一、 引言

国资委从2005年开始推行央企董事会试点，引进外部独立董事，规范董事会治理，在国资委的推动下央企的董事会试点工作顺利推进，截至2006年底，央企共有17家引进了外部董事，建立了董事会制度，2009年央企董事会试点扩大到24家，外部董事人数过百，国资委初步建立稳定的外部董事队伍。央企董事会试点对下属上市公司治理产生积极影响，截至2015年164家上市公司形成了双层董事会治理架构。

央企由于所有人缺位，导致委托代理链条断裂，缺位和错位问题频频发生，一方面母公司总经理负责制易诱发“内部人控制”问题；另一方面下属上市公司董事会主席由母公司总经理直接兼任，母公司管理部门直接干预下属上市公司经营业务，易引起过度干预和侵占中小股东利益问题。双层董事会架构可部分抑制缺位和错位的负面影响，母公司董事会代行所有权人的监督功能，而董事会治理下的母子公司双层治理对大股东利益侵占也可实施一定约束，对于国有企业易发生的过度投资和建构企业帝国有明显的制约，因此央企母公司董事会建设对下属上市公司董事会治理产生了显著影响。

央企的双层董事会治理现已形成了宝钢、神华和中铁工程总公司3种模式。宝钢集团采取的集团战略管控模式，母公司董事会和上市公司董事会决策事项、范围完全分开，两层董事会的事权划分清晰、程序明确。神华集团董事会成员与股份公司董事会成员重合度比较高，过半数董事双向进入，母公司战略规划的制定和实施在子公司得到了比较好的体现，母公司董事会侧重于产业培育和国家战略等职能，股份公司董事会则专注于优良资产的运营等，责任比较清晰，能够实现协调运作。而中铁工程总公司则虚化母公司董事会，强化上市公司董事会，实现决策主体下沉，在上市公司董事会中同时引进独立董事和外部董事。

双层董事会治理下上市公司的董事会构成显然受到影响，央企的外部董事或下沉直接成为上市公司董事，或通过制度约束对上市公司董事会的市场化运作以及专业化决策提出要求，推动了董事会的结构调整、专业化水平的提升和市场化激励机制的推行，进而通过董事会治理影响到管理层决策和企业的日常经营活动。

二、 文献综述及研究假设

大陆法系下投资者保护法律以及执行相对不足，中国证券市场上大股东与中小股东之间的利益冲突超越股东与管理层的委托代理问题，成为最主要的治理问题。央企控股上市公司股权相对集中，母公司对上市公司干预较多，母公司与上市公司之间难以做到相互独立，大股东侵占中小股东利益屡屡发生。大股东通过过度投资(张栋等，2008；罗进辉等，2008)、关联交易(佟岩，王化成，2007；张琳，姚珣，2013)和资金占用(王克敏等，2009)掠夺中小股东利益，控制董事会，调整董事会结构以符合大股东意志，与大股东意图侵占中小股东权益有显著关系，相关研究发现大股东在董事会中所占的席位比例与大股东利益侵占都显著呈正相关(石水平，2010)。大股东控制董事会更便于通过过度投资、关联交易等方式占有中小股东权益，窦欢等(2014)指出归属于企业集团的上市公司过度投资更加严重。

（一） 双层董事会治理与董事会独立性

上市公司独立董事由股东提名，股东大会选举任命，大股东通过调整董事会结构，调低独立董事人数维护自身的控制权收益(刘浩等，2010)，大股东还通过解聘异议独董操控独立董事人选(唐雪松等，2010)。唐跃军和左晶晶(2010)发现控股股东现金流权比例越高，独立董事人数越少，大股东之间制衡度越高，独立董事数量越多。因而通过增减独董人数、控制独立董事人选是大股东操控董事会的常见行为，而在较为规范的双层董事会治理结构下，央企会自然减少董事会操控行为，自愿选聘独立董事的意愿增加。不少研究成果都指出上市公司治理规范程度提升会提高自愿性聘请独立董事的意愿，增加独立董事的人数，上市公司独立董事数量会显著高于监管强制要求(张捷等，2015；Yung-Chuan Lee和Ming-Chang Wang，2016)，而不是正好满足独立董事比例要求。因此本文认为央企母公司建立董事会后，独立董事人数会增加且显著超过最低人数要求，因此提出如下假设：

假设1：央企母公司建立董事会后，下属上市公司董事会独立董事人数显著增加，独立董事人数显著高于监管要求。

（二） 双层董事会治理与董事会专业性

Norburn(1986)认为独立董事的专业背景奠定了他们发挥决策与监督作用的能力与技巧的基础。上市公司有聘请各种专家作为顾问，甚至邀请他们加盟的传统。这些专家一般拥有良好的教育背景，丰富的理论与实务经验，往往能从局外人的角度提出一些有创见性的想法和观点解决企业面临的问题，提高经营业绩( Hambrick，1987)。独立董事通过发挥自己专业能力，与管理层和董事的互动，积累企业专有知识，提升董事会决策效率(Forbes和Milliken, 1999)。央企母公司建立董事会后公司治理更加规范，选聘下属上市公司独立董事会更体现专业性，独立董事中专业背景独立董事占比会增加，因此提出如下假设：

假设2：央企母公司建立董事会后，下属上市公司董事会中专业背景独立董事占比会增加。

不同专业背景的独立董事对董事会决策有不同贡献(Forbes和Milliken, 1999)，银行等金融机构背景的独立董事被认为可以提高企业价值(Rosenstein和Wyatt，1990)。Booth和Deli(1997) 研究发现企业拥有银行背景独立董事比没有这类独立董事的企业拥有更多债务。本文认为银行背景独立董事确实可以为企业带来金融资源，但更大的作用是从债务治理角度提升董事会治理规范水平，防范大股东侵占中小股东权益，双层董事会治理下上市公司会更加重视治理结构的均衡，在董事会中会增加银行背景独立董事，因此提出如下假设：

假设3：在双层董事会治理下企业在董事会中会增加银行背景独立董事。

会计师背景独立董事是监管层强制要求的，2001年中国证监会《关于在上市公司建立独立董事制度的指导意见》明确要求在2003年6月30日前，上市公司的独立董事中至少包含一名会计专业人士。美国SEC同样要求在审计委员会登记时至少需要披露一人为财务专家。现有文献已经梳理出会计师背景独立董事三个方面的作用：首先，会计师背景独立董事可以帮助识别并减少财务舞弊，如Bushman和Smith(2001)通过对在财务年度报告中发生舞弊的公司研究发现，如果独立董事中没有会计专业人士，则发生财务舞弊的可能性更大。其次，会计师背景独立董事推动企业提升自愿性披露水平，如程新生等(2008)研究成果显示会计师背景的独立董事在董事会中所占比例与会计信息自愿性披露的相关性最强，认为会计师背景独立董事可以提高公司披露的水平，使会计信息质量水平更上一层。最后，会计师背景独立董事有利于企业减少盈余管理，如Bryan等(2004)发现有会计师背景的独立董事作为审计委员会成员时，公司具有更少的应计额高估。因此，会计师背景独立董事有助于企业减少财务舞弊，提升自愿性披露水平，减少盈余管理。在双层董事会治理下上市公司会更有动力提升财务信息披露质量，因此会在董事会中增加会计师背景独立董事。基于上述分析提出如下假设：

假设4：在双层董事会下上市公司会增加会计师背景独立董事。

（三） 双层董事会治理与股权激励

在国企改革中股权激励是较为常见的市场化的改革方式，股权激励通常由董事会薪酬委员会制定并实施，属于董事会决策的重要内容之一，薪酬委员会通常由独立董事主导。邵少敏、林伟和吴沧斓(2004)发现公司总经理持有股份的占比与独立董事比例之间呈显著正相关关系，且显著性水平很高。牛建波(2004)发现独立董事比例越高的企业，其对管理层实施的股权激励水平越高。王华和黄之骏(2006)同样发现董事会结构对管理层股权激励有显著影响。在双层董事会治理下，董事会的独立性和专业性增强，独立董事人数显著增加，独立性提高有助于企业实施更高的股权激励，因此提出如下假设。

假设5：央企母公司建立董事会后，下属上市公司股权激励水平更高。

三、 样本变量和模型设计

2005年国资委开始在央企中试行外部董事制度，建立国有独资企业的董事会（参见图1）。国资委先后制定了《国有独资公司董事会试点企业外部董事管理办法(试行)》、《董事会试点中央企业董事会、董事评价办法(试行)》和《国有独资公司董事会试点企业职工董事管理办法(试行)》、《董事会试点中央企业职工董事履行职责管理办法》等文件。2009年10月13日又颁发了《董事会试点中央企业专职外部董事管理办法(试行)》。从首批试点7家，到2007年增加到17家，2008~2009年增加到24家，2010年达到32家，因此在2008年以前基本都是小规模试点，而2008年以后进入了规模化试点阶段。本文研究集中在早期的17家试点央企，并重点研究下属上市公司董事会结构和股权激励的变化。

本文将国资委推行董事会试点作为外部事件，采用双重差分模型对央企母公司建立董事会后对子公司董事会治理的影响进行研究。早期17家董事会试点的央企共涉及29家上市公司，剔除ST公司和2005年以后上市的公司共7家，把22家上市公司作为处理组，把其余未实施董事会试点央企的下属上市公司作为对照组，研究处理组董事会结构与对照组的差异，考虑到华润等部分央企总部设在我国香港，母公司治理的市场化程度较高，虽未纳入董事会试点范围，但境内A股上市公司的公司治理仍会受到母公司的正面影响，因此把7家母公司在香港的上市公司从样本中剔除，考虑到截至2015年央企共有85家进入董事会试点涉及下属上市公司164家，把未进入董事会试点的央企所涉及的162家上市公司作为对照样本（未纳入母公司总部在香港的7家上市公司）。采用独立董事人数、银行背景独立董事人数、会计师背景独立董事人数等作为被解释变量，研究央企下属上市公司在母公司实施董事会试点后是否发生独立董事人数显著增加的现象，模型如下：

我们希望检验2008年前母公司实施董事会试点的上市公司2009~2010年的董事会独立性和专业性。与2005~2006年相比，对照其他未实施董事会试点的央企下属上市公司是否存在显著提升。如果上市公司的母公司在2008年前实施了董事会试点，将其定义为“处理组”，虚拟变量soe_board取值为1；如果上市公司央企母公司未进入董事会试点范围(不考虑总部在香港未纳入董事会试点母公司)，将其定义为“对照组”，soe_board取值为0。After是代表董事会试点前后时段的一个虚拟变量，考虑到母公司董事会试点对子公司董事会治理的影响有一定时滞，把2005~2006年作为未受董事会试点影响时间取值为0，2009~2010年作为受董事会试点影响时间取值为1。交互项Transform×After是反映t时段样本企业i是否受到母公司董事会试点影响。若母公司董事会试点确实能提高企业董事会独立性和专业性，那么交互项的系数α₄为正。

选择独立董事人数(num_id)作为被解释变量。从表1中数据看，央企下属上市公司在母公司实施董事会试点后独立董事人数有显著增加，每年均值从2005年的3.409人逐年增至2010年的3.955人，呈现显著上升趋势，标准差也有所扩大，这进一步反映了央企下属上市公司董事会独立性不断提升的过程。A股董事会规模平均值为9人，按照证监会要求对应的独立董事应为3人，双层董事会治理下上市公司独立董事人数显著超过3人。

根据表2发现，从所有样本企业独立董事人数（num_id）分析，对比对照组，处理组的央企实施董事会试点后独立董事人数有显著增加，平均独立董事人数接近4人，董事会独立性显著增加。从银行背景独立董事人数（bank）变化角度分析，相对于对照组银行背景独立董事平均人数下降，处理组银行背景独立董事平均人数显著增加。就会计师背景独董人数(accountant)变化看，会计师背景独董在实施董事会试点央企的下属企业中增加较为显著。而管理层持股比例(ratio_share_management)则在董事会试点前后提升非常显著，其中管理层持股比例在中值比较上显著，而其他变量中值比较不显著。

注：***、**和*分别表示1%、 5%和10%的水平上显著，下同。

根据Klein(1998)的研究，本文认为企业资产规模会影响到外部董事的选择以及参与决策所带来的结果，因此选择把总资产规模作为控制变量。根据Faleye等(2011)的研究，企业的资产负债结构和对外部金融资源需求会影响是否选聘银行背景独立董事，因此把资产负债率作为控制变量。根据Jensen(1993)、Yermack(1996)、徐金发(2002)、杨勇(2007)的研究，董事会规模对董事会构成以及董事会决策效率构成影响，因此把董事会规模作为控制变量。Desender等(2013)认为董事会的监督功能发挥取决于企业的所有权结构和控股股东性质。相较于分散化的中小股东，大型股东有更强的监督管理层的利益动力(Shleifer和Vishny, 1986)。根据上述学者进行董事会研究时的通常做法，对行业和年份进行控制。

从表3中数据可以看出双层董事会治理下企业独立董事人数（num_id）显著高于单层董事会。双层治理下的大股东持股比例（ratio_large_shareholder）显著高于单层治理的企业，大股东持股更为集中。双层治理下银行背景和会计师背景独立董事人数均显著更多，而管理层持股比例（ratio_share_management）也显著更高。对企业成长性（托宾值均值tobinsq）进行分析，发现双层治理的央企下属上市公司更为成熟，托宾值均值显著小于单层治理企业。同时还发现双层治理企业资产规模（lnasset）均值更大，资产负债率（debt_asset）中值更高，但董事会规模（num_board）按照董事会人数进行计算，显著小于单层治理企业。

四、 实证分析

（一） 双层董事会治理与董事会独立性

表4第(1)列以独立董事数量（num_id）作为被解释变量，我们控制了行业（industry），没有加入控制变量，以2007~2008作为分界点，把2009~2010年作为央企下属上市公司受董事会试点影响时间（after取值为1），母公司实施了董事会试点改革从而形成双层董事会治理的央企下属上市公司作为处理组（soe_board取值为1），交叉项soe_board*after系数为0.347且在10%水平上显著，反映了双层董事会治理下上市公司独立董事数量显著增加。在第(2)列加入控制变量，交叉项soe_board*after系数为0.340且在10%水平上显著，双层董事会治理下上市公司独立董事人数显著增加，R2增长两倍。在第(3)列把独立董事人数进行调整，剔除有政府背景、国企高管背景等影响独立性的独立董事人选，用真实的独立董事人数作为被解释变量，双层董事会治理下真实独立董事数量同样显著增长。在第(4)列，进一步用独立董事人数减去1/3董事总人数获得自愿聘请独立董事人数，用自愿性聘请独立董事人数作为被解释变量，回归结果显示交叉项soe_board*after系数为0.408且在1%水平上显著，双层董事会治理下自愿聘请独立董事人数显著增加，母公司建立董事会有助于子公司自愿性聘请独立董事，验证了假设。

（二） 双重董事会治理与专业性

表5第(1)列以专业背景独立董事人数占独立董事比例作为被解释变量，双层董事会治理下上市公司专业背景独立董事占比显著增加。在第(2)列以银行背景独立董事人数作为被解释变量，双层董事会治理下上市公司银行背景独立董事人数显著增加。在第(3)列把会计师背景独立董事人数作为被解释变量，双层董事会治理下会计师背景独立董事数量同样显著增长。在第(4)列，进一步用会计师背景独立董事人数减去证监会要求的必须有一名会计师背景独立董事作为自愿性聘请会计师背景独立董事，用自愿性聘请会计师独立董事人数作为被解释变量，回归结果显示双层董事会治理下自愿聘请会计师背景独立董事人数显著增加，母公司建立董事会有助于子公司自愿性聘请专业背景独立董事，验证了假设。

（三） 双重董事会治理与股权激励

表6第(1)列管理层持股比例作为被解释变量，双层董事会治理与上市公司管理层持股有显著正相关关系。在第(2)列加入总经理任职时间，总经理任职时间越长获取高水平股权激励可能性越大，我们对总经理任职时间进行控制后，双层董事会治理与管理层持股保持显著正相关关系，R2有显著提高。在第(3)列进一步控制董事长兼任总经理(两职合一)，双层董事会治理与管理层持股仍保持显著正相关关系，R2进一步提高。在第(4)列，进一步加入独立董事比例和专业背景独立董事比例指标，在控制董事会独立性和专业性对管理层持股的影响后，双层董事会治理仍与管理层持股保持正相关关系，验证了假设。

五、 稳健性检验

央企实施董事会试点有可能是国资委从国资管理角度，选定重点产业领域代表性企业进行试点，但也有可能是央企下属上市公司治理非常规范，国资委认为条件相对成熟从而选择母公司实施董事会试点，为了控制央企董事会试点对于公司基本特征的选择效应，参照Lawrence等(2011)、Chemmanur等(2014)，本文采用倾向得分匹配法来控制实施董事会试点构成双层董事会治理和没有实施董事会试点央企下属上市公司特征的差异。倾向得分(Propensity Score)基于因变量为soe_board的probit模型计算得出，我们对每个soe_board为1的观测采用nearest-neighbor的可重复的匹配方法得到1个与之最近的样本作为匹配样本，表7为匹配结果。可以看到，Panel A中匹配前双层治理企业（soe_board=1）在大股东持股比例（ratio_large_shareholder）、公司成长性（tobinsq）、资产规模（lnasset）和董事会规模（num_board）等公司特征变量上确实与单层董事会治理企业（soe_board=0）存在显著差异，只有资产负债率（debt_asset）指标差异不明显；在进行匹配得分后，公司特征变量差异显著减少且不显著，Panel B中第(2)列除大股东持股比例和董事会规模依然对母公司是否实施董事会试点有较为显著的影响外，其余变量的回归系数均不显著；并且回归方程整体无法拒绝χ²检验。因此，倾向得分匹配的效果较好。而在匹配后，从Panel C的匹配后的结果可以看出，公司是否属于董事会双层治理指标soe_board为1和为0的组的董事会独立性和专业性指标依然有显著差异，独立董事数量（num_id）、银行背景独立董事数量（bank）、会计师背景独立董事数量（accountant）在匹配前和匹配后双层治理企业与单层治理企业均存在显著差异。这就说明在控制了央企董事会试点对公司基本特征的选择效应差异后，双层董事会治理依然对上市公司董事会独立性和专业性有显著正向影响。

注：***、**、*分别代表在1%、5%和10%水平上显著，标准误按公司聚类和异方差调整。

独立董事兼职对于董事会决策有显著影响(Ferris et al., 2003; Fich和Shivdasani, 2006)，这种影响主要通过董事兼职对独立性影响和用于董事会决策时间减少带来影响表现出来，因此会对董事会对于管理层的监督构成影响。本文检验了双层董事会结构下上市公司董事会独立性增强是否会提升管理层股权激励强度，因此也需要考虑独立董事兼职的影响，设定一个独立董事兼职变量(interlock_id)，如果上市公司独立董事兼职家数为N，则独立董事兼职变量定义为ln(1+N)。按照国有企业是否进行了董事会试点改革对独立董事兼职进行分组分析，未发现试点企业与非试点企业有显著差异（见表8）。

表9中在双层董事会对股权激励影响的回归模型中加入独立董事兼职变量（interlock_id），经检验央企董事会试点改革后双层董事会结构对股权激励有显著正面影响，第1列到第4列4种情形下交叉项（soe_board×after）都为正，且在5%水平上显著，结论与表6保持一致。

注：***、**、*分别代表在1%、5%和10%水平上显著，标准误按公司聚类和异方差调整。

六、 研究结论及展望

央企董事会试点是国企改革的重要举措，外界对此评价不一，对外部董事发挥的作用难以判断，本文采用双重差分模型对受母公司董事会试点影响的上市公司董事会结构进行研究，发现央企董事会试点可以显著改善下属子公司董事会的独立性和专业性。本文的研究对于国资委进一步推动央企董事会行使三项权力改革以及“四项试点”具有重大意义，通过实证分析证明央企董事会试点对于带动央企集团整体的公司治理水平提升和市场化的激励机制实施具有显著作用，因而央企董事会注重学习淡马锡模式，董事会充分发挥监督和决策作用，对国企真正走向市场化，推动落实混合所有制改革有显著作用。

参考文献