非國有股東超額委派董事與企業全要素生產率

盛明泉 劉悅 盛安琪

摘要：非國有股東參與國有企業治理是有效提高國企治理效率、實現經濟高質量發展的重要途徑。文章基于2009—2020年我國滬深A股國有上市公司的相關數據，通過手工收集非國有股東超額委派董事情況，以此檢驗其對國企上市公司全要素生產率的影響。研究結果表明，非國有股東僅僅委派董事并不能對企業全要素生產率產生顯著影響，只有在超額委派董事的情況下（即控制權大于股權）才會與上市公司全要素生產率水平呈現顯著的正相關關系，并且這種正向關系在市場化程度較高、分析師關注度較低以及高新技術企業更為顯著。進一步研究發現，非國有股東超額委派董事作用于全要素生產率的內在機理在于提升了國有上市公司信息透明度，激發了國有企業創新活力。該研究為國有企業引入非公有資本的途徑和方式提供了新思路，對促進不同所有制之間資本交叉和相互融合具有一定的參考價值。

關鍵詞：超額委派董事;企業全要素生產率;信息透明度;非國有股東;高新技術企業

中圖分類號：F272? ? 文獻標志碼：A? ? 文章編號：1001-862X（2022）03-0071-011

一、引 言

近年來，發展混合所有制經濟一直是盤活國有企業資本、提升國有企業競爭力的基本方向。混合所有制改革自提出至今，其發展已經取得了顯著成就并逐步通過來自市場的認可和檢驗 [1]，對我國的制度體系建設和國民經濟發展發揮了重要作用。但必須指出的是，現階段很多國有企業混改仍停留在形式上的混合，非國有股東很難獲得足夠的控制權和話語權，企業內部深層次的治理結構和機制問題尚未得到根本性解決[2-3]，這嚴重阻礙了國有企業資源配置和生產效率的進一步提升。直到2019年，國資委印發文件《企業混合所有制改革操作指引》，降低了股東有權向國有企業提名董事的持股比例，為非國有股東提名和委派董事從而形成多方制衡的董事會結構提供了有利條件[4]，其在實際推行過程中也取得了顯著成效。例如，中國聯通經混合所有制改革后，聯通集團股權比例為36.7%，員工持股達2.6%，包含騰訊和阿里在內的戰略合作伙伴持股35.2%，公眾股東持有中國聯通約25.5%股份，由此形成了多元化、分散化的多元股權結構;在董事會結構層面，合計13人的董事會規模中，控股股東僅擁有3個董事席位，其他10名董事會席位均為其他股東和獨立董事。由此可見，這一股權結構和董事會結構破除了傳統的思維模式，使得非國有股東能夠充分發揮其有效參與國有企業治理的積極作用。

與既有文獻相比，本文的邊際貢獻可能體現在：第一，為了揭示非國有股東委派董事情況對企業全要素生產率的影響，本文創新性地根據非國有股東持有股權和控制權差異，分別設置非國有股東委派董事及超額委派董事變量，該變量的設計更準確地對非國有股東參與國有企業治理情況進行測度，彌補了僅從股權層面探究其對企業全要素生產率提升效應的局限。第二，本文聚焦于微觀國有企業層面，從非國有股東股權和控制權不對等配置角度出發，將非國有股東超額委派董事與企業全要素生產率納入同一研究框架，為企業全要素生產率影響因素和作用路徑分析提供了來自非國有股東治理方面的經驗證據，對提升國有企業治理水平和競爭力具有重要的參考價值。第三，本文綜合考慮了非國有股東超額委派董事影響企業全要素生產率的約束條件，不僅兼顧了企業自身所處行業差異，還考量了企業所面臨的外部環境差異，從而為國家和政府制定合理的混合所有制政策提供經驗支撐。

二、理論分析與實證假設

（一）非國有股東超額委派董事與企業全要素生產率

“十四五”規劃指出我國要積極發展混合所有制經濟、完善現代企業制度，促進非公經濟健康發展。混合所有制改革主要包含兩部分，即“混資本”和“改機制”，而董事會的合理有效建設屬于“改機制”中的重要一環。然而現階段國有企業董事會構成還存在著如下弊端：第一，我國國有企業董事會多為“合規性董事會”，即董事會組成僅僅是為了滿足法律或政策上要求的合規，涉及企業發展的重要決策并不是由董事會做出，而主要是由國有企業大股東做出重大決策。因此，這樣的董事會構成并不具備自主決策的權利，董事會形同虛設。第二，非國有股東委派的董事很難獲得充分的信息、掌握足夠的話語權，因此很難在公司治理中發揮有效監督和制約的作用，這就使得混合所有制改革流于表面，無法從根本上解決國有股東“一股獨大”的趨勢。因此經混改后非國有股東仍處于較為被動的局面，即使向國有企業委派了董事，也并不能擁有足夠的話語權與之制衡。于是為了讓非公有資本真正發揮參與公司治理的作用[5]，張維迎等人指出股權和控制權是兩個獨立的工具，即控制權在一定程度上可以不僅僅由其所持股權決定。[6-9]非國有股東超額委派董事就破除了傳統股權與控制權對等配置的思維模式，這樣的董事會結構一方面有利于發揮企業的治理協同效應，在很大程度上保障了董事會的獨立決策權和監督管理權;另一方面非國有股東占據較大比重的董事會席位，使得董事會與國有企業管理層關聯度有所下降[1]，為公司經營決策提供了更多來源于外部非公有資本的意見和建議，從而有利于公司治理的完善和企業全要素生產率的提高。基于此，我們提出如下研究假設：

假設H1：非國有股東只有超額委派董事才會對企業全要素生產率產生正向影響，而僅僅委派董事對企業全要素生產率影響不明顯。

（二）非國有股東超額委派董事、信息透明度與企業全要素生產率

與國有股東相比，非國有股東在超額委派董事后仍然存在著嚴重的信息不對稱，很難對國有企業整體情況進行準確的評估。基于此，本文認為非國有股東超額委派董事后的首要目的就是提升國有上市公司信息透明度[4]，為企業經營決策效率和全要素生產率的提升打下良好基礎。首先，非國有股東通過超額委派董事，在一定程度上使得原國有企業大股東“一言堂”的局面有所緩解，既保證了國有股東在董事會中有足夠的話語權，也讓非公有資本委派的董事有了一席之地。根據“委托代理理論”，非國有股東通過超額委派董事有權利和意愿對國有企業管理層進行監督，提升國有上市公司信息透明度。其次，國有股東與非國有股東在專業知識、工作環境及背景方面均存在著顯著差異，如給予非國有股東超額委派董事的權利，在必要時為非國有股東引入財務方面的專家董事提供了契機，這些專業人員的委派一方面使董事會構成呈現多樣性，可以在決策的過程中提供更全面的信息，另一方面也給專業董事接觸和審查財務報表創造了機會，對國有企業信息透明度產生有利影響。最后，由于當前公司信息披露機制的不規范，企業向外部披露的相關信息還存在著嚴重不足，非國有股東通過超額委派董事造成控制權和股權不對等的配置，也會引起債權人和外部投資者的持續關注，此時企業更傾向于嚴格遵守信息披露要求，對企業各類信息進行更充分的披露。綜上分析，非國有股東在掌握了充分信息的前提下，能夠對國有企業整體情況進行準確的評估，有利于非國有股東積極參與國有企業經營治理，改善國有企業非效率投資行為，從而有效提升企業全要素生產率。基于此，我們提出如下研究假設：

假設H2：非國有股東超額委派董事通過改善上市公司信息透明度從而對企業全要素生產率產生正向影響。

（三）非國有股東超額委派董事、創新水平與企業全要素生產率

中國經濟由高速增長轉向高質量發展階段離不開全要素生產率[10]，而全要素生產率的提升更加強調創新驅動的作用[11]，盡管現階段我國創新研發投入水平和產出均取得了顯著成效，但與發達國家相比，仍體現為自主創新能力不足。特別是作為體制改革核心環節的國有企業，更要適應經濟環境的轉變，為我國實現高質量發展目標起到引領作用。一方面，根據代理人效應，國有企業經過混合所有制改革，如賦予非國有股東超額委派董事的權利，在降低國有股權持股比例的同時，也加強了對國企管理層的監督，并通過發揮非公有資本獨特的優勢改善公司制度體系、調動員工積極性[12]，使其開展更多的創新活動[13]，著眼于企業長期穩定發展;另一方面，非國有股東通過超額委派董事優化了董事會規模構成，增加了國有企業內部知識存量。基于非國有股東的“逐利天性”，他們通常有更強的創新意識，并期望通過創新以獲取高回報，一定程度上提升了企業創新活力[14]。一旦企業打破了這一發展的重要瓶頸，將會做出科學合理的創新投資決策[15]，減少國有企業資源錯配，從而提升其全要素生產率。[16]基于此，我們提出如下研究假設：

假設H3：非國有股東超額委派董事通過提升企業創新水平從而對企業全要素生產率產生正向影響。

三、樣本選擇與研究設計

（一）數據處理及來源

為了研究非國有股東超額委派董事對企業全要素生產率的影響，本文選取2009—2020年中國滬深A股國有上市公司作為初始研究樣本，具體原因如下：之所以選取2009年為研究起點，主要考慮到我國完成股權分置改革的時間為2008年;考慮到非上市國有企業混合所有制改革力度較弱以及具體落實情況無法明確，因此基于數據可得性的考慮將樣本選取為在A股上市的國有企業。此外，基于研究需要對初始樣本數據做如下處理：（1）刪除金融類、ST、*ST類上市公司;（2）剔除關鍵變量指標缺失或存在明顯異常的公司;（3）為消除極端值的影響，對主要連續變量在1%和99%水平上進行縮尾處理。上述涉及上市公司相關財務數據來自于CSMAR 和Wind數據庫，非國有股東超額委派董事數據經查看公司年報、根據董事的主要工作經歷及背景資料確認非國有董事的委派單位，并根據檢索企業性質最終判斷是否為非國有股東委派董事。[5]數據分析軟件為Stata16.0。

（二）變量定義與度量

1.被解釋變量：全要素生產率

企業全要素生產率為本文的被解釋變量，該指標是衡量企業效率的綜合指標，常見的測量方法主要有OLS、OP、LP、FE、DEA 等。考慮到傳統估計方法中存在的內生性問題，本文參考Levinsohn和Petrin[17]的半參數估計方法，運用LP法對企業層面的全要素生產率進行估計。具體測算模型如下：

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

∑Year+∑Ind+εit （1）

其中，i代表企業，t代表時間，Y為主營業務收入的對數，lnK為固定資產凈值的對數，lnYgrs為員工數量的對數，lnMat為購入商品和接受勞務支付的現金取對數，Year和Ind 為控制年度和行業效應，ε為誤差項。對（1）式進行回歸，最終得到的殘差即為全要素生產率。

2.解釋變量：非國有股東超額委派董事

非國有股東委派董事情況為本文的解釋變量，具體包括兩個層次，一是根據非國有股東是否向國有企業委派董事構建虛擬變量[4]（Ifnsoe），若委派董事Ifnsoe取值為1，否則取0;二是關注非國有股東向國有企業超額委派董事情況，具體判斷標準為：若非國有股東委派董事比例與非國有股東持股比例之差大于零，則表明公司存在超額委派董事的情況[4]，并構建虛擬變量Above取值為1，否則為0。

3.中介變量

本文選用的中介變量分別是上市公司信息透明度（Trans）及企業創新水平（Rd）。對于上市公司信息透明度的衡量，參考徐壽福和姚禹同[18]的做法，構建信息透明度綜合指標，具體為盈余質量、分析師跟蹤人數、分析師預測準確度、深交所與上交所信息披露評級和審計師是否來自四大，這幾項指標的樣本百分等級取平均值作為上市公司信息透明度的代理變量，該值越大表明企業的信息透明度越強，信息披露質量越高;對于企業創新水平的衡量，參考以往學者[19-21]的研究思路，使用上市公司獨立申請和聯合申請的專利合計數對企業創新水平進行測度，該值越大意味著企業創新能力越強。

4.控制變量

參考已有研究[22-25]，本文對其他可能影響企業全要素生產率的因素進行控制，具體包括：資產負債率（Lev）、企業規模（Asset）、營業收入增長率（Growth）、資產收益率（Roa）、企業年齡（Age）、員工規模（Ygrs）、獨董比例（Indratio）、總資產周轉率（Turnover）、兩職合一（Dual）和股權性質（Soe），此外，還控制年度變量（Year）和行業變量（Ind）。各變量的具體定義見表1。

（三）模型設定

為了檢驗非國有股東委派董事及超額委派董事情況對企業全要素生產率的影響，本文設定如下模型：

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

∑Ind+εit（2）

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

∑Ind+εit? （3）

為了檢驗非國有股東超額委派董事對企業全要素生產率的作用路徑，本文運用溫忠麟的中介效應模型進行檢驗，具體如模型（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法計算的企業全要素生產率，具體構建方法見上文。Ifnsoe 表示非國有股東是否委派董事的虛擬變量，Above表示非國有股東超額委派董事情況。根據研究假設，在模型（3）中，參數b1表示非國有股東超額委派董事對企業全要素生產率的影響效應，若b1系數顯著為正，則表明非國有股東超額委派董事可提高企業全要素生產率。在模型（5）和模型（6）中，Trans為上市公司信息透明度，Rd為企業的創新水平。Controls表示控制變量。此外，進一步加入年度固定效應（Year）和行業固定效應（Ind）。

四、實證結果與分析

（一）描述性統計

為了全面直觀地反映所選取樣本數據的基本情況，本文采用均值、中位數、最大值、最小值等指標對樣本數據的主要變量進行描述性統計，具體結果見表2。由表2可知，采用LP法、OP法測算的企業全要素生產率（Tfp-lp、Tfp-op）均值分別為18.305、7.036，最小值分別為13.387、2.572，最大值分別為23.150、10.535，相較于以往研究得出如下結論：（1）所選樣本不同企業間的全要素生產率水平存在較大差異，說明所選取樣本辨識度較好，為后文展開進一步分析提供良好的數據基礎;（2）本文采用兩種方法計算得到的全要素生產率均值略高于以往研究中使用工業企業數據庫計算得到的均值[26]，這可能是因為相較于工業企業數據庫，本文所采用的上市公司研究樣本包含企業類型較少，導致全要素生產率平均數偏高。其他控制變量營業收入增長率（Growth）、企業規模（Asset）、資產收益率（Roa）等的描述性統計結果在總體上分布較為合理，均與以往文獻相似。

（二）主回歸分析結果

表3列示的是本文的基本回歸結果。其中第（1）列報告了以非國有股東是否委派董事（Ifnsoe）作為解釋變量、以企業全要素生產率（Tfp-lp）作為被解釋變量的回歸結果，結果顯示非國有股東委派董事回歸系數為正，但并未通過顯著性檢驗，說明非國有股東僅僅委派董事無法擁有足夠的控制權和話語權，因此不會有效提升企業全要素生產率。第（2）列報告了以非國有股東超額委派董事（Above）作為解釋變量、以企業全要素生產率（Tfp-lp）作為被解釋變量的回歸結果，第（3）列報告了加入控制變量后的回歸結果，第（4）列在第（3）列的基礎之上進一步控制年度效應和行業效應。回歸結果表明，解釋變量Above的回歸系數均在不同的統計水平上顯著為正，這說明非國有股東超額委派董事有助于提高企業的全要素生產率。另外，各列Adj_R2逐步提高，可見符合逐步回歸法的設計思路，假設H1成立。

從控制變量來看，企業規模（Asset）的回歸系數均在1%水平上顯著為正，表明相較于小企業，公司規模較大的企業全要素生產率提升效應越明顯;資產收益率（Roa）和總資產周轉率（Turnover）的回歸系數在1%的水平上顯著為正，表明企業的盈利能力越強、資產周轉速度越快，企業資產管理效率和承受風險的能力越強，其對全要素生產率的促進效應越明顯。其他控制變量結果與現有相關文獻的估計結果基本一致，此部分不再詳細闡述。

（三）作用機制檢驗

上文研究已表明，非國有股東超額委派董事顯著提升了企業的全要素生產率。值得關注的是，非國有股東超額委派董事是通過何種路徑對企業全要素生產率發揮作用？考慮到非國有股東超額委派董事主要提高了上市公司信息透明度，激發了企業創新活力，因此本文從上市公司信息透明度（Trans）以及創新水平（Rd）兩條路徑出發，厘清非國有股東超額委派董事影響企業全要素生產率的作用機制，具體結果見表4。

表4第（1）（2）（3）列報告了非國有股東超額委派董事-上市公司信息透明度-企業全要素生產率的回歸結果。其中第（1）列為中介效應第一步的回歸結果，關注變量Above的系數為正且在1%的水平上通過了顯著性檢驗，說明非國有股東超額委派董事能夠顯著提升企業的全要素生產率，假設1得到了驗證。表4第（2）列為中介效應第二步的回歸結果，由表可知，關注變量Above的系數顯著為正，表明非國有股東超額委派董事能夠有效提升上市公司信息透明度。表4第（3）列為中介效應第三步的回歸結果，將非國有股東超額委派董事、上市公司信息透明度同時納入模型中進行檢驗，從表中可以看出Above的回歸系數為0.247且在1%的水平上顯著，中介變量Trans系數為正且在5%水平上通過顯著性檢驗，說明上市公司信息透明度在非國有股東超額委派董事影響全要素生產率之間發揮了部分中介效應，假設2得到驗證。

表4第（4）（5）（6）列報告了非國有股東超額委派董事-創新水平-企業全要素生產率的回歸結果。第（5）列的Above的回歸系數為0.286，且在10%的水平上顯著，第（6）列將非國有股東超額委派董事和創新同時納入模型后，Above的回歸系數在1%的水平上顯著為正，說明非國有股東通過超額委派董事，使具備不同專業背景、知識層次的董事成員匯聚在一起，而這種異質性的董事會結構也使國有企業內部知識存量呈現多樣化趨勢，激發了企業的創新活力，有效促進了企業全要素生產率提升，由此假設3得到驗證。

以上結果表明，上市公司信息透明度的改善、創新水平的提升均對全要素生產率具有顯著的促進效應。此外，通過對比表4中介效應模型中各組第三步和第一步Above回歸系數發現，在引入Trans、Rd這些中介變量后，第三步的回歸系數均小于第一步的回歸系數，說明上述中介變量在非國有股東超額委派董事與企業全要素生產率作用中發揮了部分中介效應。綜上分析，兩大機制的作用效應均得到驗證。

（四）穩健性檢驗和內生性問題的考慮

為了確保本文研究結論的穩健性，我們采用替換變量度量方式、改變樣本組成、改變模型設定、工具變量等方法對基準回歸結果進行了穩健性檢驗和內生性檢驗，具體結果表5所示。

1.替換企業全要素生產率度量方式

本文在主回歸中采用LP法計算企業全要素生產率，為提高數據測算的準確性和結論的可靠性，參考Krishnan等[27]的研究思路，在穩健性檢驗中采用OP半參數法重新對企業全要素生產率進行測度（Tfp-op）。替換度量方式后的回歸結果如表5第（1）列所示，研究結果顯示Above系數顯著為正，證明了回歸結果是穩健的。

2.替換非國有股東超額委派董事度量方式

本文在主回歸中采用虛擬變量來衡量非國有股東是否超額委派董事，穩健性檢驗中本文參考馮慧群和郭娜[4]的研究思路，以非國有股東委派董事比例與其持股比例之差重新對解釋變量進行衡量，更換非國有股東超額委派董事度量方式后的回歸結果如表5第（2）列所示。結果與主回歸結果一致。

3.更改樣本組成

為排除其他行業對研究結論產生的影響，本文進一步選取具有代表性的制造業樣本驗證非國有股東超額委派董事與企業全要素生產率之間的關系，回歸結果如表5第（3）列所示，結果顯示Above系數仍顯著為正，進一步支持了文章基本結論。

4.改變模型的設定

考慮到遺漏變量和企業層面異質性問題的影響，本文參考Desbordes和Wei[28]的做法，進一步控制個體固定效應和時間固定效應，對基準實證模型進行穩健性檢驗。表5第（4）列為控制個體固定效應的回歸結果，第（5）列為控制個體和時間雙向固定效應的回歸結果。結果顯示，核心解釋變量的估計系數均在不同程度的統計水平下顯著，控制變量的符號均未發生實質性變化，說明回歸結果不因模型設定方法的改變而發生變化，進一步驗證前文回歸結果的可靠性。

5.自選擇問題的處理——傾向性得分匹配

為處理非國有股東超額委派董事與企業全要素生產率間可能存在的內生性問題，本文采用傾向得分匹配法對匹配成功后的樣本重新展開檢驗，具體操作步驟為：首先，參考吳靜樺等[29]、余怒濤等[30]的研究思路，本文選擇公司規模（Asset）、資產負債率（Lev）、公司成長能力（Growth）以及盈利能力水平（Roa）作為企業特征變量進行匹配，執行Logit回歸。然后采用1對1 的最近鄰匹配方式，為觀測樣本找到一個與之最接近的公司。最后本文對匹配成功的樣本重新進行回歸。表5第（6）列報告了匹配后的回歸結果，結果顯示，非國有股東超額委派董事的回歸系數在10%的水平上顯著為正，與本文主回歸結果保持一致。

6.反向因果問題——解釋變量及所有控制變量均滯后一期

企業的生產率水平差異可能會向外界傳遞不同的信號，影響外部投資者對企業的預期，高全要素生產率的企業更能積極地進行混合所有制改革，增加非國有股東超額委派董事的可能性。為排除該反向因果的作用，本文參考余怒濤等[30]的方法，將解釋變量及所有控制變量均滯后1期。具體回歸結果如表5第（7）列 所示，結果并未發生顯著改變，因此企業全要素生產率與非國有股東超額委派董事之間在考慮了反向因果問題后前文的結論仍保持不變。

五、進一步分析

前文基于整體層面的回歸為非國有股東超額委派董事與企業全要素生產率的關系提供了初步經驗證據，但并未考慮企業之間的異質性。因此，本文擬從以下角度對非國有股東超額委派董事展開異質性檢驗并進行對比分析，結果見表6。

（一）基于市場化發展程度差異

考慮到市場化程度不同，企業所面臨的行業競爭也存在著很大差異，為此本文參考易玄等[31]的做法，采用市場化指數來衡量樣本企業外部市場化發展程度，構建Aquad虛擬變量并按照其中位數分組，若企業所處外部市場化發展程度高于中位數，則Aquad取值為1，否則取0。表6第（1）、（2）列報告了不同市場化發展程度下非國有股東超額委派董事對企業全要素生產率的作用效果。回歸結果顯示，在市場化發展程度較高的企業中Above回歸系數為0.348，且在1%的水平下顯著，即非國有股東超額委派董事對企業全要素生產率的促進效應在市場化發展程度較高的企業更為明顯。原因可能是：當企業處于外部市場化程度較高的地區時，非國有股東治理更不容易受到地方行政的約束和限制，在外部各項規章制度相對完善的前提下，再有企業內部非國有股東超額委派董事的監督，能夠有效改善公司信息透明度，提升企業全要素生產率。

（二）基于分析師關注度差異

分析師通過對企業信息進行有效的收集和識別，一定程度上增加了企業對資本市場的信息供給，進而起到外部治理作用。因此本文基于分析師關注度差異，得到分析師關注度中位數并構建Aquad虛擬變量，若企業得到的分析師關注度高于中位數，則Aquad取值為1，否則為0。表6第（3）、（4）列報告了不同分析師關注程度下非國有股東超額委派董事對企業全要素生產率的作用效果。回歸結果顯示，在分析師關注度較低的企業中Above回歸系數為0.552且在1%的水平下顯著，即非國有股東超額委派董事對企業全要素生產率的促進效應在分析師關注程度較低的企業更為明顯。原因可能是：較高的分析師關注度雖然在一定程度上向外界披露了更多關于企業價值的信息，緩解了企業與外部投資者之間的信息不對稱程度[32]，但與此同時也間接增加了管理層的業績壓力，使得管理層更加短視化，不利于企業創新研發和全要素生產率的提升。

（三）基于企業所處行業特征

企業所處行業不同，其對創新的重視程度和投入力度也存在著明顯差異，最終將影響對全要素生產率的作用效果。因此本文基于企業所處行業差異，構建Aquad虛擬變量，若企業所屬行業為高新技術企業，則Aquad取值為1，否則為0。表6第（5）、（6）列報告了企業在所處行業特征存在差異的情形下非國有股東超額委派董事對全要素生產率的作用效果。回歸結果顯示，高新技術企業中非國有股東超額委派董事系數為0.097且在5%的水平下顯著，表明與非高新技術企業相比，高新技術企業非國有股東超額委派董事對全要素生產率的促進效應更為明顯。這可能是因為：高新技術企業往往具有更強的創新意識，且國有企業通常具有政府背景，使企業能夠有充足的科研經費不斷開展技術創新，獲得相應的技術優勢。再加之超額委派董事權利為非國有股東委派技術創新方面的專業董事提供了有利條件，有利于相關研發部門做出科學合理的創新決策，因此非國有股東超額委派董事對于高新技術企業的生產率提升效果更為明顯。

六、研究結論與啟示

董事會是一個公司內部戰略的決策機構及核心，因此打造自主決策的董事會、加強董事會建設并保障董事會職權的行使至關重要。然而現階段國有企業董事會可能并不具備自主決策的權利，特別是非國有股東委派的董事更沒有足夠的話語權，無法對內部人進行有效監督和制約。故本文打破原有非國有股東控制權與所持股權對等配置，研究非國有股東超額委派董事對企業全要素生產率的影響具有重要的理論價值和現實意義。基于此，本文基于2009—2020年滬深 A 股國有上市公司的相關數據，深入探究了非國有股東超額委派董事對企業全要素生產率的影響。研究結果表明：首先，非國有股東僅僅委派董事并不能有效提升企業全要素生產率，只有在超額委派董事時才能發揮提升全要素生產率的作用效果，即非國有股東控制權超越其所持股權時才能起到治理作用。其次，非國有股東超額委派董事可以借助提升國有上市公司信息透明度，激發國有企業創新活力，從而間接促進企業全要素生產率提升。在穩健性檢驗和內生性檢驗中，我們通過替換變量度量方式、更改樣本構成、改變模型設定等一系列方法，并考慮了自選擇問題和反向因果問題后保證了上述研究結論的可靠性。最后，我們發現非國有股東超額委派董事對企業全要素生產率的促進作用因市場化發展程度、分析師關注度和企業所處的行業特征不同而存在異質性。具體而言，非國有股東超額委派董事在市場化發展程度較高、分析師關注度較低以及高新技術企業中對企業全要素生產率的提升效應更為顯著，這說明企業所處行業特征及外部制度環境均會對非國有股東參與國企治理的效果產生影響。基于本文的研究結果，可得如下政策啟示。

第一，完善非國有股東參與公司治理的制度環境和投資者保護機制，避免混合所有制改革“流于形式”。本文研究結果表明，當為非國有股東賦予足夠的控制權時，非國有股東既有意愿也有能力積極參與國有企業治理。因此，國有企業在積極推進混改時，需建立嚴格、全面的監督體系，充分發揮非國有資本的經營優勢和監督作用，不能僅僅停留在以往引入非國有股東股權的表面上，更要在實質上確保其權利，特別是給予非國有股東參與到董事會層面經營決策的權利，在真正意義上實現不同所有制之間的資本交叉和相互融合，切實保障非國有股東在參與公司治理中的話語權，防范國有資產和投資效率的無效損失。

第二，引入高質量非國有股東，切實保障非國有股東權益。本文研究結論表明只有非國有股東超額委派董事時才會對企業全要素生產率真正發揮作用，如果僅僅賦予非國有股東與其持股比例對等的權利，在國有資本體量大、擁有較大控制權的前提下不足以與國有企業大股東進行權利制衡，也難以充分發揮其監督和治理作用。即與單純的股權混合相比，非國有股東參與董事會治理對企業價值創造的促進作用更大。因此企業應在逐步降低國有股權持股比例的同時引入更多的非國有資本，并適當降低非國有股東具備委派董事權利時持有的股權門檻，在此基礎上通過簡政放權，將部分經營管理權放給非國有股東，充分調動其治理積極性從而實現國有企業資產的高效率利用。

第三，發展混合所有制應結合國有企業所處外部環境及行業特征分類推進。本文研究發現非國有股東超額委派董事在市場化發展程度較高、分析師關注度較低以及高新技術企業中對企業全要素生產率的影響更明顯。因此，企業應在不違背國有企業混改整體思路和路線的原則下，根據其發展的主攻方向“因地制宜”“因企制宜”，盡可能實現“一企一策”，促進國企混改分類、分階段高效推進。例如，政府在制定相關政策時應重點關注和扶持市場化程度較低地區的國有企業治理模式，促進其學習和借鑒市場化程度較高地區國有企業的混合所有制改革經驗，再結合本地區實際情況逐步完善外部市場環境，最終完成國企改革總體目標，提升國有企業全要素生產率和全球競爭力。

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（責任編輯 吳曉妹）