央企董事會試點：治理規范影響國企創新嗎？
——來自國有上市公司的經驗證據

(石河子大學經濟與管理學院，新疆石河子832000)

一、引言

盡管現代公司治理制度已初步建立，但中央企業董事會內部權力配置長期處于政企合一的“行政權決定經濟權”模式[1]，使得國有上市公司的治理結構與公司經營嚴重受掣于政府行政力量的影響，導致雙重效率損失[2]。為此，國資委于2004年6月對中央企業實施規范董事會建設工作，通過高效、科學的董事會構建，以充分發揮強化為股東創造價值的治理初衷。就試點效果而言，一種觀點認為董事會試點成績明顯，不僅央企自身的治理結構得到實質性的改善，而且作為控股股東，央企在降低控股企業兩類代理問題、促進績效等方面也發揮了積極作用[3-4]。另一種觀點則認為，央企董事會試點中存在外部董事淪為“花瓶”、董事會“有限職權”、雙重董事會等問題，企業的諸多治理問題并未得以遏制[5-6]。鑒于此，本文在經濟發展方式由要素驅動轉為創新驅動的大背景下，從國有上市公司創新的視角為央企董事會試點的成效分歧提供可能的解釋。

那么，控股股東的董事會建設為什么影響國有上市公司的創新水平？依據代理理論，控股股東具有“治理效應”，其有動機、有能力對企業的經營活動進行有效監督，約束管理層的自利行為，并對公司價值產生正的影響[7-8]。同時，為獲取控制權私有收益，控股股東也會利用關聯交易、盈余管理等方式侵占企業利益，損害公司價值[9-12]。作為控股股東，央企固有的治理缺陷是掣肘國有上市公司創新的關鍵所在。一方面作為國有產權多層委托代理鏈條中的一個代理者，央企本身存在代理問題[14]，使其對國有上市公司監督乏力，滋生管理層自利行為，致使經理人因創新意愿低下而不愿開展風險高、不確定性大且耗費大量個人精力的創新活動。另一方面，在缺乏股東會和董事會的情況下，政府為實現政治目標而對央企實施股東職權時極易帶來行政干預，扭曲央企的經營目標，使央企更多的實施對控股國有上市公司的利益侵占[4，15]與政策性負擔的轉嫁。毋容置疑，這極大損害了企業的自生能力，造成業績與創新的雙重效率損失[16-18]。此外，央企具有行政色彩的“內部人控制”也為這一利益侵占提供了便利[4]。

董事會試點能夠優化央企的治理結構，規范國有上市公司股東權利，從而弱化因控股股東治理缺陷而對國有上市公司創新的負面影響。具體而言，一方面，央企董事會試點通過外部董事的引入緩解了央企因代理人身份而具有的代理問題，強化了央企作為控股股東對國有上市公司的監督，抑制了國有上市公司管理層自利行為，增強其創新意愿，使其開展更多有利于企業價值最大化的創新活動；另一方面，國資委通過部分職權下放將企業的決策權真正交給央企董事會，減少了政府干預，有助于緩解央企對國有上市公司利益侵占與政策性負擔轉嫁，釋放企業經濟資源，使得國有上市公司將更多的資源用于企業創新。

本文基于國有上市公司2003—2015年的數據，采用雙重差分模型檢驗了央企董事會試點之于國有上市公司創新的影響、作用機制及橫截面異質性。結果發現，樣本期間內，實施央企董事會試點的處理組樣本企業的創新水平提升幅度顯著大于控制組企業。這表明，央企董事會試點對于國有上市公司創新具有正向促進作用。盡管理論分析表明，董事會試點下央企治理結構的優化，存在強化監督、緩解管理層自利；弱化利益侵占、降低政策性負擔兩條路徑促進國有上市公司創新水平的提升，但機制檢驗表明，現階段下，國有上市公司創新水平的提高主要源于央企政策性負擔轉嫁的減少。進一步考慮企業個體層面的異質性發現，試點前國有上市公司受控股股東治理缺陷的負面影響越大(央企持股比例較低、金字塔層級較高、競爭性企業及所在地市場化水平較低)，董事會試點的“增量”治理作用越顯著，企業創新水平提升越明顯。

本文可能的貢獻有以下三個方面。第一，為央企董事會試點實施的積極效果提供了證據。央企董事會試點自實施以來爭議不斷[3-6]，李文貴等(2017)[4]學者填補了相關實證研究的空白。本文從創新的視角實證檢驗了央企董事會試點實施的積極效果，為進一步推進和完善央企的規范董事會建設工作提供了經驗證據。第二，豐富了公司治理與創新領域的相關研究。現有關于公司治理與創新的研究大多基于企業本身[19-21]，本文基于董事會試點驗證了央企作為控股股東，其規范董事會建設對國有上市公司創新水平的正向促進作用。從控股股東的視角豐富了公司治理與企業創新的相關研究。第三，為國有上市公司創新效率低下提供了新的可能的解決路徑。關于國企創新低效的問題一直以來備受詬病，學者們從民營化的視角為其尋找解決方式，本文基于央企董事會試點這一政策，實證檢驗表明，央企公司法人治理結構完善有助于其更好發揮控股股東職能，促進國有上市公司創新水平提升。本文的研究結論為提升我國國有上市公司創新水平提供了一條可能的解決路徑。

二、理論分析與研究假設

(一)央企董事會試點與國有上市公司創新

2004年6月國資委確立通過先試點再逐步鋪開的漸進化策略實施國有獨資企業規范董事會建設工作，自2005年寶鋼集團、神華集團等首批試點企業建立規范董事會以來，始終通過實施規范董事會建設、外部董事制度以及董事會報告制度三大舉措踐行著強化為股東創造價值的治理初衷。總體而言，試點初步解決了兩大層面的問題[4]。第一個層面是明晰了政企關系、緩解了政府干預問題，把企業的決策權真正交給董事會，使企業真正成為一個獨立的市場主體。國資委職能也逐步從監管向股東轉變，間接參與影響企業發展戰略與決策。第二個層面是優化了央企內部公司治理結構。央企規范董事會建設，尤其是外部董事制度及專門委員會的建立，一則解決了國有企業出資人虛置問題，實現了出資人層層到位；二則解決了國企突出的“一把手”體制問題，化解企業決策風險。

而作為國有上市公司的控股股東，央企內部治理結構的規范化與獨立性的增強會強化其對控股公司的股東權利履行，影響國有上市公司的創新水平。具體而言，一方面，董事會試點內部治理結構的完善能夠緩解央企因代理人身份而對國有上市公司監管乏力問題[4]，強化央企對下屬公司的監督動力，抑制國有上市公司經理人因自利保守而導致的創新效率損失問題，從而促進國有上市公司的創新水平提高。另一方面，政府為實現政治目標而帶來的行政干預會扭曲央企的經營目標，使其對下屬公司實施更多的利益侵占，這極大擠占了國有上市公司從事創新活動所需的資源水平。且央企“一把手”體制形態為這一利益侵占提供了機會。而董事會試點的實施，通過政企關系的明晰、政府干預的緩解及治理結構的優化一定程度上減少了對央企的行政干預，從而抑制了央企對下屬企業的利益侵占與政策性負擔的轉嫁，從而有利于釋放企業創新資源，使其開展更多有利于股東價值最大化的創新活動。由此提出假設1。

H1央企董事會試點的實施促進了國有上市公司創新水平的提升。

(二)央企董事會試點對國有上市公司創新的影響機理

1. 創新意愿：基于管理層自利視角

現有的產權理論與轉軌經濟的證據表明，國有上市公司確實存在不容忽視的創新效率損失[17-18]。由于經營目標多元化、產權主體虛置、多層委托代理關系的存在，經理人往往出于自利動機選擇更為保守的投資策略，導致企業經營目標的短期化，不愿意開展風險高、專業性強、更為復雜且需要耗費大量個人精力的創新活動[21]。

理論上講，控股股東對企業的代理問題具有重要影響[11]。控股股東有動力和能力對企業的經營活動進行監督，減少企業管理層的偷懶和尋求私利的行為，促進其開展有益于公司價值最大化的創新活動。首先，央企規范董事會建設有助于緩解央企因只是國有產權多層委托代理鏈條里的一個代理者而產生的代理問題[4]。通過科學、高效、規范的董事會建設，優化央企內部治理結構，緩解央企對國有上市公司監管乏力問題，強化其監督意愿，抑制下屬公司管理層自利行為，強化其創新意愿。其次，規范董事會建設可以通過占董事會半數以上的外部董事對企業經營活動的參與、決策與監督，及各類專門委員會將央企內部決策權與執行權的分離等舉措緩解央企因政企合一的治理模式所導致的內部人控制問題，強化公司治理的獨立性與規范性，使其更好發揮控股股東的監督作用。

2. 創新資源：基于政策性負擔視角

已有研究認為，中國情境下國有企業因承擔了政策性負擔而喪失了“自生能力”，導致業績及創新的雙重效率損失[16-17]。進一步而言，政府對企業政策性負擔的轉嫁增加了企業的資本成本及資源占用，對創新活動形成“擠出效應”，顯然不利于企業創新活動的開展。此外，政府如何順利實現向國有企業攤派政策性負擔呢？一個常見的解釋是人事控制，即政府掌握著國有企業經理人的任免權，并憑借該權力向企業攤派各種政策性負擔[22-23]。

在央企董事會試點改革中，國資委等政府機構通過對央企董事會的職權下放，把企業的經營自主權真正交到企業手中，再加之各試點企業專門委員會的成立，使企業逐漸成為獨立的市場主體，從而形成更為科學的決策體制和權利制衡機制。這將在一定程度上直接減少政府對央企以及國有上市公司經營活動的行政干預，也會因增加政府干預企業的成本而間接減少行政干預意愿，降低國有上市公司政策性負擔；其次，央企規范董事會建設使其掌控對國有上市公司部分管理層的選聘權，這在一定程度上抑制了國資委等政府機構通過人事控制、晉升激勵等方式對國有上市公司管理層“政策性負擔”承擔的隱性激勵作用。央企董事會試點實施后，企業的自主決策能力和主導性得到加強，國有上市公司的經營目標得到純化，同時央企董事會理性經濟人屬性的強化會增加政府干預上市公司的難度和成本，緩解國資委等政府機構政策性負擔轉嫁的意愿和能力，釋放政策性負擔對企業經濟資源的擠占，使企業能夠將更多的經濟資源留在企業內部，有利于其緩解資金約束，開展更多的創新活動。

基于上述分析，提出如下有待檢驗的核心假設2。

H2a央企董事會試點能夠緩解國有上市公司管理層自利行為、增強創新意愿，促進其創新水平提高；

H2b央企董事會試點能夠降低國有上市公司政策性負擔、釋放創新資源，促進其創新水平提高。

(三)央企董事會試點與國有上市公司創新：橫截面差異

同一家央企一般控股多家國有上市公司，股權結構是影響央企董事會試點成效的重要因素。一方面，相對集中的股權結構具有重要的治理作用[24]。控股股東持股比例越高，越有動機、有能力約束管理層的自利行為[8]，若央企持股國有上市公司比例較低，那么中小股東“搭便車”的行為就會分享控股股東的監管收益，降低央企的監管意愿。此外，出于控制權收益最大化的考量，無論是政府機構還是管理層都可能會降低為了實現政治目標而對國有上市公司的負面影響[4]。這一情境下，央企持股比例越高，國有上市公司創新水平受央企治理結構的負面影響較小，董事會試點的“增量”治理作用相對有限。另一方面，相對集中的股權結構也被認為會帶來更嚴重的控股股東代理問題[25]。不僅以犧牲上市公司價值為代價進行資金占用、關聯交易、盈余管理等活動[9，10，26]，而且極易以人事控制的方式將其受到的政治目標轉嫁給下屬的國有上市公司，抑制企業創新活動開展。這一情形下，央企持股國有上市公司比例越高，董事會試點對這一代理問題及侵占效應的治理作用越明顯，企業創新水平的提升越顯著。據此，本文提出競爭性假設3。

H3a央企董事會試點對國有上市公司創新的正向作用在央企持股比例更高的企業中更為顯著；

H3b央企董事會試點對國有上市公司創新的正向作用在央企持股比例更低的企業中更為顯著。

金字塔層級是控股股東控制下屬公司的重要組織形式[11]，央企也不例外。基于利益攫取的視角，金字塔層級越多，控制權和現金流權的分離越易帶來控股股東的“掏空”行為，使其進行利益侵占與政策性負擔轉嫁[27]。其次，金字塔層級的增加將降低信息傳遞效率，增加控股股東監督成本，增大監督難度，進而加劇內部人的代理問題，增強管理層自利動機與行為[28]。概而言之，金字塔層級的增加可能加劇國有上市公司兩類代理問題，導致其因經濟資源的擠占與管理層自利行為而創新低下。這一情景下，董事會試點通過央企內部治理結構優化而帶來的“增量”治理效果愈明顯。據此，本文提出假設4。

H4相對而言，央企董事會試點對國有上市公司創新的正向作用在金字塔層級更多的企業中更顯著。

按企業主營業務的壟斷屬性劃分，國有上市企業可以劃分為壟斷性和競爭性。壟斷性國有上市公司處于關系國計民生的重要行業和關鍵領域，由于其特殊性，必須保持國有資本控股地位。現階段，壟斷性國有上市公司本質上都屬于行政壟斷[29]，其依靠政府的行政保護才形成了壟斷壁壘，因而其生產經營活動完全“行政化”，具有非市場化的特征。而競爭性國有上市公司則可以歸于一般盈利類，屬于市場中的競爭領域企業，理論上不存在任何特權，與其他所有制企業處于平等競爭的地位。因而競爭性國有上市公司創新水平的高低更多受公司治理水平的影響。具體而言，相比于壟斷性國有上市公司的高利潤回報，競爭性國有上市公司盈利水平相對更低，政府干預帶來的政策性負擔對企業資源擠占現象更為嚴重；其次，競爭性國有上市公司相較于壟斷性國有上市公司委托代理鏈條更長，政府對其高管難以實現有效監督，在監督不完善時，其會選擇更為保守的投資策略而更少的開展不確定性更高、風險更大的創新活動，因而其創新意愿更弱。據此，本文提出假設5。

H5相較于壟斷性國有上市公司，央企董事會試點對競爭性國有上市公司創新水平的正向作用更顯著。

中國情境下地區市場化發展不平衡性使得上市公司所處的治理環境也千差萬別。在市場化進程較高的地區，政府干預的動機與能力較弱，政府監管的獨立性增強；同時，非國有經濟發展程度越高，產品和要素市場越發達，企業面臨的競爭越強，可以用來監督企業經理的市場信息也越充分[30]。此外，市場化進程越高，中介機構發育和法律執行效果越好，企業面臨的內外部監督越強烈，企業的公司治理水平相應越高，越有可能專注于企業價值的提升而更多從事于企業創新活動。相較于市場化水平較高的地區，國有上市公司所處的地區市場化水平越低，一方面政府干預的成本越低，政府通過控制企業承擔社會目標的動機就越強，對企業創新資源的擠占越明顯；另一方面市場化水平越低，國有上市公司面臨的外部監管與競爭壓力越小，管理層自利的動機越強，創新意愿越低。因此，相對來講市場化進程越低，企業治理水平越差，央企董事會試點的“治理”作用發揮越明顯，對國有上市公司創新的促進作用也就越顯著。據此，本文提出假設6。

H6相對而言，企業所在地市場化進程越低，央企董事會試點對國有上市公司創新的正向作用越顯著。

三、研究設計

(一)樣本和數據

考慮國資委的成立時間，本文選取研究期間是2003—2015年。基于國資委各官方網站、各中央企業的官方網站、巨潮資訊、以及百度等搜索引擎手工收集關于中央企業董事會試點名單及其實際實施年份。寶鋼等第一批試點企業2005年才真正實施建設規范董事會工作會議，為此，本文將2005—2013年間實施董事會試點的中央企業控股的國有上市公司定義為“處理組”，在此期間未實施或在2014年及其之后年度實施董事會試點的央企控股的國有上市公司定義為“控制組”。其余數據均來自CSMAR及Wind數據庫。為防止樣本期間內不確定因素的變化以及更好的檢驗央企董事會試點的成效，本文采用平衡面板數據進行實證處理。檢驗時，刪除了樣本期間內發生民營化以及控制權發生變更、企業主要財務數據缺失、資產負債率大于1的樣本，并對主要連續變量進行1%水平的Winsorize處理，最終得到2 644個有效觀測值。本文的統計分析軟件為Stata14.0。

(二)模型設定和變量定義

本文主要采用雙重差分模型(DID)分析央企董事會試點對國有上市公司創新的影響。參考余明桂等(2016)[31]、李文貴等(2017)[4]、盛丹等(2016)[32]等學者的做法設定待檢驗模型

Creativei,t=α+β1Treati,t*Posti,t+β2Treati,t+ΣControli,t+εi,t

(1)

其中，i表示國有上市公司，t表示年份；Creative表示企業創新，考慮到研發活動(創新投入)不確定性特征，用創新產出(專利申請數)衡量企業創新水平。然而國有企業的創新活動可能是“面子工程”而非“真才實干”，因此，參考黎文靖和鄭曼妮(2016)[33]等學者的做法，用實質性創新，即發明專利(LnInv)表示企業創新水平，用非發明專利(LnPat)與專利申請總量(LnPatZ)做穩健性檢驗。Treat為分組虛擬變量，其中若中央企業在2005—2013年間實施了董事會建設工作，則其控股的國有上市公司取值為1；若央企在2014年及其之后年度實施以及未實施董事會試點工作，則其控股的國有上市公司取值為0。Post為試點時間虛擬變量，央企召開規范董事會試點工作會議的當年及其之后年度賦值為1，否則為0。在此，著重關注交互項Treat*Post的系數β1，其反映央企董事會試點實施對國有上市公司創新的影響情況。Control是系列控制變量。根據以往文獻[31，34-36]，主要控制了公司規模Size；托賓Q值；現金流Octa；固定資產比例Ppeta；資產負債率Lev；總資產收益率Roa；公司年齡Age；員工平均工資Staffwage；融資可得性Bankloan；企業成長性Growth等變量。此外，還控制了年度和行業固定效應。詳見表1變量定義表。

表1 變量定義表

變量名稱變量符號變量描述LnInvln(發明專利+1)創新LnPatln(實用新型+外觀設計+1)LnPatZln(發明專利+實用新型+外觀設計+1)分組虛擬變量Treat2005年—2013年間實施董事會試點的中央企業控股的國有上市公司為1,否則為0試點時間虛擬變量Post中央企業正式召開規范董事會試點工作會議的當年及其之后年度賦值為1,否則為0政策性負擔Ovci最優資本密集程度殘差的絕對值控制權結構Structure總經理不兼任董事職務時取1,兼任董事時取2,兼任董事長時取3所有權結構Disp第二至第十大股東持股比例之和與第一大股東持股比例之比管理層自利PowerStructure與Disp標準化處理之和,若取值大于年度行業中值,取值為1,否則為0持股比例CG中央企業實際持股國有上市公司控制權比例公司規模Size公司總資產的自然對數現金流Octa公司經營活動凈現金流量占總資產的比值固定資產比例Ppeta公司固定資產凈值占總資產的比值資產負債率Lev總負債/總資產總資產收益率Roa凈利潤/總資產年齡Age公司上市年限的自然對數員工平均工資Staffwage支付給職工以及為職工支付的現金/企業員工總數企業成長性Growth主營業務收入增長率融資可得性Bankloan(短期借款+長期借款)/總資產年度Year年度虛擬變量行業Industry行業虛擬變量

四、實證結果與分析

(一)變量描述

表2報告了主要變量的描述性統計特征。Treat均值為0.500 8，表明樣本組中控股股東實施了央企董事會試點的國有上市公司占比50.08%；在這部分實驗組中，央企董事會試點實施之后的樣本為25.76%。以發明專利衡量的企業創新水平LnInv最小值為0，最大值為5.075 2，平均值為0.512 9，表明即使同為央企控股的國有上市公司，不同企業間創新水平存在較大差異；非發明專利LnPat與專利總量LnPatZ結果類同。CG為央企實際持股國有上市公司控制權比例，其均值為43.23%，從極值上看企業間差異明顯，但P25中位數值為32.28%，表明總體來講央企持股國有上市公司實際控制權的比例相對較高。

表2PanelB為差異性檢驗。相對于未實施央企董事會試點的企業，試點的國有上市公司無論是發明專利LnInv、非發明專利LnPat還是專利總量LnPatZ均有顯著的提升。就實施央企董事會試點的處理組企業而言，試點前后企業的發明專利均值從實施前的0.522提高到0.678；非發明專利創新均值從0.759提高到1.306；專利總量均值從實施前的0.958提高到1.503。均值的單變量差異性檢驗結果表明，相較于未實施央企董事會試點的國有上市公司，實施央企董事會試點的國有上市公司企業創新水平相對更高。進一步而言，相比于試點實施前，央企控股上市公司在董事會試點實施后企業創新水平更高。

表2 變量描述

PanelA:描述性統計變量樣本量均值標準差最小值25%中位數中位數75%中位數最大值Treat2 6440.500 80.500 10.000 00.000 01.000 01.000 01.000 0Post2 6440.257 60.437 40.000 00.000 00.000 01.000 01.000 0LnInv2 6440.512 91.032 40.000 00.000 00.000 00.693 15.075 2LnPat2 6440.837 31.384 30.000 00.000 00.000 01.386 35.659 5LnPatZ2 6441.02 751.552 30.000 00.000 00.000 01.868 88.261 8CG2 64443.225 214.544 08.700 032.280 044.050 053.320 085.000 0Size2 64422.252 71.439 619.701 621.253 922.031 623.025 926.897 1Age2 6442.506 40.419 31.386 32.302 62.564 92.833 23.258 1Octa2 6440.048 40.076 8-0.189 50.006 50.044 80.089 10.288 9TobinQ2 6442.054 81.275 00.825 71.222 31.618 32.377 37.556 8Ppeta2 6440.299 70.204 70.004 50.136 00.250 00.453 50.800 0Lev2 6440.533 20.202 00.071 40.391 30.541 70.682 40.944 4Roa2 6440.028 60.056 3-0.190 50.008 90.026 80.052 40.180 8Staffwage2 64411.187 70.755 19.490 910.692 411.198 811.652 913.522 8Growth2 6440.408 11.188 0-0.681 7-0.041 20.127 70.414 49.184 1Bankloan2 6440.208 50.168 60.000 00.064 90.185 30.325 80.646 7

PanelB:差異性檢驗未實施央企董事會控制組實施央企董事會試點處理組差異性檢驗變量樣本量均值樣本量均值MeanDiffLnInv1 3200.4231 3240.602-0.179***LnPat1 3200.6341 3241.049-0.407***LnPatZ1 3200.8161 3241.238-0.421***央企董事會試點實施前央企董事會試點實施后差異性檢驗變量樣本量均值樣本量均值MeanDiffLnInv6430.5226810.678-0.156**LnPat6430.7596811.306-0.548***LnPatZ6430.9586811.503-0.545***

注：***、**和*分別表示1%、5%和10%的顯著性水平，下同。

(二)央企董事會試點對國有上市公司創新影響

表3匯報了模型(1)央企董事會試點與國有上市公司創新的基本回歸結果。列(1)-(4)分別加入控制變量、行業和年份固定效應的回歸結果，可見央企董事會試點Treat*Post與國有上市公司創新LnInv的回歸系數均為正，且至少在5%的顯著性水平下顯著。這表明，央企董事會試點促進了國有上市公司的創新水平提升。此外，為克服可能存在的不隨時間變化的遺漏變量問題，采用固定效應模型重新回歸(見列(5))，基本結果不變。

(三)穩健性檢驗

為了保證研究結論的穩健性，進行如下檢驗。

1.平衡趨勢檢驗

使用雙重差分的前提在于，早進行央企董事會試點的企業與晚進行央企董事會試點的企業(含未進行)在試點實施前的創新水平應該不存在系統差異，或即使存在差異，兩者發展趨勢應該具有一致性。為此借鑒Moser和Voena(2012)[57]及郭峰和熊瑞祥(2017)[38]等學者的做法，驗證這一平行性假說是否滿足。具體設定模型如下

Creativei,t=α+β1Yeart+β2Treati,t+β3Treati,t*Yeart+ΣControli,t+εi,t

(2)

其中，Year為年度變量，其余設定與模型(1)相同。具體而言，逐年遞進排除當年及其之前年度實施央企董事會試點的樣本，比較央企董事會試點實施前處理組與控制組是否存在差異。檢驗結果見表4PanelA，可見，樣本年度里Treat*Year的系數均不具顯著性，即表明試點實施前，兩組樣本的創新水平沒有明顯系統性差異，滿足平衡趨勢檢驗。

2.衡量企業創新的其他指標

借鑒黎文靖和鄭曼妮(2016)[33]、鐘昀珈等(2016)[39]等學者的研究，分別以非發明專利LnPat與專利申請總量LnPatZ作為國有上市公司創新的衡量指標。結果見表4PanelB，基本結果依舊穩健。

3.安慰劑檢驗

盡管中央企業實施規范董事會建設是一個時間錯列的多元外生沖擊，但仍然可能存在一些無法觀測到的變量而非央企董事會試點導致了國有上市公司創新的變化。因此，使用安慰劑檢驗嘗試解決這一問題。這一方法來自Cornaggia等(2015)[40]，其基本思路是，如果真的存在遺漏變量問題，人為改變試點實施的樣本范圍之后，上述結論將依然存在。把分組變量Treat和股票代碼Stkcd隨機匹配，組成一套虛擬的數據，然后進行回歸(為保證隨機性，對上述過程進行多次重復實驗)，結果如表4PanelB所示。可以看到，此時解釋變量不再顯著，說明不存在影響國有上市公司創新的遺漏變量。

表3 央企董事會試點與國有上市公司創新

變量創新(LnInv)OLSFE(1)(2)(3)(4)(5)Treat0.098 6**(2.057 2)0.028 1(0.604 9)-0.068 0(-1.433 2)-0.027 5(-0.576 1)—Treat*Post0.156 1**(2.565 1)0.171 8***(2.889 5)0.119 1**(2.043 6)0.135 3**(2.297 5)0.167 9***(3.639 0)Size—0.264 3***(10.565 8)0.244 1***(10.206 1)0.254 4***(10.718 1)0.121 8***(3.909 2)Age—-0.466 6***(-8.256 1)-0.342 7***(-6.148 8)-0.093 1(-1.451 5)0.3503**(2.452 0)Octa—-0.056 1(-0.247 4)0.035 0(0.160 2)0.203 7(0.981 8)0.069 7(0.348 5)TobinQ—0.058 6***(3.782 8)0.029 6**(2.003 2)0.055 4***(3.267 0)0.042 6**(2.546 0)Ppeta—-0.437 1***(-4.190 2)0.040 3(0.348 1)0.140 1(1.185 3)0.432 4***(2.974 5)Lev—-0.103 8(-0.824 3)-0.073 0(-0.584 9)0.133 2(1.039 2)0.211 2(1.416 5)Roa—0.234 3(0.672 3)0.610 5*(1.777 5)-0.070 7(-0.223 3)-0.202 3(-0.648 5)Staffwage—-0.026 1(-0.998 7)0.051 8**(2.046 2)0.103 8***(3.993 5)0.011 7(0.372 5)Growth—-0.066 2***(-5.846 7)-0.056 8***(-4.731 1)-0.046 5***(-3.714 1)-0.008 0(-0.630 9)Bankloan—-0.881 2***(-5.581 4)-0.714 6***(-4.491 9)-1.087 0***(-6.257 0)-0.621 6***(-3.567 9)Constant0.423 3***(16.373 1)-3.693 8***(-7.941 1)-4.897 3***(-10.562 8)-6.272 1***(-11.667 5)-3.274 0***(-4.221 0)Ind控制——控制控制Year控制—控制控制控制樣本量2 6442 6442 6442 6442 644調整R20.009 60.139 30.220 00.372 00.090 2

注：括號內為t值，下同。

4.刪除試點當年樣本觀測值的回歸結果

借鑒李文貴等(2017)[4]的研究，刪掉樣本企業試點實施當年的觀測值，檢驗樣本企業在試點前后創新水平的差異。相關回歸結果見表4PanelC，央企董事會試點仍顯著促進了國有上市公司創新水平的提高。

5.滯后效應

央企董事會試點對國有上市公司創新的影響可能存在滯后效應。一方面，創新作為企業的長期投資決策，不可能當期見效；其次央企規范董事會建設的時間可能是下半年度，難以通過本年度企業創新水平檢測其成效，因此將企業創新水平滯后一期，觀察央企董事會試點對企業創新的影響。結果見表4PanelC列(4)—(6)，基本結果依舊穩健。

表4 穩健性檢驗

Panel A:平衡趨勢檢驗創新(LnInv)變量20032004200520062007Year0.851 6***(7.576 1)0.104 1(1.179 8)0.086 4(0.994 4)0.107 0(1.171 2)0.108 6(1.030 2)Treat0.056 6(1.322 4)0.051 8(1.214 5)0.049 0(1.134 3)0.076 3*(1.727 1)0.071 2(1.621 1)Treat*Year-0.168 0(-1.619 6)-0.105 8(-1.005 4)-0.023 8(-0.228 3)-0.062 3(-0.488 2)0.006 7(0.047 4)Control控制控制控制控制控制Ind & Year控制控制控制控制控制Constant-7.001 6***(-11.628 9)-6.235 6***(-11.613 7)-5.555 0***(-10.443 0)-4.834 1***(-8.160 1)-4.832 5***(-8.159 3)樣本量2 6442 6442 4862 1552 155調整R20.371 00.370 80.352 90.358 10.358 1創新(LnInv)變量20082009201020112012Year0.208 6**(1.980 9)0.166 8(1.495 4)0.217 5*(1.865 4)0.256 1**(1.972 5)0.203 3(1.515 8)Treat0.083 5*(1.891 0)0.071 8(1.593 4)0.059 4(1.279 2)0.062 2(1.031 9)-0.295 7***(-4.624 6)Treat*Year-0.155 9(-1.187 7)-0.009 7(-0.066 9)0.059 8(0.370 1)0.006 7(0.034 3)0.145 8(0.634 5)Control控制控制控制控制控制Ind &Year控制控制控制控制控制Constant-4.830 3***(-8.148 8)-4.371 5***(-7.271 3)-4.276 6***(-7.020 4)-4.298 0***(-6.379 6)-3.347 5***(-5.181 3)樣本量2 1552 0392 0131 7291 570調整R20.358 50.379 20.375 80.407 70.335 9Panel B:替換創新指標 & 安慰劑檢驗變量其他指標衡量企業創新安慰劑檢驗LnPatInPatZLnPatInPatZLnInvLnPatInPatZ(1)(2)(3)(4)(5)(6)(7)Treat-0.022 7(-0.368 8)-0.040 6(-0.587 4)——-0.011 2(-0.320 7)-0.042 0(-0.935 5)-0.054 7 (-1.093 7) Treat*Post0.241 9***(3.112 8)0.278 2***(3.326 1)0.214 0***(3.875 8)0.270 7***(2.781 4) 0.066 9(1.100 3)0.098 5(1.191 4)0.138 2(1.564 6)Control控制控制控制控制控制控制控制Ind &Year控制控制控制控制控制控制控制Constant-6.552 4***(-9.985 1)-8.377 5***(-11.146 6) -4.654 8***(-5.014 9)-4.259 0**(-2.178 1)-6.202 7***(-11.499 5)-6.400 2***(-9.708 7)-8.223 3***(-10.888 9)

(四)作用機制檢驗

前文分析中，暗含了一個關鍵假設，即央企董事會試點緩解管理層自利行為、增強創新意愿；降低政策性負擔、釋放創新資源兩條路徑促進了國有上市公司創新。為此，使用溫忠麟等(2014)[41]總結的中介效應分析方法予以驗證，具體模型設定如下

Mechanismi,t=δ0+δ1Treati,t+δ2Treati,t*Posti,t+ΣControli,t+εi,t

(3)

Creativei,t=φ0+φ1Treati,t+φ2Treati,t*Posti,t+φ3Mechanismi,t+ΣControli,t+εi,t

(4)

其中，下標i和t分別表示公司和年度；Mechanism代表中介變量，分別為管理層自利Power和政策性負擔Ovci；其余變量與模型(1)相同，不再贅述；ε為各模型對應的隨機干擾項。

1.管理層自利Power測度

借鑒白俊和連立帥(2014)[42]的做法，以管理層權利衡量管理層自利行為。其中，管理層權利大小取決于兩方面力量的對比，一是管理層與董事之間的力量分布；二是來自股東的監督與制衡；分別以控制權結構和所有權結構予以衡量。具體而言，控制權結構Structure定義為：總經理不兼任董事職務取1，兼任董事時取2，兼任董事長時取3；所有權結構Disp定義為第二至第十大股東持股比例之和與第一大股東持股比例之比。并對Structure和Disp標準化處理后之和衡量管理層權利Power，若企業i在t年度Power的取值高于年度行業中值，則Power取1，表明企業存在管理層自利，否則為0。

2.政策性負擔Ovci測度

借鑒林毅夫等(2004)[16]、白俊和連立帥(2014)[42]等學者的做法，通過估計最優資本密集程度，測算企業實際資本密集程度與要素稟賦所決定的最優資本密集程度的偏離程度(以殘差δ表示)，正殘差為戰略性負擔；負殘差為冗員雇傭，即社會性負擔。故以殘差δ的絕對值作為政策性負擔(Ovci)的度量，Ovci值越大，企業實際承擔的政策性負擔越多。模型具體設定如下

Ci,t=β0+β1Sizei,t-1+β2Levi,t-1+β3Roai,t-1+β4Growthi,t-1+β5Ppetai,t-1+ΣZone+ΣIndustry+ΣYear+δ

(5)

其中，Ci,t表示企業資本密集度，用資本除以勞動力表示；Zone為地區變量，其余變量與前文同，不再贅述。

表5 央企董事會試點與國有上市公司創新：作用機制檢驗

變量管理層自利Power政府干預Ovic企業創新LnInv(1)(2)(3)(4)Treat-0.302 3***(-2.654 5)4.224 9**(2.268 7)-0.155 3***(-3.211 9)-0.012 7(-0.239 4)Treat*Post-0.060 4(-0.453 5)-2.615 1**(-2.217 9)0.2744***(4.577 7)0.122 6**(1.967 3)Power——-0.013 0(-0.379 1)—Ovic———-0.001 0**(-2.533 3)Size0.010 4(0.252 8)-0.365 7*(-1.909 4)0.2801***(11.508 3)0.255 6***(10.352 3)Age1.522 5***(9.066 4)6.699 9**(2.409 3)-0.137 8**(-2.082 2)-0.113 3(-1.488 2)Octa-0.117 0(-0.184 7)0.938 7(0.576 0)0.098 8(0.455 3)0.290 5(1.290 8)TobinQ0.199 5***(4.417 5)0.016 9(0.095 2)0.053 0***(3.203 7)0.057 1***(3.215 0)Ppeta-0.256 7(-0.871 4)7.691 0***(2.657 0)0.117 2(1.043 0)0.145 8(1.163 6)Lev0.814 0***(2.578 6)-1.059 5(-1.009 2)-0.238 6**(-2.002 4)0.144 9(1.100 4)Roa2.296 9**(2.477 9)3.873 6(1.235 6)-0.214 0(-0.652 7)0.064 2(0.193 5)StaffwAge0.072 3(0.980 3)5.274 1**(2.436 1)0.111 9***(4.390 8)0.103 5***(3.538 1)Growth0.051 4(1.266 9)0.115 4(0.826 5)-0.050 1***(-4.111 0)-0.052 3***(-3.824 1)Bankloan0.762 8*(1.897 1)6.917 9**(2.157 3)-0.843 9***(-5.389 8)-1.142 4***(-6.278 5)Ind控制控制控制控制Year控制控制控制控制Constant-3.887 2***(-3.411 2)-72.488 6**(-2.406 0)-6.783 7***(-12.685 1)-7.093 9***(-10.924 8)樣本量2 6322 4252 6442 425調整R20.101 90.113 80.298 00.379 8

注：R2為Pseudo R2或調整R2

表5報告了央企董事會試點促進國有上市公司創新的作用機制的回歸結果。中介變量分別為管理層自利Power和政策性負擔Ovci。根據中介效應分析步驟[41]。

第一步，被解釋變量國有上市公司創新LnInv與解釋變量央企董事會試點Treat*Post進行回歸(表3)，系數顯著為正，表明試點促進了國有上市公司創新水平的提升；

第二步，對模型(3)，即中介變量管理層自利Power(政策性負擔Ovic)與解釋變量央企董事會試點Treat*Post進行回歸，結果見表5，央企董事會試點與政策性負擔系數顯著為負，與管理層自利系數雖為負，但不顯著；

第三步，對模型(4)，將被解釋變量國有上市公司創新LnInv、解釋變量央企董事會試點Treat*Post以及中介變量管理層自利Power(政策性負擔Ovic)放入同一模型中進行回歸，檢驗系數的顯著性和方向。結果見表5，央企董事會試點Treat*Post系數均顯著為正，中介變量政策性負擔Ovic的系數顯著為負，管理層自利Power的系數雖為負，但不顯著；

第四步，根據系數的符號及顯著性判斷中介效應是否成立。根據中介效應判斷標準，綜合模型(1)、(3)和(4)可見，從政策性負擔機制來看，模型(3)中解釋變量Treat*Post的系數(-2.615 1)與模型(4)中介變量Ovic的系數(-0.001 0)之積為正，與模型(4)中解釋變量Treat*Post的系數同號，且均在5%的顯著性水平下顯著，說明政策性負擔的部分中介效應存在。對于管理層自利機制而言，由于模型(3)中解釋變量與模型(4)中介變量的系數均不顯著，故利用Sobel及Iacobucci的方法進行檢驗[43-44]，結果見表6，檢驗統計量的z值分別為0.290 9和0.148 1，小于0.1顯著性水平下的臨界值，中介效應不顯著。

表6 中介效應檢驗

變量δ2Sδ2 φ3Sφ3Sobel檢驗Iacobucci檢驗Power-0.060 40.133 1-0.013 00.034 30.290 90.148 1

注：S分別為對應系數的標準誤。

五、拓展性研究

(一)股權結構差異

關于股權結構分組，借鑒李文貴等(2017)的做法，依據年度央企對控股公司持股比例的中位數，將國有上市公司分為持股比例高和持股比例低兩個子樣本。分組結果見表7列(1)—(2)，在央企持股比例較低的組別中，Treat*Post的系數顯著為正，而在持股比例較高的樣本企業中不顯著。這表明，相對而言，央企董事會試點對國有上市公司創新的促進作用對央企持股比例較低的企業更為顯著，與前文理論分析一致，驗證了假說3b。

(二)金字塔結構差異

參考江軒宇(2016)、劉行和李小榮(2012)等相關研究，以金字塔層級高低進行分組，結果見表7列(3)—(4)。相較于金字塔層級較低組，央企董事會試點對較高組的正向促進作用較顯著。如前所述，隨著金字塔層級的增加，公司可能受到的利益侵占和政策性負擔轉嫁越嚴重，企業創新水平越低下，而董事會試點作為央企內部治理機制的有效路徑，有益于緩解控股股東的侵占效應，促進國有上市公司創新。從而驗證了假說4。

(三)壟斷性質差異

依據國務院對自然壟斷行業的定義[注]國務院2015年9月23日頒布的《國務院關于國有企業發展混合所有制經濟的意見》對自然壟斷的定義，認定石油、天然氣、鐵路、民航、電信、軍工為自然壟斷行業，其余為非自然壟斷行業。將樣本劃分為壟斷性與競爭性國有上市公司。分組回歸結果見表7列(5)—(6)，Treat*Post的系數在競爭性國有上市公司中顯著為正，而在壟斷性國有上市公司中不顯著。這表明相較于壟斷性國有上市公司，競爭性國有上市公司的創新受央企董事會試點的提升作用更大。為排除樣本偏誤的影響，還對試點前組間差異進行了檢驗，并未發現兩者之間的創新水平存在顯著差異，進而可以保證基本結論的穩健性。這一結論驗證了假說5。

表7 央企董事會試點與國有上市公司創新：異質性影響

變量股權結構金字塔結構壟斷性質市場化進程低高低高競爭性壟斷性低高(1)(2)(3)(4)(5)(6)(7)(8)Treat-0.092 2(-1.347 8)-0.001 6(-0.024 4)0.012 8(0.185 3)0.102 7(1.485 9)-0.042 8(-0.810 3)0.186 1(1.436 0)-0.084 1(-1.199 3)0.020 0(0.274 4)Treat*Post0.221 8***(2.964 5)0.087 1(1.055 4)0.132 5(1.644 7)0.208 0***(2.802 0)0.158 6***(2.600 1)0.006 0(0.039 3)0.182 6**(2.274 3)0.109 2(1.406 5)Size0.252 0***(9.742 3)0.191 2***(6.514 9)0.012 8(0.185 3)0.102 7(1.485 9)0.235 6***(11.4405)0.328 4***(7.456 7)0.172 5***(5.557 2)0.269 2***(10.196 5)Age-0.191 5*(-1.854 4)-0.023 9(-0.256 3)0.271 2***(10.571 6)0.179 8***(6.798 2 )-0.161 8**(-2.143 2)0.179 1(1.046 0)-0.144 3(-1.452 3)0.025 4(0.255 3)Octa-0.149 1(-0.461 1)0.294 4(0.806 9)-0.242 5**(-2.400 9)0.105 0(1.152 5)0.139 3(0.522 2)0.594 2(0.824 8)0.286 0(0.789 3)-0.029 4(-0.088 2)TobinQ0.053 2**(2.384 9)0.058 1**(2.039 3)0.226 5(0.666 6)0.094 0(0.302 2)0.048 8**(2.521 9)0.092 6**(2.038 5)0.010 3(0.368 0)0.056 1**(2.409 0)Ppeta-0.000 5(-0.002 6)0.330 8(1.600 8)0.034 9(1.320 4)0.048 9**(2.1751 )-0.023 1(-0.150 2)0.625 8*(1.747 1)0.048 4(0.247 9)0.097 2(0.446 0)Lev0.595 0***(3.403 3)-0.015 9(-0.077 6)0.208 5(1.020 7)0.183 7(0.986 8)0.116 5(0.769 7)0.079 1(0.234 6)0.517 0***(2.595 5)0.058 4(0.296 3)Roa0.002 3(0.004 8)0.204 4(0.369 7)0.345 4*(1.710 9)-0.015 2(-0.086 8)0.050 1(0.123 9)-0.488 7(-0.508 6)-0.329 4(-0.662 6)0.242 6(0.454 2)StaffwAge0.150 2***(3.725 3)0.086 8**(2.039 0)0.073 9*(1.772 5)0.151 3***(3.616 1)0.108 5***(3.476 9)0.107 1(0.987 0)0.118 0**(2.465 8)0.148 0***(3.648 9)Growth-0.041 7*(-1.851 0)-0.027 4(-1.311 0)-0.076 0***(-3.259 1)-0.009 1(-0.457 8)-0.038 2**(-2.312 0)-0.111 4**(-2.485 6)-0.033 6(-1.313 7)-0.040 7**(-2.091 9)Bankloan-1.450 7***(-6.531 8)-0.777 4***(-3.040 6)-1.508 9***(-6.094 4)-0.632 0***(-2.839 8)-1.164 4***(-6.438 2)-0.029 4(-0.057 5)-1.267 3***(-5.314 0)-1.184 5***(-4.737 2)Ind 控制控制控制控制控制控制控制控制Year控制控制控制控制控制控制控制控制Cons-6.676 7***(-9.323 5)-4.937 8***(-6.289 7)-6.006 7***(-8.838 6)-5.642 5***(-6.621 2)-5.792 2***(-10.293 0)-8.060 2***(-6.215 2)-4.727 5***(-5.973 0)-7.157 1***(-9.505 7)樣本量1 3611 2831 4681 1762 1994451 2741 370調整R20.41 270.421 80.416 10.380 40.359 70.441 70.305 30.481 1

(四)市場化水平差異

本文依據2014年樊綱市場化進程指數衡量市場化水平，按照均值高低進行分組，結果見表7列(7)-(8)，在市場化進程較低的樣本組中，Treat*Post的系數至少在5%的顯著性水平下顯著為正，但在市場化進程較高的樣本組中并未發現類似結論。這表明，央企董事會試點對國有上市公司創新水平的影響在市場化水平較低的地區更為顯著。該結論驗證了假說6。

六、結論

本文基于國資委2004年起逐步實施的央企董事會試點這一政策背景，手工收集2003—2015年央企規范董事會的實施數據，采用雙重差分模型實證檢驗董事會試點的實施效果。研究發現：第一，央企董事會試點與國有上市公司創新顯著正相關，這表明，董事會試點下央企治理結構的優化顯著促進了國有上市公司創新水平的提升。第二，就央企董事會試點影響國有上市公司創新的作用路徑，董事會試點優化了央企內部治理結構，降低了其對控股公司的利益侵占與政策性負擔轉嫁，釋放創新資源，促進了國有上市公司創新水平的提高。遺憾的是，盡管理論上講，央企治理結構的優化有助于發揮控股股東的監督效應，抑制國有上市公司管理層自利對創新的不利影響，但實證檢驗并未驗證。第三，從企業異質性來看，試點前企業受控股股東治理缺陷的負面影響越大、外部替代治理機制越匱乏，董事會試點的治理效果越明顯，國有上市公司創新水平的提升越顯著。

本文的政策含義在于：(1)央企董事會試點是國企改革的重要舉措，要不斷深化央企董事會試點的改革力度，保障試點實施舉措落地。一方面要明晰政企關系、降低行政干預，減少對央企及國有上市公司經營活動的負面影響；另一方面，正如本文研究所示，盡管試點央企均進行了董事會建設，但其作為控股股東監督作用的發揮仍舊有限。因此，要嚴格按照現代企業制度要求，賦予董事會完全市場化、法制化、規范化的權力，成為真正的企業決策機構。(2)在央企董事會試點的推進過程中，要不斷推進市場化改革，發揮政府與市場的良性關系。市場的外部治理機制與企業內部治理機制互為助益，正如本文所發現，盡管同為央企控股的國有上市公司，企業所處地的市場化程度越高，其創新水平受央企治理缺陷的負面影響越小。因此，要不斷推進市場化改革，為深化央企治理改革創造良好的市場環境。

本文對央企董事會試點的實施效果進行了檢驗。盡管進行了一些有益的探索與嘗試，但仍舊存在以下不足：第一，央企董事會試點的實施效果檢驗過于理論化。央企董事會試點的實施，外部董事的選聘及依法賦予董事會法定權利是核心舉措，就其究竟是“面子工程”還是“真才實干”本文沒有考慮，是接下來的研究方向。第二，本文機制檢驗中，雖然發現央企董事會試點并沒有起到強化監督、抑制國有上市公司管理層自利，促進其創新水平提升的作用效果，但究其原因，本文并未做進一步更深入的探討。這與第一點不足存在一定關聯，也是接下來的研究方向所在。