非国有股东超额委派董事与企业全要素生产率

盛明泉 刘悦 盛安琪

摘要：非国有股东参与国有企业治理是有效提高国企治理效率、实现经济高质量发展的重要途径。文章基于2009—2020年我国沪深A股国有上市公司的相关数据，通过手工收集非国有股东超额委派董事情况，以此检验其对国企上市公司全要素生产率的影响。研究结果表明，非国有股东仅仅委派董事并不能对企业全要素生产率产生显著影响，只有在超额委派董事的情况下（即控制权大于股权）才会与上市公司全要素生产率水平呈现显著的正相关关系，并且这种正向关系在市场化程度较高、分析师关注度较低以及高新技术企业更为显著。进一步研究发现，非国有股东超额委派董事作用于全要素生产率的内在机理在于提升了国有上市公司信息透明度，激发了国有企业创新活力。该研究为国有企业引入非公有资本的途径和方式提供了新思路，对促进不同所有制之间资本交叉和相互融合具有一定的参考价值。

关键词：超额委派董事;企业全要素生产率;信息透明度;非国有股东;高新技术企业

中图分类号：F272    文献标志码：A    文章编号：1001-862X（2022）03-0071-011

一、引 言

近年来，发展混合所有制经济一直是盘活国有企业资本、提升国有企业竞争力的基本方向。混合所有制改革自提出至今，其发展已经取得了显著成就并逐步通过来自市场的认可和检验 [1]，对我国的制度体系建设和国民经济发展发挥了重要作用。但必须指出的是，现阶段很多国有企业混改仍停留在形式上的混合，非国有股东很难获得足够的控制权和话语权，企业内部深层次的治理结构和机制问题尚未得到根本性解决[2-3]，这严重阻碍了国有企业资源配置和生产效率的进一步提升。直到2019年，国资委印发文件《企业混合所有制改革操作指引》，降低了股东有权向国有企业提名董事的持股比例，为非国有股东提名和委派董事从而形成多方制衡的董事会结构提供了有利条件[4]，其在实际推行过程中也取得了显著成效。例如，中国联通经混合所有制改革后，联通集团股权比例为36.7%，员工持股达2.6%，包含腾讯和阿里在内的战略合作伙伴持股35.2%，公众股东持有中国联通约25.5%股份，由此形成了多元化、分散化的多元股权结构;在董事会结构层面，合计13人的董事会规模中，控股股东仅拥有3个董事席位，其他10名董事会席位均为其他股东和独立董事。由此可见，这一股权结构和董事会结构破除了传统的思维模式，使得非国有股东能够充分发挥其有效参与国有企业治理的积极作用。

与既有文献相比，本文的边际贡献可能体现在：第一，为了揭示非国有股东委派董事情况对企业全要素生产率的影响，本文创新性地根据非国有股东持有股权和控制权差异，分别设置非国有股东委派董事及超额委派董事变量，该变量的设计更准确地对非国有股东参与国有企业治理情况进行测度，弥补了仅从股权层面探究其对企业全要素生产率提升效应的局限。第二，本文聚焦于微观国有企业层面，从非国有股东股权和控制权不对等配置角度出发，将非国有股东超额委派董事与企业全要素生产率纳入同一研究框架，为企业全要素生产率影响因素和作用路径分析提供了来自非国有股东治理方面的经验证据，对提升国有企业治理水平和竞争力具有重要的参考价值。第三，本文综合考虑了非国有股东超额委派董事影响企业全要素生产率的约束条件，不仅兼顾了企业自身所处行业差异，还考量了企业所面临的外部环境差异，从而为国家和政府制定合理的混合所有制政策提供经验支撑。

二、理论分析与实证假设

（一）非国有股东超额委派董事与企业全要素生产率

“十四五”规划指出我国要积极发展混合所有制经济、完善现代企业制度，促进非公经济健康发展。混合所有制改革主要包含两部分，即“混资本”和“改机制”，而董事会的合理有效建设属于“改机制”中的重要一环。然而现阶段国有企业董事会构成还存在着如下弊端：第一，我国国有企业董事会多为“合规性董事会”，即董事会组成仅仅是为了满足法律或政策上要求的合规，涉及企业发展的重要决策并不是由董事会做出，而主要是由国有企业大股东做出重大决策。因此，这样的董事会构成并不具备自主决策的权利，董事会形同虚设。第二，非国有股东委派的董事很难获得充分的信息、掌握足够的话语权，因此很难在公司治理中发挥有效监督和制约的作用，这就使得混合所有制改革流于表面，无法从根本上解决国有股东“一股独大”的趋势。因此经混改后非国有股东仍处于较为被动的局面，即使向国有企业委派了董事，也并不能拥有足够的话语权与之制衡。于是为了让非公有资本真正发挥参与公司治理的作用[5]，张维迎等人指出股权和控制权是两个独立的工具，即控制权在一定程度上可以不仅仅由其所持股权决定。[6-9]非国有股东超额委派董事就破除了传统股权与控制权对等配置的思维模式，这样的董事会结构一方面有利于发挥企业的治理协同效应，在很大程度上保障了董事会的独立决策权和监督管理权;另一方面非国有股东占据较大比重的董事会席位，使得董事会与国有企业管理层关联度有所下降[1]，为公司经营决策提供了更多来源于外部非公有资本的意见和建议，从而有利于公司治理的完善和企业全要素生产率的提高。基于此，我们提出如下研究假设：

假设H1：非国有股东只有超额委派董事才会对企业全要素生产率产生正向影响，而仅仅委派董事对企业全要素生产率影响不明显。

（二）非国有股东超额委派董事、信息透明度与企业全要素生产率

与国有股东相比，非国有股东在超额委派董事后仍然存在着严重的信息不对称，很难对国有企业整体情况进行准确的评估。基于此，本文认为非国有股东超额委派董事后的首要目的就是提升国有上市公司信息透明度[4]，为企业经营决策效率和全要素生产率的提升打下良好基础。首先，非国有股东通过超额委派董事，在一定程度上使得原国有企业大股东“一言堂”的局面有所缓解，既保证了国有股东在董事会中有足够的话语权，也让非公有资本委派的董事有了一席之地。根据“委托代理理论”，非国有股东通过超额委派董事有权利和意愿对国有企业管理层进行监督，提升国有上市公司信息透明度。其次，国有股东与非国有股东在专业知识、工作环境及背景方面均存在着显著差异，如给予非国有股东超额委派董事的权利，在必要时为非国有股东引入财务方面的专家董事提供了契机，这些专业人员的委派一方面使董事会构成呈现多样性，可以在决策的过程中提供更全面的信息，另一方面也给专业董事接触和審查财务报表创造了机会，对国有企业信息透明度产生有利影响。最后，由于当前公司信息披露机制的不规范，企业向外部披露的相关信息还存在着严重不足，非国有股东通过超额委派董事造成控制权和股权不对等的配置，也会引起债权人和外部投资者的持续关注，此时企业更倾向于严格遵守信息披露要求，对企业各类信息进行更充分的披露。综上分析，非国有股东在掌握了充分信息的前提下，能够对国有企业整体情况进行准确的评估，有利于非国有股东积极参与国有企业经营治理，改善国有企业非效率投资行为，从而有效提升企业全要素生产率。基于此，我们提出如下研究假设：

假设H2：非国有股东超额委派董事通过改善上市公司信息透明度从而对企业全要素生产率产生正向影响。

（三）非国有股东超额委派董事、创新水平与企业全要素生产率

中国经济由高速增长转向高质量发展阶段离不开全要素生产率[10]，而全要素生产率的提升更加强调创新驱动的作用[11]，尽管现阶段我国创新研发投入水平和产出均取得了显著成效，但与发达国家相比，仍体现为自主创新能力不足。特别是作为体制改革核心环节的国有企业，更要适应经济环境的转变，为我国实现高质量发展目标起到引领作用。一方面，根据代理人效应，国有企业经过混合所有制改革，如赋予非国有股东超额委派董事的权利，在降低国有股权持股比例的同时，也加强了对国企管理层的监督，并通过发挥非公有资本独特的优势改善公司制度体系、调动员工积极性[12]，使其开展更多的创新活动[13]，着眼于企业长期稳定发展;另一方面，非国有股东通过超额委派董事优化了董事会规模构成，增加了国有企业内部知识存量。基于非国有股东的“逐利天性”，他们通常有更强的创新意识，并期望通过创新以获取高回报，一定程度上提升了企业创新活力[14]。一旦企业打破了这一发展的重要瓶颈，将会做出科学合理的创新投资决策[15]，减少国有企业资源错配，从而提升其全要素生产率。[16]基于此，我们提出如下研究假设：

假设H3：非国有股东超额委派董事通过提升企业创新水平从而对企业全要素生产率产生正向影响。

三、样本选择与研究设计

（一）数据处理及来源

为了研究非国有股东超额委派董事对企业全要素生产率的影响，本文选取2009—2020年中国沪深A股国有上市公司作为初始研究样本，具体原因如下：之所以选取2009年为研究起点，主要考虑到我国完成股权分置改革的时间为2008年;考虑到非上市国有企业混合所有制改革力度较弱以及具体落实情况无法明确，因此基于数据可得性的考虑将样本选取为在A股上市的国有企业。此外，基于研究需要对初始样本数据做如下处理：（1）删除金融类、ST、*ST类上市公司;（2）剔除关键变量指标缺失或存在明显异常的公司;（3）为消除极端值的影响，对主要连续变量在1%和99%水平上进行缩尾处理。上述涉及上市公司相关财务数据来自于CSMAR 和Wind数据库，非国有股东超额委派董事数据经查看公司年报、根据董事的主要工作经历及背景资料确认非国有董事的委派单位，并根据检索企业性质最终判断是否为非国有股东委派董事。[5]数据分析软件为Stata16.0。

（二）变量定义与度量

1.被解释变量：全要素生产率

企业全要素生产率为本文的被解释变量，该指标是衡量企业效率的综合指标，常见的测量方法主要有OLS、OP、LP、FE、DEA 等。考虑到传统估计方法中存在的内生性问题，本文参考Levinsohn和Petrin[17]的半参数估计方法，运用LP法对企业层面的全要素生产率进行估计。具体测算模型如下：

lnYit=β0+β1 lnKit+β2 lnYgrsit+β3 lnMatit+

∑Year+∑Ind+εit （1）

其中，i代表企业，t代表时间，Y为主营业务收入的对数，lnK为固定资产净值的对数，lnYgrs为员工数量的对数，lnMat为购入商品和接受劳务支付的现金取对数，Year和Ind 为控制年度和行业效应，ε为误差项。对（1）式进行回归，最终得到的残差即为全要素生产率。

2.解释变量：非国有股东超额委派董事

非国有股东委派董事情况为本文的解释变量，具体包括两个层次，一是根据非国有股东是否向国有企业委派董事构建虚拟变量[4]（Ifnsoe），若委派董事Ifnsoe取值为1，否则取0;二是关注非国有股东向国有企业超额委派董事情况，具体判断标准为：若非国有股东委派董事比例与非国有股东持股比例之差大于零，则表明公司存在超额委派董事的情况[4]，并构建虚拟变量Above取值为1，否则为0。

3.中介变量

本文选用的中介变量分别是上市公司信息透明度（Trans）及企业创新水平（Rd）。对于上市公司信息透明度的衡量，参考徐寿福和姚禹同[18]的做法，构建信息透明度综合指标，具体为盈余质量、分析师跟踪人数、分析师预测准确度、深交所与上交所信息披露评级和审计师是否来自四大，这几项指标的样本百分等级取平均值作为上市公司信息透明度的代理變量，该值越大表明企业的信息透明度越强，信息披露质量越高;对于企业创新水平的衡量，参考以往学者[19-21]的研究思路，使用上市公司独立申请和联合申请的专利合计数对企业创新水平进行测度，该值越大意味着企业创新能力越强。

4.控制变量

参考已有研究[22-25]，本文对其他可能影响企业全要素生产率的因素进行控制，具体包括：资产负债率（Lev）、企业规模（Asset）、营业收入增长率（Growth）、资产收益率（Roa）、企业年龄（Age）、员工规模（Ygrs）、独董比例（Indratio）、总资产周转率（Turnover）、两职合一（Dual）和股权性质（Soe），此外，还控制年度变量（Year）和行业变量（Ind）。各变量的具体定义见表1。

（三）模型设定

为了检验非国有股东委派董事及超额委派董事情况对企业全要素生产率的影响，本文设定如下模型：

Tfp-lpit=b0+b1Ifnsoeit+b2Controlsit+∑Year+

∑Ind+εit（2）

Tfp-lpit=b0+b1Aboveit+b2Controlsit+∑Year+

∑Ind+εit  （3）

为了检验非国有股东超额委派董事对企业全要素生产率的作用路径，本文运用温忠麟的中介效应模型进行检验，具体如模型（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法计算的企业全要素生产率，具体构建方法见上文。Ifnsoe 表示非国有股东是否委派董事的虚拟变量，Above表示非国有股东超额委派董事情况。根据研究假设，在模型（3）中，参数b1表示非国有股东超额委派董事对企业全要素生产率的影响效应，若b1系数显著为正，则表明非国有股东超额委派董事可提高企业全要素生产率。在模型（5）和模型（6）中，Trans为上市公司信息透明度，Rd为企业的创新水平。Controls表示控制变量。此外，进一步加入年度固定效应（Year）和行业固定效应（Ind）。

四、实证结果与分析

（一）描述性统计

为了全面直观地反映所选取样本数据的基本情况，本文采用均值、中位数、最大值、最小值等指标对样本数据的主要变量进行描述性统计，具体结果见表2。由表2可知，采用LP法、OP法测算的企业全要素生产率（Tfp-lp、Tfp-op）均值分别为18.305、7.036，最小值分别为13.387、2.572，最大值分别为23.150、10.535，相较于以往研究得出如下结论：（1）所选样本不同企业间的全要素生产率水平存在较大差异，说明所选取样本辨识度较好，为后文展开进一步分析提供良好的数据基础;（2）本文采用两种方法计算得到的全要素生产率均值略高于以往研究中使用工业企业数据库计算得到的均值[26]，这可能是因为相较于工业企业数据库，本文所采用的上市公司研究样本包含企业类型较少，导致全要素生产率平均数偏高。其他控制变量营业收入增长率（Growth）、企业规模（Asset）、资产收益率（Roa）等的描述性统计结果在总体上分布较为合理，均与以往文献相似。

（二）主回归分析结果

表3列示的是本文的基本回归结果。其中第（1）列报告了以非国有股东是否委派董事（Ifnsoe）作为解释变量、以企业全要素生产率（Tfp-lp）作为被解释变量的回归结果，结果显示非国有股东委派董事回归系数为正，但并未通过显著性检验，说明非国有股东仅仅委派董事无法拥有足够的控制权和话语权，因此不会有效提升企业全要素生产率。第（2）列报告了以非国有股东超额委派董事（Above）作为解释变量、以企业全要素生产率（Tfp-lp）作为被解释变量的回归结果，第（3）列报告了加入控制变量后的回归结果，第（4）列在第（3）列的基础之上进一步控制年度效应和行业效应。回归结果表明，解释变量Above的回归系数均在不同的统计水平上显著为正，这说明非国有股东超额委派董事有助于提高企业的全要素生产率。另外，各列Adj_R2逐步提高，可见符合逐步回归法的设计思路，假设H1成立。

从控制变量来看，企业规模（Asset）的回归系数均在1%水平上显著为正，表明相较于小企业，公司规模较大的企业全要素生产率提升效应越明显;资产收益率（Roa）和总资产周转率（Turnover）的回归系数在1%的水平上显著为正，表明企业的盈利能力越强、资产周转速度越快，企业资产管理效率和承受风险的能力越强，其对全要素生产率的促进效应越明显。其他控制变量结果与现有相关文献的估计结果基本一致，此部分不再详细阐述。

（三）作用机制检验

上文研究已表明，非国有股东超额委派董事显著提升了企业的全要素生产率。值得关注的是，非国有股东超额委派董事是通过何种路径对企业全要素生产率发挥作用？考虑到非国有股东超额委派董事主要提高了上市公司信息透明度，激发了企业创新活力，因此本文从上市公司信息透明度（Trans）以及创新水平（Rd）两条路径出发，厘清非国有股东超额委派董事影响企业全要素生产率的作用机制，具体结果见表4。

表4第（1）（2）（3）列报告了非国有股东超额委派董事-上市公司信息透明度-企业全要素生产率的回归结果。其中第（1）列为中介效应第一步的回归结果，关注变量Above的系数为正且在1%的水平上通过了显著性检验，说明非国有股东超额委派董事能够显著提升企业的全要素生产率，假设1得到了验证。表4第（2）列为中介效应第二步的回归结果，由表可知，關注变量Above的系数显著为正，表明非国有股东超额委派董事能够有效提升上市公司信息透明度。表4第（3）列为中介效应第三步的回归结果，将非国有股东超额委派董事、上市公司信息透明度同时纳入模型中进行检验，从表中可以看出Above的回归系数为0.247且在1%的水平上显著，中介变量Trans系数为正且在5%水平上通过显著性检验，说明上市公司信息透明度在非国有股东超额委派董事影响全要素生产率之间发挥了部分中介效应，假设2得到验证。

表4第（4）（5）（6）列报告了非国有股东超额委派董事-创新水平-企业全要素生产率的回归结果。第（5）列的Above的回归系数为0.286，且在10%的水平上显著，第（6）列将非国有股东超额委派董事和创新同时纳入模型后，Above的回归系数在1%的水平上显著为正，说明非国有股东通过超额委派董事，使具备不同专业背景、知识层次的董事成员汇聚在一起，而这种异质性的董事会结构也使国有企业内部知识存量呈现多样化趋势，激发了企业的创新活力，有效促进了企业全要素生产率提升，由此假设3得到验证。

以上结果表明，上市公司信息透明度的改善、创新水平的提升均对全要素生产率具有显著的促进效应。此外，通过对比表4中介效应模型中各组第三步和第一步Above回归系数发现，在引入Trans、Rd这些中介变量后，第三步的回归系数均小于第一步的回归系数，说明上述中介变量在非国有股东超额委派董事与企业全要素生产率作用中发挥了部分中介效应。综上分析，两大机制的作用效应均得到验证。

（四）稳健性检验和内生性问题的考虑

为了确保本文研究结论的稳健性，我们采用替换变量度量方式、改变样本组成、改变模型设定、工具变量等方法对基准回归结果进行了稳健性检验和内生性检验，具体结果表5所示。

1.替换企业全要素生产率度量方式

本文在主回归中采用LP法计算企业全要素生产率，为提高数据测算的准确性和结论的可靠性，参考Krishnan等[27]的研究思路，在稳健性检验中采用OP半参数法重新对企业全要素生产率进行测度（Tfp-op）。替换度量方式后的回归结果如表5第（1）列所示，研究结果显示Above系数显著为正，证明了回归结果是稳健的。

2.替換非国有股东超额委派董事度量方式

本文在主回归中采用虚拟变量来衡量非国有股东是否超额委派董事，稳健性检验中本文参考冯慧群和郭娜[4]的研究思路，以非国有股东委派董事比例与其持股比例之差重新对解释变量进行衡量，更换非国有股东超额委派董事度量方式后的回归结果如表5第（2）列所示。结果与主回归结果一致。

3.更改样本组成

为排除其他行业对研究结论产生的影响，本文进一步选取具有代表性的制造业样本验证非国有股东超额委派董事与企业全要素生产率之间的关系，回归结果如表5第（3）列所示，结果显示Above系数仍显著为正，进一步支持了文章基本结论。

4.改变模型的设定

考虑到遗漏变量和企业层面异质性问题的影响，本文参考Desbordes和Wei[28]的做法，进一步控制个体固定效应和时间固定效应，对基准实证模型进行稳健性检验。表5第（4）列为控制个体固定效应的回归结果，第（5）列为控制个体和时间双向固定效应的回归结果。结果显示，核心解释变量的估计系数均在不同程度的统计水平下显著，控制变量的符号均未发生实质性变化，说明回归结果不因模型设定方法的改变而发生变化，进一步验证前文回归结果的可靠性。

5.自选择问题的处理——倾向性得分匹配

为处理非国有股东超额委派董事与企业全要素生产率间可能存在的内生性问题，本文采用倾向得分匹配法对匹配成功后的样本重新展开检验，具体操作步骤为：首先，参考吴静桦等[29]、余怒涛等[30]的研究思路，本文选择公司规模（Asset）、资产负债率（Lev）、公司成长能力（Growth）以及盈利能力水平（Roa）作为企业特征变量进行匹配，执行Logit回归。然后采用1对1 的最近邻匹配方式，为观测样本找到一个与之最接近的公司。最后本文对匹配成功的样本重新进行回归。表5第（6）列报告了匹配后的回归结果，结果显示，非国有股东超额委派董事的回归系数在10%的水平上显著为正，与本文主回归结果保持一致。

6.反向因果问题——解释变量及所有控制变量均滞后一期

企业的生产率水平差异可能会向外界传递不同的信号，影响外部投资者对企业的预期，高全要素生产率的企业更能积极地进行混合所有制改革，增加非国有股东超额委派董事的可能性。为排除该反向因果的作用，本文参考余怒涛等[30]的方法，将解释变量及所有控制变量均滞后1期。具体回归结果如表5第（7）列 所示，结果并未发生显著改变，因此企业全要素生产率与非国有股东超额委派董事之间在考虑了反向因果问题后前文的结论仍保持不变。

五、进一步分析

前文基于整体层面的回归为非国有股东超额委派董事与企业全要素生产率的关系提供了初步经验证据，但并未考虑企业之间的异质性。因此，本文拟从以下角度对非国有股东超额委派董事展开异质性检验并进行对比分析，结果见表6。

（一）基于市场化发展程度差异

考虑到市场化程度不同，企业所面临的行业竞争也存在着很大差异，为此本文参考易玄等[31]的做法，采用市场化指数来衡量样本企业外部市场化发展程度，构建Aquad虚拟变量并按照其中位数分组，若企业所处外部市场化发展程度高于中位数，则Aquad取值为1，否则取0。表6第（1）、（2）列报告了不同市场化发展程度下非国有股东超额委派董事对企业全要素生产率的作用效果。回归结果显示，在市场化发展程度较高的企业中Above回归系数为0.348，且在1%的水平下显著，即非国有股东超额委派董事对企业全要素生产率的促进效应在市场化发展程度较高的企业更为明显。原因可能是：当企业处于外部市场化程度较高的地区时，非国有股东治理更不容易受到地方行政的约束和限制，在外部各项规章制度相对完善的前提下，再有企业内部非国有股东超额委派董事的监督，能够有效改善公司信息透明度，提升企业全要素生产率。

（二）基于分析师关注度差异

分析师通过对企业信息进行有效的收集和识别，一定程度上增加了企业对资本市场的信息供给，进而起到外部治理作用。因此本文基于分析师关注度差异，得到分析师关注度中位数并构建Aquad虚拟变量，若企业得到的分析师关注度高于中位数，则Aquad取值为1，否则为0。表6第（3）、（4）列报告了不同分析师关注程度下非国有股东超额委派董事对企业全要素生产率的作用效果。回归结果显示，在分析师关注度较低的企业中Above回归系数为0.552且在1%的水平下显著，即非国有股东超额委派董事对企业全要素生产率的促进效应在分析师关注程度较低的企业更为明显。原因可能是：较高的分析师关注度虽然在一定程度上向外界披露了更多关于企业价值的信息，缓解了企业与外部投资者之间的信息不对称程度[32]，但与此同时也间接增加了管理层的业绩压力，使得管理层更加短视化，不利于企业创新研发和全要素生产率的提升。

（三）基于企业所处行业特征

企业所处行业不同，其对创新的重视程度和投入力度也存在着明显差异，最终将影响对全要素生产率的作用效果。因此本文基于企业所处行业差异，构建Aquad虚拟变量，若企业所属行业为高新技术企业，则Aquad取值为1，否则为0。表6第（5）、（6）列报告了企业在所处行业特征存在差异的情形下非国有股东超额委派董事对全要素生产率的作用效果。回归结果显示，高新技术企业中非国有股东超额委派董事系数为0.097且在5%的水平下显著，表明与非高新技术企业相比，高新技术企业非国有股东超额委派董事对全要素生产率的促进效应更为明显。这可能是因为：高新技术企业往往具有更强的创新意识，且国有企业通常具有政府背景，使企业能够有充足的科研经费不断开展技术创新，获得相应的技术优势。再加之超额委派董事权利为非国有股东委派技术创新方面的专业董事提供了有利条件，有利于相关研发部门做出科学合理的创新决策，因此非国有股东超额委派董事对于高新技术企业的生产率提升效果更为明显。

六、研究结论与启示

董事会是一个公司内部战略的决策机构及核心，因此打造自主决策的董事会、加强董事会建设并保障董事会职权的行使至关重要。然而现阶段国有企业董事会可能并不具备自主决策的权利，特别是非国有股东委派的董事更没有足够的话语权，无法对内部人进行有效监督和制约。故本文打破原有非国有股东控制权与所持股权对等配置，研究非国有股东超额委派董事对企业全要素生产率的影响具有重要的理论价值和现实意义。基于此，本文基于2009—2020年沪深 A 股国有上市公司的相关数据，深入探究了非国有股东超额委派董事对企业全要素生产率的影响。研究结果表明：首先，非国有股东仅仅委派董事并不能有效提升企业全要素生产率，只有在超额委派董事时才能发挥提升全要素生产率的作用效果，即非国有股东控制权超越其所持股权时才能起到治理作用。其次，非国有股东超额委派董事可以借助提升国有上市公司信息透明度，激发国有企业创新活力，从而间接促进企业全要素生产率提升。在稳健性检验和内生性检验中，我们通过替换变量度量方式、更改样本构成、改变模型设定等一系列方法，并考虑了自选择问题和反向因果问题后保证了上述研究结论的可靠性。最后，我们发现非国有股东超额委派董事对企业全要素生产率的促进作用因市场化发展程度、分析师关注度和企业所处的行业特征不同而存在异质性。具体而言，非国有股东超额委派董事在市场化发展程度较高、分析师关注度较低以及高新技术企业中对企业全要素生产率的提升效应更为显著，这说明企业所处行业特征及外部制度环境均会对非国有股东参与国企治理的效果产生影响。基于本文的研究结果，可得如下政策启示。

第一，完善非国有股东参与公司治理的制度环境和投资者保护机制，避免混合所有制改革“流于形式”。本文研究结果表明，当为非国有股东赋予足够的控制权时，非国有股东既有意愿也有能力积极参与国有企业治理。因此，国有企业在积极推进混改时，需建立严格、全面的监督体系，充分发挥非国有资本的经营优势和监督作用，不能仅仅停留在以往引入非国有股东股权的表面上，更要在实质上确保其权利，特别是给予非国有股东参与到董事会层面经营决策的权利，在真正意义上实现不同所有制之间的资本交叉和相互融合，切实保障非国有股东在参与公司治理中的话语权，防范国有资产和投资效率的无效损失。

第二，引入高质量非国有股东，切实保障非国有股东权益。本文研究结论表明只有非国有股东超额委派董事时才会对企业全要素生产率真正发挥作用，如果仅仅赋予非国有股东与其持股比例对等的权利，在国有资本体量大、拥有较大控制权的前提下不足以与国有企业大股东进行权利制衡，也难以充分发挥其监督和治理作用。即与单纯的股权混合相比，非国有股东参与董事会治理对企业价值创造的促进作用更大。因此企业应在逐步降低國有股权持股比例的同时引入更多的非国有资本，并适当降低非国有股东具备委派董事权利时持有的股权门槛，在此基础上通过简政放权，将部分经营管理权放给非国有股东，充分调动其治理积极性从而实现国有企业资产的高效率利用。

第三，发展混合所有制应结合国有企业所处外部环境及行业特征分类推进。本文研究发现非国有股东超额委派董事在市场化发展程度较高、分析师关注度较低以及高新技术企业中对企业全要素生产率的影响更明显。因此，企业应在不违背国有企业混改整体思路和路线的原则下，根据其发展的主攻方向“因地制宜”“因企制宜”，尽可能实现“一企一策”，促进国企混改分类、分阶段高效推进。例如，政府在制定相关政策时应重点关注和扶持市场化程度较低地区的国有企业治理模式，促进其学习和借鉴市场化程度较高地区国有企业的混合所有制改革经验，再结合本地区实际情况逐步完善外部市场环境，最终完成国企改革总体目标，提升国有企业全要素生产率和全球竞争力。

参考文献：

[1]沈昊，杨梅英.混改条件下股权结构与国资监管方式的选择——基于多案例角度研究[J].管理评论，2020，（3）：323-336.

[2]廖飞梅，万寿义，叶松勤.国企混改、竞争战略与费用粘性[J].审计与经济研究，2020，（4）：88-104.

[3]马新啸，汤泰劼，郑国坚.混合所有制改革能化解国有企业产能过剩吗？[J].经济管理，2021，（2）：38-55.

[4]冯慧群，郭娜.非国有股东超额委派董事能否提高会计信息质量？——基于国企混改背景[J].会计研究，2021，（5）：15-31.

[5]张维迎.所有制、治理结构及委托—代理关系——兼评崔之元和周其仁的一些观点[J].经济研究，1996，（9）：3-15，53.

[6]李海英，李双海，毕晓方.双重股权结构下的中小投资者利益保护——基于Facebook收购WhatsApp的案例研究[J].中国工业经济，2017，（1）：174-192.

[7]郑志刚，邹宇，崔丽.合伙人制度与创业团队控制权安排模式选择——基于阿里巴巴的案例研究[J].中国工业经济，2016，（10）：126-143.

[8]刘汉民，齐宇，解晓晴.股权和控制权配置：从对等到非对等的逻辑——基于央属混合所有制上市公司的实证研究[J].经济研究，2018，（5）：175-189.

[9]Oliver Hart.Financial Contracting[J].Journal of Economic Literature，2001，（4）：1079-1100.

[10]盛明泉.激励机制错位与企业全要素生产率研究[M].北京：科学出版社，2021.

[11]杨孝青，岳爱武.习近平关于科技创新重要论述的四重维度研究[J].江淮论坛，2020，（1）：40-46.

[12]张维迎，吴有昌，马捷.公有制经济中的委托人—代理人关系：理论分析和政策含义[J].经济研究，1995，（4）：10-20.

[13]李文贵，余明桂.民营化企业的股权结构与企业创新[J].管理世界，2015，（4）：112-125.

[14]张斌，李宏兵，陈岩.所有制混合能促进企业创新吗？——基于委托代理冲突与股东间冲突的整合视角[J].管理评论，2019，（4）：42-57.

[15]Hutzschenreuter T，Horstkotte J.Performance effects of top management team demographic faultlines in the process of product diversification[J].Strategic Management Journal，2013，（6）：704-726.

[16]李政，杨思莹.国家高新区能否提升城市创新水平？[J].南方经济，2019，（12）：49-67.

[17]Levinsohn，J.，Petrin，A .Estimating Production Functions Using Inputs to Control for Unobservables[J].The Review of Economic Studies，2003，70（2）：317-341.

[18]徐寿福，姚禹同.股价信息含量与非金融企业金融化[J].会计研究，2021，（8）：22-37.

[19]黎文靖，郑曼妮.实质性创新还是策略性创新？——宏观产业政策对微观企业创新的影响[J].经济研究，2016，（4）：60-73.

[20]蔡卫星，倪骁然，赵盼，杨亭亭.企业集团对创新产出的影响：来自制造业上市公司的经验证据[J].中国工业经济，2019，（1）：137-155.

[21]徐雨婧，沈瑶，胡珺.进口鼓励政策、市场型环境规制与企业创新——基于政策协同视角[J].山西财经大学学报，2022，（2）：76-90.

[22]盛明泉，陈一玲，鲍群.国企混合所有制改革对全要素生产率的影响、作用机制与异质性研究[J].经济纵横，2021，（7）：47-56.

[23]盛明泉，劉悦.外商直接投资如何影响企业全要素生产率[J].现代经济探讨，2021，（6）：84-93.

[24]盛明泉，任侨，王文兵.激励机制错位矫正与企业全要素生产率提升研究[J].管理学报，2021，（6）：843-852.

[25]Bulter，A.，and J.Cornaggia.Does Access to External Finance Improve Productivity？Evidence from a Natural Experiment[J].Journal of Financial Economics，2011，99：184-203.

[26]孔东民，王亚男，代昀昊.为何企业上市降低了生产效率？——基于制度激励视角的研究[J].金融研究，2015，（7）：76-97.

[27]Krishnan K，Nandy D K，Puri M.Does Financing Sur Small Business Productivity？ Evidence from a Natural Experiment[J].The Review of Financial Studies，2015，28（6）：1768–1809.

[28]Desbordes，R.and S.J.Wei.The Effects of Financial Development on Foreign Direct  Investment[J].Journal of Development Economics，2017，127：153-168.

[29]吴静桦，王靖茹，刘建秋，王红建.贷款利率市场化改革与企业全要素生产率——来自贷款利率上下限放开的微观证据[J].会计研究，2021，（4）：145-156.

[30]余怒涛，张华玉，刘昊.非控股大股东与企业金融化：蓄水池还是套利工具？[J].南开管理评论，2021，（9）：1-33.

[31]易玄，吴蓉，谢志明.资本市场扶贫新政促进了贫困地区企业价值创造吗——基于新三板挂牌企业的实证[J].会计研究，2021， （9）：136-149.

[32]黎日荣.融资约束、生产率与企业出口竞争力[J].国际经贸探索，2016，（5）：4-19.

（责任编辑 吴晓妹）