董事会治理对公司绩效累积效应的实证研究
———基于中国上市公司的数据
李维安，
孙
文
（南开大学公司治理研究中心，天津
３０００７１）
［摘要］论文基于２００４年和２００５年中国上市公司数据，用南开大学董事会治理指数
衡量中国上市公司董事会治理水平，对上市公司董事会治理与公司绩效之间的关系进行了实证研究。研究结果表明，中国上市公司董事会治理指数与公司绩效的改善之间存在显著相关关系，即董事会治理对公司绩效的影响存在累积效应，董事会治理对公司绩效改善的影响主要来源于董事会组织结构建设和董事薪酬激励的作用，而董事权利与义务、董事会运作和独立董事制度对公司绩效的影响则不显著。进一步的研究还发现公司绩效的行业固定效应随董事会治理水平的提高而弱化，并且董事会治理对公司绩效影响的累积效应边际递增。
［关键词］上市公司；董事会治理；公司绩效；累积效应
［中图分类号］Ｆ２７２［文献标识码］Ａ［文章编号］１００６－４８０Ｘ（２００７）１２－００７７－０８
【
工商管理】一、导言
２１世纪初，安然、
世通、帕玛拉特等公司丑闻和财务造假事件的发生，使得公司治理问题引起各国政府、国际经济组织、学术界和企业界的高度重视，而且人们不约而同地将对公司治理的关注集中于董事会治理。Ｃ．Ｃｏｌｌｉｎｓ，ＪｅｒｒｙＩ．Ｐｏｒｒａｓ（１９９４）通过对１８个具有百年历史优秀企业与其对手公司的对比，揭示了企业基业长青的秘诀，其中最为重要的一条就是：那些伟大的公司一定都有一个独立和有效的董事会。
为验证董事会在公司发展中所发挥的作用，近年来国内外关于董事会治理与公司绩效关系的实证研究文献大量涌现。ＦａｍａａｎｄＪｅｎｓｅｎ（１９８３）从董事长与ＣＥＯ两职是否分任的角度对董事会领导结构与公司绩效的关系展开研究，认为两职分任有利于降低由于所有权和控制权分离而产生的代理成本，因此，有利于改善公司绩效，这一结论后来得到了ＲｅｃｈｎｅｒａｎｄＤａｌｔｏｎ（１９９１）、Ｐｉａｎｄ
Ｔｉｍｍｅ（１９９３）等实证研究结果的支持。ＢａｙｓｉｎｇｅｒａｎｄＢｕｔｌｅｒ（１９８５）、ＲｏｓｅｎｓｔｅｉｎａｎｄＷｙａｔｔ（１９９０）等
则从董事会独立性的角度研究董事会治理与公司绩效的关系，研究发现董事会独立性与公司绩效存在显著的正相关关系；Ｋｌｅｉｎ（１９９８）、ＢｈａｇａｔａｎｄＢｌａｃｋ（２０００）等研究则没有发现董事会独立性与
［收稿日期］２００７－１１－１０
［基金项目］国家自然科学基金重点项目“
中国公司治理及其评价研究”（批准号７０５３２００１）。［作者简介］李维安（１９５７—），男，山东青岛人，南开大学商学院院长，长江学者特聘教授，博士生导师；孙文
（１９７６—），男，河北泊头人，南开大学公司治理研究中心博士研究生。
２００７年１２月
第１２期（总２３７期）
Ｄｅｃ．，２００７Ｎｏ．１２
ＣｈｉｎａＩｎｄｕｓｔｒｉａｌＥｃｏｎｏｍｙ中国工业经济
７７
公司绩效之间显著相关关系的存在。ＬｉｐｔｏｎａｎｄＬｏｒｓｃｈ（１９９２）、Ｙｅｒｍａｒｋ（１９９６）等对董事会规模与公司绩效的关系展开研究，发现董事会人数在一定规模以上时与公司绩效存在负相关的关系。国内学者蒲自立和刘芍佳（２００４）等研究发现两职分任的领导结构对公司绩效存在负的影响；吴淑焜（２００４）等研究发现董事会独立性与公司绩效间存在显著的正相关关系；孙永祥（２００１）、王跃堂等（２００６）则发现董事会独立性与公司绩效间不存在显著相关关系；于东智等（２００４）、孙永祥（２００１）的研究发现董事会规模与公司绩效之间不存在显著相关性。除上述研究外，国内外其他一些学者还从董事会会议频率、董事会专业委员会、董事薪酬等角度对董事会与公司绩效的关系展开了实证研究。
上述研究的一个共同点是都采用董事会治理的某一个属性作为解释变量与公司绩效开展实证研究，事实上，董事会治理是董事会治理各属性综合作用的结果（Ｓｔｒｅｎｇｅｒ，２００４），董事会治理的个别属性不能替代董事会治理对公司绩效影响的综合效用，这也是以前的研究所忽视的一个问题。为了避免上述问题，白重恩等（２００５）通过主元素分析法构建了一个反映上市公司综合治理水平的Ｇ指标，并作为公司治理的替代变量与公司绩效进行了实证研究，发现治理水平高的上市公司市场价值也高。白重恩等的研究侧重于研究公司治理结构对公司绩效的影响，其所选构成Ｇ指标的８个变量并不仅仅限于董事会治理方面，因此，并不能很好地区分出董事会治理对公司绩效的影响程度如何。为此，本文选择南开大学公司治理研究中心发布的中国上市公司治理指数中的董事会治理指数作为衡量公司董事会治理水平的综合变量，用以探究中国上市公司董事会治理对公司绩效的影响。
二、董事会治理评价及治理指数
南开大学董事会治理评价体系主要从董事权利与义务、董事会运作效率、董事会组织结构、董事薪酬、独立董事制度５个维度进行评价，并以此为标准对上市公司董事会治理状况进行了评价分析。其中，董事权利与义务主要考察董事来源、培训、履职的诚信勤勉情况等，科学合理的董事会构成有利于公司做出公允科学的决策并对公司实施有效的监控；董事会运作效率主要考察董事会运作状况和董事尽职情况，运作效率较高的董事会有助于改善公司的持续价值创造能力；董事会组织结构主要考察董事会领导结构和专业委员会运行状况，健全的组织结构是提高董事会决策效率和保证董事会运作独立的基础；董事薪酬主要考察董事激励约束状况，包括短期激励和长期激励，良好的激励组合有利于提高董事履职的积极性；独立董事制度主要考察公司董事会的独立性及独立董事职能发挥状况，良好的独立董事制度有利于公司决策的独立性（表１）。
主因素指数代码子因素层说明
董事权利与义务ＣＣＧＩＮＫ
ＢＯＤ１董事来源、培训状况、董事会构成、履职
情况、董事问责、离职状况等
反映董事身份、诚信勤勉意识及其履职
情况
董事会运作效率ＣＣＧＩＮＫ
ＢＯＤ２董事会规模、性别及年龄结构、董事会会
议情况等
反映董事会的功能与作用的实现状态
董事会组织结构ＣＣＧＩＮＫ
ＢＯＤ３董事会的领导结构、专业委员会的设置、
专业委员会运行状态等
反映董事会的工作效率与独立性状态
董事薪酬ＣＣＧＩＮＫ
ＢＯＤ４董事薪酬水平、董事薪酬形式、董事绩效
评价等
反映董事报酬水平以及报酬结构的激励
约束状态
独立董事制度ＣＣＧＩＮＫ
ＢＯＤ５独立董事比例、独立董事激励、独立性等反映独立董事制度建设状态董事会治理评价指标体系
表１
资料来源：南开大学公司治理数据库。下同。７８
中国上市公司董事会治理总指数（ＣＣＧＩＮＫ
ＢＯＤ）是以董事会治理评价主因素层指数为基础，通过加权累计而确定的，该指数是对中国上市公司董事会治理状况的总体反映。上市公司董事会治理评价主因素与子因素权重的确定采用了结构方程、层次分析、专家评分等方法，最后通过评判矩阵与一致性检验，得到各指标的权重。中国上市公司治理董事会治理指数的计分方法为百分制，董事会治理指数、各董事会治理分指数以及分指数的下一层指标满分均为１００分，最低为０分，董事会治理分指数的下一层指标的得分直接根据事先所确定的评价标准而生成。
三、回归模型及数据来源
１．董事会治理对当期公司绩效影响的实证模型
从上面对董事会治理与公司绩效相关性研究的文献梳理，可以发现董事会规模、董事会结构等董事会治理属性与公司绩效的相关性并没有得出一致的结论，那么，作为董事会治理状况综合反映的董事会治理指数与公司绩效的关系究竟如何，董事会治理好的公司是否能带来好的公司绩效？为了全面的反映董事会治理对公司绩效的影响，我们选择净资产收益率（ＲＯＥ）和总资产收益率（ＲＯＡ）两个反映公司盈利能力的主要财务指标作为替代公司绩效（ＣＰ）的被解释变量，以便探究董事会治理对公司盈利能力的影响，在分析总结以往文献的基础上（ＨｅｒｍａｌｉｎａｎｄＷｅｉｓｂａｃｈ，１９９１；
ＬｉｐｔｏｎａｎｄＬｏｒｓｃｈ，１９９２；ＢｈａｇａｔａｎｄＢｌａｃｋ，１９９３；Ｙｅｍａｒｋ，１９９６；Ｋｌｅｉｎ，１９９８；于东智等，２００４；白重恩等，２００５），建立如下实证研究模型①：
ｓｉｎｈ－１
（ＣＰ）＝Ｃ＋αｌｎ（ＴＡ）＋βｌｎＣＣＧＩＮＫ
ＢＯＤ＋２１
ｉ＝１
!λｉＩＮＤＵｉ
（１）
为了更进一步探究董事会治理对公司绩效作用的机理，弄清楚５个董事会治理分指数对公司绩效影响的差异以及各分指数在董事会治理对公司绩效整体影响中的贡献，建立了董事会治理分指数与公司绩效关系的实证模型：
ｓｉｎｈ－１
（ＣＰ）＝Ｃ＋αｌｎ（ＴＡ）＋５
ｉ＝１
!βｉｌｎＣＣＧＩＮＫ
ＢＯＤｉ＋２１
ｉ＝１
!λｉＩＮＤＵｉ
（２）
２．董事会治理对公司绩效累积效应的实证模型
通过上述对董事会治理与公司绩效之间关系的实证研究文献梳理（ＨｅｒｍａｌｉｎａｎｄＷｅｉｓｂａｃｈ，
１９９１；Ｂｒｉｃｋｌｅｙ，１９９７；Ｋｌｅｉｎ，１９９８；ＢｈａｇａｔａｎｄＢｌａｃｋ，２０００；孙永祥，２００１；于东智等，２００４），可以发现
很多实证研究并没有得出董事会治理与公司绩效相关的结论，这是与公司治理和董事会的相关理论不一致的。这种结果与董事会治理对公司绩效影响的复杂性有关，董事会治理对公司绩效的影响可能存在累积效应，即董事会治理有可能会对公司绩效的逐步改善而不是绝对值产生显著影响。为此，我们建立了董事会治理指数与公司绩效年度差分（ＣＰｃｆ）的实证模型：
ｓｉｎｈ－１
（ＣＰｃｆ）＝Ｃ＋αｌｎ（ＴＡ）＋βｌｎＣＣＧＩＮＫ
ＢＯＤ＋２１
ｉ＝１
!λｉＩＮＤＵｉ
（３）
同样，我们建立董事会治理分指数与公司绩效年度差分的实证模型：
ｓｉｎｈ－１
（ＣＰｃｆ）＝Ｃ＋αｌｎ（ＴＡ）＋５
ｉ＝１
!βｉｌｎＣＣＧＩＮＫ
ＢＯＤｉ＋２１
ｉ＝１
!λｉＩＮＤＵｉ
（４）
３．模型变量及说明
在反映公司绩效的财务指标中，净资产收益率（ＲＯＥ）和总资产收益率（ＲＯＡ）是反映上市公司
①
在实证模型中为了消除存在的异方差，模型中对被解释变量和主要的解释变量进行了对数化处理，由于被
解释变量存在负值，简单地去掉负值可能会导致截段有偏，因此，在对其进行对数化处理时我们采用了反双曲函数：ｓｉｎｈ－１ｘ＝ｌｎ［ｘ＋（ｘ２＋１）１／２］，这样就解决了负值不能取对数的问题，同时也能达到一般对数化处理的目的；解释变量的对数化处理依然对其求自然对数（ｌｎ）。
７９
盈利能力的重要指标，本文选择这两个变量作为公司绩效的替代变量，在实证研究中作为被解释变量。选择反映董事会治理水平的董事会治理指数（ＣＣＧＩＮＫ
ＢＯＤ）和５个董事会治理分指数（ＣＣＧＩＮＫ
ＢＯＤ１、
ＣＣＧＩＮＫＢＯＤ２、ＣＣＧＩＮＫＢＯＤ３、ＣＣＧＩＮＫＢＯＤ４、ＣＣＧＩＮＫ
ＢＯＤ５）分别作为主要的解释变量。考虑到影响公司绩效的其他因
素，我们将资产规模（ＴＡ）作为实证研究中的控制变量；同时，由于公司绩效可能存在行业固定效应，我们将样本公司所属行业（ＩＮＤＵｉ）①也作为重要的控制变量。
①
文中的行业分类参照证监会的《上市公司行业分类指引》的分类办法，由于制造业类的上市公司数量较多，而且存在较大差异，因此，将制造业中的各子类作为单独的行业对待，这样共有２２个行业。
变量类别
变量名称变量符号
模型中所用变量
变量类别
变量名称变量符号
模型中所用变量
被解释变量
净资产收益率
ＲＯＥｓｉｎｈ－１（ＲＯＥ）解释变量
董事会治理指数ＣＣＧＩＮＫ
ＢＯＤＬＮｂｏｄ总资产收益率ＲＯＡｓｉｎｈ－１（ＲＯＡ）董事权力与义务指数
ＣＣＧＩＮＫ
ＢＯＤ１ＬＮｂｏｄ１净资产收益率差分ＲＯＥｃｆｓｉｎｈ－１（ＲＯＥｃｆ）董事会运作指数ＣＣＧＩＮＫＢＯＤ２ＬＮｂｏｄ２总资产收益率差分
ＲＯＡｃｆｓｉｎｈ－１（ＲＯＡｃｆ）董事会组织结构指数ＣＣＧＩＮＫＢＯＤ３ＬＮｂｏｄ３控制变量
资产规模ＴＡＬＮｔａ董事薪酬指数ＣＣＧＩＮＫＢＯＤ４ＬＮｂｏｄ４行业
ＩＮＤＵｉ
ＩＮＤＵｉ
独立董事制度指数
ＣＣＧＩＮＫＢＯＤ５
ＬＮｂｏｄ５
模型变量及说明
表２
４．样本及数据来源
本文以南开大学公司治理研究中心２００４年和２００５年开展公司治理评价研究的共有样本为总体研究样本，共计１２４２家上市公司，这些样本剔除了被ＳＴ和ＰＴ的上市公司及被注册会计师出具过非标准保留意见、拒绝表示意见、否定意见等审计意见的上市公司，样本大约占我国沪深两市上市公司数量的８０％，基本能够反映我国上市公司的整体状况。同时，本文以从上市公司２００４、２００５年度年报公开披露的信息中所采集的基础数据为依据，应用南开治理指数的计算方法计算出的董事会治理指数值作为反映上市公司董事会治理水平的替代变量。
５．数据描述性统计
从１２４２家上市公司样本的情况来看，２００４年我国上市公司董事会治理水平不高，个别样本之间在董事会治理指数及分指数上差异巨大。２００４年１２４２家上市公司董事会治理指数的均值仅为５３．２０，而且董事会治理分指数均值均在６０以下，其中董事薪酬指数得分最低，其均值仅为４５．９４。个别样本间指数差异明显，董事会治理指数最大值为６９．３６，最小值为３８．２９，二者相差３１．０７；在董事会治理分指数中，董事薪酬指数间个体差异最为明显，其最大值为７６．５０，最小值为２２．００，二者相差２．５倍。
董事会治理指数
ＣＣＧＩＮＫ
ＢＯＤＣＣＧＩＮＫ
ＢＯＤ１ＣＣＧＩＮＫ
ＢＯＤ２ＣＣＧＩＮＫ
ＢＯＤ３ＣＣＧＩＮＫ
ＢＯＤ４ＣＣＧＩＮＫ
ＢＯＤ５Ｍｅａｎ５３．１９９３４０４６．０９８０５０５９．２２２８７０４６．２８６６３０４５．９４１６３０５６．６２８１２０Ｍｅｄｉａｎ５２．７２５０００４６．００００００６０．１６６６７０４２．００００００４４．００００００５７．３３３３３０Ｍａｘｉｍｕｍ６９．３５８３３０６６．００００００７９．８８８８９０７４．００００００７６．５０００００７８．７５００００Ｍｉｎｉｍｕｍ３８．２９２３１０２６．２５００００４１．６０００００３２．００００００２２．００００００３４．００００００Ｓｔｄ．Ｄｅｖ．４．５９３８９２６．６００７７５６．２２６１９１１０．５３５２９０８．６４７７３１６．５９６４９５Ｏｂｓｅｒｖａｔｉｏｎｓ
１２４２
１２４２
１２４２
１２４２
１２４２
１２４２
２００４年样本公司董事会治理指数及分指数描述性统计
表３
８０
净资产收益率和总资产收益率作为公司绩效的替代变量，其高低直接反映了公司绩效的水平。从表４对样本公司２００４年和２００５年公司绩效的描述性统计分析，可以发现：
（１）作为公司绩效反映的净资产收益率（ＲＯＥ）和总资产收益率（ＲＯＡ）两个财务指标存在显著的个体差异。表４显示，在总样本中，上述两个财务指标的均值分别为－１１．４８７％和－０．０１４％，标准差分别为３８６．９５％和１１．７３％。这说明，总体上看，我国上市公司的盈利能力相对较差，而且个体样本之间差距悬殊，离散程度较高。
（２）从反映公司绩效的两个财务指标２００５年与２００４年的比较看，净资产收益率和总资产收益率在这两个年度的差分均值分别为１１．５２％和１．３０％，这说明，总体上这两个财务指标相对于上一个年度有了较为明显的改善，公司盈利能力有了较大程度的提高。从这两个变量在总样本中的标准差可以看出，个体样本在企业盈利能力的改善方面差异较大。
ＲＯＥＲＯＥｃｆ
ＲＯＡＲＯＡｃｆ＊＊Ｍｅａｎ－１１．４８７００１１．５２１５９－０．０１４００１．２９５９９Ｍｅｄｉａｎ５．５３０００－５．５５６７０１．８０９４００．３３１３０Ｍａｘｉｍｕｍ３４２．４９０００１３４８０．３８６２０２２．１３４３０１７２．８１５７０Ｍｉｎｉｍｕｍ－１３４７９．３８０００
－３４１．７９３４０－１６８．２５９００－１５２．１４２００Ｓｔｄ．Ｄｅｖｉａｔｉｏｎ３８６．９５１７２３８６．９９５６７１１．７２８３０１６．４４４６０Ｏｂｓｅｒｖａｔｉｏｎｓ
１２４２
１２４２
１２４２
１２４２
样本公司绩效描述性统计
表４
注：＊ＲＯＥｃｆ＝ＲＯＥ２００５－ＲＯＥ２００４；＊＊ＲＯＡｃｆ＝ＲＯＡ２００５－ＲＯＡ２００４。
四、回归结果分析
本文的回归过程分析利用ＥＶＩＥＷＳ３．１软件对上述模型进行传统的ＯＬＳ估计。为了消除公司规模和行业因素对公司绩效的影响，本文考虑了公司绩效可能存在的行业固定效应以及资产规模的约束性，并将二者作为模型的控制变量。
１．董事会治理指数及分指数与公司绩效的回归结果通过对模型（１）、（２）的回归分析（回归结果没有列出），我们发现董事会治理指数及各个分指数
与净资产收益率和总资产收益率两个反映公司绩效的主要财务指标之间并没有表现出显著的相关性。但这并不能说明董事会治理对公司绩效没有产生影响，这是因为影响公司绩效的因素可能是多方面的，影响机制比较复杂，公司绩效本身是在各种因素综合作用下的一个长期累积结果，这也是造成董事会治理及各分指数与公司绝对绩效（净资产收益率和总资产收益率）相关性不显著的重要原因。因此，非常有必要从公司绩效改善的角度来分析董事会治理的作用。
２．董事会治理指数及分指数对公司绩效累积效应的回归结果
董事会治理指数及分指数对公司绩效的累积效应是指董事会治理指数及分指数对公司绩效年度改善的影响，即分析各指数与公司绩效年度差分之间的关系，模型（３）、（４）分别为董事会治理指数及分指数与净资产收益率和总资产收益率年度差分之间关系的实证模型，换言之，就是验证董事会治理与公司绩效年度改善的关系。
表５显示了模型（３）的回归结果，在模型（３）中净资产收益率的年度差分（ＲＯＥｃｆ）作为被解释变量，模型的主要解释变量董事会治理指数回归系数为２．２３，系数为正，与相关理论对二者关系的推断相一致，而且在１％的水平上通过了显著性检验；在模型（３）中总资产收益率的年度差分（ＲＯＡｃｆ）作为被解释变量，模型的主要解释变量董事会治理指数回归系数为０．１９，系数为正，与相关理论对二者关系的推断相一致，而且在１％的水平上通过了显著性检验。这说明，上市公司董事会治理状况对公司绩效改善存在显著的正向影响，好的董事会治理会使得公司绩效明显改善，即董事会治理对
单位：％
８１
公司绩效的影响存在显著的累积效应。回归结果也显示资产规模对公司绩效改善存在显著的负相关关系，并且均通过１％的显著性检验，这说明公司资产规模越大，公司绩效的改善幅度相对越低，这与国内外相关研究的结论基本一致。
为验证上述模型的稳健性，我们按照样本公司董事会治理指数排名对１２４２家样本公司进行分组，将董事会治理指数排名靠前的６２１家公司作为一组样本，排名靠后的６２１家公司作为另一组样本，并分别通过这两组样本的回归分析验证模型的稳健性。通过对分组样本进行计量回归检验，可以发现无论是董事会治理排名前６２１位的样本组，还是董事会治理排名后６２１位的样本组，董事会治理指数与公司绩效的相关性在５％的显著性水平上均通过了检验。这说明，董事会治理指数对公司绩效累积效应的相关性模型具有较好的稳健性。同时，从回归结果也可以发现，董事会治理好的一组样本的上市公司绩效的行业固定效应不显著，而董事会治理差的一组样本的上市公司绩效则存在显著的行业固定效应，这从一定程度上说明，董事会治理好的上市公司之间的绩效差异对行业因素的依赖性差，而董事会治理差的上市公司之间的绩效差异对行业因素的依赖性较强。
ＲＯＥｃｆ
ＲＯＡｃｆ
全样本
分组样本（１）
分组样本（２）
全样本
分组样本（１）
分组样本（２）
Ｃｏｎｓｔａｎｔ１．５０
（０．４８）
１５．５１
（２．１６）＊＊
１．４２
（３．７１）＊＊＊
１．２４
（６．０３）＊＊＊
１．５９
（３．７１）＊＊＊
１．８１
（３．６９）＊＊＊
ＬＮＢＯＤ２．２３
（３．１２）＊＊＊
２．９４
（６．０９）＊＊＊
１．６６
（３．５２）＊＊＊
０．１９
（３．８３）＊＊＊
０．３４
（３．２１）＊＊＊
０．２６
（２．１５）＊＊
ＬＮＴＡ
－０．５９
（－９．９９）＊＊＊
－０．６５
（－７．８２）＊＊＊
－０．４５
（－５．６４）＊＊＊
－０．０２
（－５．３４）＊＊＊
－０．０１
（－１．５９）
－０．０３
（－６．１２）＊＊＊
行业固定效应？
ＹｅｓＮｏＹｅｓＹｅｓＮｏＹｅｓＡｄｊｕｓｔｅｄＲ－ｓｑｕａｒｅｄ０．１００．０９０．１００．０６０．０４０．０８Ｄｕｒｂｉｎ－Ｗａｔｓｏｎｓｔａｔ２．０５２．１４１．９７２．０７２．０４２．０４ｏｂｓｅｒｖａｔｉｏｎｓ
１２４２６２１（ａ）６２１（ｂ）１２４２６２１（ａ）６２１（ｂ）
被解释变量
解释变量样本组
注：括号里的是ｔ值；＊，＊＊，＊＊＊分别表示通过显著水平为１０％，５％和１％的统计检验；ａ指董事会治理前６２１名的上市公司，ｂ指董事会治理后６２１名的上市公司。
董事会治理指数与公司绩效差分的实证分析结果
表５
表６显示了模型（４）的分阶段回归结果，从模型（４）中ＲＯＥｃｆ作为被解释变量的分阶段回归结果看，董事会组织结构指数与董事会薪酬指数最终分别通过了１％和５％的显著性检验，其回归系数分别为０．７５和０．６５；从模型（４）中ＲＯＡｃｆ作为被解释变量的分阶段回归结果看，董事会组织结构指数与董事会薪酬指数最终分别通过了１％和５％的显著性检验，其回归系数分别为０．１０和０．０８；而董事会权利与义务指数、董事会运作效率指数、独立董事制度指数则均没有通过显著性检验。这说明，尽管董事会治理指数对公司绩效改善产生了显著影响，但这种影响主要来源于董事会组织结构指数和董事薪酬指数两方面的贡献，而其他三个方面董事会治理分指数对公司绩效改善的影响则不显著。进一步说，完善的董事会组织结构和有效的董事薪酬激励有利于董事会更好的发挥作用。
五、研究结论与政策建议
本文采用中国上市公司２００４、２００５年的数据，运用计量经济学的方法，以南开大学董事会治理指数作为中国上市公司董事会治理状况的替代变量，对董事会治理与公司绩效的关系进行了实证研究。研究结果表明，中国上市公司董事会治理水平对公司绩效存在显著的正向影响，这种影响表现为董事会治理对公司绩效改善的累积效应，即董事会治理长期保持较高水平的公司，公司绩效会
８２
得到持续提高；同时，董事会治理对公司绩效的这种影响主要来源于董事会组织结构建设和董事薪酬激励的作用。这说明：①我国上市公司对董事会治理的重视会在公司绩效上得到回报，尽管董事会治理对公司绩效的绝对值影响不明显，但是董事会治理对公司绩效改善的所产生的正向影响的累积效应将会最终在公司绩效上得以体现。换言之，董事会治理长期处于较高水平的上市公司必然将会产生好的公司绩效，董事会治理水平将会成为公司治理溢价的重要来源。②董事会治理对公司绩效的影响主要来源于董事会组织结构建设和董事会薪酬激励的结论说明，我国上市公司组织结构建设和董事会薪酬激励有利于推动董事会更好的发挥效用，需要持续重视；而其他３个分指数对公司绩效影响不显著，说明我国上市公司董事会治理还有很大的改善空间，董事权利与义务、董事会运作效率和独立董事制度还有待进一步加强和完善。
本文的研究还发现，公司绩效存在显著的行业固定效应，而这种行业固定效应会随董事会治理水平的提高而呈现弱化的趋势。这说明在董事会治理水平较差的上市公司中，公司绩效更多的来源于行业的优势，而董事会治理较好的上市公司，其公司绩效对行业的依赖程度则不断弱化，即董事会治理会产生行业优势替代效应。也就是说，对董事会治理好的上市公司，因行业优势所产生的公司绩效在整个公司绩效中所占的比重已经低于董事会正确决策等治理因素对公司绩效的贡献。
对样本的分组研究说明，董事会治理对公司绩效的影响不会因为公司绩效的水平较高或董事会治理水平较高而弱化，恰恰相反，董事会治理对公司绩效的影响会随着董事会治理水平的提高而更为显著，即董事会治理对公司绩效影响的累积效应是边际递增的，因此，董事会治理的持续改善是上市公司实现可持续发展的重要保证。
Ｃｏｎｓｔａｎｔ３．８５（１．１８）４．８７（１．６１）＊５．８１（２．１１）＊＊４．７７（２．３５）＊＊＊１．３１（５．９６）＊＊＊１．２７（６．０７）＊＊＊１．２５（５．９６）＊＊＊１．２５（５．９７）＊＊＊
ＬＮＢＯＤ１０．２５（０．５９）０．３２（０．７６）－０．０２（－０．５３）
ＬＮＢＯＤ２－０．４３（－０．７０）
－０．３５（－０．５９）
－０．３４（－０．５６）－０．０２（－１．３４）－０．０３（－１．４７）
ＬＮＢＯＤ３０．７２（２．４８）＊＊＊０．７３（２．５２）＊＊＊０．７８（２．７５）＊＊＊０．７５（２．７０）＊＊＊０．０９（２．２９）＊＊０．０９（２．３０）＊＊０．１１（２．５７）＊＊＊０．１０（２．６０）＊＊＊ＬＮＢＯＤ４０．６６（２．０３）＊＊０．６９（２．１３）＊＊
０．７０（２．１６）＊＊
０．６５（２．０９）＊＊
０．０７（１．８９）＊０．０７（２．０３）＊０．０７（２．１７）＊＊０．０８（２．１５）＊＊
ＬＮＢＯＤ５０．４３（０．８０）０．０１（０．３７）
０．０１（０．３７）０．０１（０．２３）ＬＮＴＡ
－０．５８（－９．８２）＊＊＊
－０．５９（－９．７９）＊＊＊
－０．５８（－９．８０）＊＊＊
－０．５９（－９．８４）＊＊＊
－０．０２（－５．４８）＊＊＊
－０．０２（－５．５１）＊＊＊
－０．０２（－５．６６）＊＊＊
－０．０２（－５．７１）＊＊＊
行业固定效应？
ＹｅｓＹｅｓＹｅｓＹｅｓＹｅｓＹｅｓＹｅｓＹｅｓＡｄｊｕｓｔｅｄＲ－ｓｑｕａｒｅｄ０．１１０．１１０．１１０．１１０．０４０．０４０．０４０．０４Ｄｕｒｂｉｎ－Ｗａｔｓｏｎｓｔａｔ２．０６２．０６２．０６２．０６２．０８２．０７２．０７２．０７ｏｂｓｅｒｖａｔｉｏｎｓ
１２４２
１２４２
１２４２
１２４２
１２４２
１２４２
１２４２
１２４２阶段（１）
阶段（２）
阶段（３）
阶段（４）
阶段（１）
阶段（２）
阶段（３）
阶段（４）
被解释变量
解释变量
ＲＯＥｅｆ
ＲＯＡｃｆ
董事会治理分指数与公司绩效差分的分阶段回归结果
表６
注：括号里的是ｔ值，＊、＊＊、＊＊＊分别表示通过显著水平为１０％，５％和１％的统计检验。
８３
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ＬＩＷｅｉ－ａｎ，ＳＵＮＷｅｎ
（ＲｅｓｅａｒｃｈＣｅｎｔｅｒｏｆＣｏｒｐｏｒａｔｅＧｏｖｅｒｎａｎｃｅｏｆＮａｎｋａｉＵｎｉｖｅｒｓｉｔｙ，Ｔｉａｎｊｉｎ３０００７１，Ｃｈｉｎａ）
Ａｂｓｔｒａｃｔ：Ｔｈｉｓｐａｐｅｒａｄｏｐｔｓｅｃｏｎｏｍｅｔｒｉｃｓｍｏｄｅｌｉｎｔｈｅｅｍｐｉｒｉｃａｌａｎａｌｙｓｉｓｏｆｔｈｅｒｅｌａｔｉｏｎｓｈｉｐｂｅｔｗｅｅｎｔｈｅｂｏａｒｄｇｏｖｅｒｎａｎｃｅａｎｄｔｈｅｉｍｐｒｏｖｅｍｅｎｔｏｆｃｏｒｐｏｒａｔｅｐｅｒｆｏｒｍａｎｃｅｂａｓｅｄｏｎｔｈｅｃｒｏｓｓ－ｓｅｃｔｉｏｎａｌｄａｔａｏｆＣｈｉｎｅｓｅｌｉｓｔｅｄｃｏｍｐａｎｉｅｓｉｎ２００４—２００５．Ｔｈｅｒｅｓｕｌｔｓｈｏｗｓｔｈａｔｂｏａｒｄｇｏｖｅｒｎａｎｃｅｈａｖｅａｐｏｓｉｔｉｖｅｉｍｐａｃｔｏｎｔｈｅｉｍｐｒｏｖｅｍｅｎｔｏｆｃｏｒｐｏｒａｔｅｐｅｒｆｏｒｍａｎｃｅ，ａｎｄｔｈｅｉｍｐａｃｔｍａｉｎｌｙｃｏｍｅｆｒｏｍｂｏａｒｄｏｒｇａｎｉｚａｔｉｏｎｓｔｒｕｃｔｕｒｅａｎｄｄｉｒｅｃｔｏｒ’ｓｃｏｍｐｅｎｓａｔｉｏｎ．Ｂｕｔｄｉｒｅｃｔｏｒ’ｓｏｂｌｉｇａｔｉｏｎｓ，ｂｏａｒｄｏｐｅｒａｔｉｏｎａｎｄｂｏａｒｄｉｎｄｅｐｅｎｄｅｎｃｅｈａｖｅｎｏｉｎｓｉｇｎｉｆｉｃａｎｔｉｍｐａｃｔｏｎｃｏｒｐｏｒａｔｅｐｅｒｆｏｒｍａｎｃｅ．Ｔｈｉｓｆｕｒｔｈｅｒｐｒｏｖｅｓｔｈｅｆｉｘｅｄｅｆｆｅｃｔｏｆｉｎｄｕｓｔｒｙｏｎｃｏｒｐｏｒａｔｅｐｅｒｆｏｒｍａｎｃｅｗｉｌｌｄｅｃｒｅａｓｅｗｉｔｈｔｈｅｉｍｐｒｏｖｅｍｅｎｔｏｆｂｏａｒｄｇｏｖｅｒｎａｎｃｅ，ａｎｄｔｈｅｐｏｓｉｔｉｖｅｅｆｆｅｃｔｏｆｂｏａｒｄｇｏｖｅｒｎａｎｃｅｏｎｃｏｒｐｏｒａｔｅｐｅｒｆｏｒｍａｎｃｅｉｓｉｎｃｒｅａｓｅｄｂｙｍａｒｇｉｎ．
ＫｅｙＷｏｒｄｓ：Ｃｈｉｎａｌｉｓｔｅｄｃｏｍｐａｎｉｅｓ；ｂｏａｒｄｇｏｖｅｒｎａｎｃｅｉｎｄｅｘ；ｃｏｒｐｏｒａｔｅｐｅｒｆｏｒｍａｎｃｅ；ａｃｃｕｍｕｌａｔｉｏｎｅｆｆｅｃｔ
〔责任编辑：李海舰〕８４