【正文】 無(wú)顯著的損失，而長(zhǎng)期持有公司治理指數(shù)較高即達(dá)60以上公司的股票會(huì)給投資者帶來(lái)顯著的正收益，同時(shí)由于我們構(gòu)造的價(jià)格慣性變量持有期為一年，因此這直觀的表明長(zhǎng)期投資于公司治理狀況較好的公司會(huì)給投資者帶來(lái)更高的超額收益?？紤]到84%樣本的治理指數(shù)都在60以下，這一計(jì)量結(jié)果也反映出盡管治理指數(shù)都較低，但是投資于治理指數(shù)較高公司的投資者所承受的、由于公司治理不完善而導(dǎo)致的股票收益損失也會(huì)較少，這在一定程度上說(shuō)明完善公司治理對(duì)股票收益有積極影響。從表8的回歸結(jié)果來(lái)看，兩個(gè)模型的擬合程度都很高，但從價(jià)格慣性的顯著性來(lái)看，該變量在三個(gè)組中都表現(xiàn)出較高的顯著性，因此四因素模型比三因素模型更能解釋股票的超額收益，本文以下的分析也是基于四因素模型。重復(fù)以上過(guò)程，分別構(gòu)造治理指數(shù)5055560以及60以上各組的變量。(5)各組樣本的超額收益率為以t1年年末等值加權(quán)的收益率與無(wú)風(fēng)險(xiǎn)收益率之差，市場(chǎng)收益率則以滬、深兩市算術(shù)平均的月度回報(bào)率為準(zhǔn)，無(wú)風(fēng)險(xiǎn)利率為人民幣三個(gè)月期定期存款利率折算的月利率。 and French(1993)以及Carhart(1997)，需要說(shuō)明的是由于樣本時(shí)期跨度的有限，本文的變量構(gòu)造方法與二者有所不同，主要體現(xiàn)在原文中對(duì)變量分組依據(jù)是以每年6月末的數(shù)據(jù)為準(zhǔn)，而為了最大程度的保存數(shù)據(jù)，本文則是以t1年年末的數(shù)據(jù)為準(zhǔn)。如果從投資者角度講公司治理是有效的，那么擁有完善公司治理的公司應(yīng)該有較高的，因而我們首先按公司治理指數(shù)大小對(duì)樣本進(jìn)行分組，然后考察各組樣本所對(duì)應(yīng)的。對(duì)于常數(shù)項(xiàng)，我們認(rèn)為其代表不能被以上四因素所解釋的股票收益部分，在本文中，我們假定這部分收益是由公司治理所決定的 從下文的回歸結(jié)果來(lái)看，由于四因素已能至少94%的解釋股票收益，因此我們認(rèn)為剩余6%的收益是由公司治理所決定的假設(shè)具有一定的合理性。盡管Gompers et al.(2003)對(duì)美國(guó)、Drobetz et al.(2004)對(duì)德國(guó)公司的研究都表明相對(duì)于公司治理狀況較差的公司，投資者可以從持有公司治理較好公司的投資組合中獲得一定程度的額外收益，但是對(duì)于處于中國(guó)這樣轉(zhuǎn)軌經(jīng)濟(jì)條件下的公司而言，公司治理的完善是否也會(huì)給其投資者帶來(lái)額外的收益呢？為了進(jìn)一步尋找公司治理有效性的證據(jù)，我們考察了公司治理與股票收益之間的關(guān)系。需要說(shuō)明的是，以上所用的方法只能在一定程度上減少公司治理指數(shù)內(nèi)生性對(duì)回歸結(jié)果的影響，更加有效的方法還有待探尋。表7 考慮內(nèi)生性影響的回歸結(jié)果變量OLSGMMOLSGMM()()()()()()()()()()913 注：限于篇幅，表中省略了常數(shù)項(xiàng)以及其他解釋變量的回歸結(jié)果表7的回歸結(jié)果表明，在變量的顯著性方面，OLS以及GMM方法基本沒(méi)有差異，且檢驗(yàn)的結(jié)果也表明我們的工具變量設(shè)定是合適的，因此我們的分析以GMM方法為準(zhǔn)。從理論上講，由于我們?cè)诮忉屪兞恐屑尤肓吮唤忉屪兞康臏箜?xiàng)，方程本身就存在內(nèi)生性問(wèn)題，這樣做可以在一定程度上減少公司治理指數(shù)的內(nèi)生性影響；若此時(shí)方程的回歸結(jié)果中公司治理指數(shù)對(duì)Q或ROA還是存在顯著的正向影響，那么我們就認(rèn)為在考慮了內(nèi)生性情況下公司治理的完善還是能夠帶來(lái)公司價(jià)值的增加。解決內(nèi)生性問(wèn)題較為有效的方法是尋找工具變量，但是目前學(xué)術(shù)界對(duì)以上單個(gè)治理機(jī)制的工具變量選擇問(wèn)題就已存在較大爭(zhēng)議，對(duì)于本文的公司治理指數(shù)而言，就更難以找到真正合適的工具變量，基于以上考慮，本文放棄工具變量方法，參考Chhaochharia and Laeven(2008)的方法來(lái)盡量減少由于公司治理指數(shù)的內(nèi)生性而給回歸結(jié)果帶來(lái)的影響，其基本步驟是將Q或ROA的滯后一期變量加入到模型的解釋變量當(dāng)中，并假定所有的解釋變量包括公司治理指數(shù)都是前定的(Predetermined)，然后利用Arellano and Bond(1991)所提出的動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)的廣義矩(GMM)差分估計(jì)法對(duì)模型進(jìn)行回歸。曹廷求等,2007)、管理層持股(Himmelberg et al.,1999)以及董事會(huì)(Hermalin and Weisbach,2000。7．內(nèi)生性影響 以上我們的回歸結(jié)果都沒(méi)有考慮公司治理指數(shù)的內(nèi)生性影響，而目前大量的研究討論了股權(quán)結(jié)構(gòu)(Demsetz and Lehn,1985。從表6回歸結(jié)果看，各個(gè)分指數(shù)在以ROA為被解釋變量的回歸結(jié)果中都表現(xiàn)出了與顯著的正相關(guān)關(guān)系，這反映出各個(gè)治理機(jī)制的完善都會(huì)對(duì)公司ROA水平的提高起到顯著的積極作用，盡管從系數(shù)來(lái)看，起主要作用的是利益相關(guān)者()以及信息披露()的治理；而各個(gè)分指數(shù)在以公司價(jià)值為被解釋變量的回歸結(jié)果中則表現(xiàn)出較大差異，控股股東行為()以及監(jiān)事會(huì)()的治理對(duì)公司的價(jià)值并沒(méi)有顯著的影響，對(duì)這一結(jié)果的可能解釋是隨著控股股東行為治理的完善，雖然會(huì)給公司價(jià)值帶來(lái)一定的積極影響，但是這樣會(huì)使得控股股東的控制私利受到損害，從而會(huì)增加公司內(nèi)部的代理成本，最終抵消由于治理的完善而給公司帶來(lái)的那部分價(jià)值的增加，監(jiān)事會(huì)治理的結(jié)果可能意味著我國(guó)公司目前的監(jiān)事會(huì)并沒(méi)有有效的行使其職能，而其他四種治理機(jī)制則表現(xiàn)出了與Q顯著的正相關(guān)，盡管他們的影響程度都較小。表6 各分指數(shù)的回歸分析項(xiàng)目以各個(gè)分指數(shù)為解釋變量 ()()()()()()()()() ()()()注：限于篇幅，回歸結(jié)果省略了其他變量。表中的第3和第4兩列說(shuō)明，在兩組特殊的樣本中，公司治理指數(shù)表現(xiàn)出對(duì)Q以及ROA顯著的正相關(guān)關(guān)系，這表明公司治理對(duì)于公司價(jià)值的推動(dòng)作用具有較強(qiáng)的穩(wěn)健性。其他控制變量的系數(shù)以及顯著性與總體樣本回歸結(jié)果相差不大，其中，對(duì)公司價(jià)值的增加有顯著作用的是資產(chǎn)負(fù)債率增加以及法律環(huán)境的完善，此外公司規(guī)模的減少、市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)以及資產(chǎn)增長(zhǎng)率的降低也會(huì)帶來(lái)公司價(jià)值的顯著增加；而資產(chǎn)規(guī)模的擴(kuò)大、資產(chǎn)增長(zhǎng)率的增加以及法律環(huán)境的完善都會(huì)對(duì)ROA有積極影響，降低資產(chǎn)負(fù)債率，減少破產(chǎn)風(fēng)險(xiǎn)以及融資需求同樣也會(huì)使得ROA有顯著提高。由于我們已收集了所有Q逐年上升以及ROA逐年上升的樣本，因此模型適合用FE模型進(jìn)行估計(jì)，檢驗(yàn)的結(jié)果也支持這一結(jié)論，同時(shí)考慮到截面異方差的影響，我們采用FGLS方法對(duì)方程進(jìn)行估計(jì)。存在差異的是，東、西部公司融資需求的增加會(huì)顯著提高其ROA水平，但對(duì)西部公司而言則無(wú)顯著影響；對(duì)東、西部公司來(lái)說(shuō)，外在的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平與ROA呈顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系，但中部公司則相反；東、中部公司所處的法律環(huán)境會(huì)對(duì)ROA產(chǎn)生顯著的負(fù)面影響，但在西部，外在的法律環(huán)境越完善，ROA會(huì)越高。存在差異的是，破產(chǎn)風(fēng)險(xiǎn)的增加不會(huì)顯著影響東部和西部公司的價(jià)值，但卻會(huì)降低中部公司的價(jià)值；東部和中部公司融資需求的增加并不會(huì)帶來(lái)公司價(jià)值的顯著變化，但卻會(huì)降低西部公司的價(jià)值，盡管從系數(shù)上來(lái)看這種影響較?。毁Y產(chǎn)增長(zhǎng)率的提高也只會(huì)增加?xùn)|部公司的價(jià)值而不會(huì)對(duì)中、西部公司價(jià)值有顯著影響；東部地區(qū)的非國(guó)有公司相比國(guó)有公司擁有較高的價(jià)值，而中部則相反，但對(duì)于西部公司而言，國(guó)有非國(guó)有公司的價(jià)值之間并不存在顯著差異；兩個(gè)外部環(huán)境變量的系數(shù)及顯著性表明外在的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平會(huì)對(duì)公司價(jià)值產(chǎn)生一定的負(fù)面影響，法律環(huán)境對(duì)東部和西部公司的價(jià)值也會(huì)有一定的阻礙作用，但卻會(huì)對(duì)中部公司產(chǎn)生積極的推動(dòng)作用。在公司特征變量方面，從以Q為被解釋變量的回歸結(jié)果來(lái)看，地區(qū)間的差異較大。限于篇幅，在分組回歸中，我們并沒(méi)有提供OLS以及RE的回歸，但提供了相關(guān)檢驗(yàn)的結(jié)果。以公司績(jī)效為被解釋變量的回歸結(jié)果與前者存在較大差異，公司規(guī)模以及資產(chǎn)增長(zhǎng)率的增加會(huì)顯著提高公司績(jī)效水平，但資產(chǎn)負(fù)債率、市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)以及破產(chǎn)風(fēng)險(xiǎn)的增加卻會(huì)顯著降低公司的盈利水平，國(guó)有上市公司也比非國(guó)有上市公司擁有較高的ROA水平；與以價(jià)值為被解釋變量的回歸結(jié)果相反的是，兩個(gè)外部環(huán)境指標(biāo)都表現(xiàn)出與ROA顯著的正相關(guān)關(guān)系，這表明外在的經(jīng)濟(jì)和法律水平雖然可能會(huì)對(duì)公司的價(jià)值產(chǎn)生負(fù)面影響，但卻會(huì)顯著提高公司的盈利水平。其它公司特征變量中，公司規(guī)模和市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)表現(xiàn)出與Q值顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系，而資產(chǎn)負(fù)債率和資產(chǎn)增長(zhǎng)率的增加則會(huì)顯著提高公司價(jià)值，但破產(chǎn)風(fēng)險(xiǎn)、融資需求以及最終控制人是否國(guó)有并不會(huì)顯著的影響其價(jià)值；盡管外部的經(jīng)濟(jì)和法律水平指標(biāo)在OLS以及隨機(jī)效應(yīng)模型中都與Q值表現(xiàn)出顯著的正相關(guān)，但他們?cè)诠潭ㄐ?yīng)模型中卻在10%的顯著水平下都表現(xiàn)出與Q值顯著的負(fù)相關(guān)性，這表明外在的經(jīng)濟(jì)和法律環(huán)境可能會(huì)對(duì)公司的價(jià)值起到一定的負(fù)面作用。在固定效應(yīng)方程中，治理指數(shù)都表現(xiàn)出與Q和ROA顯著的正相關(guān)性，這與目前大多數(shù)的實(shí)證結(jié)果相一致，表明好的公司治理會(huì)顯著提高公司價(jià)值，這從一個(gè)方面反映出公司治理的有效性。到底是采用FE還是RE，我們可以通過(guò)檢驗(yàn)來(lái)加以判別。Gompers et al.,2003等)，這樣可能會(huì)忽略非觀測(cè)的因素對(duì)回歸結(jié)果的影響，而面板數(shù)據(jù)則可以通過(guò)固定效應(yīng)(FE)或是隨機(jī)效應(yīng) (RE) 模型來(lái)控制這種影響。上述統(tǒng)計(jì)結(jié)果總體上支持了公司治理完善會(huì)帶來(lái)公司價(jià)值增加的論點(diǎn)。從各個(gè)分組統(tǒng)計(jì)情況來(lái)看，不同區(qū)域之間也存在較大差異，東部公司的Q值以及治理指數(shù)要顯著的大于中部和西部，而西部公司卻在這兩個(gè)方面都要強(qiáng)于中部，這反映出公司治理指數(shù)與公司的Q指之間存在一定程度的正相關(guān)關(guān)系；盡管Q值逐年上升樣本公司的平均Q值要小于總體樣本，但其治理指數(shù)也要小于總體，而ROA逐年上升的樣本則相反，對(duì)比兩類樣本也在一定程度上說(shuō)明高治理指數(shù)的樣本公司具有高的價(jià)值。從總體來(lái)看，Q值和治理指數(shù)在樣本公司間的差異都較大，由于治理指數(shù)總分為100，這表明我國(guó)公司的公司治理狀況總體上處于較低的水平。圖1顯示公司治理總指數(shù)在3年間逐年上升，這表明我國(guó)上市公司的治理狀況在樣本期間逐步改善；在各個(gè)分指數(shù)之中，信息披露治理指數(shù)的均值最大，而監(jiān)事會(huì)和利益相關(guān)者治理指數(shù)則相對(duì)較小，這反映出我國(guó)上市公司在監(jiān)事會(huì)和利益相關(guān)者的治理方面可能存在諸多不完善之處；從各個(gè)分指數(shù)的變化來(lái)看，董事會(huì)、經(jīng)理層以及信息披露治理指數(shù)表現(xiàn)出與總指數(shù)相同的變化趨勢(shì)，盡管信息披露指數(shù)的增加并不顯著；控股股東行為以及利益相關(guān)者治理指數(shù)都是先增后減，不同的是控股股東行為治理總體是減少而利益相關(guān)者治理是增加；監(jiān)事會(huì)治理指數(shù)則表現(xiàn)出與眾不同的變化特征，其在2004年有較大的增加，2005年卻有所回落，但還是略高于2003年的治理指數(shù)。限于篇幅，我們只報(bào)告Q值和公司治理指數(shù)的統(tǒng)計(jì)特征。獲得了相關(guān)數(shù)據(jù)之后，我們首先對(duì)公司治理指數(shù)的年度變化情況進(jìn)行了分析，然后對(duì)模型中所有的變量進(jìn)行了總體以及分組統(tǒng)計(jì)。而在論文后半部分公司治理與股票收益關(guān)系的研究中，為了結(jié)果的廣泛性，我們的樣本則包含了所有的可獲得數(shù)據(jù)。2．樣本的統(tǒng)計(jì)分析我們通過(guò)將公司治理指數(shù)和CCER相關(guān)財(cái)務(wù)、股票收益數(shù)據(jù)庫(kù)一一對(duì)應(yīng)的方式來(lái)選取研究樣本，對(duì)數(shù)據(jù)庫(kù)中缺失的變量，我們還通過(guò)查閱公司年報(bào)的方式盡量加以彌補(bǔ)。在對(duì)相關(guān)變量進(jìn)行定義之后，我們?cè)O(shè)立計(jì)量模型來(lái)檢驗(yàn)公司治理對(duì)于公司價(jià)值以及績(jī)效的影響。最終Q值的計(jì)算方法為：Q=[資產(chǎn)的賬面價(jià)值+(流通股數(shù)量流通股價(jià)格+非流通股數(shù)量每股凈資產(chǎn)) 普通股賬面價(jià)值遞延稅]/