14.4.1　描述性统计分析

表14-1是主要变量的描述性统计结果。其中，衡量国有企业混改程度的变量（Shd_nonsoe）的均值约为12.717%，表明我国国有控股上市公司中非国有股东的持股比例仍然较低，国有股东“一股独大”的现象还比较严重；董事会治理指数CCBIBNU的平均值为51.001，最大值为71.974，最小值为27.675，表明国有控股上市公司的董事会治理水平平均来看并不高，未达到及格线（60分），并且不同国有控股上市公司之间的董事会治理水平差异较大；四个董事会治理分项指数的均值也未达到及格线；变量Roa的标准差约为其均值的1.8倍，表明国有控股上市公司之间的公司绩效存在较大的差异。

表14-1　变量描述性统计结果

表14-2是主要变量的相关系数矩阵。其中，前十大股东中非国有股东持股比例（Shd_nonsoe）与董事会治理总指数（CCBIBNU）、董事会结构（BS）和董事会行为（BB）均在1%水平上显著正相关；与独立董事独立性（BI）、董事激励与约束（BIR）则呈现出不显著的负相关关系。从整体看，初步表明董事会治理水平越高，国有控股上市公司的混合所有制改革程度越高。公司绩效（Roa）与非国有股东持股比例（Shd_nonsoe）在1%水平上显著正相关，初步表明国有控股上市公司进行混合所有制改革有助于公司绩效的提升。此外，除了衡量董事会治理水平的几个变量之间相关系数较大之外，其他控制变量与各主要变量之间的相关系数（因篇幅关系，结果未报告）均较小（不超过0.5），因此两个回归模型中都不存在严重的多重共线性问题。

表14-2　主要变量相关系数矩阵

注：表中为变量之间的相关系数；***、**、*分别表示在1%、5%、10%水平上显著。

14.4.2　董事会治理与国有企业混合所有制改革之间的关系

本章首先从整体上考察董事会治理对国有控股上市公司混改程度的影响。表14-3报告了董事会治理总指数、四个分项指数与非国有股东持股比例（Shd_nonsoe）的回归结果。

表14-3　董事会治理与非国有股东持股比例

注：***、**、*分别表示在1%、5%和10%水平上显著；括号内为聚类稳健性t值。

表14-3的第（1）列报告了董事会治理总指数（CCBIBNU）对国有企业混改程度的影响，回归结果表明，董事会治理总指数（CCBIBNU）对非国有股东持股比例（Shd_nonsoe）的影响在1%水平上显著为正。这说明，董事会治理水平越高，其对国有企业混合所有制改革的促进作用就越强。该结果验证了假设1。

第（2）～第（5）列检验了董事会治理四个分项指数对国有企业混改程度的影响。其中，列（2）的回归结果显示董事会结构（BS）与非国有股东持股比例（Shd_nonsoe）在1%水平上显著正相关，这符合理论的预期，表明董事会结构越完善，其对非国有资本参与国有企业混改的激励作用就越强，混改国有企业中非国有股东持股比例之和也就越高。第（3）～（4）列分别是独立董事独立性（BI）、董事会行为（BB）对非国有股东持股比例（Shd_nonsoe）的影响，回归结果显示，独立董事独立性和董事会行为分别在5%和1%水平上与非国有股东持股比例显著正相关。表明独立董事越独立、董事会行为越规范，越有利于吸引更多的民营资本进入国有企业，对促进国有企业深化改革具有积极的作用。最后，第（5）列检验了董事激励与约束（BIR）和非国有股东持股比例（Shd_nonsoe）之间的关系，结果显示二者之间存在不显著的正相关关系，说明通过适当的董事激励与约束虽然能在一定程度上促进国有企业混合所有制改革，但并不那么有效。这与目前薪酬激励力度偏小，行政约束偏大有一定关系。

综合表14-3的结果，本章发现，董事会治理水平越好的国有控股上市公司，其混合程度越高。因此，国有企业可以从健全董事会治理机制着手，进一步推进混合所有制改革。

14.4.3　董事会治理、国企行政层级与混合所有制改革

接下来我们从政府控制层级（最终控制人）出发，进一步对董事会治理与国有企业混改程度之间的关系进行研究。

为了具体分析不同行政层级下董事会治理对国有企业混合所有制改革的影响，本章参照高明华等（2013～2019）的做法，根据最终控制人的不同将样本分为中央国企和地方国企，分组检验二者之间的关系，回归结果如表14-4所示。

表14-4　董事会治理、国企行政层级与非国有股东持股比例

注：***、**、*分别表示在1%、5%和10%水平上显著；括号内为聚类稳健性t值。

表14-4的第（1）列和第（6）列报告了董事会治理总指数（CCBIBNU）对不同行政层级国有企业混合所有制改革程度的影响，回归结果表明，在控制了相关的控制变量以及年份、行业的固定效应后，中央国企和地方国企的董事会治理总指数（CCBIBNU）均在1%水平上与非国有股东持股比例（Shd_nonsoe）显著正相关，且董事会治理总指数对中央国企的混改进程影响更大。假设2得到验证。

第（2）～（5）列报告了中央国企董事会治理四个分项指数与非国有股东持股比例之间的关系，第（7）～（10）列则分别报告了地方国企二者之间的关系。其中，第（2）列和第（7）列的回归结果显示，中央国企的董事会结构（BS）在1%水平上对其混改程度（Shd_nonsoe）具有显著的促进作用，而地方国企二者之间也存在显著正相关关系，但显著性水平是10%，且董事会结构对中央国企的影响系数大于地方国企，说明不同行政层级的国有企业通过完善董事会结构可以增加非国有股东进入的动力，如增加董事会中外部董事的比例、规定董事长和总经理由不同人员担任等，而且这种方式对中央国企混合所有制改革更有效。第（3）列和第（8）列的结果显示，中央国企的独立董事独立性（BI）与非国有股东持股比例（Shd_nonsoe）之间的回归系数为正，但不显著，而地方国企二者之间的回归系数则在1%水平上显著为正，这可能是因为与地方国企相比，中央国企受政府的约束和管制一般更多，独立董事的独立性很难发挥出有效作用。第（4）列和第（9）列分别报告了中央国企和地方国企董事会行为（BB）与非国有股东持股比例（Shd_nonsoe）之间的关系，结果表明，无论是中央国企还是地方国企，董事会行为都对非国有股东持股比例的增加具有显著的积极效应，但显著性水平和回归系数大小存在差异，中央国企是1%水平上显著，地方国企则是5%水平上显著，且中央国企的回归系数（0.060）大于地方国企（0.032），说明规范董事会行为对中央国企混改的促进作用更强。最后，第（5）列和第（10）列的回归结果表明，不同政府层级控制的国有企业董事激励与约束（BIR）对其混改程度均具有不显著的积极作用，这和全样本的回归结果一致。

综上，从整体上来看，不同层级政府控制的国有企业，董事会治理对其混合所有制改革的影响不同，且对中央国企的影响更大。从董事会治理分项指数来看，中央国企的董事会结构和董事会行为对其混改进程的影响都是显著为正的，且回归系数均大于地方国企；而独立董事独立性和董事激励与约束的影响虽然为正，但都不显著。另外，对于地方国企而言，董事会结构、独立董事独立性和董事会行为对其混改进程的影响均是显著为正的，而董事激励与约束则是不显著的积极影响。(www.daowen.com)

14.4.4　董事会治理、行业竞争程度与混合所有制改革

为了进一步分析不同行业竞争程度下董事会治理对国有企业混改进程的影响，本章参照高明华等（2010）、岳希明等（2010）对垄断行业和竞争行业界定的标准，将石油和天然气开采业、烟草制品业、石油加工、炼焦及核燃料加工业、电力、燃气及水的生产和供应业、铁路、水上及航空运输业、邮政业、电信和其他信息传输服务业及金融业（本章已剔除）划入垄断行业，其余为竞争行业，进而将样本分为垄断行业国有企业和竞争行业国有企业，分组检验董事会治理对国有企业混改进程的作用效果，回归结果如表14-5所示。

表14-5　董事会治理、行业竞争程度与非国有股东持股比例

注：***、**、*分别表示在1%、5%和10%水平上显著；括号内为聚类稳健性t值。

表14-5的第（1）列和第（6）列是不同行业竞争程度下董事会治理总指数（CCBIBNU）与国有企业混改程度的回归结果，在控制了相关的控制变量以及年份、行业的固定效应后，垄断性国企和竞争性国企的董事会治理总指数（CCBIBNU）与非国有股东持股比例（Shd_nonsoe）之间的回归系数均显著为正，且垄断性国有企业的回归系数更大，说明董事会治理对国有企业混改进程的促进作用在垄断行业更强。假设3得到验证。

第（2）～（5）列和第（7）～（10）列分别报告了垄断性国企和竞争性国企董事会治理四个分项指数对非国有股东持股比例的影响。其中，第（2）列和第（7）列的回归结果表明，垄断性国企和竞争性国企的董事会结构（BS）与非国有股东持股比例（Shd_nonsoe）之间都存在显著的正相关关系，但垄断性国企的回归系数较大，说明董事会结构对垄断性国企混改进程的促进作用更大。第（3）列和第（8）列分别报告了垄断性国企和竞争性国企独立董事独立性（BI）对其混改进程的影响，结果表明，独立董事独立性对垄断国企虽然有积极的效应，但是不显著，而对竞争国企则有显著的促进作用，且显著性水平是5%。第（4）列和第（9）列的回归结果表明，不同行业竞争程度的国有企业通过规范董事会行为都能显著提高非国有股东持股比例，但回归系数的大小不同，垄断性国企的回归系数（0.053）大于竞争性国企（0.037），说明董事会行为也是对垄断性国企混改进程的促进作用更大。最后，从第（5）列和第（10）列的回归结果来看，董事激励与约束（BIR）对垄断国企和竞争国企均有积极的影响，但是都不显著，且对竞争国企的影响稍大一些。

综上，从整体上来看，对于不同行业竞争程度下的国有企业，董事会治理对其混合所有制改革的影响不同，且对垄断性国企的促进作用更大。说明董事会治理水平越高，垄断性国企比竞争性国企更能吸引民资股东参与混合所有制改革。从董事会治理分项指数来看，垄断性国企的董事会结构和董事会行为对其混改进程的影响都是显著为正的，且回归系数均大于竞争性国企；而独立董事独立性和董事激励与约束的影响虽然为正，但是都不显著。另外，对于竞争性国企而言，董事会结构、独立董事独立性和董事会行为对其混改进程的影响均是显著为正的，而董事激励与约束则是不显著的积极影响。

14.4.5　进一步分析：国有企业混合所有制改革与公司绩效

国有企业发展混合所有制是否能显著提升公司价值，而不会使国资流失呢？为了验证假设4，本部分将国有企业划分为国有绝对控股企业（第一大国有股东持股比例超过50%）和国有相对控股企业，以总资产收益率（Roa）为因变量，以非国有股东持股比例（Shd_nonsoe）为解释变量，基于模型（2）分别全样本检验、分组检验二者之间的关系，回归结果如表14-6中第（1）～（6）列所示，其中第（1）、（3）、（5）列是不考虑董事会治理的结果，第（2）、（4）、（6）列是加入董事会治理的结果。

表14-6　非国有股东持股比例与公司绩效

注：***、**、*分别表示在1%、5%和10%水平上显著；括号内为聚类稳健性t值。

通过表14-6第（1）列的结果可知，从整体来看，在不考虑董事会治理水平时，国有控股上市公司的非国有股东持股比例（Shd_nonsoe）与公司绩效（Roa）之间存在显著的正相关关系，表明国有企业进行混合所有制改革能显著增加公司绩效，因此国有股东不必担忧混合所有制改革会导致国资流失，验证了假设4的正确性。通过第（3）列和第（5）列的分样本回归也能得到一致的结论，且可以发现，国有企业引入民营资本对公司价值的积极影响在国有绝对控股企业中更大，说明国有绝对控股公司的股东更不必担忧引入民营资本会导致国有资本减值。第（2）、（4）、（6）列分别报告了全样本和分样本考虑董事会治理时的国有企业混改程度对公司绩效的影响，结果均表明董事会治理好不仅可以直接促进公司绩效的提升，还能通过深化混合所有制改革进而进一步提升公司绩效，且这种促进作用也在国有绝对控股企业中更大。这说明董事会治理的规范化，尤其在国有绝对控股企业中，有利于董事会做出科学和审慎的决策，这对公司绩效有积极的影响，而公司绩效提升意味着提升了所有股东的投资价值。以净资产收益率（Roe）为因变量，对全样本再次检验国有企业混改程度与公司绩效之间的关系，回归结果如（7）、（8）列所示，结论与总资产收益率（Roa）基本保持一致，即国有企业提高混改程度有利于公司绩效的增加。

14.4.6　稳健性检验

本章进行了以下稳健性检验：

①国有控股上市公司发展混合所有制能够优化股权结构，非国有股东和国有股东之间相互制衡可能也会对董事会治理产生影响，因此该模型的因变量和解释变量之间可能存在反向因果关系。为了检验模型中是否存在内生解释变量，本章采用豪斯曼（Hausman）检验进行验证，结果显示在1%的显著性水平上拒绝“解释变量均为外生”的原假设，说明董事会治理确实是内生解释变量。为了缓解模型的内生性问题，本章选取董事会治理总指数的滞后一期和滞后两期作为工具变量，选取的工具变量（CCBI-1BNU，CCBI-2BNU）满足有效工具变量的相关性和外生性两个条件。进一步地，本章使用工具变量对该模型进行2SLS回归以缓解内生性问题，回归结果和前文保持一致[见表14-7（1）～（2）列]。

②改变混合所有制改革程度的度量方法。本章从股权制衡度的角度出发，使用前十大股东中非国有股东持股比例之和/第一大国有股东持股比例作为混改程度的替代变量，对模型一进行稳健性检验，回归结果与前文结论一致[见表14-7（3）列]。

③改变公司绩效的度量方法。本章使用净资产收益率（Roe）作为公司绩效的替代变量，对模型二进行稳健性检验，回归结果基本不变[见表14-6（7）、（8）列]。

表14-7　董事会治理与混合所有制改革进一步检验

注：***、**、*分别表示在1%、5%和10%水平上显著；括号内为聚类稳健性t值。