 使國有資本與非國有資本的聯(lián)系更加緊密， 而且可以增加非國有股東專用性投資， 進一步促進國企生產(chǎn)效率的提高。

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（責任編輯·校對： 陳晶? 喻晨）

【基金項目】山西省哲學社會科學研究項目“山西國資國企深化改革的重點與路徑研究——基于混合所有制改革背景下的國企資產(chǎn)保值增值目標分析”（項目編號：2020YY101）