董事会治理对公司绩效的影响——来自深沪A股制造业上市公司的证据

doi:10.12677/fin.2024.146210

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董事会治理对公司绩效的影响——来自深沪A股制造业上市公司的证据
The Impact of Board Governance on Corporate Performance—Evidence from A-Share Manufacturing Listed Companiesin Shenzhen and Shanghai

DOI: 10.12677/fin.2024.146210, PDF, HTML, XML,
作者: 刘毓沛：布里斯托大学经济学院, 英国布里斯托
关键词: 制造业上市公司；公司治理；董事会治理；公司绩效；Manufacturing Listed Companies； Corporate Governance； Board Governance；Company Performance

摘要: 本文以2014~2023年A股制造业公司为研究样本，分析了董事会治理对公司绩效的相关性。研究发现，董事会独立性、二职合一和董事会会议活动次数与公司绩效(ROA)呈现正相关关系，而董事会规模与绩效呈现负相关关系。加入更多绩效指标发现，ROE的结果与ROA相似，而EPS并未显示与二职合一之间有明显的相关性。此外，研究还发现，2014年至2019年期间二职合一与绩效的关系更为显著。在异质性分析中，国企的董事会治理机制对绩效的提升不明显，只有董事会规模对绩效表现出显著的负相关。

Abstract: This article takes A-share manufacturing companies from 2014 to 2023 as research samples to analyze the correlation between board governance and company performance. Research has found that the independence of the board of directors, the integration of two roles, and the frequency of board meetings are positively correlated with company performance (ROA), while the size of the board of directors is negatively correlated with performance. By adding more performance indicators, it was found that the results of ROE were similar to ROA, while EPS did not show a significant correlation with the integration of the two positions. In addition, the study also found that the relationship between job integration and performance was more significant during 2014 to 2019. In heterogeneity analysis, the governance mechanism of the board of directors in state-owned enterprises does not significantly improve performance, and only the size of the board of directors shows a significant negative correlation with performance.

文章引用：刘毓沛. 董事会治理对公司绩效的影响——来自深沪A股制造业上市公司的证据[J]. 金融, 2024, 14(6): 2050-2061. https://doi.org/10.12677/fin.2024.146210

1. 引言

制造业是立国之本，是发展中国家经济持续发展的重要基石，也是建设现代化经济体系的前提。只有发展好了制造业，才能为推动建设现代化经济体系提供不竭动力。然而，随着制造业的快速发展，公司治理的重要性也日益凸显。有效的公司治理能够提升企业的竞争力和市场适应能力，是确保制造业持续健康发展的关键。董事会作为本文中被研究的主体在公司治理中扮演着不可或缺的角色。董事会不仅要作为管理者承担决定公司的重要经营决策，制定相关政策和制度，向全体股东负责并报告公司的经营情况的任务，还必须作为监督者履行监督职责，监控经理人员的行为，防止他们损害股东，公司的利益。麦肯锡企业顾问公司在2000年的调查显示，即使公司盈利相同，投资者仍愿意为治理机制优良的公司股票支付超过20%的溢价。李维安的研究指出，亚洲金融危机后，投资者在评估亚洲投资潜力时，将董事会的行为质量视为比财务状况更重要，比例高达75%。有效的董事会治理显著提升了公司的收益表现[1]。Geoffrey [2]表示这种来自外界的审查压力和绩效压力，促使董事会定期进行评估以提升整体绩效，从而增强股东和社会对公司的信心。Lipton和Lorsch [3]认为优化董事会结构、增加会议频率可以提升公司治理质量，保护和增加股东的价值。Bhagat [4]等人发现独立董事比例和CEO与董事会主席角色分离对公司绩效的提升作用并不显著，而较小的董事会规模、高股东持股集中度和高管理层持股比例则与较高的公司绩效显著相关。然而宋增基[5]等人在2003年表示，中国上市公司治理还不够完善，还需很长一段时间进行完善。在他的研究中他发现小规模董事会较有利于公司治理；董事长和CEO两职分离与公司绩效之间没有发现明显关系。刘芍佳[6]等人研究发现两职分任的领导结构对公司绩效存在负的影响。李维安[7]和于东智[8]发现绩效和董事会治理指数之间存在一种非线性关系的倒U型关系。郝颖[9]在研究董事会治理如何影响混改国企绩效时表示董事会治理对混合所有制改革与企业绩效的关系有显著的正向调节作用，董事会规模、董事会独立性以及董事会议次数三方面均有助于提高混改企业绩效。

综上所述，国内外学者对董事会治理的影响众说纷纭，在中国经济转型升级的大背景下，发展好公司治理是企业健康发展的基础，而董事会治理又是公司治理的核心，直接影响企业的决策质量和战略方向。深入研究董事会治理对公司绩效的影响具有重要意义。首先，这项研究可以帮助企业识别问题和优化公司治理结构，提升企业的内部治理水平和市场竞争力。其次，鉴于目前国内关于制造业企业内部治理对绩效影响的研究还相对不足，深入研究这一领域可以填补研究空白，丰富学术研究，提供实践案例和理论支持。下文将借鉴这些研究成果以及主流理论分别描述本文所研究的董事会因素与公司绩效之间的关系并提出相应的假设。

2. 假设分析

2.1. 董事会独立性

独立董事是指那些既不在公司内部任职，也与公司没有直接或间接经济利益关系的董事。他们与公司之间独立关系能够使他们客观、公正地监督管理层的行为，确保公司的决策符合股东的最大利益。独立董事的重要性体现在其能够提供独立的建议和监督，帮助公司平衡管理层和股东之间的利益冲突，提升公司治理的有效性和透明度最终达到提高公司绩效的目的[10] [11]。但学术界关于独立董事是否能有效提升公司绩效的问题一直没有一个明确的答案，Rosenstein和Wyatt [12]发现，当公司宣布任命新的独立董事时，公司的股票价格通常会出现正向反应，即股票价格显著上涨。这一发现表明市场对独立董事的任命持积极态度，认为引入独立董事能够提升公司治理质量，从而提高公司绩效。Weisbach [13]的研究发现，当公司绩效不佳时，拥有更多独立董事的公司更有可能更换CEO。这表明独立董事在监督管理层方面发挥了关键作用，特别是在公司需要做出重大调整时。Weisbach研究还显示，独立董事在CEO更换后的公司绩效有所改善，进一步证明了独立董事在公司治理中的重要性。

然而，独立董事的作用也存在一些争议。有的学者指出独立董事通常同时为多家公司任职，因此无法全面了解每家公司的情况[14]。而内部董事往往全程参与公司的决策过程，能够较为全面地评价公司各职能部门的绩效。相比之下，独立董事由于不参与公司的日常运营和管理，无法获得同样深度的信息。这种信息劣势限制了他们对公司情况的全面把握，可能导致在监督和决策过程中出现信息不对称的问题，影响其在董事会中发挥的实际作用[15]。

结合中国在董事会结构上的一些特殊性，即中国许多上市公司的控制权掌握在内部人手中，这些内部人通常是企业的前领导人或现任管理层。他们在董事会和管理层之间的角色重叠，使得董事会难以有效监督管理层。这种内部人控制现象导致公司治理结构中的监督机制失效。一定的独立董事引入会让董事会监督治理质量得到提升，决策过程更加科学合理，公司绩效得以得到改善。基于此本文立下假设1。

H1：独立董事比例与公司绩效呈正相关关系。

2.2. 董事会规模

董事会既是企业决策控制系统中枢，也是股东传递与实现自身利益诉求的重要平台，其规模可能显著影响公司的决策效率以及监督质量。学术界对董事会规模对公司绩效的影响存在两种不同的观点：一种是反应正向关系的协同效应，一种反应负相关的是臃肿效应。协同效应来自于董事会成员在董事会经验与专业技能，资源等方面的差异性带来的积极影响。根据资源依赖理论，组织的生存和成功在很大程度上依赖于从外部环境中获取关键资源并有效利用的能力。通过与外部实体的互动，组织能够获得所需资源，从而提升竞争力和适应能力。所以成员异质性越高，为公司带来的社会资源越丰富，进而能够提高公司经营绩效。扩大董事会规模能将不同背景的董事集合起来，带来丰富和多样化的信息资源。已有的经验证据表明，较大的董事会规模可以提高企业绩效[16] [17]。

另一种是臃肿效应，即董事会规模的扩大可能会导致成员之间沟通困难，从而难以达成一致且有效的经营决策，最终降低企业的经营绩效。Yermack [18]的研究强调了小规模董事会的多方面优势，包括更高的市场估值、更高的决策效率和更强的监督能力。这些结果表明，董事会规模与公司绩效之间存在负相关关系，即较小规模的董事会有助于提升公司绩效。Singh和Davidson [19]在也指出，过大的董事会规模会导致决策效率降低，因为规模变动而增加的协调成本超过了多元化董事带来的收益，从而削弱了董事会的有效性。

尽管董事会规模过大可能带来一定的协调成本，但适度增加董事会规模的协同效应通常能够超过臃肿效应带来的负面影响。特别是在制造业，复杂的运营和多变的市场环境需要多样化的专业知识和丰富的决策资源。据此，本文提出假设2。

H2：董事会规模对公司绩效有正向效应。

2.3. 董事会勤勉程度

Vafeas [20]认为，董事会会议频率是衡量董事会功能的一个重要指标。董事会会议的作用在于制定公司的长期战略规划，确保公司有明确的发展方向；监督和评估管理层的绩效，保证其决策符合股东的利益；管理和控制公司面临的各种风险，维护和提升公司治理水平。Lipton和Lorsch [4]指出，董事会会议是董事履行职责的时间，增加会议频率可以帮助董事更好地理解公司运营情况，从而做出更明智的决策。Conger 等人[21]也支持这一观点。此外，Nikos和vafeas [20]还强调调整董事会会议频率是一个调整公司内部治理的一个更容易更便宜的方法，董事会行为的强度不仅人为可以控制的，还与公司绩效相关。

Hossain等人[22]在2021表示在治理较为健全的国家(如德国)，频繁的董事会会议并不一定能带来更好的公司绩效，因为可能涉及管理时间的浪费和高昂的会议费用。而在治理较为薄弱的国家，市场发展不成熟的国家，更多的董事会会议活动可能有助于确保信息的有效交换和更好地监督与建议机会，从而改善公司绩效。结合中国市场体制，公司治理体制尚不够完善的背景。基于上述分析我提出假设3。

H3：会议次数与公司绩效正相关。

2.4. 二职合一

首席执行官和董事会主席长期以来被认为是组织内的关键决策者，但由于他们在公司中的地位和角色不同，他们拥有不同的权力和动机。但一旦又出现CEO与董事会主席兼职的情况必然会对公司决策以及公司长远发展产生影响。首先，从管家理论和资源依赖理论的角度来分析。管家理论认为，CEO作为公司的管家，他的目标是公司的长远利益，而不仅仅是个人利益。所以当CEO和董事会主席由同一人担任可以促进公司决策的统一，减少公司内部冲突，提高企业组织效率。资源依赖理论则强调拥有双重职务的CEO可以更有效率地利用资源，提升公司的竞争力。尤其是当公司面临危机时，二职合一的CEO可以通过其对资源的内部控制与外部控制来提高公司获取资源的能力。Boyd [23]研究了环境不确定性对CEO双重职务影响的调节作用。他发现，在环境高度不确定的情况下，CEO双重职务有助于提供有效的决策响应，从而对公司绩效产生积极影响。国内学者向朝进和谢明[24]认为，“两职合一”在短期内可能会损害公司利益，但相比于“两职分离”，它能够带来更高的公司价值成长能力。从公司长远发展的角度来看，应该推行“两职合一”。

但如果董事会主席兼任CEO，权力将会过于集中，董事会将无法对其进行有效监督，这可能会导致总经理权力的进一步扩大并损害董事会的独立性。这样一来，总经理更容易采取机会主义行为使公司面临更高的经营风险[25] [26]。根据以上分析，本文提出假设4。

H4：二职合一对公司绩效有反向效应。

3. 样本选择与研究设计

3.1. 样本选择与数据来源

本文选取我国2014~2023年沪深两市制造业上市公司数据为研究样本，数据皆来源于国泰安CSMAR。研究期间选定为2014~2023年，主要是因为随着中国现代化建设的不断深入，中国制造业在这一时期经历了显著的结构性调整与转型升级。这一时间跨度能够捕捉到制造业不同的经济周期，使研究结果更好地描述该行业的动态变化以及长期趋势。在市场的选择上，A股市场作为全球第二大资本市场，仅次于美国，涵盖了大量中国本土公司，尤其是制造业、金融、消费等关键行业的企业，能够更好地描绘中国企业发展状况。为保证数据质量，本文对样本进行了严格地筛选。本文通过剔除ST公司数据、数据缺失以及上市不足1年的样本数据，得到了744个制造业行业上市公司数据，7440个观测数值，并对数据进行上下1%缩尾处理异常值。随后进行描述性统计以了解本文研究数据的情况是如何的，由于本文数据为平衡面板数据，所以采用固定效应模型进行估计，对变量之间的关系进行验证，随后进行稳健性检验和异质性分析对模型结果进行验证，最终得到本文的研究结论。指标变量的具体定义详见表1。

Table 1. Definition of variables

表1. 变量定义

变量性质	变量名称	变量符号	变量定义
被解释变量	总资产收益率	ROA	净利润/总资产
解释变量	董事会独立性	Indep	公司独立董事人数与董事会总人数
	董事会规模	Bsize	董事会成员的数量的自然对数
	董事会会议次数	BAI	董事会会议次数的自然对数
	二职合一	Dual	1代表二职合一；0代表二职分离
控制变量	资产负债率	Lev	总资产/总负债
	企业规模	Lnsize	企业期末资产总额的自然对数
	每股经营现金流	CF	经营活动现金净流量/总股数
	上市年龄	Age	2023 − 上市年份 + 1
	前三位高管薪酬	Lngcs	前三位高管薪酬总额的对数
	第一大股东占比	Top1	第一大股东所持有股/总股数

3.2. 研究设计

根据以上信息，构建模型如下：

$\begin{matrix} R O A_{i t} = β_{0} + β_{1} I n d e p_{i t} + β_{2} l n b r o a d_{i t} + β_{3} B A I_{i t} + β_{4} D u a l_{i t} + β_{5} L e v_{i t} \\ + β_{6} l n s i z e_{i t} + β_{7} C F_{i t} + β_{8} A g e_{i t} + β_{9} l n g c s_{i t} + β_{10} T o p 1_{i t} + μ_{i} + ε_{i t} \end{matrix}$ (1)

其中， $β_{0}$ 为常数项， $β_{i}$ 则为影响的系数，可以判断变量影响的正负方向，i代表第i个企业数据，t代表第t年， $ε_{i t}$ 表示随机误差项，在计算的时候代表模型的实际值和通过估计得到的预测值的差值， $μ_{i}$ 代表个体效应，使得模型结果的估计更为精确。由于本文的数据类型为平衡面板数据，因此，使用固定效应模型对董事会治理的因素和公司绩效进行回归。

4. 实证过程与结果分析

4.1. 描述性统计

表2中，数值样本个数均为7440个，说明缺失数值均已剔除，ROA的平均值为0.042，标准差为0.056，说明不同公司的ROA差异较大。最小值为−0.172，最大值为0.202。制造业不同公司之间在利用资产创造利润方面存在显著差异。

Table 2. Description of the variables

表2. 变量的描述性统计

Variable	Obs	Mean	Std. Dev.	Min	Max
roa	7440	0.042	0.056	−0.172	0.202
indep	7440	0.387	0.075	0.25	0.6
lnBsize	7440	2.286	0.244	1.609	2.89
BAI	7440	2.172	0.38	1.386	3.091
dual	7440	0.252	0.434	0	1
lev	7440	0.395	0.176	0.062	0.798
lnsize	7440	22.487	1.164	20.32	26.027
cf	7440	0.267	0.545	−1.099	2.656
age	7440	14.211	6.766	3	29
lngcs	7440	14.578	0.754	12.851	16.627
top1	7440	0.299	0.154	0.004	0.688

制造业独立董事比例的平均值为0.387，标准差为0.075，标准差小于均值这表示制造业各公司之间独立董事比例差异不大。此外董事会规模对数平均值为2.286，标准差为0.244，董事会规模的范围为5人到18人，平均每个董事会有10人，规模较大。会议频率对数平均值为2.172，标准差为0.38，会议次数保持在4到22次之间。最后是董事会主席和CEO是否由同一人兼任的情况，平均值为0.252，表明约25.2%的公司存在董事会主席和CEO兼任的情况，标准差为0.434说明大多数公司已经采取了董事长与首席执行官职位分离的公司治理方式。

4.2. 回归结果

模型表3估计结果显示：模型的R方为0.154，拟合优度为15.4%，由于企业数据被解释变量的波动较大，因此，拟合程度一般来说不会太高，综合多个文献，本文的拟合优度是可以接受的，模型的F值为121.78，代表存在有很大的概率整个模型是通过了显著性检验。

Table 3. Regression results of board governance on firm performance

表3. 回归结果

	(1)	(2)
	roa	roa
indep	0.0156^*	0.0143^*
	(1.95)	(1.78)
lnBsize	−0.0109^***	−0.0111^***
	(−3.99)	(−4.08)
BAI	0.0076^***	0.0074^***
	(4.36)	(4.23)
dual	0.0042^**	0.0043^**
	(2.47)	(2.55)
lev	−0.1628^***	−0.1633^***
	(−28.25)	(−28.42)
lnsize	0.0197^***	0.0199^***
	(11.71)	(11.79)
cf	0.0114^***	0.0114^***
	(10.78)	(10.84)
age	−0.0036^***	0.0079^**
	(−15.06)	(2.77)
lngcs	0.0142^***	0.0136^***
	(10.87)	(10.40)
top1	0.0107^*	0.0132^*
	(2.02)	(2.51)
个体	控制	控制
时间	不控制	控制
_cons	−0.4981^***	−0.6026^***
	(−13.84)	(−12.89)
N	7440	7440
R²	0.154	0.165
adj. R²	0.059	0.069
F	121.7876	69.3265
p	0.0000	0.0000

t statistics in parentheses; ***p < 0.01, **p < 0.05, *p < 0.1.

首先董事会独立性的系数是0.0156，相关系数不太显著，仅在10%的显著性水平下通过了显著检验，独立董事比例每增加1%，公司的绩效ROA便会增加1.5%。假设1得到验证。其次是董事会规模，在1%的显著性水平下均呈现显著的负相关关系，与假设2不一致。这表明规模带来的协同效应并没有臃肿效应明显，规模的增大为董事会带来更多的是沟通上的困难。董事会活跃度呈现显著的正相关关系，假设3得到验证。最后是董事长和CEO兼职情况，结果显示存在显著的正相关关系，系数为0.0042。与假设4结论相反。这说明董事会主席和CEO的兼职可以使公司内部的决策效率提升、同时二职合一减少信息不对称的出现、统一了公司发展方向，这一结果与王俊程[27]的研究结果相似。

5. 稳健性检验，异质性分析

5.1. 稳健性检验

为了增强研究结论的严谨性，本文采用两种方案进行稳健性检验，进一步考察结论的可靠性，见表4。1) 加入其他绩效指标EPS，ROE进行对比比较；2) 观察2014年到2019年期间的数据是否稳定。

1) (1)(2)(3)显示了加入其他绩效指标的稳健性回归结果，本文使用净资产收益率(Roe)以及每股收益率(EPS)来衡量企业绩效，结果显示ROA和ROE的结论完全一致，ROA和EPS的结果也几乎一致，但双职合一对EPS有着不显著的正向关系。双职合一对EPS影响不显著的原因可能与EPS本身的多元性，市场预期和短期波动等多方面因素有关。相比之下，ROA和ROE更多反映公司整体运营效率和治理结构的长期效应，因而双职合一对其影响更为显著。Boni和Womack [28]分析了行业与价格动量，认为EPS是评估公司盈利能力的重要指标，但易受市场波动影响。

2) (4)显示了2014年到2019年的制造业分析结果。与全样本分析结果相比，独立董事会的活跃度和董事会规模对公司绩效的正向和负向影响依然显著。然而，唯独二职合一的系数不显著。这可能是因为二职合一在后五年与绩效的关系更为显著，这也间接证明了在经济相对不太景气的时期，董事会主席和CEO二职合一的重要性[29] [30]。本文的研究结果也是比较稳定的，即稳健性检验是通过的。

Table 4. Robustness test

表4. 稳健性检验

	(1)	(2)	(3)	(4)
	roa	roe	eps	roa
indep	0.0156^*	0.0373^**	0.2284^**	0.0228^**
	(1.95)	(2.21)	(2.86)	(2.19)
lnBsize	−0.0109^***	−0.0258^***	−0.0828^**	−0.0111^***
	(−3.99)	(−4.48)	(−3.03)	(−3.09)
BAI	0.0076^***	0.0152^***	0.0598^***	0.0089^***
	(4.36)	(4.14)	(3.43)	(3.91)
dual	0.0042^**	0.0086^**	0.0155	0.0025
	(2.47)	(2.39)	(0.91)	(1.05)
lev	−0.1628^***	−0.2782^***	−1.2680^***	−0.1478^***
	(−28.25)	(−22.90)	(−22.04)	(−17.90)
lnsize	0.0197^***	0.0467^***	0.3796^***	0.0185^***
	(11.71)	(13.20)	(22.64)	(6.87)
cf	0.0114^***	0.0206^***	0.2043^***	0.0086^***
	(10.78)	(9.27)	(19.41)	(6.18)
age	−0.0036^***	−0.0070^***	−0.0276^***	0.0106
	(−15.06)	(−14.04)	(−11.64)	(1.87)
lngcs	0.0142^***	0.0239^***	0.1475^***	0.0138^***
	(10.87)	(8.64)	(11.27)	(7.24)
top1	0.0107^*	0.0267^*	0.1393^**	0.0127^*
	(2.02)	(2.40)	(2.64)	(2.05)
_cons	−0.4981^***	−1.1294^***	−9.4893^***	−0.6126^***
	(−13.84)	(−14.89)	(−26.42)	(−7.31)
N	7440	7440	7440	4464
R²	0.154	0.116	0.196	0.120
adj. R²	0.059	0.016	0.106	−0.060
F	121.7876	87.3770	163.1110	33.7020
p	0	0	0	0

***p < 0.01, **p < 0.05, *p < 0.1.

5.2. 异质性检验

考虑到董事会治理对公司绩效可能因为公司不同股权性质而有所差异，本文将制造业行业744家上市公司根据股权性质进行分类为国有企业和非国有企业。并对其分别回归分析，以探讨董事会治理对公司绩效的异质性影响，见表5。

Table 5. Heterogeneity test

表5. 异质性检验

	(1) 非国企	(2) 国企
	roa	roa
indep	0.0109^*	0.0175
	(1.04)	(1.43)
lnBsize	−0.0081^**	−0.0143^***
	(−2.22)	(−3.39)
BAI	0.0112^***	−0.0026
	(4.92)	(−0.94)
dual	0.0056^***	0.0001
	(2.62)	(0.03)
lev	−0.1525^***	−0.1775^***
	(−20.60)	(−18.27)
lnsize	0.0223^***	0.0167^***
	(10.47)	(5.88)
cf	0.0118^***	0.0109^***
	(8.08)	(7.53)
age	−0.0041^***	−0.0027^***
	(−12.46)	(−7.44)
lngcs	0.0129^***	0.0179^***
	(7.19)	(9.14)
top1	0.0153^*	0.0049
	(2.05)	(0.67)
_cons	−0.5561^***	−0.4473^***
	(−12.03)	(−7.47)
N	4913	2527
R²	0.144	0.194
adj. R²	0.040	0.086
F	73.8232	53.4822
p	0	0

通过对国有和非国有企业的异质性分析，我们发现董事会治理对公司绩效的影响在不同股权性质的企业中存在显著差异。非国有企业中，本文研究的董事会治理指标均有对绩效的显著影响，且与回归结果系数符号一致。而在国有企业中，董事会治理整体对绩效的影响较小，只有董事会规模对绩效有负向显著影响，其余三项指标均对绩效无显著影响，这可能是因为国有企业的治理受到更多政策和行政干预，对董事会治理的反应并没有那么敏感。我认为主要原因有两点。

1. 国有企业通常肩负着更多的社会和政治责任，除了追求经济效益外，还需要考虑社会稳定、就业等因素。因此，国有企业在治理过程中可能会面临更多的外部干预，导致其治理的有效性下降。

2. 国有企业由于其特殊的所有制性质，往往受到政府的保护，市场竞争压力较小，导致其对董事会治理的敏感度较低。

6. 结论

综合来看，董事会治理在提升公司绩效方面具有关键作用。在中国制造业市场的特殊环境下，董事会独立性、合理的董事会规模、频繁的会议次数以及适度的二职合一都对公司绩效产生正向的影响。其中董事会独立性对绩效有正向影响但显著性不高，这可能是因为之前所提及的内部人控制较为严重所导致的，独立董事在企业的监督能力被大打折扣。其次是制造业行业中董事会规模整体水平偏高，适当地调整董事会规模有助于公司的发展。频繁的会议次数可以确保决策更加准确，信息更加透明，内部监管更加到位。最后是董事会主席和CEO之间的二职合一，在制造业经营稳定的企业中二职合一能够使决策更加统一，公司运作更加有效率，尤其是在面对经济的不确定性时，二职合一的正向调节作用更明显。

从整体来看，本文还存在一些局限性，需要在未来的研究中加以探索和改进。

1. 本文为了保证数据的连贯性，只针对了制造业上市十年以上且十年间无空缺信息的公司进行了研究。这种选择虽然确保了数据的完整性和可靠性，但也意味着样本主要集中在经营较为稳定的公司。

2. 本文仅使用独立董事的占比来阐述董事会的结构问题，没有深入探讨董事会结构的其他方面。董事会结构是一个多维度的概念，涉及多个关键指标，如女性董事、外部董事等。虽然董事会独立性这一指标能够反映出董事会在一定程度上的独立性和专业性，但无法全面揭示董事会结构对公司绩效的影响机制。因此，未来研究可以专注于研究董事会结构的多维度特征对公司绩效的影响，增加更多的指标如女性董事人数，外部董事人数等进行分析。

对制造业未来发展的一些建议。

基于本文的实证分析结果，结合我国现行政策和行业现状，对我国上市公司董事会治理提出三点建议。

1. 增强董事会的责任意识：建议从普及公司法及董事会治理知识的角度进行改进，企业可以对董事会成员进行定期的法律培训和知识普及，提高董事会成员对《公司法》的理解和认识，增强其法律素养和责任意识。可以让董事会成员在决策和执行过程中，能够充分认识到自身行为的法律后果，从而提高董事会决策质量。

2. 增加董事会多样性：在异质性分析中发现，国有控股企业的独立董事、双职合一情况以及会议次数对公司绩效并没有显著影响。这表明这些国有企业可能仍处于从计划经济体制向市场经济体制转轨的过程中，公司治理结构受到计划经济影响较大。因此，对于正在进行混合所有制改革的国有企业，尤其是那些参与市场竞争的企业，可以适当引进更多具有市场经验的独立董事、外部董事、女性董事以及少数群体代表。这将会丰富董事会的视角和决策层次，增强其市场适应能力。此外，逐步减少国有股比例，增加企业的市场化程度，将进一步推动企业向现代企业治理结构过渡，提升其在市场经济中的竞争力和活力。

3. 控制董事会的人数规模：在制造业企业中，董事会规模的平均人数接近10人，而根据过去的文献分析，10人的董事会规模从整体上看偏大。适度控制董事会的人数规模，有助于提高董事会的决策效率，避免因人数过多导致的沟通困难和效率低下。

综上所述，公司应根据自身的实际情况，以实现长远发展为目标和提升公司价值为目的优化董事会治理结构。通过本文研究，可以看出，完善的董事会治理不仅能够提升公司的运营效率和决策质量，还能有效防范风险，促进公司长期稳健发展。中国制造业公司应重视董事会治理，依据现有的研究成果，制定相应治理优化方案，为公司的持续发展奠定坚实基础。在最后，我用李维安[31]教授曾经提及的一句话来结尾：我国上市公司对董事会治理的重视最终将体现在公司绩效上。尽管董事会治理对公司绩效的短期影响可能不明显，但其带来的正向累积效应将最终改善公司绩效。

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