董事會斷裂帶對上市企業全要素生產率的影響

李曉濤 鄧虞 高燕

【摘 要】 提高全要素生產率是高質量發展的動力源泉，新時代以來，中央對企業董事會建設提出了新要求。董事會成員多種特征差異形成的董事會斷裂帶，對公司治理與企業全要素生產率起著重要的作用。文章以A股上市公司2011—2020年的數據為樣本，探究董事會斷裂帶對公司全要素生產率的影響。研究發現：董事會斷裂帶程度越大，越能提高上市公司全要素生產率；技術創新在融資約束條件下，在董事會斷裂帶與企業全要素生產率兩者之間有著顯著正向中介作用。在國有企業、非兩職合一的企業中，董事會斷裂帶對企業全要素生產率有更為顯著的正向關系。研究結論為上市公司緩解代理問題、提高全要素生產率以及董事會結構優化等提供了一定的證據支持。

【關鍵詞】 董事會斷裂帶； 全要素生產率； 技術創新； 融資約束； 分組回歸； 高質量發展

【中圖分類號】 F234.3? 【文獻標識碼】 A? 【文章編號】 1004-5937（2023）16-0064-09

一、引言

黨的二十大報告指出，堅持以推動高質量發展為主題，著力提高全要素生產率。要全面建設社會主義現代化國家，首先需要高質量發展，全面提高全要素生產率，助推傳統產業的改造升級和戰略性新興產業發展，向社會主義現代化強國邁進。

2021年9月，國務院出臺了《中央企業董事會工作規則（試行）》，打造了董事會建設“升級版”。《規則》指出董事會是企業的經營決策主體，具有定戰略、作決策、防風險的重要作用。在目前國內外經濟形勢復雜多變的情況下，董事會為創新型企業建設掃清障礙，為提高全要素生產率提供科技創新支撐，為高質量發展保駕護航。

目前對全要素生產率的影響因素主要從外部與內部兩個視角展開分析。外部因素如產業政策、環境規制等視角[1-2]。但圍繞外部因素的研究給出提升我國企業全要素生產率的根本途徑有限，因此有必要從公司治理角度對內部影響因素進行分析。隨著委托代理問題的產生以及信息不對稱問題的存在，公司治理機制出現嚴重危機，為了緩解代理沖突、提高資源配置效率和企業全要素生產率，必須借助大股東治理、管理層激勵或者董事會治理等手段對經理層進行必要的激勵、約束與監督。近年來，學者們主要將企業內部的各種因素例如高管特征、股權結構、激勵機制等納入了影響企業全要素生產率的研究中[3-5]。董事會作為股東和管理層之間的橋梁，發揮著至關重要的作用，但很少有人將其納入到對全要素生產率的影響之中。從董事會治理的經濟后果看，目前的研究多是從董事會團隊成員的單一或少數特征出發探討其對企業績效與創新的影響，忽略了董事會成員不同特征間的交叉和制衡作用。在當前全球經濟發展新格局的大背景下，董事會是實體經濟中最關鍵的決策機構，其成員經歷、持股比例、任期等特征的交叉和重疊作用，能否對資源配置優化和全要素生產率的提高產生一定的影響？

綜合以上分析，本文將從公司治理的角度出發，引入Lau et al.[6]構建的斷裂帶理論，分析董事會治理對我國上市公司全要素生產率的影響。首先，以滬深A股上市公司2011—2020年為例，重點考察了董事會群體斷裂帶對企業全要素生產率的影響。其次，在融資約束條件下，將技術創新這一中介變量引用到其中，分析其如何作用于企業全要素生產率和董事會斷裂帶。再次，就不同產權性質的企業、董事長是否兼任總經理進行異質性分析。最后，采取替換被解釋變量、改變計量方法、縮小樣本容量、PSM回歸和安慰劑檢驗等一系列穩健性測試。

本文的貢獻體現在三個方面：第一，分析了董事會斷裂帶對上市公司全要素生產率的影響，揭示了董事會斷裂帶對全要素生產率的促進作用，豐富董事會斷裂帶的公司治理研究，拓展全要素生產率的相關文獻。第二，將單一指標衡量董事會治理轉向結合八個指標共同刻畫董事會斷裂帶，從微觀視角分析董事會斷裂帶對上市公司全要素生產率的影響。第三，在黨的二十大的背景下，基于公司治理與“高質量發展”之間的關系，以董事會斷裂帶這一微觀層面為切入點，試圖打開公司治理與資源配置效率之間的黑箱，為緩解代理問題，降低代理成本提供經驗證據，同時也對優化當前董事會結構，提高資源配置效率提供一定依據。

二、文獻回顧與研究假設

（一）文獻回顧

1.公司治理結構與全要素生產率

良好的公司治理機制可以在一定程度上提高全要素生產率。現有文獻研究公司治理水平主要從股權結構（Jensen et al.，1976）、遴選優秀管理人才（Hellman et al.，2002）、激勵約束機制（Bake et al.，2004）等入手，探究其與全要素生產率的關系。企業內大股東發揮的治理作用是企業發展的核心動力。我國股權高度集中，當企業存在多個大股東時，相互監督的股東會緩解委托代理問題，減少公司股價下跌的風險，改善企業整體的治理效率，提升企業全要素生產率[7-8]。人力是影響生產率最為關鍵的因素。在任命高管時，股東或董事會考慮整個團隊的學歷、年齡、專業等屬性的構成，選擇整體素質較高的團隊，利于企業內部提高治理能力，提升創新動力，提高產品質量[9]。股東通過對高管給予激勵，一定程度上緩解代理沖突，促進公司治理目標的實現。實行股權激勵能明顯提高企業的全要素生產率[3]，在高新技術行業對全要素生產率的影響更為重要。

2.技術創新與全要素生產率

創新可以減少傳統的人類勞動，提高企業的全要素生產率。當公司的核心技術不斷提高，企業的全要素生產率才會提高[10]。研發資本的投入對提高企業全要素生產率具有重要作用。研發投入與全要素生產率之間存在著U型關系，并且會因產權性質、融資約束程度和加成率的不同而有所差異[11]。技術創新可能會在一定程度上促進企業全要素生產率的提高。環境規制施加的外部壓力能夠加速企業的技術創新與提升，對資源配置進行優化，加大企業的技術創新力度，提高企業的全要素生產率。

3.融資約束與全要素生產率

企業的資源分配能力是提高全要素生產率一個關鍵因素。公司內外部籌資成本的不同，使得公司面臨著融資的壓力，從而導致了融資約束的現象[12]。民營企業生產率取決于企業的內源資金，內源融資對公司經營績效具有正向影響，對企業的全要素生產率有明顯的促進作用[13]。良好的公司治理能力能緩解企業的融資約束，多個大股東同時存在的公司不僅面臨更低的融資約束，同樣債務融資的成本也會降低，資金的利用效率也會得到提高，可以對企業的整個經濟增長產生正面的影響[7]。政府要積極營造一個有利于企業的融資環境，降低企業面臨的資金壓力。同時也促進了企業全要素生產率的提高[10]。

目前有關公司治理的研究多從財務和市場價值兩個方面來衡量公司的績效，上述指標以財務報告為基礎，只能反映公司以往的經營情況，不能更好地反映企業將來的情況，管理者可能會為了自身利益最大化做出短期決策，如擴大生產規模而忽視技術創新。此外，在監管制度不完善的情況下，有可能存在粉飾報表的表現。因此，本文在對經營績效進行衡量時，主要選取的指標是“全要素生產率”，探討以下問題：一是強董事會斷裂帶是否與較高的企業生產率相關聯？二是在融資約束情況下，董事會能否通過增加研發投入來提高企業的全要素生產率？三是分組回歸探析不同產權性質、兩職合一治理手段是否會導致董事會斷裂帶對全要素生產率影響程度不同？

（二）研究假設

1.董事會斷裂帶與全要素生產率

作為公司治理中的決策管理角色，董事會的決策對公司的資源分配具有決定性的影響。研究結果顯示，資源分配效率會對企業要素生產率產生影響，當分配效率得到提高，那么企業的全要素生產率也會相應提高[14-15]。

董事會作為企業的“大腦”，它的成員根據其結構特點和認知特點將其分為不同的子集體，從而構成了董事會斷裂帶。作為公司管理層的決策者，董事會成員自身屬性形成的斷裂帶影響董事會做出的決策，影響一家公司未來的發展。斷裂帶的存在可以使董事會成員之間創造互動，幫助他們更好地了解公司的內外部環境，做出科學高效的決策。同時，董事會斷裂帶可以增加董事會獲取信息的資源，提升董事會識別戰略的能力，提高制定決策的效率，提高公司資源配置效率，進而提升企業的生產率[16]。董事會成員多元特征形成的斷裂帶，可以使董事會成員子群體從不同角度考慮問題，做出有利于公司長遠發展的生產經營和投資決策，提高資源配置效率[17]。董事會斷裂帶強的上市公司可以通過科學合理的投融資決策幫助公司更好地管理內部事務，有效地優化上市公司的資源配置，進而提升其全要素生產率[17]。從這個角度來說，董事會斷裂帶在制定決策時往往以公司利益價值最大化為出發點，對公司的資源配置以及生產要素進行優化，保證其更好地投入要素。在以上分析的基礎上，本文提出了假設1。

H1：董事會斷裂帶在一定程度上能夠提高企業全要素生產率。

2.董事會斷裂帶、技術創新與全要素生產率

國內外的大量研究顯示，技術創新是企業提高全要素生產率的重要手段。企業創新活動是一種回報周期長但回報率高的高風險投資活動。由于企業內各子群體在信息和資源上的差異，會影響董事會成員的認識水平，因此為了提升企業的技術創新力度，需要加強子群體之間的交流與溝通聯系，實現群體之間的優勢互補。斷裂帶的存在可以幫助公司的董事會和經理做出更好的決策，分配資源，增加創新投資，提高企業績效。受教育程度、任期、職能背景等因素的影響，董事會成員能夠通過溝通來制定戰略決策，可以拓寬思維的視野與廣度，為企業的技術創新決策提供依據[18]。斷裂帶的存在將促進董事會成員之間的信息和資源交流，通過自身豐富的實踐經驗給企業帶來了創造力，從而有助于進行高質量的技術創新，而技術創新又將直接地影響到企業的全要素生產率。因此，基于以上分析，本文提出假設2—假設4。

H2：董事會斷裂帶能夠提高企業技術創新能力。

H3：技術創新能力可以有效提高全要素生產率。

H4：董事會斷裂帶加快催化技術創新促進企業全要素生產率的提高。

3.有調節的中介效應

企業的創新活動不僅風險高、周期長，還具有不確定性高、資金需求量非常大等特征。當企業獲取資金來源時，由于企業內外部信息不對稱，就會產生融資約束的現象。在企業資金緊張的情況下，企業在技術創新方面應當更加謹慎。所以，企業的技術創新與融資約束有著緊密的聯系。資金約束在一定程度上限制了研發和創新力度，因此需要適當放松，以此保證自主創新能力的提高，促進經濟高質量發展，提高全要素生產率[13]。另外，為了使企業的核心競爭力得到增強，讓企業全要素生產率得到全面發展，多元化的群體可以幫助公司的董事會和經理做出更好的決策，提高資金的利用率、回報率，以此優化資源配置，提升創新質量。同時運用企業內部資金開展創新活動，降低創新風險。因此，基于以上分析，本文提出假設5、假設6。

H5：融資約束能夠直接調節董事會斷裂帶對企業全要素生產率的影響。

H6：融資約束能夠調節董事會斷裂帶→技術創新→企業全要素生產率這一影響路徑。

三、研究設計

（一）樣本選取與數據來源

本文樣本選取滬深A股上市公司2011—2020年的數據，并進行了如下篩選：（1）剔除行業分類為金融、保險類上市公司；（2）剔除在研究窗口期間ST、？觹ST的公司；（3）剔除在研究窗口期間內董事會成員信息未披露完整以及財務數據不完整的公司。董事會斷裂帶數據來自國泰安的中國上市公司董事會成員特征數據庫，企業全要素生產率數據來自國泰安的上市公司營業務收入、員工人數、固定資產投資等數據庫，運用Stata17.0進行分析。

（二）變量定義

1.因變量

本文選取全要素生產率作為因變量，其測量方法主要有普通最小二乘法（OLS法）、OP法（Olley-Pakes法）、全要素生產率法（LP法）等。LP法將較為抽象的生產率沖擊用“中間替代品”進行詮釋，為了避免OLS法在使用過程中出現問題，在其中加入了一項退出變量，相比較OP法來說，獲取數據也更加容易。因此，選用LP法進行測算全要素生產率。

2.自變量

本文參考國內外學者研究[8，19]，選取獨立董事、財務經歷、董事性別及持股比例等八個特征來劃分董事會斷裂帶，根據這些特征變量運用聚類分析法將各公司的年度董事分為3組。在此基礎上，使用離差平方和法合并初始類簇。最后利用公式1、公式2計算出斷裂帶強度（Fstrength）、斷裂帶距離（Fdistance）。具體公式如下：

Fstrengthg=■? 公式1

其中，g為本文三種特定的分組方式；j為董事會成員的特征；p為八種劃分董事會斷裂帶的特征；k為董事會的子群體；q為本文的三組子群體個數；i為董事會子群體的成員；n■■為在三種特定方式分組下任一子群體中成員的個數；■■是指任一子群體中的成員在董事會成員特征的均值；■■是指整個董事會子群體特征的均值；xijk是指某一成員的特征值，數值越大，董事會斷裂帶的強度就越大，子群體間的相似程度也就越高。

Fdistanceg=■? ?公式2

其中，■j1是指董事會子群體1中成員特征的均值，■j2是指董事會子群體2中成員特征的均值。數值越大，董事會斷裂帶的距離就越大，不同子群體內的差異程度也就越高。

本文選取董事會斷裂帶交乘項（Fau）作為解釋變量，計算公式為董事會斷裂帶的強度和董事會斷裂帶的距離兩者相乘，是一個反映董事會斷裂帶的綜合指標。

3.中介變量

本文選取技術創新作為中介變量。結合已有文獻，發現大多使用研發投入強度、企業專利申請量或授權量來度量技術創新[19]。考慮到一個企業的技術創新程度取決于創新產出，因此本文使用專利的總申請量加上1的自然對數來衡量，記為Patent。數值越大，技術創新程度就越強。

4.調節變量

本文參考劉家悅等[10]、陳玲芳等[20]的做法，使用企業總資產和企業上市年限來構建融資約束SA指數。計算公式如下：

SA=0.043Size2-0.737Size-0.04Age

5.控制變量

參考相關文獻研究[4-5]，本文使用資產負債率（Lev）、資產收益率（ROA）、現金流量比率（Cashflow）、成長性（Growth）、董事人數（Board）、獨立董事比例（Indep）、第一大股東持股比例（Top1）、公司成立年限（Firmage）作為控制變量。為了避免行業、年份對研究結論的干擾，引入行業（Ind）和年份（Year）虛擬變量。

各變量定義如表1所示。

（三）模型構建

首先，引入董事會斷裂帶距離與強度的交乘項（Fau）衡量董事會斷裂帶綜合指標，構建基準模型1驗證H1，模型如下：

TFP_LPi，t=α0+α1Faui，t+∑Contr-

ols+∑Year+∑Ind+ε1 （1）

其中，TFP_LPi，t表示企業i在第t年度的全要素生產率，Faui，t表示企業i在第t年度的董事會斷裂帶指標，Controls代表控制變量，模型控制了年份和行業效應。當α1大于0且顯著時，表示董事會斷裂帶能夠促進企業全要素生產率的提升，H1得到證實。

然后，參考溫忠麟等[21]的研究方法，構建模型2—模型4驗證技術創新這一中介路徑的存在，模型如下：

Patenti，t=β0+β1Faui，t+∑Controls+∑Year+∑Ind+ε2 （2）

TFP_LPi，t=γ0+γ1Patenti，t+∑Controls+∑Year+

∑Ind+ε3 （3）

TFP_LPi，t=θ0+θ1Faui，t+θ2Patenti，t+∑Controls+

∑Year+∑Ind+ε4 （4）

其中，Patenti，t表示企業i在第t年度的技術創新程度。當董事會斷裂帶指標β1>0且顯著時，表明董事會斷裂帶促進技術創新較為顯著，H2成立。當技術創新指標γ1>0且顯著時，說明技術創新提高全要素生產率較為顯著，H3成立。當董事會斷裂帶指標θ1、技術創新指標θ2均大于0，且顯著，而且董事會斷裂帶指標θ1<α1，則說明技術創新在企業董事會斷裂帶與企業全要素生產率間發揮中介作用，則H4成立。

在此基礎上，根據溫忠麟等[21]有調節的中介效應檢驗方法，構建有調節的中介路徑檢驗模型5—模型8，驗證融資約束的調節作用，模型如下：

TFP_LPi，t=a0+a1Faui，t+a2SAi，t+a3SAi，t×Faui，t+∑Contrls+

∑Year+∑Ind+ε5 （5）

Patenti，t=b0+b1Faui，t+b2SAi，t+b3SAi，t×Faui，t+∑Contr-

ols+∑Year+∑Ind+ε6 （6）

TFP_LPi，t=c0+c1Faui，t+c2SAi，t+c3Patenti，t+c4SAi，t×

Patenti，t+∑Contrls+∑Year+∑Ind+ε7 （7）

TFP_LPi，t=d0+d1Faui，t+d2SAi，t+d3SAi，t×Faui，t+

d4Patenti，t+d5SAi，t×Patenti，t+∑Contrls+∑Year+∑Ind+ε8

（8）

其中，SAi，t表示企業i在第t年度的融資約束。第一步對融資約束在董事會斷裂帶與企業的全要素生產率間的直接效應進行驗證，若模型5中交互項系數a3顯著為正，說明融資約束能夠直接調節董事會斷裂帶對企業全要素生產率，H5成立。接著檢驗模型6，重點觀察系數b1和交互項系數b3；若模型5的直接效應受到調節，那么繼續對模型8進行檢驗，否則檢驗模型7，并對c3（d4）、c4（d5）的顯著性進行詳細觀察。若b1、c4（d5）均顯著，則融資約束調節中介作用的后半路徑；若b3、c3（d4）均顯著，則融資約束調節中介作用的前半路徑；若b3、c4（d5）均顯著，則融資約束調節中介作用的前后路徑。

四、實證檢驗與分析

（一）描述性統計

對各個主要的變量進行描述性統計，見表2。結果顯示，董事會斷裂帶強度與董事會斷裂帶距離的交乘項（Fau）均值為0.841，標準差為0.295，最小值為0.329，最大值為1.740，這說明了企業的不同會導致斷裂帶距離和斷裂帶強度存在較為明顯的差異。從整體上來看，董事會的結構呈現出多元化的特征，斷層水平較高，且參差不齊，公司治理水平存在較大差異，各行業全要素生產率也有一定的差別。資產收益率（ROA）、經營現金流量比率（Cash）和企業成長性（Growth）的標準差都顯著高于平均水平，說明上市企業三項指標之間的差距很大。董事人數（Board）、獨立董事比例（Indep）、第一大股東持股比例（Top1）均值和中位數相當，且標準差相對較小，樣本分布比較均勻。

（二）相關性分析

對主要變量進行Pearson相關性分析，具體如表3所示。

從表3的相關性分析可以看出，各控制變量之間除Indep與Board的相關系數大于0.5以外，其他都在0.5以下，說明各控制變量間不存在共線性關系。董事會斷裂帶與企業全要素生產率之間的相關系數在1%的水平上顯著正相關，這個發現初步驗證了H1，即董事會斷裂帶能夠促進企業全要素生產率。

（三）董事會斷裂帶、技術創新對企業全要素生產率的影響機制

本文先采用F檢驗和豪斯曼檢驗相結合的方法，在進行回歸分析時，主要采用的是固定效應模型。表4列（1）表明，董事會斷裂帶與企業全要素生產率的系數α1在1%的水平上顯著正相關。故此，本文的H1成立，董事會斷裂帶在一定程度上能夠提高企業全要素生產率。列（2）顯示，董事會斷裂帶與技術創新的系數β1顯著為正，可以看出董事會斷裂帶會推動企業的技術創新，H2得到驗證。列（3）顯示，技術創新與全要素生產率的系數γ1為0.210，在1%的水平顯著相關，表明技術創新可顯著提升企業全要素生產率，H3得到驗證。表4中列（4）顯示，加入董事會斷裂帶與技術創新后，董事會斷裂帶的系數θ1與技術創新的系數θ2均大于0，在1%的水平顯著相關，而且θ1<α1，H4得到驗證。

（四）有調節的中介路徑

本文探討了技術創新在董事會斷裂帶促進企業全要素生產率這一過程中的作用，并進一步探析融資約束這一個顯著影響全要素生產率的因素對這一路徑的影響，見表5。

對融資約束在董事會斷裂帶影響全要素生產率的過程中是否存在直接效應進行了檢驗，結果見列（1）。模型5中系數a3在1%水平上顯著正相關，說明在董事會斷裂帶影響全要素生產率這一過程中融資約束起著直接的調節效應，H5得到證明。故此，使用模型6、模型8進行回歸，如列（2）、列（3）所示。模型6中董事會斷裂帶的系數b1與交乘項系數b3在1%水平上顯著；模型8中技術創新的系數d4與交乘項系數d5在1%水平上顯著，有調節的中介效應得到驗證，H6成立。本文發現，對模型6求董事會斷裂帶的偏導，得到■=2.434+0.623SA。融資約束每增加1個單位，技術創新將增加0.623個單位。由于融資約束的存在，會增強董事會斷裂帶對技術創新的促進，表現為增加0.623個單位的技術創新。融資約束對董事會斷裂帶→技術創新→全要素生產率的前后路徑調節，將影響企業全要素生產率，即將模型6代入模型8，求董事會斷裂帶的偏導，得到■=0.488+0.381×2.434+0.114SA+

0.049SA×2.434=1.415+0.233SA。董事會斷裂帶每增加1個單位，企業全要素生產率將增加1.415個單位；融資約束每增加1個單位，全要素生產率將增加0.233個單位。以上研究說明了董事會斷裂帶提升企業技術創新能力的過程中可以提高企業全要素生產率，這一影響路徑受到融資約束的前后路徑調節，H6得到驗證。

（五）異質性分析

1.基于兩職合一差異的異質性檢驗

將董事長兼任總經理進行分類分組，針對董事會斷裂帶對企業全要素生產率的影響進行了檢驗。根據國泰安提供的數據，創建了一個兩職合一（Dual）的虛擬變量，如果董事長在企業中同時兼任總經理，該變量的值為1，否則取值為0。

董事長兼任總經理后，便不再受到職位上的制約與限制，特別是與董事長分屬不同斷裂帶子群體的成員，在職位的壓力下，使意見盡可能保持一致，導致無法進行有效的信息交流，降低決策的效率，影響企業的資源配置效率。基于以上分析，本文進行了董事長是否兼任總經理的董事會斷裂帶與企業全要素生產率的回歸分析，其回歸結果可見表6。

列（1）董事會斷裂帶（Fau）與全要素生產率的系數為0.131，且在1%水平上顯著；列（2）董事會斷裂帶（Fau）與全要素生產率不顯著，實證結果表明兩職合一抑制了對董事會斷裂帶與企業全要素生產率的關系，當董事長兼任公司總經理時，該情況便會抑制董事會斷裂帶對企業全要素生產率的促進作用。

2.基于產權性質差異的異質性檢驗

本文研究了國有企業和非國有企業中董事會斷裂帶對企業的全要素生產率的影響。根據CSMAR提供的數據，本文創建了一個國有企業（SOE）的虛擬變量，如果被定義為國有企業，該變量的值為1，否則為0。國有企業可以通過提高資本結構的規模效應和提高資源分配效率來提高上市公司的全要素生產率。在此基礎上，對董事會斷裂帶與企業全要素生產率進行了分產權性質的回歸分析，其回歸結果見表6。

列（3）董事會斷裂帶（Fau）與全要素生產率不顯著；列（4）董事會斷裂帶（Fau）與全要素生產率的系數為0.086，且在5%水平上顯著，實證結果驗證了董事會斷裂帶在國有企業中能夠促進企業全要素生產率關系的提升。

五、穩健性檢驗

前文驗證了斷裂帶對于上市公司全要素生產率的影響，本節進行穩健性檢驗，以此來保證回歸結果的可靠性和準確性。一是解釋變量滯后一期。如果將董事會斷裂帶的滯后效應引入到上市公司的全要素生產率中，其回歸結果顯著正相關，表明未來一年內董事會斷裂帶對上市公司的全要素生產率仍有一定的影響。二是替換被解釋變量。本文選取OP法測算的企業全要素生產率進行回歸。三是縮小樣本回歸，將子樣本更換為制造業，制造業促進了國家宏觀經濟的發展，也是國家核心競爭力，推動國家經濟發展。四是在對內生性進行處理時，采用的是PSM方法，對董事會斷裂帶的交乘項進行分組，分組的依據是數值大小，其中處理組為斷裂帶程度高組，對照組為斷裂帶程度低組，結果變量是企業的全要素生產率。五是對生產率的提升作用可能是由于其他隨機因素造成，并非是董事會斷裂帶導致的，為了排除此種現象，使用安慰劑檢驗證明結論的穩健性。以上五種穩健性檢驗方法的回歸結果均不改變前文研究結論，因此，本文認為研究結果具有穩定性②。

六、結論與建議

（一）結論

本文以滬深A股上市公司2011—2020年的數據為樣本，探究了董事會斷裂帶對企業全要素生產率的作用。董事會斷裂帶采用距離和強度的交乘項這一綜合指標來衡量。最終研究結論為在董事會斷裂帶與企業全要素生產率之間，技術創新起到了很大的中間作用。同時，分析了在融資約束調節作用的影響下，技術創新對兩者關系的中介路徑，并在主研究框架的基礎上進行異質性分析。研究結果表明：

1.董事會斷裂帶與企業全要素生產率呈顯著的正相關關系。當董事會斷裂帶程度越高時，子群體成員間差異化特征能夠促進信息交流和整合，由此提升董事會決策能力，優化資源配置，越能促進我國上市公司全要素生產率的提高。

2.技術創新在董事會斷裂帶與企業全要素生產率中發揮著中介作用，即董事會斷裂帶可以通過加大技術創新來推進全要素生產率的提升。

3.融資約束正向調節技術創新在董事會斷裂帶與企業全要素生產率之間的中介關系，即適當的融資約束有利于董事會斷裂帶發揮治理職能，促進技術創新，在合理范圍內促進企業全要素生產率的提高。

4.董事會斷裂帶與企業全要素生產率的關系因產權性質、董事長是否兼任CEO差異有所不同，在國有企業、非兩職合一的企業中，董事會斷裂帶與企業全要素生產率關系更為顯著。

（二）建議

董事會成員的個人特征形成的斷裂帶對一個企業的長期發展具有重要影響，董事會的決策將直接影響到公司的資源分配。由于董事會成員多元化的特點，使其能夠從不同角度思考問題、解決問題，并做出生產和經營的投資決策，以促進公司的長期發展。本文對上市公司的全要素生產率進行了分析，并提出了相應的建議：

1.就上市公司而言，首先，要使董事會的組織結構得到最優化，并充分發揮其自身的優勢。上市公司在聘請董事時，要充分考慮到教育程度、職業背景、工作經歷等因素的不同，利用董事會斷裂帶的作用，拓展信息渠道強化董事會監督職能，提高決策能力，從而提高企業全要素生產率。其次，要健全公司的內部控制體系，提高公司的治理能力，增強公司的“斷裂帶”效應。再次，要健全外部監督機制，以市場為導向，推動全要素生產率的提升。最后，國有企業和非國有企業應該充分利用其自身的特點，在進行控制管理的過程中，充分發揮其對公司治理結構的監控作用，從而保證企業的健康發展和企業價值的提高。

2.就監管層面而言，一是針對公司董事會斷裂的現狀，采用差別化戰略，重點關注斷裂帶程度處于低位或高位的公司，擴大審核范圍，建立懲戒機制，加大處罰力度，增加違法成本。對申請高新技術企業進行審核，建立健全公司外部管理制度。二是要以現行的法律、法規為依據，健全創新激勵機制，激勵其自主創新，以遏制其操縱研發投入推動企業實質性創新。

【參考文獻】

［1］ 張莉，朱光順，李世剛，等.市場環境、重點產業政策與企業生產率差異［J］.管理世界，2019，35（3）：114-126.

［2］ 馬點圓，孫慧，秦穎.雙重環境規制、政府監管與重污染企業全要素生產率［J］.財會通訊，2021（16）：74-78.

［3］ 盛明泉，蔣世戰.高管股權激勵、技術創新與企業全要素生產率——基于制造業企業的實證分析［J］.貴州財經大學學報，2019（2）：70-76.

［4］ 盛明泉，陳一玲，謝睿.非執行董事與企業全要素生產率［J］.會計之友，2020（10）：43-49.

［5］ 王清剛，陳曦.管理層能力能提升全要素生產率嗎？［J］.財會通訊，2021（21）：39-43.

［6］ DORA C LAU，J KEITH MURNIGHAN.Demographic diversity and faultlines：the compositional dynamics of organizational groups［J］.The Academy of Management Review，1998，23（2）：325-340.

［7］ 邢劭思.多個大股東對企業全要素生產率的影響［J］.經濟問題，2022（8）：72-78.

［8］ 梁上坤，徐燦宇，王瑞華.董事會斷裂帶與公司股價崩盤風險［J］.中國工業經濟，2020（3）：155-173.

［9］ MA YUAN，ZHANG QIANG，YIN QIYUE.Top management team faultlines，green technology innovation and firm financial performance［J］.Journal of Environmental Management，2021，285.

［10］ 劉家悅，胡穎，李波.人力資本、融資約束與企業全要素生產率——來自中國制造業企業的微觀證據［J］.華東經濟管理，2020，34（10）：112-119.

［11］ WANG JIACAN，ZHANG QINQIN，LI QIANQIAN.R&D investment and total factor productivity：an empirical study of the listed companies in the coastal regions of China［J］.Journal of Coastal Research，2020，

106：13-16.

［12］ 李詠梅，龐海敏，龐海永.融資約束對企業績效影響關系研究——基于經濟政策不確定性和內部控制視角［J］.會計之友，2021（2）：49-55.

［13］ 朱宏亮.融資結構影響全要素生產率的實證分析——來自A股上市公司的微觀證據［J］.科學決策，2020（1）：72-89.

［14］ 龔六堂，林東杰.資源配置效率與經濟高質量發展［J］.北京大學學報（哲學