謝獲寶 黃大禹

摘 要： 董事會監(jiān)督能夠?qū)ζ髽I(yè)發(fā)揮顯著的治理作用?；谥袊鲜衅髽I(yè)2007—2018年的數(shù)據(jù)集，實(shí)證分析董事會監(jiān)督對企業(yè)杠桿行為治理的效果。研究表明，董事會監(jiān)督對企業(yè)去杠桿具有顯著的功效。上述結(jié)論在經(jīng)過多重穩(wěn)健性檢驗(yàn)后依舊顯著成立?；趦A向得分匹配法對企業(yè)屬性結(jié)構(gòu)特征異質(zhì)性進(jìn)行檢驗(yàn)后發(fā)現(xiàn)，董事會監(jiān)督對非國有企業(yè)、高科技企業(yè)和小規(guī)模企業(yè)更加有效。從影響機(jī)制來分析，董事會監(jiān)督能夠在一定程度上降低企業(yè)的融資成本、提升主業(yè)業(yè)績并實(shí)現(xiàn)內(nèi)部財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)的穩(wěn)定，最終都將降低企業(yè)對杠桿的（過度）需求，從而起到了顯著的去杠桿效果。

關(guān)鍵詞： 董事會監(jiān)督;杠桿率;傾向得分匹配;中介效應(yīng)

中圖分類號：F812.4

文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A 文章編號：1007-2101（2021）06-0081-11

公司財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)來自于WIND數(shù)據(jù)庫，樣本時間段為2007—2018年。進(jìn)一步地，本文對樣本進(jìn)行如下數(shù)據(jù)處理：第一，剔除金融類公司和ST公司，以及在該時期內(nèi)退市的公司;第二，剔除在樣本期中進(jìn)行IPO的企業(yè);第三，剔除關(guān)鍵變量數(shù)據(jù)缺失的企業(yè);第四，為了減輕奇異值的干擾，對所有連續(xù)型變量進(jìn)行上下1%水平的Winsorize處理;第五，為了減輕異方差的干擾，對所有連續(xù)型變量都進(jìn)行了對數(shù)化處理。

（二）變量定義

1.被解釋變量

企業(yè)杠桿率[WTBX]（Lev）?！案軛U率”的概念應(yīng)歸屬于微觀財(cái)務(wù)層面，主要指微觀經(jīng)濟(jì)主體以杠桿等方式撬動更多的金融資源。借鑒吳非、劉嘉文、常曦（2020）[26]的研究，本項(xiàng)研究采用企業(yè)資產(chǎn)杠桿率=總杠桿/總資產(chǎn)來衡量企業(yè)的杠桿水平。

2.核心解釋變量

董事會監(jiān)督（Board）。在早期的研究文獻(xiàn)中，有學(xué)者采用外部董事占比董事會人數(shù)的方法來對董事會監(jiān)督進(jìn)行測度（ Kor，2006[27]）。但在近年的分析中，考慮到持股能夠更好地?cái)M合“董事會—股東”之間的利益，在持股的條件下，董事會成員處于利益考量，有著更強(qiáng)的監(jiān)督企業(yè)經(jīng)營決策的主觀能動性?；诖耍疚膮⒖剂薌uldiken、Darendeli（2016）[28]、鐘熙等（2019）[29]的研究，采用董事會持股數(shù)額占公司總股本的比重來作為董事會監(jiān)督的代理變量。

3.控制變量

為提高實(shí)證回歸的精度并盡可能克服遺漏變量所產(chǎn)生的內(nèi)生性問題，本文在借鑒張霜凝、李靜（2018）[30]的研究基礎(chǔ)上，納入了一系列控制變量。這些變量包括企業(yè)的成立年份（[WTBX]Age）、股權(quán)集中度（Share，第一大股東集中度）、托賓Q（TobinQ）、凈資產(chǎn)收益率報(bào)（ROE）、總資產(chǎn)（LnAsset）、總收入（LnIncome）、審計(jì)意見（Audit，標(biāo)準(zhǔn)無保留意見為0，否則為1），以及董事會特征：董事長與總經(jīng)理兩職合一（Mega，兩職合一為1，否則為0）和獨(dú)立董事人數(shù)（Num）。

（三）模型設(shè)定

為了充分分析董事會監(jiān)督對企業(yè)杠桿率的影響，本文首先設(shè)定了回歸方程（1）加以檢驗(yàn)：

Lev it=α+β 1Board it-1+∑CV it+ε it （1）

其中，Lev表示企業(yè)的杠桿率水平，核心解釋變量Board則為企業(yè)董事會監(jiān)督強(qiáng)度。在控制變量組中，包含了前述控制變量。為模型隨機(jī)誤差項(xiàng)。在理論中，考慮到董事會監(jiān)督的影響要傳遞至企業(yè)投融資行為（杠桿決策），需要一定的時間。因此，本文對核心解釋變量Board進(jìn)行了滯后1期處理。在實(shí)證技術(shù)中，上述處理手法也能盡可能地削弱反向因果帶來的不利干擾。特別地，在所有回歸程序中，本文均采用了經(jīng)過Cluster調(diào)整后的穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤計(jì)算t值。

四、實(shí)證結(jié)果及經(jīng)濟(jì)解釋

（一）基準(zhǔn)回歸

表2中本文針對董事會監(jiān)督對企業(yè)杠桿率的影響進(jìn)行了基準(zhǔn)檢驗(yàn)。本文采取了遞進(jìn)式的實(shí)證思路進(jìn)行分析。在模型（1）中，本文僅控制了企業(yè)層面的控制變量，并未對董事會特征和相關(guān)的時間、行業(yè)固定效應(yīng)進(jìn)行控制。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，董事會監(jiān)督（Board）的回歸系數(shù)為-0.131，且[WTBX]t 值為-17.59。在模型（2）中納入了董事會特征指標(biāo)（兩職合一與獨(dú)董人數(shù)），相關(guān)的核心結(jié)論并沒有發(fā)生變異，相關(guān)回歸系數(shù)為-0.127且通過了1%的統(tǒng)計(jì)顯著性檢驗(yàn)。最后，在模型（3）中，進(jìn)一步控制了行業(yè)和時間的虛擬變量，以吸收相關(guān)的固定效應(yīng)。L.Board的回歸系數(shù)稍有減少（-0.077），但依舊呈現(xiàn)高度顯著狀態(tài)。這可能是因?yàn)楣潭ㄐ?yīng)吸收了部分影響，提高了回歸結(jié)果的精度。綜合來看，董事會監(jiān)督程度越強(qiáng)，則企業(yè)的杠桿率會有明顯下降，從而這種內(nèi)部治理具有一定的“去杠桿”效應(yīng)。綜合上述討論不難發(fā)現(xiàn)，本文的假說1得到實(shí)證結(jié)果的支持。

進(jìn)一步地，表2的實(shí)證結(jié)果僅是從變量的均值層面進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)的，即考慮了企業(yè)杠桿率的條件均值下，董事會監(jiān)督力度強(qiáng)弱所帶來的影響。值得注意的是，隨著企業(yè)杠桿率本身的進(jìn)一步提升，企業(yè)的內(nèi)部特征和經(jīng)營決策行為也會隨之發(fā)生改變。同一強(qiáng)度的董事會監(jiān)督可能會帶來差異性的結(jié)果。有鑒于此，采用分位數(shù)檢驗(yàn)的辦法來針對企業(yè)杠桿率水平進(jìn)行了分層回歸：選取了10%、25%、50%、75%、90%分位數(shù)點(diǎn)，考察在不同杠桿率水平下董事會監(jiān)督對杠桿率所帶來的影響。

研究發(fā)現(xiàn)，在五個分位數(shù)點(diǎn)上，企業(yè)董事會監(jiān)督都對杠桿率起到顯著抑制作用（回歸系數(shù)為負(fù)值且均通過了1%的統(tǒng)計(jì)顯著性檢驗(yàn)）。這意味著，無論企業(yè)自身的杠桿率水平處在何種位置，董事會監(jiān)督的去杠桿效果都是有效的。這也從側(cè)面驗(yàn)證了本文的核心結(jié)論“董事會監(jiān)督有助于企業(yè)去杠桿”。但就不同分位點(diǎn)的回歸彈性來看，在10%～50%分位點(diǎn)區(qū)間中，董事會監(jiān)督對企業(yè)去杠桿的功效呈現(xiàn)顯著上升趨勢;在50%～90%分位點(diǎn)區(qū)間中，則呈現(xiàn)出“先下降，后上升”的態(tài)勢，由此展現(xiàn)出了一定的“N”型特征。

（二）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了進(jìn)一步克服潛在的內(nèi)生性問題，本文通過傾向得分匹配（PSM）來尋找與具有較強(qiáng)董事會監(jiān)督水平企業(yè)的相似控制組，從而達(dá)到降低樣本選擇偏誤的目的。本文以中位數(shù)為界，歸類出了董事會監(jiān)督水平的較高組別，并通過傾向得分匹配將多維企業(yè)特征濃縮成一個特定得分指標(biāo)，大大降低了多維度匹配的難度。

依據(jù)匹配后數(shù)據(jù)，本文針對高董事會監(jiān)督組（以下簡稱實(shí)驗(yàn)組）的處理效應(yīng)進(jìn)行了估計(jì)識別，并進(jìn)行了相關(guān)的t檢驗(yàn)（詳細(xì)的實(shí)證結(jié)果可參見表4）。匹配后實(shí)驗(yàn)組的處理效應(yīng)反映了董事會監(jiān)督對企業(yè)杠桿率影響的真實(shí)效果。為了更好地進(jìn)行比對，本文也將匹配前的實(shí)證結(jié)果展示出來。

研究發(fā)現(xiàn)，匹配前[WTBX]實(shí)驗(yàn)組的杠桿率水平為0.392，低于控制組企業(yè)0.488，相應(yīng)的t值達(dá)到了-33.92，組間差異呈現(xiàn)出高度顯著狀態(tài)。在進(jìn)行數(shù)據(jù)匹配后，控制組的杠桿率水平有所下降，為0.407，依舊高于實(shí)驗(yàn)組的0.392，t檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)這種差異依舊是具有高度統(tǒng)計(jì)顯著特征的（t值為-2.63）。由此可見，傾向得分匹配盡可能降低了企業(yè)杠桿率決策行為的內(nèi)生性偏差后，實(shí)驗(yàn)組和控制組之間依舊存在著顯著差異，這說明， 董事會監(jiān)督的確對企業(yè)杠桿率水平起到了顯著的抑制作用。本部分結(jié)論同前文有著高度的一致性。

進(jìn)一步地， 在表5中本文還進(jìn)行了其他穩(wěn)健性處理。在模型（1）中，本文剔除了重大外部金融事件的沖擊（2008年金融危機(jī)），考慮到金融危機(jī)具有一定的時間后效，本文一同剔除了2009年和2010年的樣本，針對2011—2018年的數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸檢驗(yàn)。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，L.Board的回歸系數(shù)為-0.081且通過了1%的統(tǒng)計(jì)顯著性檢驗(yàn)。在模型（2）中，考慮到直轄市的經(jīng)濟(jì)特殊性，該地區(qū)的企業(yè)經(jīng)濟(jì)決策可能會受到更多不可測度的特殊性干擾，本文也對中國四大直轄市的樣本企業(yè)進(jìn)行了剔除，相關(guān)的回歸系數(shù)依舊為負(fù)且呈現(xiàn)出高度顯著的狀態(tài)。在模型（3）中，為了更好地吸收不確定性因素，本文還納入了Baker等（2016）[31]的經(jīng)濟(jì)政策不確定性指數(shù)（EPU）進(jìn)行檢驗(yàn)，依舊發(fā)現(xiàn)董事會監(jiān)督所具有的顯著抑制杠桿功能。在模型（4）中，本文采用了更加嚴(yán)格的個體固定效應(yīng)模型進(jìn)行檢驗(yàn)。相關(guān)的回歸系數(shù)為-0.121，盡管t值有所減小，但依舊具有高度顯著的統(tǒng)計(jì)學(xué)特征（t值為-5.39）。最后，在模型（5）—模型（7）中，本文對核心解釋變量進(jìn)行了更長的滯后處理（滯后2期至4期）。研究發(fā)現(xiàn)，董事會監(jiān)督在較長的時間視野中都展現(xiàn)出了對杠桿率的抑制效果，盡管這種效果隨著時間的推移有所減弱（回歸系數(shù)由-0.062減弱至-0.045，這也符合邊際效益遞減規(guī)律），但均呈現(xiàn)出高度顯著的狀態(tài)，并展現(xiàn)出了顯著的動態(tài)疊加特征。綜合上述討論，本文的核心假說“董事會監(jiān)督有助于抑制企業(yè)杠桿率提升”基本可以認(rèn)為是穩(wěn)健的。

（三）異質(zhì)性特征

在前述實(shí)證中，本文就全樣本進(jìn)行了“董事會監(jiān)督—企業(yè)杠桿率”關(guān)系的刻畫。在本小節(jié)中，本文則著重針對企業(yè)屬性結(jié)構(gòu)異質(zhì)特征（國有企業(yè)—非國有企業(yè);高科技企業(yè)—非高科技企業(yè);大規(guī)模企業(yè)—小規(guī)模企業(yè)）進(jìn)行識別檢驗(yàn)。為了更好地克服內(nèi)生性偏誤，本文延續(xù)前文的實(shí)證技術(shù)，采用傾向得分匹配進(jìn)行分析。

表6的實(shí)證結(jié)果顯示，在通過傾向得分匹配對樣本選擇偏誤進(jìn)行校正后，國有企業(yè)和非國有企業(yè)之間董事會監(jiān)督對企業(yè)杠桿率的影響效果具有顯著差異。具體來看，在匹配前，國有企業(yè)實(shí)驗(yàn)組的杠桿率水平為0.478，低于控制組的0.508;匹配后，國有企業(yè)控制組的杠桿率降低為0.484，其中的差異[WTBX]t檢驗(yàn)值僅為-1.23，表明高董事會監(jiān)督情形下的國有企業(yè)杠桿率影響并沒有發(fā)生實(shí)質(zhì)性變化。相比之下，非國有企業(yè)在數(shù)據(jù)匹配后，實(shí)驗(yàn)組數(shù)據(jù)（0.370）要低于控制組數(shù)據(jù)（0.403），這種差異是有效的（t 值為-4.85，通過了1%的統(tǒng)計(jì)顯著性檢驗(yàn)）。因此，非國有企業(yè)的高董事會監(jiān)督水平，有助于降低企業(yè)的杠桿率水平。這也與本文的假說2保持高度一致。進(jìn)一步地，運(yùn)用傾向得分匹配方法盡可能緩解內(nèi)生性問題后，本文轉(zhuǎn)向了“高科技企業(yè)—非高科技企業(yè)”的分析中來。研究發(fā)現(xiàn)，高科技企業(yè)在匹配前，實(shí)驗(yàn)組的杠桿率水平為0.371，控制組水平為0.469;在匹配后，實(shí)驗(yàn)組杠桿率水平為0.353，而控制組水平下降至0.375，但依舊有著較強(qiáng)的統(tǒng)計(jì)顯著差異（ t值為-3.33）。相對應(yīng)地，非高科技企業(yè)盡管在匹配前，實(shí)驗(yàn)組水平（0.462）顯著低于控制住水平（0.503），但經(jīng)過匹配后的實(shí)驗(yàn)組數(shù)據(jù)（0.463）和控制組數(shù)據(jù)（0.473）之間相差并不明顯，t統(tǒng)計(jì)量僅為-1.37。這意味著，較高強(qiáng)度的董事會監(jiān)督能夠在高科技企業(yè)中發(fā)揮效用，降低企業(yè)的杠桿率水平，但對于非高科技企業(yè)而言，效力則并不明顯。基于此，本文的假說3得到了確證。

最后，依循前文克服樣本自選擇研究方法，即PSM技術(shù)的運(yùn)用，本文針對企業(yè)規(guī)模屬性特征（大規(guī)模企業(yè)—小規(guī)模企業(yè)）進(jìn)行檢驗(yàn)。結(jié)果表明，對于大規(guī)模企業(yè)而言，匹配前的處理效應(yīng)為-0.018， 且t值為-3.47，通過了1%的統(tǒng)計(jì)顯著性檢驗(yàn)，但對于匹配后的數(shù)據(jù)，實(shí)驗(yàn)組的杠桿率水平為0.571，控制組杠桿率水平為0.574，二者之間的差異t檢驗(yàn)僅為-0.41，無法通過任何慣常水平下的統(tǒng)計(jì)顯著性檢驗(yàn)。由此可以發(fā)現(xiàn)，對于大規(guī)模企業(yè)而言，董事會監(jiān)督的去杠桿效果可能并不明顯。與之成鮮明對比的是，小規(guī)模企業(yè)中，匹配前的杠桿率實(shí)驗(yàn)組水平為0.280，遠(yuǎn)低于控制組的0.373，這種差異得到了t檢驗(yàn)的支持（t值為-17.69）;匹配后，小規(guī)模企業(yè)的處理效應(yīng)為-0.030，且依舊有著高度顯著的差異效果（t值為-2.92）。這表明，對于小規(guī)模企業(yè)而言，董事會監(jiān)督能夠有效抑制企業(yè)的杠桿率水平。因此，本文的假說4得到了經(jīng)驗(yàn)證據(jù)的支持。

五、拓展性研究：董事會監(jiān)督驅(qū)動企業(yè)去杠桿的機(jī)制識別

在前述的實(shí)證分析中，本文針對董事會監(jiān)督與企業(yè)杠桿率之間的全樣本和分樣本關(guān)系進(jìn)行了詳盡的刻畫，為理解董事會監(jiān)督在不同企業(yè)屬性結(jié)構(gòu)特征中的差異化去杠桿表現(xiàn)提供了經(jīng)驗(yàn)解讀。但客觀來看，“董事會監(jiān)督—企業(yè)杠桿率”之前的關(guān)系，僅得到了相關(guān)的表征，卻無法深入分析其中的機(jī)制問題。基于此，本文采用遞歸方程的思想，實(shí)證分析董事會監(jiān)督影響企業(yè)杠桿率的渠道機(jī)制。

Lev ?it=φ 0+φ 1 Board ?it+∑φCV+ω it （2）

Mediator ?it=θ 0+θ 1 Board it+∑φCV+τ it （3）

Lev it=φ′ 0+φ′ 1 Board ?it+φ′ 2 Mediator ?it+∑φCV+ξ it （4）

其中，Mediator是董事會監(jiān)督影響企業(yè)杠桿率水平的中介傳導(dǎo)變量組。在該部分實(shí)證檢驗(yàn)中，本文考慮納入三個因素。第一個因素，企業(yè)債務(wù)融資成本（ Debtcost），采用企業(yè)凈財(cái)務(wù)費(fèi)用與總負(fù)債的比值來測量;第二個因素，企業(yè)主業(yè)業(yè)績（Main），采用（營業(yè)利潤-投資收益-公允價(jià)值變動收益+對聯(lián)營企業(yè)和合營企業(yè)的投資收益）/總資產(chǎn)的方式進(jìn)行計(jì)算;第三個因素，則借鑒了 Altman（1968）[32]的Z值風(fēng)險(xiǎn)作為企業(yè)財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)穩(wěn)定程度的代理變 量（Z-score），該數(shù)值越大，表明企業(yè)財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)穩(wěn)定性越高。之所以選擇上述變量，是因?yàn)槠髽I(yè)內(nèi)部董事會監(jiān)督越強(qiáng)，則有助于企業(yè)提高自身的資本配置效率，降低不必要的投融資決策，從而減少了融資費(fèi)用的支出，這可能會有助于企業(yè)保持較為充裕的資源，降低對杠桿的需求。進(jìn)一步地，在董事會的監(jiān)督下，企業(yè)的經(jīng)營決策的科學(xué)性和有效性會得到進(jìn)一步提升，從而提升了企業(yè)主業(yè)的經(jīng)營和獲利能力。由此，也會進(jìn)一步提升企業(yè)的財(cái)務(wù)穩(wěn)定性。當(dāng)然，上述理論猜想是否正確，還需要后續(xù)實(shí)證檢驗(yàn)的確證。

在研究[WTBX]發(fā)現(xiàn)，企業(yè)董事會監(jiān)督越強(qiáng)，則會顯著降低企業(yè)的融資成本（回歸系數(shù)為-0.006且通過了1%的統(tǒng)計(jì)顯著性檢驗(yàn)）。而企業(yè)融資成本的增加，則會侵蝕企業(yè)的可用資源邊界，迫使企業(yè)通過加杠桿的行為進(jìn)行資源補(bǔ)充（模型（3）中，Debtcost的系數(shù)為正且高度顯著便是明證）。由此可見，董事會監(jiān)督所帶來的融資成本減少，有助于企業(yè)的降杠桿行為，形成了“董事會監(jiān)督→（降低）融資成本→（提升）杠桿率”的負(fù)向傳導(dǎo)機(jī)制路徑。進(jìn)一步地，企業(yè)董事會監(jiān)督越強(qiáng)，則企業(yè)的主營業(yè)務(wù)盈利能力越大，體現(xiàn)在企業(yè)業(yè)績得到明顯提升（回歸系數(shù)為0.022且t值為10.23），而企業(yè)主業(yè)業(yè)績的提升，必然會使企業(yè)獲得更多的收入流和現(xiàn)金流。在這種情況下，企業(yè)自然不必“另辟蹊徑”通過杠桿融取資金。在（5）中，Main的回歸系數(shù)為-0.769且呈現(xiàn)出高度顯著狀態(tài)，為上述理論提供了堅(jiān)實(shí)的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)支持。不難發(fā)現(xiàn)，董事會監(jiān)督在降低了融資成本、提升了主業(yè)業(yè)績后，企業(yè)內(nèi)部的財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)穩(wěn)定水平必然會隨之上升（回歸系數(shù)為3.670且通過了1%的統(tǒng)計(jì)顯著性檢驗(yàn)），而企業(yè)內(nèi)部財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)穩(wěn)定度越高，同樣意味著企業(yè)有著更豐富的資源底蘊(yùn)支撐和更完善的財(cái)務(wù)決策制度，使得加杠桿行為在企業(yè)投融資中的必要性得以降低。在（7）中，Z-score的回歸系數(shù)為負(fù)值且高度顯著，便意味著，企業(yè)財(cái)務(wù)穩(wěn)定性提升降低了對杠桿的需求，與前述理論相吻合。

六、研究結(jié)論與政策建議

（一）研究結(jié)論

本文基于中國滬深兩市上市企業(yè)2007—2018年的數(shù)據(jù)集，實(shí)證研究董事會監(jiān)督與企業(yè)杠桿率之間的關(guān)系，并就其中的異質(zhì)性特征進(jìn)行了分析。在此基礎(chǔ)上，針對董事會監(jiān)督影響企業(yè)杠桿的機(jī)制進(jìn)行了識別驗(yàn)證，得到如下的研究結(jié)論。

第一，董事會監(jiān)督能夠顯著影響企業(yè)的杠桿決策。具體來看，董事會監(jiān)督越強(qiáng)，則企業(yè)的杠桿率水平越低，由此發(fā)現(xiàn)了董事會監(jiān)督具有顯著驅(qū)動企業(yè)去杠桿的功能。上述核心結(jié)論在經(jīng)過傾向得分匹配等多重穩(wěn)健性檢驗(yàn)之后依舊成立。特別地，董事會監(jiān)督的效力能在較長的一個時間內(nèi)保持高度顯著的狀態(tài)。

第二，針對不同的企業(yè)屬性結(jié)構(gòu)特征，董事會對企業(yè)的杠桿治理行為展現(xiàn)出了較大的差異。具體來看，董事會監(jiān)督治理對非國有企業(yè)展現(xiàn)出了良好的去杠桿效果，對國有企業(yè)而言則沒有顯著影響;對于高科技企業(yè)而言，董事會監(jiān)督能夠顯著抑制杠桿率水平提升，對非高科技企業(yè)而言同樣不顯著;對于大規(guī)模企業(yè)而言，董事會監(jiān)督在去杠桿上并沒有展現(xiàn)出統(tǒng)計(jì)學(xué)意義上的差異影響，對于小規(guī)模企業(yè)而言則能夠展現(xiàn)出較好的去杠桿效果。從上述結(jié)構(gòu)性差異特征不難發(fā)現(xiàn)，想要通過有效的內(nèi)部治理來驅(qū)動企業(yè)去杠桿，需要制定出有針對性的方案措施方能事半功倍。

第三，董事會監(jiān)督能夠提升企業(yè)內(nèi)部財(cái)務(wù)決策的有效性和穩(wěn)定性，體現(xiàn)出較強(qiáng)的咨詢功能，提升財(cái)務(wù)行為的組合科學(xué)性，遏制企業(yè)的機(jī)會主義傾向，降低融資成本，減少對企業(yè)內(nèi)部財(cái)務(wù)資源的侵蝕;董事會監(jiān)督同樣能夠合理做出科學(xué)的經(jīng)營決策，從而提升企業(yè)業(yè)務(wù)的經(jīng)營能力和獲利能力，最終提升主業(yè)業(yè)績;不難發(fā)現(xiàn)，董事會監(jiān)督能夠減少財(cái)務(wù)損耗、提升業(yè)績，其必然會帶來企業(yè)內(nèi)部財(cái)務(wù)系統(tǒng)的穩(wěn)定性提高。上述改善，使得企業(yè)對杠桿撬動更多金融資源的需求減弱，起到了去杠桿的作用。

（二）政策建議

第一，基于董事會持股比例越高，企業(yè)負(fù)債率越低這一經(jīng)驗(yàn)事實(shí)，決策層可以設(shè)計(jì)相應(yīng)的資本市場舉措以提高A股上市公司中董事會成員的持股比例，如引導(dǎo)和鼓勵上市公司實(shí)施面向董事會成員傾斜的股權(quán)激勵計(jì)劃。資本市場建設(shè)應(yīng)為上市企業(yè)董事會建設(shè)營造良好的制度生態(tài)環(huán)境，建立起上市企業(yè)董事會提名和選舉的規(guī)范化制度，引導(dǎo)企業(yè)在董事的產(chǎn)生和卸任過程更加合理化、規(guī)范化、制度化，進(jìn)一步為董事會獨(dú)立性的增強(qiáng)提供制度保障。特別地，針對企業(yè)董事選舉中的不規(guī)范行為，應(yīng)當(dāng)形成一整套完整的識別和懲戒機(jī)制，從而建立起有效的制度激勵。

第二，企業(yè)杠桿率水平的提升，一方面源于企業(yè)內(nèi)部資源緊張所引致的被動行為;另一方面也同企業(yè)內(nèi)部經(jīng)營決策管理者主動的錯誤決策有密切關(guān)聯(lián)。因此，想要提高董事會對這兩類行為的有效監(jiān)督和治理，就必須以優(yōu)化董事會結(jié)構(gòu)為著力點(diǎn)。董事會應(yīng)當(dāng)權(quán)衡董事成員的知識結(jié)構(gòu)、年齡結(jié)構(gòu)和背景結(jié)構(gòu)，以滿足多元化戰(zhàn)略的需要。具有較強(qiáng)財(cái)務(wù)知識結(jié)構(gòu)的董事會成員，能夠更好地監(jiān)督企業(yè)的財(cái)務(wù)經(jīng)營行為，甚至能夠起到一定的咨詢作用，降低企業(yè)非理性的財(cái)務(wù)決策，減少財(cái)務(wù)資源的無謂損耗，最終會降低對杠桿的需求。從年齡結(jié)構(gòu)來看，較為年輕的董事會成員對企業(yè)進(jìn)入新興市場領(lǐng)域具有明顯促進(jìn)作用，而較為年長的董事會成員則能夠起到企業(yè)經(jīng)營管理的“壓艙石”作用。但就當(dāng)前經(jīng)濟(jì)競爭日益激烈的大環(huán)境中，應(yīng)當(dāng)更主動吸納年齡特征較為年輕的董事會成員，以提升對市場產(chǎn)品結(jié)構(gòu)演進(jìn)信息的把握能力。企業(yè)如能在市場競爭中獲取有利地位，則必然能夠配置更多的金融資源，不會簡單地對杠桿有過多的需求，多元化的金融配置往往成為主流。從董事會成員的背景結(jié)構(gòu)來看，具有一定金融業(yè)務(wù)從業(yè)背景的董事，能夠更好地監(jiān)督企業(yè)內(nèi)部的財(cái)務(wù)行為，甚至能夠依靠自身積累的資源為企業(yè)拓寬融資渠道，降低杠桿需求。當(dāng)然，值得注意的是，應(yīng)當(dāng)維系董事會成員規(guī)模在合理的邊界內(nèi)，以避免董事會規(guī)模的臃腫降低了監(jiān)督?jīng)Q策效率;也應(yīng)當(dāng)避免董事會規(guī)模過小，使得監(jiān)督權(quán)集中在部分成員手中從而出現(xiàn)新的機(jī)會主義行為。

第三，為了更好行使董事會的監(jiān)督職能，應(yīng)鼓勵上市公司更詳細(xì)地制度化董事會成員的權(quán)利和義務(wù)。如在制度約束中明確規(guī)定董事會成員投入到企業(yè)監(jiān)管治理中的出勤率，也可以進(jìn)一步增加企業(yè)董事會會議的召開次數(shù)，加強(qiáng)董事會成員同企業(yè)其他經(jīng)營管理成員的溝通和交流，盡可能地打破企業(yè)內(nèi)部存在的信息隔閡，提升信息流轉(zhuǎn)效率。特別地，還應(yīng)當(dāng)建立起相應(yīng)的懲戒機(jī)制，對于“懶政”的董事會成員，應(yīng)賦予一定的“政治成本”。這不僅能夠驅(qū)動董事會成員主動監(jiān)管企業(yè)經(jīng)營投資決策行為的主觀能動性，又能事前警戒董事會成員的不作為行為，從而起到良好的治理監(jiān)督效果。應(yīng)當(dāng)在制度上明確董事會在關(guān)聯(lián)交易、內(nèi)部董事違規(guī)違法行為上的監(jiān)督權(quán)和調(diào)查權(quán)。

第四，國有企業(yè)作為中國典型的高杠桿部門，而董事會監(jiān)督卻又無法展現(xiàn)出有效的監(jiān)督治理功能，這需要后續(xù)更精細(xì)化的政策設(shè)計(jì)，以疏通國有企業(yè)董事會監(jiān)督的渠道機(jī)制。對于國有企業(yè)董事會制度而言，應(yīng)逐步制度化董事會成員在企業(yè)內(nèi)部監(jiān)督管理的“績效考核”， 來增強(qiáng)董事會成員的積極性和主動性，增加國有企業(yè)董事會成員獲取信息的渠道，這將進(jìn)一步提升董事會成員的信息掌握程度和判斷的精準(zhǔn)度。對于大規(guī)模企業(yè)而言，要避免董事會與企業(yè)其他經(jīng)營決策者之間的扯皮和推諉，提升內(nèi)部高層人員的擬合度，從而釋放出有效的杠桿治理效果。

第五，要建立起董事會監(jiān)督的責(zé)任保險(xiǎn)制度。董事會成員可能會顧及其他可能引致的風(fēng)險(xiǎn)因素而不愿意進(jìn)行監(jiān)督，這需要建立起一個有效的保障機(jī)制來維護(hù)董事會成員的切身利益，以提高監(jiān)督管理的勤勉度?？山梃b英國的獨(dú)立董事投保責(zé)任險(xiǎn)，并將這類險(xiǎn)種擴(kuò)展至董事會成員中， 對于有著高度勤勉監(jiān)督行為的董事會成員，在責(zé)任險(xiǎn)上還應(yīng)有一定的傾斜，從而最大化保障董事會成員的監(jiān)督意愿。

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責(zé)任編輯：艾 嵐

How does Board Supervision Affect Corporate Leverage？

Xie Huobao，Huang Dayu

（School of Economics and Management， Wuhan University， Wuhan Hubei 430072， China）

Abstract：

Board supervision can play a significant governance role in enterprises. Based on the data set of Chinese listed companies from 2007 to 2018， this paper empirically analyzes the effect of board supervision on corporate governance of leverage. Studies have shown that board supervision has significant effects on corporate deleveraging. The above conclusions are still significant after multiple robustness tests. Secondly， based on the propensity score matching method， this paper tests the heterogeneity of corporate attribute structure characteristics and finds that board supervision is more effective for non-state-owned enterprises， high-tech enterprises and small-scale enterprises. Analyzed from the impact mechanism， board supervisors can reduce the financing cost of the company， improve the performance of the main business and achieve the stability of internal financial risks to a certain extent. The above improvements will ultimately reduce the （excessive） demand for leverage by the company， which will play a significant deleveraging effect. The research conclusions and policies of this article help to effectively promote structural deleveraging in the context of the new era， thereby providing the basic conditions for smooth operation and even high-quality development of enterprises.

Key words：

board supervision; leverage ratio; propensity score matching; intermediary effect