李佳霖，羅進輝（博士生導師）

一、引言

中國經(jīng)濟改革開放的40多年，也是國企改革的40多年，經(jīng)歷了放權(quán)讓利、制度創(chuàng)新、國資監(jiān)管改革、分類監(jiān)管改革等多個重要階段，而其中的國企所有制改革一直是中國社會主義經(jīng)濟體制改革的重要內(nèi)容。黨的十八屆三中全會提出，當前國企改革的明確發(fā)展方向是積極發(fā)展混合所有制經(jīng)濟，“國有資本、集體資本、非公有資本等交叉持股、相互融合的混合所有制經(jīng)濟，是基本經(jīng)濟制度的重要實現(xiàn)形式，有利于國有資本放大功能、保值增值、提高競爭力，有利于各種所有制資本取長補短、相互促進、共同發(fā)展”。在此戰(zhàn)略框架指引下，國企的混合所有制改革（簡稱“混改”）正在如火如荼地推進，而且有很多國企已經(jīng)完成了混改。由此，國企混改的經(jīng)濟后果如何，是否取得了預期的改革效果，是社會各界高度關(guān)注的重要課題。

近年來，已經(jīng)有不少學者對國企混改的經(jīng)濟后果進行了富有成效的學術(shù)討論與經(jīng)驗檢驗。研究發(fā)現(xiàn)，混改有助于降低國企的過度負債水平[1]、多元化經(jīng)營程度[2]、金融化投資水平[3]、超額雇員情況[4]、“僵尸企業(yè)”問題[5]、違規(guī)概率[6]、真實盈余管理[7]、股價崩盤風險[8]和審計費用[9]，提高國企的高管薪酬—業(yè)績敏感性[10]、內(nèi)部控制質(zhì)量[11]、現(xiàn)金股利分配水平[12]、技術(shù)創(chuàng)新水平和創(chuàng)新效率[13]、投資效率[14，15]、利潤率[16]、全要素生產(chǎn)率[17]等。這些文獻的研究結(jié)論一致表明，混改給目標國企帶來了切實的積極經(jīng)濟后果。但是，混改是通過怎樣的影響機制和決策程序發(fā)揮作用的，目前的研究對這一問題了解得非常有限。

眾所周知，區(qū)別于民企，國企面臨的最根本的治理問題是“所有者缺位”導致的內(nèi)部人控制問題，這產(chǎn)生了嚴重的股東與管理層間的委托代理問題[18，19]。由此，積極引入民營資本的混改，其中的一個重要目的是引入具有明確盈利目標的民營戰(zhàn)略股東，使得他們能夠在一定程度上解決國企的“所有者缺位”問題。但是，民營戰(zhàn)略股東要真正發(fā)揮預期的治理作用，核心在于能夠委派董事進入董事會并參與公司的經(jīng)營決策與監(jiān)督治理[20]。例如：蔡貴龍等[10]發(fā)現(xiàn)，單純的非國有股東持股并不能提高國企高管的薪酬—業(yè)績敏感性，只有非國有股東委派高管參與治理時才能提高國企高管的薪酬—業(yè)績敏感性；類似地，楊興全等[2]發(fā)現(xiàn)，股權(quán)種類的多樣性不會影響國企的多元化經(jīng)營行為，只有非國有股東委派高管參與公司治理才有助于降低國企的多元化經(jīng)營程度；湯泰劼等[9]也發(fā)現(xiàn)，非國有股東通過委派董事參與國企治理確實能夠降低企業(yè)的審計費用。因此，打開混改積極后果的影響機制“黑箱”，關(guān)鍵在于考察混改是否調(diào)整優(yōu)化了國企的董事會結(jié)構(gòu)、提高了國企的董事會多樣性。

【作者單位】1.南開大學商學院，天津300071；2.廈門大學管理學院，廈門361005；3.廈門大學會計發(fā)展研究中心，廈門361005

基于此，本文擬從影響機制視角，考察混改對國企董事會多樣性的影響，從而揭示混改發(fā)揮積極影響的作用機制。具體地，本文選取2009～2019年我國A股國有控股上市公司的8317個年度觀察樣本數(shù)據(jù)作為研究樣本，手工整理公司年報中披露的前十大股東類別及持股比例進而計算國企的混改程度，據(jù)此進行實證研究發(fā)現(xiàn)：國企的混改程度越高，公司的董事會多樣性也就越高，但是國企的中央層級屬性及其享有的政府隱性擔保會抑制混改對國企董事會多樣性的促進作用。這些研究結(jié)論在對內(nèi)生性問題、關(guān)鍵變量度量問題等進行穩(wěn)健性測試后仍然顯著成立，具有較好的穩(wěn)健性。進一步，本文從需求側(cè)研究發(fā)現(xiàn)，相對于業(yè)務(wù)復雜度較低和處于壟斷行業(yè)的國企，混改對國企董事會多樣性的促進作用在業(yè)務(wù)復雜度較高和處于非壟斷行業(yè)的國企中表現(xiàn)得更強，意味著業(yè)務(wù)復雜和充分競爭的國企更加需要多樣化的董事會提供更有價值的決策支持，因而它們在混改時會更加積極地調(diào)整優(yōu)化董事會結(jié)構(gòu)、提高董事會多樣性，從而獲得更好的混改積極效果。

本文的研究貢獻或理論創(chuàng)新主要是：首先，有效深化了有關(guān)國企混改經(jīng)濟后果的研究文獻。近年來，雖然在國企混改經(jīng)濟后果方面產(chǎn)生了不少研究成果[2，10，15，16，21]，但是關(guān)于國企混改發(fā)揮經(jīng)濟影響的作用機制，現(xiàn)有研究了解得還非常有限。本文通過理論分析和實證檢驗發(fā)現(xiàn)，混改有助于改善國企的董事會結(jié)構(gòu)，提高董事會的多樣性，這是混改發(fā)揮相關(guān)積極影響的重要作用機制，從而揭開了國企混改的作用機制“黑箱”。其次，豐富了有關(guān)董事會多樣性影響因素的研究文獻。董事會是現(xiàn)代公司制企業(yè)進行戰(zhàn)略決策和監(jiān)督治理的核心機構(gòu)，董事會的多樣性深刻影響著董事會的有效性[22-26]，因而如何提高董事會的多樣性是學術(shù)界長期關(guān)注的重要問題。本文研究發(fā)現(xiàn)，在國企中，股權(quán)種類和股東的多樣化是董事會多樣性的重要影響因素，從而對董事會多樣性的研究文獻做出增量貢獻。最后，研究結(jié)論也具有重要的實踐啟示。本文的研究表明，國企混改要取得實際的積極效果，除了股權(quán)的多元化，更重要的是實現(xiàn)董事會的多元化和多樣化，即國企在混改中要真正地愿意放權(quán)，讓非國有股東參與到國企的公司治理中來，與此同時還應(yīng)該降低政府對國企的行政干預和隱性擔保。

二、文獻回顧與研究假設(shè)

（一）相關(guān)文獻回顧

1.國企混改經(jīng)濟后果的相關(guān)文獻。長期以來，國企相比民企的主要劣勢或問題主要表現(xiàn)在經(jīng)營效率低下、研發(fā)創(chuàng)新不足、代理問題嚴重等三個方面，因而成為國企改革需要解決的主要問題[27-30]。目前關(guān)于國企混改經(jīng)濟后果的研究文獻，也主要是從這三個方面展開一系列研究工作。

一是經(jīng)營效率方面。李紅陽和邵敏[16]、劉曄等[17]利用我國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)實證檢驗發(fā)現(xiàn)，混改顯著提高了國企的全要素生產(chǎn)率和利潤率。由于僵尸企業(yè)問題是國企經(jīng)營效率低下問題的長期累積體現(xiàn)，方明月和孫鯤鵬[5]從該視角研究發(fā)現(xiàn)，相比純國企，混改通過降低國企的管理費用等期間費用，發(fā)揮了治愈僵尸國企的積極效果。更為具體地，楊興全等[2]、曹豐和谷孝穎[3]、耿云江和馬影[4]、向東和余玉苗[14]、李井林[15]研究發(fā)現(xiàn)，混改優(yōu)化了國企的多元化經(jīng)營行為，降低了國企的金融化投資水平，緩解了國企的超額雇員情況，提升了國企的投資效率。

二是研發(fā)創(chuàng)新方面。研發(fā)創(chuàng)新是國企高質(zhì)量發(fā)展的必然選擇，朱磊等[13]研究發(fā)現(xiàn)，混改對國企特別是地方國企的創(chuàng)新活動具有顯著的促進作用。類似地，李增福等[31]發(fā)現(xiàn)非國有資本參股提升了國企的技術(shù)創(chuàng)新水平，而且這一積極影響在非國有資本參股超過10%時更為穩(wěn)健。但是，王婧和藍夢[21]通過構(gòu)建隨機前沿模型測量創(chuàng)新效率后發(fā)現(xiàn)，混改總體上并沒有提升國企的創(chuàng)新效率，并分析指出非國有大股東更多地表現(xiàn)出掏空動機，從而減少了創(chuàng)新活動、降低了創(chuàng)新效率。

三是代理問題方面。在國企中，由于出資人的實際缺位產(chǎn)生了嚴重的內(nèi)部人控制問題，蔡貴龍等[10]較早地從高管薪酬激勵視角檢驗了國企混改的積極效果，發(fā)現(xiàn)混改顯著提升了國企高管的薪酬—業(yè)績敏感性。隨后，吳秋生和獨正元[1]、毛新述和張博文[7]、梁上坤等[6]陸續(xù)發(fā)現(xiàn)，混改顯著抑制了國企的過度負債問題、違規(guī)行為以及真實盈余管理活動，湯泰劼等[9]和馬新嘯等[8]則進一步發(fā)現(xiàn)混改降低了國企的審計費用和股價崩盤風險。與此同時，盧建詞和姜廣省[12]、曹越等[11]發(fā)現(xiàn)混改提升了國企的內(nèi)部控制質(zhì)量和現(xiàn)金股利支付水平，從而能夠在一定程度上強化對管理層的監(jiān)督約束。

需要指出的是，上述多數(shù)文獻都發(fā)現(xiàn)了國企混改積極后果的經(jīng)驗證據(jù)，且不少研究也指出了相關(guān)積極后果的情境影響差異和必要前提條件。情境影響差異方面，有研究發(fā)現(xiàn)政府的隱性擔保情況、行業(yè)的壟斷性、企業(yè)的地方屬性等是影響國企混改積極效果程度差異的重要情境因素[1，3，13]。例如，方明月和孫鯤鵬[5]指出，國企混改對僵尸企業(yè)治愈的效果在高壟斷行業(yè)和政治級別高的國企中表現(xiàn)較差。必要前提條件方面，不少學者研究指出，單純的股權(quán)結(jié)構(gòu)混改并不能帶來預期的改革效果，而只有在股權(quán)混改的基礎(chǔ)上引入非國有股東參與國企的經(jīng)營決策和監(jiān)督治理才能發(fā)揮出積極的改革效果[3，8，9]。例如，蔡貴龍等[10]、楊興全等[2]的研究都表明單純的非國有股東持股并不能提高國企高管的薪酬—業(yè)績敏感性，也不會影響國企的多元化經(jīng)營行為，而只有非國有股東委派高管參與公司治理時才能發(fā)揮他們的積極影響。

2.董事會多樣性的相關(guān)文獻。關(guān)于董事會多樣性的積極影響，在長期的研究中已經(jīng)得到了普遍的證實與認可。從代理理論視角看，Carter等[22]研究指出，由不同背景的董事組成的多元化董事會，能夠加強對管理層的監(jiān)督。Gul等[23]、Upadhyay和Zeng[32]、Bernile等[33]的研究則進一步發(fā)現(xiàn)，董事會多樣性較高的公司傾向于傳播更多的信息，從而減少信息不對稱問題和代理成本，并提高企業(yè)的聲譽。從資源依賴理論視角看，不同背景的董事組成的董事會能夠提供更多元化的資源[34]，如提供相關(guān)技能、知識、信息、重要關(guān)系（如社會團體、決策者、買家和供應(yīng)商）的機會[35]，而且多樣化的董事會能夠為公司提供創(chuàng)建擴展網(wǎng)絡(luò)的機會，幫助公司獲得獨特信息、實現(xiàn)戰(zhàn)略目標和更好地進行決策[36]。此外，Harjoto等[24]研究指出，董事會的多樣性能夠增強董事會成員之間的相互監(jiān)督，當來自不同背景的董事能夠克服偏見時，多樣化的董事會能夠做出更客觀明智的決策。

具體到董事會多樣性經(jīng)濟后果的文獻，學者們主要從性別、年齡、任期、專長、社會關(guān)系等多個維度展開，既有單一維度的多樣性研究，也有綜合多個維度的多樣性研究。例如：在董事會性別多樣性方面，Srinidhi等[37]、況學文和陳俊[38]、Luo等[39]研究發(fā)現(xiàn)，董事會性別多元化有助于促進上市公司產(chǎn)生高質(zhì)量的外部審計需求，減少公司的真實盈余管理行為，提高公司的會計盈余質(zhì)量。在董事會年齡多樣性方面，由于董事年齡能夠在一定程度上反映董事在管理企業(yè)的智慧、經(jīng)驗以及對新想法的開放態(tài)度，Harrison和Klein[40]、Ferrero-Ferrero等[41]研究發(fā)現(xiàn)，董事會的年齡多樣性能夠帶來更平衡的決策，從而提高公司業(yè)績。在董事會專長多樣性方面，胡元木等[42]指出，具有技術(shù)專長的獨立董事能夠有效抑制管理層操控研發(fā)費用，從而提高盈余信息質(zhì)量；沈藝峰等[43]發(fā)現(xiàn)，具有學術(shù)背景的獨立董事能夠提升公司的研發(fā)投入力度以及產(chǎn)品市場競爭能力。在董事會社會關(guān)系多樣性方面，陳仕華等[44]研究發(fā)現(xiàn)，董事會的社會關(guān)系網(wǎng)絡(luò)能夠提高公司的并購績效。最后，綜合多個維度的多樣性方面，Bernile等[33]從性別、年齡、種族、學歷、專長等方面構(gòu)建了一個綜合的董事會多樣性指標，據(jù)此研究發(fā)現(xiàn)董事會多樣性水平較高的公司傾向于采取更持久、風險更低的財務(wù)政策，從而具有較低的風險水平，而且也會履行更多的社會責任[45，46]。

綜合上述兩個領(lǐng)域的文獻回顧，本文發(fā)現(xiàn)：一方面，雖然大量文獻發(fā)現(xiàn)了國企混改積極效果的經(jīng)驗證據(jù)，但是國企混改是通過怎樣的機制和程序發(fā)揮作用的目前還鮮有研究涉及；另一方面，已有文獻普遍表明董事會多樣性在很大程度上決定了董事會治理的有效性，而且大多數(shù)學者主要關(guān)注了董事會多樣性的經(jīng)濟后果，關(guān)于董事會多樣性的前置影響因素研究卻非常有限。特別值得關(guān)注的是，研究文獻已經(jīng)指出了混改過程中民營戰(zhàn)略股東參與國企董事會治理的重要性[2，10]，這本質(zhì)上就與國企董事會的結(jié)構(gòu)優(yōu)化和多樣性聯(lián)系在一起。因此，本文旨在探究混改對國企董事會多樣性的影響，從而彌補現(xiàn)有相關(guān)文獻的不足。

（二）研究假設(shè)提出

混改基于現(xiàn)代產(chǎn)權(quán)理論，旨在通過將不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的資本引進國企并參與國企治理，從而緩解國企長期存在的“所有者缺位”問題，增強對國企高管的監(jiān)督約束。對于實施混改的國企而言，股權(quán)的混改只是改革的第一步，更為關(guān)鍵的第二步是通過放權(quán)引入民營戰(zhàn)略股東代表董事。一方面，積極吸收更有市場化經(jīng)營理念和管理經(jīng)驗的專業(yè)人士參與到董事會的經(jīng)營決策中，有助于提高國企的經(jīng)營效率[16，17]，而且民營戰(zhàn)略股東代表董事的參與在一定程度上也有助于降低國企對政治動機和社會負擔的考慮[4，5]，提高國企董事會決策的市場化導向；另一方面，民營戰(zhàn)略股東具有明確的盈利目標，吸收其代表董事參與到國企董事會中，能夠有效緩解國企長期存在的內(nèi)部人控制問題，增強對國企高管的監(jiān)督約束，緩解各種代理問題[1，6，7，10]。因此，國企在實施混改時會主動放權(quán)給民營戰(zhàn)略股東，吸收其代表董事進入董事會，從而優(yōu)化董事會結(jié)構(gòu)和提高董事會多樣性。對于參與混改的民營戰(zhàn)略投資者而言，其目的是通過注入資本參與國企改革，分享國企改革發(fā)展的紅利。但是，國企當前的發(fā)展困境并不是缺乏改革資金，因而民營戰(zhàn)略投資者注入資本本身并不是促進國企改革發(fā)展的關(guān)鍵，真正的關(guān)鍵是通過注入資本的方式獲得正式的股東身份并實際參與到國企的經(jīng)營治理中，實現(xiàn)各方的資源優(yōu)勢互補，從而提高國企的經(jīng)營效率，分享國企改革發(fā)展的紅利。因此，民營戰(zhàn)略投資者在參與國企混改的過程中將會積極謀求董事會席位，這其實也是民營戰(zhàn)略投資者保護其投入資本并獲得資本回報的一個重要保障機制。

基于上述混改參與雙方的動機與目的分析，國企混改要發(fā)揮預期的改革效果，民營戰(zhàn)略投資者要實現(xiàn)投資回報，都需要通過委派民營戰(zhàn)略股東代表董事以優(yōu)化董事會結(jié)構(gòu)和提高董事會多樣性的機制來實現(xiàn)。例如，蔡貴龍等[10]、湯泰劼等[9]、曹豐和谷孝穎[3]、馬新嘯等[8]研究指出，單純的非國有股東持股并不能為混改國企帶來預期的積極影響，只有非國有股東通過委派董事切實參與國企治理，才能夠發(fā)揮出顯著的積極效果。據(jù)此，本文提出如下假設(shè)：

H1：限定其他條件，混改有助于提高國企的董事會多樣性。

然而，國企混改提升董事會多樣性的作用并不是一成不變的，在很大程度上取決于國企的放權(quán)意愿[13，20]。在這一點上，中央國企的放權(quán)意愿會明顯低于地方國企，因為中央國企多處于關(guān)系國家安全和國民經(jīng)濟命脈的戰(zhàn)略性特殊行業(yè)，是國民經(jīng)濟的重要支柱，承擔著更多更重的政治任務(wù)和社會民生任務(wù)，因而其市場化程度要低于地方國企。而相比特定功能類的中央國企，地方國企則大多是商業(yè)競爭類的企業(yè)，具有更強的企業(yè)盈利性目標，在緩解政府干預、減輕政策性負擔、提升市場化程度方面的訴求也明顯更強。因此，在實施混改的過程中，地方國企會更愿意向民營戰(zhàn)略投資者放權(quán)，在引入民營戰(zhàn)略股東資本的同時，吸引民營戰(zhàn)略股東代表董事進入董事會，從而優(yōu)化企業(yè)的董事會結(jié)構(gòu)和提高企業(yè)的董事會多樣性。正因為如此，方明月和孫鯤鵬[5]、曹豐和谷孝穎[3]研究發(fā)現(xiàn)，相比中央國企，混改對僵尸國企的治愈作用、對國企金融化的抑制影響主要在地方國企表現(xiàn)得更顯著?；谝陨戏治?，本文認為相比中央國企，地方國企在進行混改的過程中更有動力提升董事會的多樣性。據(jù)此，本文提出如下假設(shè)：

H2：相比中央國企，混改對董事會多樣性的促進作用在地方國企表現(xiàn)得更強。

類似地，享受來自政府的隱性擔保也是影響國企混改放權(quán)意愿和優(yōu)化董事會結(jié)構(gòu)的一個重要情境因素。長期以來，國企相比非國企從政府那里獲得了更多的政府補助、融資支持、政策傾斜等多重好處[18，47，48]，這些政府的隱性擔保成了國企在實施改革過程中進退兩難的“攔路虎”。一方面，從政府的角度看，純國企相比混改后的國企更可能為政府承擔更重的政策性負擔，因而政府也就更愿意為其提供更多的隱性擔保；另一方面，從混改國企的角度看，如果混改國企一直是在政府的隱性擔保下享受著“不平等”競爭的超額利潤，那么它們實施混改的目的就可能止于股權(quán)的混改，也就更沒有動力和壓力通過放權(quán)引入民營戰(zhàn)略股東代表董事以優(yōu)化董事會結(jié)構(gòu)，而且只有在保持政府對混改國企的較強行政干預下，混改國企才能更好地持續(xù)獲得政府的隱性擔保及其潛在好處。因此，政府的隱性擔保會阻礙國企混改的市場化進程，抑制混改對董事會結(jié)構(gòu)的優(yōu)化作用。例如，吳秋生和獨正元[1]研究發(fā)現(xiàn)，政府隱性擔保抑制了混改對國企過度負債的緩解作用?；谝陨戏治觯疚恼J為政府提供的隱性擔保越強，國企混改對董事會多樣性的提升作用則越弱。據(jù)此，本文提出如下假設(shè)：

H3：國企享有的政府隱性擔保越強，混改對其董事會多樣性的促進作用越弱。

三、實證研究設(shè)計

（一）樣本選取與數(shù)據(jù)來源

根據(jù)研究需要，本文選取2009～2019年我國A股國有控股上市公司作為研究樣本，樣本區(qū)間從2009年開始，是因為考慮到2007年股權(quán)分置改革基本完成，而且避免了2008年金融危機對研究的影響。為了提高樣本間的可比性，本文對樣本數(shù)據(jù)進行了如下篩選：①剔除金融、保險行業(yè)公司樣本；②剔除交易狀態(tài)為ST、*ST的公司樣本；③剔除交叉上市的公司樣本；④剔除資不抵債的公司樣本；⑤剔除相關(guān)數(shù)據(jù)有缺失的公司樣本。最終，本文得到的有效公司—年份觀察樣本為8317個，樣本的年份和行業(yè)分布情況如表1所示。

表1 樣本的年份和行業(yè)分布情況

本文使用的混改變量數(shù)據(jù)是通過手工整理上市公司前十大股東類別及持股比例計算得到的，上市公司的財務(wù)報表數(shù)據(jù)和公司治理數(shù)據(jù)則來自CSMAR數(shù)據(jù)庫。

（二）變量定義

1.因變量。本文的因變量是董事會多樣性（BOARD_D）。參照Blau[49]、Harjoto等[24]的方法，BOARD_D=1-ΣPi2，其中P是每個類別所占的比例，i為類別的數(shù)量，本文將從董事會成員的性別、年齡、任期以及專長這四個類別進行衡量，分別計算出董事會成員的性別多樣性指數(shù)（GENDER_D）、年齡多樣性指數(shù)（AGE_D）、任期多樣性指數(shù)（TENURE_D）以及專長多樣性指數(shù)（EXPERT_D），然后加總形成一個綜合性的指標（BOARD_D）。具體地，性別分為男性和女性兩類，年齡分為小于40歲、40～50歲、50～60歲、60～70歲、大于70歲五類，任期分為任職1期（一般不超過3年）、任職2期、任職3期、任職4期、任職5期、任職大于5期（一般超過15年）六類，專長分為金融背景和非金融背景兩類。據(jù)此計算得到的董事會多樣性指標值越大，代表多樣性水平越高。

3.調(diào)節(jié)變量。本文有兩個調(diào)節(jié)變量，分別對應(yīng)H2和H3。第一個調(diào)節(jié)變量是中央層級屬性（CENTRAL）。根據(jù)國有上市公司的終極控制人，當公司的終極控制人為國務(wù)院國資委時，CENTRAL取值為1，否則取值為0。第二個調(diào)節(jié)變量是政府隱性擔保（GP）。參考吳秋生和獨正元[1]的方法，本文從信貸支持（GP_LOAN）、稅收優(yōu)惠（GP_TAX）、政府補助（GP_SUB）這三個方面綜合反映和衡量國企擁有的政府隱性擔保。具體地，信貸支持（GP_LOAN）等于樣本公司長期借款與總資產(chǎn)的比值，稅收優(yōu)惠（GP_TAX）等于樣本公司利潤總額乘以所得稅稅率再減去所得稅費用的差額與凈利潤的比值，政府補助（GP_SUB）等于樣本公司政府補助與營業(yè)收入的比值。本文利用主成分分析法處理以上三個具體變量，形成一個綜合的政府隱性擔保指標（GP），并且通過了KMO檢驗，說明基本具備主成分分析的理論符合性和計量有效性。GP的取值越大，表示國企享有的政府隱性擔保水平越高。

4.控制變量。參考有關(guān)董事會多樣性的研究文獻[32，51，52]，本文控制了公司規(guī)模（SIZE）、資產(chǎn)負債率（LEV）、固定資產(chǎn)比例（FIXED）、資產(chǎn)收益率（ROA）、股權(quán)集中度（SHRCR）、董事會規(guī)模（BOARDSIZE）、成立年限（SYEAR）、董事會獨立性（INDER）、行業(yè)集中度（INDHHI）、業(yè)務(wù)復雜度（BUSCOM）、個股回報率（ADJR）等一系列因素可能對董事會多樣性的潛在系統(tǒng)影響。同時，由于本文的兩個調(diào)節(jié)變量中央層級屬性（CENTRAL）和政府隱性擔保（GP）也可能直接影響國企的董事會多樣性，故而也作為控制變量進行了控制。此外，本文還控制了年度（Year）啞變量和行業(yè)（Industry）啞變量，以便控制可能存在的時間效應(yīng)和行業(yè)效應(yīng)。

上述變量的具體定義如表2所示。

表2 變量定義

（三）計量回歸模型

為了檢驗混改對國企董事會多樣性的影響，本文構(gòu)建了如下三個計量回歸模型以分別檢驗上文提出的三個研究假設(shè)：

其中，BOARD_D為董事會多樣性變量，MIX_D為國企混改程度變量，CONTROLS代表一系列控制變量。根據(jù)H1的理論預期，模型（1）中MIX_D的系數(shù)β1應(yīng)該顯著為正；根據(jù)H2的理論預期，模型（2）中中央層級屬性與國企混改程度的交乘項（MIX_D×CENTRAL）的系數(shù)（β2）應(yīng)該顯著為負；同樣地，根據(jù)H3的理論預期，模型（3）中政府隱性擔保與國企混改程度的交乘項（MIX_D×GP）的系數(shù)（β2）也應(yīng)該顯著為負。為了消除異常值和極端值的干擾，對所有連續(xù)型變量進行了前后1%的縮尾處理。

四、實證結(jié)果分析與討論

（一）描述性統(tǒng)計分析

表3匯報了主要變量的描述性統(tǒng)計分析結(jié)果。從表3可知：①董事會多樣性（BOARD_D）的均值為1.471，標準差為0.287，中位數(shù)為1.481，表明樣本公司間董事會多樣性水平存在一定差異，而且超過50%的樣本公司董事會多樣性水平高于樣本均值；②國企混改程度（MIX_D）的均值為0.272，標準差為0.173，表明不同國企之間存在較為明顯的混改程度差異；③中央層級屬性（CENTRAL）的均值為0.259，意味著樣本中有25.9%的國企屬于國務(wù)院國資委控制的國企；④政府隱性擔保（GP）的均值為-0.006，標準差為0.389，表明不同國企享有的政府隱性擔保水平存在很明顯的差異。此外，其他控制變量的取值分布情況沒有發(fā)現(xiàn)明顯異常情況。

表3 主要變量的描述性統(tǒng)計分析結(jié)果

（二）Pearson相關(guān)系數(shù)分析

表4為本文主要變量的Pearson相關(guān)系數(shù)分析結(jié)果，可以看出：①國企混改程度（MIX_D）與董事會多樣性（BOARD_D）在1%的統(tǒng)計水平下顯著正相關(guān)，初步支持了本文的H1，即國企混改程度越高，董事會多樣性越高；②中央層級屬性（CENTRAL）啞變量與國企混改程度（MIX_D）在1%的統(tǒng)計水平下顯著負相關(guān)，說明相比中央國企，地方國企的混改程度顯著更高，符合我國資本市場的實際情況；③政府隱性擔保（GP）與國企混改程度（MIX_D）也在1%的統(tǒng)計水平下顯著負相關(guān)，說明國企享有的政府隱性擔保水平越高，其混改程度越低。此外，控制變量之間的相關(guān)性系數(shù)較低，遠小于臨界值0.5，表明本文設(shè)置的計量回歸模型不會存在嚴重的多重共線性問題。

（三）單變量分組差異檢驗

表5是根據(jù)國企混改程度中位數(shù)（MIX_DMedian）分組進行的單變量組間差異檢驗結(jié)果。從表中可以看到：①與H1的預期相符，無論是均值的T檢驗還是中值的Z檢驗，相比國企混改程度較低組，國企混改程度較高組中董事會多樣性水平都在1%的統(tǒng)計水平下顯著更高，表明混改程度較高的國企具有顯著更高的董事會多樣性水平；②與表4的相關(guān)系數(shù)分析結(jié)果一致，相比國企混改程度較低組，國企混改程度較高組中中央層級屬性的均值顯著更低，表明國企混改程度較高的國企更可能是地方國企，而不是中央國企；③從控制變量的差異檢驗結(jié)果可知，混改程度較高的國企具有顯著更低的資產(chǎn)規(guī)模、更高的資產(chǎn)收益率、更低的股權(quán)集中度、更大的董事會規(guī)模、更長的經(jīng)營年齡、更低的獨立董事比例和更高的個股回報率等公司特征。

表4 主要變量的Pearson相關(guān)系數(shù)

表5 分組差異檢驗結(jié)果

（四）多元回歸分析

表6匯報了本文3個研究假設(shè)的回歸分析檢驗結(jié)果。模型1為僅引入控制變量的基礎(chǔ)回歸模型，模型2增加引入國企混改程度（MIX_D）以檢驗H1，模型3引入國企混改程度與中央層級屬性啞變量的交乘項（MIX_D×CENTRAL）以檢驗H2，模型4引入國企混改程度與政府隱性擔保的交乘項（MIX_D×GP）以檢驗H3。

表6 假設(shè)檢驗的多元回歸分析結(jié)果

具體地，模型2中國企混改程度（MIX_D）得到了5%統(tǒng)計顯著的正回歸系數(shù)（β=0.050，t=2.260），表明混改程度越高，國企的董事會多樣性水平也越高，混改有助于提高國企的董事會多樣性，從而支持了本文的H1；模型3中國企混改程度變量與中央層級屬性啞變量的交乘

項（MIX_D×CENTRAL）得到了在1%統(tǒng)計水平下顯著為負的回歸系數(shù)（β=-0.128，t=-2.956），表明相比央企，混改對董事會多樣性的促進作用在地方國企中表現(xiàn)更突出，從而支持了本文的H2；模型4中國企混改程度變量與政府隱性擔保變量的交乘項（MIX_D×GP）得到了在5%統(tǒng)計水平下顯著為負的回歸系數(shù)（β=-0.101，t=-2.067），意味著與本文H3的預期相吻合，即政府隱性擔保越強，混改對國企董事會多樣性的促進作用越弱。

控制變量方面，中央層級屬性（CENTRAL）、負債水平（LEV）、固定資產(chǎn)比例（FIXED）、資產(chǎn)收益率（ROA）、股權(quán)集中度（SHRCR）等變量都得到了一致顯著的負回歸系數(shù)，而政府隱性擔保（GP）、公司規(guī)模（SIZE）、董事會規(guī)模（BOARDSIZE）則得到了一致顯著的正回歸系數(shù)。這些結(jié)果意味著公司規(guī)模越大、董事會規(guī)模越大、政府隱性擔保水平越高、固定資產(chǎn)比例越低、股權(quán)集中度越低、盈利水平越低、負債水平越低的國企特別是地方國企，越傾向于擁有更多樣化的董事會結(jié)構(gòu)。

（五）穩(wěn)健性檢驗

1.內(nèi)生性問題的檢驗。上文的回歸分析結(jié)果可能面臨“互為因果”的內(nèi)生性問題困擾，也即存在董事會多樣性水平較高的國企更傾向于深化混改的可能性。為了解決這一問題，本文分別使用工具變量兩階段回歸和基于傾向得分匹配的雙重差分（PSM-DID）模型兩種方法進行檢驗。

（1）工具變量兩階段回歸法。本文借鑒Fan等[53]和蔡貴龍等[10]的做法，選取企業(yè)注冊地所在省份的沿海港口數(shù)量（SEAPORT）以及第一次鴉片戰(zhàn)爭至新中國成立之前是否被迫開放為商埠或租界的情況（TERRITORIES）作為國企混改的工具變量。選取以上兩個工具變量的原因在于：一方面，海港數(shù)量越多的地區(qū)，市場化和對外開放水平也相對更高，國企中非國有股東參與國企治理的程度相對更高。由于開放通商口岸或設(shè)立過租界的地區(qū)受到西方制度文化的影響較大，更具有開放思維，當?shù)胤菄泄蓶|更加活躍、參與國企治理的程度也可能更高；另一方面，混改是我國現(xiàn)階段國企改革的發(fā)展方向，與地區(qū)的沿海港口數(shù)量和地區(qū)歷史上的商埠或租界情況不存在直接影響關(guān)系。因此，兩個工具變量能夠較好地滿足相關(guān)性和外生性的要求。據(jù)此回歸得到的分析結(jié)果如表7所示。

從表7可以看出，在第一階段的回歸中，沿海港口數(shù)量（SEAPORT）得到了1%統(tǒng)計顯著的正回歸系數(shù)（β=0.001，t=4.020），是否被迫開放為商埠或租界（TERRITORIES）也得到了正回歸系數(shù)但在統(tǒng)計上沒有達到邊際顯著水平（β=0.001，t=0.288），這些結(jié)果基本符合本文的理論預期。更為重要的是，在第二階段的回歸中，國企混改程度（MIX_D）的回歸系數(shù)在1%的統(tǒng)計水平下顯著為正（β=1.776，t=3.284），表明在使用工具變量法控制了潛在的互為因果內(nèi)生性問題后，本文的主要研究結(jié)論仍然成立，即混改能夠提升國企董事會的多樣性水平。

表7 工具變量兩階段的回歸結(jié)果

（2）PSM-DID模型法。借鑒梁上坤等[6]的做法，本文將非國有股東持股比例的增加作為外生沖擊，以非國有股東持股比例增加的公司作為處理組、非國有股東持股比例沒有增加的公司作為控制組，并分別以非國有股東持股比例增加大于20%（處理組）、25%（控制組）的年份作為事件發(fā)生年。首先，設(shè)置兩個虛擬變量：一是TREAT，如果非國有股東持股比例增加大于20%（25%）則取值為1，否則取值為0；二是POST，在非國有股東持股比例增加大于20%（25%）的當年及之后的年份取值為1，在其他年份則取值為0。其次，選擇企業(yè)規(guī)模（SIZE）、資產(chǎn)收益率（ROA）、固定資產(chǎn)比率（FIXED）、董事會規(guī)模（BOARDSIZE）、管理費用率（MANRATE）、業(yè)務(wù)復雜度（COMIND）、個股回報率（ADJR）等公司特征變量作為協(xié)變量，采用無放回的一對一近鄰匹配的方法得到新的匹配樣本，使得實驗組樣本與控制組樣本之間具有更好的可比性。在此匹配樣本下，本文進行雙重差分模型估計，結(jié)果如表8所示。

從表8可以看出，無論是以20%還是以25%作為非國有股東持股比例增加的臨界比例，交乘項TREAT×POST都得到了10%統(tǒng)計顯著的正回歸系數(shù)（β=0.034，t=1.714；β=0.032，t=1.686），表明同等條件下，相對非國有股東持股比例增加較低的國企，非國有股東持股比例增加較高的國企在非國有股東持股比例增加之后董事會多樣性水平有了更為顯著的提高，亦即混改有助于提升國企的董事會多樣性。

表8 PSM-DID模型的回歸結(jié)果

2.未來三年的董事會多樣性。為了排除本文的研究發(fā)現(xiàn)僅是國企混改的短期影響效應(yīng)，本文進一步檢驗了混改對國企未來三年的董事會多樣性的影響，結(jié)果如表9所示?？梢钥吹?，當因變量為T+1期的董事會多樣性指標（BOARD_D_F1）時，國企混改程度（MIX_D）的回歸系數(shù)在5%的統(tǒng)計水平下顯著為正（β=0.054，t=2.222）；當因變量為T+2期的董事會多樣性指標（BOARD_D_F2）時，國企混改程度（MIX_D）的回歸系數(shù)在1%的統(tǒng)計水平下顯著為正（β=0.079，t=3.031）；當因變量為T+3期的董事會多樣性指標（BOARD_D_F3）時，國企混改程度（MIX_D）的回歸系數(shù)也在5%的統(tǒng)計水平下顯著為正（β=0.068，t=2.423）。這些結(jié)果表明，混改會對國企董事會的多樣性產(chǎn)生長期的促進作用，至少在未來三年內(nèi)都顯著存在，進一步支持了本文的主要研究結(jié)論。

3.變量度量方法的穩(wěn)健性檢驗。為了增強研究結(jié)論的可靠性，本文對因變量和自變量等關(guān)鍵變量的度量方法進行了穩(wěn)健性檢驗。

（1）自變量的度量方法測試。借鑒馬連福等[54]的度量方法，本文嘗試使用股東類別制衡度來衡量國企的混改程度，股東類別制衡度（MIXRES）的計算方法是外資和民營企業(yè)的持股比例之和減去國有資本的持股比例的差額，據(jù)此重新回歸，得到的結(jié)果如表10所示。從表10可以看出，股東類別制衡度（MIXRES）得到了1%統(tǒng)計顯著的正回歸系數(shù)（β=0.001，t=4.240），股東類別制衡度與中央層級屬性啞變量的交乘項（MIXRES×CENTRAL）得到1%統(tǒng)計顯著的負回歸系數(shù)（β=-0.001，t=-3.784），股東類別制衡度與政府隱性擔保的交乘項（MIXRES×GP）也得到了1%統(tǒng)計顯著的負回歸系數(shù)（β=-0.001，t=-2.698）。這些結(jié)果與上文表6的結(jié)果保持高度一致，說明本文的研究結(jié)論并不局限于特定的國企混改程度度量方法，具有較好的穩(wěn)健性。

表10 國企混改程度度量方法的穩(wěn)健性檢驗結(jié)果

（2）因變量的度量方法測試。借鑒Bernile等[33]的做法，使用標準化后的董事會成員中女性董事所占比例加上董事會成員年齡的標準差減去董事會成員任期的HHI指數(shù)再減去董事會成員專長的HHI指數(shù)的差值來衡量董事會多樣性，據(jù)此重新進行回歸分析，得到的結(jié)果如表11所示。從表11可以看出，國企混改程度（MIX_D）得到了1%統(tǒng)計顯著的正回歸系數(shù)（β=0.664，t=4.310），國企混改程度與中央層級屬性的交乘項（MIX_D×CENTRAL）得到了1%統(tǒng)計顯著的負回歸系數(shù)（β=-0.866，t=-2.872），國企混改程度與政府隱性擔保的交乘項（MIX_D×GP）也得到了10%統(tǒng)計顯著的負回歸系數(shù)（β=-0.644，t=-1.918）。這些結(jié)果也與上文表6的結(jié)果保持一致，可知本文的3個研究假設(shè)仍然得到了經(jīng)驗支持，說明本文的相關(guān)研究結(jié)論并不局限于特定的董事會多樣性度量方法，具有較好的穩(wěn)健性。

表11 董事會多樣性度量方法的穩(wěn)健性檢驗結(jié)果

（六）進一步的橫截面差異分析

理論上，公司的經(jīng)營業(yè)務(wù)越復雜，面臨的市場競爭越激烈，越需要一個多元化的董事會以便為公司的經(jīng)營決策提供更好的咨詢與監(jiān)督服務(wù)。由此，本文從需求側(cè)角度分析認為，混改對國企董事會多樣性的促進作用會因企業(yè)對董事會多樣性需求程度的不同而存在強弱差異。為了驗證上述理論預期，本文進行了相關(guān)的橫截面差異分析。

具體地，根據(jù)業(yè)務(wù)復雜度（BUSCOM）的年度行業(yè)中位數(shù)，把樣本劃分為業(yè)務(wù)復雜度高組和業(yè)務(wù)復雜度低組，據(jù)此分別檢驗了混改程度變量對國企董事會多樣性的影響，結(jié)果如表12的模型1和模型2所示。在模型1的業(yè)務(wù)復雜度低組子樣本中，國企混改程度沒有得到統(tǒng)計顯著的回歸系數(shù)（β=0.009，t=0.274）；而在模型2的業(yè)務(wù)復雜度高組子樣本中，國企混改程度得到了1%統(tǒng)計顯著的正回歸系數(shù)（β=0.084，t=2.768），這意味著相比業(yè)務(wù)復雜度較低的國企，混改對董事會多樣性的促進作用在業(yè)務(wù)復雜度較高的國企中表現(xiàn)得更加明顯。

由于有一些國企是壟斷行業(yè)，面臨的市場競爭非常有限，明顯區(qū)別于競爭激烈的非壟斷行業(yè)，因此本文根據(jù)壟斷行業(yè)屬性將國企劃分為壟斷行業(yè)國企子樣本和非壟斷行業(yè)國企子樣本，壟斷行業(yè)的界定主要參考劉曄等[17]的分類方法，據(jù)此分別檢驗了國企混改程度對國企董事會多樣性的影響，結(jié)果如表12的模型3和模型4所示。在模型3的壟斷行業(yè)子樣本中，國企混改程度沒有得到統(tǒng)計顯著的回歸系數(shù)（β=-0.006，t=-0.175），而在模型4的非壟斷行業(yè)子樣本中，國企混改程度得到了1%統(tǒng)計顯著的正回歸系數(shù)（β=0.076，t=2.710），這意味著相比壟斷行業(yè)的國企，混改對董事會多樣性的促進作用在非壟斷行業(yè)的國企中表現(xiàn)得更加明顯。

表12 進一步分析的回歸結(jié)果

五、研究結(jié)論與實踐啟示

混改是現(xiàn)階段我國國企深化改革的主旋律，關(guān)于國企混改積極效應(yīng)的研究文獻也愈加豐富，但是關(guān)于混改是通過怎樣的影響機制和決策程序發(fā)揮作用的，目前還鮮有研究涉及。基于此，本文從優(yōu)化董事會結(jié)構(gòu)視角，實證考察了混改對國企董事會多樣性的經(jīng)驗影響，從而揭示混改發(fā)揮積極影響的作用機制。本文利用2009～2019年我國A股上市國企的年度觀察數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，國企的混改程度越高，董事會的多樣性水平也越高，但是國企的中央層級屬性和享有的政府隱性擔保會抑制混改

對國企董事會多樣性的促進作用。這些結(jié)果表明，混改通過優(yōu)化國企的董事會結(jié)構(gòu)，提升其董事會的多樣性水平，幫助董事會進行更優(yōu)決策和更好監(jiān)督，從而獲得積極的改革效果。進一步分析還發(fā)現(xiàn)，相對而言，混改對國企董事會多樣性的促進作用主要體現(xiàn)在業(yè)務(wù)復雜度較高和處于非壟斷行業(yè)的國企中，這意味著由于業(yè)務(wù)復雜和面臨激烈競爭的國企對多樣化的董事會有更強的需求，它們傾向于通過積極混改來調(diào)整優(yōu)化董事會結(jié)構(gòu)，提高董事會多樣性，從而獲得更好的混改積極效果。

本文的研究結(jié)論具有重要的實踐啟示。首先，黨的二十大報告強調(diào)指出“深化國資國企改革，加快國有經(jīng)濟布局優(yōu)化和結(jié)構(gòu)調(diào)整，推動國有資本和國企做強做優(yōu)做大，提升企業(yè)核心競爭力”，混改是當前推動國企做強做優(yōu)做大的最重要抓手，而混改要取得積極效果，股權(quán)和股東的多元化是改革的形式，改革的根本是要實現(xiàn)董事會的多元化和多樣化，真正放權(quán)讓非國有股東實際參與到國企的公司治理中來，發(fā)揮其積極的監(jiān)督治理作用，實現(xiàn)雙方的優(yōu)勢互補效應(yīng)[30]。其次，由于不同行政級別、不同行業(yè)的國企混改表現(xiàn)出了不同程度的改革效果，政府可以有針對性地推進分層、分類的混改。特別地，對于地方國企和非壟斷的充分競爭行業(yè)的國企，混改發(fā)揮了更加明顯的作用，各級政府應(yīng)該繼續(xù)大力推進這些國企的混改進程，以期獲得更好的改革效果。最后，各級政府應(yīng)該降低對國企特別是已經(jīng)混改的國企的隱性擔保，深化國企的市場化改革，充分發(fā)揮市場機制以提高混改效果。政府的隱性擔保會削弱混合所有制國企中非國有股東的影響力，不利于發(fā)揮非國有資本優(yōu)勢，并且過高的政府隱性擔保有可能侵害有效的市場機制，降低國有資本參與市場的積極性，從而降低企業(yè)效率。因此，在混改中政府部門要擺正位置，不缺位也不越位，以充分發(fā)揮市場在資源配置中的決定性作用。

需要指出的是，本文的研究也存在一定的不足。本文僅考察了混改對國企董事會結(jié)構(gòu)的影響效應(yīng)，未來研究可以進一步從其他治理結(jié)構(gòu)和治理機制維度考察混改的作用機制。而且，隨著混改的大力推進，市場上涌現(xiàn)出了越來越多的成功和失敗的混改案例，亟需未來研究及時總結(jié)國企混改的經(jīng)驗教訓和可供參考的成功模式[30]。