董事會(huì)異質(zhì)性對(duì)企業(yè)業(yè)績(jī)的影響分析
——基于B-樣條展開的非線性分位數(shù)回歸的研究

焦 健

(安徽財(cái)經(jīng)大學(xué) 會(huì)計(jì)學(xué)院， 安徽 蚌埠 233030)

一、引言

高管團(tuán)隊(duì)異質(zhì)性是指團(tuán)隊(duì)成員在教育、年齡、性別和價(jià)值觀等方面的差異(Finkelstein et al.，1990)。團(tuán)隊(duì)異質(zhì)性要素大致可分為兩類：一是職業(yè)異質(zhì)性要素，主要包括教育背景和職業(yè)經(jīng)歷等；二是社會(huì)異質(zhì)性要素，主要包括性別、年齡和民族等(李維安 等，2014a)。從已有研究來(lái)看，學(xué)者圍繞公司是否應(yīng)構(gòu)建具有異質(zhì)性的高管團(tuán)隊(duì)展開了大量探討，但結(jié)論卻未能達(dá)成一致。一些學(xué)者認(rèn)為，異質(zhì)性較高的高管團(tuán)隊(duì)容易引發(fā)沖突，進(jìn)而對(duì)企業(yè)業(yè)績(jī)產(chǎn)生消極影響(Kor，2003；Boone et al.，2007)。劉兵等(2015)、周曉惠等(2017)的研究發(fā)現(xiàn)，由于受教育水平不同，團(tuán)隊(duì)成員在思考問(wèn)題的方式上存在顯著差異，使得成員之間的溝通成本增加，進(jìn)而負(fù)面影響企業(yè)業(yè)績(jī)；吳小珍等(2016)發(fā)現(xiàn)，任期時(shí)間不同會(huì)影響團(tuán)隊(duì)成員之間的信任度及工作的契合度，異質(zhì)性的職業(yè)背景也可能造成高管更趨向于經(jīng)驗(yàn)主義，堅(jiān)持己見，從而阻礙團(tuán)隊(duì)成員之間的有效溝通，最終導(dǎo)致企業(yè)業(yè)績(jī)下降。另一些學(xué)者認(rèn)為，異質(zhì)性較高的高管團(tuán)隊(duì)看待問(wèn)題更加全面，因此更有利于做出科學(xué)決策，對(duì)企業(yè)業(yè)績(jī)具有積極影響(Klein，1998；Ndofor et al.，2015)。Carter et al.(2010)的實(shí)證研究顯示，當(dāng)女性董事在企業(yè)董事會(huì)中的數(shù)量占比較高時(shí)，通常外界對(duì)企業(yè)的評(píng)價(jià)較高；曾萍等(2012)亦指出，當(dāng)團(tuán)隊(duì)成員中女性數(shù)量占比較高時(shí)，企業(yè)對(duì)消費(fèi)者需求的把握更具針對(duì)性，制定的策略更加精準(zhǔn)，業(yè)績(jī)更好。此外，還有一些學(xué)者發(fā)現(xiàn)，高管團(tuán)隊(duì)異質(zhì)性與企業(yè)業(yè)績(jī)之間不存在顯著的相關(guān)性(吳炯 等，2011)。陳偉民(2007)的實(shí)證研究表明，教育異質(zhì)性對(duì)企業(yè)績(jī)效的影響不顯著；祝愛(ài)民等(2016)對(duì)比處于不同生命周期的企業(yè)發(fā)現(xiàn)，在創(chuàng)業(yè)初期，職業(yè)異質(zhì)性對(duì)企業(yè)績(jī)效無(wú)顯著影響，而到衰退期，除教育異質(zhì)性之外的其他異質(zhì)性對(duì)企業(yè)績(jī)效均無(wú)顯著影響。

高管團(tuán)隊(duì)異質(zhì)性對(duì)企業(yè)業(yè)績(jī)的影響之所以會(huì)出現(xiàn)結(jié)論上的分歧，一個(gè)重要的原因就在于，當(dāng)被解釋變量的方差較大時(shí)，很難通過(guò)均值找準(zhǔn)解釋變量對(duì)被解釋變量的真實(shí)影響。也就是說(shuō)，當(dāng)企業(yè)績(jī)效數(shù)據(jù)的方差較大時(shí)，要準(zhǔn)確了解董事會(huì)異質(zhì)性與企業(yè)業(yè)績(jī)之間的變動(dòng)規(guī)律，需通過(guò)考察不同分位點(diǎn)處的影響來(lái)觀察描述。基于上述分析，本文構(gòu)建了一個(gè)局部非線性分位數(shù)回歸模型對(duì)董事會(huì)異質(zhì)性與企業(yè)業(yè)績(jī)之間的關(guān)系進(jìn)行了再研究。本文的創(chuàng)新之處主要有：其一，從理論層面提出董事會(huì)異質(zhì)性對(duì)企業(yè)業(yè)績(jī)的非線性異質(zhì)影響的假設(shè)，并區(qū)分了不同業(yè)績(jī)水平層面下董事會(huì)異質(zhì)性對(duì)企業(yè)業(yè)績(jī)非線性影響所呈現(xiàn)的差異；其二，構(gòu)建了一個(gè)局部非線性分位數(shù)回歸模型，刻畫了董事會(huì)異質(zhì)性對(duì)企業(yè)業(yè)績(jī)的非線性影響，以及不同董事會(huì)異質(zhì)性對(duì)企業(yè)業(yè)績(jī)?cè)诓煌治稽c(diǎn)處的異質(zhì)影響；其三，在建模過(guò)程中，不僅采用傳統(tǒng)的參數(shù)非線性模型，還利用基于B-樣條展開的非參數(shù)非線性分位數(shù)回歸模型，得到比參數(shù)模型更好的分析結(jié)果。

二、理論分析與研究假設(shè)

團(tuán)隊(duì)異質(zhì)性主要包括社會(huì)異質(zhì)性和職業(yè)異質(zhì)性兩大類要素。其中，社會(huì)異質(zhì)性主要包括年齡、性別和民族等與社會(huì)進(jìn)程相關(guān)度較大的要素；職業(yè)異質(zhì)性主要包括教育經(jīng)歷和職業(yè)經(jīng)歷等與職業(yè)相關(guān)度較大的要素。本研究認(rèn)為，社會(huì)異質(zhì)性和職業(yè)異質(zhì)性兩類要素都會(huì)對(duì)董事會(huì)決策產(chǎn)生重要影響，它們共同構(gòu)成董事會(huì)異質(zhì)性要素。

不同年齡的董事在處事風(fēng)格以及風(fēng)險(xiǎn)偏好方面可能存在差異，這有助于避免極端事件的發(fā)生；男性與女性董事之間也存在很多不同，相對(duì)來(lái)說(shuō)，女性更加謹(jǐn)慎、客觀，更有助于緩和情感沖突；對(duì)于不同民族的董事，由于成長(zhǎng)環(huán)境不同，更可能提供多樣化的觀點(diǎn)。因此，年齡異質(zhì)性、性別異質(zhì)性和民族異質(zhì)性共同組成本研究的董事會(huì)社會(huì)異質(zhì)性。董事會(huì)職業(yè)異質(zhì)性主要包括教育異質(zhì)性(教育廣度異質(zhì)性、教育深度異質(zhì)性)和任期異質(zhì)性兩個(gè)要素。教育異質(zhì)性不僅賦予董事不同水平的知識(shí)，同時(shí)還為他們塑造了不同的世界觀、認(rèn)知觀，因而在決策時(shí)更可能提供多樣化的觀點(diǎn)；任期異質(zhì)性則往往意味著董事?lián)碛胁煌拈啔v和經(jīng)驗(yàn)。

前已述及，針對(duì)董事會(huì)異質(zhì)性與企業(yè)業(yè)績(jī)之間關(guān)系的研究，至今仍未得出一致結(jié)論。一種觀點(diǎn)認(rèn)為，董事會(huì)異質(zhì)性可以幫助董事會(huì)成員從不同層面搜集信息，進(jìn)而能更加全面、深入地分析與解決問(wèn)題，因此有利于提高決策的科學(xué)性，促進(jìn)企業(yè)業(yè)績(jī)提升(Klein，1998；Ndofor et al.，2015)。另一種觀點(diǎn)認(rèn)為，董事會(huì)成員在受教育水平、工作背景、社會(huì)經(jīng)歷等方面存在的差異，可能會(huì)引發(fā)思想和觀念上的沖突，導(dǎo)致團(tuán)隊(duì)缺乏凝聚力、決策低效(Kor，2003；Boone et al.，2007)。本研究認(rèn)為，結(jié)論上的分歧可能緣于董事會(huì)異質(zhì)性對(duì)企業(yè)業(yè)績(jī)的影響存在區(qū)間效應(yīng)，董事會(huì)異質(zhì)性程度過(guò)低或過(guò)高都會(huì)對(duì)企業(yè)業(yè)績(jī)產(chǎn)生不利影響。董事會(huì)異質(zhì)性過(guò)低，雖然會(huì)增加成員之間的默契，提高決策效率，但是受限于看問(wèn)題的廣度和深度，會(huì)降低決策的質(zhì)量；同時(shí)過(guò)低的董事會(huì)異質(zhì)性也會(huì)導(dǎo)致董事會(huì)的獨(dú)立性降低，使董事會(huì)更易受大股東擺布，與大股東合謀“掏空”企業(yè)，最終造成企業(yè)業(yè)績(jī)下降。隨著董事會(huì)異質(zhì)性的逐步提升，董事會(huì)的獨(dú)立性和決策的科學(xué)性均會(huì)隨之提升。然而，當(dāng)異質(zhì)性程度過(guò)高時(shí)，董事會(huì)成員之間過(guò)大的差距又會(huì)造成群體內(nèi)部形成斷裂帶(李維安 等，2014b)，很難形成高效率的集中決策，從而致使機(jī)會(huì)喪失、業(yè)績(jī)降低。基于此，本文提出：

假設(shè)H1：董事會(huì)異質(zhì)性與企業(yè)業(yè)績(jī)之間存在非線性影響關(guān)系，即隨著董事會(huì)異質(zhì)性的提高，企業(yè)業(yè)績(jī)呈先上升后下降的倒“U”型變化規(guī)律。

在我國(guó)企業(yè)中，“一股獨(dú)大”問(wèn)題一直以來(lái)都非常嚴(yán)重，大股東為了謀取控制權(quán)私利，很可能會(huì)利用自身的控制權(quán)進(jìn)行關(guān)聯(lián)交易、違規(guī)擔(dān)保等。若要有效約束大股東的“掏空”行為，充分發(fā)揮董事會(huì)的治理作用尤為重要。然而，我國(guó)董事會(huì)的治理作用并沒(méi)有得到一致認(rèn)可。劉銀國(guó)等(2011)的實(shí)證檢驗(yàn)表明，董事會(huì)治理水平對(duì)企業(yè)績(jī)效存在正向影響，尤其是對(duì)短期財(cái)務(wù)績(jī)效影響顯著。朱平平等(2013)發(fā)現(xiàn)，獨(dú)立董事比例的提高，有助于促進(jìn)企業(yè)績(jī)效提升。然而，李維安等(2007)認(rèn)為，我國(guó)董事會(huì)的運(yùn)行機(jī)制并沒(méi)有對(duì)企業(yè)績(jī)效產(chǎn)生影響。姚偉峰(2011)的實(shí)證研究也顯示，獨(dú)立董事的“質(zhì)量”并沒(méi)有對(duì)企業(yè)效率產(chǎn)生影響。上述觀點(diǎn)不一致的原因可能在于，這些研究未能深入挖掘董事會(huì)內(nèi)部的構(gòu)成因素。

現(xiàn)實(shí)中，不同企業(yè)在規(guī)模結(jié)構(gòu)、所有權(quán)性質(zhì)、戰(zhàn)略資源、治理水平等方面均存在差異，因此企業(yè)異質(zhì)性客觀存在。由于異質(zhì)性的企業(yè)擁有異質(zhì)的核心競(jìng)爭(zhēng)力和異質(zhì)的公司治理結(jié)構(gòu)，業(yè)績(jī)亦會(huì)表現(xiàn)出一定的異質(zhì)性。對(duì)于業(yè)績(jī)較好的企業(yè)(與高分位點(diǎn)對(duì)應(yīng))，企業(yè)價(jià)值更大，大股東對(duì)其進(jìn)行“掏空”所能獲取的收益更大，因此“掏空”動(dòng)機(jī)更強(qiáng)。但是，隨著董事會(huì)異質(zhì)性的增加，董事會(huì)成員之間愈發(fā)難以形成利益共同體，大股東的“掏空”成本增加，因而一定程度上有助于預(yù)防大股東的利益侵占行為，保障中小股東利益，促進(jìn)企業(yè)業(yè)績(jī)提升。反之，對(duì)于業(yè)績(jī)較差的企業(yè)(與低分位點(diǎn)對(duì)應(yīng))，企業(yè)價(jià)值較低，大股東“掏空”的收益較低，“掏空”動(dòng)機(jī)較小，過(guò)高的董事會(huì)異質(zhì)性反而會(huì)制造分歧與沖突，不利于企業(yè)業(yè)績(jī)提升。因此，本文提出：

假設(shè)H2：董事會(huì)異質(zhì)性對(duì)企業(yè)業(yè)績(jī)存在異質(zhì)影響，企業(yè)業(yè)績(jī)?cè)胶?，其業(yè)績(jī)受董事會(huì)異質(zhì)性影響越顯著。

公司治理的第一類代理問(wèn)題是指股東與管理層之間的委托代理問(wèn)題，對(duì)于性質(zhì)不同的股東，其代理問(wèn)題產(chǎn)生的根源、表現(xiàn)形式以及帶來(lái)的經(jīng)濟(jì)后果均不相同(Denis et al.，2003)。

與非國(guó)有企業(yè)不同，國(guó)有企業(yè)是一種特殊的企業(yè)組織。除利潤(rùn)最大化目標(biāo)外，國(guó)有企業(yè)的經(jīng)營(yíng)者還需考慮政治、社會(huì)等其他目標(biāo)。同時(shí)，在國(guó)有企業(yè)中，出資人缺位、層層委托的代理關(guān)系又極易導(dǎo)致內(nèi)部人控制問(wèn)題，從而影響企業(yè)業(yè)績(jī)。Boardman et al.(1998)對(duì)西方國(guó)有企業(yè)改制的研究發(fā)現(xiàn)，所有權(quán)性質(zhì)的改變會(huì)促進(jìn)企業(yè)業(yè)績(jī)提升。王鳳榮等(2006)發(fā)現(xiàn)，國(guó)有工業(yè)企業(yè)的業(yè)績(jī)明顯低于非國(guó)有工業(yè)企業(yè)。

企業(yè)業(yè)績(jī)的好壞與董事會(huì)的決策質(zhì)量密切相關(guān)，那么在不同所有權(quán)性質(zhì)的企業(yè)中董事會(huì)是否存在差異？吳芬(2006)通過(guò)對(duì)比國(guó)有企業(yè)和民營(yíng)企業(yè)中董事會(huì)的個(gè)體特征發(fā)現(xiàn)，二者之間存在顯著差異，民營(yíng)企業(yè)的董事會(huì)治理水平明顯優(yōu)于國(guó)有企業(yè)，可能的原因是，國(guó)有企業(yè)“一股獨(dú)大”的問(wèn)題更加嚴(yán)重，董事會(huì)完全受制于大股東委派的董事，同時(shí)國(guó)有企業(yè)的內(nèi)部人控制問(wèn)題使得董事會(huì)與經(jīng)理層之間的委托代理關(guān)系形同虛設(shè)。因此，本文提出：

假設(shè)H3：對(duì)于不同所有權(quán)性質(zhì)的企業(yè)，董事會(huì)異質(zhì)性對(duì)企業(yè)業(yè)績(jī)的影響模式存在差異，且在相同條件下，董事會(huì)異質(zhì)性對(duì)國(guó)有企業(yè)業(yè)績(jī)影響相對(duì)較弱。

三、研究設(shè)計(jì)

(一)樣本選擇

本文以滬深交易所2008—2016年A股上市企業(yè)為樣本，并對(duì)初始樣本進(jìn)行了以下處理：剔除財(cái)務(wù)制度特征特殊的金融和保險(xiǎn)企業(yè)；剔除董事會(huì)成員資料不完整的企業(yè)；剔除第一大股東為自然人的企業(yè)；剔除樣本期內(nèi)被ST的企業(yè)；剔除同時(shí)發(fā)行B股或H股的企業(yè)；剔除樣本期內(nèi)所有權(quán)性質(zhì)發(fā)生變化的企業(yè)；剔除數(shù)據(jù)不完整的企業(yè)。此外，對(duì)所有變量在1%的水平上進(jìn)行了Winsorize處理。最后得到14167組樣本，其中，國(guó)有企業(yè)3095組。董事會(huì)成員的所有數(shù)據(jù)均通過(guò)手工方式收集(招股說(shuō)明書、年報(bào)等)，其他數(shù)據(jù)均來(lái)自萬(wàn)德數(shù)據(jù)庫(kù)(Wind)。

(二)變量說(shuō)明

1.被解釋變量

企業(yè)業(yè)績(jī)(ROE)，用上市公司凈資產(chǎn)收益率來(lái)衡量。

2.解釋變量

董事會(huì)異質(zhì)性(BH)，本文借鑒李維安等(2014a)，從社會(huì)和職業(yè)兩個(gè)方面劃分董事會(huì)異質(zhì)性。其中，社會(huì)異質(zhì)性主要從年齡、性別和民族差異方面考察；職業(yè)異質(zhì)性主要從教育和任期差異方面考察。對(duì)董事會(huì)異質(zhì)性進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化，教育深度異質(zhì)性(EDH)，主要反映董事會(huì)成員的受教育程度，研究生學(xué)歷賦值3、本科學(xué)歷賦值2、大專及以下學(xué)歷賦值1，計(jì)算教育深度異質(zhì)性的赫芬達(dá)爾指數(shù)，按照四分位數(shù)劃分并賦值4、3、2、1，從小到大排序；教育廣度異質(zhì)性(EBH)，主要反映董事會(huì)成員的邏輯思維能力，按照我國(guó)教育部對(duì)于文理科的分類，董事會(huì)成員主修文科賦值1、理科賦值2、文理兼修賦值3，同樣計(jì)算教育廣度異質(zhì)性的赫芬達(dá)爾指數(shù)，按照四分位數(shù)劃分并賦值4、3、2、1，從小到大排序。任期異質(zhì)性(TH)，反映董事在企業(yè)任職時(shí)間，以“董事任期標(biāo)準(zhǔn)差/任期均值”表示；年齡異質(zhì)性(AH)，以“董事會(huì)年齡標(biāo)準(zhǔn)差/年齡均值”表示；性別異質(zhì)性(GH)，計(jì)算女性在董事中所占的比例；民族異質(zhì)性(NH)，計(jì)算港澳臺(tái)以及外國(guó)董事所占的比例。以上均按照四分位數(shù)劃分并賦值1、2、3、4，從小到大排序。

綜上說(shuō)明，可得：職業(yè)異質(zhì)性(PH)=教育深度異質(zhì)性(EDH)+教育廣度異質(zhì)性(EBH)+任期異質(zhì)性(TH)；社會(huì)異質(zhì)性(SH)=年齡異質(zhì)性(AH)+性別異質(zhì)性(GH)+民族異質(zhì)性(NH)；董事會(huì)異質(zhì)性(Board_h)=社會(huì)異質(zhì)性(SH)+職業(yè)異質(zhì)性(PH)。

3.控制變量

參考已有相關(guān)研究(李長(zhǎng)娥 等，2017；李玲 等，2018)，本文選取的控制變量主要包括：股權(quán)結(jié)構(gòu)(OwnConl)、公司規(guī)模(Size)、成長(zhǎng)性(Growth)、財(cái)務(wù)杠桿(Leverage)、兩職兼任情況(Dual)、所有制類型(State)、董事會(huì)規(guī)模(BSize)。此外，我們還控制了行業(yè)(Industry)、年度(Year)因素的影響。

本研究所涉及變量的具體說(shuō)明見表1。

表1 變量說(shuō)明

(三)模型與方法

1.分位數(shù)回歸模型

企業(yè)業(yè)績(jī)以y表示，董事會(huì)異質(zhì)性以BH表示，其余控制變量用x=(x1,x2,…,xn)′表示，則可以建立式(1)的分位數(shù)回歸模型。

(1)

其中，τ(0<τ<1)為分位點(diǎn)，Qyi(τ)為在給定條件BH與x已知時(shí)響應(yīng)變量y的τ分位數(shù)，未知函數(shù)fτ(BHi)可以揭示董事會(huì)異質(zhì)性在不同分位點(diǎn)處對(duì)企業(yè)業(yè)績(jī)的邊際影響。實(shí)際建模中，對(duì)fτ(BHi)可以采取參數(shù)分位數(shù)回歸和非參數(shù)分位數(shù)回歸分析。

(1)參數(shù)分位數(shù)回歸分析

將式(1)分別表示為：

模型1：

(2)

模型2：

(3)

顯然，在其他條件相同(給定控制變量x)的情況下，式(2)能夠描述董事會(huì)異質(zhì)性BH對(duì)企業(yè)業(yè)績(jī)的線性影響，式(3)可以描述其非線性影響。因此，本文將重點(diǎn)采用模型2進(jìn)行分析。

(2)非參數(shù)分位數(shù)回歸分析

在式(1)中，引入B-樣條基函數(shù)來(lái)平滑非線性函數(shù)fτ(∧)，可得模型3：

(4)

式(4)中，αm和βn為待估計(jì)的參數(shù)，m=1,2,…,M+1， n=1,2,…,N；Bm,p(x)為第m個(gè)分段多項(xiàng)式階數(shù)為p的B-樣條基函數(shù)。研究表明，階數(shù)取3時(shí)，實(shí)證效果較好(DeRossi et al.，2009)。因此，本文中的p亦取3。

2.模型求解

模型求解可以分為三個(gè)步驟，具體如下：

第一步，模型估計(jì)。

對(duì)如式(1)所示的分位數(shù)回歸模型，參數(shù)向量θ(τ)≡(

α1(τ),α2(τ),…,αM+1(τ),β1(τ),β2(τ),…,βN(τ)

)′的估計(jì)可以通過(guò)求解優(yōu)化問(wèn)題得到：

(5)

其中，α1(τ),α2(τ),…,αM+1(τ)為包含于未知函數(shù)fτ(BHi)中的參數(shù)，類似于式(3)模型估計(jì)中的α，ρτ(μi)為非對(duì)稱損失。

第二步，模型檢驗(yàn)。

為確保模型結(jié)果有效，在求解式(1)中分位數(shù)回歸模型時(shí)，需開展兩個(gè)檢驗(yàn)：一是回歸系數(shù)顯著性檢驗(yàn)，只有通過(guò)顯著性檢驗(yàn)的解釋變量才會(huì)對(duì)被解釋變量產(chǎn)生明顯影響，因此，若實(shí)證結(jié)果表明式(3)中的α2(τ)顯著或式(4)中的α1(τ),α2(τ),…,αM+1(τ)至少有一個(gè)顯著，則說(shuō)明董事會(huì)異質(zhì)性對(duì)企業(yè)業(yè)績(jī)的非線性影響效應(yīng)顯著；二是回歸系數(shù)同質(zhì)性檢驗(yàn)，若拒絕原假設(shè)，則說(shuō)明解釋變量對(duì)被解釋變量的影響存在異質(zhì)效應(yīng)。

第三步，模型預(yù)測(cè)。

通過(guò)條件概率密度預(yù)測(cè)，為單獨(dú)考察董事會(huì)異質(zhì)性與企業(yè)業(yè)績(jī)之間的變動(dòng)規(guī)律，本文將控制變量的效應(yīng)進(jìn)行剝離：

(6)

根據(jù)式(6)可以進(jìn)一步通過(guò)自適應(yīng)核密度估計(jì)得到條件概率密度預(yù)測(cè)結(jié)果。

3.模型選擇

采用AIC準(zhǔn)則權(quán)衡模型復(fù)雜度與擬合度之間的效果。對(duì)給定的分位點(diǎn)τ，最優(yōu)的模型應(yīng)使得AIC(M;τ)最小。

(7)

四、實(shí)證檢驗(yàn)與結(jié)果分析

(一)描述性統(tǒng)計(jì)分析

表2列示了主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)分析結(jié)果。從中可見，董事會(huì)異質(zhì)性的均值為11.14，國(guó)有企業(yè)和非國(guó)有企業(yè)的標(biāo)準(zhǔn)差分別為4.22和6.13，說(shuō)明不同企業(yè)之間的董事會(huì)異質(zhì)性水平存在一定差異，較之國(guó)有企業(yè)，非國(guó)有企業(yè)董事會(huì)異質(zhì)性水平相對(duì)較高；上市公司凈資產(chǎn)收益率的均值為12.21%，國(guó)有企業(yè)和非國(guó)有企業(yè)的凈資產(chǎn)收益率的均值分別為8.37%和13.28%，表明國(guó)有企業(yè)凈資產(chǎn)收益率水平明顯低于非國(guó)有企業(yè)。

表2 描述性統(tǒng)計(jì)分析

(二)分位數(shù)回歸分析

1.參數(shù)估計(jì)

本文選取τ=0.1,0.5,0.9三個(gè)分位點(diǎn)，運(yùn)用模型2和模型3進(jìn)行參數(shù)估計(jì)?？紤]到國(guó)有企業(yè)與非國(guó)有企業(yè)之間的差異，將兩者分開估計(jì)，相關(guān)參數(shù)估計(jì)結(jié)果列于表3和表4。

表3 模型2的部分參數(shù)估計(jì)結(jié)果

注：*、**、***分別表示10%、5%、1%水平下顯著。

從表3和表4的參數(shù)估計(jì)結(jié)果可以看出，無(wú)論是模型2(二次模型)還是模型3(B-樣條模型)，董事會(huì)異質(zhì)性(BH)對(duì)企業(yè)業(yè)績(jī)(ROE)都存在顯著影響。不管是國(guó)有企業(yè)樣本還是非國(guó)有企業(yè)樣本，模型3在各分位數(shù)條件下的AIC指標(biāo)均小于模型2，說(shuō)明模型3優(yōu)于模型2。模型2的參數(shù)估計(jì)結(jié)果顯示，國(guó)有企業(yè)樣本和非國(guó)有企業(yè)樣本在各分位數(shù)條件下， BH的回歸系數(shù)均顯著為正，而BH2的回歸系數(shù)均顯著為負(fù)，說(shuō)明二次模型的開口朝下，呈倒“U”型，即董事會(huì)異質(zhì)性對(duì)企業(yè)業(yè)績(jī)存在非線性影響，由此假設(shè)H1得到證實(shí)。另外，從模型3的參數(shù)估計(jì)結(jié)果來(lái)看，假設(shè)1同樣能夠得到支持。圖1和圖2是B-樣條模型中董事會(huì)異質(zhì)性對(duì)國(guó)有企業(yè)和非國(guó)有企業(yè)業(yè)績(jī)影響的模擬圖，其結(jié)果也呈倒“U”型。

由表3與表4的回歸系數(shù)可知，就董事會(huì)異質(zhì)性(BH)的影響而言，模型2中一次項(xiàng)和二次項(xiàng)系數(shù)均存在一定差異；模型3的系數(shù)(由圖1和圖2的效應(yīng)來(lái)表示)結(jié)論類似。在兩個(gè)模型中，控制變量股權(quán)結(jié)構(gòu)、企業(yè)規(guī)模、成長(zhǎng)性、財(cái)務(wù)杠桿率、董事會(huì)規(guī)模、董事長(zhǎng)與總經(jīng)理兩職兼任情況均在所有分位數(shù)條件或部分分位數(shù)條件下顯著，說(shuō)明這些因素能顯著影響上市公司的業(yè)績(jī)，控制它們的影響有助于更好地反映董事會(huì)異質(zhì)性對(duì)企業(yè)業(yè)績(jī)的影響。

表4 模型3的部分參數(shù)估計(jì)結(jié)果

注：*、**、***分別表示10%、5%、1%水平下顯著。

圖1B-樣條模型中董事會(huì)異質(zhì)性對(duì)國(guó)有企業(yè)業(yè)績(jī)的影響

(左圖為散點(diǎn)圖與B-樣條模型模擬曲線；右圖為B-樣條模型模擬曲線，相當(dāng)于將左圖縱向放大)

圖2B-樣條模型中董事會(huì)異質(zhì)性對(duì)非國(guó)有企業(yè)業(yè)績(jī)的影響(左右圖含義同圖1)

2.模型檢驗(yàn)

由圖1與圖2的右圖可以看出，在不同分位點(diǎn)處，董事會(huì)異質(zhì)性(BH)對(duì)企業(yè)業(yè)績(jī)(ROE)影響的非線性效應(yīng)呈異質(zhì)性：第一，隨著董事會(huì)異質(zhì)性的增加，企業(yè)業(yè)績(jī)先上升后下降(倒“U”型)，意味著存在一個(gè)最優(yōu)的董事會(huì)異質(zhì)性能使企業(yè)業(yè)績(jī)最大化；第二，曲線位置隨分位點(diǎn)升高而升高，說(shuō)明董事會(huì)異質(zhì)性對(duì)業(yè)績(jī)?cè)礁?與高分位點(diǎn)相對(duì)應(yīng))的企業(yè)影響程度越大；第三，表5所示的曲率大小說(shuō)明，曲線彎曲程度隨分位點(diǎn)升高而增大，意味著企業(yè)業(yè)績(jī)?cè)胶玫墓酒錁I(yè)績(jī)受董事會(huì)異質(zhì)性的影響越敏感。上述結(jié)果很好地支撐了假設(shè)H2。

表5 基于最小二乘圓形擬合計(jì)算的模型3所擬合曲線的曲率大小

對(duì)比圖1與圖2的右圖可以發(fā)現(xiàn)，在對(duì)應(yīng)的分位數(shù)條件下，圖2中曲線彎曲程度高于圖1。且表5中同樣顯示，非國(guó)有企業(yè)樣本的曲率要比國(guó)有企業(yè)樣本的曲率大，說(shuō)明在相同條件下，非國(guó)有企業(yè)的業(yè)績(jī)對(duì)董事會(huì)異質(zhì)性更敏感，也就是說(shuō)，董事會(huì)異質(zhì)性在國(guó)有企業(yè)中對(duì)企業(yè)業(yè)績(jī)的影響要弱于非國(guó)有企業(yè)，假設(shè)H3得到支持。

另外，由圖1右圖可以得出，對(duì)于國(guó)有企業(yè)樣本，τ=0.1、τ=0.5和τ=0.9三個(gè)分位點(diǎn)處的最優(yōu)董事會(huì)異質(zhì)性程度分別為11.95、12.33、12.08。由圖2右圖可得，對(duì)于非國(guó)有企業(yè)樣本，τ=0.1、τ=0.5和τ=0.9三個(gè)分位點(diǎn)處的最優(yōu)董事會(huì)異質(zhì)性程度分別為14.63、14.51、14.01。由此可知，非國(guó)有企業(yè)的最優(yōu)董事會(huì)異質(zhì)性程度高于國(guó)有企業(yè)。

3.條件密度預(yù)測(cè)

為進(jìn)一步分析董事會(huì)異質(zhì)性對(duì)企業(yè)業(yè)績(jī)的非線性異質(zhì)影響程度，在B-樣條分位數(shù)回歸模型的基礎(chǔ)上，對(duì)企業(yè)業(yè)績(jī)進(jìn)行條件概率密度預(yù)測(cè)。將董事會(huì)異質(zhì)性分別取25%、50%和75%分位點(diǎn)三個(gè)值，對(duì)應(yīng)董事會(huì)異質(zhì)性的低、中、高三種狀態(tài)，其余變量的取值為中位數(shù)。由條件密度預(yù)測(cè)公式可以計(jì)算得到基于董事會(huì)異質(zhì)性的條件密度預(yù)測(cè)結(jié)果(圖3和圖4)，其中，橫坐標(biāo)為企業(yè)業(yè)績(jī)，縱坐標(biāo)為對(duì)應(yīng)的概率密度函數(shù)值。

圖3國(guó)有企業(yè)條件密度預(yù)測(cè)結(jié)果

圖4非國(guó)有企業(yè)條件密度預(yù)測(cè)結(jié)果

圖3和圖4顯示，對(duì)于國(guó)有企業(yè)或非國(guó)有企業(yè)，隨著董事會(huì)異質(zhì)性由低向中轉(zhuǎn)變，條件概率密度曲線右移，說(shuō)明企業(yè)業(yè)績(jī)提升；隨著董事會(huì)異質(zhì)性由中向高轉(zhuǎn)變，條件概率密度曲線逐漸停止向右移動(dòng)，轉(zhuǎn)為向左移動(dòng)，說(shuō)明企業(yè)業(yè)績(jī)由提升轉(zhuǎn)為降低；條件概率密度曲線頂端則呈先下降后上升的變化趨勢(shì)。對(duì)比圖3和圖4可以發(fā)現(xiàn)，圖4中曲線的移動(dòng)幅度要大于圖3，說(shuō)明在非國(guó)有企業(yè)中董事會(huì)異質(zhì)性對(duì)企業(yè)業(yè)績(jī)的影響要大于國(guó)有企業(yè)。

圖3與圖4不僅揭示了董事會(huì)異質(zhì)性對(duì)企業(yè)業(yè)績(jī)的非線性異質(zhì)影響程度，而且還揭示出兩方面內(nèi)容：一是董事會(huì)異質(zhì)性對(duì)企業(yè)業(yè)績(jī)的影響模式在國(guó)有企業(yè)與非國(guó)有企業(yè)中存在顯著差異，需要根據(jù)企業(yè)的所有權(quán)性質(zhì)來(lái)選擇最優(yōu)的董事會(huì)異質(zhì)性程度；二是上市企業(yè)不能盲目通過(guò)提高董事會(huì)異質(zhì)性來(lái)追求業(yè)績(jī)的提升。

五、穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為確保研究結(jié)論的可靠性，本文進(jìn)行了以下穩(wěn)健性檢驗(yàn)。我們重新選取Tobin Q值(TQ)作為衡量企業(yè)業(yè)績(jī)的指標(biāo)，并將該指標(biāo)代入模型3(B-樣條模型)進(jìn)行檢驗(yàn)，得到表6和圖5中的結(jié)果。對(duì)比表6與表4，以及圖5與圖1、圖2，不難發(fā)現(xiàn)，在替換企業(yè)業(yè)績(jī)衡量方式后，結(jié)論并未發(fā)生顯著變化。

表6 模型3的部分參數(shù)估計(jì)結(jié)果(被解釋變量為TQ)

注：*、**、***分別表示10%、5%、1%水平下顯著。

圖5B-樣條模型中董事會(huì)異質(zhì)性對(duì)企業(yè)業(yè)績(jī)的影響(被解釋變量為TQ)

六、結(jié)論與建議

本文以2008—2016年滬深交易所A股上市企業(yè)作為樣本，實(shí)證分析了董事會(huì)異質(zhì)性對(duì)企業(yè)業(yè)績(jī)的影響。結(jié)果表明：(1)董事會(huì)異質(zhì)性對(duì)企業(yè)業(yè)績(jī)存在非線性影響，企業(yè)業(yè)績(jī)起初會(huì)隨董事會(huì)異質(zhì)性的升高而增加，當(dāng)達(dá)到一定高度后將轉(zhuǎn)而下降，意味著存在一個(gè)最優(yōu)的董事會(huì)異質(zhì)性能夠使企業(yè)業(yè)績(jī)最大化；(2)在不同分位點(diǎn)處，董事會(huì)異質(zhì)性對(duì)企業(yè)業(yè)績(jī)影響的非線性效應(yīng)呈異質(zhì)性，業(yè)績(jī)?cè)胶玫钠髽I(yè)，其業(yè)績(jī)受董事會(huì)異質(zhì)性的影響越顯著；(3)對(duì)于不同所有權(quán)性質(zhì)的企業(yè)，董事會(huì)異質(zhì)性對(duì)企業(yè)業(yè)績(jī)的影響模式不同，且在相同條件下，董事會(huì)異質(zhì)性對(duì)國(guó)有企業(yè)業(yè)績(jī)的影響相對(duì)較弱。

本文結(jié)論證實(shí)董事會(huì)異質(zhì)性是一種有效的公司內(nèi)部治理機(jī)制，對(duì)企業(yè)業(yè)績(jī)具有顯著影響，但是，由于企業(yè)之間的異質(zhì)性客觀存在，而異質(zhì)性企業(yè)的業(yè)績(jī)表現(xiàn)亦不同，因此，需緊密依據(jù)自身實(shí)際，設(shè)定適宜的董事會(huì)異質(zhì)性程度。業(yè)績(jī)?cè)胶玫钠髽I(yè)，越應(yīng)充分考慮董事會(huì)成員在年齡、教育水平、知識(shí)結(jié)構(gòu)等方面的搭配。董事會(huì)成員的受教育水平越高，在處理信息和分析問(wèn)題等方面的能力越強(qiáng)；專業(yè)背景的多樣化有助于拓展企業(yè)戰(zhàn)略選擇的范圍；董事會(huì)成員年齡層的異質(zhì)搭配，既可以充分發(fā)揮年輕董事的開創(chuàng)精神，又能兼顧年長(zhǎng)董事的豐富經(jīng)驗(yàn)，從而促進(jìn)企業(yè)健康可持續(xù)發(fā)展。