董事会治理与公司绩效：激励还是保健？

投稿领域：管理经济学 董事会治理与公司绩效：激励还是保健？ ——来自中国上市公司2005年的数据 内容提要 本文基于中国上市公司2005年的截面数据，采用计量经济学的方法，对上市公司董事会治理与公司绩效改善之间的关系进行了实证研究。研究结果 表 关于同志近三年现实表现材料材料类招标技术评分表图表与交易pdf视力表打印pdf用图表说话 pdf 明，中国上市公司董事会治理对公司绩效的年度改善产生了显著影响，董事会治理对公司绩效存在显著的激励效应；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会薪酬激励的作用。在进行稳健性检验后，我们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呈现弱化的趋势。 关 键 词 上市公司 董事会治理 公司绩效 激励效应 一 引言 二十一世纪伊始，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。而且他们又不约而同的将对公司治理的关注集中于董事会治理，因为在现代企业制度框架下，董事会在法人治理结构的委托代理关系中发挥着枢纽式的作用：对股东而言，董事会是公司重大决策的代理人；而对于高层管理来说，董事会又是重大决策实施 方案 气瓶 现场处置方案 .pdf气瓶 现场处置方案 .doc见习基地管理方案.doc关于群访事件的化解方案建筑工地扬尘治理专项方案下载 的委托人。C. Collins, Jerry I. Porras（1994）在《基业常青》一书中通过对18个具有百年历史优秀企业与其对手公司的对比，深入剖析世界著名企业的成功之道，揭示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[1]。 我国1993年12月29日颁布的《公司法》确立了我国企业建立现代公司法人治理模式的要求，提出在现代企业制度框架下，公司应该建立由股东组成的股东大会，并由其选举董事组成董事会，把公司法人财产权委托给董事会管理，董事会代表公司运作公司法人财产权并聘请经理等高级职员具体执行。经过十几年的发展，我国上市公司已经建立了比较完善的公司治理结构，董事会也从最初的关注形式而转向关注实际运作，董事会在公司治理中的核心作用日益凸显。本文就是在这种背景下，以我国上市公司为研究样本，通过实证研究的方法 分析 定性数据统计分析pdf销售业绩分析模板建筑结构震害分析销售进度分析表京东商城竞争战略分析 我国上市公司董事会治理对公司绩效的影响如何。研究发现我国上市公司董事会治理对公司绩效的改善起到了明显的激励作用，但是对于公司绝对绩效的影响则不显著；同时，研究还发现董事会治理越好的上市公司，公司绩效的行业固定效应越不显著，董事会治理差的上市公司，公司绩效的行业固定效应显著。 文章分为四个部分，第一部分为文献回顾，对董事会治理与公司绩效实证研究的相关文献进行了梳理，并进行了分析；第二部分为模型、数据来源及变量说明，在参考相关研究文献模型的基础上，构造了以董事会治理指数及分指数为主要解释变量和公司绩效差分为被解释变量的计量模型，并引入反双曲函数对相关数据进行了对数化处理；第三部分为数据的描述性统计和实证结果；第四部分为研究结论与政策建议。 二 文献回顾 董事会治理与公司绩效的关系一直是近年来公司治理领域实证研究的焦点问题。欧美国家关于公司治理与公司绩效关系实证研究的文献自20世纪80年代以来大量涌现（Changanti, Mahajan &Sharma, 1985；Kesner & Dalton,1985；Baysinger & Butler, 1985；Weisbach, 1988；Morck, Shleifer & Vishny, 1988；Yermack, 1990；Pearce & Zahra,1991等），这些研究文献大多数都集中于公司治理机制其中的一个或若干个子因素与公司绩效的关系（Jerilyn W. Coles, Victoria B. McWilliams, Nilanjan Sen, 2001）,而对于董事会治理子因素与公司绩效关系的集中研究更为典型，这与董事会治理在整个公司治理中的核心地位不无关系。国内关于公司治理与公司绩效关系实证研究的文献大多都在20世纪90年代末以后（吴淑焜，1999；魏刚，2000；李有根，2001；于东智，2002；刘曼琴，2003），这些研究文献也主要集中于公司治理子因素特别是董事会治理因素与公司绩效的关系。 然而，有趣的是尽管对董事会治理理论研究的结果呈现趋同性的特点 （Jensen,Meckling,1976;Zahra,Pearce,1989;Hermalin,Weisbach,2001），但是对董事会治理与公司绩效间关系的实证研究结果则呈现出明显的差异化。对于董事会治理与公司绩效间的实证研究主要集中于如下几个方面： 第一，董事会独立性与公司绩效的关系，国外学者Baysinger 和 Butler（1985）、Rosenstein 和 Wyatt（1990）、Millstein 和Macavoy(1997)等研究发现董事会独立性与公司绩效存在正相关的关系，国内学者吴淑焜（2001）、向朝进和谢明（2003）、吕兆友（2004）等运用国内上市公司的数据对董事会独立性与公司绩效关系的实证分析也得出了同样的结论；然而，Hermalin 和 Weisbach（1991）、Mehran（1995）、Laura Lin（1996）、Klein(1998)、Lawrence和Stapledon（1999）、Bhagat和Black（2000）、Mak 和Li(2001)等国外学者通过对美国、澳大利亚、新加坡等国家上市公司的研究则发现董事会独立性与公司绩效不存在显著的相关关系，国内学者孙永祥（2001）、宋增基（2003）、郑文坚（2004）等对中国上市公司的实证研究也没有发现董事会独立性与公司绩效之间的显著相关性。 第二，董事会规模与公司绩效的关系，Pfeffer（1973）认为规模大的董事会有利于决策科学化；Lipton和Lorsch（1992）、Jensen（1993）、Yemark（1996）、Bhagat和Black（1996）、Eisenberg（1998）等学者通过对美国、芬兰等国家上市公司的实证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；我国学者于东智（2001）、孙永祥（2001）、郑文坚（2004）等通过对中国上市公司的实证研究发现，董事会规模与公司绩效不存在显著相关性。 第三，董事会领导结构与公司绩效的关系，对董事会领导结构的研究一般是从董事长与总经理两职是否分任的角度展开，董事会领导结构两职分任从委托代理理论获得了理论支持，该理论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（Fama，Jensen，1983），因而有利于公司绩效的改善，而Vancil（1987）则认为，两职分任只是继任过程的一部分，不会降低代理成本，因此对公司绩效没有任何影响 ；Brickley（1995）、Buckland 和Doble（1994）、Baliga（1996）等通过对英、美国家上市公司的实证研究没有发现董事会与总经理分任状态与公司绩效的显著相关关系；Rechner和Dalton（1991）、Pi和Timme（1993）、Fosberg和Nelson(1999)通过实证研究则发现了二元领导结构与公司绩效之间存在正相关关系；Boyd（1995）通过对董事会领导结构与公司绩效的实证研究，得出了两职合任更有利于公司绩效的结论；我国学者蒲自立和刘芍佳（2004）、崔学刚（2004）通过对中国上市公司的实证研究，对于董事会领导结构与公司绩效的关系则得出了截然相反的结论。 第四，董事会会议频率与公司绩效的关系，董事会会议是董事会有效运作的重要保证，公司董事会每年召开会议的次数可以看作是反映董事会活跃程度的一个重要变量（沈艺峰，2001）；Lipton and Lorsch (1992)认为董事面临的一个共性问题就是他们缺少时间履行职责，Congeret al. (1998)认为董事会时间是提高董事会有效性的重要资源，Byrne（1996）和NACD（1996)认为董事们兼任太多的外部董事以至于无法保证正常参加董事会会议；Jensen（1993）认为，运行良好的公司，董事会会议频率不要太多，Vafeas（1999）通过对美国307家福布斯薪酬调查样本公司的实证研究发现，公司绩效与董事会会议次数呈现负相关的关系；国内学者于东智（2001）、崔学刚（2004）通过实证研究则发现，公司绩效与董事会会议次数有相关性，公司绩效好的公司董事会会议次数明显多于公司绩效差的公司。此外，一些学者还从董事会专业委员会设置、董事津贴等角度对董事会与公司绩效的关系展开了实证研究，也没有得出一致的结论。 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，例如，董事会的两职兼任情况、董事会的人数等。董事会治理是董事会治理各属性综合作用的结果（Strenger，2004），董事会治理不仅仅是一个结构性变量，而且是一种机制，因此，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。同时，在选择公司绩效变量时，上述研究多选择公司绝对绩效，例如，某一年度的净资产收益率（ROE）或者每股收益（EPS），但是公司绩效是一个长期累积的结果，董事会治理对公司绩效的影响更主要的体现在其改善上。因此，本文的研究选择南开大学公司治理研究中心发布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，也即本文研究中所用的主要解释变量；同时，对公司绩效进行了差分处理，并将其作为被解释变量，这样就可以避免以前的研究中所忽视的问题。 三 回归模型及数据来源 本文以南开大学公司治理研究中心所设计并发布的董事会治理指数为基础，对中国上市公司董事会治理与公司绩效的关系展开研究，试图探求现阶段中国上市公司董事会治理对公司绩效的影响。 （一）实证模型设计 1．董事会治理与公司绩效的相关性模型 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呢？董事会治理好的公司具有好的公司绩效，还是董事会治理好的公司能带来公司绩效更大幅度的改善呢？为探究二者之间的相关性，在分析总结以往的文献基础上（Hermalin and Weisbach，1991；Lipton and Lorsch，1992；Jensen，1993；Mehran，1995；Bhagat and Black，1996；Laura Lin，1996；Yemark，1996；Klein，1998；Lawrence and Stapledon，1999；Vafeas，1999；沈艺峰，2001）建立如下实证研究模型 ： sinh－1(ROE2004) = C +(㏑(TA)+(㏑ + (1) sinh－1(ROEcf) = C +(㏑(TA)+(㏑ + (2) 2.董事会治理分指数与公司绩效的相关性模型 在五个董事会治理分指数中，各分指数对公司绩效的影响可能会存在差异，那么哪个分指数与公司绩效的相关性更强，哪个分指数对公司绩效的贡献更大一些呢？为探究董事会治理各分指数与公司绩效的关系，建立如下实证模型： sinh－1(ROE2004) = C +(㏑(TA)+ ㏑ + (3) sinh－1(ROEcf) = C +(㏑(TA)+ ㏑ + (4) 3．模型变量及说明 在反映公司绩效的财务指标中，ROE是反映上市公司盈利能力的重要指标，也是在公司绩效实证研究中最常用的变量之一，本文选择净资产收益率（ROE）作为公司绩效的替代变量，在本文的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（ ）和五个董事会治理分指数（ 、 、 、 、 ）分别作为解释变量。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）也作为重要的控制变量。 表1 研究变量一览表 变量类别 变量名称 变量符号 模型中所用变量 变量说明 被解释变量 净资产收益率 ROE sinh－1(ROE2004) 通过反双曲函数对数化处理后的公司绩效 净资产收益率差分 ROEcf sinh－1(ROEcf) 通过反双曲函数对数化处理后的公司绩效差分 解释变量 董事会治理指数 LNbod 对数化处理后的董事会治理指数 董事权力与义务指数 、、、、 LNbod1 对数化处理后的董事权力与义务指数 董事会运作指数 LNbod2 对数化处理后的董事会运作指数 董事会组织结构指数 LNbod3 对数化处理后的董事会组织结构指数 董事薪酬指数 LNbod4 对数化处理后的董事薪酬指数 独立董事制度指数 LNbod5 对数化处理后的独立董事制度指数 控制变量 资产规模 TA LNta 对数化处理后的公司总资产 行业 INDUi （i=1,2,……,21） Indui （二）样本及数据来源 本文以南开大学公司治理研究中心开展公司治理评价研究的2005年和2006年数据库中的共有样本为总体研究样本，共计1242家上市公司，总样本剔除了被ST和PT的上市公司及被注册会计师出具过非 标准 excel标准偏差excel标准偏差函数exl标准差函数国标检验抽样标准表免费下载红头文件格式标准下载 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%左右，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2005、2006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。上述基础数据全部取自中国证券监督管理委员会网站、巨潮资讯网及《中国证券报》等公布的年度财务会计 报告 软件系统测试报告下载sgs报告如何下载关于路面塌陷情况报告535n,sgs报告怎么下载竣工报告下载 。 （三）数据描述性统计 1．董事会治理指数及分指数的描述性统计 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。 表2 2004年样本公司董事会治理指数描述性统计 董事会治理指数 Mean 53.19934 46.09805 59.22287 46.28663 45.94163 56.62812 Median 52.72500 46.00000 60.16667 42.00000 44.00000 57.33333 Maximum 69.35833 66.00000 79.88889 74.00000 76.50000 78.75000 Minimum 38.29231 26.25000 41.60000 32.00000 22.00000 34.00000 Std. Dev. 4.593892 6.600775 6.226191 10.53529 8.647731 6.596495 Skewness 0.494689 0.074029 -0.151642 0.616587 0.224598 0.006348 Kurtosis 3.149455 2.828778 2.643350 2.064659 3.717663 3.325115 Jarque-Bera 51.81249 2.651583 11.34257 123.9715 37.09533 5.478296 Probability 0.000000 0.265593 0.003443 0.000000 0.000000 0.064625 Observations 1242 1242 1242 1242 1242 1242 资料来源：南开大学公司治理数据库 2．公司绩效的描述性统计 每股收益和净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）存在显著的个体差异。表3显示，在总样本中，2004年净资产收益率的均值为-11.48%，最大值为342.49%，最小值为-13479.4%，二者相差13821.89%。净资产收益率最高值和最低值之间差距悬殊，离散程度较高，标准差分别为386.95%。 （2）从样本公司绩效2004年与2005年的比较看，净资产收益率在2005年呈现增长的趋势。为了便于比较样本公司绩效的变化，本文引入了一个新的变量ROEcf,代表净资产收益率在2005和2004年的差分。从表4可以看出，ROEcf的均值为11.52%，标准差为387.00%，最大值和最小值分别为13480.39%和-341.79%。 表3 样本公司绩效描述性统计 ROEcf( ROE2004 ROE2005 Mean 11.521595 -11.4870 .034626 Median -5.556700 5.5300 .068200 Mode -11.5083 .00 .0252(a) Std. Deviation 386.9956799 386.95172 2.1195470 Skewness 34.062 -34.066 13.915 Std. Error of Skewness .069 .069 .069 Kurtosis 1185.108 1185.305 510.578 Std. Error of Kurtosis .139 .139 .139 Minimum -341.7934 -13479.38 -32.0232 Maximum 13480.3862 342.49 58.3988 Observations 1242 1242 1242 数据来源：南开大学公司治理数据库 说明：ROEcf = ROE2005 - ROE2004 四 回归结果分析 在回归过程中采用的是经过差分处理的截面数据，本文利用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，本文加入了行业固定效应，并将资产规模作为控制变量。 1．与公司绝对绩效的回归结果 从模型（1）、（3）董事会治理指数及各个分指数与公司绩效绝对值（ROE2004）的回归结果看，二者之间没有表现出显著的相关性。这说明上市公司董事会治理对公司的绝对绩效并没有显著的影响，这是因为公司绝对绩效可能是一个长期累积的结果，与单个年度的董事会治理相关性不大。因此，考察董事会治理指数与公司相对绩效的关系更有现实意义。 2．与公司绩效差分的回归结果 模型（2）、（4）是考察董事会治理指数及各个分指数与公司绩效相对值（ROEcf）的关系，换言之，就是验证董事会治理与公司绩效改善的关系。 从模型（2）的回归结果看，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，而且通过了显著性检验。模型的R2为0.12，调整后的R2为0.10，模型具有较好的解释能力。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，即好的董事会治理会使得公司绩效明显改善。回归结果也显示资产规模对公司绩效改善存在显著的负向影响，即公司资产规模越大，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。另外，房地产，交通运输仓储，金融、保险，石油化学、塑胶、塑料，其他制造业等行业对公司绩效存在显著的行业固定效应。表4显示了模型（2）的回归结果。 表4 实证分析结果 Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. Constant 1.50 3.14 0.48 0.63 LNBOD 2.23 0.71 3.12 0.00 LNTA -0.59 0.06 -9.99 0.00 行业固定效应？ yes Adjusted R-squared 0.10 Durbin-Watson stat 2.05 observations 1242 从模型（4）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通过了显著性检验，其回归系数分别为0.75和0.65；而董事会权利与义务指数、董事会运作指数、独立董事制度指数则没有通过显著性检验。同时，分阶段回归结果模型调整后的R2为0.11，模型具有较好的解释能力。这说明，董事会组织结构设置完善程度和董事薪酬激励水平对公司绩效改善产生了显著的正向影响，而其他几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。表5显示了模型（4）的回归结果。 表5 董事会治理分指数与公司绩效的分阶段回归结果 Variable Stage1 Stage2 Stage3 Stage4 Constant 3.85 (1.18) 4.87 (1.61)* 5.81 (2.11)** 4.77 (2.35)*** LNBOD1 0.25 (0.59) 0.32 (0.76) LNBOD2 -0.43 (-0.70) -0.35 (-0.59) -0.34 (-0.56) LNBOD3 0.72 (2.48)*** 0.73 (2.52)*** 0.78 (2.75)*** 0.75 (2.70)*** LNBOD4 0.66 (2.03)** 0.69 (2.13)** 0.70 (2.16)** 0.65 (2.09)** LNBOD5 0.43 (0.80) LNTA -0.58 (-9.82)*** -0.59 (-9.79)*** -0.58 (-9.80)*** -0.59 (-9.84)*** 行业固定效应？ Yes Yes Yes Yes Adjusted R-squared 0.11 0.11 0.11 0.11 Durbin-Watson stat 2.06 2.06 2.06 2.06 observations 1242 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。 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验证模型的有效性。 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1%的显著性水平上均通过了检验。这说明，董事会治理指数与公司绩效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。表6显示了分组样本的回归结果。 表6 样本分组实证分析结果 Variable Coefficient t-Statistic Coefficient t-Statistic Constant 15.51 2.16** 1.42 3.71*** LNBOD 2.94 6.09*** 1.66 3.52*** LNTA -0.65 -7.82*** -0.45 -5.64*** 行业固定效应？ No Yes Adjusted R-squared 0.09 0.10 Durbin-Watson stat 2.14 1.97 observations 621(a) 621(b) 注：**，***分别表示通过显著水平为5％和1％的统计检验。 a 董事会治理前621名的上市公司 b 董事会治理后621名的上市公司 五 研究结论与政策建议 本文利用南开大学公司治理研究中心连续4年发布的董事会治理指数作为上市公司董事会治理的综合替代变量，通过对该指数及其分指数与公司绩效之间的实证研究，可以得出如下几个结论： （一）董事会治理与公司绝对绩效不存在显著相关关系。上述的实证研究结果证明，董事会治理与当年的公司绩效不存在显著相关关系，也就是说董事会治理好的公司，公司绩效并不一定好，这说明影响公司绩效的因素是多方面的，而董事会治理之外的因素对公司绩效的影响可能会超出董事会治理所产生的影响，例如，公司资产规模对公司绩效的负向影响则非常显著。 （二）董事会治理与公司绩效改善存在显著相关关系。在上述实证模型中，当公司绩效被连续两个年度公司绩效的差分所替代时，董事会治理指数与其则表现出显著的正向相关关系。也就是说好的董事会治理有利于公司绩效的改善，依此我们可以推断，董事会治理持续较好的公司将会具有较好的公司绩效。 （三）董事会治理对公司绩效的影响存在滞后效应。通过上述实证模型所得出的董事会治理与当期公司绩效不相关以及与公司绩效改善的显著相关，从另一个角度说明董事会治理对公司绩效的影响存在滞后效应。也就是说，董事会治理对公司绩效的影响需要一个时间过程，而这种影响一旦产生效应，这种效应可能是长期的。 （四）董事会组织结构与董事薪酬激励状况对公司绩效的影响显著。在上述实证模型回归结果中，董事会组织结构与董事薪酬状况与公司绩效存在显著的正相关关系，也就是说，董事会组织结构的完善程度和董事薪酬的激励性状况有利于促进董事会的有效性，从而对公司绩效产生影响。 （五）董事会治理对公司绩效的激励作用要优于保健作用。从数据统计看，董事会治理前621家公司的绩效要明显优于后621家公司的绩效；从对分类样本的回归结果看，前621家公司董事会治理对公司绩效影响的显著性要高于后621家上市公司，也就是说，董事会治理越好的上市公司，其对公司绩效的影响越明显，也就是说董事会对公司绩效的激励作用要优于保健作用。 （六）上市公司绩效的行业固定效应因董事会治理的不同存在差异。从对董事会治理与公司绩效分组回归的结果来看，董事会治理差的上市公司绩效对行业的依赖性大，董事会治理好的上市公司绩效对行业的依赖性则相对较弱。 参考文献： [1] C. 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Does Board Governance improve corporate performance: the evidence from Chinese listed companies in 2005 Abstract: This paper adopts econometrics model in the empirical analysis of the relationship between the board governance and the improvement of corporate performance based on the cross-sectional data of Chinese listed companies in 2005.The result shows that board governance have a positive impact on the improvement of corporate performance, and the impact mainly come from board organization structure and director’s compensation. This further proves the fixed effect of industry on corporate performance will decrease with the improvement of board governance. Key Words: Chinese Listed companies; Board Governance Index; Corporate performance; Motivating Effect 董事会治理与公司绩效：激励还是保健？ ——来自中国上市公司2005年的数据 孙文 Sun Wen (Nankai University) 孙文 南开大学公司治理研究中心2005级博士研究生 地址：南开大学西区公寓8—A-6-304 邮编：300071 邮箱：swnk2000@mail.nankai.edu.cn Sunshine7612@163.com 电话：022-23498746 13820380361 (数据来源：文中数据均来自南开大学公司治理研究中心数据库中2005年的截面数据，数据截至2004年12月31日。 � 对于董事会的理论研究主要集中于董事会在公司治理机制中的职能和作用，多数学者在该方面已经基本达成共识（即所谓趋同性）：董事会出现是为了解决由于公司所有权和控制权分离导致的代理问题，为此董事会应该主要承担战略决策、任命和监督管理层的职能。 � Richard H. Fosberg, Michael R. Nelson(1999), Leadership structure and firm performance,International Review of Fiancial Analysis，pp. 83-96 � 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，简单得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－1 x = 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（㏑）。 �南开大学公司治理研究中心2005年和2006年开展公司治理评价的共同样本为1242家。 _1245616279.unknown _1245616304.unknown _1245528335.unknown _1245528385.unknown _1245616248.unknown _1245616211.unknown _1165579526.unknown _1161068278.unknown _1161068308.unknown _1161068320.unknown _1161068291.unknown _1161068270.unknown