徐鳳菊（博士生導(dǎo)師），麻麗娜

一、引言

國有上市公司是我國國民經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展的重要支撐，也是市場經(jīng)濟(jì)的主導(dǎo)力量，其特殊的經(jīng)濟(jì)地位導(dǎo)致國有上市公司同時(shí)承擔(dān)著經(jīng)營性和政策性任務(wù)，其生產(chǎn)經(jīng)營伴隨著一定的行政化特征。國有上市公司主要集中于關(guān)乎國民經(jīng)濟(jì)命脈的重點(diǎn)行業(yè)和關(guān)鍵領(lǐng)域，具有規(guī)模優(yōu)勢、政府補(bǔ)貼優(yōu)勢、行業(yè)進(jìn)入優(yōu)勢等，但也存在國有股一股獨(dú)大、經(jīng)營機(jī)制僵化、創(chuàng)新動(dòng)力不足、國有資產(chǎn)流失嚴(yán)重等問題，制約了國有上市公司的健康發(fā)展?；旌纤兄聘母镌谶@一背景下應(yīng)運(yùn)而生，規(guī)范董事會(huì)建設(shè)成為改革的重要突破口，并逐漸形成了以董事會(huì)為主的“管人、管事、管資本”相結(jié)合的國有經(jīng)濟(jì)管理體制，以解決國有資產(chǎn)所有者缺位的問題。

2004 年國資委在中央企業(yè)開始推行董事會(huì)建設(shè)試點(diǎn)，有效規(guī)范了董事會(huì)職責(zé)，提高了董事會(huì)運(yùn)作效率和決策能力。2013年黨的第十八屆三中全會(huì)提出進(jìn)一步推進(jìn)國有企業(yè)改革，確立了公有制和非公有制經(jīng)濟(jì)同等重要的戰(zhàn)略地位，明確了改革的發(fā)展方向和基本路徑，成為新時(shí)期國有上市公司改革的重要轉(zhuǎn)折點(diǎn)。股權(quán)結(jié)構(gòu)的調(diào)整有效健全了國有上市公司公司治理結(jié)構(gòu)的制衡機(jī)制，進(jìn)一步強(qiáng)化了董事會(huì)建設(shè)。2017年黨的十九大報(bào)告提出深化國有上市公司改革，將其最終目標(biāo)確立為國有資本“做強(qiáng)做優(yōu)做大”，對國有上市公司內(nèi)部協(xié)同治理機(jī)制提出了更高的要求，即加快形成“董事會(huì)戰(zhàn)略決策，監(jiān)事會(huì)獨(dú)立監(jiān)督，高級(jí)管理層全權(quán)經(jīng)營”的現(xiàn)代公司治理體系。隨著改革的不斷推進(jìn)，國有上市公司董事會(huì)建設(shè)取得了一定成效，如董事會(huì)選聘制度的市場化、董事薪酬分配的差異化、董事會(huì)職權(quán)的落實(shí)與維護(hù)等，公司治理能力不斷提升。然而，現(xiàn)階段國有上市公司仍然存在董事會(huì)建設(shè)層次較低、下設(shè)機(jī)構(gòu)缺失或形同虛設(shè)、董事考核評(píng)價(jià)體系尚不完善、體制機(jī)制障礙等問題，導(dǎo)致國有上市公司董事會(huì)職能并未真正發(fā)揮作用。

董事會(huì)職能主要包括監(jiān)督職能和咨詢職能。其中，監(jiān)督職能要求董事會(huì)采取一定的措施緩解股東與經(jīng)理層的利益沖突，減少代理成本，保護(hù)公司與股東的利益[1]。咨詢職能是董事會(huì)利用自身掌握的資源、信息等，向公司經(jīng)理層提供咨詢服務(wù)，進(jìn)而提高公司戰(zhàn)略執(zhí)行效率[2]。最初引入董事會(huì)是將其作為監(jiān)督經(jīng)理層行為的內(nèi)部治理機(jī)制，因此，國內(nèi)外學(xué)者的研究也主要集中于董事會(huì)監(jiān)督職能，如監(jiān)督職能與盈余管理、董事會(huì)對經(jīng)理層的監(jiān)督、CFO 內(nèi)部董事與監(jiān)督職能、監(jiān)督職能與內(nèi)部控制信息披露、履行董事會(huì)監(jiān)督職能的博弈分析等[3-6]，較少涉及董事咨詢職能?，F(xiàn)有研究議題包括董事會(huì)咨詢職能的實(shí)現(xiàn)路徑、戰(zhàn)略決策與董事會(huì)治理的有效性、咨詢職能對內(nèi)部控制缺陷定量認(rèn)定的影響等，并未對董事會(huì)咨詢職能進(jìn)行深入分析，董事會(huì)咨詢職能與企業(yè)績效的實(shí)證研究也較為匱乏。

從我國國有上市公司的發(fā)展實(shí)踐來看，大多數(shù)董事也并未直接參與到公司戰(zhàn)略決策的制定過程中，董事會(huì)咨詢職能的效果差強(qiáng)人意，戰(zhàn)略管理水平有待進(jìn)一步提升。鑒于此，本文以國有上市公司為研究樣本，從董事會(huì)咨詢職能的視角進(jìn)行分析，運(yùn)用普通回歸法和兩階段最小二乘法揭示董事會(huì)咨詢職能與國有上市公司績效之間的內(nèi)在關(guān)聯(lián)，并在此基礎(chǔ)上提出相應(yīng)的政策建議。本文進(jìn)一步拓寬了董事會(huì)治理有效性的研究范疇，為提高國有上市公司董事會(huì)治理水平提供了一定的理論依據(jù)，也為提高國有上市公司績效提供了有效途徑。

二、文獻(xiàn)回顧與研究假設(shè)

現(xiàn)有學(xué)者研究認(rèn)為，董事會(huì)咨詢職能的實(shí)現(xiàn)路徑在于董事會(huì)與經(jīng)理層之間職能背景的互補(bǔ)性，當(dāng)公司管理層缺少行業(yè)專業(yè)人員時(shí)，會(huì)傾向于從外部聘請專家作為公司董事，進(jìn)而促進(jìn)經(jīng)理層做出正確的判斷和管理決策[7]。具有行業(yè)專業(yè)背景的董事不僅能為公司帶來有價(jià)值的行業(yè)知識(shí)，而且縮小了董事會(huì)與管理層之間的信息差距，有利于更好地預(yù)測行業(yè)發(fā)展?fàn)顩r和發(fā)展趨勢。Johnson 等[8]研究發(fā)現(xiàn)，董事會(huì)積極履行咨詢職能可增強(qiáng)董事會(huì)與經(jīng)理層之間的溝通交流，通過利用董事會(huì)成員的信息、技術(shù)、專業(yè)知識(shí)等資源，降低外部環(huán)境的不確定性，有效解決經(jīng)理層在戰(zhàn)略制定和執(zhí)行過程中信息處理能力不足的問題，進(jìn)而提高公司戰(zhàn)略管理水平和決策質(zhì)量。

關(guān)于董事會(huì)咨詢職能與公司績效的實(shí)證研究表明，董事會(huì)的作用不只局限于監(jiān)督或控制職能，還包括參與公司戰(zhàn)略決策的咨詢職能，董事會(huì)積極參與公司戰(zhàn)略管理能夠提高公司績效水平[9]?，F(xiàn)有學(xué)者研究認(rèn)為，董事會(huì)參與公司戰(zhàn)略決策能為公司帶來收益的重要原因是這一過程有利于收集更豐富的信息、對公司資源和所處環(huán)境進(jìn)行深入分析、制定更詳細(xì)的戰(zhàn)略選擇標(biāo)準(zhǔn)，進(jìn)而提高戰(zhàn)略決策質(zhì)量。楊青、薛宇寧[10]對董事會(huì)職能的實(shí)現(xiàn)路徑進(jìn)行探究，在此基礎(chǔ)上構(gòu)建了董事會(huì)雙路徑結(jié)構(gòu)方程模型，指出當(dāng)董事會(huì)向經(jīng)理層提供戰(zhàn)略咨詢建議時(shí)，對公司績效有直接貢獻(xiàn)。Forbes、Milliken[11]基于董事會(huì)在戰(zhàn)略決策中的作用，實(shí)證研究了董事會(huì)與公司績效之間的關(guān)系。晏國菀、謝光華[12]基于企業(yè)并購的視角對董事會(huì)咨詢職能的財(cái)務(wù)效果進(jìn)行了分析，指出發(fā)揮董事會(huì)咨詢職能有利于降低交易雙方的信息不對稱，進(jìn)而對公司并購績效帶來積極影響。鑒于此，本文提出假設(shè)1：

H1：董事會(huì)咨詢職能與國有上市公司經(jīng)營績效正相關(guān)，發(fā)揮董事會(huì)咨詢職能有利于提高經(jīng)營績效。

董事會(huì)咨詢職能主要在公司戰(zhàn)略決策制定過程中發(fā)揮作用，當(dāng)董事致力于向經(jīng)理層提供咨詢服務(wù)時(shí)，可有效鑒別和評(píng)價(jià)創(chuàng)新機(jī)會(huì)；若經(jīng)理層感知到董事會(huì)提供了承擔(dān)戰(zhàn)略風(fēng)險(xiǎn)的必要保證，經(jīng)理層的創(chuàng)新動(dòng)機(jī)將進(jìn)一步增強(qiáng)，并表現(xiàn)為創(chuàng)新績效的改善[13]。一方面，董事會(huì)咨詢職能增加了董事會(huì)與CEO的信息交流和信任程度，若沒有董事會(huì)的咨詢建議，CEO 向其分享公司非公開信息的意愿將降低[14]。另一方面，董事會(huì)兼具監(jiān)督和咨詢雙重職能，弱化董事會(huì)監(jiān)督能夠進(jìn)一步增強(qiáng)董事會(huì)與CEO 之間的信任。由于董事會(huì)成員的時(shí)間和精力需在這兩種職能之間進(jìn)行分配，當(dāng)董事會(huì)提供有效的戰(zhàn)略咨詢時(shí)，必然投入更多的時(shí)間提供咨詢服務(wù)，幫助經(jīng)理層評(píng)估創(chuàng)新機(jī)會(huì)，減少對經(jīng)理層的監(jiān)督，進(jìn)而更好地發(fā)揮董事會(huì)咨詢職能。李小青[15]從董事會(huì)職能背景異質(zhì)性的視角進(jìn)行分析，發(fā)現(xiàn)職能背景異質(zhì)性有利于激發(fā)董事會(huì)在戰(zhàn)略決策過程中的認(rèn)知沖突，形成創(chuàng)新思維和創(chuàng)新性決策，進(jìn)而提高企業(yè)創(chuàng)新戰(zhàn)略水平。李小青、胡朝霞[16]以科技創(chuàng)新企業(yè)為研究樣本，發(fā)現(xiàn)董事會(huì)積極參與公司戰(zhàn)略決策對技術(shù)創(chuàng)新能力有顯著的正向影響。鑒于此，本文提出假設(shè)2：

H2：董事會(huì)咨詢職能與國有上市公司創(chuàng)新績效正相關(guān)，發(fā)揮董事會(huì)咨詢職能有利于提高創(chuàng)新績效。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）樣本與數(shù)據(jù)來源

本文以2009 ～2017 年我國國有上市公司為研究樣本，并進(jìn)行以下篩選處理：剔除金融保險(xiǎn)業(yè)的樣本；剔除數(shù)據(jù)缺失的樣本；剔除ST、?ST、樣本期間內(nèi)退市或出現(xiàn)經(jīng)營異常的樣本。在此基礎(chǔ)上，對數(shù)據(jù)進(jìn)行1%和99%水平上的縮尾處理，以消除異常值對實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果的影響，最終得到樣本企業(yè)796家，觀測值為6984個(gè)，數(shù)據(jù)來源于CSMAR和WIND數(shù)據(jù)庫。

（二）變量選取

1.被解釋變量。本文核心被解釋變量為國有上市公司績效（Perf），包括經(jīng)營績效和創(chuàng)新績效。目前常用的衡量企業(yè)經(jīng)營績效的指標(biāo)包括Tobin's Q、ROA、ROE等，其中，Tobin's Q應(yīng)用較為廣泛[17，18]。本文將Tobin's Q作為國有上市公司績效的代理變量，并采用ROA、ROE 進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。借鑒Jensen[19]等學(xué)者的研究，選取研發(fā)投資作為創(chuàng)新績效的代理變量，即研發(fā)費(fèi)用與總資產(chǎn)的比率，并參考Coles等[20]的做法，將研發(fā)費(fèi)用的缺失值賦值為0。

2.解釋變量。本文解釋變量為董事會(huì)咨詢職能，由于公司高管具備一定的行業(yè)經(jīng)驗(yàn)和專業(yè)背景，掌握較多的公司內(nèi)部信息，當(dāng)其兼任董事時(shí)會(huì)承擔(dān)更重的董事責(zé)任，有利于為公司戰(zhàn)略決策提供咨詢服務(wù)，因此，本文選取國有上市公司兼任高管的董事進(jìn)行衡量。

3.控制變量。參考李文貴等[21]、Ferris 等[22]的做法，選取國有上市公司規(guī)模、董事會(huì)規(guī)模、成立年限、資產(chǎn)負(fù)債率、股權(quán)集中度、所屬行業(yè)作為控制變量。各變量說明如表1所示。

表1 主要變量說明

（三）模型構(gòu)建

本文對主要變量進(jìn)行對數(shù)化處理，在一定程度上控制異方差問題，并設(shè)定以下基準(zhǔn)回歸模型，采用Stata 14.0軟件進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。

LnPerfit=α+β1LnAdviit+β2LnSizeit+β3LnBoardit+β4LnAgeit+β5LnDAit+β6LnEquityit+β7Indit+εit

其中，i 表示國有上市公司，t 表示年份，Perf 為國有上市公司績效，α為常數(shù)項(xiàng)，β為模型回歸系數(shù)，ε為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

四、實(shí)證分析

（一）描述性統(tǒng)計(jì)

主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果如表2所示。

表2 描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

由表2 可知，國有上市公司經(jīng)營績效的最大值為92.11、最小值為0.08，表明樣本研究期間內(nèi)國有上市公司經(jīng)營績效存在明顯差異；創(chuàng)新績效的最大值和最小值分別為14.17和0，標(biāo)準(zhǔn)差為0.62，表明國有上市公司之間的創(chuàng)新績效參差不齊；董事會(huì)中兼任高管的董事數(shù)量均值為2.05，最大值為11，表明部分國有上市公司傾向于聘任公司高管作為董事會(huì)成員；企業(yè)規(guī)模的最大值為240537.60、最小值僅為1.49，表明不同國有上市公司之間的規(guī)模差異較大；資產(chǎn)負(fù)債率的最大值為4193.94、最小值為1.03，標(biāo)準(zhǔn)差為65.64，表明國有上市公司資產(chǎn)負(fù)債率存在顯著的差異；股權(quán)集中度的均值為53.54，標(biāo)準(zhǔn)差為16.81，表明國有上市公司普遍存在股權(quán)集中度較高的情況，且總體而言國有上市公司的股權(quán)結(jié)構(gòu)并不均衡，股權(quán)集中度最高達(dá)到99.87，最低僅為1.53。

（二）實(shí)證檢驗(yàn)與結(jié)果分析

本文采用 Stata 14.0 對 2009 ～ 2017 年國有上市公司的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。由于國有上市公司績效受董事會(huì)咨詢職能的影響，反之企業(yè)績效也可能對董事會(huì)兼任高管的董事數(shù)量產(chǎn)生影響，二者之間存在一定的交互作用，若采用普通OLS的回歸方法可能造成回歸偏差。此外，盡管本文加入了多個(gè)控制變量，但仍然無法避免其他難以觀測或控制的變量對實(shí)證結(jié)果的影響，故本文采用兩階段最小二乘法進(jìn)行檢驗(yàn)，以解決可能存在的內(nèi)生性問題。

運(yùn)用2SLS 方法進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)的關(guān)鍵在于選取合適的工具變量，工具變量應(yīng)與回歸模型中的內(nèi)生變量相關(guān)，與隨機(jī)誤差項(xiàng)無關(guān)[23]。Elyasiani和Jia[23]、McConnell和John[24]研究發(fā)現(xiàn)，董事會(huì)規(guī)模、董事長與總經(jīng)理兩職合一、獨(dú)立董事比例等影響股東與經(jīng)理層之間的代理問題，與企業(yè)績效高度相關(guān)，且與誤差項(xiàng)無關(guān)。本文選取國有上市公司董事長與總經(jīng)理是否存在兩職合一（Duality）、高管薪酬（Salary）、獨(dú)立董事比例（Indep）作為工具變量加入模型，并以普通OLS的回歸結(jié)果作為對照，結(jié)果如表3所示。

表3 國有上市公司董事會(huì)咨詢職能與企業(yè)績效的回歸結(jié)果

為確認(rèn)本文選取的工具變量的有效性，對工具變量和回歸變量的相關(guān)性進(jìn)行分析，2SLS第一階段的回歸結(jié)果如列（2）和列（5）所示。結(jié)果表明，董事長與總經(jīng)理兩職合一變量與兼任高管的董事數(shù)量之間的回歸系數(shù)為0.180，且滿足1%的顯著性水平檢驗(yàn)，高管薪酬和獨(dú)立董事比例與兼任高管的董事數(shù)量之間的回歸系數(shù)分別為-0.142、-0.075，且分別滿足5%和1%的顯著性水平檢驗(yàn)，表明本文選取的工具變量對回歸變量有較好的解釋力。對工具變量進(jìn)行識(shí)別不足檢驗(yàn)、弱工具變量檢驗(yàn)以及過度識(shí)別檢驗(yàn)，結(jié)果顯示工具變量不存在弱相關(guān)問題、過度識(shí)別問題等，表明工具變量的選取較為合理。

國有上市公司董事會(huì)咨詢職能與經(jīng)營績效的2SLS回歸結(jié)果如列（3）所示。由此可知，二者的回歸系數(shù)為0.676，且滿足1%的顯著性水平檢驗(yàn)，表明董事會(huì)兼任高管的董事數(shù)量增加有助于經(jīng)營績效提升。由于實(shí)證分析之前所有的變量已經(jīng)進(jìn)行了對數(shù)化處理，因此，經(jīng)營績效的增長具有顯著的經(jīng)濟(jì)意義，董事會(huì)咨詢職能對國有上市公司經(jīng)營績效有顯著的正向影響。其原因可能在于：董事是經(jīng)理層的重要信息來源，發(fā)揮董事會(huì)咨詢職能有利于增加董事會(huì)與經(jīng)理層之間的溝通交流，通過向經(jīng)理層提供咨詢和建議可有效減少其信息處理缺陷，解決管理能力受限的問題，進(jìn)而提高國有上市公司戰(zhàn)略決策水平，改善國有上市公司戰(zhàn)略實(shí)施效果和經(jīng)營績效。同時(shí)，董事會(huì)多樣化的職能背景、專業(yè)知識(shí)、有價(jià)值的信息和技術(shù)等有利于對經(jīng)理層提案進(jìn)行有效評(píng)估[25]，對提高企業(yè)績效發(fā)揮了積極作用。其他控制變量的符號(hào)與普通回歸的結(jié)果大體一致，其中，股權(quán)集中度的回歸系數(shù)為正，企業(yè)規(guī)模、資產(chǎn)負(fù)債率和所屬行業(yè)的回歸系數(shù)為負(fù)，且前兩者滿足1%的顯著性水平檢驗(yàn)。通過比較OLS和2SLS的回歸結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，董事會(huì)咨詢職能與經(jīng)營績效的回歸系數(shù)明顯提升，從0.065 增長至0.676，均在1%的水平上顯著。

國有上市公司董事會(huì)咨詢職能與創(chuàng)新績效的2SLS 回歸結(jié)果如列（6）所示，由此可知二者的回歸系數(shù)為0.454，且滿足1%的顯著性水平檢驗(yàn)，表明發(fā)揮董事會(huì)咨詢職能可有效提高國有上市公司創(chuàng)新績效。其原因可能在于：創(chuàng)新活動(dòng)是高風(fēng)險(xiǎn)、高投資、周期較長的戰(zhàn)略決策的結(jié)果，隨著國有上市公司所有權(quán)與經(jīng)營權(quán)的分離，經(jīng)理層對創(chuàng)新投入的風(fēng)險(xiǎn)偏好明顯降低，其往往采用減少創(chuàng)新投入的方式追求個(gè)人效用最大化[26]。而董事會(huì)咨詢職能有利于增強(qiáng)董事會(huì)與經(jīng)理層的溝通，為創(chuàng)新決策提供科學(xué)指導(dǎo)和支持，進(jìn)而減少經(jīng)理層基于個(gè)人私利的創(chuàng)新投資決策風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避行為，形成科學(xué)的技術(shù)創(chuàng)新戰(zhàn)略決策，提高創(chuàng)新績效。與2SLS 回歸的結(jié)果相比，普通OLS 的回歸結(jié)果如列（4）所示，咨詢職能與創(chuàng)新績效的回歸系數(shù)降低為0.029，滿足5%的顯著性水平檢驗(yàn)，其他控制變量的符號(hào)基本保持不變。

（三）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果如表4所示。在穩(wěn)健性檢驗(yàn)中，分別選取ROA、ROE 作為國有上市公司經(jīng)營績效的代理變量進(jìn)行回歸，得到列（1）和列（2），結(jié)果表明董事會(huì)咨詢職能與ROA 的回歸系數(shù)為0.950，且滿足5%的顯著性水平檢驗(yàn)；董事會(huì)咨詢職能與ROE的回歸系數(shù)雖不顯著，但系數(shù)為正。選取研發(fā)費(fèi)用作為國有上市公司創(chuàng)新績效的代理變量進(jìn)行回歸，得到列（3），結(jié)果表明董事會(huì)咨詢職能與創(chuàng)新績效的回歸系數(shù)為2.560，且滿足1%的顯著性水平檢驗(yàn)，說明上文的研究結(jié)論具有較強(qiáng)的穩(wěn)健性。

表4 穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

（四）進(jìn)一步分析

由于國有上市公司普遍存在國有股一股獨(dú)大的情況，股權(quán)制衡較差，可能對國有上市公司的咨詢需求、董事會(huì)成員的聘任和履職情況、董事會(huì)咨詢職能的發(fā)揮產(chǎn)生一定影響，進(jìn)而對國有上市公司績效帶來積極或消極作用。隨著混合所有制改革的深化，國有股比例有所下降，不同所有制資本的混合程度有所提高，國有上市公司股權(quán)制衡情況有所改善，但其在董事會(huì)咨詢職能與企業(yè)績效中發(fā)揮的作用究竟如何，有待進(jìn)一步探討。因此，本文以國有上市公司股權(quán)制衡度作為分組變量，借鑒王躍堂等[27]、張文魁[28]的研究，以第一大股東持股比例與后九大股東持股比例的比值作為國有上市公司股權(quán)制衡度的代理變量（Balance），該值越大，表明股權(quán)制衡程度越低。在此基礎(chǔ)上將其分為四組，若該比值超過上四分位數(shù)，將其賦值為1（Balance=1），否則為 0（Balance=0），進(jìn)而分析國有上市公司缺乏股權(quán)制衡是否影響董事會(huì)咨詢職能與公司績效的相互作用。在回歸模型中，將股權(quán)制衡度與董事會(huì)咨詢職能的代理變量進(jìn)行交互，交互項(xiàng)為Balance×Advi，通過分析回歸系數(shù)考察其在董事會(huì)咨詢職能與企業(yè)績效中的作用，結(jié)果如表5所示。

表5 國有上市公司股權(quán)制衡度、董事會(huì)咨詢職能與企業(yè)績效

股權(quán)制衡度、董事會(huì)咨詢職能與經(jīng)營績效的回歸結(jié)果如列（1）和列（2）所示，分別為2SLS第一階段和第二階段的結(jié)果。由此可知，董事會(huì)咨詢職能與經(jīng)營績效之間存在顯著的正相關(guān)關(guān)系，系數(shù)為0.790，股權(quán)制衡度的回歸系數(shù)為0.921，且滿足1%的顯著性水平檢驗(yàn)。股權(quán)制衡度與董事會(huì)咨詢職能的交互系數(shù)為0.769，且滿足1%顯著性水平檢驗(yàn)，表明董事會(huì)咨詢職能與經(jīng)營績效之間的關(guān)系受股權(quán)制衡的影響，國有上市公司缺乏股權(quán)制衡有利于發(fā)揮董事會(huì)咨詢職能對經(jīng)營績效的促進(jìn)作用，股權(quán)制衡越差，董事會(huì)咨詢職能對經(jīng)營績效的促進(jìn)作用越顯著。原因在于國有上市公司的董事主要來源于行政任命，且董事長、總經(jīng)理普遍存在行政級(jí)別，尚未形成公開、合理、完全競爭的董事會(huì)任命機(jī)制，董事會(huì)績效考核也以企業(yè)經(jīng)營績效為主。當(dāng)股權(quán)制衡較差時(shí)，控制公司營運(yùn)方向的董事會(huì)關(guān)注更多的是企業(yè)經(jīng)營績效，進(jìn)一步增強(qiáng)了董事會(huì)咨詢職能對經(jīng)營績效的促進(jìn)作用。

股權(quán)制衡度、董事會(huì)咨詢職能與創(chuàng)新績效的回歸結(jié)果如列（3）和列（4）所示，分別為2SLS第一階段和第二階段的結(jié)果。由此可知，董事會(huì)咨詢職能與創(chuàng)新績效顯著正相關(guān)，回歸系數(shù)為0.609；但股權(quán)制衡度的回歸系數(shù)為-0.651，其與董事會(huì)咨詢職能的交互系數(shù)為-0.498，且均在5%的水平上顯著，表明國有上市公司缺乏股權(quán)制衡不利于董事會(huì)咨詢職能對創(chuàng)新績效促進(jìn)作用的發(fā)揮。股權(quán)制衡度越高，董事會(huì)咨詢職能對創(chuàng)新績效的促進(jìn)作用越顯著。原因可能是國有上市公司存在國有股一股獨(dú)大的情況，股權(quán)制衡較差，即使董事在創(chuàng)新戰(zhàn)略決策中發(fā)揮了咨詢職能，大股東出于自身利益考慮，也很可能否決最優(yōu)方案而選取其他方案，導(dǎo)致國有上市公司創(chuàng)新績效的負(fù)增長[29]。另外，國有上市公司績效考核的主要指標(biāo)是經(jīng)營績效，其創(chuàng)新意識(shí)較弱、創(chuàng)新投入較低，導(dǎo)致管理層缺乏足夠的動(dòng)力尋找新的投資機(jī)會(huì)和制定有效的R&D 投資決策。相互制衡的股權(quán)結(jié)構(gòu)可以有效避免大股東在戰(zhàn)略決策上的武斷行為[30]，減少管理層的機(jī)會(huì)主義行為，激發(fā)公司技術(shù)創(chuàng)新的內(nèi)部驅(qū)動(dòng)力，進(jìn)而提高創(chuàng)新績效。

此外，本文選取ROA、ROE作為經(jīng)營績效的代理變量、選取研發(fā)費(fèi)用作為創(chuàng)新績效的代理變量分別進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，結(jié)果顯示主要變量的回歸系數(shù)并未發(fā)生明顯變化，表明以上研究結(jié)論具有較好的穩(wěn)健性。

五、結(jié)論與啟示

（一）結(jié)論

董事會(huì)是公司最高戰(zhàn)略決策機(jī)構(gòu)，董事會(huì)咨詢職能對公司發(fā)展的戰(zhàn)略作用日益突出。本文以2009～2017 年國有上市公司為研究樣本，采用兩階段最小二乘法對董事會(huì)咨詢職能與企業(yè)經(jīng)營績效和創(chuàng)新績效的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，并以普通OLS的回歸結(jié)果作為對照，主要研究結(jié)論如下：一是以兼任高管的董事作為咨詢職能的代理變量，在考慮內(nèi)生性問題的情況下，其與國有上市公司經(jīng)營績效和創(chuàng)新績效均存在顯著的正相關(guān)關(guān)系，在一定程度上表明具有高管背景的董事發(fā)揮咨詢職能有利于提高企業(yè)績效。二是董事會(huì)咨詢職能對國有上市公司經(jīng)營績效和創(chuàng)新績效的影響受股權(quán)制衡度的制約，股權(quán)制衡度越高，董事會(huì)咨詢職能對經(jīng)營績效的促進(jìn)作用越弱，對創(chuàng)新績效的促進(jìn)作用越強(qiáng)。

（二）啟示

如何有效發(fā)揮國有上市公司董事會(huì)咨詢職能，提高戰(zhàn)略決策質(zhì)量和企業(yè)績效，成為完善國有上市公司董事會(huì)治理的關(guān)鍵。鑒于此，本文提出以下政策建議：一是國有上市董事會(huì)治理應(yīng)圍繞強(qiáng)化董事會(huì)咨詢職能展開。董事會(huì)咨詢職能有助于經(jīng)理層制定高質(zhì)量的戰(zhàn)略決策，與董事會(huì)監(jiān)督職能相互作用形成良好的董事會(huì)治理機(jī)制。國有上市公司應(yīng)關(guān)注董事會(huì)咨詢職能，加快形成完全競爭的董事任命機(jī)制和科學(xué)合理的決策程序，使其真正在公司治理中發(fā)揮作用。二是引入具有高管背景的人員作為董事會(huì)成員。該類董事具有一定的專業(yè)知識(shí)、行業(yè)經(jīng)驗(yàn)，掌握著豐富的信息資源，在參與國有上市公司戰(zhàn)略決策的過程中發(fā)揮著積極作用，有利于提高國有上市公司治理能力和企業(yè)經(jīng)營績效及創(chuàng)新績效。三是建立完善的股權(quán)制衡機(jī)制。股權(quán)制衡度影響著國有上市公司董事會(huì)咨詢職能的發(fā)揮，在國有上市公司普遍存在“一股獨(dú)大”的特殊環(huán)境下，應(yīng)以國有股減持為契機(jī)，實(shí)現(xiàn)多種所有制資本的融合，通過建立新的股權(quán)制衡機(jī)制優(yōu)化公司治理結(jié)構(gòu)，提高戰(zhàn)略決策的科學(xué)合理性，增強(qiáng)董事會(huì)咨詢職能對經(jīng)營績效和創(chuàng)新績效的提升作用。四是國有上市公司應(yīng)將創(chuàng)新績效指標(biāo)納入考核范圍，提高董事會(huì)和管理層的創(chuàng)新意識(shí)，制定有效的創(chuàng)新投資戰(zhàn)略決策。