焦 健

(安徽財經(jīng)大學 會計學院， 安徽 蚌埠 233030)

一、引言

高管團隊異質(zhì)性是指團隊成員在教育、年齡、性別和價值觀等方面的差異(Finkelstein et al.，1990)。團隊異質(zhì)性要素大致可分為兩類：一是職業(yè)異質(zhì)性要素，主要包括教育背景和職業(yè)經(jīng)歷等；二是社會異質(zhì)性要素，主要包括性別、年齡和民族等(李維安 等，2014a)。從已有研究來看，學者圍繞公司是否應構建具有異質(zhì)性的高管團隊展開了大量探討，但結論卻未能達成一致。一些學者認為，異質(zhì)性較高的高管團隊容易引發(fā)沖突，進而對企業(yè)業(yè)績產(chǎn)生消極影響(Kor，2003；Boone et al.，2007)。劉兵等(2015)、周曉惠等(2017)的研究發(fā)現(xiàn)，由于受教育水平不同，團隊成員在思考問題的方式上存在顯著差異，使得成員之間的溝通成本增加，進而負面影響企業(yè)業(yè)績；吳小珍等(2016)發(fā)現(xiàn)，任期時間不同會影響團隊成員之間的信任度及工作的契合度，異質(zhì)性的職業(yè)背景也可能造成高管更趨向于經(jīng)驗主義，堅持己見，從而阻礙團隊成員之間的有效溝通，最終導致企業(yè)業(yè)績下降。另一些學者認為，異質(zhì)性較高的高管團隊看待問題更加全面，因此更有利于做出科學決策，對企業(yè)業(yè)績具有積極影響(Klein，1998；Ndofor et al.，2015)。Carter et al.(2010)的實證研究顯示，當女性董事在企業(yè)董事會中的數(shù)量占比較高時，通常外界對企業(yè)的評價較高；曾萍等(2012)亦指出，當團隊成員中女性數(shù)量占比較高時，企業(yè)對消費者需求的把握更具針對性，制定的策略更加精準，業(yè)績更好。此外，還有一些學者發(fā)現(xiàn)，高管團隊異質(zhì)性與企業(yè)業(yè)績之間不存在顯著的相關性(吳炯 等，2011)。陳偉民(2007)的實證研究表明，教育異質(zhì)性對企業(yè)績效的影響不顯著；祝愛民等(2016)對比處于不同生命周期的企業(yè)發(fā)現(xiàn)，在創(chuàng)業(yè)初期，職業(yè)異質(zhì)性對企業(yè)績效無顯著影響，而到衰退期，除教育異質(zhì)性之外的其他異質(zhì)性對企業(yè)績效均無顯著影響。

高管團隊異質(zhì)性對企業(yè)業(yè)績的影響之所以會出現(xiàn)結論上的分歧，一個重要的原因就在于，當被解釋變量的方差較大時，很難通過均值找準解釋變量對被解釋變量的真實影響。也就是說，當企業(yè)績效數(shù)據(jù)的方差較大時，要準確了解董事會異質(zhì)性與企業(yè)業(yè)績之間的變動規(guī)律，需通過考察不同分位點處的影響來觀察描述?；谏鲜龇治?，本文構建了一個局部非線性分位數(shù)回歸模型對董事會異質(zhì)性與企業(yè)業(yè)績之間的關系進行了再研究。本文的創(chuàng)新之處主要有：其一，從理論層面提出董事會異質(zhì)性對企業(yè)業(yè)績的非線性異質(zhì)影響的假設，并區(qū)分了不同業(yè)績水平層面下董事會異質(zhì)性對企業(yè)業(yè)績非線性影響所呈現(xiàn)的差異；其二，構建了一個局部非線性分位數(shù)回歸模型，刻畫了董事會異質(zhì)性對企業(yè)業(yè)績的非線性影響，以及不同董事會異質(zhì)性對企業(yè)業(yè)績在不同分位點處的異質(zhì)影響；其三，在建模過程中，不僅采用傳統(tǒng)的參數(shù)非線性模型，還利用基于B-樣條展開的非參數(shù)非線性分位數(shù)回歸模型，得到比參數(shù)模型更好的分析結果。

二、理論分析與研究假設

團隊異質(zhì)性主要包括社會異質(zhì)性和職業(yè)異質(zhì)性兩大類要素。其中，社會異質(zhì)性主要包括年齡、性別和民族等與社會進程相關度較大的要素；職業(yè)異質(zhì)性主要包括教育經(jīng)歷和職業(yè)經(jīng)歷等與職業(yè)相關度較大的要素。本研究認為，社會異質(zhì)性和職業(yè)異質(zhì)性兩類要素都會對董事會決策產(chǎn)生重要影響，它們共同構成董事會異質(zhì)性要素。

不同年齡的董事在處事風格以及風險偏好方面可能存在差異，這有助于避免極端事件的發(fā)生；男性與女性董事之間也存在很多不同，相對來說，女性更加謹慎、客觀，更有助于緩和情感沖突；對于不同民族的董事，由于成長環(huán)境不同，更可能提供多樣化的觀點。因此，年齡異質(zhì)性、性別異質(zhì)性和民族異質(zhì)性共同組成本研究的董事會社會異質(zhì)性。董事會職業(yè)異質(zhì)性主要包括教育異質(zhì)性(教育廣度異質(zhì)性、教育深度異質(zhì)性)和任期異質(zhì)性兩個要素。教育異質(zhì)性不僅賦予董事不同水平的知識，同時還為他們塑造了不同的世界觀、認知觀，因而在決策時更可能提供多樣化的觀點；任期異質(zhì)性則往往意味著董事?lián)碛胁煌拈啔v和經(jīng)驗。

前已述及，針對董事會異質(zhì)性與企業(yè)業(yè)績之間關系的研究，至今仍未得出一致結論。一種觀點認為，董事會異質(zhì)性可以幫助董事會成員從不同層面搜集信息，進而能更加全面、深入地分析與解決問題，因此有利于提高決策的科學性，促進企業(yè)業(yè)績提升(Klein，1998；Ndofor et al.，2015)。另一種觀點認為，董事會成員在受教育水平、工作背景、社會經(jīng)歷等方面存在的差異，可能會引發(fā)思想和觀念上的沖突，導致團隊缺乏凝聚力、決策低效(Kor，2003；Boone et al.，2007)。本研究認為，結論上的分歧可能緣于董事會異質(zhì)性對企業(yè)業(yè)績的影響存在區(qū)間效應，董事會異質(zhì)性程度過低或過高都會對企業(yè)業(yè)績產(chǎn)生不利影響。董事會異質(zhì)性過低，雖然會增加成員之間的默契，提高決策效率，但是受限于看問題的廣度和深度，會降低決策的質(zhì)量；同時過低的董事會異質(zhì)性也會導致董事會的獨立性降低，使董事會更易受大股東擺布，與大股東合謀“掏空”企業(yè)，最終造成企業(yè)業(yè)績下降。隨著董事會異質(zhì)性的逐步提升，董事會的獨立性和決策的科學性均會隨之提升。然而，當異質(zhì)性程度過高時，董事會成員之間過大的差距又會造成群體內(nèi)部形成斷裂帶(李維安 等，2014b)，很難形成高效率的集中決策，從而致使機會喪失、業(yè)績降低。基于此，本文提出：

假設H1：董事會異質(zhì)性與企業(yè)業(yè)績之間存在非線性影響關系，即隨著董事會異質(zhì)性的提高，企業(yè)業(yè)績呈先上升后下降的倒“U”型變化規(guī)律。

在我國企業(yè)中，“一股獨大”問題一直以來都非常嚴重，大股東為了謀取控制權私利，很可能會利用自身的控制權進行關聯(lián)交易、違規(guī)擔保等。若要有效約束大股東的“掏空”行為，充分發(fā)揮董事會的治理作用尤為重要。然而，我國董事會的治理作用并沒有得到一致認可。劉銀國等(2011)的實證檢驗表明，董事會治理水平對企業(yè)績效存在正向影響，尤其是對短期財務績效影響顯著。朱平平等(2013)發(fā)現(xiàn)，獨立董事比例的提高，有助于促進企業(yè)績效提升。然而，李維安等(2007)認為，我國董事會的運行機制并沒有對企業(yè)績效產(chǎn)生影響。姚偉峰(2011)的實證研究也顯示，獨立董事的“質(zhì)量”并沒有對企業(yè)效率產(chǎn)生影響。上述觀點不一致的原因可能在于，這些研究未能深入挖掘董事會內(nèi)部的構成因素。

現(xiàn)實中，不同企業(yè)在規(guī)模結構、所有權性質(zhì)、戰(zhàn)略資源、治理水平等方面均存在差異，因此企業(yè)異質(zhì)性客觀存在。由于異質(zhì)性的企業(yè)擁有異質(zhì)的核心競爭力和異質(zhì)的公司治理結構，業(yè)績亦會表現(xiàn)出一定的異質(zhì)性。對于業(yè)績較好的企業(yè)(與高分位點對應)，企業(yè)價值更大，大股東對其進行“掏空”所能獲取的收益更大，因此“掏空”動機更強。但是，隨著董事會異質(zhì)性的增加，董事會成員之間愈發(fā)難以形成利益共同體，大股東的“掏空”成本增加，因而一定程度上有助于預防大股東的利益侵占行為，保障中小股東利益，促進企業(yè)業(yè)績提升。反之，對于業(yè)績較差的企業(yè)(與低分位點對應)，企業(yè)價值較低，大股東“掏空”的收益較低，“掏空”動機較小，過高的董事會異質(zhì)性反而會制造分歧與沖突，不利于企業(yè)業(yè)績提升。因此，本文提出：

假設H2：董事會異質(zhì)性對企業(yè)業(yè)績存在異質(zhì)影響，企業(yè)業(yè)績越好，其業(yè)績受董事會異質(zhì)性影響越顯著。

公司治理的第一類代理問題是指股東與管理層之間的委托代理問題，對于性質(zhì)不同的股東，其代理問題產(chǎn)生的根源、表現(xiàn)形式以及帶來的經(jīng)濟后果均不相同(Denis et al.，2003)。

與非國有企業(yè)不同，國有企業(yè)是一種特殊的企業(yè)組織。除利潤最大化目標外，國有企業(yè)的經(jīng)營者還需考慮政治、社會等其他目標。同時，在國有企業(yè)中，出資人缺位、層層委托的代理關系又極易導致內(nèi)部人控制問題，從而影響企業(yè)業(yè)績。Boardman et al.(1998)對西方國有企業(yè)改制的研究發(fā)現(xiàn)，所有權性質(zhì)的改變會促進企業(yè)業(yè)績提升。王鳳榮等(2006)發(fā)現(xiàn)，國有工業(yè)企業(yè)的業(yè)績明顯低于非國有工業(yè)企業(yè)。

企業(yè)業(yè)績的好壞與董事會的決策質(zhì)量密切相關，那么在不同所有權性質(zhì)的企業(yè)中董事會是否存在差異？吳芬(2006)通過對比國有企業(yè)和民營企業(yè)中董事會的個體特征發(fā)現(xiàn)，二者之間存在顯著差異，民營企業(yè)的董事會治理水平明顯優(yōu)于國有企業(yè)，可能的原因是，國有企業(yè)“一股獨大”的問題更加嚴重，董事會完全受制于大股東委派的董事，同時國有企業(yè)的內(nèi)部人控制問題使得董事會與經(jīng)理層之間的委托代理關系形同虛設。因此，本文提出：

假設H3：對于不同所有權性質(zhì)的企業(yè)，董事會異質(zhì)性對企業(yè)業(yè)績的影響模式存在差異，且在相同條件下，董事會異質(zhì)性對國有企業(yè)業(yè)績影響相對較弱。

三、研究設計

(一)樣本選擇

本文以滬深交易所2008—2016年A股上市企業(yè)為樣本，并對初始樣本進行了以下處理：剔除財務制度特征特殊的金融和保險企業(yè)；剔除董事會成員資料不完整的企業(yè)；剔除第一大股東為自然人的企業(yè)；剔除樣本期內(nèi)被ST的企業(yè)；剔除同時發(fā)行B股或H股的企業(yè)；剔除樣本期內(nèi)所有權性質(zhì)發(fā)生變化的企業(yè)；剔除數(shù)據(jù)不完整的企業(yè)。此外，對所有變量在1%的水平上進行了Winsorize處理。最后得到14167組樣本，其中，國有企業(yè)3095組。董事會成員的所有數(shù)據(jù)均通過手工方式收集(招股說明書、年報等)，其他數(shù)據(jù)均來自萬德數(shù)據(jù)庫(Wind)。

(二)變量說明

1.被解釋變量

企業(yè)業(yè)績(ROE)，用上市公司凈資產(chǎn)收益率來衡量。

2.解釋變量

董事會異質(zhì)性(BH)，本文借鑒李維安等(2014a)，從社會和職業(yè)兩個方面劃分董事會異質(zhì)性。其中，社會異質(zhì)性主要從年齡、性別和民族差異方面考察；職業(yè)異質(zhì)性主要從教育和任期差異方面考察。對董事會異質(zhì)性進行標準化，教育深度異質(zhì)性(EDH)，主要反映董事會成員的受教育程度，研究生學歷賦值3、本科學歷賦值2、大專及以下學歷賦值1，計算教育深度異質(zhì)性的赫芬達爾指數(shù)，按照四分位數(shù)劃分并賦值4、3、2、1，從小到大排序；教育廣度異質(zhì)性(EBH)，主要反映董事會成員的邏輯思維能力，按照我國教育部對于文理科的分類，董事會成員主修文科賦值1、理科賦值2、文理兼修賦值3，同樣計算教育廣度異質(zhì)性的赫芬達爾指數(shù)，按照四分位數(shù)劃分并賦值4、3、2、1，從小到大排序。任期異質(zhì)性(TH)，反映董事在企業(yè)任職時間，以“董事任期標準差/任期均值”表示；年齡異質(zhì)性(AH)，以“董事會年齡標準差/年齡均值”表示；性別異質(zhì)性(GH)，計算女性在董事中所占的比例；民族異質(zhì)性(NH)，計算港澳臺以及外國董事所占的比例。以上均按照四分位數(shù)劃分并賦值1、2、3、4，從小到大排序。

綜上說明，可得：職業(yè)異質(zhì)性(PH)=教育深度異質(zhì)性(EDH)+教育廣度異質(zhì)性(EBH)+任期異質(zhì)性(TH)；社會異質(zhì)性(SH)=年齡異質(zhì)性(AH)+性別異質(zhì)性(GH)+民族異質(zhì)性(NH)；董事會異質(zhì)性(Board_h)=社會異質(zhì)性(SH)+職業(yè)異質(zhì)性(PH)。

3.控制變量

參考已有相關研究(李長娥 等，2017；李玲 等，2018)，本文選取的控制變量主要包括：股權結構(OwnConl)、公司規(guī)模(Size)、成長性(Growth)、財務杠桿(Leverage)、兩職兼任情況(Dual)、所有制類型(State)、董事會規(guī)模(BSize)。此外，我們還控制了行業(yè)(Industry)、年度(Year)因素的影響。

本研究所涉及變量的具體說明見表1。

表1 變量說明

(三)模型與方法

1.分位數(shù)回歸模型

企業(yè)業(yè)績以y表示，董事會異質(zhì)性以BH表示，其余控制變量用x=(x1,x2,…,xn)′表示，則可以建立式(1)的分位數(shù)回歸模型。

(1)

其中，τ(0<τ<1)為分位點，Qyi(τ)為在給定條件BH與x已知時響應變量y的τ分位數(shù)，未知函數(shù)fτ(BHi)可以揭示董事會異質(zhì)性在不同分位點處對企業(yè)業(yè)績的邊際影響。實際建模中，對fτ(BHi)可以采取參數(shù)分位數(shù)回歸和非參數(shù)分位數(shù)回歸分析。

(1)參數(shù)分位數(shù)回歸分析

將式(1)分別表示為：

模型1：

(2)

模型2：

(3)

顯然，在其他條件相同(給定控制變量x)的情況下，式(2)能夠描述董事會異質(zhì)性BH對企業(yè)業(yè)績的線性影響，式(3)可以描述其非線性影響。因此，本文將重點采用模型2進行分析。

(2)非參數(shù)分位數(shù)回歸分析

在式(1)中，引入B-樣條基函數(shù)來平滑非線性函數(shù)fτ(∧)，可得模型3：

(4)

式(4)中，αm和βn為待估計的參數(shù)，m=1,2,…,M+1， n=1,2,…,N；Bm,p(x)為第m個分段多項式階數(shù)為p的B-樣條基函數(shù)。研究表明，階數(shù)取3時，實證效果較好(DeRossi et al.，2009)。因此，本文中的p亦取3。

2.模型求解

模型求解可以分為三個步驟，具體如下：

第一步，模型估計。

對如式(1)所示的分位數(shù)回歸模型，參數(shù)向量θ(τ)≡(

α1(τ),α2(τ),…,αM+1(τ),β1(τ),β2(τ),…,βN(τ)

)′的估計可以通過求解優(yōu)化問題得到：

(5)

其中，α1(τ),α2(τ),…,αM+1(τ)為包含于未知函數(shù)fτ(BHi)中的參數(shù)，類似于式(3)模型估計中的α，ρτ(μi)為非對稱損失。

第二步，模型檢驗。

為確保模型結果有效，在求解式(1)中分位數(shù)回歸模型時，需開展兩個檢驗：一是回歸系數(shù)顯著性檢驗，只有通過顯著性檢驗的解釋變量才會對被解釋變量產(chǎn)生明顯影響，因此，若實證結果表明式(3)中的α2(τ)顯著或式(4)中的α1(τ),α2(τ),…,αM+1(τ)至少有一個顯著，則說明董事會異質(zhì)性對企業(yè)業(yè)績的非線性影響效應顯著；二是回歸系數(shù)同質(zhì)性檢驗，若拒絕原假設，則說明解釋變量對被解釋變量的影響存在異質(zhì)效應。

第三步，模型預測。

通過條件概率密度預測，為單獨考察董事會異質(zhì)性與企業(yè)業(yè)績之間的變動規(guī)律，本文將控制變量的效應進行剝離：

(6)

根據(jù)式(6)可以進一步通過自適應核密度估計得到條件概率密度預測結果。

3.模型選擇

采用AIC準則權衡模型復雜度與擬合度之間的效果。對給定的分位點τ，最優(yōu)的模型應使得AIC(M;τ)最小。

(7)

四、實證檢驗與結果分析

(一)描述性統(tǒng)計分析

表2列示了主要變量的描述性統(tǒng)計分析結果。從中可見，董事會異質(zhì)性的均值為11.14，國有企業(yè)和非國有企業(yè)的標準差分別為4.22和6.13，說明不同企業(yè)之間的董事會異質(zhì)性水平存在一定差異，較之國有企業(yè)，非國有企業(yè)董事會異質(zhì)性水平相對較高；上市公司凈資產(chǎn)收益率的均值為12.21%，國有企業(yè)和非國有企業(yè)的凈資產(chǎn)收益率的均值分別為8.37%和13.28%，表明國有企業(yè)凈資產(chǎn)收益率水平明顯低于非國有企業(yè)。

表2 描述性統(tǒng)計分析

(二)分位數(shù)回歸分析

1.參數(shù)估計

本文選取τ=0.1,0.5,0.9三個分位點，運用模型2和模型3進行參數(shù)估計?？紤]到國有企業(yè)與非國有企業(yè)之間的差異，將兩者分開估計，相關參數(shù)估計結果列于表3和表4。

表3 模型2的部分參數(shù)估計結果

注：*、**、***分別表示10%、5%、1%水平下顯著。

從表3和表4的參數(shù)估計結果可以看出，無論是模型2(二次模型)還是模型3(B-樣條模型)，董事會異質(zhì)性(BH)對企業(yè)業(yè)績(ROE)都存在顯著影響。不管是國有企業(yè)樣本還是非國有企業(yè)樣本，模型3在各分位數(shù)條件下的AIC指標均小于模型2，說明模型3優(yōu)于模型2。模型2的參數(shù)估計結果顯示，國有企業(yè)樣本和非國有企業(yè)樣本在各分位數(shù)條件下， BH的回歸系數(shù)均顯著為正，而BH2的回歸系數(shù)均顯著為負，說明二次模型的開口朝下，呈倒“U”型，即董事會異質(zhì)性對企業(yè)業(yè)績存在非線性影響，由此假設H1得到證實。另外，從模型3的參數(shù)估計結果來看，假設1同樣能夠得到支持。圖1和圖2是B-樣條模型中董事會異質(zhì)性對國有企業(yè)和非國有企業(yè)業(yè)績影響的模擬圖，其結果也呈倒“U”型。

由表3與表4的回歸系數(shù)可知，就董事會異質(zhì)性(BH)的影響而言，模型2中一次項和二次項系數(shù)均存在一定差異；模型3的系數(shù)(由圖1和圖2的效應來表示)結論類似。在兩個模型中，控制變量股權結構、企業(yè)規(guī)模、成長性、財務杠桿率、董事會規(guī)模、董事長與總經(jīng)理兩職兼任情況均在所有分位數(shù)條件或部分分位數(shù)條件下顯著，說明這些因素能顯著影響上市公司的業(yè)績，控制它們的影響有助于更好地反映董事會異質(zhì)性對企業(yè)業(yè)績的影響。

表4 模型3的部分參數(shù)估計結果

注：*、**、***分別表示10%、5%、1%水平下顯著。

圖1B-樣條模型中董事會異質(zhì)性對國有企業(yè)業(yè)績的影響

(左圖為散點圖與B-樣條模型模擬曲線；右圖為B-樣條模型模擬曲線，相當于將左圖縱向放大)

圖2B-樣條模型中董事會異質(zhì)性對非國有企業(yè)業(yè)績的影響(左右圖含義同圖1)

2.模型檢驗

由圖1與圖2的右圖可以看出，在不同分位點處，董事會異質(zhì)性(BH)對企業(yè)業(yè)績(ROE)影響的非線性效應呈異質(zhì)性：第一，隨著董事會異質(zhì)性的增加，企業(yè)業(yè)績先上升后下降(倒“U”型)，意味著存在一個最優(yōu)的董事會異質(zhì)性能使企業(yè)業(yè)績最大化；第二，曲線位置隨分位點升高而升高，說明董事會異質(zhì)性對業(yè)績越高(與高分位點相對應)的企業(yè)影響程度越大；第三，表5所示的曲率大小說明，曲線彎曲程度隨分位點升高而增大，意味著企業(yè)業(yè)績越好的公司其業(yè)績受董事會異質(zhì)性的影響越敏感。上述結果很好地支撐了假設H2。

表5 基于最小二乘圓形擬合計算的模型3所擬合曲線的曲率大小

對比圖1與圖2的右圖可以發(fā)現(xiàn)，在對應的分位數(shù)條件下，圖2中曲線彎曲程度高于圖1。且表5中同樣顯示，非國有企業(yè)樣本的曲率要比國有企業(yè)樣本的曲率大，說明在相同條件下，非國有企業(yè)的業(yè)績對董事會異質(zhì)性更敏感，也就是說，董事會異質(zhì)性在國有企業(yè)中對企業(yè)業(yè)績的影響要弱于非國有企業(yè)，假設H3得到支持。

另外，由圖1右圖可以得出，對于國有企業(yè)樣本，τ=0.1、τ=0.5和τ=0.9三個分位點處的最優(yōu)董事會異質(zhì)性程度分別為11.95、12.33、12.08。由圖2右圖可得，對于非國有企業(yè)樣本，τ=0.1、τ=0.5和τ=0.9三個分位點處的最優(yōu)董事會異質(zhì)性程度分別為14.63、14.51、14.01。由此可知，非國有企業(yè)的最優(yōu)董事會異質(zhì)性程度高于國有企業(yè)。

3.條件密度預測

為進一步分析董事會異質(zhì)性對企業(yè)業(yè)績的非線性異質(zhì)影響程度，在B-樣條分位數(shù)回歸模型的基礎上，對企業(yè)業(yè)績進行條件概率密度預測。將董事會異質(zhì)性分別取25%、50%和75%分位點三個值，對應董事會異質(zhì)性的低、中、高三種狀態(tài)，其余變量的取值為中位數(shù)。由條件密度預測公式可以計算得到基于董事會異質(zhì)性的條件密度預測結果(圖3和圖4)，其中，橫坐標為企業(yè)業(yè)績，縱坐標為對應的概率密度函數(shù)值。

圖3國有企業(yè)條件密度預測結果

圖4非國有企業(yè)條件密度預測結果

圖3和圖4顯示，對于國有企業(yè)或非國有企業(yè)，隨著董事會異質(zhì)性由低向中轉變，條件概率密度曲線右移，說明企業(yè)業(yè)績提升；隨著董事會異質(zhì)性由中向高轉變，條件概率密度曲線逐漸停止向右移動，轉為向左移動，說明企業(yè)業(yè)績由提升轉為降低；條件概率密度曲線頂端則呈先下降后上升的變化趨勢。對比圖3和圖4可以發(fā)現(xiàn)，圖4中曲線的移動幅度要大于圖3，說明在非國有企業(yè)中董事會異質(zhì)性對企業(yè)業(yè)績的影響要大于國有企業(yè)。

圖3與圖4不僅揭示了董事會異質(zhì)性對企業(yè)業(yè)績的非線性異質(zhì)影響程度，而且還揭示出兩方面內(nèi)容：一是董事會異質(zhì)性對企業(yè)業(yè)績的影響模式在國有企業(yè)與非國有企業(yè)中存在顯著差異，需要根據(jù)企業(yè)的所有權性質(zhì)來選擇最優(yōu)的董事會異質(zhì)性程度；二是上市企業(yè)不能盲目通過提高董事會異質(zhì)性來追求業(yè)績的提升。

五、穩(wěn)健性檢驗

為確保研究結論的可靠性，本文進行了以下穩(wěn)健性檢驗。我們重新選取Tobin Q值(TQ)作為衡量企業(yè)業(yè)績的指標，并將該指標代入模型3(B-樣條模型)進行檢驗，得到表6和圖5中的結果。對比表6與表4，以及圖5與圖1、圖2，不難發(fā)現(xiàn)，在替換企業(yè)業(yè)績衡量方式后，結論并未發(fā)生顯著變化。

表6 模型3的部分參數(shù)估計結果(被解釋變量為TQ)

注：*、**、***分別表示10%、5%、1%水平下顯著。

圖5B-樣條模型中董事會異質(zhì)性對企業(yè)業(yè)績的影響(被解釋變量為TQ)

六、結論與建議

本文以2008—2016年滬深交易所A股上市企業(yè)作為樣本，實證分析了董事會異質(zhì)性對企業(yè)業(yè)績的影響。結果表明：(1)董事會異質(zhì)性對企業(yè)業(yè)績存在非線性影響，企業(yè)業(yè)績起初會隨董事會異質(zhì)性的升高而增加，當達到一定高度后將轉而下降，意味著存在一個最優(yōu)的董事會異質(zhì)性能夠使企業(yè)業(yè)績最大化；(2)在不同分位點處，董事會異質(zhì)性對企業(yè)業(yè)績影響的非線性效應呈異質(zhì)性，業(yè)績越好的企業(yè)，其業(yè)績受董事會異質(zhì)性的影響越顯著；(3)對于不同所有權性質(zhì)的企業(yè)，董事會異質(zhì)性對企業(yè)業(yè)績的影響模式不同，且在相同條件下，董事會異質(zhì)性對國有企業(yè)業(yè)績的影響相對較弱。

本文結論證實董事會異質(zhì)性是一種有效的公司內(nèi)部治理機制，對企業(yè)業(yè)績具有顯著影響，但是，由于企業(yè)之間的異質(zhì)性客觀存在，而異質(zhì)性企業(yè)的業(yè)績表現(xiàn)亦不同，因此，需緊密依據(jù)自身實際，設定適宜的董事會異質(zhì)性程度。業(yè)績越好的企業(yè)，越應充分考慮董事會成員在年齡、教育水平、知識結構等方面的搭配。董事會成員的受教育水平越高，在處理信息和分析問題等方面的能力越強；專業(yè)背景的多樣化有助于拓展企業(yè)戰(zhàn)略選擇的范圍；董事會成員年齡層的異質(zhì)搭配，既可以充分發(fā)揮年輕董事的開創(chuàng)精神，又能兼顧年長董事的豐富經(jīng)驗，從而促進企業(yè)健康可持續(xù)發(fā)展。