李東升　姚碩　劉丹　吳楠

【摘要】混合所有制改革面臨著引入何種非國有參股企業(yè)才能與國企達(dá)成“融合共生， 價(jià)值共創(chuàng)”的難題， 學(xué)術(shù)界將其總結(jié)概括為“和誰混”問題?；诮M態(tài)思維視角， 使用模糊集定性比較方法， 以參股國企混合所有制改革的27家非國有上市企業(yè)為例， 研究其治理組態(tài)效應(yīng)對(duì)于混改國企績效的影響。研究發(fā)現(xiàn)： 存在“高股權(quán)集中度下獨(dú)立董事監(jiān)督—CEO推進(jìn)型”“高股權(quán)集中度下行業(yè)協(xié)同型”以及“高股權(quán)集中度下董事派遣型”三種導(dǎo)致高績效的類型； 而非高績效存在四條組態(tài)路徑， 歸納為兩種導(dǎo)致非高績效的類型， 分別為“低行業(yè)相關(guān)度—獨(dú)立董事弱化型”和“低股權(quán)集中度下高CEO權(quán)力型”。

【關(guān)鍵詞】參股企業(yè)；治理組態(tài)效應(yīng)；fsQCA；混改；企業(yè)績效

【中圖分類號(hào)】 F276? ? ?【文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼】A? ? ? 【文章編號(hào)】1004-0994（2023）06-0106-8

一、 引言

混合所有制改革（簡稱“混改”）是實(shí)現(xiàn)國企做大做強(qiáng)做優(yōu)、 推動(dòng)國民經(jīng)濟(jì)不斷發(fā)展的重要形式。近年來， 從央企混改到地方國企混改， 從“雙百”企業(yè)試點(diǎn)到區(qū)域性綜合改革， 國企混改的深度與廣度不斷增加。越來越多的非國企可以通過持股甚至派遣董事的方式參與國企實(shí)際經(jīng)營與決策， 在提高國企內(nèi)控質(zhì)量（曹越等，2020）、 促進(jìn)國企創(chuàng)新（馮璐等，2021）以及完善高管薪酬激勵(lì)機(jī)制（蔡貴龍等，2018）等方面發(fā)揮著重要作用。引入非國企作為混改參與對(duì)象已經(jīng)成為促進(jìn)國企高質(zhì)量發(fā)展、 實(shí)現(xiàn)不同所有制經(jīng)濟(jì)協(xié)同發(fā)展的關(guān)鍵（方略，2021）。特別是在“國民共進(jìn)”新時(shí)代背景下， 選擇何種非國有混改對(duì)象才能有效實(shí)現(xiàn)國企與非國企“融合共生， 價(jià)值共創(chuàng)”已經(jīng)成為學(xué)術(shù)界討論的熱點(diǎn)問題。

目前關(guān)于非國有混改對(duì)象選擇標(biāo)準(zhǔn)的研究， 一般認(rèn)為國企應(yīng)該引入處于行業(yè)龍頭地位、 具備良好經(jīng)營績效的非國企作為合作對(duì)象， 可見經(jīng)營績效是選擇非國有混改對(duì)象的重要依據(jù)。以云南白藥混改以及中國聯(lián)通混改案例的研究為代表： 沈紅波等（2019）在對(duì)云南白藥混改案例的分析中發(fā)現(xiàn)， 引入績效較好、 處于行業(yè)前列的民營企業(yè)可以有效發(fā)揮戰(zhàn)略協(xié)同作用， 促進(jìn)國企經(jīng)營績效的提升；李明敏等（2019）基于資源基礎(chǔ)理論， 深入剖析了中國聯(lián)通混改案例， 同樣認(rèn)為引入行業(yè)領(lǐng)先的民營企業(yè)有利于充分發(fā)揮資源互補(bǔ)優(yōu)勢(shì)， 促進(jìn)混改雙方協(xié)同發(fā)展。但是也有學(xué)者提出不同觀點(diǎn)， 楊振中和萬叢穎（2020）基于參股企業(yè)治理結(jié)構(gòu)視角， 認(rèn)為參股企業(yè)治理結(jié)構(gòu)越完善， 越有利于國企績效提升， 非國有混改對(duì)象的選擇不應(yīng)該僅僅聚焦于經(jīng)營績效， 治理結(jié)構(gòu)是否完善也是一個(gè)重要參考標(biāo)準(zhǔn)， 這一發(fā)現(xiàn)為混改的研究提供了新的切入視角。綜觀已有文獻(xiàn)， 關(guān)于參股企業(yè)治理結(jié)構(gòu)對(duì)于國企績效影響機(jī)制的研究較少， 并且已有研究主要是通過實(shí)證方式探究參股企業(yè)治理結(jié)構(gòu)這一單一因素對(duì)于國企績效的影響， 沒有進(jìn)一步探究不同治理因素的相互作用關(guān)系對(duì)于國企績效的影響。事實(shí)上， 國企績效通常由多種因素共同影響， 但是不同因素相互作用的復(fù)雜關(guān)系無法使用傳統(tǒng)實(shí)證方式予以探究。而模糊集定性研究方法（fsQCA）則基于整體視角， 可以探索不同條件變量的相互作用關(guān)系對(duì)于結(jié)果變量的影響， 已經(jīng)成為研究這種復(fù)雜作用關(guān)系的重要方法（張明和杜運(yùn)周，2019）。因此， 本文采用fsQCA方法， 旨在探究參股企業(yè)不同治理因素間協(xié)同作用關(guān)系對(duì)于國企績效的影響機(jī)制。

基于過往研究不足， 本文主要?jiǎng)?chuàng)新點(diǎn)在于： 首先， 采用fsQCA方法有助于探究參股企業(yè)不同治理因素間相互作用關(guān)系對(duì)于國企績效的影響機(jī)制， 這是過往研究方法無法實(shí)現(xiàn)的。其次， 從參股企業(yè)治理結(jié)構(gòu)視角切入， 豐富了國企混改中參股企業(yè)治理的相關(guān)研究。最后， 通過運(yùn)用fsQCA方法對(duì)參股國企的27家具備代表性的非國有上市企業(yè)治理組態(tài)效應(yīng)進(jìn)行分析， 探索提升國企績效的多條組合路徑， 為“和誰混”這一問題提供了一些可行的啟示與建議。

二、 理論基礎(chǔ)與文獻(xiàn)回顧

（一）非國有參股企業(yè)治理理論分析

委托代理理論認(rèn)為， 在公司控制權(quán)與經(jīng)營權(quán)分離的情況下， 所有者授予管理層代表其從事經(jīng)營活動(dòng)的權(quán)力， 而由于所有者和管理層信息不對(duì)稱以及利益爭奪等將可能產(chǎn)生一系列的代理沖突問題（Jenson和Meckling，1976）。對(duì)于參股國企改革的非國企而言， 為了降低其內(nèi)部代理沖突， 一方面要平衡股東權(quán)力和CEO權(quán)力， 減少權(quán)力爭奪沖突（張洽， 2019）， 另一方面要提升獨(dú)立董事話語權(quán)， 有效發(fā)揮其對(duì)股東與管理層的監(jiān)督作用（Souther，2019）。非國有參股企業(yè)內(nèi)部股東與管理層之間的代理沖突越小， 越具備更多的時(shí)間與精力從而在參與國企混改時(shí)發(fā)揮對(duì)國有股東的監(jiān)督作用（楊振中和萬叢穎，2020）。因此， 基于委托代理理論， 非國有參股企業(yè)股權(quán)集中度、 CEO權(quán)力、 獨(dú)立董事比例這三個(gè)重要因素在國企混改中發(fā)揮重要作用。

資源基礎(chǔ)理論認(rèn)為， 企業(yè)的核心競(jìng)爭力在于其獨(dú)特的資源， 不同企業(yè)所具備的核心優(yōu)勢(shì)資源也不同（Wernerfelt，1984）。因非國企與國企資源稟賦不同， 雙方的合作可以促進(jìn)不同資源的合理搭配（沈昊和楊梅英，2019）。不同行業(yè)下混改雙方合作可以發(fā)揮優(yōu)勢(shì)資源互補(bǔ)效應(yīng)， 相同行業(yè)下混改雙方的合作可以發(fā)揮優(yōu)勢(shì)資源協(xié)同效應(yīng)（胡亞飛和蘇勇，2020）。因此， 基于資源基礎(chǔ)理論， 混改雙方的行業(yè)相關(guān)度對(duì)混改雙方意義重大。

資源依賴?yán)碚撜J(rèn)為， 權(quán)力大小取決于資源的依賴程度， 擁有重要資源的一方掌握權(quán)力（Emerson，1962）。不同性質(zhì)股東間資源的相互依賴是混改的前提（李明敏等，2019）。非國有股東可以憑借技術(shù)資源、 信息資源以及人力資源等獲得其相應(yīng)的董事會(huì)話語權(quán)， 通過委派董事參與到國企經(jīng)營管理中， 促進(jìn)國企創(chuàng)新發(fā)展， 提升國企價(jià)值（馬連福和張曉慶，2021）?；谫Y源依賴?yán)碚摚?本文認(rèn)為非國有參股企業(yè)董事派遣在國企混改中具有重要作用。

基于委托代理理論、 資源基礎(chǔ)理論以及資源依賴?yán)碚摚?本文認(rèn)為非國有參股企業(yè)股權(quán)集中度、 CEO權(quán)力、 獨(dú)立董事比例、 行業(yè)相關(guān)度、 董事派遣這五個(gè)前因變量在國企混改中發(fā)揮重要作用， 并在后續(xù)對(duì)以往文獻(xiàn)進(jìn)行梳理的基礎(chǔ)上， 具體分析這五個(gè)因素對(duì)于國企績效的影響機(jī)制。

（二）非國有參股企業(yè)股權(quán)集中度與國企績效

股權(quán)集中度主要反映公司內(nèi)部的股權(quán)分布狀態(tài)。大股東持股比例的增加有助于促使其加強(qiáng)對(duì)管理層的監(jiān)督， 減少管理層機(jī)會(huì)主義行為， 提升企業(yè)價(jià)值（黃薏舟和王維，2022）。在參與國企混改的過程中， 面對(duì)雙方的諸多合作事項(xiàng)， 股權(quán)集中度較高的非國有參股企業(yè)， 其內(nèi)部決策較為統(tǒng)一、 協(xié)調(diào)成本較低、 決策效率高（Wang等，2019）， 在投入多少資本、 委派哪位董事以及表達(dá)何種利益訴求等方面較為容易達(dá)成一致意見， 有利于進(jìn)一步提升雙方的合作效率， 促進(jìn)混改雙方深入合作， 提高國企績效。

（三）非國有參股企業(yè)獨(dú)立董事比例與國企績效

獨(dú)立董事的主要作用在于獨(dú)立行使監(jiān)督與決策的職責(zé)與權(quán)力， 維護(hù)中小股東利益。獨(dú)立董事席位的增加有助于其監(jiān)督職能的發(fā)揮， 改善公司內(nèi)控質(zhì)量， 提升公司治理水平（Bonini等，2022）。非國有參股企業(yè)內(nèi)部具備較高話語權(quán)的獨(dú)立董事可以在這一過程中充分發(fā)揮監(jiān)督與咨詢作用。一方面， 可以監(jiān)督高管層與大股東， 防止其攫取不當(dāng)利益， 損害雙方合作關(guān)系（李莉等，2018）； 另一方面， 可以依據(jù)自身專業(yè)知識(shí)為非國企參與混改過程中的決策制定與實(shí)施提供咨詢服務(wù)， 最大限度地推動(dòng)混改雙方在混改過程中的資源整合， 從而促進(jìn)混改績效的提升（劉春等，2015）。

（四）非國有參股企業(yè)董事派遣與國企績效

董事會(huì)作為公司關(guān)鍵決策機(jī)構(gòu)， 是公司治理的重要部分。非國有參股企業(yè)通過向國企派遣董事獲得董事會(huì)席位， 從而獲得參與國企重要經(jīng)營決策相關(guān)事項(xiàng)的投票權(quán)， 充分發(fā)揮非國企參與治理的優(yōu)勢(shì)（鄭志剛等，2019）。同時(shí)， 非國企憑借委派董事可以獲得額外的內(nèi)部信息， 加深對(duì)國企的了解（馬勇等，2020）， 更好地參與到國企相關(guān)決策中去， 從而推動(dòng)國企混改順利推進(jìn)， 提升國企價(jià)值。

（五）非國有參股企業(yè)CEO權(quán)力與國企績效

CEO作為公司管理層的核心和公司的高級(jí)管理人員， 決定公司戰(zhàn)略實(shí)施和資源分配（李海霞，2017）， 對(duì)公司諸多決策具有重要影響力。同時(shí)， CEO能夠準(zhǔn)確掌握公司的實(shí)際情況， 利用信息優(yōu)勢(shì)降低決策的風(fēng)險(xiǎn)（Han等，2016）。在混改的大背景下， 混改雙方的諸多業(yè)務(wù)都需要CEO直接或者間接推動(dòng)， 此時(shí)CEO的權(quán)力是影響其決策力與話語權(quán)的重要因素。權(quán)力給CEO帶來的歸屬感更有利于推動(dòng)其從企業(yè)的戰(zhàn)略大局出發(fā)， 針對(duì)合作過程中的各種問題進(jìn)行及時(shí)調(diào)整， 進(jìn)一步提升決策制定和執(zhí)行效率（林潤輝等，2021）， 助力國企績效提升。

（六）非國有參股企業(yè)行業(yè)相關(guān)度與國企績效

行業(yè)相關(guān)度反映的是不同企業(yè)所處行業(yè)的差異?；旄碾p方處于同一行業(yè)可以減少雙方業(yè)務(wù)整合難度， 充分發(fā)揮協(xié)同效應(yīng)， 提高混改績效（沈昊和楊梅英，2019）?；旄碾p方處于不同行業(yè)有利于國企開拓新的市場(chǎng)， 促進(jìn)產(chǎn)業(yè)多元化發(fā)展， 提升企業(yè)價(jià)值（王梅婷和余航，2017）。國企需要根據(jù)戰(zhàn)略需求的不同， 引入不同行業(yè)類型的非國企， 促進(jìn)企業(yè)價(jià)值的提升（綦好東等，2017）。

總之， 本文根據(jù)委托代理理論、 資源基礎(chǔ)理論以及資源依賴?yán)碚摚?在梳理公司治理相關(guān)文獻(xiàn)的基礎(chǔ)上， 選擇非國有參股企業(yè)的股權(quán)集中度、 獨(dú)立董事比例、 董事派遣、 CEO權(quán)力、 行業(yè)相關(guān)度五個(gè)前因條件分析其對(duì)國企績效的影響， 并構(gòu)建如圖1所示的組態(tài)模型。

三、 研究設(shè)計(jì)

（一）研究方法

本文選擇fsQCA方法， 其區(qū)別于傳統(tǒng)定性與定量分析方法， 注重不同要素間的關(guān)聯(lián)作用關(guān)系， 從整體視角看待不同因素間的組合構(gòu)成（Ragin，2008）。在fsQCA方法中， 因果關(guān)系并不存在對(duì)稱性， 多個(gè)因素的“并發(fā)因果關(guān)系”成為其重要特征（Fiss，2011）。

此外， 在樣本數(shù)量方面， fsQCA方法適合于中小樣本（10 ～ 50個(gè)樣本）以及大樣本（超過100個(gè)樣本）的研究， 且可以處理連續(xù)型變量（張明和杜運(yùn)周，2019）。本文選擇了27個(gè)樣本案例與中等樣本相匹配， 且樣本數(shù)據(jù)中存在連續(xù)型變量， 因此， 基于方法特性以及數(shù)據(jù)類型， 最終采用fsQCA方法探究非國有參股企業(yè)治理組態(tài)效應(yīng)對(duì)于國企績效的驅(qū)動(dòng)作用。

（二）案例樣本選取與數(shù)據(jù)來源

鑒于上市公司的數(shù)據(jù)披露較為全面且具有一定行業(yè)代表性， 本文根據(jù)年報(bào)披露是否完整這一標(biāo)準(zhǔn)， 從2018年 A 股上市企業(yè)中篩選參股國企的非國有上市企業(yè)， 最終獲取27家符合條件的非國有上市企業(yè)。

本文使用的股權(quán)集中度、 獨(dú)立董事比例以及國企績效指標(biāo)等變量數(shù)據(jù)通過CSMAR數(shù)據(jù)庫獲得， 董事派遣、 CEO權(quán)力以及行業(yè)相關(guān)度等變量數(shù)據(jù)均為查閱上市公司年報(bào)、 新浪財(cái)經(jīng)以及天眼查等渠道并手工收集整理得到， 其中為分析影響效應(yīng)采用樣本中非國企參股的國有上市企業(yè)2019 年的績效作為結(jié)果變量數(shù)據(jù)。

（三）變量測(cè)量與校準(zhǔn)

在fsQCA方法中， 為對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行模糊集定性比較分析， 所有的原始數(shù)據(jù)都需要通過校準(zhǔn)轉(zhuǎn)化為模糊集隸屬度數(shù)據(jù)。依據(jù)相關(guān)理論經(jīng)驗(yàn)與樣本的特征， 本文通過直接校準(zhǔn)法， 具體為： 在進(jìn)行數(shù)據(jù)校準(zhǔn)前， 需要確定三個(gè)校準(zhǔn)點(diǎn)， 分別為完全隸屬點(diǎn)、 最大模糊點(diǎn)以及完全不隸屬點(diǎn)， 使用校準(zhǔn)點(diǎn)將原始數(shù)據(jù)校準(zhǔn)為隸屬度0 ～ 1的模糊集數(shù)據(jù)。各個(gè)初始變量具體測(cè)量方式以及校準(zhǔn)方式如表1所示。

1. 結(jié)果變量國企績效（ROA）。主要參考黃速建等（2021）的研究， 使用資產(chǎn)收益率（ROA）來衡量國企績效。為了使校準(zhǔn)更為客觀準(zhǔn)確， 參考張明等（2019）的變量校準(zhǔn)方式， 以2019年A股上市國企ROA全行業(yè)樣本分布的四分位數(shù)作為標(biāo)準(zhǔn)， 設(shè)置三個(gè)門檻值， 取值樣本75%分位數(shù)0.053作為完全隸屬點(diǎn)、 樣本25%分位數(shù)0.012作為完全不隸屬點(diǎn)， 將樣本50%分位數(shù)0.029設(shè)置為最大模糊點(diǎn)。

2. 條件變量股權(quán)集中度（TOP1）。主要參考祝繼高等（2020）的方法， 采用第一大股東持股比例衡量股權(quán)集中度。變量的校準(zhǔn)方式依據(jù)2018年A股上市民營企業(yè)股權(quán)集中度全行業(yè)樣本的四分位數(shù)設(shè)置三個(gè)門檻值， 取值樣本75%分位數(shù) 39.825作為完全隸屬點(diǎn)、 25%分位數(shù)21.495作為完全不隸屬點(diǎn)， 將50%分位數(shù)30.023設(shè)置為最大模糊點(diǎn)。

3. 條件變量獨(dú)立董事比例（ID）。主要參考連燕玲等（2019）的研究， 通過“非國有獨(dú)立董事人數(shù)除以國企董事會(huì)全體人數(shù)”來衡量獨(dú)立董事比例。變量的校準(zhǔn)主要依據(jù)2001年中國證監(jiān)會(huì)發(fā)布的《關(guān)于在上市公司中建立獨(dú)立董事制度的指導(dǎo)意見》， 該意見規(guī)定上市公司獨(dú)立董事比例至少為上市公司董事會(huì)規(guī)模的三分之一， 本文完全不隸屬點(diǎn)0.333的選擇符合這一法律規(guī)定。同時(shí)， 根據(jù)2018年A股上市民營企業(yè)董事會(huì)的獨(dú)立董事比例全行業(yè)樣本的四分位數(shù)設(shè)置另外兩個(gè)門檻值， 取75%分位數(shù)0.429作為完全隸屬點(diǎn)， 取50%分位數(shù)0.364作為最大模糊點(diǎn)。

4. 條件變量董事派遣（AD）。主要參考馮慧群和郭娜（2021）的研究， 將董事派遣設(shè)置為二分條件， 若非國有參股企業(yè)向國企派遣董事， 則賦值為1， 否則賦值為0。

5. 條件變量CEO權(quán)力（CPOWER）。這一指標(biāo)目前的研究主要參考權(quán)小鋒等（2010）的做法 ， 通過 CEO的四類權(quán)力共 8 個(gè)虛擬變量來度量 CEO權(quán)力， 具體包括： ①組織權(quán)力。通過CEO是否為內(nèi)部董事以及CEO與董事長是否兩職兼任來衡量。②專家權(quán)力。通過 CEO任職年限是否高于行業(yè)平均水平和CEO是否具有高級(jí)職稱來衡量。③所有制權(quán)力。通過CEO是否具有股權(quán)與機(jī)構(gòu)投資者持股水平來衡量。④聲譽(yù)權(quán)力。通過 CEO是否在外兼職與CEO是否有高學(xué)歷來衡量。本文將上述八個(gè)虛擬變量相加取平均值來合成CEO權(quán)力這一指標(biāo)， 其取值介于0 ～ 1之間。變量的校準(zhǔn)依據(jù)樣本分布的四分位數(shù)設(shè)置三個(gè)門檻值， 取值樣本 75% 分位數(shù)0.75作為完全隸屬點(diǎn)、 25% 分位數(shù)0.562作為完全不隸屬點(diǎn)， 將50% 分位數(shù)0.625設(shè)置為最大模糊點(diǎn)。

6. 條件變量行業(yè)相關(guān)度（IND）。主要參考楊振中和萬叢穎（2020）的研究， 若非國有參股企業(yè)與國企屬于同一行業(yè)， 即視作行業(yè)相關(guān)， 賦值為1， 否則賦值為0。

（四）計(jì)算模糊集

通過使用表1校準(zhǔn)點(diǎn)對(duì)原始數(shù)據(jù)進(jìn)行校準(zhǔn)， 得到模糊集隸屬分?jǐn)?shù)。同時(shí)， 參考Park等（2020）的方法， 對(duì)0.5的模糊集隸屬分?jǐn)?shù)增加0.001， 之后得到如表2所示的所有變量的模糊集隸屬分?jǐn)?shù)。

四、 研究結(jié)果及分析

（一）必要性分析

在進(jìn)行充分性分析之前， 需要確認(rèn)單個(gè)條件變量是否為結(jié)果變量的必要條件， 因此， 需要對(duì)單個(gè)條件變量進(jìn)行必要條件分析。當(dāng)單個(gè)條件變量一致性水平高于0.9時(shí)， 就可以認(rèn)定該條件是必要條件。必要性分析如表3所示。

根據(jù)分析結(jié)果， 各個(gè)條件變量的一致性水平均未超過0. 9， 單個(gè)條件變量并非是結(jié)果變量的必要條件， 這說明單個(gè)前因條件對(duì)于高績效或者非高績效的產(chǎn)生并不起決定性作用。因此， 需要對(duì)國企高績效和非高績效組態(tài)路徑進(jìn)行充分性分析。

（二）條件組態(tài)的充分性分析

借鑒張明和杜運(yùn)周（2019）的研究， 考慮樣本實(shí)際情況， 將頻數(shù)閾值設(shè)置為1， 將一致性閾值設(shè)置為0.8。在組態(tài)結(jié)果中有三種解， 分別為簡約解、 中間解、 復(fù)雜解， 參考杜運(yùn)周等（2020）的研究， 選擇解釋力較強(qiáng)、 覆蓋度較廣的中間解作為用于分析的解。同時(shí)， 將既在中間解中出現(xiàn)也在簡約解中出現(xiàn)的條件作為核心條件， 僅存在于中間解的條件作為輔助條件。因此， 通過對(duì)中間解分析得出國企三條實(shí)現(xiàn)高績效的路徑、 四條實(shí)現(xiàn)非高績效的路徑， 表4中每一列代表一類組態(tài)路徑。

1. 高績效組態(tài)分析。通過對(duì)國企高績效的三條路徑進(jìn)行分析， 可得出三種高績效模式， 如表4所示。

由表4可知， 在高績效組態(tài)中， 三條組態(tài)路徑的一致性分別為0.94、 0.84、 0.92， 總體解的一致性為0.90， 總體解的覆蓋率為0.46， 符合fsQCA方法的標(biāo)準(zhǔn)， 說明高績效組態(tài)具有較好的解釋性。

（1）高股權(quán)集中度下獨(dú)立董事監(jiān)督—CEO推進(jìn)型。H1路徑將高獨(dú)立董事比例、 高CEO權(quán)力以及缺乏高行業(yè)相關(guān)度作為核心條件， 高股權(quán)集中度作為輔助條件。該組態(tài)表明， 無論董事派遣是否存在， 對(duì)于一些高股權(quán)集中度的非國有參股企業(yè)而言， 如果獨(dú)立董事比例較高， 董事會(huì)獨(dú)立性較強(qiáng)， CEO擁有較高權(quán)力， 則更加有利于促進(jìn)國企績效的提升。具體分析如下： 股權(quán)集中度較高的企業(yè)， 內(nèi)部決策分歧較少， 決策效率較高。在這一組態(tài)中， 獨(dú)立董事發(fā)揮了核心條件作用， 主要在于其監(jiān)督與咨詢能力的發(fā)揮， 而提高獨(dú)立董事比例有利于增加其在董事會(huì)的話語權(quán)， 便于對(duì)混改雙方的業(yè)務(wù)合作提供更多的建議與審查。同時(shí)， CEO權(quán)力也發(fā)揮了核心條件作用。非國企參股國企后， 高權(quán)力為CEO提供了發(fā)揮自身才干的權(quán)力基礎(chǔ)， 有利于CEO有效推進(jìn)混改雙方的合作。但是也可能導(dǎo)致CEO“尋租現(xiàn)象”， 即CEO利用自身權(quán)力攫取不當(dāng)利益。當(dāng)企業(yè)獨(dú)立董事持股比例較高時(shí)， 獨(dú)立董事為維護(hù)自身聲譽(yù)會(huì)對(duì)CEO的不當(dāng)行為進(jìn)行有效監(jiān)督， 從而減少CEO舞弊風(fēng)險(xiǎn)， 促進(jìn)CEO有效執(zhí)行股東大會(huì)以及董事會(huì)的決定， 提高國企混改中的資源整合效率， 從而提升混改績效。

以組態(tài)案例新湖中寶（600208）參股歌華有線為例。新湖中寶內(nèi)部股權(quán)集中度較高（近30%）， 大股東控制力較強(qiáng)； 獨(dú)立董事比例近43%， 高于行業(yè)平均水平， 說明其獨(dú)立董事在董事會(huì)具備較大話語權(quán)； 同時(shí)， CEO入職公司時(shí)間較長， 且具有公司股權(quán)， 權(quán)力基礎(chǔ)較好。該公司入股歌華有線后， CEO能夠在受到監(jiān)督的基礎(chǔ)上推動(dòng)混改雙方在不同業(yè)務(wù)領(lǐng)域的延深， 促進(jìn)了歌華有線的多元化經(jīng)營， 提升了公司的實(shí)際競(jìng)爭力和企業(yè)價(jià)值。

（2）高股權(quán)集中度下行業(yè)協(xié)同型。H2路徑將高股權(quán)集中度、 高行業(yè)相關(guān)度、 缺乏高獨(dú)立董事比例以及缺乏高CEO權(quán)力作為核心條件， 將缺乏董事派遣作為輔助條件。該組態(tài)表明， 對(duì)于股權(quán)集中的非國有參股企業(yè)而言， 即使其自身獨(dú)立董事比例低， 未向國企派遣董事， 同時(shí)CEO權(quán)力較弱， 但若非國有參股企業(yè)與國企的業(yè)務(wù)內(nèi)容高度相關(guān)， 國企將來也可以達(dá)成高績效。進(jìn)一步分析發(fā)現(xiàn)： H2路徑與H1路徑存在相似之處， 二者股權(quán)集中度同樣較高， 決策協(xié)調(diào)成本低， 決策效率高， 但不同之處在于H2中缺乏高獨(dú)立董事比例、 高CEO權(quán)力以及未派遣董事。此時(shí)， 高行業(yè)相關(guān)度在組態(tài)中發(fā)揮關(guān)鍵作用， 混改雙方業(yè)務(wù)內(nèi)容相似， 能夠減小雙方業(yè)務(wù)整合的難度， 提升混改的效率， 有利于發(fā)揮協(xié)同效應(yīng)。因此在混改的過程中， 當(dāng)混改雙方的行業(yè)高度相關(guān)時(shí)， 非國有參股企業(yè)高股權(quán)集中度有助于提升決策效率和混改雙方的合作效率。

以組態(tài)案例康辰藥業(yè)（603590）參股國藥股份為例?？党剿帢I(yè)自身優(yōu)勢(shì)業(yè)務(wù)在于血液制品代理， 參股國藥股份后雙方在血液制品領(lǐng)域強(qiáng)強(qiáng)聯(lián)合， 且康辰藥業(yè)內(nèi)部決策權(quán)集中， 決策效率較高， 針對(duì)合作事項(xiàng)能夠迅速達(dá)成統(tǒng)一意見， 便于決策的制定與實(shí)施， 從而促進(jìn)混改雙方深層次合作， 充分發(fā)揮二者的協(xié)同效應(yīng)， 提升產(chǎn)品競(jìng)爭力， 進(jìn)一步增強(qiáng)國藥股份的實(shí)力。

（3）高股權(quán)集中度下董事派遣型。H3路徑將高股權(quán)集中度、 董事派遣作為核心條件， 高CEO權(quán)力、 高行業(yè)相關(guān)度以及缺乏高獨(dú)立董事比例作為輔助條件。該組態(tài)表明， 對(duì)高股權(quán)集中度的非國有參股企業(yè)而言， 即使缺乏高獨(dú)立董事比例， 但若能夠向參股的國企派遣董事， 并且滿足企業(yè)內(nèi)部CEO權(quán)力較高、 業(yè)務(wù)類型高度相關(guān)的條件下， 依舊可以達(dá)成較好的混改效果。在股權(quán)集中的狀態(tài)下， 非國企大股東具有最終決策權(quán)， 決策較為統(tǒng)一。董事派遣作為核心條件在該組態(tài)中發(fā)揮關(guān)鍵作用， 通過董事派遣的方式， 一方面可以獲得更多國企的內(nèi)部信息， 有利于混改雙方的信息交流， 另一方面進(jìn)一步增強(qiáng)了在國企董事會(huì)的話語權(quán)， 使其真正參與到國企的決策中去， 提升自己的決策參與度。可見在混改過程中， 董事派遣在提高非國企參與度方面發(fā)揮了至關(guān)重要的作用。但是同樣不可忽視集中化的股權(quán)結(jié)構(gòu)， 高度集中的決策權(quán)能夠在反映企業(yè)利益訴求方面更加具有針對(duì)性， 派遣的非國有董事能夠有效參與國企經(jīng)營決策， 促進(jìn)雙方的業(yè)務(wù)合作， 增強(qiáng)雙方的信息交流與溝通， 充分發(fā)揮行業(yè)相似的協(xié)同作用， 提升國企績效。

以復(fù)星醫(yī)藥（600196）參股重藥控股為例。重藥控股（原ST建峰）的實(shí)際控制人為重慶國資委， 該企業(yè)在2017年因?yàn)榻?jīng)營不善而暫停上市。面對(duì)這一不利情況， 重慶國資委牽頭為重藥控股選擇合適的投資者， 而復(fù)星醫(yī)藥抓住這一契機(jī)積極與其展開磋商會(huì)談， 針對(duì)雙方的發(fā)展目標(biāo)以及發(fā)展前景進(jìn)行深入交流， 并向其派遣董事， 便于在重組后爭取更多的話語權(quán)， 進(jìn)一步提升其在重藥控股中的決策參與度， 真正參與到企業(yè)的經(jīng)營活動(dòng)中去， 從而提升國企績效。同時(shí)， 董事派遣也幫助參股的復(fù)星醫(yī)藥進(jìn)一步了解企業(yè)的詳細(xì)信息， 便于推動(dòng)重組順利進(jìn)行， 而經(jīng)過此次重組， 重藥控股業(yè)績逐步上升， 最終擺脫了“ST”帽子。

2. 非高績效組態(tài)分析。通過對(duì)國企非高績效四條路徑的歸納分析， 可得出兩種非高績效模式， 見表5。

由表5可知， 在非高績效組態(tài)中， 四條組態(tài)路徑一致性分別為0.88、 0.88、 0.96、 0.92， 總體解的一致性為0.92， 總體解的覆蓋率為0.41， 符合fsQCA的標(biāo)準(zhǔn)， 說明非高績效組態(tài)也具有一定的解釋力。

（1）低行業(yè)相關(guān)度—獨(dú)立董事弱化型。NH1a路徑與NH1b路徑都缺乏核心條件高獨(dú)立董事比例與高行業(yè)相關(guān)度， 所以將其歸入一種模式類型即低行業(yè)相關(guān)度—獨(dú)立董事弱化型。這兩個(gè)組態(tài)都表明， 當(dāng)非國有參股企業(yè)獨(dú)立董事比例較低且混改雙方行業(yè)相關(guān)度較低時(shí)會(huì)降低國企績效。

首先， 從二者相同核心條件來看， 當(dāng)混改雙方處于不同行業(yè)時(shí)， 雙方的主營業(yè)務(wù)不同， 因此在深化合作時(shí)， 不同行業(yè)之間的差別將提升業(yè)務(wù)整合難度， 給合作造成困難。同時(shí)， 由于非國有參股企業(yè)內(nèi)部獨(dú)立董事比例較低、 獨(dú)立董事話語權(quán)較弱， 無法有效監(jiān)督管理層和參與公司決策。其次， 從二者相同的輔助條件來看， 非國有參股企業(yè)都沒有向國企派遣董事， 在混改國企董事會(huì)中的話語權(quán)較弱， 其訴求在混改國企進(jìn)行決策時(shí)不能得到準(zhǔn)確表達(dá)且混改雙方缺乏實(shí)質(zhì)性的信息交流， 這也在一定程度上加深了雙方的業(yè)務(wù)整合難度。

而從二者同一核心條件下的輔助條件差異來看， NH1a路徑中非國有參股企業(yè)股權(quán)集中度較低， 股權(quán)相對(duì)分散， 在制定與國企的合作政策時(shí)， 股東之間利益需求不同， 會(huì)推高決策協(xié)調(diào)成本， 影響決策效率。而NH1b路徑中非國有參股企業(yè)CEO權(quán)力比較高， 在決策時(shí)擁有更多話語權(quán)， 但是由于沒有向國企派遣董事， 難以參與國企經(jīng)營決策， 不利于混改的具體推進(jìn)。

綜上所述， NH1a和NH1b兩條路徑中缺乏股權(quán)集中度與擁有高CEO權(quán)力雖會(huì)對(duì)國企績效產(chǎn)生影響， 但并不發(fā)揮關(guān)鍵作用， 低績效的主要原因在于混改雙方業(yè)務(wù)不同， 對(duì)彼此業(yè)務(wù)比較陌生， 并且缺乏董事派遣， 阻礙了混改雙方實(shí)質(zhì)性的信息交流， 使得非國企容易出現(xiàn)因?yàn)闆Q策信息不足導(dǎo)致決策失誤的現(xiàn)象。同時(shí)， 獨(dú)立董事比例較低， 話語權(quán)不足， 對(duì)公司內(nèi)部決策的審查力度不夠， 增加了決策風(fēng)險(xiǎn)， 不利于國企績效的提升。

（2）低股權(quán)集中度下高CEO權(quán)力型。NH2a路徑顯示， 雖然非國有參股企業(yè)向混改國企派遣了董事， 董事會(huì)獨(dú)立性較強(qiáng)， 同時(shí)CEO權(quán)力較大且雙方行業(yè)相關(guān)度較高， 主營業(yè)務(wù)接近， 但是由于缺乏高股權(quán)集中度， 所以無法產(chǎn)生高績效。NH2b路徑同樣是股權(quán)分散型非國企， 且同樣擁有高CEO權(quán)力， 但是其缺乏高獨(dú)立董事比例以及董事派遣。在分析的過程中可以發(fā)現(xiàn)， 缺乏高股權(quán)集中度意味著企業(yè)內(nèi)部股權(quán)相對(duì)分散， 股東對(duì)CEO的監(jiān)督較弱， 當(dāng)CEO具備較大的權(quán)力時(shí)， 會(huì)增強(qiáng)對(duì)公司的控制， 而CEO控制權(quán)的增強(qiáng)可能導(dǎo)致CEO與股東之間產(chǎn)生權(quán)力沖突， 增大公司內(nèi)耗的可能性。此時(shí)公司內(nèi)部的權(quán)力之爭將影響?yīng)毩⒍伦饔玫陌l(fā)揮， 同時(shí)內(nèi)部權(quán)力的分散也會(huì)導(dǎo)致利益訴求分散， 即使派遣董事也無法準(zhǔn)確反映參股企業(yè)的整體利益訴求， 不利于國企績效的提升。因此從這一層面來看， NH2a和NH2b屬于一個(gè)類型， 均為CEO與股東利益沖突矛盾導(dǎo)致非國有參股企業(yè)參與效果不佳， 無法有效提升國企績效。

3. 穩(wěn)健性檢驗(yàn)。參考張明和杜運(yùn)周（2019）的方法， 本文采用改變一致性閾值的方法， 分別提高高績效與非高績效的一致性閾值， 從0.8提升至0.85來進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。如表6所示， 高績效組態(tài)總體解的一致性提高至0.95， 總體解的覆蓋率降至0.28， 而非高績效組態(tài)的總體解的一致性不變， 總體解的覆蓋率也不變， 可見， 提升一致性閾值后高績效組態(tài)與非高績效組態(tài)都是調(diào)整前組態(tài)的子集， 由此表明研究結(jié)論的穩(wěn)定性。

五、 研究結(jié)論與建議

（一）研究結(jié)論

本研究借助fsQCA方法探究非國有參股企業(yè)治理特征的五個(gè)前因條件相互作用關(guān)系對(duì)于國有混改企業(yè)績效的影響， 得出七條組態(tài)路徑。三條高績效路徑分別命名為三種類型： H1為高股權(quán)集中度下獨(dú)立董事監(jiān)督—CEO推進(jìn)型； H2為高股權(quán)集中度下行業(yè)協(xié)同型； H3為高股權(quán)集中度下董事派遣型。四條非高績效路徑分別命名為兩種類型： NH1a和NH1b路徑歸納為低行業(yè)相關(guān)度—獨(dú)立董事弱化型； NH2a與NH2b路徑歸納為低股權(quán)集中度下高CEO權(quán)力型。各個(gè)組態(tài)總體解的一致性與覆蓋率均有較強(qiáng)的解釋力度。

高股權(quán)集中度在高績效組態(tài)的三種類型中都發(fā)揮了核心條件作用， 因此本文認(rèn)為非國有參股企業(yè)治理組態(tài)因素中， 高股權(quán)集中度對(duì)提升國企績效發(fā)揮了關(guān)鍵作用， 而高股權(quán)集中度必須與其他因素相結(jié)合才能有效提升國企績效。在進(jìn)一步研究中可發(fā)現(xiàn)： 高股權(quán)集中度與高行業(yè)相關(guān)度或者董事派遣組合起來才能對(duì)國企績效的提升有顯著作用； 同時(shí)也可發(fā)現(xiàn)， 只有在高股權(quán)集中度的前提下， 高獨(dú)立董事比例與高CEO權(quán)力的組合才有利于提升國企績效。因此， 國企績效的提升需要借助不同條件變量的相互組合才能夠?qū)崿F(xiàn)。

（二）建議

1. 混改國企在選擇非國有參股對(duì)象時(shí)應(yīng)重視該企業(yè)的內(nèi)部股權(quán)結(jié)構(gòu)， 尤其是是否滿足高股權(quán)集中度這一條件。根據(jù)本文的高績效前因條件組態(tài)路徑分析可知， 產(chǎn)生高績效的三條路徑都是在高股權(quán)集中度下， 分別為高股權(quán)集中度下獨(dú)立董事監(jiān)督—CEO推進(jìn)型、 高股權(quán)集中度下行業(yè)協(xié)同型、 高股權(quán)集中度下董事派遣型。股權(quán)集中度較高的非國有參股企業(yè)一方面話語權(quán)比較高， 在混改的過程中內(nèi)部意見比較統(tǒng)一， 決策效率比較高， 能夠更好地推進(jìn)雙方的合作； 另一方面意味著企業(yè)的股權(quán)結(jié)構(gòu)較為穩(wěn)定， 抵御外部收購的能力更強(qiáng)， 在面臨惡意收購的情況下， 大股東可以利用自身堅(jiān)實(shí)的股權(quán)基礎(chǔ)， 通過董事會(huì)與股東大會(huì)的運(yùn)作抵御外部入侵， 降低因?yàn)楣蓹?quán)分散而遭到惡意收購的風(fēng)險(xiǎn)， 保障混改雙方能夠建立穩(wěn)定良性的合作關(guān)系。因此， 在混改的過程中， 股權(quán)集中度較高的非國有參股企業(yè)更加容易推進(jìn)國企達(dá)成高績效。

2. 非國有參股企業(yè)應(yīng)盡量對(duì)標(biāo)高股權(quán)集中度下的三種高績效組態(tài)模式， 努力優(yōu)化內(nèi)外治理方式。根據(jù)本文高績效組態(tài)分析可知， 不同組態(tài)構(gòu)成高績效的路徑是等效的。第一， 對(duì)符合高股權(quán)集中度下獨(dú)立董事監(jiān)督—CEO推進(jìn)型非國有參股企業(yè)而言， 混改雙方處于不同行業(yè)， 非國有參股企業(yè)應(yīng)該重視獨(dú)立董事在混改中的積極作用， 努力完善獨(dú)立董事制度， 逐步提高獨(dú)立董事在董事會(huì)中的話語權(quán)， 充分發(fā)揮其職能， 保證獨(dú)立董事能夠積極主動(dòng)地履行職責(zé)， 而不是將獨(dú)立董事作為粉飾企業(yè)的工具。同時(shí)， 非國有參股企業(yè)也可以適當(dāng)提高CEO權(quán)力， 增強(qiáng)其工作積極性， 促使其提升決策力與執(zhí)行力。第二， 對(duì)于高股權(quán)集中度下行業(yè)協(xié)同型非國有參股企業(yè)而言， 在混改的過程中應(yīng)該更加注重發(fā)揮高行業(yè)相關(guān)度的協(xié)同作用， 通過相似的產(chǎn)業(yè)優(yōu)勢(shì)促進(jìn)雙方產(chǎn)業(yè)鏈的升級(jí)， 最大限度發(fā)揮資源效能， 提升國企價(jià)值。第三， 對(duì)于高股權(quán)集中度下董事派遣型非國有參股企業(yè)而言， 則應(yīng)更加重視董事派遣的重要性， 通過董事派遣在國企董事會(huì)獲得一定話語權(quán)， 真正參與國企生產(chǎn)經(jīng)營， 并借助這一渠道推進(jìn)混改深入展開?？傊?， 非國有參股企業(yè)只有不斷提升內(nèi)外部治理能力， 才能夠真正達(dá)成“國民共進(jìn)”的目標(biāo)。

【 主 要 參 考 文 獻(xiàn) 】

蔡貴龍，柳建華，馬新嘯．非國有股東治理與國企高管薪酬激勵(lì)［ J］．管理世界，2018（5）：137 ～ 149．

曹越，孫麗，郭天梟，蔣華玲．“國企混改”與內(nèi)部控制質(zhì)量：來自上市國企的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)［ J］．會(huì)計(jì)研究，2020（8）：144 ～ 158．

杜運(yùn)周，劉秋辰，程建青．什么樣的營商環(huán)境生態(tài)產(chǎn)生城市高創(chuàng)業(yè)活躍度？——基于制度組態(tài)的分析［ J］．管理世界，2020（9）：141 ～ 155．

方略．從打造國企改革“江西樣板”視角談地方國企深化改革［ J］．財(cái)會(huì)月刊，2021（11）：133 ～ 137．

馮慧群，郭娜．非國有股東超額委派董事能否提高會(huì)計(jì)信息質(zhì)量？——基于國企混改背景［ J］．會(huì)計(jì)研究，2021（5）：15 ～ 31．

胡亞飛，蘇勇．中國情境下的國有企業(yè)混合所有制改革研究：以宋志平的管理實(shí)踐之道為例［ J］．管理學(xué)報(bào)，2020（3）：317 ～ 327．

黃速建，任夢(mèng)，張啟望．競(jìng)爭性行業(yè)混改中國有資本控制人持股比例與企業(yè)績效［ J］．經(jīng)濟(jì)管理，2021（3）：62 ～ 79．

黃薏舟，王維．大股東持股比例與企業(yè)金融化：“監(jiān)督”還是“合謀”［ J］．財(cái)會(huì)月刊，2022（2）：43 ～ 52．

李海霞．CEO權(quán)力、風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)與公司成長性——基于我國上市公司的實(shí)證研究［ J］．管理評(píng)論，2017（10）：198 ～ 210．

李莉，呂晨，于嘉懿．高校獨(dú)董與民營上市公司績效——“行監(jiān)坐守”與“將伯之助”［ J］．管理評(píng)論，2018（1）：98 ～ 117．

李明敏，李秉祥，惠祥．混合所有制企業(yè)資源異質(zhì)股東共生關(guān)系形成機(jī)理——以中國聯(lián)通混改方案為例［ J］．經(jīng)濟(jì)學(xué)家，2019（6）：70 ～ 79．

連燕玲，劉依琳，高皓，羅昆．治理機(jī)制的改善起到了修復(fù)作用嗎？——基于敗德行為與組織經(jīng)營績效關(guān)系的研究［ J］．外國經(jīng)濟(jì)與管理，2019（7）：72 ～ 84．

林潤輝，李飛，薛坤坤．管家還是代理人？——CEO角色與企業(yè)國際化戰(zhàn)略［ J］．管理工程學(xué)報(bào)，2021（3）：44 ～ 55．

劉春，李善民，孫亮．獨(dú)立董事具有咨詢功能嗎？——異地獨(dú)董在異地并購中功能的經(jīng)驗(yàn)研究［ J］．管理世界，2015（3）：124 ～ 136+188．

馬連福，張曉慶．非國有股東委派董事與國有企業(yè)雙元?jiǎng)?chuàng)新——投資者關(guān)系管理的調(diào)節(jié)作用［ J］．經(jīng)濟(jì)與管理研究，2021（1）：88 ～ 103．

馬勇，王滿，彭博．非國有股東委派董事對(duì)國企并購績效的影響研究［ J］．現(xiàn)代財(cái)經(jīng)（天津財(cái)經(jīng)大學(xué)學(xué)報(bào)），2020（5）：20 ～ 40．

綦好東，郭駿超，朱煒．國有企業(yè)混合所有制改革：動(dòng)力、阻力與實(shí)現(xiàn)路徑［ J］．管理世界，2017（10）：8 ～ 19．

權(quán)小鋒，吳世農(nóng)，文芳．管理層權(quán)力、私有收益與薪酬操縱［ J］．經(jīng)濟(jì)研究，2010（11）：73 ～ 87．

沈昊，楊梅英．國有企業(yè)混合所有制改革模式和公司治理——基于招商局集團(tuán)的案例分析［ J］．管理世界，2019（4）：171 ～ 182．

沈紅波，張金清，張廣婷．國有企業(yè)混合所有制改革中的控制權(quán)安排——基于云南白藥混改的案例研究［ J］．管理世界，2019（10）：206 ～ 217．

王梅婷，余航．國有企業(yè)并購重組的趨勢(shì)、模式和挑戰(zhàn)［ J］．經(jīng)濟(jì)學(xué)家，2017（8）：5 ～ 11．

楊振中，萬叢穎．參股民營企業(yè)治理結(jié)構(gòu)、行業(yè)背景與國有企業(yè)績效——基于混合所有制改革的實(shí)證研究［ J］．財(cái)經(jīng)問題研究，2020（12）：116 ～ 124．

張明，陳偉宏，藍(lán)海林．中國企業(yè)“憑什么”完全并購境外高新技術(shù)企業(yè)——基于94個(gè)案例的模糊集定性比較分析（fsQCA）［ J］．中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)，2019（4）：117 ～ 135．

張明，杜運(yùn)周．組織與管理研究中QCA方法的應(yīng)用：定位、策略和方向［ J］．管理學(xué)報(bào)，2019（9）：1312 ～ 1323．

張洽．企業(yè)并購中CEO與股東動(dòng)態(tài)控制權(quán)配置的博弈分析［ J］．財(cái)會(huì)月刊，2019（18）：37 ～ 43．

鄭志剛，胡曉霽，黃繼承．超額委派董事、大股東機(jī)會(huì)主義與董事投票行為［ J］．中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)，2019（10）：155 ～ 174．

祝繼高，蘇嘉莉，黃薇．股權(quán)結(jié)構(gòu)、股權(quán)監(jiān)管與財(cái)務(wù)業(yè)績——來自中國壽險(xiǎn)業(yè)股權(quán)監(jiān)管的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)［ J］．會(huì)計(jì)研究，2020（6）：61 ～ 74．

Bonini S.， Deng J.， Ferrari M.， et al.. Long tenured independent directors and firm performance［ J］． Strategic Management Journal，2022（8）：1602 ～ 1634．

Fiss P. C.. Building better causal theories： A fuzzy set approach to typologies in organization research［ J］． Academy of Management Journal，2011（2）：393 ～ 420．

Han S.， Nanda V. K.， Silveri S. D.. CEO power and firm performance under pressure［ J］． Financial Management，2016（2）：369 ～ 400．

Jenson M. C.， Meckling W. H.. Theory of the firm： Managerial behavior， agency costs and ownership structure［ J］． Journal of Financial Economics，1976（4）：305 ～ 360．

Park Y. K.， Fiss P. C.， Sawy O. E.. Theorizing the multiplicity of digital phenomena： The ecology of configurations， causal recipes， and guidelines for applying QCA［ J］． Management of Information Systems Quarterly，2020（44）：1493 ～ 1520.

Ragin C. C.. Redesigning social inquiry：Fuzzy sets and beyond［M］．Chicago：University of Chicago Press，2008．

Souther M. E.. Does board independence increase firm value？ Evidence from closed-end funds［ J］． Journal of Financial and Quantitative Analysis，2019（1）：1 ～ 47．

Wang H.， Wu J.， Yang Y.， et al.. Ownership concentration， identity and firm performance： Evidence from China's listed firms［ J］． Emerging Markets Finance and Trade，2019（15）：3653 ～ 3666．

Wernerfelt B.. A resource based view of the firm［ J］． Strategic Management Journal，1984（2）：171 ～ 180．

（責(zé)任編輯·校對(duì)： 羅萍? 劉鈺瑩）

【基金項(xiàng)目】山東省社會(huì)科學(xué)規(guī)劃研究項(xiàng)目“‘雙循環(huán)格局下山東國有企業(yè)戰(zhàn)略重組的阻滯及破解機(jī)制研究”（項(xiàng)目編號(hào)：21CGLJ22）