許為賓　周建

摘 要以2010～2014年中國滬深A(yù)股上市公司為研究對象，研究在中國經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型背景下，地方政府治理差異是如何影響企業(yè)董事會資本配置，并進(jìn)而影響企業(yè)投資效率的。實證檢驗發(fā)現(xiàn)：政府治理對企業(yè)投資效率的影響，部分的可以視作通過企業(yè)董事會資本的中介效應(yīng)發(fā)揮作用。更進(jìn)一步來說，董事會人力資本在政府治理水平和企業(yè)投資效率之間發(fā)揮中介作用；董事會社會資本則對政府治理水平與企業(yè)投資效率之間的關(guān)系產(chǎn)生了遮掩效應(yīng)。

關(guān)鍵詞政府治理；董事會資本；投資效率

[中圖分類號]F271.5 [文獻(xiàn)標(biāo)識碼] A [文章編號]1673-0461（2017）03-0014-09

一、引 言

當(dāng)前中國宏觀經(jīng)濟(jì)發(fā)展的下行壓力，使得微觀企業(yè)投資效率問題的重要性再次凸顯。而在中國“權(quán)力+市場”的轉(zhuǎn)型體制中，企業(yè)投資效率的改善需要在兩個方面有所突破：一是要提升作為決策主體的董事會在投資決策中的治理有效性（內(nèi)治）；二是要積極應(yīng)對外部的政府干預(yù)行為（外攘）。那么，擺在研究者面前的問題是：中國企業(yè)的董事會建設(shè)如何應(yīng)對政府治理情境的變化，企業(yè)在“內(nèi)治”和“外攘”之間的投資決策行為及其經(jīng)濟(jì)后果如何？在此背景下，探析政府治理、企業(yè)董事會資本配置與投資效率關(guān)系問題，不僅能夠折射出宏觀制度變遷和政府演進(jìn)所隱含的治理變化，對微觀經(jīng)濟(jì)主體的治理行為與投資決策行為的影響。也可以在更一般的意義上，反映地區(qū)公共治理與公司治理的差異狀況和效率問題。

文章圍繞所提煉的科學(xué)問題“在中國經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型背景下，地方政府治理差異是如何影響企業(yè)董事會資本配置，并進(jìn)而影響企業(yè)投資效率的？”以2010～2014年中國滬深A(yù)股上市公司為樣本，進(jìn)行實證研究。解讀中國企業(yè)在不同的政府治理情境下，實現(xiàn)董事會治理有效性和投資決策有效性的內(nèi)在邏輯。

二、理論分析與研究假設(shè)

眾所周知，企業(yè)總是生存在一定的環(huán)境之中，必須要對其所生存的外部環(huán)境進(jìn)行分析并做出相應(yīng)反應(yīng)（Peng， 2003）[1]。權(quán)變理論認(rèn)為，組織應(yīng)當(dāng)根據(jù)所處的外部環(huán)境條件的變化，來調(diào)整內(nèi)部管理模式。事實上，在一個相對穩(wěn)定的制度環(huán)境中，企業(yè)的適應(yīng)能力越好，越能夠?qū)暧^經(jīng)濟(jì)政策進(jìn)行較好的預(yù)測，越能夠在公共制度層面避免損失和獲得市場機(jī)會。但對于轉(zhuǎn)型經(jīng)濟(jì)國家而言，宏觀公共政策的不可預(yù)測性和制度環(huán)境的不穩(wěn)定性恰恰是其顯著特征。企業(yè)所面臨的制度環(huán)境越不完善，環(huán)境不確定性風(fēng)險越高，企業(yè)就越有必要對制度環(huán)境進(jìn)行分析，并在其治理結(jié)構(gòu)方面做出相應(yīng)的反應(yīng)。

而從當(dāng)前中國國情來看，中國特色的財稅分權(quán)改革，對地方政府形成了發(fā)展經(jīng)濟(jì)的刺激。但由于社會歷史發(fā)展差異和資源稟賦不同，不同地區(qū)在政府治理方面存在較大差異。而在地區(qū)橫向經(jīng)濟(jì)競爭壓力下，地方政府發(fā)揮著“政治企業(yè)家”的作用，承擔(dān)著進(jìn)行地方公共治理制度改革，提高地區(qū)資源配置效率和促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的責(zé)任和義務(wù)（陳德球，李思飛，2012）[2]。那么， 在此情況下，干預(yù)企業(yè)的微觀經(jīng)濟(jì)活動，就成為地方政府實現(xiàn)其行政目標(biāo)的重要手段之一。特別是在中國這樣的新興市場國家，地方政府通過其所能提供的產(chǎn)權(quán)保護(hù)、法律執(zhí)行、行政審批效率、稅收政策等公共治理制度安排來影響企業(yè)的治理行為。

董事會資本包括人力資本和社會資本（Hillman， Dalziel， 2003）[3]，董事會社會資本又可以分為商業(yè)性資本和政治性資本，而這些董事會資本的不同維度之間存在著異質(zhì)性，其主要作用也不一樣。董事會人力資本直接關(guān)系到董事會成員的治理能力和水平，而董事會社會資本則有利于直接或間接降低市場交易成本，獲得特殊的市場權(quán)力。在政府治理水平較差的情況下，政府所提供的公共制度安排難以對企業(yè)契約的履行提供較好的保障（石軍偉，付海燕，2010）[4]。使得企業(yè)在獲取融資便利、投資機(jī)會以及特殊資源等方面更加依賴于企業(yè)的社會資本，尤其是政治性社會資本（陳倩倩，尹義華，2014）[5]。那么，在此情況下，企業(yè)在董事會建設(shè)過程中，企業(yè)對董事會社會資本的訴求會更強(qiáng)烈。

但是，董事會社會資本的積累本身也是需要成本的（白璇等，2012）[6]，而且這些社會資本的維持還會引起一定的尋租問題。當(dāng)政府治理水平變好，市場交易機(jī)制的規(guī)范性較高，市場的公平性和競爭性增強(qiáng)的情況下，董事會的社會資本，尤其是政治性社會資本所發(fā)揮的作用越來越小，在此情況下，企業(yè)未必愿意花費(fèi)巨額成本來尋求此類社會資本。從已有研究文獻(xiàn)，如石軍偉和付海燕（2010）、陳倩倩和尹義華（2014）等來看，也間接的為這一論斷提供了經(jīng)驗證據(jù)。石軍偉和付海燕（2010）的研究證實，在市場經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)的地區(qū)，等級制社會資本的影響作用在弱化。陳倩倩和尹義華（2014）的研究證實，隨著制度環(huán)境的改善，企業(yè)對社會資本的依賴性在下降。而外部市場競爭的壓力，要求企業(yè)董事會提高其決策質(zhì)量，提升企業(yè)的市場競爭力，這就在客觀上要求企業(yè)必須配置高質(zhì)量的董事會人力資本，低質(zhì)量的董事會人力資本將被市場淘汰。那么在此情況下，外在的壓力將會迫使企業(yè)強(qiáng)化其董事會人力資本配置。作為一種理性選擇，企業(yè)在董事會建設(shè)過程中，會若弱化董事會社會資本配置，而強(qiáng)化董事會人力資本配置。也就是說政府治理水平差異對企業(yè)董事會資本配置選擇產(chǎn)生了不同的影響?；谏鲜龇治?，我們提出如下研究假設(shè)：

H1：政府治理差異影響企業(yè)董事會資本配置選擇。即政府治理水平越低，企業(yè)對董事會社會資本的訴求越強(qiáng)烈；政府治理水平越高，企業(yè)對董事會人力資本的訴求越強(qiáng)烈。

董事會資本是董事會治理職能有效發(fā)揮的保障（Haynes， Hillman， 2010）[7]。依據(jù)資源依賴?yán)碚摚聲瞧髽I(yè)從內(nèi)外部環(huán)境中獲取資源性支持的一種機(jī)制。而已有研究發(fā)現(xiàn)，董事會資本與董事會提供的4種資源正相關(guān)。擁有豐富人力資本和社會資本的董事會，能夠為公司和外部組織的交流溝通提供更有效的途徑；能夠幫助企業(yè)及時獲得有價值的市場信息；從而降低企業(yè)決策者所面臨的不確定性，提高決策質(zhì)量。而合法性和資源性支持則直接關(guān)系到公司投資決策是否能夠順利實施。因此，董事會資本會影響董事會參與企業(yè)投資決策的有效性，進(jìn)而影響企業(yè)投資效率。

同時，從委托代理理論的視角來看，董事會是解決企業(yè)所有者和管理者之間代理問題的重要機(jī)制（Jensen，Meckling，1976）[8]。如果董事會能夠?qū)芾韺雍推髽I(yè)投資決策進(jìn)行有效的監(jiān)督與控制，那么投資決策的經(jīng)濟(jì)效果將得以提高（Watts， Zimmerman， 1980）[9]。而正如前文所述，董事會資本決定了董事會如何有效地評價和影響管理者行為，如何保證企業(yè)戰(zhàn)略決策的有效實施（Kor， Sundaramurthy， 2008）[10]。Carpenter和Westphal（2001）發(fā)現(xiàn)， 董事的經(jīng)驗知識技能會影響其工作效能，沒有相應(yīng)資本的董事則缺乏識別和正確評價管理層及其投資決策行為的能力。董事會資本可以通過作用于董事會的監(jiān)督與控制能力進(jìn)而影響企業(yè)的投資效率。因此，董事會資本是影響企業(yè)投資效率的重要前置性因素，而差異化的董事會資本配置也將會導(dǎo)致企業(yè)投資效率出現(xiàn)差異?；谏鲜龇治觯覀兲岢鋈缦录僭O(shè)：

H2：提高企業(yè)董事會資本配置水平有助于改善企業(yè)投資效率。

在前文中，本文假設(shè)政府治理水平會影響企業(yè)的董事會資本配置，而董事會資本又會影響企業(yè)的投資效率。這兩個假設(shè)在一定程度上隱含著，董事會資本是政府治理影響企業(yè)投資效率的中間轉(zhuǎn)化機(jī)制。事實上，董事會作為公司治理的核心機(jī)制，通過發(fā)揮其監(jiān)督控制職能和戰(zhàn)略參與職能，影響企業(yè)投資決策行為及其經(jīng)濟(jì)后果，而董事會治理職能的有效發(fā)揮取決于董事會資本的配置情況（Haynes， Hillman， 2010）[7]。根據(jù)資源基礎(chǔ)觀，企業(yè)利用獨(dú)特的資源和能力來實現(xiàn)企業(yè)的可持續(xù)競爭優(yōu)勢，其背后的邏輯在于企業(yè)內(nèi)部的資源和能力增加了企業(yè)的效率和效力（羅明新等，2013）[11]。正是企業(yè)董事會資本配置的不同，導(dǎo)致了董事會治理能力的差異，進(jìn)而導(dǎo)致了企業(yè)投資效率差異。而公司治理結(jié)構(gòu)內(nèi)生于制度環(huán)境（陳德球，陳運(yùn)森，2013）[12]，董事會資本配置作為公司治理的重要制度安排同樣內(nèi)生于制度環(huán)境。政府作為宏觀制度環(huán)境的主要提供者和執(zhí)行者，政府治理水平直接關(guān)系到制度環(huán)境的優(yōu)劣，政府治理是制度環(huán)境背后的機(jī)制。

依據(jù)上述分析，我們可以得到這樣的邏輯線索：差異性的政府治理水平導(dǎo)致不同地區(qū)的企業(yè)，在其董事會建設(shè)過程中，對董事會資本進(jìn)行不同情況的配置。而董事會資本直接關(guān)系到董事會治理職能的有效發(fā)揮，進(jìn)而會影響到企業(yè)的投資效率。因此，我們認(rèn)為，政府治理對企業(yè)投資效率的影響，部分的可以視作通過影響企業(yè)董事會資本來實現(xiàn)?；诖?，我們提出如下研究假設(shè)：

H3：董事會資本在政府治理與企業(yè)投資效率關(guān)系中發(fā)揮中介作用。

三、數(shù)據(jù)與模型

（一） 樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文以2010～2014年中國上海證券交易所和深圳證券交易所A股上市公司為研究樣本。其中，自變量政府治理水平的觀測期間為2010～2012年，因變量董事會資本的觀測期間為2011～2013年。其原因是：考慮到全球金融危機(jī)所引起的市場震蕩狀態(tài)，為了保持市場環(huán)境的相對穩(wěn)定性，我們主要選擇金融危機(jī)基本結(jié)束后的時期。而同時，第十二屆全國人民大表大會第一次會議于2013年3月5日開幕，即自2013年起，中國開始了新一屆政府的執(zhí)政時期。為了規(guī)避政府換屆事件可能對研究穩(wěn)定性產(chǎn)生的消極影響，所以，本文將政府治理水平的觀測時間截止于2012年。而考慮到公司治理行為對政治環(huán)境變化的反應(yīng)可能需要一定的時間，因此，本文將董事會資本相關(guān)指標(biāo)觀測時間滯后一期，觀測期為2011～2013年。為了避免可能存在的內(nèi)生性問題，以及考慮到企業(yè)投資決策對外部環(huán)境變化和董事會治理變化可能需要一定的時間，本文將企業(yè)投資效率指標(biāo)滯后兩期，觀測期為2012～2014年。

樣本經(jīng)過以下處理程序：①考慮到ST企業(yè)財務(wù)處理的特殊性，對此類樣本企業(yè)進(jìn)行了刪除；②考慮到金融類和公共事業(yè)類企業(yè)的特殊性，對此類樣本企業(yè)進(jìn)行了刪除；③對數(shù)據(jù)嚴(yán)重缺失的樣本企業(yè)進(jìn)行了刪除。最后，為消除異常值的影響，對研究所涉及的主要連續(xù)變量，上下1%的樣本進(jìn)行了Winsorize處理，最后得到3年共計2 679個觀測值。本研究數(shù)據(jù)主要來源于手工整理數(shù)據(jù)和相關(guān)數(shù)據(jù)庫數(shù)據(jù)。手工整理數(shù)據(jù)主要來自于上市公司年報、《中國分省經(jīng)營環(huán)境指數(shù)報告》等。數(shù)據(jù)庫選用包括：銳思數(shù)據(jù)庫、色諾芬數(shù)據(jù)庫（CCER）以及國泰安數(shù)據(jù)庫（CSMAR）在數(shù)據(jù)收集整理過程中，為了保證數(shù)據(jù)的準(zhǔn)確性和一致性，本研究對從不同途徑所獲取的數(shù)據(jù)進(jìn)行了對比分析。

（二） 模型構(gòu)建

根據(jù)上文理論分析，本文構(gòu)建如下4個回歸模型進(jìn)行實證檢驗。具體如下：

模型1：

BC=a0+uGGL+a1SIZE+a2LEV+a3ROAt-1+

a4IPOAGE+a5CEOP+a6ESH+a7COMP+a8INDIR+

a9OATC+a10INST+a11PFIVES+a12SOE+a13GDP+

CONTROL_IND+CONTROL_YEAR+ε1 （1）

模型2：

INV=b0+KBC+b1SIZE+b2LEV+b3ROAt-1+

b4IPOAGE+b5CEOP+b6ESH+b7COMP+b8INDIR+

b9OATC+b10INST+b11PFIVES+b12SOE+b13GDP+

CONTROL_IND+CONTROL_YEAR+ε2 （2）

模型3：

INV=c0+mGGL+c1SIZE+c2LEV+c3ROAt-1+

c4IPOAGE+c5CEOP+c6ESH+c7COMP+c8INDIR+

c9OATC+c10INST+c11PFIVES+c12SOE+c13GDP+

CONTROL_IND+CONTROL_YEAR+ε3 （3）

模型4：

INV=d0+m0GGL+k0BC+d1SIZE+d2LEV+d3ROAt-1

+d4IPOAGE+d5CEOP+d6ESH+d7COMP+d8INDIR+

d9OATC+d10INST+d11PFIVES+d12SOE+d13GDP+

CONTROL_IND+CONTROL_YEAR+ε4 （4）

其中，a0、b0、c0、d0分別為模型1～4的截距項，u、k、m、k0、m0、a1～a13、b1～b13、c1～c13、d1～d13分別為模型1～4相應(yīng)的變量系數(shù)，CONTROL_IND和CONTROL_YEAR分別代表行業(yè)啞變量和年度啞變量。

（三） 變量設(shè)計

⑴投資效率（absInv）。關(guān)于投資效率的衡量，Richardson（2006）通過估算企業(yè)正常的資本投資水平，然后用模型殘差的絕對值作為企業(yè)投資效率的代理變量，以考察公司的投資效率水平。姜付秀等（2009），李焰等（2011），詹雷和王瑤瑤（2013）等用該方法對企業(yè)投資行為進(jìn)行了研究。本文借Richardson（2006），辛清泉等（2007）的研究構(gòu)建模型計量企業(yè)的投資效率，我們?nèi)∧Ｐ椭械臍埐罱^對值（absInv）表示公司投資效率。具體模型如下：

Invt=？茁0+？茁1Grot-1+？茁2Levt-1+？茁3Cfot-1+？茁4Roat-1+？茁5Sizt-1+？茁6Invt-1+？茁7Aget-1+？茁iInd+？茁jYear+？著

在模型3中，Invt代表企業(yè)第t年的新增投資。Grot-1為第t-1年的主營業(yè)務(wù)收入增長率，代表企業(yè)成長能力。 Levt-1為第t-1年的資產(chǎn)負(fù)債率，Cfot-1為第t-1年的經(jīng)營活動現(xiàn)金流。Roat-1為第t-1年的資產(chǎn)收益率，代表企業(yè)的盈利能力。Sizt-1為企業(yè)上期資產(chǎn)規(guī)模。Invt-1為企業(yè)上期新增能投資資本量，Aget-1為企業(yè)上市年齡，Ind代表行業(yè)虛擬變量，Year為年度虛擬變量。我們以模型殘差絕對值表示企業(yè)投資效率水平，該值越大，則投資效率越低。

⑵政府治理（GGL）。政府治理是指政府部門為了實現(xiàn)對社會資源的有效配置而制定的制度和行為總和。而好的政府主要體現(xiàn)為：產(chǎn)權(quán)保護(hù)良好、公共服務(wù)廉潔高效、稅負(fù)較低、對企業(yè)干預(yù)較少（La Porta et al.， 1999）[13]。根據(jù)上述認(rèn)知，同時借鑒已有對于政府治理的研究（如La Porta et al.， 1999；陳德球等，2012；周建，許為賓，2016）[13-15]，我們從《中國分省經(jīng)營環(huán)境指數(shù)報告》中選取了政府行政管理、企業(yè)經(jīng)營的法制環(huán)境和企業(yè)稅費(fèi)負(fù)擔(dān)等3個方面的指標(biāo)，構(gòu)建綜合測量指標(biāo)來測度地方政府治理水平。具體方法是：

對各個地區(qū)的政府行政管理、企業(yè)經(jīng)營的法制環(huán)境和企業(yè)稅費(fèi)負(fù)擔(dān)等3方面的指標(biāo)進(jìn)行百分位排序，得到各地區(qū)在每個指標(biāo)中的相對百分位。然后求得各個地區(qū)在各指標(biāo)中的相對百分位值的進(jìn)行平均，就得到該地區(qū)政府治理水平的綜合測量值，這個綜合測量值在0～1之間，該數(shù)值越小，表示政府治理越好。為了保持該測量指標(biāo)與企業(yè)投資效率經(jīng)濟(jì)意義的同向性，我們用1減去上述所求得的測量數(shù)值，再乘以10，這樣我們便為每個地區(qū)賦予一個0～10之間的政府治理數(shù)值，這個數(shù)值越大則代表政府治理水平越好。

⑶董事會人力資本（BHC）。本文基于以往研究成果，結(jié)合本研究的主題，選取年齡異質(zhì)性、受教育程度、職業(yè)背景、行業(yè)經(jīng)驗和團(tuán)隊異質(zhì)性等五個方面的指標(biāo)進(jìn)行綜合評價。具體測量方法如表1所示。

⑷董事會社會資本（BSC）。目前關(guān)于企業(yè)社會資本（社會關(guān)系）的測量都是基于Peng和Luo（2000）的研究，從企業(yè)高管的商業(yè)關(guān)系和政治關(guān)系兩個維度進(jìn)行測量。本研究對企業(yè)高管的商業(yè)關(guān)系的測度主要采用關(guān)聯(lián)董事數(shù)量和行業(yè)關(guān)聯(lián)情況進(jìn)行測量。其中，關(guān)聯(lián)董事數(shù)量用董事會成員在外兼職（或擔(dān)任連鎖董事）的公司（包括科研機(jī)構(gòu)和事務(wù)所合伙人）數(shù)量的平均值進(jìn)行測量。行業(yè)關(guān)聯(lián)情況的測度如下：首先，當(dāng)董事在行業(yè)協(xié)會中任正職時賦值為2、其他職位賦值為1。然后計算董事會成員在行業(yè)關(guān)聯(lián)所獲得的總分值為董事行業(yè)關(guān)聯(lián)的最終得分。本文對企業(yè)政治關(guān)系的測度主如下：將董事會成員在政治關(guān)聯(lián)分為兩類情況：一類是曾經(jīng)擔(dān)任人大代表或政協(xié)委員；另一類是曾經(jīng)擔(dān)任行政領(lǐng)導(dǎo)。將公司董事現(xiàn)任或曾經(jīng)擔(dān)任人大代表或政協(xié)委員的得分，分為國家級、省級和其他級別三級，賦值為3、2、1。其次，公司董事現(xiàn)任或曾經(jīng)擔(dān)任行政領(lǐng)導(dǎo)的得分，分為省部級以上、 省部級和其他級別三級，賦值為3、2、1；然后分別計算公司董事在政治性社會資本項目上所獲總分值。

在上文基礎(chǔ)上，本研究對上述董事會社會資本不同屬性指標(biāo)的原始數(shù)據(jù)進(jìn)行了標(biāo)準(zhǔn)化處理，構(gòu)建無量綱化的純數(shù)值，從而有利于不同量級或數(shù)量單位的指標(biāo)進(jìn)行比較。最后，本文通過將上述各指標(biāo)分別進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化后計算算數(shù)平均值，得到董事會社會資本綜合指標(biāo)的數(shù)值。

⑸董事會資本（BC）。基于董事會資本的概念內(nèi)涵，結(jié)合董事會資本在公司治理中的作用，借鑒Hillman 和 Dalziel（2003）、周建等（2010、2013）、Haynes 和 Hillman（2010）等研究，從董事會社會資本和董事會人力資本兩個方面對董事會資本進(jìn)行考慮。在借鑒已有相關(guān)研究文獻(xiàn)的基礎(chǔ)上，選取了相應(yīng)的測量指標(biāo)（年齡異質(zhì)性、受教育程度、職業(yè)背景、行業(yè)經(jīng)驗和團(tuán)隊異質(zhì)性、連鎖董事、政治關(guān)聯(lián)），然后，采用主成分分析法構(gòu)建董事會資本合成指標(biāo)。參照南開治理指數(shù)（CCGINK）的合成方法：首先，將董事會資本中人力資本和社會資本所涉及的測量指標(biāo)進(jìn)行Z標(biāo)準(zhǔn)化處理，以消除不同指標(biāo)量綱問題的影響。其次，利用主成分分析法對相關(guān)測度指標(biāo)進(jìn)行主成分提取。為了盡最大可能反映原始指標(biāo)體系的特征，主成分提取標(biāo)準(zhǔn)為累計方差貢獻(xiàn)率大于80%。最后，以各主成分的方差貢獻(xiàn)率為權(quán)重，對董事會資本進(jìn)行加權(quán)求和，得出企業(yè)董事會資本評價得分。

⑹控制變量。借鑒已有文獻(xiàn)，本研究分別從公司層面、股東層面和董事會高管層面考慮相關(guān)控制因素。在公司層面，參考已有研究本文主要控制了公司規(guī)模（SIZE）、財務(wù)杠桿（LEV）、上期經(jīng)營績效（ROAt-1）、企業(yè)上市年齡（IPOAGE）；在董事會和高管層面，主要控制了CEO權(quán)力（CEOP）、高管持股比例（ESH）、高管薪酬（COMP）以及董事會獨(dú)立性（INDIR）；在股東層面，本文參照已有研究，主要控制了大股東占款（OATC）、機(jī)構(gòu)持股比例（INST）、股權(quán)集中度（PFIVES）和產(chǎn)權(quán)性質(zhì)（SOE）。最后，考慮到宏觀經(jīng)濟(jì)因素可能對企業(yè)投資決策及其經(jīng)濟(jì)后果帶來的影響，我們還控制了地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r（GDP）。此外，本文還控制了行業(yè)效應(yīng)（IND）和年度效應(yīng)（YEAR），其中，行業(yè)類別采用CSRC行業(yè)分類標(biāo)準(zhǔn)，制造業(yè)取2位行業(yè)代碼，其他行業(yè)取1位?？刂谱兞吭O(shè)計如表2所示。

四、實證檢驗結(jié)果與分析

（一）政府治理與董事會資本配置

表3是對模型1進(jìn)行檢驗的結(jié)果。根據(jù)第（1）列的數(shù)據(jù)結(jié)果可知，自變量政府治理水平（GGL）的系數(shù)在5%的顯著性水平上顯著為正，估值系數(shù)為0.096。這表明政府治理水平越高，越要求企業(yè)配置更高水平的董事會資本。根據(jù)第（2）列的數(shù)據(jù)結(jié)果，自變量政府治理水平（GGL）的系數(shù)在5%的顯著性水平上顯著為正，估值系數(shù)為0.159。這表明政府治理水平與企業(yè)董事會人力資本配置存在正向的相關(guān)關(guān)系。即政府治理水平越好，企業(yè)董事會社會資本配置水平越高。這也在一定程度上反映出，隨著政府治理水平的提高，企業(yè)對董事會社會人力的訴求更加強(qiáng)烈。根據(jù)第（3）列的數(shù)據(jù)結(jié)果，自變量政府治理水平（GGL）的系數(shù)在1‰的顯著性水平上顯著為負(fù)，估值系數(shù)為-0.257。這表明政府治理水平與企業(yè)董事會社會資本配置存在負(fù)向的相關(guān)關(guān)系。即政府治理水平越差，企業(yè)董事會社會資本配置水平越高。這也在一定程度上反映出，隨著政府治理水平的降低，企業(yè)對董事會社會資本的訴求更加強(qiáng)烈。檢驗結(jié)果支持了本文的研究假設(shè)1。

（二）董事會資本與企業(yè)投資效率

表4是對模型2進(jìn)行檢驗的結(jié)果，根據(jù)第（4）列的數(shù)據(jù)結(jié)果可知，自變量董事會資本（BC）的系數(shù)在1%的顯著性水平上顯著為正，估值系數(shù)為0.062。在統(tǒng)計學(xué)意義上，這表明董事會資本配置水平與企業(yè)投資效率存在正向的相關(guān)關(guān)系，即提高企業(yè)董事會資本配置水平有助于改善企業(yè)投資效率。進(jìn)一步根據(jù)董事會資本構(gòu)成維度進(jìn)行分組檢驗發(fā)現(xiàn)，在第（5）列中，自變量董事會人力資本（BHC）的系數(shù)在1‰的顯著性水平上顯著為正，估值系數(shù)為0.041；在第（6）列中，自變量董事會社會資本的系數(shù)在5%的顯著性水平上顯著為正，估值系數(shù)為0.011。上述檢驗結(jié)果支持了本文的研究假設(shè)2。

（三）中介效應(yīng)的檢驗

1.董事會資本中介效應(yīng)的檢驗

表5是對模型1、3、4進(jìn)行檢驗的數(shù)據(jù)結(jié)果。在第（7）列中，政府治理水平（GGL）的系數(shù)在10%的顯著性水平上顯著為正，估值系數(shù)為0.024，這表明政府治理水平的提升有助于企業(yè)投資效率的改善。在第（8）列中，政府治理水平（GGL）的系數(shù)在5%的顯著性水平上顯著為正，估值系數(shù)為0.096，這表明政府治理水平的提升會促使企業(yè)加強(qiáng)董事會資本建設(shè)。在第（9）列中，我們將政府治理水平（GGL）和董事會資本（BC）納入同一方程進(jìn)行檢驗，政府治理水平（GGL）的估值系數(shù)在10%的水平上顯著為正，估值系數(shù)為0.019，董事會資本（BC）的估值系數(shù)在1%的水平上顯著為正，估值系數(shù)為0.057。

比較第（7）列和第（9）列的數(shù)據(jù)可以發(fā)現(xiàn)，當(dāng)加入董事會資本變量后，政府治理水平與企業(yè)投資效率的正相關(guān)關(guān)系依然在10%的顯著性水平上成立，但估值系數(shù)明顯減弱（由0.024降低到0.019）。同時，因為模型1中政府治理水平（GGL）系數(shù)u與模型4中董事會資本（BC）的系數(shù)k0的乘積（uk0），與模型4中的政府治理水平（GGL）的系數(shù)（m0）同號，這表明董事會資本（BC）在政府治理水平（GGL）與企業(yè)投資效率（INV）的關(guān)系中發(fā)揮了中介作用，中介效應(yīng)占總效應(yīng)的22.8%（0.096×0.057/0.024）。

在上述檢驗中，我們可以發(fā)現(xiàn)，盡管檢驗結(jié)果表明董事會資本的中介效應(yīng)的數(shù)值比較低，僅占總效應(yīng)的22.8%。但不可否認(rèn)，數(shù)據(jù)結(jié)果證實了本章的研究假設(shè)3，即董事會資本在政府治理水平與企業(yè)投資效率關(guān)系中起中介作用。

需要指出的是，根據(jù)董事會資本的基本內(nèi)涵，董事會資本包括人力資本和社會資本兩部分。因此，為了更清晰地理解董事會資本在政府治理水平與企業(yè)投資效率之間的作用，我們對董事會資本的不同維度分別進(jìn)行中介效應(yīng)的檢驗。在模型建構(gòu)方面，我們將模型1、3、4中的董事會資本（BC）變量分別替換為董事會人力資本（BHC）和董事會社會資本（BSC）變量，并以此為基礎(chǔ)進(jìn)行相關(guān)檢驗。

2. 董事會人力資本中介效應(yīng)的檢驗

表6是對董事會人力資本中介效應(yīng)的檢驗結(jié)果。可以發(fā)現(xiàn)，在表6第（10）列中，政府治理水平（GGL）的系數(shù)在10%的顯著性水平上顯著為正，估值系數(shù)為0.024，這表明政府治理水平的提升有助于企業(yè)投資效率的改善。在第（11）列中，政府治理水平（GGL）的系數(shù)在5%的顯著性水平上顯著為正，估值系數(shù)為0.159，這表明政府治理水平的提升會促使企業(yè)加強(qiáng)董事會人力資本建設(shè)。在第（12）列中，我們將政府治理水平（GGL）和董事會人力資本（BHC）納入同一方程進(jìn)行檢驗，政府治理水平（GGL）的估值系數(shù)在10%的水平上顯著為正，估值系數(shù)為0.018，董事會人力資本（BHC）的估值系數(shù)在1‰的水平上顯著為正，估值系數(shù)為0.037。

比較第（4）列和第（6）列的數(shù)據(jù)可以發(fā)現(xiàn)，當(dāng)加入董事會人力資本變量后，政府治理水平與企業(yè)投資效率的正相關(guān)關(guān)系依然在10%的顯著性水平上成立，但估值系數(shù)明顯減弱（由0.024降低到0.018）。同時，因為模型1中政府治理水平（GGL）系數(shù)u與模型4中董事會人力資本（BHC）的系數(shù)k0的乘積（uk0）與模型3中的政府治理水平（GGL）的系數(shù)（m0）同號，這表明董事會人力資本（BHC）在政府治理水平（GGL）與企業(yè)投資效率（INV）的關(guān)系中發(fā)揮中介作用，中介效應(yīng)占總效應(yīng)的24.5%（0.159×0.037/0.024）。

3.董事會社會資本中介效應(yīng)的檢驗

表7是對董事會社會資本中介效應(yīng)的檢驗結(jié)果。在表7第（13）列中，政府治理水平（GGL）的系數(shù)在10%的顯著性水平上顯著為正，估值系數(shù)為0.024，這表明政府治理水平的提升有助于企業(yè)投資效率的改善。在第（14）列中，政府治理水平（GGL）的系數(shù)在1‰的顯著性水平上顯著為負(fù)，估值系數(shù)為-0.257，這表明政府治理水平的下降會促使企業(yè)加強(qiáng)董事會社會資本建設(shè)。在第（15）列中，我們將政府治理水平（GGL）和董事會社會資本（BSC）納入同一方程進(jìn)行檢驗，政府治理水平（GGL）的估值系數(shù)在5%的水平上顯著為正，估值系數(shù)為0.026，董事會社會資本（BSC）的估值系數(shù)在5%的水平上顯著為正，估值系數(shù)為0.008。

比較表7中第（13）列和第（15）列的相關(guān)數(shù)據(jù)可以發(fā)現(xiàn)，當(dāng)加入董事會社會資本變量后，政府治理水平與企業(yè)投資效率的正相關(guān)關(guān)系依然在5%的顯著性水平上成立，但估值系數(shù)增加（由0.024上升到0.026）。同時，因為模型1中政府治理水平（GGL）系數(shù)u與模型4中董事會社會資本（BSC）的系數(shù)k0的乘積（uk0）與模型3中的政府治理水平（GGL）的系數(shù)（m0）異號，這表明董事會社會資本（BHC）在政府治理水平（GGL）與企業(yè)投資效率（INV）的關(guān)系中起遮掩作用，遮掩效應(yīng)占總效應(yīng)的8.5%-0.275×0.008÷0.026。

董事會社會資本之所以會對政府治理水平與企業(yè)投資效率的關(guān)系產(chǎn)生遮掩效應(yīng)，我們認(rèn)為可能的原因是：盡管政府治理水平越低，企業(yè)對董事會社會資本的訴求越強(qiáng)烈。但不等同于，政府治理水平的改善，就會降低企業(yè)對董事會社會資本的需求。其原因可能是：在當(dāng)前的中國行政管理體制下，地方官員為了實現(xiàn)政治晉升，很難放棄對企業(yè)經(jīng)營活動的干預(yù)（李文貴，余明桂，2012）[16]。因此，盡管政府治理的改善會對地區(qū)的制度環(huán)境產(chǎn)生積極影響，但并不一定就會很好的改善政府行為背后的實質(zhì)性個體——官員的消極影響，從而出現(xiàn)“歪嘴和尚念經(jīng)”的問題。在此情形下，企業(yè)依然需要通過強(qiáng)化董事會社會資本來加以應(yīng)對。而這隱含的一個可能性是，在政府治理改善的情況下，企業(yè)依然可以或能夠通過董事會社會資本來獲取超額收益。而當(dāng)企業(yè)能夠依靠非市場的方式獲取發(fā)展資源和超額利潤，并進(jìn)而形成競爭優(yōu)勢時，在一定程度上會遮掩掉市場環(huán)境改善對企業(yè)經(jīng)營發(fā)展所帶來的積極影響。

（四）穩(wěn)健性檢驗

為了保證研究結(jié)論的穩(wěn)定性和可靠性，首先，我們做了如下敏感性檢驗：一是企業(yè)投資效率計算模型中的企業(yè)成長性指標(biāo)，由營業(yè)收入增長率改為托賓Q測量。二將董事會資本指標(biāo)改為標(biāo)準(zhǔn)化處理后的算術(shù)平均值進(jìn)行測量。我們對模型進(jìn)行了重新檢驗，總體上，穩(wěn)健性檢驗結(jié)果與本文結(jié)論無實質(zhì)性差異。

五、研究結(jié)論

政府治理水平會影響企業(yè)的董事會資本配置，而董事會資本作為董事會治理能力的資源基礎(chǔ)，直接關(guān)系到董事會治理職能的有效發(fā)揮，并最終會影響企業(yè)的投資效率。因而，政府治理對于企業(yè)投資效率的影響，部分的可視作為通過影響企業(yè)的董事會資本配置來實現(xiàn)。

檢驗結(jié)果顯示，政府治理對企業(yè)投資效率的影響，部分的可以視作通過企業(yè)董事會資本的中介效應(yīng)發(fā)揮作用。在此基礎(chǔ)上，我們對董事會資本的不同維度的中介效應(yīng)進(jìn)行了進(jìn)一步檢驗。數(shù)據(jù)結(jié)果顯示，董事會人力資本在政府治理水平和企業(yè)投資效率之間發(fā)揮中介作用，而董事會社會資本則對政府治理水平與企業(yè)投資效率之間的關(guān)系產(chǎn)生了遮掩效應(yīng)。

本文的研究創(chuàng)新主要表現(xiàn)在兩方面：一是以往關(guān)于董事會治理與企業(yè)投資決策研究，大多采用了形式主義研究范式。這一范式主要表現(xiàn)為“零嵌入性”和“普遍主義”情結(jié)，即忽視了社會文化、法律機(jī)制、政治干預(yù)等因素所導(dǎo)致的具體公司治理情境的影響（李心合，2004）[17]。把董事會視為一個完全獨(dú)立而理性的決策行為主體，將文化、制度、組織慣性等基本因素游離于董事會治理之外。并試圖通過復(fù)雜的推理和經(jīng)濟(jì)計量技術(shù)對相關(guān)特征變量進(jìn)行檢驗，來獲取最佳董事會治理模式，以此為突破點(diǎn)來解決董事會治理與企業(yè)投資效率之間的關(guān)系問題。而本研究回應(yīng)學(xué)術(shù)界提出的“企業(yè)如何根據(jù)其所根植的治理環(huán)境選擇有效的治理機(jī)制”的問題，探究董事會資本配置與企業(yè)投資效率關(guān)系，是否會隨著外部政府治理情境的變化而有所差異，即是否具有“狀態(tài)依存性”。檢驗企業(yè)董事會資本與投資效率關(guān)系的制度嵌入性，并為之提供了經(jīng)驗證據(jù)。這與以往將董事會視為一個完全獨(dú)立而理性的決策主體的形式主義研究范式有所差異。二是采用了當(dāng)前在中介效應(yīng)檢驗方面的前沿性方法。運(yùn)用新的方法，本研究發(fā)現(xiàn)了董事會社會資本在政府治理與企業(yè)投資效率之間的遮掩效應(yīng)。而這一種影響效應(yīng)尚未在現(xiàn)有文獻(xiàn)中得到充分認(rèn)識。從而有助于厘清政府治理與董事會治理在企業(yè)投資領(lǐng)域的微觀作用機(jī)制，進(jìn)而深化我們對于公共治理與公司治理在企業(yè)投資決策過程中所扮演角色的認(rèn)識。

本文的研究不足如下：一是本文關(guān)于董事會資本的理解，基于當(dāng)前學(xué)術(shù)界的普遍接受的觀點(diǎn)：董事會資本由董事會人力資本和社會資本構(gòu)成。但這一理解近年來受到一些研究人員的質(zhì)疑，如Nahapiet和Ghoshal（1998）的研究，認(rèn)為董事會人力資本和社會資本之間的存在交叉成分，同時兩者之間具有相互依賴性。在此基礎(chǔ)上，Haynes和Hillman（2010）對董事會人力資本和社會資本的構(gòu)成要素進(jìn)行整合，提出了一個董事會資本的高構(gòu)概念：董事會資本有廣度和深度兩個維度構(gòu)成。而考慮到董事會資本的高構(gòu)概念，尚未在研究中得到普遍應(yīng)用，因此，本文的研究沿用了傳統(tǒng)的對董事會資本概念的理解，且在研究中未考察董事會人力資本和社會資本之間的相互依賴性，對本文主要變量關(guān)系所帶來的影響。在未來研究中，可以考慮采用董事會資本的高構(gòu)概念進(jìn)行重新檢驗，并比較兩者之間的差異性。二是本文關(guān)于董事會資本的測量數(shù)據(jù)，主要通過各數(shù)據(jù)庫中所獲取的上市公司董事個人經(jīng)歷整理所得。但我們難以排除個人資料的虛假性問題。同時，僅僅通過外在可觀測的指標(biāo)來進(jìn)行董事會資本的衡量，難免與真實情況存在一定的差距。事實上，有相關(guān)研究指出，董事會資本可分為顯性資本和隱性資本。而可觀測的指標(biāo)主要是反映了董事會的顯性資本，而難以反映其隱性資本。因此，在未來研究當(dāng)中應(yīng)當(dāng)進(jìn)一步優(yōu)化董事會資本的數(shù)據(jù)來源，可以考慮采用訪談及實地調(diào)研等方式來獲取更加真實的董事會資本測量數(shù)據(jù)。

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