我國(guó)制造業(yè)上市公司董事會(huì)治理要素與企業(yè)績(jī)效的相關(guān)性研究

1、我國(guó)制造業(yè)上市公司董事會(huì)治理要素與企業(yè)績(jī)效的相關(guān)性研究摘要：當(dāng)前，建立規(guī)范高效的董事會(huì)能夠優(yōu)化上市公司的科學(xué)管理體系和現(xiàn)代公司治理，董事會(huì)治理要素又是董事會(huì)正常運(yùn)轉(zhuǎn)的基礎(chǔ)，董事會(huì)治理要素的不完善必然導(dǎo)致企業(yè)出現(xiàn)一系列混亂和低效的董事會(huì)行為，影響董事會(huì)決策的科學(xué)性和準(zhǔn)確性，削弱董事會(huì)各項(xiàng)職能，進(jìn)而給企業(yè)的經(jīng)營(yíng)績(jī)效帶來(lái)負(fù)面影響。董事會(huì)治理要素中哪些部分會(huì)對(duì)公司經(jīng)營(yíng)績(jī)效存在影響及其影響機(jī)制，已成為企業(yè)界和學(xué)術(shù)界關(guān)注的重要問(wèn)題。本文以我國(guó)制造業(yè)462家上市公司2008年至2010年的相關(guān)數(shù)據(jù)為研究樣本和數(shù)據(jù)來(lái)源，從董事會(huì)結(jié)構(gòu)要素的四個(gè)變量入手，對(duì)董事會(huì)治理要素變量進(jìn)行了詳盡的描述性分析，并對(duì)這些要素與

2、公司績(jī)效進(jìn)行了實(shí)證分析。得出了董事會(huì)領(lǐng)導(dǎo)權(quán)結(jié)構(gòu)與公司績(jī)效無(wú)關(guān)，董事會(huì)規(guī)模與公司績(jī)效無(wú)關(guān)，獨(dú)立董事比例與公司績(jī)效負(fù)相關(guān)，的結(jié)論。關(guān)鍵詞：董事會(huì)治理要素，公司績(jī)效，實(shí)證分析 一、引言我國(guó)目前正處在改革和發(fā)展的重要戰(zhàn)略機(jī)遇期，經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展的轉(zhuǎn)型期，企業(yè)快速變革的發(fā)展期。近幾年來(lái)，持續(xù)演變的國(guó)際金融危機(jī)、歐洲債務(wù)危機(jī)，對(duì)世界政治、經(jīng)濟(jì)、安全的深層次影響不斷擴(kuò)大，對(duì)我國(guó)也產(chǎn)生了深刻影響。外部政治經(jīng)濟(jì)大環(huán)境、市場(chǎng)條件、監(jiān)管體制和企業(yè)內(nèi)部改革等多種因素均發(fā)生了巨大變化。過(guò)往的研究成果已不能準(zhǔn)確地反映近幾年來(lái)我國(guó)企業(yè)董事會(huì)治理這一關(guān)鍵問(wèn)題，有必要對(duì)近幾年的數(shù)據(jù)和資料進(jìn)行收集整理并分析研究，得出適應(yīng)本階段的結(jié)

3、論制造業(yè)是國(guó)民經(jīng)濟(jì)中的重要支柱產(chǎn)業(yè)，關(guān)乎國(guó)民經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展的方方面面，涉及面廣，影響巨大。制造業(yè)是實(shí)體產(chǎn)業(yè)和基礎(chǔ)產(chǎn)業(yè)，也是作為“世界工廠的中國(guó)的骨干產(chǎn)業(yè)，對(duì)提升綜合國(guó)力意義重大。同時(shí)制造業(yè)企業(yè)具備比較完備的現(xiàn)代企業(yè)組織架構(gòu)、治理結(jié)構(gòu)、人員配置、崗位分布和產(chǎn)業(yè)鏈條，代表性強(qiáng)。以此行業(yè)上市公司為樣本有助于將研究結(jié)論和建議推而廣之。二、國(guó)內(nèi)外公司治理文獻(xiàn)回顧 （一）國(guó)外公司治理文獻(xiàn)回顧Jensen and Meekling(1976)認(rèn)為,因?yàn)楣蓶|和管理層的關(guān)系是純粹的委托人與代理人關(guān)系，因此要解決現(xiàn)代的股份制公司中存在的問(wèn)題就是解決委托代理問(wèn)題，也就是說(shuō)能夠有效降低代理成本就在很大程度上解決了公司

4、治理的問(wèn)題。Charley ,Hilton, H., Matos, P.（2012）認(rèn)為公司治理的定義非常寬泛，主要有兩方面的含義。第一個(gè)含義是指一系列的行為模式，也就是通過(guò)公司績(jī)效、效率、成長(zhǎng)性、融資結(jié)構(gòu)和如何對(duì)待股東和利益相關(guān)者等指標(biāo)來(lái)衡量的公司真正行為。第二個(gè)含義是指標(biāo)準(zhǔn)化的框架，也就是公司是在什么樣的規(guī)則體制下運(yùn)行的，這些規(guī)則包括法律系統(tǒng)、司法系統(tǒng)、金融市場(chǎng)與要素（勞動(dòng)）市場(chǎng)。（二）國(guó)內(nèi)公司治理文獻(xiàn)回顧白重恩（2005）以2000年上海與深圳股票交易所的1004家上市公司為樣本做實(shí)證研究，發(fā)現(xiàn)第一大股東持股比例與公司價(jià)值呈U型關(guān)系，股權(quán)集中度對(duì)公司績(jī)效有正面的影響。陳彬(2011) 以

5、國(guó)內(nèi)24家保險(xiǎn)公司在2009年的財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)和公司治理的數(shù)據(jù)為樣本,進(jìn)行了實(shí)證研究，探討保險(xiǎn)公司的股權(quán)結(jié)構(gòu)、董事會(huì)結(jié)構(gòu)、高管薪酬激勵(lì)機(jī)制與公司績(jī)效之間的關(guān)系,她發(fā)現(xiàn)獨(dú)立董事比例與公司績(jī)效之間存在顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系。繼續(xù)探討，原因可能是我國(guó)保險(xiǎn)公司的獨(dú)立董事還沒(méi)有充分發(fā)揮他們的職能,因此她建議應(yīng)該加強(qiáng)董事會(huì)的獨(dú)立性。王曉靜、陳志軍（2011）使用2006 年到2008年的滬深兩市A 股上市公司的數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)合理有效的高管薪酬體制與公平透明的股權(quán)激勵(lì)對(duì)公司績(jī)效有正面影響。二、研究設(shè)計(jì)（一）研究假設(shè)1.董事會(huì)領(lǐng)導(dǎo)權(quán)結(jié)構(gòu)與公司績(jī)效董事長(zhǎng)與總經(jīng)理兩職分任有利于監(jiān)督管理層，降低代理成本，但是影響決策效率，容易制造

6、內(nèi)部矛盾和對(duì)立。兩種情況的利弊作用發(fā)揮又受公司實(shí)際內(nèi)外部情況的影響。中小企業(yè)需要高效快速的決策和行動(dòng)以適應(yīng)激烈的市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)，分工不必過(guò)細(xì)，兩職合一更為適合；大企業(yè)崗位分工明確，管理人員專(zhuān)職執(zhí)行決策，董事會(huì)更強(qiáng)調(diào)獨(dú)立的監(jiān)督作用，兩職分任更為合適。但本文選取的制造業(yè)公司規(guī)模差異大，內(nèi)外部環(huán)境各異，可能出現(xiàn)兩種領(lǐng)導(dǎo)權(quán)結(jié)構(gòu)的正反效應(yīng)在大量樣本中互相抵消致使領(lǐng)導(dǎo)權(quán)結(jié)構(gòu)與公司績(jī)效出現(xiàn)不相關(guān)的結(jié)果。綜上，本文提出：假設(shè)1A：董事長(zhǎng)與總經(jīng)理兩職分任與公司績(jī)效正相關(guān)。假設(shè)1B：董事長(zhǎng)與總經(jīng)理兩職分任與公司績(jī)效負(fù)相關(guān)。2.董事會(huì)規(guī)模與公司績(jī)效本文認(rèn)為，董事會(huì)規(guī)模的確定應(yīng)平衡兼顧關(guān)鍵資源獲取、控制代理成本、保證決策效

7、率等因素，考慮利弊關(guān)系及其在具體企業(yè)的影響機(jī)制和程度。本文認(rèn)為，隨著董事會(huì)規(guī)模的增大，資源渠道增多的正面效應(yīng)會(huì)相應(yīng)增強(qiáng)，但同時(shí)也可能無(wú)法彌補(bǔ)溝通困難和人數(shù)增加導(dǎo)致利益沖突所帶來(lái)的成本，.假設(shè)2：董事會(huì)規(guī)模與公司績(jī)效負(fù)相關(guān)。3.獨(dú)立董事比例與公司績(jī)效本文認(rèn)為，獨(dú)立董事比例與公司績(jī)效應(yīng)是正相關(guān)的。獨(dú)立董事的獨(dú)立性能夠平衡董事會(huì)于管理層的關(guān)系，能夠優(yōu)化公司治理結(jié)構(gòu)。假設(shè)3：獨(dú)立董事比例與公司績(jī)效正相關(guān)。4.專(zhuān)業(yè)委員會(huì)設(shè)置與公司績(jī)效本文認(rèn)為，專(zhuān)業(yè)委員會(huì)明確了董事會(huì)的有關(guān)專(zhuān)項(xiàng)職責(zé)，使董事分工更為明確具體，便于有效開(kāi)展工作。假設(shè)4：專(zhuān)業(yè)委員會(huì)設(shè)置數(shù)量與公司績(jī)效正相關(guān)。（二）樣本選擇和數(shù)據(jù)來(lái)源按照中國(guó)證監(jiān)會(huì)

8、的行業(yè)分類(lèi)，本文以上海證券交易所和深圳證券交易所全部A股制造業(yè)上市公司為初選樣本進(jìn)行篩選。本文共選取了462家制造業(yè)上市公司為樣本，涵蓋其2008、2009、2010三年的相關(guān)數(shù)據(jù)，每年的公司數(shù)均為462家。本文所搜集的上市公司年度報(bào)告和變量相關(guān)數(shù)據(jù)主要來(lái)源如下：CSMAR國(guó)泰安數(shù)據(jù)服務(wù)中心、巨潮咨詢網(wǎng)、國(guó)務(wù)院發(fā)展研究中心信息網(wǎng)數(shù)據(jù)庫(kù)。研究需要的相關(guān)數(shù)據(jù)和資料亦參考了上交所和深交所的官方網(wǎng)站、中國(guó)經(jīng)濟(jì)信息網(wǎng)數(shù)據(jù)庫(kù)等，以彌補(bǔ)數(shù)據(jù)和資料的偏差及缺陷，核對(duì)數(shù)據(jù)的一致性，保證研究的數(shù)據(jù)來(lái)源真實(shí)準(zhǔn)確。數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)和計(jì)算過(guò)程運(yùn)用統(tǒng)計(jì)軟件SPSS 170和EXCEL 2010等分析工具完成。（三）變量選取和說(shuō)明

9、1.解釋變量本文的解釋變量分為董事會(huì)結(jié)構(gòu)要素變量和董事會(huì)激勵(lì)要素變量?jī)深?lèi)共六個(gè)(參見(jiàn)表1)：董事會(huì)結(jié)構(gòu)要素變量：董事會(huì)領(lǐng)導(dǎo)權(quán)結(jié)構(gòu)、董事會(huì)規(guī)模18、獨(dú)立董事比例、專(zhuān)業(yè)委員會(huì)設(shè)置情況。董事會(huì)激勵(lì)要素變量：董事持股情況、董事薪酬。2.被解釋變量本文的被解釋變量為企業(yè)績(jī)效指標(biāo)，選擇總資產(chǎn)收益率作為衡量指標(biāo)?？傎Y產(chǎn)收益率(簡(jiǎn)稱(chēng)ROA)等于凈利潤(rùn)與平均資產(chǎn)總額的百分比，是全面反映一個(gè)企業(yè)發(fā)展能力、資金運(yùn)作整體效果及管理水平的綜合考評(píng)指標(biāo)19(向德偉，2002)。該指標(biāo)加入了期初期末的時(shí)間標(biāo)尺，可更加準(zhǔn)確地反映財(cái)務(wù)信息；被操縱的可能性較小，而且綜合考慮了負(fù)債的杠桿效應(yīng)，便于橫向和縱向比較；綜合能力強(qiáng)，具有很

10、高的信息價(jià)值，在我國(guó)接受程度較高。相比而言，本文認(rèn)為托賓Q值、每股收益等指標(biāo)均不適合分析當(dāng)前我國(guó)上市公司有關(guān)情況，故本文不予采用。3.控制變量影響公司績(jī)效的因素很多，除了本文選取的六個(gè)董事會(huì)治理要素外，為了控制其它因素對(duì)本文實(shí)證分析的影響，本文選取以下控制變量：(1)公司規(guī)模公司規(guī)模影響其治理結(jié)構(gòu)、決策效率、運(yùn)營(yíng)成本、人員構(gòu)成、資金周轉(zhuǎn)等多個(gè)方面；特別是大公司存在規(guī)模經(jīng)濟(jì)，具有更易融資及獲得政府扶持等多種優(yōu)勢(shì)。(2)財(cái)務(wù)杠桿財(cái)務(wù)杠桿體現(xiàn)公司的資本結(jié)構(gòu)，通常用代表公司債務(wù)水平的資產(chǎn)負(fù)債率衡量。 (3)成長(zhǎng)能力我國(guó)資本市場(chǎng)尚不完善，監(jiān)管不到位，存在上市公司操縱會(huì)計(jì)指標(biāo)的情況，而成長(zhǎng)性變量一定程度上

11、可以消除人為操縱會(huì)計(jì)數(shù)據(jù)對(duì)研究結(jié)果的影響。(4)第一股東的持股比例謝軍(2006)的研究證實(shí)：第一大股東持股使其更密切地注意管理層和公司績(jī)效，具有積極的示范功能，起到很強(qiáng)的引領(lǐng)作用。表1本文采用的變量列表變量分類(lèi)變量名稱(chēng)變量符號(hào)變量說(shuō)明被解釋變量總資產(chǎn)收益率ROA總資產(chǎn)收益率=（凈利潤(rùn)/總資產(chǎn)平均余額）*100%.總資產(chǎn)平均余額=(資產(chǎn)合計(jì)期末余額+資產(chǎn)合計(jì)期初余額)/2解釋變量結(jié)構(gòu)要素董事會(huì)領(lǐng)導(dǎo)權(quán)結(jié)構(gòu)A1董事長(zhǎng)與總經(jīng)理職位設(shè)置情況,董事長(zhǎng)兼任總經(jīng)理取0,否則取1董事會(huì)規(guī)模A2董事總?cè)藬?shù)獨(dú)立董事所占比例A3獨(dú)立董事所占比例=獨(dú)立董事人數(shù)/董事總?cè)藬?shù)專(zhuān)業(yè)委員會(huì)設(shè)置情況A4董事會(huì)專(zhuān)業(yè)委員會(huì)設(shè)置的個(gè)

12、數(shù)激勵(lì)要素董事持股情況A5董事持股比例=董事持股量總和/公司總股本董事薪酬A6數(shù)額最大的前三名董事薪酬總額控制變量公司規(guī)模B1公司總資產(chǎn)的自然對(duì)數(shù),即Ln(公司總資產(chǎn))財(cái)務(wù)杠桿B2資產(chǎn)負(fù)債率=（負(fù)債總額/資產(chǎn)總額）*100%成長(zhǎng)能力B3凈利潤(rùn)增長(zhǎng)率=(本年度凈利潤(rùn)-上一年度凈利潤(rùn))/上一年度凈利潤(rùn)*100%第一股東持股比例B4公司第一大股東持股的比例=公司第一大股東持股數(shù)/總股數(shù)（四）模型構(gòu)建和說(shuō)明本文建立如下董事會(huì)結(jié)構(gòu)要素變量和激勵(lì)要素變量、控制變量與公司績(jī)效變量的多元線性回歸分析模型：其中：ROA為被解釋變量，C為常數(shù)項(xiàng)，A羔_巷為解釋變量(自變量)，B重-4為控制變量，荔扣鑫為解釋變量回

13、歸系數(shù)，霹生一疊為控制變量回歸系數(shù)，莓為隨機(jī)干擾項(xiàng)。三、實(shí)證分析（一）描述性分析表2董事會(huì)領(lǐng)導(dǎo)權(quán)結(jié)構(gòu)統(tǒng)計(jì)表領(lǐng)導(dǎo)權(quán)結(jié)構(gòu)2008年2009年2010年公司數(shù)百分比公司數(shù)百分比公司數(shù)百分比兩職分任38583.30%38382.90%38182.50%兩職合一7716.70%7917.10%8117.50%總計(jì)462100%462100%462100%(1)三年中兩個(gè)職位分別由不同人員擔(dān)任的比例分別為8330(385家)、8290(383家)、8250(381家)，均超過(guò)半數(shù)，占到了絕大部分比例，且三年的數(shù)據(jù)差別很小，也就是說(shuō)我國(guó)制造業(yè)上市公司中大部分的領(lǐng)導(dǎo)權(quán)結(jié)構(gòu)偏向于兩職分任。(2)三年中董事長(zhǎng)與總

14、經(jīng)理兩職合一的比例分別為1670(77家)、1710(79家)、1750(81家)，相對(duì)而言比例較小，說(shuō)明我國(guó)制造業(yè)上市公司中小部分的領(lǐng)導(dǎo)權(quán)結(jié)構(gòu)是兩職合一的。表3董事會(huì)規(guī)模描述性統(tǒng)計(jì)表2008年2009年2010年均值9.259.199.22中值999眾數(shù)999標(biāo)準(zhǔn)差1.8481.8111.769方差3.4153.2783.13最小值555最大值161516(1)樣本公司中董事會(huì)人數(shù)最大值為16人，最小值為5人，均符合我國(guó)公司法規(guī)定的人數(shù)范圍，但差別較大。(2)董事會(huì)人數(shù)為9人的公司最多(眾數(shù)三年均為9)，百分比三年分別為5320(246家)、5280(244家)、5300(245家)，均超過(guò)

15、半數(shù)，且三年數(shù)據(jù)差別很小。(3)董事會(huì)人數(shù)為7一11人的公司數(shù)最為集中，比例最大，百分比三年分別為8830(408家)、8780(406家)、8870(410家)，說(shuō)明我國(guó)制造業(yè)上市公司中大部分的董事會(huì)人數(shù)是穩(wěn)定在7-1 1人的。（二）回歸分析本文首先對(duì)所選取的控制變量與被解釋變量進(jìn)行回歸分析，以篩選出有效控制變量。再將解釋變量、控制變量與被解釋變量進(jìn)行回歸分析，得出各個(gè)解釋變量與被解釋變量之間的關(guān)系。實(shí)證發(fā)現(xiàn)在本文所選的控制變量中，公司規(guī)模(總資產(chǎn))和成長(zhǎng)能力(凈利潤(rùn)增長(zhǎng)率)與總資產(chǎn)收益率(ROA)正相關(guān)，財(cái)務(wù)杠桿(資產(chǎn)負(fù)債率)與總資產(chǎn)收益率(ROA)負(fù)相關(guān)，第一股東的持股比例與總資產(chǎn)收益率

16、(ROA)不存在相關(guān)性。因此，將第一股東的持股比例這一變量剔除，本文選取的有效控制變量為公司規(guī)模、成長(zhǎng)能力和財(cái)務(wù)杠桿。表4 Model SummarybModelRR SquareAdjusted R SquareStd.Error of the EstimateDurbin-Watson1.503 a.253.248.04915341.920表5 ANOVAbModelSum of SquaresdfMean SquareFSigRegression1.1279.12551.825.000 aResidual3.3241376.002Total4.4511385表6 Coefficients

17、ModelUnstandardized CoefficientsStandardized CoeffcientstSigCollinearityStatisticsBStd.ErrorBetaToleranceVIF(Constant).032.034.957.339董事長(zhǎng)與總經(jīng)理兼任情況.001.004.009.368.713.9371.067董事人數(shù).001.001.0281.091.275.8291.207獨(dú)立董事比例-.095.028-.082-3.389.001.9261.080專(zhuān)業(yè)委員會(huì)設(shè)立個(gè)數(shù)-.006.003-.054-2.305.021.9791.022董事會(huì)持股比例.028

18、.011.0652.580.010.8571.167董事前三名薪酬總額1.059E-8.000.25410.100.000.8591.164Ln(總資產(chǎn)).006.002.1123.745.000.6081.645資產(chǎn)負(fù)債率-.135.009-.415-15.587.000.7661.305凈利潤(rùn)增長(zhǎng)率.001.000.1104.714.000.9941.006（三）多元回歸方程結(jié)果分析1首先對(duì)回歸結(jié)果進(jìn)行檢驗(yàn)以保證其可靠性：(1)擬合優(yōu)度檢驗(yàn)：根據(jù)表416，回歸結(jié)果的調(diào)整R方為0248，擬合優(yōu)度不高。因董事會(huì)治理要素只是公司績(jī)效多種因素的影響之一，擬合優(yōu)度不高并不影響本文進(jìn)行實(shí)證分析。(2)

19、顯著性檢驗(yàn)：根據(jù)表417，回歸結(jié)果的F值為51825，對(duì)應(yīng)的P值為0，小于顯著性水平1、596、10，通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)。被解釋變量與解釋變量線性關(guān)系顯著，本文模型適于解釋變量關(guān)系。(3)殘差分析：根據(jù)表416，此回歸模型的DW=I92，近似等于2。說(shuō)明樣本實(shí)際值與回歸模型得出的預(yù)測(cè)值差距較小，殘差序列無(wú)自相關(guān)。(4)多重共線性檢驗(yàn)：根據(jù)表418，各變量的容差均接近于1；方差膨脹因子(VIF)均小于10，也均接近于1。說(shuō)明解釋變量與控制變量之間均不存在嚴(yán)重的共線性，變量選擇較為合理。由以上檢驗(yàn)可知，模型分析結(jié)果正常。2.根據(jù)表518全部樣本的回歸結(jié)果顯示：(1)董事會(huì)領(lǐng)導(dǎo)權(quán)結(jié)構(gòu)與公司績(jī)效不存在相

20、關(guān)性，未通過(guò)10的顯著性檢驗(yàn)。因此假設(shè)lA和假設(shè)1B均不成立。(2)董事會(huì)規(guī)模與公司績(jī)效不存在相關(guān)性，未通過(guò)10的顯著性檢驗(yàn)。因此假設(shè)2不成立。(3)獨(dú)立董事比例與公司績(jī)效負(fù)相關(guān)，未通過(guò)1的顯著性檢驗(yàn)，B值為負(fù)。因此假設(shè)3不成立。(4)專(zhuān)業(yè)委員會(huì)設(shè)置數(shù)量與公司績(jī)效負(fù)相關(guān)，未通過(guò)1的顯著性檢驗(yàn)，B值為負(fù)。因此假設(shè)4不成立。四、結(jié)論（一）董事會(huì)領(lǐng)導(dǎo)權(quán)結(jié)構(gòu)對(duì)公司績(jī)效無(wú)顯著影響第一，前文己闡明，委托代理理論認(rèn)為管理層是不可完全信任的，兩職合一不利于公司績(jī)效，將削弱董事會(huì)的獨(dú)立性，降低其對(duì)管理層的監(jiān)督作用，造成權(quán)責(zé)不明晰；而現(xiàn)代管家理論認(rèn)為管理層是值得信任的，管理層可以成為股東有效的受托人，兩職合一有利

21、于公司績(jī)效，更重要的是事權(quán)統(tǒng)一提高了公司決策和行動(dòng)效率，減少內(nèi)部分歧。第二，前文文獻(xiàn)回顧中學(xué)術(shù)界支持兩只分離的觀點(diǎn)居多。但在我國(guó)上市公司中，內(nèi)部人控制現(xiàn)象明顯，董事人數(shù)的一大部分仍有內(nèi)部董事把持，董事長(zhǎng)不再兼任總經(jīng)理不代表董事會(huì)于管理層相互獨(dú)立，管理層依然可能掌握著董事會(huì)控制權(quán)。委托代理理論發(fā)揮作用的機(jī)制不能成立，雙重領(lǐng)導(dǎo)權(quán)結(jié)構(gòu)不一定顯著增強(qiáng)董事會(huì)獨(dú)立性。（二）董事會(huì)規(guī)模大小并非影響公司績(jī)效的有效因素第一，董事會(huì)最佳人數(shù)一般為8到9人(Lipton，1992)，本文描述性統(tǒng)計(jì)顯示，樣本中董事會(huì)規(guī)模為9人的比例最大，三年均超過(guò)50，在7至11之間的比例均接近90。說(shuō)明樣本公司中絕大部分的董事會(huì)規(guī)

22、模都處在最佳或比較合理狀態(tài)，差別很小，這一情況導(dǎo)致實(shí)證分析無(wú)法得出董事會(huì)規(guī)模對(duì)公司績(jī)效有顯著影響的結(jié)論。描述性統(tǒng)計(jì)和實(shí)證分析說(shuō)明在合理的董事會(huì)規(guī)模范圍內(nèi)，董事會(huì)規(guī)模不會(huì)影響公司績(jī)效。第二，盡管本文選取了公司總資產(chǎn)這一控制變量作為衡量公司規(guī)模的指標(biāo)，但是還有其他因素會(huì)對(duì)董事會(huì)規(guī)模產(chǎn)生影響，不同性質(zhì)、不同規(guī)模、不同所有制、不同競(jìng)爭(zhēng)環(huán)境的公司不適合直接比較董事會(huì)規(guī)模。應(yīng)注意到其他影響因素，只用董事會(huì)規(guī)模作自變量直接分析其與績(jī)效的關(guān)系結(jié)論不明顯。董事會(huì)規(guī)模是一個(gè)絕對(duì)值，應(yīng)對(duì)董事會(huì)規(guī)模這一變量進(jìn)行加工，建立一個(gè)基于董事會(huì)規(guī)模的相對(duì)變量，這也是一個(gè)研究方向。（三）獨(dú)立董事并不一定給公司帶來(lái)績(jī)效提升本文獨(dú)立董事比例與公司績(jī)效負(fù)相關(guān)的實(shí)證結(jié)果雖不支持本文的假設(shè)，但還是應(yīng)以客觀態(tài)度對(duì)待我國(guó)獨(dú)立董事制度，不能全盤(pán)否定這一制度。之所以出現(xiàn)這樣的實(shí)證結(jié)果，本文認(rèn)為主要有以下原因：第一，獨(dú)立董事的專(zhuān)業(yè)多在于學(xué)術(shù)研究，有相當(dāng)大部分完全沒(méi)有企業(yè)工作經(jīng)歷，缺乏相應(yīng)的實(shí)際管理經(jīng)驗(yàn)，這是一個(gè)致命的硬傷和短板，往往造成其提出的建議脫離實(shí)際，紙上談兵；很多獨(dú)立董事缺乏對(duì)公司情況的了解。我國(guó)獨(dú)立董事制度還處在起步階段，弓|入獨(dú)立董事不是通過(guò)市場(chǎng)機(jī)制而是個(gè)人關(guān)系，沒(méi)有嚴(yán)格的篩選程序，缺少對(duì)獨(dú)立董事有效的選拔機(jī)制及對(duì)其能力和盡職程度的評(píng)估機(jī)制，使得聘請(qǐng)的很多獨(dú)立董事并不符合實(shí)際要求。第二，上市公司大多缺乏公正嚴(yán)謹(jǐn)?shù)?/p>