曹 燚，薛坤坤

(1.長治學(xué)院 歷史與旅游管理系，山西 長治 046011；2.鄭州大學(xué) 商學(xué)院，河南 鄭州 450001)

一、問題提出

戰(zhàn)略決策是董事會(huì)的重要職能之一，董事會(huì)決策的有效性會(huì)直接影響公司的投資效率[1]。現(xiàn)有研究從董事會(huì)正式結(jié)構(gòu)的視角分析了董事會(huì)領(lǐng)導(dǎo)結(jié)構(gòu)、人員結(jié)構(gòu)、知識(shí)結(jié)構(gòu)對(duì)公司投資效率的影響。哈喬托等(Harjoto et al.，2018)發(fā)現(xiàn)董事會(huì)中特定經(jīng)驗(yàn)、專業(yè)知識(shí)的多樣化能幫助董事會(huì)作出最優(yōu)投資決策[2]。阿克塔斯等(Aktas et al.，2019)發(fā)現(xiàn)董事長與首席執(zhí)行官兩職合一的領(lǐng)導(dǎo)結(jié)構(gòu)會(huì)降低公司的投資效率，并且在董事會(huì)獨(dú)立性低的公司中更加明顯[3]。但學(xué)者們對(duì)董事會(huì)非正式結(jié)構(gòu)尤其是董事地位差異如何影響公司投資效率卻很少關(guān)注。

地位差異源于決策過程中每個(gè)人受到尊重和認(rèn)可程度的差異，這種差異會(huì)影響決策的程序和結(jié)果。一些學(xué)者認(rèn)為地位差異會(huì)導(dǎo)致組織成員之間不公平感知的增加，進(jìn)而降低員工間沖突的解決質(zhì)量以及員工滿意度[4-5]。還有一些學(xué)者認(rèn)為組織中的地位差異能夠協(xié)調(diào)組織成員之間的沖突和摩擦，提升員工之間的溝通和工作效率[6-7]。何和黃(He &Huang，2011)將董事地位差異引入董事會(huì)中，探討了制造業(yè)企業(yè)中董事地位差異對(duì)公司績效的影響，發(fā)現(xiàn)董事地位差異在董事會(huì)決策過程中具有協(xié)調(diào)、整合的作用，能夠降低董事會(huì)決策過程中無意義的沖突，提升董事會(huì)決策效率[8]。而在新興經(jīng)濟(jì)體中，董事地位差異能否起到協(xié)調(diào)、整合的作用？又如何進(jìn)一步影響公司投資效率呢？

為探討這一問題，本文以董事會(huì)決策過程為切入點(diǎn)，分析董事地位差異是否可以通過塑造不同類型的董事會(huì)決策過程進(jìn)而對(duì)公司投資效率產(chǎn)生影響，使用與中國上市公司協(xié)會(huì)合作發(fā)放的以上市公司董事會(huì)決策過程有效性為主題的問卷，構(gòu)建董事會(huì)決策過程指標(biāo)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。研究結(jié)果表明，董事地位差異會(huì)降低公司投資效率，一方面，董事地位差異通過降低董事會(huì)決策過程中的程序理性降低了公司投資效率；另一方面，董事地位差異通過增加董事會(huì)決策過程中的個(gè)體權(quán)威降低公司投資效率。在中國上市公司中董事地位差異在決策過程中起著分化、競爭的效果，這與成熟市場中董事地位差異具有的協(xié)調(diào)、整合功能這一結(jié)論存在差異。

本文的邊際貢獻(xiàn)體現(xiàn)在以下三個(gè)方面：

首先，本文對(duì)董事地位差異的相關(guān)研究進(jìn)行了豐富和補(bǔ)充?，F(xiàn)有文獻(xiàn)主要關(guān)注了成熟經(jīng)濟(jì)體中董事地位差異的作用，認(rèn)為董事地位差異能夠降低董事間的沖突，發(fā)揮協(xié)調(diào)和整合作用[8]，從而提升董事會(huì)決策質(zhì)量。而本文研究結(jié)果表明制度文化差異是導(dǎo)致董事地位差異發(fā)揮作用的重要影響因素，在高權(quán)力距離的企業(yè)文化背景下，董事地位差異對(duì)決策質(zhì)量產(chǎn)生消極影響。本文結(jié)論為探討制度文化環(huán)境如何影響公司治理與公司決策提供了微觀證據(jù)。

其次，本文基于大樣本數(shù)據(jù)探討了董事會(huì)決策過程的特征。董事會(huì)決策過程的實(shí)證研究一直是公司治理研究的黑箱，借鑒迪恩和沙夫曼(Dean &Sharfman，1993、1996)對(duì)高管團(tuán)隊(duì)的決策過程的研究[9-10]，借助中國上市公司協(xié)會(huì)這一平臺(tái)，本文采集到了中國上市公司董事會(huì)決策過程特征的數(shù)據(jù)，進(jìn)一步分析了董事地位差異如何影響董事會(huì)決策進(jìn)而影響公司投資決策這一過程。

最后，本文進(jìn)一步豐富了董事會(huì)治理的研究文獻(xiàn)?，F(xiàn)有探討董事會(huì)治理的文獻(xiàn)，主要關(guān)注董事會(huì)正式結(jié)構(gòu)的影響，如董事會(huì)人員結(jié)構(gòu)、領(lǐng)導(dǎo)結(jié)構(gòu)等。隨著行為公司治理研究的發(fā)展，董事的學(xué)習(xí)機(jī)制、迎合、互惠等個(gè)體行為如何影響公司決策受到越來越多的關(guān)注[11]。沿著行為公司治理的研究脈絡(luò)，本文進(jìn)一步探討了中國轉(zhuǎn)型環(huán)境下董事個(gè)體在決策過程中的非正式互動(dòng)關(guān)系對(duì)董事會(huì)決策質(zhì)量的影響，豐富了本領(lǐng)域的研究。

二、文獻(xiàn)綜述和研究假設(shè)

(一)公司投資效率與董事會(huì)治理

關(guān)于投資效率的研究文獻(xiàn)主要有代理理論和高階梯隊(duì)理論。代理理論認(rèn)為，在信息不對(duì)稱的環(huán)境下，掌握公司投資權(quán)力的管理層通過投資以犧牲公司整體利益為代價(jià)的項(xiàng)目來獲取更多的個(gè)人私利，從而造成公司過度投資行為。尤其是公司自由現(xiàn)金流充足、管理層權(quán)力較大時(shí)，公司的投資效率低下更為嚴(yán)重。而對(duì)管理層的監(jiān)督和激勵(lì)則能夠在一定程度上降低管理層的非效率投資行為。如公司信息透明度的提高有利于加強(qiáng)對(duì)管理層的監(jiān)督和控制，降低企業(yè)非效率投資。管理層的股權(quán)激勵(lì)則能夠降低管理層的短期行為，抑制企業(yè)的過度投資[12]。高階梯隊(duì)理論認(rèn)為管理者個(gè)體特征以及認(rèn)知偏差等會(huì)對(duì)公司投資決策產(chǎn)生重要影響[13]。如女性董事更加傾向于規(guī)避風(fēng)險(xiǎn)，抑制過度投資，從而導(dǎo)致投資不足。隨著董事年齡的增長，企業(yè)過度投資行為也會(huì)在一定程度上受到抑制。此外，管理層的過度自信、自戀等人格特征會(huì)導(dǎo)致其產(chǎn)生認(rèn)知偏差，對(duì)投資項(xiàng)目的凈現(xiàn)值估計(jì)過于樂觀，造成企業(yè)的過度投資，降低投資效率[14-15]。

董事會(huì)作為公司治理的核心，可以通過監(jiān)督和咨詢職能對(duì)公司決策產(chǎn)生影響。一方面，董事會(huì)可以發(fā)揮監(jiān)督職能，降低管理層的機(jī)會(huì)主義行為，提升決策質(zhì)量。董事會(huì)獨(dú)立性、首席執(zhí)行官與董事長兩職分離等監(jiān)督方式能夠削弱管理層過度自信傾向，降低管理層的過度投資行為[16]。另一方面，董事會(huì)可以發(fā)揮咨詢職能，通過自身的專業(yè)知識(shí)和信息網(wǎng)絡(luò)降低投資決策中的風(fēng)險(xiǎn)，提高投資效率。如董事會(huì)異質(zhì)性、董事網(wǎng)絡(luò)能夠增加董事會(huì)決策中的信息資源，幫助董事會(huì)作出最優(yōu)的投資決策[17-18]。

分析現(xiàn)有文獻(xiàn)可以看出，無論是董事會(huì)的監(jiān)督職能還是咨詢職能都是從董事會(huì)正式結(jié)構(gòu)的視角展開分析，而忽略了對(duì)董事會(huì)非正式結(jié)構(gòu)的探討。董事會(huì)對(duì)公司決策的影響很大程度上取決于董事會(huì)這一團(tuán)隊(duì)的運(yùn)行效率[19-20]。作為制度層面的開放型團(tuán)隊(duì)，董事會(huì)運(yùn)作的有效性往往受制于兩個(gè)因素：一是董事會(huì)每次開會(huì)時(shí)間很短，董事需要在短時(shí)間內(nèi)作出復(fù)雜的決策；二是董事的工作性質(zhì)具有模糊性，很難通過正式規(guī)則、程序進(jìn)行引導(dǎo)[21]。董事會(huì)成員之間的非正式互動(dòng)在處理董事會(huì)決策過程中的沖突、合作等方面可能具有更好的效果[8]。因此，本文從董事地位差異這一董事會(huì)非正式結(jié)構(gòu)的視角探究其對(duì)公司投資效率的影響。

(二)董事地位差異對(duì)投資效率的影響

董事會(huì)的關(guān)鍵職能之一是制定決策。董事會(huì)中不同成員之間的地位差異會(huì)如何影響公司決策呢？針對(duì)這一問題，可以從兩個(gè)方面進(jìn)行分析。

一方面，董事地位差異能夠在一定程度上使董事會(huì)內(nèi)部形成默認(rèn)的非正式秩序[19]，這種非正式秩序能夠在董事會(huì)決策過程中發(fā)揮協(xié)調(diào)和整合功能。何和黃(2011)認(rèn)為董事會(huì)決策過程中，高地位的董事由于其社會(huì)資源的廣泛性，具有更多有價(jià)值的信息和觀點(diǎn)，能夠提高董事會(huì)決策質(zhì)量[8]。高質(zhì)量的信息資源能夠促使董事會(huì)中的其他董事順從，即高地位董事的觀點(diǎn)會(huì)得到更多的認(rèn)可，從而避免董事會(huì)決策過程中因缺乏等級(jí)區(qū)分和個(gè)人尊重而發(fā)生爭吵。在董事會(huì)決策過程中，董事需要在較短的時(shí)間內(nèi)進(jìn)行決策，并且決策的事項(xiàng)缺乏清晰的定義，具有模糊的屬性，很難通過正式的規(guī)則、程序進(jìn)行引導(dǎo)[22]。董事之間的非正式規(guī)則或秩序可能起到良好的協(xié)調(diào)作用，減少了董事會(huì)中無意義的沖突和爭論，為團(tuán)隊(duì)決策的科學(xué)性提供了保障[23-25]。因此，董事地位差異的協(xié)調(diào)、整合功能能夠提高董事會(huì)決策中的信息有效性，識(shí)別投資項(xiàng)目的風(fēng)險(xiǎn)，確定投資價(jià)值，進(jìn)而提升公司資源配置效率。

另一方面，董事地位差異也可能會(huì)導(dǎo)致董事會(huì)決策過程中的集體沉默，尤其是在高權(quán)力距離企業(yè)文化中。高權(quán)力企業(yè)文化中下屬不會(huì)挑戰(zhàn)上級(jí)的權(quán)威[26]，當(dāng)董事會(huì)決策過程中存在異議時(shí)，即使低地位董事不認(rèn)可高地位董事的觀點(diǎn)，為了保持董事會(huì)決策的一致性，也會(huì)表示支持。因此，董事會(huì)決策通常體現(xiàn)了高地位董事的意見。其他董事即使對(duì)董事會(huì)決策有異議，在投票時(shí)會(huì)選擇棄權(quán)而非反對(duì)，以沉默來應(yīng)對(duì)異議。這形成了董事會(huì)群體決策的假一致性[27]，群體決策結(jié)果實(shí)際上體現(xiàn)的是高地位董事的意志，其他董事則會(huì)表現(xiàn)出集體沉默。陳仕華和張瑞彬(2020)的研究認(rèn)為董事地位差異可能會(huì)抑制低地位董事異議的表達(dá)，并增強(qiáng)董事會(huì)行動(dòng)的一致性[28]。其他董事的信息和觀點(diǎn)得不到重視，董事會(huì)內(nèi)部的信息交流受到阻礙，董事會(huì)對(duì)決策項(xiàng)目尤其是投資決策中的風(fēng)險(xiǎn)預(yù)測能力降低，可能會(huì)降低公司資源配置效率。

基于以上分析，本文認(rèn)為董事地位差異對(duì)公司投資效率有兩方面的影響，提出假設(shè)H1：董事地位差異對(duì)公司投資效率的影響存在積極和消極兩種可能。

為了進(jìn)一步探究轉(zhuǎn)型環(huán)境中董事地位差異如何影響公司投資效率，本文將分析董事地位差異對(duì)董事會(huì)決策過程的影響。董事會(huì)的決策過程包括從決策概念提出到?jīng)Q策結(jié)果產(chǎn)生的系列進(jìn)程，涉及決策信息的搜集、分享、互動(dòng)并最終形成一致結(jié)論[29]。董事會(huì)決策過程既可能符合程序理性、也可能受到個(gè)體權(quán)威的影響[30]。程序理性是指決策過程中充分利用搜集到的決策信息并用來制定最終的決策。決策過程也可能受到利益團(tuán)體的影響。因此，個(gè)體權(quán)威在決策中也發(fā)揮著重要作用，即在組織中為了與決策結(jié)果相關(guān)的競爭性利益而發(fā)揮正式或者非正式的影響力[20]。董事地位差異究竟是提高還是降低了投資效率，本文認(rèn)為取決于董事地位差異對(duì)董事會(huì)決策過程的塑造。

首先，董事地位差異會(huì)降低低地位董事的決策參與。在高權(quán)力距離的企業(yè)文化中，董事會(huì)中的高地位董事，如董事長通常能夠在決策過程中發(fā)揮重要影響力，低地位董事對(duì)高地位董事的決策通常不會(huì)提出異議。董事會(huì)決策過程更多地體現(xiàn)了個(gè)體權(quán)威的影響。其次，董事會(huì)決策是一個(gè)集體合議的過程，在這一過程中需要每名董事能夠以平等的身份對(duì)所決議案充分發(fā)表自己的觀點(diǎn)，信息共享，相互尊重，這是形成高質(zhì)量戰(zhàn)略決策進(jìn)程的前提[31]。而董事地位差異的出現(xiàn)使得低地位的董事在決策過程中不同程度地被邊緣化，其言論在決策過程中很難得到足夠的重視，低地位董事可能表現(xiàn)出沉默等消極行為[22]，降低了董事會(huì)決策過程中的程序理性。最后，貝利和派克(Bailey &Peck，2013)認(rèn)為董事長的引導(dǎo)技能、組織意識(shí)等能夠提升程序理性。在轉(zhuǎn)型環(huán)境中，董事長的權(quán)力更多地依靠其身份或者個(gè)人權(quán)威而非基于其經(jīng)驗(yàn)和領(lǐng)導(dǎo)能力[30]。因此，處在高地位的董事長也更擅長利用其個(gè)人權(quán)威來主導(dǎo)董事會(huì)而非通過其領(lǐng)導(dǎo)能力，這會(huì)導(dǎo)致決策過程充滿了個(gè)體權(quán)威的影響而非程序理性。因此，董事地位差異越大，董事會(huì)決策過程中的個(gè)體權(quán)威越高，程序理性越低。

程序理性涉及對(duì)決策信息的搜集、整理以及使用的過程，而公司投資行為帶有很強(qiáng)的不確定性。在作出投資決策之前，將與投資項(xiàng)目相關(guān)的信息進(jìn)行充分的搜集和分析，這會(huì)降低投資過程的不確定性，從而優(yōu)化公司的投資決策[32]。迪恩和沙夫曼(1996)發(fā)現(xiàn)程序理性能夠提升公司戰(zhàn)略決策的有效性[10]。里德爾等(Riedl et al.，2013)認(rèn)為程序理性能夠降低決策過程中的不確定性從而提升決策績效[33]。斯坦奇克等(Stanczyk et al.，2015)研究了全球采購決策中程序理性的作用，發(fā)現(xiàn)程序理性能夠顯著提升決策結(jié)果[34]。因此，董事會(huì)決策過程中的程序理性能夠降低投資決策中的不確定性，從而提升投資效率。結(jié)合前文董事地位差異對(duì)程序理性的影響，本文提出假設(shè)H2：董事會(huì)決策過程中的程序理性會(huì)提升公司投資效率，并且程序理性在董事地位差異和公司投資效率之間起到中介作用。

個(gè)體權(quán)威的表現(xiàn)形式多樣，除了直接使用權(quán)力外，還包括控制議程、對(duì)關(guān)鍵信息的操縱、選擇性信息供給、私下協(xié)議等[30，35]。與程序理性中對(duì)信息的搜集和分析相反，個(gè)體權(quán)威則會(huì)限制信息流通。在董事會(huì)決策過程中，追求自身利益最大化的董事可能不愿意分享關(guān)于決策的私有信息[36]，這可能導(dǎo)致董事會(huì)基于不充分的信息而作出非最優(yōu)的決策。迪恩和沙夫曼(1996)發(fā)現(xiàn)組織中個(gè)體對(duì)權(quán)力的運(yùn)用會(huì)降低公司戰(zhàn)略決策的有效性[10]。沃爾特等(Walter et al.，2008)發(fā)現(xiàn)組織中個(gè)體權(quán)力過于集中會(huì)降低組織績效[37]。武立東等(2017)發(fā)現(xiàn)董事長權(quán)威會(huì)降低董事會(huì)決策質(zhì)量[38]。因此，本文認(rèn)為董事會(huì)決策過程中的個(gè)體權(quán)威抑制了決策過程中信息的充分性，從而降低了投資效率。結(jié)合前文董事地位差異對(duì)個(gè)體權(quán)威的影響，本文提出假設(shè)H3：董事會(huì)決策過程中的個(gè)體權(quán)威會(huì)降低公司投資效率，并且個(gè)體權(quán)威在董事地位差異和公司投資效率之間起到中介作用。

綜上所述，本文的研究模型如圖1所示。

圖1 理論分析框架

三、研究設(shè)計(jì)

(一)樣本和數(shù)據(jù)

本文的數(shù)據(jù)來源包括兩部分，第一部分是董事會(huì)決策過程特征的數(shù)據(jù)，采用問卷方式進(jìn)行搜集。該問卷源于本課題組與中國上市公司協(xié)會(huì)合作的課題。由課題組成員根據(jù)現(xiàn)有文獻(xiàn)確定衡量程序理性和個(gè)體權(quán)威的量表，然后通知協(xié)會(huì)會(huì)員單位填寫。問卷發(fā)放時(shí)間累計(jì)一個(gè)月，共收回467份反饋問卷，占全部2 064名會(huì)員單位的22.63%。剔除掉部分信息缺失的問卷，最后得到338份有效問卷，問卷有效回收率達(dá)到72.38%。第二部分是涉及董事地位差異、公司投資效率以及控制變量的數(shù)據(jù)，均來自國泰安中國經(jīng)濟(jì)金融數(shù)據(jù)庫。本文在實(shí)證研究過程中，將兩部分?jǐn)?shù)據(jù)根據(jù)公司代碼進(jìn)行匹配，最終參與實(shí)證分析的數(shù)據(jù)樣本共338個(gè)。

(二)變量定義

1.因變量投資效率

參考理查德森(Richardson，2006)[39]的研究，采用如下模型度量企業(yè)的投資效率：

Investi，t=β0+β1Sizei，t-1+β2Levi，t-1+β3Cashi，t-1+β4Bmi，t-1+β5Agei，t-1+β6Returni，t-1+
β7Investi，t-1+∑ind+∑year+μ

(1)

其中，Invest為公司的資本投資，Size為公司規(guī)模，Lev為資產(chǎn)負(fù)債率，Cash為公司現(xiàn)金持有量，Bm為公司賬面市值比，Age為公司上市年齡，Return為公司股票年度回報(bào)率，ind和year分別為行業(yè)和年度虛擬變量，μ為殘差。變量的測量借鑒熊虎和沈坤榮(2019)[40]的研究。在對(duì)模型進(jìn)行回歸后，取μ的絕對(duì)值來衡量公司投資效率(INE)。μ的絕對(duì)值越大，表明投資效率越低，μ的絕對(duì)值越小，表明投資效率越高。

2.自變量董事地位差異

現(xiàn)有文獻(xiàn)對(duì)董事地位差異的衡量多采用基尼系數(shù)，其中關(guān)鍵在于如何確認(rèn)董事地位。何和黃(2011)在其研究中用公司董事兼職外部董事的數(shù)量來衡量其地位，認(rèn)為董事能力越強(qiáng)，經(jīng)驗(yàn)越豐富，越可能在更多公司兼職董事席位[8]?？紤]到儒家文化的影響以及董事自身聲譽(yù)對(duì)其地位的影響，參考現(xiàn)有文獻(xiàn)[41-44]，本文進(jìn)一步加入四個(gè)指標(biāo)：政府任職經(jīng)歷、董事工作年限、董事年齡及董事聲譽(yù)。本文基于以上五個(gè)指標(biāo)來衡量董事地位，通過對(duì)每個(gè)指標(biāo)標(biāo)準(zhǔn)化后加總計(jì)算董事地位，以此為基礎(chǔ)計(jì)算基尼系數(shù)?；嵯禂?shù)的計(jì)算公式如下：

(2)

3.中介變量董事會(huì)決策過程

董事會(huì)決策過程包括程序理性(PR)和個(gè)體權(quán)威(PB)。借鑒迪恩和沙夫曼(1996)[10]、武立東等(2018)[20]的研究，本文分別通過四個(gè)題項(xiàng)來衡量程序理性、三個(gè)題項(xiàng)來衡量個(gè)體權(quán)威。需要說明的是，迪恩和沙夫曼(1996)[10]的研究針對(duì)的是戰(zhàn)略決策過程，而本文研究的對(duì)象是董事會(huì)，因此，在對(duì)量表題項(xiàng)的表述上，二者存在差異。結(jié)合中國具體情景，本文對(duì)該量表進(jìn)行調(diào)整，使之更加符合中國董事會(huì)的決策過程特征。迪恩和沙夫曼(1996)[10]對(duì)程序理性的衡量中有一個(gè)題項(xiàng)為制定決策過程定量分析技術(shù)的重要性，考慮到這些定量分析更多地由管理層進(jìn)行操作，并且發(fā)生在董事會(huì)會(huì)議之前，本文在新的量表中剔除了這一題項(xiàng)。本文對(duì)量表進(jìn)行了調(diào)整，并且邀請(qǐng)了三位公司治理領(lǐng)域的專家對(duì)量表的內(nèi)容效度進(jìn)行評(píng)估，三位專家一致認(rèn)為新的量表能夠反映中國情境下的董事會(huì)決策過程。新的量表中程序理性和個(gè)體權(quán)威的題項(xiàng)如表1所示。所有的題項(xiàng)均采用李克特五級(jí)量表，1代表非常不同意，5代表非常同意。其中程序理性的克朗巴哈系數(shù)(Cronbach’s α)為0.810，個(gè)體權(quán)威的克朗巴哈系數(shù)為0.824。

表1 董事會(huì)中的程序理論和個(gè)體權(quán)威的測量

4.控制變量

借鑒已有研究[1，12，45]，本文的控制變量主要有：公司規(guī)模(Size)、公司年齡(Age)、資產(chǎn)負(fù)債率(Lev)、公司成長性(Salesgrowth)、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)(Property)、董事會(huì)獨(dú)立性(Dir)、董事會(huì)規(guī)模(Boardsize)、第一大股東持股比(First)和股東制衡度(ZHH)。其中公司規(guī)模用總資產(chǎn)的自然對(duì)數(shù)衡量；公司年齡為公司自上市開始的年限；資產(chǎn)負(fù)債率用總負(fù)債除以總資產(chǎn)衡量；公司成長性用銷售收入增長率衡量；產(chǎn)權(quán)性質(zhì)為虛擬變量，國有企業(yè)取值為1，否則為0；董事會(huì)獨(dú)立性用獨(dú)立董事的比例衡量；董事會(huì)規(guī)模用董事會(huì)總?cè)藬?shù)衡量；第一大股東持股比例為公司第一大股東持有的股份與公司總股份的比值；股權(quán)制衡度為第2—9大股東持股份額除以第一大股東持股份額。

(三)模型設(shè)定

為了驗(yàn)證假設(shè)H1，構(gòu)建如下模型(3)：

INEi=β0+β1Ginii+β2Controli+εi

(3)

為了驗(yàn)證假設(shè)H2和假設(shè)H3，構(gòu)建如下中介效應(yīng)模型(4)和模型(5)，與模型(3)形成遞歸模型：

Processi=β0+β1Ginii+β2Controli+εi

(4)

INEi=β0+β1Ginii+β2Processi+β3Controli+εi

(5)

其中INEi為公司投資效率；Ginii為董事地位差異；Processi為董事會(huì)決策過程，分別用程序理性(PRi)和個(gè)體權(quán)威(PBi)兩個(gè)指標(biāo)來衡量；Controli為控制變量，εi為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

四、實(shí)證分析

(一)描述性統(tǒng)計(jì)和相關(guān)性分析

表2給出了主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。董事地位差異的均值為0.289，略高于何和黃(2011)[8]研究的美國制造業(yè)企業(yè)中的均值(Gini=0.21)，表明在轉(zhuǎn)型環(huán)境中董事地位差異更明顯。程序理性的均值為4.080，個(gè)體權(quán)威的均值為2.260，表明董事會(huì)決策過程體現(xiàn)較高的程序理性和較低的個(gè)體權(quán)威?？刂谱兞糠矫妫疽?guī)模的均值為22.423，公司成長性均值為0.126，資產(chǎn)負(fù)債率均值為0.449，公司平均上市時(shí)間為11.026年，樣本中國有企業(yè)占比為44.4%，董事會(huì)獨(dú)立性均值為0.375，董事會(huì)規(guī)模均值為8.722，樣本公司第一大股東平均持股比例為36%，股權(quán)制衡度均值為0.819。

表2 變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

相關(guān)性分析結(jié)果表明，非效率投資和董事地位差異正相關(guān)(P<0.01)，程序理性和董事地位差異負(fù)相關(guān)(P<0.01)，個(gè)體權(quán)威和董事地位差異正相關(guān)(P<0.01)。此外，為了避免回歸分析中出現(xiàn)的多重共線性問題，本文進(jìn)一步做了方差膨脹因子(VIF)檢驗(yàn)。結(jié)果表明，方差膨脹因子最大值為2.3，平均值為1.5，均低于標(biāo)準(zhǔn)值10，這說明變量之間不存在嚴(yán)重的多重共線性問題。

(二)回歸結(jié)果

本文采用自助抽樣(bootstrap)方法提取1 000次進(jìn)行估計(jì)。表3給出了董事地位差異、決策過程與投資效率的回歸結(jié)果。模型(1)中Gini的系數(shù)為0.077，在1%水平下顯著為正，表明董事地位差異會(huì)增加公司非效率投資，假設(shè)H1得到驗(yàn)證。模型(2)中Gini的系數(shù)為-0.980，在1%水平下顯著為負(fù)，表明董事地位差異會(huì)降低董事會(huì)決策過程中的程序理性。模型(3)的因變量為非效率投資，同時(shí)將董事地位差異和程序理性加入模型，Gini的系數(shù)為0.057，在1%水平下顯著為正，PR的系數(shù)為-0.022，在5%水平下顯著為負(fù)，表明程序理性在董事地位差異和投資效率之間起中介作用，即董事地位差異降低了董事會(huì)決策過程中的程序理性進(jìn)而降低了公司投資效率，假設(shè)H2得到驗(yàn)證。模型(4)中Gini的系數(shù)為1.112，在1%水平下顯著為正，表明董事地位差異會(huì)增加董事會(huì)決策過程中的個(gè)體權(quán)威。模型(5)的因變量為非效率投資，同時(shí)將董事地位差異和個(gè)體權(quán)威加入模型，其中Gini的系數(shù)為0.053，在1%水平下顯著為正，PB的系數(shù)為0.023，在1%水平下顯著為正，表明個(gè)體權(quán)威在董事地位差異和投資效率之間起中介作用，即董事地位差異增加了董事會(huì)決策過程中的個(gè)體權(quán)威，進(jìn)而降低了公司投資效率，假設(shè)H3得到驗(yàn)證。模型(6)將董事地位差異、程序理性、個(gè)體權(quán)威同時(shí)放入模型，結(jié)果保持不變。

表3 董事地位差異、決策過程與投資效率回歸結(jié)果

(三)穩(wěn)健性分析

首先，由于本文的問卷數(shù)據(jù)僅收集到338份，占2015年末全部上市公司的12%。為了避免樣本選擇偏差對(duì)回歸結(jié)果的影響，本文采用赫克曼(Heckman)兩階段方法對(duì)回歸模型進(jìn)行檢驗(yàn)。在第一階段選擇模型中以全部上市公司作為樣本，因變量為虛擬變量，最終樣本中的公司取值為1，否則為0?？紤]到選擇模型中需要構(gòu)建影響公司是否填寫問卷但不影響問卷內(nèi)容的變量，本文加入了公司審計(jì)質(zhì)量(Big4，如果公司選擇四大會(huì)計(jì)師事務(wù)所，取值為1，否則為0)和上期ROA。審計(jì)質(zhì)量越高、上期ROA越高，公司越有可能進(jìn)行信息披露，填寫問卷的可能性越大，并且這些指標(biāo)對(duì)董事會(huì)決策過程特征沒有直接影響。在第一階段計(jì)算逆米爾斯比率(IMR)后，將IMR加入到第二階段的模型中來控制樣本選擇偏差，并重新進(jìn)行回歸。回歸結(jié)果如表4所示?？梢钥闯?，赫克曼兩階段法回歸結(jié)果與正文結(jié)果基本一致。

表4 赫克曼兩階段檢驗(yàn)結(jié)果

其次，為了規(guī)避不同行業(yè)和地區(qū)因素對(duì)回歸結(jié)果的影響，本文在模型中進(jìn)一步控制地區(qū)和行業(yè)虛擬變量。考慮到樣本量在不同行業(yè)的分布不均，將行業(yè)因素區(qū)分為制造業(yè)和非制造業(yè)兩類，區(qū)域因素按照不同上市公司所在省份區(qū)分為東部、中部和西部三類。加入地區(qū)和行業(yè)因素后的回歸結(jié)果與正文結(jié)果保持一致(1)因篇幅限制，穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果省略，備索。。

最后，公司有可能為了提高投資效率而任用地位高的董事，從而導(dǎo)致董事地位差異與公司投資效率之間存在互為因果的關(guān)系。為了解決這一內(nèi)生性問題，本文以董事地位差異的行業(yè)均值和地區(qū)均值作為工具變量進(jìn)行兩階段最小二乘法檢驗(yàn)。對(duì)工具變量進(jìn)行過度識(shí)別(Sargan)檢驗(yàn)的結(jié)果表明所有模型中P值均大于0.1，表明不存在過度識(shí)別問題。弱工具變量檢驗(yàn)(Cragg-Donald)的F值大于10%偏誤的臨界值，表明不存在弱工具變量問題。兩階段最小二乘法第二階段回歸結(jié)果如表5所示，其結(jié)果與正文結(jié)果保持一致。

表5 兩階段最小二乘法回歸結(jié)果

(四)異質(zhì)性分析

本文進(jìn)一步探究不同情境下董事地位差異對(duì)公司投資效率的影響。首先，國有企業(yè)和非國有企業(yè)中董事地位差異的來源不同，故而產(chǎn)權(quán)性質(zhì)會(huì)影響董事地位差異與公司投資效率的關(guān)系。因此，本文將樣本區(qū)分為國有企業(yè)和非國有企業(yè)，分析不同樣本中董事地位差異對(duì)公司投資效率的影響。其次，不同地區(qū)開放程度會(huì)有權(quán)力距離指數(shù)的差異。如東部地區(qū)市場化程度更高，可能會(huì)弱化高權(quán)力距離下董事地位差異對(duì)公司投資效率的影響。因此，本文將按照樣本公司注冊(cè)地，將樣本分為東部和中西部，分析不同地區(qū)董事地位差異對(duì)公司投資效率的影響。

表6給出了異質(zhì)性分析結(jié)果。國有企業(yè)樣本的Gini系數(shù)為0.065，在5%水平下顯著為正，而在非國有企業(yè)樣本中，Gini系數(shù)為0.085，在1%水平下顯著為正。通過組間系數(shù)差異檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)二者不存在顯著差異(P=0.660)，表明董事地位差異對(duì)公司投資效率的影響在國有企業(yè)和非國有企業(yè)中都為負(fù)，不存在顯著差異。原因可能在于部分非國有企業(yè)如家族企業(yè)，由于股權(quán)集中，也存在較為嚴(yán)重的董事地位差異。東部地區(qū)樣本中Gini系數(shù)為0.045，在5%水平下顯著為正，而在中西部地區(qū)樣本中，Gini系數(shù)為0.115，在1%水平下顯著為正。通過組間系數(shù)差異檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)二者存在顯著差異(P<0.050)，表明董事地位差異對(duì)公司投資效率的影響在中西部地區(qū)中更大。

表6 異質(zhì)性分析

五、結(jié)論與啟示

(一)研究結(jié)論

何和黃(2011)分析了美國制造業(yè)公司中董事地位差異對(duì)公司績效的影響，研究發(fā)現(xiàn)在美國的董事會(huì)中董事地位差異具有協(xié)調(diào)、整合的功能，能夠最小化董事會(huì)中無意義的沖突，從而提升董事會(huì)的決策效率[8]。然而，在中國的轉(zhuǎn)型期制度環(huán)境下，本文的研究顯示董事地位差異并不能充分發(fā)揮協(xié)調(diào)、整合的功能，董事地位差異通過塑造董事會(huì)決策過程中的高個(gè)體權(quán)威和低程序理性，降低了董事會(huì)決策質(zhì)量，從而降低了公司投資效率。

成熟市場經(jīng)濟(jì)和轉(zhuǎn)型經(jīng)濟(jì)在制度文化方面存在很大差異[46-48]。霍夫斯泰德等(Hofstede et al.，2010)通過權(quán)力距離指數(shù)探討了不同經(jīng)濟(jì)體中制度文化差異對(duì)組織決策的影響[26]。已有研究發(fā)現(xiàn)，相比于高權(quán)力距離而言，低權(quán)力距離的經(jīng)濟(jì)體中，組織上下級(jí)之間更多地追求效率，管理者更多地依靠經(jīng)驗(yàn)和能力來獲得員工的支持，所謂的層級(jí)制度只是角色分工不同而已。因此，在低權(quán)力距離社會(huì)中，董事地位差異體現(xiàn)了董事經(jīng)驗(yàn)、能力上的差別。在此背景下，高地位董事可以利用其地位影響董事會(huì)決策過程中不同董事之間的沖突、摩擦，不同董事之間存在不同意見時(shí)，可以發(fā)揮仲裁人的角色或者為其他董事更好的意見提供背書，進(jìn)而最小化董事會(huì)決策過程中的沖突，強(qiáng)化董事會(huì)的運(yùn)作效率。董事地位差異的這種協(xié)調(diào)機(jī)制是建立在低地位董事對(duì)高地位董事的認(rèn)可和尊重基礎(chǔ)上的。然而，在中國的高權(quán)力距離企業(yè)文化中，董事地位差異更多地反映身份上的不平等。一些中國學(xué)者在探討董事會(huì)中權(quán)力不平等時(shí)認(rèn)為這是中國傳統(tǒng)文化中等級(jí)觀念所導(dǎo)致的。中國企業(yè)的董事會(huì)中以董事長為代表的部分董事或者曾經(jīng)在政府部門任職的董事等通常具有比其他董事更高的職場地位[49-50]，這也導(dǎo)致了董事地位差異沒有發(fā)揮與成熟市場相似的作用?？傮w而言，盡管已有對(duì)于地位差異的研究分析了地位差異的兩面性，但是并沒有區(qū)分不同制度環(huán)境下組織成員地位差異對(duì)組織結(jié)果的影響，而對(duì)于董事會(huì)成員地位差異的研究也只是探討了美國制度環(huán)境下董事會(huì)非正式層級(jí)對(duì)公司績效的影響，對(duì)于中國這種轉(zhuǎn)型環(huán)境下董事會(huì)成員地位差異對(duì)公司決策的影響鮮有涉及?？紤]到成熟市場經(jīng)濟(jì)和轉(zhuǎn)型經(jīng)濟(jì)在制度文化方面存在很大差異，本文的研究具有現(xiàn)實(shí)意義。

(二)研究啟示

首先，長期以來，中國上市公司董事長作為公司的絕對(duì)領(lǐng)導(dǎo)在董事會(huì)中具有絕對(duì)權(quán)威，這導(dǎo)致董事會(huì)不同成員間存在地位差異，對(duì)公司投資決策產(chǎn)生重要影響。本文的結(jié)論也揭示了董事地位差異對(duì)企業(yè)投資效率會(huì)產(chǎn)生負(fù)面影響。因此，對(duì)于企業(yè)而言，應(yīng)該建立健全現(xiàn)代企業(yè)制度，避免公司創(chuàng)始人或者大股東權(quán)力過大而導(dǎo)致的一言堂問題，充分發(fā)揮董事會(huì)集體合議的職能。

其次，本文結(jié)論表明董事地位差異會(huì)通過增加董事會(huì)中的個(gè)人權(quán)威、降低程序理性而影響投資效率。因此，對(duì)于存在董事地位差異的公司而言，一方面可以通過引入其他高地位董事，規(guī)避董事會(huì)決策中的個(gè)人權(quán)威對(duì)投資效率的負(fù)面影響；另一方面可以通過強(qiáng)化董事會(huì)決策的程序理性來降低董事地位差異的影響。如藍(lán)思科技股份有限公司嚴(yán)格按照法律、行政法規(guī)、規(guī)范性文件及公司章程等的規(guī)定和要求開展董事會(huì)日常管理工作。同時(shí)，在董事會(huì)決策中充分發(fā)揮董事會(huì)各成員在各自領(lǐng)域的專長，積極為公司治理與發(fā)展建言獻(xiàn)策，拒絕一言堂會(huì)議，要求所有成員充分發(fā)表意見、各抒己見、取長補(bǔ)短，形成高質(zhì)、高效的會(huì)議氛圍，通過提高董事會(huì)決策中的程序理性，進(jìn)而提高公司科學(xué)治理水平和科學(xué)決策方式。

最后，本文還發(fā)現(xiàn)董事地位差異對(duì)公司投資效率的影響在不同樣本中存在異質(zhì)性。這種異質(zhì)性主要表現(xiàn)在不同地區(qū)上市公司中。相比中西部地區(qū)而言，東部地區(qū)上市公司由于開放程度更高、市場化程度更高，因此能夠降低高權(quán)力距離背景下董事地位差異對(duì)投資效率的負(fù)面影響。這對(duì)監(jiān)管部門的監(jiān)管提供了重要的參考，即應(yīng)該重點(diǎn)關(guān)注中西部地區(qū)公司中個(gè)人地位觀念對(duì)公司治理及公司決策的影響，在未來公司治理中提升對(duì)非正式制度的關(guān)注度。

本文探究了董事地位差異影響董事會(huì)決策過程特征，進(jìn)而影響公司投資決策的過程機(jī)制。但是董事會(huì)決策過程還可能存在除了個(gè)體權(quán)威和程序理性之外的其他特征，如綜合性、共識(shí)、常規(guī)化等[51]，董事地位差異是否會(huì)影響這些過程特征，以及如何對(duì)這些過程特征進(jìn)行量化分析，也是未來需要進(jìn)一步研究的問題。