【摘要】 文章選取2004—2009年上市公司面板數(shù)據(jù)，以因子分析為基礎(chǔ)，研究董事會(huì)治理對(duì)上市公司競(jìng)爭(zhēng)力影響的行業(yè)效應(yīng)。結(jié)果表明：董事薪酬設(shè)計(jì)在一定程度上能夠提升上市公司競(jìng)爭(zhēng)力，而董事會(huì)規(guī)模、獨(dú)立董事比例及董事長(zhǎng)和總經(jīng)理兩職合一對(duì)公司競(jìng)爭(zhēng)力影響并不顯著；不同行業(yè)的董事會(huì)治理與公司競(jìng)爭(zhēng)力回歸模型在指標(biāo)影響、擬合優(yōu)度及顯著性上存在差異，同一變量對(duì)不同行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力指標(biāo)的解釋能力存在差異。據(jù)此提出應(yīng)考慮行業(yè)特點(diǎn)構(gòu)建上市公司董事會(huì)治理體系，不斷提高上市公司競(jìng)爭(zhēng)力。
　　【關(guān)鍵詞】 董事會(huì)治理；上市公司競(jìng)爭(zhēng)力；因子分析；行業(yè)效應(yīng)
　　
　　一、引言
　　
　　董事會(huì)治理在現(xiàn)代公司內(nèi)部治理中居于核心地位，董事會(huì)治理效率直接關(guān)系到上市公司競(jìng)爭(zhēng)力和股東利益。良好的董事會(huì)運(yùn)作機(jī)制是公司制度得以較好發(fā)揮作用的重要保障，無(wú)效的董事會(huì)治理將導(dǎo)致公司產(chǎn)生各種問(wèn)題，甚至破產(chǎn)或被收購(gòu)。公司治理的重要目標(biāo)在于提高競(jìng)爭(zhēng)力，那么董事會(huì)治理對(duì)上市公司競(jìng)爭(zhēng)力的影響怎樣？如何建立合理有效的董事會(huì)治理機(jī)制促進(jìn)公司健康發(fā)展? 本文擬通過(guò)對(duì)我國(guó)2004—2009年上市公司樣本數(shù)據(jù)的研究，以因子分析為基礎(chǔ)，從行業(yè)差別角度研究董事會(huì)規(guī)模、董事會(huì)結(jié)構(gòu)及董事薪酬激勵(lì)對(duì)上市公司競(jìng)爭(zhēng)力的影響，以期獲得較為客觀、科學(xué)的結(jié)論，從而為完善我國(guó)上市公司董事會(huì)治理機(jī)制、促進(jìn)企業(yè)健康穩(wěn)定發(fā)展提供依據(jù)。
　　
　　 二、文獻(xiàn)綜述
　　
　?。ㄒ唬﹪?guó)外相關(guān)研究
　　關(guān)于董事會(huì)治理與公司績(jī)效問(wèn)題，西方學(xué)術(shù)界已經(jīng)做過(guò)較多的實(shí)證研究。Liptonh和Lorsch（1992）研究了董事會(huì)規(guī)模對(duì)公司業(yè)績(jī)的影響，認(rèn)為董事會(huì)規(guī)模最好為8到9人，最大不應(yīng)超過(guò)10人，否則會(huì)因缺乏效率導(dǎo)致公司業(yè)績(jī)下降。Baysinge和Butler（1985）、Morck（1988）、Rosenstein和Wyatt（1990）、Tricker（1994）、Mlusein和Macavoy（1997）等的研究發(fā)現(xiàn)董事會(huì)結(jié)構(gòu)關(guān)系到公司的權(quán)力平衡，直接決定了董事會(huì)的治理績(jī)效及其在公司事務(wù)中的責(zé)任承擔(dān)，獨(dú)立董事比例與公司績(jī)效、公司價(jià)值之間存在正相關(guān)關(guān)系；而Yermack（1996）、Agrawl 和Knoeber（1999）研究卻發(fā)現(xiàn)公司獨(dú)立董事比例與當(dāng)期公司績(jī)效具有顯著的負(fù)相關(guān)性。Hotmstrom（1979）、Murphy（1985）、Mehran（1995）和Main（1996）等的研究認(rèn)為董事激勵(lì)與公司業(yè)績(jī)之間呈正相關(guān)關(guān)系，董事報(bào)酬是決定和指導(dǎo)董事行為最重要的激勵(lì)機(jī)制之一。
　　（二）國(guó)內(nèi)相關(guān)研究
　　國(guó)內(nèi)學(xué)者對(duì)董事會(huì)治理與公司績(jī)效的研究較晚，結(jié)論各有差異。李有根等（2001）研究發(fā)現(xiàn)法人代表董事構(gòu)成和公司凈資產(chǎn)收益率之間具有顯著的倒“U”型曲線關(guān)系。吳淑琨（2001）、趙昌文等（2008）研究表明公司績(jī)效與獨(dú)立董事間有較明顯的正相關(guān)關(guān)系，獨(dú)立董事在董事會(huì)中比例的提高對(duì)公司業(yè)績(jī)有正面影響，起到了提高公司績(jī)效的作用。于東智、王化成（2003）的研究結(jié)論則認(rèn)為董事會(huì)領(lǐng)導(dǎo)結(jié)構(gòu)與公司績(jī)效并不存在顯著的相關(guān)關(guān)系，獨(dú)立董事比例并不影響公司業(yè)績(jī)。蒲自立，劉芍佳（2004）發(fā)現(xiàn)兩職合一與公司績(jī)效負(fù)相關(guān)，兩職合一將降低公司績(jī)效。呂長(zhǎng)江和王力斌（ 2004）研究發(fā)現(xiàn)當(dāng)董事會(huì)人數(shù)為奇數(shù)時(shí)會(huì)計(jì)業(yè)績(jī)指標(biāo)顯著， 按國(guó)際通常認(rèn)為的10人規(guī)模在此研究中與業(yè)績(jī)水平相關(guān)不大。而范利民、李秀燕（2009）研究發(fā)現(xiàn)董事會(huì)規(guī)模與企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jī)效指標(biāo)凈資產(chǎn)收益率正相關(guān)但不顯著。
　　
　　三、研究設(shè)計(jì)
　　
　　（一）研究假設(shè)
　　董事會(huì)依照相關(guān)法律、法規(guī)和政策規(guī)定設(shè)立，形成規(guī)模有具體要求，董事會(huì)規(guī)模過(guò)大，會(huì)導(dǎo)致成員間溝通與協(xié)調(diào)困難，缺乏創(chuàng)新與效率，從而對(duì)公司競(jìng)爭(zhēng)力產(chǎn)生負(fù)面影響；規(guī)模過(guò)小，則易出現(xiàn)內(nèi)部人控制現(xiàn)象；根據(jù)委托代理理論，董事發(fā)揮的監(jiān)督作用與其薪酬呈正相關(guān)關(guān)系，薪酬激勵(lì)越有效，董事會(huì)治理效率就越高，公司競(jìng)爭(zhēng)力也就越強(qiáng)；獨(dú)立董事制度的引入能有效降低代理成本，提高公司價(jià)值，同時(shí)，獨(dú)立董事的專家技能及實(shí)踐經(jīng)驗(yàn)有利于提高公司業(yè)績(jī)；董事長(zhǎng)總經(jīng)理兩職合一，易形成內(nèi)部人控制，削弱董事會(huì)的監(jiān)督職能，從而在一定程度上影響上市公司競(jìng)爭(zhēng)力。據(jù)此，提出H1：董事會(huì)治理影響上市公司競(jìng)爭(zhēng)力。具體包括：H1a：上市公司競(jìng)爭(zhēng)力與董事薪酬呈正相關(guān)；H1b：適度的董事會(huì)規(guī)模有利于提高上市公司競(jìng)爭(zhēng)力；H1c：上市公司競(jìng)爭(zhēng)力與獨(dú)立董事比例呈顯著正相關(guān)；H1d：董事長(zhǎng)與總經(jīng)理兩職合一與上市公司競(jìng)爭(zhēng)力呈負(fù)相關(guān)。
　　上市公司競(jìng)爭(zhēng)力受公司掌握資源影響，不同行業(yè)的公司董事會(huì)治理模式可能差異不大，但公司競(jìng)爭(zhēng)力水平卻大不一樣。由此，提出H2：董事會(huì)治理對(duì)上市公司競(jìng)爭(zhēng)力影響存在行業(yè)效應(yīng)。
　?。ǘ颖具x擇與數(shù)據(jù)收集
　　本文以2004—2009年滬深兩地上市交易的公司年報(bào)資料為主要分析對(duì)象，為避免相關(guān)因素對(duì)統(tǒng)計(jì)結(jié)果的不利影響，對(duì)初選樣本作如下處理：一是剔除業(yè)績(jī)過(guò)差的*ST、ST或者PT狀態(tài)的T類上市公司以及被注冊(cè)會(huì)計(jì)師出具非標(biāo)準(zhǔn)無(wú)保留意見(jiàn)的上市公司；二是剔除同時(shí)發(fā)行B股或H股的A股上市公司，剔除主要財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)缺失的樣本公司；三是2008年1月1日以后上市的公司未包含在樣本中，即樣本公司為上市三年以上業(yè)績(jī)穩(wěn)定的公司。經(jīng)篩選符合上述條件的上市公司為1 041家（共5 546個(gè)觀察值）。本文的財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)和市場(chǎng)交易數(shù)據(jù)來(lái)源于RESSET金融研究數(shù)據(jù)庫(kù)及上市公司在大智慧、巨潮資訊、中國(guó)證券網(wǎng)上公開發(fā)布的年度財(cái)務(wù)報(bào)告。文章運(yùn)用SPSS16.0統(tǒng)計(jì)分析軟件對(duì)上市公司的相關(guān)財(cái)務(wù)指標(biāo)進(jìn)行因子分析和回歸分析。
　?。ㄈ┳兞慷x及模型構(gòu)建
　　1.變量定義
　?。?）上市公司競(jìng)爭(zhēng)力。本文選取每股收益、每股凈資產(chǎn)、凈資產(chǎn)收益率、銷售凈利率、資產(chǎn)報(bào)酬率作為反映公司盈利能力的指標(biāo)；選取流動(dòng)比率、速動(dòng)比率、現(xiàn)金流量比率、股東權(quán)益與負(fù)債比、現(xiàn)金債務(wù)總額比、利息保障倍數(shù)作為反映公司償債能力的指標(biāo)；選取應(yīng)收賬款周轉(zhuǎn)率、存貨周轉(zhuǎn)率、流動(dòng)資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率、固定資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率、總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率作為反映公司營(yíng)運(yùn)能力的指標(biāo)；選取銷售增長(zhǎng)率、凈利潤(rùn)增長(zhǎng)率、總資產(chǎn)增長(zhǎng)率、資本積累率作為反映公司成長(zhǎng)能力的指標(biāo)；選取每股經(jīng)營(yíng)現(xiàn)金凈流量、盈余現(xiàn)金保障倍數(shù)反映公司盈利質(zhì)量的指標(biāo)。運(yùn)用因子分析法得到能夠較為客觀反映上市公司經(jīng)營(yíng)績(jī)效的指標(biāo)——因子分析綜合得分，并以此作為上市公司競(jìng)爭(zhēng)力指標(biāo)，研究其與董事會(huì)治理的相關(guān)關(guān)系。
　?。?）控制及虛擬變量。為控制企業(yè)特征、年度特征和行業(yè)特征，分別引入公司的總資產(chǎn)、報(bào)告年度和行業(yè)虛擬變量作為控制變量。各變量的具體定義如表1所示。
　　2.模型構(gòu)建
　　根據(jù)上述假設(shè)，建立回歸模型如下：
　　
　　四、實(shí)證分析
　　
　?。ㄒ唬┻\(yùn)用因子分析法對(duì)上市公司競(jìng)爭(zhēng)力進(jìn)行評(píng)定
　　1.KMO及巴特利特球度檢驗(yàn)
　　對(duì)樣本公司數(shù)據(jù)進(jìn)行KMO檢驗(yàn)和巴特利特球度檢驗(yàn)，結(jié)果表明：22個(gè)變量的KMO統(tǒng)計(jì)值為0.692，巴特利特球度檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量較大，對(duì)應(yīng)的相伴概率值小于給定的顯著性水平，所選22個(gè)變量適合作因子分析。
　　2.確定因子變量和計(jì)算因子載荷矩陣
　　對(duì)樣本公司相關(guān)數(shù)據(jù)作因子分析后的因子提取和因子旋轉(zhuǎn)，輸出結(jié)果如表2所示。從表2中可看出，如果提取11個(gè)公共因子，可以描述原變量總方差的81.348%，大于80%，可以認(rèn)為這11個(gè)因子基本反映了原變量的絕大部分信息。
　　3.計(jì)算綜合實(shí)力得分
　　在因子分析的基礎(chǔ)上，采用經(jīng)因子分析得到的11個(gè)因子變量，以各因子的方差貢獻(xiàn)率作為權(quán)數(shù)，計(jì)算上市公司因子分析綜合實(shí)力得分。
　　
　　公式如下：
　　Score=14.330%/81.348%×F1+13.069%/81.348%×F2+9.867%/81.348%×F3+8.260%/81.348%×F4+ 6.551%/81.348%×F5+ 6.263%/81.348%×F6+ 4.648%/81.348%×F7+ 4.637%/81.348%×F8+ 4.601%/81.348%×F9+ 4.575%/81.348%×F10
　　+ 4.547%/81.348%×F11
　　根據(jù)上述綜合模型即可計(jì)算綜合實(shí)力得分（見(jiàn)表3），作為上市公司競(jìng)爭(zhēng)力評(píng)價(jià)指標(biāo)，研究其與董事會(huì)治理的相關(guān)關(guān)系。
　?。ǘ┒聲?huì)治理對(duì)上市公司競(jìng)爭(zhēng)力影響的總體效應(yīng)分析
　　1.描述性統(tǒng)計(jì)及相關(guān)性分析
　　樣本公司相關(guān)變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果顯示：我國(guó)上市公司因子分析綜合得分最小值為-2.3792，最大值為4.3567，均值為-0.000046，差異較大；董事薪酬懸殊，前三名董事薪酬最小值為2.2499萬(wàn)元，最高值為1 389.36萬(wàn)元，均值69.52萬(wàn)元；董事會(huì)人數(shù)平均達(dá)到12個(gè)；獨(dú)立董事比例最小值為7.14%，最大值為71.43%，均值為33.0871%，說(shuō)明獨(dú)立董事在董事會(huì)中占的比例基本達(dá)到1/3。
　　相關(guān)性分析表明：上市公司競(jìng)爭(zhēng)力指標(biāo)與董事會(huì)薪酬呈正相關(guān)性（相關(guān)系數(shù)為0.219），董事薪酬設(shè)計(jì)在一定程度上起到了激勵(lì)作用；與董事會(huì)人數(shù)呈弱負(fù)相關(guān)（相關(guān)系數(shù)為-0.057），說(shuō)明我國(guó)上市公司董事會(huì)規(guī)模的大小對(duì)公司業(yè)績(jī)沒(méi)有顯著影響；同獨(dú)立董事比例呈弱正相關(guān)（相關(guān)系數(shù)為0.039），獨(dú)立董事在提高公司業(yè)績(jī)方面未能起到明確的積極作用；與董事長(zhǎng)與CEO兩職兼任呈弱正相關(guān)（相關(guān)系數(shù)為0.078），兩職合一未能顯著提高上市公司競(jìng)爭(zhēng)力。
　　2.回歸分析
　　對(duì)董事會(huì)治理與上市公司競(jìng)爭(zhēng)力指標(biāo)采用逐步篩選法進(jìn)行總體回歸分析，多元回歸分析結(jié)果如表4所示。
　　依據(jù)表4非標(biāo)準(zhǔn)回歸系數(shù)，建立非標(biāo)準(zhǔn)化回歸方程如下：
　　Score=-0.388+0.019×LnAssets+0.071×LnRew3Dir-0.066
　　×LnDirnum
　　依據(jù)標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)，其他因素不變，前三名董事薪酬自然對(duì)數(shù)每增長(zhǎng)1，上市公司綜合實(shí)力得分將增加0.190；董事會(huì)人數(shù)自然對(duì)數(shù)每增長(zhǎng)1，上市公司綜合實(shí)力得分將增長(zhǎng)0.062。模型通過(guò)t檢驗(yàn)和F檢驗(yàn)，擬合優(yōu)度不高，但尚可（調(diào)整的擬合優(yōu)度為0.128）。D-W檢驗(yàn)值為1.898，可以認(rèn)定殘差序列具有獨(dú)立性。
　?。ㄈ┒聲?huì)治理對(duì)上市公司競(jìng)爭(zhēng)力影響的行業(yè)效應(yīng)研究
　　1.相關(guān)性分析
　　分行業(yè)研究董事會(huì)治理同綜合得分的相關(guān)性，結(jié)果表明：董事會(huì)治理對(duì)上市公司競(jìng)爭(zhēng)力影響存在行業(yè)效應(yīng)。
　?。?）董事會(huì)薪酬激勵(lì)對(duì)上市公司競(jìng)爭(zhēng)力的影響最為明顯，多數(shù)行業(yè)董事會(huì)薪酬與綜合得分的相關(guān)系數(shù)在0.2以上，其中紡織服裝毛皮、機(jī)械設(shè)備儀表、建筑等行業(yè)董事會(huì)薪酬與綜合得分呈現(xiàn)較強(qiáng)的正相關(guān)關(guān)系，相關(guān)系數(shù)分別為0.346、0.367、0.512，這些行業(yè)董事會(huì)薪酬激勵(lì)比較明顯；電力煤氣及水生產(chǎn)供應(yīng)業(yè)、社會(huì)服務(wù)業(yè)等董事會(huì)薪酬與綜合得分呈現(xiàn)極弱的正相關(guān)關(guān)系，相關(guān)系數(shù)分別為0.094、0.081，這些行業(yè)董事會(huì)薪酬激勵(lì)體系無(wú)效。
　?。?）多數(shù)行業(yè)董事會(huì)規(guī)模對(duì)上市公司競(jìng)爭(zhēng)力影響呈現(xiàn)極弱的正相關(guān)或負(fù)相關(guān)關(guān)系，這些行業(yè)董事會(huì)規(guī)模可能過(guò)大或過(guò)?。唤煌ㄟ\(yùn)輸倉(cāng)儲(chǔ)、綜合類等行業(yè)董事會(huì)規(guī)模對(duì)上市公司競(jìng)爭(zhēng)力影響呈正相關(guān)關(guān)系（相關(guān)系數(shù)分別為0.111、0.383），這些行業(yè)董事會(huì)規(guī)?？赡茌^適中。
　?。?）多數(shù)行業(yè)獨(dú)立董事比例與綜合得分呈現(xiàn)極弱的正相關(guān)或負(fù)相關(guān)關(guān)系，說(shuō)明這些行業(yè)獨(dú)立董事制度對(duì)提升上市公司競(jìng)爭(zhēng)力是無(wú)效的；電子、建筑業(yè)、金屬非金屬、農(nóng)林牧漁業(yè)、醫(yī)藥生物制品和造紙印刷等行業(yè)，獨(dú)立董事比例與綜合得分呈現(xiàn)一定程度的正相關(guān)關(guān)系，相關(guān)系數(shù)分別為0.133、0.129、0.102、0.108、0.102、0.395，這些行業(yè)的獨(dú)立董事制度較為完善。
　?。?）多數(shù)行業(yè)董事長(zhǎng)與總經(jīng)理兩職合一與綜合得分呈現(xiàn)極弱的正相關(guān)或負(fù)相關(guān)關(guān)系，說(shuō)明兩職合一不利于提高公司競(jìng)爭(zhēng)力，但農(nóng)林牧漁業(yè)、批發(fā)零售貿(mào)易、石油化學(xué)塑膠塑料、食品飲料、信息技術(shù)和綜合類等兩職合一與綜合得分呈現(xiàn)一定程度的正相關(guān)關(guān)系，相關(guān)系數(shù)分別為0.196、0.136、0.154、0.135、0.105、0.196，兩職合一使得這些行業(yè)上市公司競(jìng)爭(zhēng)力得以提升。
　　2.回歸分析
　　分行業(yè)對(duì)綜合得分同董事會(huì)治理等指標(biāo)按照逐步篩選法進(jìn)行回歸分析，得出了能夠通過(guò)統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)的分行業(yè)回歸模型（僅11個(gè)行業(yè)能夠建立回歸模型，詳見(jiàn)表5）。
　　從表5可以看出：董事會(huì)治理對(duì)上市公司競(jìng)爭(zhēng)力影響存在行業(yè)效應(yīng)。
　?。?）分行業(yè)回歸模型的擬合優(yōu)度、F檢驗(yàn)值、t檢驗(yàn)值均不同。建筑業(yè)回歸方程擬合優(yōu)度最高（調(diào)整的R2為0.285），石油化學(xué)塑膠塑料業(yè)回歸方程的擬合優(yōu)度最低（調(diào)整的R2為0.079）；機(jī)械設(shè)備儀表模型的F檢驗(yàn)值最高，其值為59.575。
　?。?）不同行業(yè)上市公司競(jìng)爭(zhēng)力指標(biāo)需通過(guò)不同的董事會(huì)治理指標(biāo)得以解釋。電子、紡織服裝毛皮、機(jī)械設(shè)備儀表、醫(yī)藥生物制品和信息技術(shù)等行業(yè)綜合得分需通過(guò)董事會(huì)薪酬和董事會(huì)規(guī)模來(lái)解釋；建筑業(yè)、金屬非金屬和石油化學(xué)塑膠塑料等行業(yè)公司競(jìng)爭(zhēng)力主要受董事會(huì)薪酬的影響；食品飲料、造紙印刷和綜合類等行業(yè)公司競(jìng)爭(zhēng)力則受董事會(huì)薪酬、董事會(huì)結(jié)構(gòu)和兩職合一等一個(gè)或多個(gè)因素影響。
　　（3）同一董事會(huì)治理指標(biāo)在不同行業(yè)對(duì)上市公司競(jìng)爭(zhēng)力的解釋能力存在差異。其他變量保持不變，前三名董事薪酬的自然對(duì)數(shù)每增長(zhǎng)1，電子、紡織服裝毛皮、機(jī)械設(shè)備儀表、建筑業(yè)等的綜合得分將分別提高0.238、0.448、0.274、0.476；獨(dú)立董事比例每增長(zhǎng)1%，食品飲料、造紙印刷業(yè)的綜合得分將分別降低0.191、提高0.395。
　　
　　五、研究結(jié)論及建議
　　
　?。ㄒ唬┭芯拷Y(jié)論
　　1.總體研究表明：上市公司競(jìng)爭(zhēng)力指標(biāo)與董事會(huì)薪酬呈正相關(guān)性，董事薪酬設(shè)計(jì)在一定程度上起到了激勵(lì)作用；與董事會(huì)人數(shù)呈弱負(fù)相關(guān)，上市公司董事會(huì)規(guī)模的大小對(duì)公司業(yè)績(jī)沒(méi)有顯著影響；同獨(dú)立董事比例呈弱正相關(guān)，獨(dú)立董事在提高公司業(yè)績(jī)方面未能起到積極的作用；與董事長(zhǎng)、CEO兩職兼任呈弱正相關(guān)，兩職合一未能顯著提高上市公司競(jìng)爭(zhēng)力。
　　2.分行業(yè)研究董事會(huì)治理與綜合得分的相關(guān)性，結(jié)果表明：董事會(huì)治理對(duì)上市公司競(jìng)爭(zhēng)力影響存在行業(yè)效應(yīng)。董事會(huì)薪酬激勵(lì)對(duì)上市公司競(jìng)爭(zhēng)力的影響最為明顯；董事會(huì)規(guī)模對(duì)上市公司競(jìng)爭(zhēng)力影響呈現(xiàn)不同程度的正相關(guān)或負(fù)相關(guān)關(guān)系，適中的董事會(huì)規(guī)模能夠提高公司競(jìng)爭(zhēng)力；獨(dú)立董事比例與綜合得分在不同行業(yè)的相關(guān)程度存在差異；兩職合一對(duì)上市公司競(jìng)爭(zhēng)力的影響也表現(xiàn)出明顯的行業(yè)差異。
　　3.董事會(huì)治理與綜合得分的分行業(yè)回歸分析表明：不同行業(yè)回歸模型在擬合優(yōu)度及顯著性檢驗(yàn)上均不同；不同行業(yè)樣本公司競(jìng)爭(zhēng)力需通過(guò)不同的變量來(lái)解釋，因而建立了不同的回歸模型；不同行業(yè)的回歸模型的解釋變量雖然相同，但相同變量在不同行業(yè)的回歸模型中的解釋能力存在差異，同一董事會(huì)治理指標(biāo)發(fā)生相同變化將導(dǎo)致綜合得分發(fā)生不同的變化；受樣本數(shù)量和奇異值等影響，部分行業(yè)董事會(huì)治理指標(biāo)同綜合得分相關(guān)性較差或很差，難以建立回歸模型，這些行業(yè)董事會(huì)治理體系存在缺陷。
　　（二）建議
　　實(shí)證分析表明，我國(guó)董事會(huì)治理機(jī)制不夠健全，對(duì)提高上市公司競(jìng)爭(zhēng)力影響尚不明顯?；诖耍岢鲆韵陆ㄗh：一是考慮行業(yè)特點(diǎn)建立健全獨(dú)立董事制度，優(yōu)化董事會(huì)結(jié)構(gòu)，對(duì)董事會(huì)規(guī)模進(jìn)行適度控制；二是進(jìn)一步完善和優(yōu)化董事會(huì)薪酬激勵(lì)制度，并實(shí)行必要的股權(quán)激勵(lì)，將董事的利益和公司的利益聯(lián)系起來(lái)；三是董事長(zhǎng)和總經(jīng)理兩職合一要考慮行業(yè)和公司特點(diǎn)，改變兩職合一對(duì)提升上市公司競(jìng)爭(zhēng)力所帶來(lái)的負(fù)面影響。
　　
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