董事會咨詢職能、公司經營績效與創新績效

徐鳳菊（博士生導師），麻麗娜

一、引言

國有上市公司是我國國民經濟和社會發展的重要支撐，也是市場經濟的主導力量，其特殊的經濟地位導致國有上市公司同時承擔著經營性和政策性任務，其生產經營伴隨著一定的行政化特征。國有上市公司主要集中于關乎國民經濟命脈的重點行業和關鍵領域，具有規模優勢、政府補貼優勢、行業進入優勢等，但也存在國有股一股獨大、經營機制僵化、創新動力不足、國有資產流失嚴重等問題，制約了國有上市公司的健康發展。混合所有制改革在這一背景下應運而生，規范董事會建設成為改革的重要突破口，并逐漸形成了以董事會為主的“管人、管事、管資本”相結合的國有經濟管理體制，以解決國有資產所有者缺位的問題。

2004 年國資委在中央企業開始推行董事會建設試點，有效規范了董事會職責，提高了董事會運作效率和決策能力。2013年黨的第十八屆三中全會提出進一步推進國有企業改革，確立了公有制和非公有制經濟同等重要的戰略地位，明確了改革的發展方向和基本路徑，成為新時期國有上市公司改革的重要轉折點。股權結構的調整有效健全了國有上市公司公司治理結構的制衡機制，進一步強化了董事會建設。2017年黨的十九大報告提出深化國有上市公司改革，將其最終目標確立為國有資本“做強做優做大”，對國有上市公司內部協同治理機制提出了更高的要求，即加快形成“董事會戰略決策，監事會獨立監督，高級管理層全權經營”的現代公司治理體系。隨著改革的不斷推進，國有上市公司董事會建設取得了一定成效，如董事會選聘制度的市場化、董事薪酬分配的差異化、董事會職權的落實與維護等，公司治理能力不斷提升。然而，現階段國有上市公司仍然存在董事會建設層次較低、下設機構缺失或形同虛設、董事考核評價體系尚不完善、體制機制障礙等問題，導致國有上市公司董事會職能并未真正發揮作用。

董事會職能主要包括監督職能和咨詢職能。其中，監督職能要求董事會采取一定的措施緩解股東與經理層的利益沖突，減少代理成本，保護公司與股東的利益[1]。咨詢職能是董事會利用自身掌握的資源、信息等，向公司經理層提供咨詢服務，進而提高公司戰略執行效率[2]。最初引入董事會是將其作為監督經理層行為的內部治理機制，因此，國內外學者的研究也主要集中于董事會監督職能，如監督職能與盈余管理、董事會對經理層的監督、CFO 內部董事與監督職能、監督職能與內部控制信息披露、履行董事會監督職能的博弈分析等[3-6]，較少涉及董事咨詢職能。現有研究議題包括董事會咨詢職能的實現路徑、戰略決策與董事會治理的有效性、咨詢職能對內部控制缺陷定量認定的影響等，并未對董事會咨詢職能進行深入分析，董事會咨詢職能與企業績效的實證研究也較為匱乏。

從我國國有上市公司的發展實踐來看，大多數董事也并未直接參與到公司戰略決策的制定過程中，董事會咨詢職能的效果差強人意，戰略管理水平有待進一步提升。鑒于此，本文以國有上市公司為研究樣本，從董事會咨詢職能的視角進行分析，運用普通回歸法和兩階段最小二乘法揭示董事會咨詢職能與國有上市公司績效之間的內在關聯，并在此基礎上提出相應的政策建議。本文進一步拓寬了董事會治理有效性的研究范疇，為提高國有上市公司董事會治理水平提供了一定的理論依據，也為提高國有上市公司績效提供了有效途徑。

二、文獻回顧與研究假設

現有學者研究認為，董事會咨詢職能的實現路徑在于董事會與經理層之間職能背景的互補性，當公司管理層缺少行業專業人員時，會傾向于從外部聘請專家作為公司董事，進而促進經理層做出正確的判斷和管理決策[7]。具有行業專業背景的董事不僅能為公司帶來有價值的行業知識，而且縮小了董事會與管理層之間的信息差距，有利于更好地預測行業發展狀況和發展趨勢。Johnson 等[8]研究發現，董事會積極履行咨詢職能可增強董事會與經理層之間的溝通交流，通過利用董事會成員的信息、技術、專業知識等資源，降低外部環境的不確定性，有效解決經理層在戰略制定和執行過程中信息處理能力不足的問題，進而提高公司戰略管理水平和決策質量。

關于董事會咨詢職能與公司績效的實證研究表明，董事會的作用不只局限于監督或控制職能，還包括參與公司戰略決策的咨詢職能，董事會積極參與公司戰略管理能夠提高公司績效水平[9]。現有學者研究認為，董事會參與公司戰略決策能為公司帶來收益的重要原因是這一過程有利于收集更豐富的信息、對公司資源和所處環境進行深入分析、制定更詳細的戰略選擇標準，進而提高戰略決策質量。楊青、薛宇寧[10]對董事會職能的實現路徑進行探究，在此基礎上構建了董事會雙路徑結構方程模型，指出當董事會向經理層提供戰略咨詢建議時，對公司績效有直接貢獻。Forbes、Milliken[11]基于董事會在戰略決策中的作用，實證研究了董事會與公司績效之間的關系。晏國菀、謝光華[12]基于企業并購的視角對董事會咨詢職能的財務效果進行了分析，指出發揮董事會咨詢職能有利于降低交易雙方的信息不對稱，進而對公司并購績效帶來積極影響。鑒于此，本文提出假設1：

H1：董事會咨詢職能與國有上市公司經營績效正相關，發揮董事會咨詢職能有利于提高經營績效。

董事會咨詢職能主要在公司戰略決策制定過程中發揮作用，當董事致力于向經理層提供咨詢服務時，可有效鑒別和評價創新機會；若經理層感知到董事會提供了承擔戰略風險的必要保證，經理層的創新動機將進一步增強，并表現為創新績效的改善[13]。一方面，董事會咨詢職能增加了董事會與CEO的信息交流和信任程度，若沒有董事會的咨詢建議，CEO 向其分享公司非公開信息的意愿將降低[14]。另一方面，董事會兼具監督和咨詢雙重職能，弱化董事會監督能夠進一步增強董事會與CEO 之間的信任。由于董事會成員的時間和精力需在這兩種職能之間進行分配，當董事會提供有效的戰略咨詢時，必然投入更多的時間提供咨詢服務，幫助經理層評估創新機會，減少對經理層的監督，進而更好地發揮董事會咨詢職能。李小青[15]從董事會職能背景異質性的視角進行分析，發現職能背景異質性有利于激發董事會在戰略決策過程中的認知沖突，形成創新思維和創新性決策，進而提高企業創新戰略水平。李小青、胡朝霞[16]以科技創新企業為研究樣本，發現董事會積極參與公司戰略決策對技術創新能力有顯著的正向影響。鑒于此，本文提出假設2：

H2：董事會咨詢職能與國有上市公司創新績效正相關，發揮董事會咨詢職能有利于提高創新績效。

三、研究設計

（一）樣本與數據來源

本文以2009 ～2017 年我國國有上市公司為研究樣本，并進行以下篩選處理：剔除金融保險業的樣本；剔除數據缺失的樣本；剔除ST、?ST、樣本期間內退市或出現經營異常的樣本。在此基礎上，對數據進行1%和99%水平上的縮尾處理，以消除異常值對實證檢驗結果的影響，最終得到樣本企業796家，觀測值為6984個，數據來源于CSMAR和WIND數據庫。

（二）變量選取

1.被解釋變量。本文核心被解釋變量為國有上市公司績效（Perf），包括經營績效和創新績效。目前常用的衡量企業經營績效的指標包括Tobin's Q、ROA、ROE等，其中，Tobin's Q應用較為廣泛[17，18]。本文將Tobin's Q作為國有上市公司績效的代理變量，并采用ROA、ROE 進行穩健性檢驗。借鑒Jensen[19]等學者的研究，選取研發投資作為創新績效的代理變量，即研發費用與總資產的比率，并參考Coles等[20]的做法，將研發費用的缺失值賦值為0。

2.解釋變量。本文解釋變量為董事會咨詢職能，由于公司高管具備一定的行業經驗和專業背景，掌握較多的公司內部信息，當其兼任董事時會承擔更重的董事責任，有利于為公司戰略決策提供咨詢服務，因此，本文選取國有上市公司兼任高管的董事進行衡量。

3.控制變量。參考李文貴等[21]、Ferris 等[22]的做法，選取國有上市公司規模、董事會規模、成立年限、資產負債率、股權集中度、所屬行業作為控制變量。各變量說明如表1所示。

表1 主要變量說明

（三）模型構建

本文對主要變量進行對數化處理，在一定程度上控制異方差問題，并設定以下基準回歸模型，采用Stata 14.0軟件進行實證檢驗。

LnPerfit=α+β1LnAdviit+β2LnSizeit+β3LnBoardit+β4LnAgeit+β5LnDAit+β6LnEquityit+β7Indit+εit

其中，i 表示國有上市公司，t 表示年份，Perf 為國有上市公司績效，α為常數項，β為模型回歸系數，ε為隨機擾動項。

四、實證分析

（一）描述性統計

主要變量的描述性統計結果如表2所示。

表2 描述性統計結果

由表2 可知，國有上市公司經營績效的最大值為92.11、最小值為0.08，表明樣本研究期間內國有上市公司經營績效存在明顯差異；創新績效的最大值和最小值分別為14.17和0，標準差為0.62，表明國有上市公司之間的創新績效參差不齊；董事會中兼任高管的董事數量均值為2.05，最大值為11，表明部分國有上市公司傾向于聘任公司高管作為董事會成員；企業規模的最大值為240537.60、最小值僅為1.49，表明不同國有上市公司之間的規模差異較大；資產負債率的最大值為4193.94、最小值為1.03，標準差為65.64，表明國有上市公司資產負債率存在顯著的差異；股權集中度的均值為53.54，標準差為16.81，表明國有上市公司普遍存在股權集中度較高的情況，且總體而言國有上市公司的股權結構并不均衡，股權集中度最高達到99.87，最低僅為1.53。

（二）實證檢驗與結果分析

本文采用 Stata 14.0 對 2009 ～ 2017 年國有上市公司的面板數據進行實證檢驗。由于國有上市公司績效受董事會咨詢職能的影響，反之企業績效也可能對董事會兼任高管的董事數量產生影響，二者之間存在一定的交互作用，若采用普通OLS的回歸方法可能造成回歸偏差。此外，盡管本文加入了多個控制變量，但仍然無法避免其他難以觀測或控制的變量對實證結果的影響，故本文采用兩階段最小二乘法進行檢驗，以解決可能存在的內生性問題。

運用2SLS 方法進行實證檢驗的關鍵在于選取合適的工具變量，工具變量應與回歸模型中的內生變量相關，與隨機誤差項無關[23]。Elyasiani和Jia[23]、McConnell和John[24]研究發現，董事會規模、董事長與總經理兩職合一、獨立董事比例等影響股東與經理層之間的代理問題，與企業績效高度相關，且與誤差項無關。本文選取國有上市公司董事長與總經理是否存在兩職合一（Duality）、高管薪酬（Salary）、獨立董事比例（Indep）作為工具變量加入模型，并以普通OLS的回歸結果作為對照，結果如表3所示。

表3 國有上市公司董事會咨詢職能與企業績效的回歸結果

為確認本文選取的工具變量的有效性，對工具變量和回歸變量的相關性進行分析，2SLS第一階段的回歸結果如列（2）和列（5）所示。結果表明，董事長與總經理兩職合一變量與兼任高管的董事數量之間的回歸系數為0.180，且滿足1%的顯著性水平檢驗，高管薪酬和獨立董事比例與兼任高管的董事數量之間的回歸系數分別為-0.142、-0.075，且分別滿足5%和1%的顯著性水平檢驗，表明本文選取的工具變量對回歸變量有較好的解釋力。對工具變量進行識別不足檢驗、弱工具變量檢驗以及過度識別檢驗，結果顯示工具變量不存在弱相關問題、過度識別問題等，表明工具變量的選取較為合理。

國有上市公司董事會咨詢職能與經營績效的2SLS回歸結果如列（3）所示。由此可知，二者的回歸系數為0.676，且滿足1%的顯著性水平檢驗，表明董事會兼任高管的董事數量增加有助于經營績效提升。由于實證分析之前所有的變量已經進行了對數化處理，因此，經營績效的增長具有顯著的經濟意義，董事會咨詢職能對國有上市公司經營績效有顯著的正向影響。其原因可能在于：董事是經理層的重要信息來源，發揮董事會咨詢職能有利于增加董事會與經理層之間的溝通交流，通過向經理層提供咨詢和建議可有效減少其信息處理缺陷，解決管理能力受限的問題，進而提高國有上市公司戰略決策水平，改善國有上市公司戰略實施效果和經營績效。同時，董事會多樣化的職能背景、專業知識、有價值的信息和技術等有利于對經理層提案進行有效評估[25]，對提高企業績效發揮了積極作用。其他控制變量的符號與普通回歸的結果大體一致，其中，股權集中度的回歸系數為正，企業規模、資產負債率和所屬行業的回歸系數為負，且前兩者滿足1%的顯著性水平檢驗。通過比較OLS和2SLS的回歸結果可以發現，董事會咨詢職能與經營績效的回歸系數明顯提升，從0.065 增長至0.676，均在1%的水平上顯著。

國有上市公司董事會咨詢職能與創新績效的2SLS 回歸結果如列（6）所示，由此可知二者的回歸系數為0.454，且滿足1%的顯著性水平檢驗，表明發揮董事會咨詢職能可有效提高國有上市公司創新績效。其原因可能在于：創新活動是高風險、高投資、周期較長的戰略決策的結果，隨著國有上市公司所有權與經營權的分離，經理層對創新投入的風險偏好明顯降低，其往往采用減少創新投入的方式追求個人效用最大化[26]。而董事會咨詢職能有利于增強董事會與經理層的溝通，為創新決策提供科學指導和支持，進而減少經理層基于個人私利的創新投資決策風險規避行為，形成科學的技術創新戰略決策，提高創新績效。與2SLS 回歸的結果相比，普通OLS 的回歸結果如列（4）所示，咨詢職能與創新績效的回歸系數降低為0.029，滿足5%的顯著性水平檢驗，其他控制變量的符號基本保持不變。

（三）穩健性檢驗

穩健性檢驗結果如表4所示。在穩健性檢驗中，分別選取ROA、ROE 作為國有上市公司經營績效的代理變量進行回歸，得到列（1）和列（2），結果表明董事會咨詢職能與ROA 的回歸系數為0.950，且滿足5%的顯著性水平檢驗；董事會咨詢職能與ROE的回歸系數雖不顯著，但系數為正。選取研發費用作為國有上市公司創新績效的代理變量進行回歸，得到列（3），結果表明董事會咨詢職能與創新績效的回歸系數為2.560，且滿足1%的顯著性水平檢驗，說明上文的研究結論具有較強的穩健性。

表4 穩健性檢驗結果

（四）進一步分析

由于國有上市公司普遍存在國有股一股獨大的情況，股權制衡較差，可能對國有上市公司的咨詢需求、董事會成員的聘任和履職情況、董事會咨詢職能的發揮產生一定影響，進而對國有上市公司績效帶來積極或消極作用。隨著混合所有制改革的深化，國有股比例有所下降，不同所有制資本的混合程度有所提高，國有上市公司股權制衡情況有所改善，但其在董事會咨詢職能與企業績效中發揮的作用究竟如何，有待進一步探討。因此，本文以國有上市公司股權制衡度作為分組變量，借鑒王躍堂等[27]、張文魁[28]的研究，以第一大股東持股比例與后九大股東持股比例的比值作為國有上市公司股權制衡度的代理變量（Balance），該值越大，表明股權制衡程度越低。在此基礎上將其分為四組，若該比值超過上四分位數，將其賦值為1（Balance=1），否則為 0（Balance=0），進而分析國有上市公司缺乏股權制衡是否影響董事會咨詢職能與公司績效的相互作用。在回歸模型中，將股權制衡度與董事會咨詢職能的代理變量進行交互，交互項為Balance×Advi，通過分析回歸系數考察其在董事會咨詢職能與企業績效中的作用，結果如表5所示。

表5 國有上市公司股權制衡度、董事會咨詢職能與企業績效

股權制衡度、董事會咨詢職能與經營績效的回歸結果如列（1）和列（2）所示，分別為2SLS第一階段和第二階段的結果。由此可知，董事會咨詢職能與經營績效之間存在顯著的正相關關系，系數為0.790，股權制衡度的回歸系數為0.921，且滿足1%的顯著性水平檢驗。股權制衡度與董事會咨詢職能的交互系數為0.769，且滿足1%顯著性水平檢驗，表明董事會咨詢職能與經營績效之間的關系受股權制衡的影響，國有上市公司缺乏股權制衡有利于發揮董事會咨詢職能對經營績效的促進作用，股權制衡越差，董事會咨詢職能對經營績效的促進作用越顯著。原因在于國有上市公司的董事主要來源于行政任命，且董事長、總經理普遍存在行政級別，尚未形成公開、合理、完全競爭的董事會任命機制，董事會績效考核也以企業經營績效為主。當股權制衡較差時，控制公司營運方向的董事會關注更多的是企業經營績效，進一步增強了董事會咨詢職能對經營績效的促進作用。

股權制衡度、董事會咨詢職能與創新績效的回歸結果如列（3）和列（4）所示，分別為2SLS第一階段和第二階段的結果。由此可知，董事會咨詢職能與創新績效顯著正相關，回歸系數為0.609；但股權制衡度的回歸系數為-0.651，其與董事會咨詢職能的交互系數為-0.498，且均在5%的水平上顯著，表明國有上市公司缺乏股權制衡不利于董事會咨詢職能對創新績效促進作用的發揮。股權制衡度越高，董事會咨詢職能對創新績效的促進作用越顯著。原因可能是國有上市公司存在國有股一股獨大的情況，股權制衡較差，即使董事在創新戰略決策中發揮了咨詢職能，大股東出于自身利益考慮，也很可能否決最優方案而選取其他方案，導致國有上市公司創新績效的負增長[29]。另外，國有上市公司績效考核的主要指標是經營績效，其創新意識較弱、創新投入較低，導致管理層缺乏足夠的動力尋找新的投資機會和制定有效的R&D 投資決策。相互制衡的股權結構可以有效避免大股東在戰略決策上的武斷行為[30]，減少管理層的機會主義行為，激發公司技術創新的內部驅動力，進而提高創新績效。

此外，本文選取ROA、ROE作為經營績效的代理變量、選取研發費用作為創新績效的代理變量分別進行穩健性檢驗，結果顯示主要變量的回歸系數并未發生明顯變化，表明以上研究結論具有較好的穩健性。

五、結論與啟示

（一）結論

董事會是公司最高戰略決策機構，董事會咨詢職能對公司發展的戰略作用日益突出。本文以2009～2017 年國有上市公司為研究樣本，采用兩階段最小二乘法對董事會咨詢職能與企業經營績效和創新績效的關系進行實證檢驗，并以普通OLS的回歸結果作為對照，主要研究結論如下：一是以兼任高管的董事作為咨詢職能的代理變量，在考慮內生性問題的情況下，其與國有上市公司經營績效和創新績效均存在顯著的正相關關系，在一定程度上表明具有高管背景的董事發揮咨詢職能有利于提高企業績效。二是董事會咨詢職能對國有上市公司經營績效和創新績效的影響受股權制衡度的制約，股權制衡度越高，董事會咨詢職能對經營績效的促進作用越弱，對創新績效的促進作用越強。

（二）啟示

如何有效發揮國有上市公司董事會咨詢職能，提高戰略決策質量和企業績效，成為完善國有上市公司董事會治理的關鍵。鑒于此，本文提出以下政策建議：一是國有上市董事會治理應圍繞強化董事會咨詢職能展開。董事會咨詢職能有助于經理層制定高質量的戰略決策，與董事會監督職能相互作用形成良好的董事會治理機制。國有上市公司應關注董事會咨詢職能，加快形成完全競爭的董事任命機制和科學合理的決策程序，使其真正在公司治理中發揮作用。二是引入具有高管背景的人員作為董事會成員。該類董事具有一定的專業知識、行業經驗，掌握著豐富的信息資源，在參與國有上市公司戰略決策的過程中發揮著積極作用，有利于提高國有上市公司治理能力和企業經營績效及創新績效。三是建立完善的股權制衡機制。股權制衡度影響著國有上市公司董事會咨詢職能的發揮，在國有上市公司普遍存在“一股獨大”的特殊環境下，應以國有股減持為契機，實現多種所有制資本的融合，通過建立新的股權制衡機制優化公司治理結構，提高戰略決策的科學合理性，增強董事會咨詢職能對經營績效和創新績效的提升作用。四是國有上市公司應將創新績效指標納入考核范圍，提高董事會和管理層的創新意識，制定有效的創新投資戰略決策。