中央企业董事会试点改革对子公司治理效率的影响

王桂英 岳仕岩 张伟

【摘要】为建立健全公司治理结构，使中央企业规范行使其对国有上市公司的股东权利，国务院国资委于2004年6月开始对中央企业逐步实施董事会试点改革。基于这一外生事件，以2004 ～ 2018年沪深交易所中央企业控股上市公司为样本，研究中央企业董事会试点改革是否能够提高其控股子公司的治理效率。通过实证检验发现：中央企业董事会试点改革显著提高了其控股上市公司的高管变更业绩敏感性，并且外部董事比例越高，高管变更业绩敏感性越高;具有高管背景的外部董事在试点中央企业集团公司董事会中的比例越高，中央企业集团控股的上市公司高管变更业绩敏感性越高。

【关键词】中央企业;高管变更;经营业绩;董事会试点改革;外部董事;公司治理

【中图分类号】 F276.1     【文献标识码】A      【文章编号】1004-0994（2020）09-0130-8

一、引言

国有企业的治理效率低下问题一直备受诟病，如何提升国有企业的治理效率是政府和学术界长久以来共同关注的话题。政府在许多方面进行了改革，其中国务院国资委于2004年6月发起建立和完善国有独资公司董事会试点工作，通过建立规范化的公司治理结构，提高公司治理效率，充分发挥企业的自主经营权。针对改革效果，目前主要有两种观点：一种观点认为，中央企业的内部治理机制及其运行效率在进行董事会试点工作以来得到了实质性的改善，而且作为控股股东，中央企业集团在降低其控股公司代理問题、促进公司经营绩效提升等方面也发挥了积极作用[1] ;另一种观点则认为，中央企业董事会中部分外部董事仅是“花瓶”，董事会职权并没有得到有效落实，许多公司治理问题也没有得到有效遏制[2] 。因此，本文基于委托代理理论，从控股股东的角度出发对中央企业董事会试点改革的经济后果进行分析和检验。

当公司治理机制有效运转时，控股股东将会有效监督企业的日常经营活动、投资活动等，从而抑制企业高管的投机行为，有效发挥控股股东的治理作用。但是作为部分上市公司的控股股东，中央企业集团存在一些固有的治理缺陷。首先，部分中央企业集团在成立初期没有设立股东大会与董事会，在企业内部治理机制缺失的情况下，政府机构对中央企业集团行使控股股东职权时将会忽略企业的经济目标以及长期稳定的发展以追求政治目标，从而带来过度的政治干预问题;其次，由于缺乏客观独立存在的监督机构，由国资委任命且自身具有一定行政级别的中央企业管理者权力过大，导致了严重的内部人控制问题[3] 。这些中央企业集团本身固有的治理问题所带来的代理成本以及过度行政干预等问题，将会大大削弱中央企业作为控股股东对其控股上市公司本应发挥的监督作用。

那么，中央企业董事会的建立与完善将会如何影响其控股上市公司的治理效率呢？一方面，建立完善的董事会以后，国资委将赋予新成立的董事会部分职权，如企业重大投融资的决策权、企业长短期经营计划、下属企业的股东权利和企业高管的考核权、选聘权等，这将在一定程度上减少国资委对中央企业及其控股上市公司的行政干预;另一方面，董事会试点改革要求中央企业在董事会中引入外部董事，并设立战略委员会、提名委员会、薪酬与考核委员会以及法律风险监控委员会等，充分发挥外部董事对中央企业高管的监督作用以及在企业日常经营、重大投融资决策中的作用[4] ，这将有助于中央企业决策权与执行权的分离，缓解企业负责人权力过大以及行政干预过度等问题。因此，董事会试点改革将促使中央企业优化内部治理结构，形成更科学的决策体制和权力制衡机制。中央企业在履行其股东权利的过程中，将会更客观地从市场化的角度监督其控股上市公司的日常经营活动，进而提高上市公司的治理效率。

基于上述背景，本文选取沪深交易所中央企业控股上市公司2004 ～ 2018年的数据检验中央企业董事会试点改革带来的影响。研究发现，在实施董事会试点改革后，上市公司的高管变更业绩敏感性得到提高，表明中央企业董事会试点改革能够提高其控股上市公司的治理效率，并且外部董事比例越高的公司，其控股国有上市公司高管变更业绩敏感性越高。进一步检验发现，具有高管背景外部董事越多的公司，其控股子公司高管变更业绩敏感性越高。

本文的贡献主要有：第一，自2004年6月国资委正式启动中央企业董事会试点改革以来，有关董事会试点改革效果的讨论从未间断。但是，无论是肯定试点改革的积极作用还是批评试点改革的不足，相关争议都始终只停留在观点的争论上。本文采用实证方法，全面检验董事会试点改革对中央企业控股国有上市公司治理效率的影响，为董事会试点改革能够提高国有上市公司治理效率这一观点提供崭新的实证证据。第二，本文基于上市公司控股股东从没有董事会到设立董事会这一外生事件，分析了董事会制度安排对上市公司高管变更业绩敏感性的影响，进而为董事会治理机制的完善能提高公司治理效率这一观点提供了系统和全面的经验证据。此外，本文的研究还具有一定的现实意义，对中央企业进一步推进和深化治理改革具有重要的政策含义。

二、理论分析与研究假设

（一）董事会试点改革与高管变更业绩敏感性

公司治理的根本目的在于解决因所有权和管理权分离所引起的代理问题，而能否识别并撤换管理能力不佳的高管则被认为是公司治理机制是否有效的重要标识之一[5] 。也就是说，如果公司治理机制是有效运行的，那么当公司的经营业绩不佳时，高管将会被及时更换。对于公司绩效与高管变更之间的相关性问题，国内外学者进行了大量研究和讨论。朱红军[6] 对1996 ～ 1998年发生高管变更的公司进行了实证研究，发现公司经营业绩不佳是导致高管变更的重要原因。

除了企业经营业绩，非经济性的政治因素也是影响公司高管变更的重要因素[7] 。因此，当公司自身或公司高管具有较强的政治关联时，公司高管的变更可能并不是因为其自身经营管理能力较差，而是公司治理机制无法有效运转。Cannella和Lubatkin[8] 通过研究发现，公司高管的社会政治影响力会影响总经理的正常选聘机制，从而弱化了公司高管变更业绩敏感性。他们通过实证研究验证了这一结论，即只有当公司高管社会和政治影响力较弱时，经营业绩较差的公司才会将高管更换为外部的职业经理人。一方面，在我国特殊的制度背景下，作为国有企业的主要出资人，高管人员的任命和罢免权一直掌握在各级政府手中。由于政府的社会福利最大化目标与企业的经济利润最大化目标之间存在各种各样的冲突，因此国有企业高管的劳动力市场与纯市场经济的职业经理人市场之间存在天然的差异。另一方面，国有企业由于自身具有国有股权性质，政府出于便于管理和调控的目的会优先对公司施加一些非经济目标，其高管的任命也大多是由政府进行委派[9] 。因此，相对于非国有企业，国有企业高管变更业绩敏感性较低。

董事会被广泛认为是最重要的公司内部治理机制之一，中央企业母公司的董事会试点改革可以通过加强对管理层的监督和参与重要的公司决策来提高其子公司高管变更业绩敏感性。

首先，正如前文所述，国有企业的高管变更业绩敏感性较低的主要原因是政府过多干预企业经营活动，以及当企业业绩下滑时国有企业的高管能够凭借其在位优势和政治背景免受责难[10] 。在董事会试点改革开始时，国资委要求中央企业母公司建立和完善董事会，并将有关融资、投资、战略、高管选拔以及评估的决策权逐渐下放给新成立的董事会。国资委将其权力部分下放到中央企业母公司新成立的董事会，使董事会能够代表国资委监督最高管理层，从而对公司进行有效的战略控制和监督，减少政府对企业的经营干预，提高公司治理效率。因此，本文认为，随着决策权的增加，新成立的董事会可以减少政府干预，进而提高高管变更业绩敏感性。

其次，董事会试点改革引入了外部董事以提高董事会的独立性。董事会的独立性已被广泛认为是监督公司内部人员的有效机制，国资委发起中央企业董事会试点改革，建立外部董事制度，并逐步增加外部董事在董事会中的比例，使董事会能够做出独立于企业内部人员的客观判断。此外，由于外部董事往往是知名商业或会计专业人士，他们对自己声誉的关注也将会增加其履职动力。因此，随着董事会独立性的提高，中央企业母公司能够加强对公司高管的监督，从而提高高管变更业绩敏感性。

最后，董事会试点改革以选聘、评价、考核、奖惩为重点，可以加强对公司高管的监督和考核。“关系论”认为，影响中央企业高管变更的主要因素是政治关系网络而不是经济绩效，但是中央企业集团作为一个生产单位，相较于地方国有企业，其承担的主要责任为经济责任，而非政治和社会责任。中央企业负责人作为企业实际的管理者，制定企业的战略决策，能够在较大程度上决定企业集团的经营绩效。因此，对中央企业高管的考核体系中业绩考核占了更多权重[11] 。在董事会试点改革之后，通过加强董事会及外部董事对高管的监督和考核，能够降低政治关系对高管变更的影响，进而提高高管变更业绩敏感性。由此，本文提出以下假设：

H1：中央企业的董事会试点改革将会提高其控股上市公司高管变更业绩敏感性。

（二）外部董事比例、董事会试点改革与高管变更业绩敏感性

董事會被认为是最重要的内部治理机制之一。然而，并非所有类型的董事会都能有效监控并发现公司内部人员的渎职行为，因此提高董事会的独立性、加强其在监督管理中的作用长期以来一直是公司治理研究中的核心问题。在过去几十年的全球董事会改革中，提高董事会独立性的重点是增加外部董事在董事会中的人数[12] 。王跃堂等[13] 发现，外部董事比例越高，公司绩效越好。但是，与由母公司或总经理提名的上市公司独立董事不同，中央企业的外部董事通常由国资委提名和选择，并要求其投入足够的时间和精力参与公司经营决策。因此，当外部董事充分参与公司的经营管理时，更高的外部董事比例有利于其对公司内部人员进行更好的监督，防止他们为私人利益损害公司利益[14] 。

此外，中央企业开展董事会试点改革工作，旨在解决企业的决策体制问题。当时国资委监管的中央企业分为两种：大部分公司是按1988年的《企业法》注册成立的，由总经理负责整个集团的经营，即总经理负责制，没有董事会;其余公司是按《公司法》注册成立的国有独资公司，虽然有董事会，但完全由企业内部人员组成，且跟管理层高度重合，董事长往往兼任党委书记、法人代表，实际上是董事长负责制。这两种体制都是一把手负责制。中央企业规模庞大，面临这么复杂的经营情况和外部环境，集团企业的经营运行却主要依赖于个人进行相关决策，这样的治理机制和决策机制是非常不合理的，不利于集团长期且稳定地发展。因此，国资委通过董事会试点改革建立并完善董事会的组成结构，从而形成相对科学的决策体制和权力制衡机制;并且在改革稳步进行的同时提高外部董事在董事会中的比例，使董事会的独立性得到提高。在董事会试点改革工作中，外部董事在董事会中所占的比例非常重要，如果比例过低，则不能否决一些不合理的议案，无法达到改革预期效果。由此，本文提出以下假设：

H2：外部董事在中央企业董事会中的比例越高，进行董事会试点改革的中央企业控股的上市公司高管变更业绩敏感性越高。

（三）外部董事高管背景、董事会试点改革与高管变更业绩敏感性

外部董事在公司治理中的主要作用是通过任命和考核来监督管理层，从而协调股东与管理层之间的委托代理关系[15] ，但更多关于董事会的研究文献指出了外部董事的第二个作用，即他们能够在特定的情境下针对战略转变或者现有战略的实施向高管提供建议。外部董事这种能够提供战略支持的能力，不仅来自于他们已有的知识结构，而且来源于其在任职过程中所形成的社会网络[16] 。大量关于人口统计学的研究表明：与工作相关的经历所带来的人的认知的多样性，有利于组织的发展和绩效的提升;而与工作无关的特征所形成的多样性，则不会产生这样的好处。魏刚等[17] 在对我国上市公司的研究中也发现，外部董事的教育背景对公司业绩并没有显著的正面影响。

具有高管背景的外部董事由于掌握了丰富的商业经验，熟知企业经营的实际情况，能够运用市场方面的知识和专业技能解决经营中的问题，帮助企业确定经营战略和政策[18] 。因此对于企业而言，这类外部董事更能有效地改善企业经营状况，提升企业价值。Hermalin和Weisbach[19] 的研究也表明，具有高管背景的外部董事能够为公司发展提供战略性建议。因此，具有高管背景的外部董事一方面作为职业经理人具有丰富的管理经验，更为注重公司的业绩和经营效率，能够从专家的角度对管理层的经营决策发表意见，敢于否决高风险、可能导致公司经营失败的项目;另一方面，其往往是众所周知的商业专业人士，对自身声誉的关注也将增加他们监督公司高管的动力。由此，本文提出以下假设：

H3：具有高管背景的外部董事在进行董事会试点改革的中央企业董事会中所占的比例越高，中央企业控股上市公司的高管变更业绩敏感性越高。

三、研究设计

（一）样本与数据

本文以2004 ～ 2018年国资委管理的中央企业及其控股沪深上市公司为研究样本。截止到2018年年底，国资委已经将95家中央企业纳入董事会规范建设范围。本文基于国资委的官方网站、中央企业的官方网站，以及百度、谷歌等搜索引擎确定中央企业进行董事会试点改革的具体时间。

在搜索整理数据的过程中，本文发现中央企业涉及董事会试点改革的时间节点一般包括两个：一个是国资委将该企业纳入董事会试点改革工作范围的时间;另一个是该企业经过筹备期后召开建设规范董事会工作会议从而正式建立董事会的时间。本文将“企业召开建设规范董事会工作会议的时间”作为企业进行董事会试点改革的时间。

本文所使用的数据主要来自于Wind数据库和CSMAR数据库。为了保证数据的完整性和准确性，按照以下原则对原始样本进行筛选：①剔除金融保险类上市公司。金融类企业在市场进入、业务发展等方面与其他类型企业不同，投资活动也与其他企业不同，其财务报表披露内容无法真实准确地反映出企业的经营状况。②剔除ST、PT类企业。被标记为 ST、PT的上市公司已连续两年或两年以上出现亏损，财务状况或其他情况存在异常，可能会干扰研究的稳定性。③剔除控制变量缺失的样本。本文对所有连续变量在1%和99%的水平上进行了Winsorize 缩尾处理，以避免极端值的影响。

（二）模型设计与变量定义

1. 变量定义。具体变量定义如表1所示。

（1）被解释变量。Turnover是表示公司高管变更的虚拟变量：如果当年度公司总经理发生非正常变更，则取值为1;如果当年度公司总经理未发生变动或发生常规变动，则取值为0。本文参照Defond和Hung[20] 的研究，将公司总经理的所有变更根据变更原因划分为正常变更与非正常变更。正常变更是指与总经理自身管理能力、努力程度等无关的因素导致其职位发生变化的情况，如退休、健康原因等;非正常变更则是指高管自身的因素直接或间接地影响其职位发生变动的情况，如工作变动、违规或犯罪、辞职等。非正常变更是对公司高管的一种极端约束机制，与高管自身的管理能力和努力程度有关，因此本文选用非正常变更代表公司高管高更[9] 。

（2）解释变量。①Roa表示经营业绩，定义为高管变更前一年企业净利润除以总资产。②Post是表示样本公司属性的虚拟变量。如果樣本公司控股的中央企业在2004 ～ 2018 年间实施了董事会试点改革，则取值为1;如果未实施董事会试点改革，则取值为 0。③Reform是表示企业外部董事比例的变量，定义为在中央企业实施董事会试点改革后外部董事在董事会中所占的比例。④Croa是表示企业中具有高管背景的外部董事比例的变量，定义为在中央企业实施董事会试点改革后具有高管背景的外部董事在董事会中所占的比例。

（3）控制变量。参考周林洁等[9] 、游家兴等[21] 、Guilong Cai等[14] 、Sujuan Xie等[22] 的研究，本文还控制了以下公司层面的变量：公司规模（Size）、负债率（Lev）、营业收入增长率（Growth）、经营现金流比率（Ocf）、董事会规模（Board）、独立董事比例（Inde）、两职合一（Dual）、第一大股东持股比例（Top1）、企业价值（Tobin'Q）。

2. 模型设定。为检验中央企业母公司董事会试点改革能否提高其控股子公司高管变更业绩敏感性，本文设计如下模型检验H1：

Turnoveri，t=α0+α1Roai，t-1+α2Posti，t+

α3Roai，t-1×Posti，t+α4Levi，t-1+α5Ocfi，t-1+

α6Duali，t-1+α7Indei，t-1+α8Boardi，t-1+α9Growthi，t-1+

α10Sizei，t-1+α11Top1i，t-1+α12Tobin'Qi，t-1+ε （1）

为检验外部董事比例能否提高其控股子公司高管变更业绩敏感性，本文设计如下模型检验H2：

Turnoveri，t=α0+α1Roai，t-1+α2Reformi，t+

α3Roai，t-1×Reformi，t+α4Levi，t-1+α5Ocfi，t-1+

α6Duali，t-1+α7Indei，t-1+α8Boardi，t-1+α9Growthi，t-1+

α10Sizei，t-1+α11Tobin'Qi，t-1+ε （2）

为检验具有高管背景的外部董事能否提高其控股子公司高管变更业绩敏感性，本文设计如下模型检验H3：

Turnoveri，t=α0+α1Roai，t-1+α2Croai，t+

α3Roai，t-1×Croai，t+α4Levi，t-1+α5Ocfi，t-1+

α6Duali，t-1+α7Indei，t-1+α8Boardi，t-1+α9Growthi，t-1+

α10Sizei，t-1+α11Tobin'Qi，t-1+ε （3）

四、实证分析

（一）描述性统计

表2报告了本文主要变量的描述性统计结果。由表2可以看出，高管变更（Turnover）的平均值为0.214，说明在样本期间有21.4%的公司更换了高管。董事会试点改革（Post）的平均值为0.501，表明在样本期间，有50.1%的上市公司母公司实施了董事会试点改革。外部董事比例（Reform）的平均值为0.55，表明大部分中央企业母公司外部董事的比例超过了一半，仅有小于25%的公司拥有少于一半的外部董事。具有高管背景的外部董事比例（Croa）的平均值为0.368，最小值为0.222，表明改革后的公司都聘请了具有高管背景的外部董事，最大值为0.5，表明在中央企业的董事会中具有高管背景的外部董事目前最多为一半。负债率（Lev）的均值为0.521，中位数为0.534，说明样本总体财务状况较好;董事会规模（Board）的均值为2.238，中位数为2.197，最大值为2.708，最小值为1.609，说明样本总体董事会规模差异较大，大部分公司董事会规模超过平均值;独立董事比例（Inde）的平均值为0.366，中位数为0.333，说明大部分公司独立董事比例为三分之一，尚未达到一半以上。

在对主要假设进行多元回归之前，本文对相关模型进行了Pearson相关性检验（限于篇幅，结果未列示出来）。检验结果显示，解释变量与被解释变量、解释变量与控制变量、控制變量与控制变量、被解释变量与控制变量之间的相关系数均小于0.5，说明该模型不存在多重共线性问题，从而使得本文的回归结果更加可靠。此外，高管变更（Turnover）与经营业绩（Roa）之间呈现出显著的负相关关系，董事会试点改革（Post）与高管变更（Turnover）之间呈现出显著的正相关关系，说明董事会试点改革能够提高高管非正常变更的频率，初步验证了本文结论。

（二）主要回归结果分析

表3列示了董事会试点改革与公司高管变更业绩敏感性的回归结果。

1. 董事会试点改革与高管变更业绩敏感性。表3第二列列示了董事会试点改革对公司高管变更影响的回归结果。经营业绩（Roa）的系数为-2.565且在5%的水平上显著，说明公司业绩越差，高管越容易被更换。交互项Roa×Post的系数为-5.902且在5%的水平上显著，说明当进行董事会试点改革后，公司高管更会因业绩较差而被更换，表现出相对较高的高管变更业绩敏感性，从而为中央企业董事会试点改革的积极效果提供了一定的实证证据，支持本文的H1，即中央企业进行董事会试点改革之后构建了规范的董事会，能够提高其控股子公司的高管变更业绩敏感性，从而验证了董事会的治理作用。

此外，公司规模（Size）与高管变更（Turnover）在10%的水平上显著正相关，说明公司规模越大，公司高管非正常更换的频率越高，即公司高管越可能因为公司的经营业绩不佳而被更换;企业价值（Tobin'Q）与高管变更（Turnover）在5%的水平上显著正相关，说明企业价值越高的公司，公司高管非正常更换频率越高，即企业经营业绩越不佳越可能更换高管，与本文估计相符。

2. 外部董事比例与高管变更业绩敏感性。表3第三列列示了在进行董事会试点改革的公司中外部董事在董事会中的比例对于高管变更影响的回归结果。经营业绩（Roa）的系数为-1.432且在10%的水平上显著，说明当公司的经营业绩越差时公司的高管越容易被更换。外部董事比例（Reform）的系数显著为正，说明公司外部董事比例越高，公司高管越容易被更换。交乘项Roa×Reform的系数为-7.1且在5%的水平上显著，说明外部董事比例越高，公司经营业绩越差，公司的高管越容易被更换，表现出外部董事比例越高，公司高管变更业绩敏感性越高，从而验证了本文的H2。

3. 具有高管背景的外部董事与高管变更业绩敏感性。表3第四列列示了在进行董事会试点改革的公司中具有高管背景的外部董事比例对公司高管变更影响的回归结果。经营业绩（Roa）的系数为-15.66且在10%的水平上显著，表明经营业绩越差公司的高管越容易被更换。交乘项Roa×Croa的系数为-23.94且在5%的水平上显著，表明在具有高管背景的外部董事比例越高的公司中，公司越会因为业绩较差而更换高管，即董事会中具有高管背景的外部董事越多，公司高管变更业绩敏感性越高，从而验证了本文的H3。

（三）稳健性检验

为了保证本文研究结论的稳健性，本文拟采用三种方法进行稳健性检验，结果如表4、表5所示。

1. 滞后一期。由于董事会试点改革可能具有一定的时滞性且改革月份不同，因此选用滞后一期董事会试点改革变量检验董事会试点改革对高管变更业绩敏感性的影响。重新运行模型（1），回归结果如表4第二列所示。经营业绩（Roa）的系数为-0.532且在1%的水平上显著，交乘项Roa×Post的系数为

-1.207且在10%的水平上显著，表明在进行董事会试点改革的公司高管变更业绩敏感性显著提高，与模型（1）的回归结果相同，验证了本文的H1。

2. 采用其他指标衡量公司业绩。由于国资委于2009年重新制定了《中央企业负责人经营业绩考核暂行办法》，对中央企业负责人的考核指标由净资产收益率转换为经济增加值，因此本文通过采用经济增加值衡量企业业绩进行稳健性检验。表4第三列为中央企业董事会试点改革对公司高管变更业绩敏感性影响的回归结果，根据回归结果可知，经营业绩（Eva）显著为负，表明公司业绩越差，公司高管越容易发生非正常变更。交乘项Eva×Post的系数为-6.004且在10%的水平上显著，表明在进行了董事会试点改革的公司中，高管变更业绩敏感性显著提高，与前文回归结果一致，支持本文的H1。

3. 倾向得分匹配法（PSM）。本文使用PSM为董事会试点改革的样本寻找配对样本，并使用倾向得分匹配样本对H1进行再检验。根据控制变量采用1∶1近邻匹配的方法选取对照组，对研究样本的平衡性进行检验，结果如表5所示。可以看出，各个匹配变量在处理组和对照组的均值不存在显著差异。

利用匹配后的样本进行回归，结果如表4第四列所示。可以看出，经营业绩（Roa）的系数为-3.178且在5%的水平上显著，说明公司经营业绩不佳时更容易导致公司高管发生非正常变更;董事会试点改革与企业经营业绩交乘项（Roa×Post）的系数为-6.397且在10%的水平上显著，表明董事会试点改革将会提高企业高管变更业绩敏感性，研究结论与前文保持一致，支持本文H1。

五、结论

本文基于国务院国资委对中央企业开展董事会试点改革的制度背景，检验中央企业规范董事会建设对国有上市公司治理效率的影响。笔者手工收集整理了2004 ～ 2018年中央企业组建董事会的具体情况，通过实证检验发现：中央企业董事会试点改革能够提高其控股子公司高管变更业绩敏感性，表明董事会试点改革能够提高中央企业的公司治理效率;外部董事比例越高的公司，其高管变更业绩敏感性越高。进一步检验发现，具有高管背景外部董事越多的公司，其高管变更业绩敏感性越高。

中央企业董事会试点改革是国有企业改革的重要举措之一，国资委通过不断加大改革力度，出台各项政策，保障改革各项举措得到切实实行。尽管有观点认为董事会试点改革能使中央企业的治理效率得到极大提高，但仍有质疑声提出，中央企業董事会中外部董事并未发挥其应有的作用，并且董事会的种种职权尚未得到有效落实，中央企业存在的诸多治理方面的问题也未得到有效抑制。基于此，本文以委托代理理论为基础，从控股股东的视角出发为中央企业董事会试点改革的积极效果提供了实证证据;同时，也为董事会这一内部治理的治理效应提供了新的解释。因此，本文的结论对中央企业进一步深化改革具有一定的政策含义。

【 主 要 参 考 文 献 】

[ 1 ]   李文贵，余明桂，钟慧洁.央企董事会试点、国有上市公司代理成本与企业绩效[ J].管理世界，2017（8）：123 ～ 135.

[ 2 ]   周塘人.董事会试点必须闯过经营层选聘这道关[ J].产权导刊，2016（5）：75 ～ 76.

[ 3 ]   秦永法.央企试点：从董事会开始的变革[ J].董事会，2009（1）：50 ～ 53.

[ 4 ]   徐炜.中央企业董事会建设研究[ J].经济管理，2011（11）：44 ～ 53.

[ 5 ]   Jensen Michael C.，Warner Jerold B.. The distribution of power among corporate managers， shareholders， and directors[ J].North-Holland，1988（20）：3 ～ 24.

[ 6 ]   朱红军.我国上市公司高管人员更换的现状分析[ J].管理世界，2002（5）：126 ～ 131.

[ 7 ]   Hu Fang， Leung C. M.. Appointment of political top executiveand subsequent performance and corporate： Evidence from China's listedSOES[R].Working Paper，2008.

[ 8 ]   Cannella A. A.， Lubatkin A. M.. Succession as a sociopolitical process： Internal impediments to outsider selection[ J].Academy of ManagementJournal，1993（4）：763 ～ 793.

[ 9 ]   周林洁，邱汛.政治关联、所有权性质与高管变更[ J].金融研究，2013（10）：194 ～ 206.

[10]   刘青松，肖星.败也业绩，成也业绩？——国企高管变更的实证研究[ J].管理世界，2015（3）：151 ～ 163.

[11]   杨瑞龙，王元，聂辉华.“准官员”的晋升机制：来自中国央企的证据[ J].管理世界，2013（3）：23 ～ 33.

[12]   Larry Fauver， Mingyi Hung， Xi Li， et al.. Board reforms and firm value： Worldwide evidence[ J].Journal of Financial Economics，2017（1）：120 ～ 142.

[13]   王跃堂，赵子夜，魏晓雁.董事会的独立性是否影响公司绩效？[ J].经济研究，2006（5）：62 ～ 73.

[14]   Guilong Cai，Sujuan Xie，Yue Xu，et al.. Ultimate parent's board reform and controlling shareholder entrenchment： Evidence from a quasi-natural experiment in China[ J].Emerging Markets Review，2019（38）：389 ～ 403.

[15]   Fama E. F.， Jensen M. C.. Separation of ownership and control[ J].Journal of Law and Economics， 1983（2）：301 ～ 325.

[16]   Mason A. Carpenter， James D. Westphal. The strategic context of external network ties： Examining the impact of director appointmentson board involvement in strategic decision making[ J].The Academy of Management Journal，2001（4）：639 ～ 660.

[17]   魏刚，肖泽忠，Nick Travlos等.独立董事背景与公司经营绩效[ J].经济研究，2007（3）：92 ～ 105.

[18]   娄芳.国外独立董事制度的研究现状[ J].外国经济与管理，2001（12）：24 ～ 29.

[19]   Hermalin B. E.， Weisbach M. S.. The determinants of board composition[ J].The Rand Journal of Economics，1988（4）：589 ～ 606.

[20]   Defond M. L.， Hung M.. Investor protection and corporate governance： Evidence from world wide CEO turnover[ J].Journal of AccountingResearch，2004（42）：269 ～ 312.

[21]   游家兴，徐盼盼，陈淑敏.政治关联、职位壕沟与高管变更——来自中国财务困境上市公司的经验证据[ J].金融研究，2010（4）：128 ～ 143.

[22]   Sujuan Xie，Yue Xu，Yamin Zeng，et al.. Ultimate parent board reform and corporate overinvestment： Aquasi-natural experiment study[ J].Accounting & Finance，2019 （5）：1469 ～ 1501.