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2.相关文献及研究设计
Hermalin和Weisbach（2003）对美国公司董事会构成与公司绩效之间关系的文献进行了调查，得出的结论是董事会组成不会影响公司绩效。他们进一步指出，公司董事会结构是内生决定的，而这些研究发现董事会组成与公司绩效之间存在显着关系，因为他们未能充分控制内生关系。
在这种情况下，令人惊讶的是，世界各地的立法者和证券交易所将董事会独立性视为“良好”公司治理的基本要素，并通过了立法或法规，规定在公开交易公司的董事会中要有更多的外部人士。但是，要求设立更多独立委员会的愿望，与大多数有关除美国外的独立董事会作用的研究的经验证据非常吻合。例如，在对22个非美国国家的研究中，Dahya，Dimitrov和McConnell（2008）文件表明，特别是在投资者保护水平较低的国家，董事会的独立性与公司的业绩显著正相关。Aggarwal（2009）等和BrunoandClaessens（2010）的发现进一步证实了这些结果。
一些其他对单个国家的研究也证明了董事会独立性对公司绩效的积极影响。Black和Khanna（2007），Dahya和McConnell（2007）以及Black和Kim（2012）都研究了特定国家的监管冲击，并得出结论，增加董事会独立性分别显着改善了印度，英国和韩国的公司绩效。
研究者们针对美国公司与非美国公司之间关于董事会独立性对公司绩效的影响的对比证据提供了几种解释。首先，内部和外部治理机制之间可能存在替代效应（Ferreira和Matos，2008；Klapper和Love，2004；McCahery等，2010），因此在那些法律和法外机构提供较弱的投资者保护的非美国国家/地区，外部董事的监督更为重要。此外，在美国，大多数公司董事会长期以来一直都由外部董事主导。西塞罗等（2013年）报告指出，在1991年至2003年之间，美国平均上市公司的董事会独立性水平在63％至71％之间。各个公司的董事会独立程度缺乏显著差异，而且随着时间的流逝，也可能无法确定仅在美国数据中的董事会独立性与公司绩效之间的统计上显著的关系。
在本文中，我们研究了董事会独立性对中国上市公司业绩的影响。虽然前人的文章已经对这个问题有过研究，但他们未能确定中国的董事会独立性与公司绩效之间的稳固关系（Wang，2014）。对于现有文献中缺乏稳固关系有三种可能的解释。首先，中国公司董事会可能正处于一种最佳的结构，因此，总体上没有任何可以被观察到的联系。然而，正如中国上市公司普遍存在的代理问题所证明的那样，中国上市行业的普通公司极不可能实现最佳的董事会结构（Allen等，2005；Liu等即将发表；Sun和Tong，2003年）。第二种可能的解释是，中国的独立董事敷衍了事。它们在监督和建议管理方面无能为力，因此，在总体上无法观察到两者间稳定的关系。如果是这样的话，前文提到的2001年政府提倡更多的独立董事的政策有效性将受到质疑。这导致了第三个更可能的解释：现有文献中的研究可能未能彻底说明董事会独立性与公司绩效之间的内生关系，这种内在关系是由潜在的未观察到的异质性和/或反向因果关系的同时性偏差引起的。
为了解决困扰大多数现有文献的上述这种计量经济学挑战，我们构建了一个涵盖1999年至2012年这14年期间几乎所有公开上市的中国公司的综合数据集。然后，我们采用了几种专门设计的识别策略来解决潜在的内生性董事会独立性与公司绩效之间的关系。鉴于先前实证研究的结果参差不齐，以及中国公司格局的独特特征，我们无法预测董事会独立性对公司绩效的总体影响。
在整篇文章中，我们使用独立董事在公司董事会中所占的比例来衡量董事会的独立性。但是，在其他分析中，我们还调查了独立董事的实际人数是否会影响公司的业绩。这种额外的分析很重要，因为尽管大多数文献集中于独立董事的比例，但世界各地政府和/或证券交易所发布的许多建议或授权都规定了最少的独立董事人数。第一个也是最广为人知的例子是吉百利委员会（CadburyCommittee）在1992年发布的《最佳实践准则》，该准则建议英国上市公司至少应有三名独立董事。Dahya和McConnell（2005，2007）指出，自1992年以来，至少有15个国家或地区采用了自愿或强制性标准，规定公司董事会应有的最低独立董事人数。在大多数情况下，规定的外部董事最低人数为两个或三个。我们认为这种分析是经验性的，因为文献中关于独立董事“最佳”数目的理论指导很少。
如前所述，中国股票市场的独特之处在于，大多数上市公司中政府是第一大股东，而且政府所有权对董事会独立性与公司绩效之间关系的影响是模棱两可的。一方面，现有文献表明中国政府不是被动股东的类型，而且，政府积极地干预公司的管理，并经常迫使公司追求社会和政治目标，以代替股东财富的最大化（Chen等，2011；Fan等，2007）。在这种情况下，独立董事可能缺乏积极监控和纪律管理的能力和/或激励措施。另一方面，政府又可能使用任命独立董事来表示承诺不干预公司事务，这与投资者保护程度低的国家的控股股东任命强有力的（即，更独立的）董事会以说服自己的方式类似。外部投资者，他们将避免转移公司资源（Dahya等，2008）。此外，独立董事会成员作为政府控制公司的监督者尤其有价值，这些公司由于所有权（国家公民）与控制权（经理或官僚）之间的最终分离而遭受严重的代理问题。的确，有一些传闻有证据表明，政府控制的公司中的独立董事朝不同的方向发展。例如，中国独立董事尹向斌描述了他的经历：“最大的股东国家希望他成为公司的“克格勃”，以确保管理人员的廉正；而少数股东则希望他成为“白骑士”，与控股股东和管理者的剥削作斗争（ShenandJia，2005，第233页）”。
先前对美国公司的研究进一步表明，独立董事在信息获取和监控成本较低的公司中更有价值（Duchin等，2010；Linck等，2008）。我们通过研究中国上市公司的独立性与绩效关系是否也是特定于公司的信息获取和监控成本的函数来扩展研究范围。
除了提供有力的证据证明董事会独立性对中国上市公司业绩的影响外，本文还通过研究独立董事对公司运营和业绩产生影响的潜在渠道做出了另一番重要贡献。如果独立董事能够有效地监督管理人员并防止渎职，我们期望在董事会独立性与内部人自我交易之间找到负相关关系。为了检验这个假设，我们遵循Jiang等（2010年）的研究方法，并使用公司间贷款的规模作为内部人自我交易的衡量。我们将样本进一步分为1999-2005年和2006-2012年两个时期，以说明以下事实：在一系列政府指令和行动的推动下，到2006年，通过公司间贷款进行隧道交易的做法已基本小时（Jiang等，2010）。我们预计，在2006年之前，董事会独立性对这种形式的内部人自我交易的影响应该是显著的。
我们还研究了董事会独立性对企业投资行为的影响。先前的文献表明，代理问题是解释为什么公司投资可能偏离其最佳水平的部分主要因素（Jiang等，2011）。因此，如果由独立董事进行监督从而能够减少了代理冲突，那么我们应该期望在董事会独立性更高的公司中，投资支出对投资机会的敏感性会更高。此外，如Chen等（2011年）所记载，政府对拥有多数国有股份的公司的干预也会导致投资效率低下，因为这些公司被迫推行具有政治意义的项目，而不是追求价值最大化的项目。如果任命独立董事可以减少政府干预公司事务的可能性，那么我们应该期望观察到董事会独立性与政府控制公司的投资效率之间存在正相关关系。
3.样本和变量描述
3.1。样本
我们从1999年至2012年在上海和深圳证券交易所的所有上市公司中进行样本收集。数据来源于中国证券市场和会计研究公司获得有关财务报表，股票价格，董事会组成和股权结构的数据（CSMAR）数据库。样本中提出了金融公司和公用事业以及净资产为负数或零的公司。为了减轻极端离群值，我们将公司业绩指标的两端都截短了1％。最终样本包含必要的财务，董事会和所有权数据，总共2057个独立公司的16999个公司年。
3.2。衡量公司绩效的方法
我们选择会计指标衡量公司的业绩，主要是是资产收益率（ROA）和股本收益率（ROE），而不是使用市场的指标（例如托宾Q或股票收益），因为在我们的样本期间内，中国的所有权进行了重大改革，与基于市场的指标相比，使会计指标对企业的基本经济绩效的响应要快得多。具体来说，随着1990年上海证券交易所和1991年深圳证券交易所的成立，中国股票市场在1990年代初重新开放。为促进从计划经济向新私有化的市场经济逐步平稳过渡，上市公司必须拥有多类股票：（1）以人民币，人民币计价的，专门为境内投资者指定的“A股”；（2）以美元或港元计价的，为以下目的而保留的“B股”：（3）在香港证券交易所交叉上市的公司的“H股”。A股又分为流通股和非流通股。可交易的A股是唯一可以在国内投资者之间交易的股票类别，并且由于极高的周转率，它们已经具有很高的投机性（Liu等人，即将出版；Mei等人，2009年）。非流通股通常使政府或其他机构持有非流通股，使持有人享有与流通A股的持有人完全相同的权利（公开交易除外）。在2005年之前，中国股票市场的三分之二是非流通股。2005年，中国证监会要求所有上市公司将其非流通股转换为流通股。这项改革在2008年已基本完成，但要遵守某些禁售规定和交易限制。
ROA（ROE）的计算公式为，不计特殊项目的营业收入除以总资产（总权益）。如表1的面板A所示，在1999年至2012年期间，ROA和ROE的平均值分别为3.6％和5.7％，与现有文献一致。例如，江等（2010年）也将ROA计算为非常规营业收入占总资产的比重，但在变量的两端增加了1％的变量，报告的平均ROA为2.8％，标准差为6.3％。
3.3。董事会构成的指标
我们使用独立董事的百分比（％_Ind）来衡量董事会的构成。在对独立董事进行分类时，我们遵循中国证监会的指导方针。具体而言，要获得独立董事的资格，董事不能为：（1）公司或其子公司的现任或前任雇员；（2）超过1％的流通股的直接或间接拥有人。（3）公司前10名所有者的法人（或法人的直系亲属），（4）直接或间接拥有超过5％流通股的机构的员工（5）公司前五名所有者的雇员（或雇员的直系亲属），或（6）为公司及其子公司提供财务，法律或咨询服务的提供商。最后，独立董事必须满足各自公司章程和细则中规定的独立性要求。
我们还研究独立董事的实际人数是否对公司整体业绩产生影响。具体来说，当董事会分别拥有一个，两个，三个或四个独立董事时，指标变量Ind_d1，Ind_d2，Ind_d3和Ind_d4等于1，否则为零。如果董事会拥有五个或更多独立董事，则指标变量Ind_d5等于1，否则为零。表1B板报告了我们董事会独立性措施的摘要统计数据。
图1表示了从1999年到2012年的样本时期的董事会独立性的时间趋势，为了更好地理解这一趋势，我们考虑到了中国公司治理改革的发展背景。2001年，中国的公司治理法律发生了分水岭变化。那一年，涉及被称为“中国安然”的应光霞的丑闻曝光了。那年也标志着一系列改革的开始，以改善中国上市公司的公司治理。从那时起，公司治理从在中国几乎不为人知的概念转变为中国经济改革的核心。2001年，中国加入了世界贸易组织，并采纳了经济合作与发展组织（OECD）发布的公司治理原则。2001年8月16日，中国证监会发布了《关于上市公司董事会设立独立董事的规定》（以下简称《2001年指引》），要求到2002年6月30日，中国每家上市公司至少应有两名独立董事。到2003年6月30日，董事会中至少有三分之一应由独立董事组成。“独立董事”的定义是独立于管理层以及其亲属，控股股东以及向公司提供财务，法律或咨询服务的人员。2002年1月，中国证监会和中国国家经济贸易委员会共同发布了《上市公司公司治理守则》（2002年《守则》），以加快治理改革。
与一系列提高董事会独立性的法规要求相一致的是，我们观察到从2001年开始，董事会的独立性急剧增加。例如，拥有三名或三名以上独立董事的公司所占百分比从1999年的1％增加到2003年的85％，然后是到2012年增至97％。值得注意的是，董事会独立性的趋势在2003年后以缓慢得多的速度增长。例如，独立董事的比例从1999年的1％上升到2003年的33％，但从2004年到2012年仅增长了4％。正如我们在4.1.2节中所讨论的那样，《2001年指南》的实施产生了外来冲击，使我们能够凭经验确定董事会独立性对公司绩效的影响。
3.4。控制变量
我们在所有绩效回归中将控制变量分为三大类：所有权变量，用于监视成本的代理以及其他。表1面板C中提供了这些变量的摘要统计信息。
中国上市公司的最大所有者可以是：1）国家或国有企业（SOE）；2）一个或几个人；3）非国有法人，例如另一家公共或私营企业。我们使用Topowner_State和所有权所有者Topowner_Individual来控制所有权结构，Topowner_State是一个虚拟变量，如果上市公司的最大所有者是国家或国有企业（SOE），则该私有变量的值将为1；而Topowner_Individual是一个虚拟变量，其值是1。如果最大所有者是一个或几个人。我们还通过％_Foreign，该公司发行的B股和H股的百分比来控制外国所有权。根据文献（例如，参见Fama和Jensen，1983；Linck等，2008），我们使用两个变量来代替成本监控：（1）股票价格的波动性（Volatility），即每周的年度标准偏差股票收益，以及（2）过去三年中销售
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