公司治理有效性的新证据和公司治理的核心原则

公司治理有效性的新证据曹廷求1，2钱先航1李维安2(1.山东大学经济学院金融系，山东济南，250100；2.南开大学公司治理研究中心，天津，300071)本文为国家自然科学基金重点项目()、国家自然科学基金项目()、教育部人文社科重点研究基地重大项目(07JJD630002)和山东大学985项目“产业经济理论与政策研究”的部分研究成果。作者简介：曹廷求(1968，7—)，安徽安庆人，博士，教授，山东大学经济学院金融学系主任；钱先航(1985，7—)，江苏宿迁人，山东大学经济学院金融学系硕士研究生；李维安(1957，11—)，山东青岛人，“长江学者”特聘教授，南开大学公司治理研究中心主任。联系方式：通信地址：济南市山大南路27号山东大学经济学院曹廷求收邮政编码：250100电子信箱：tqca电话：0531-公司治理有效性的新证据摘要：本文采用南开大学公司治理研究中心对我国上市公司治理状况评价基础上得出的治理指数2003-2005年的数据，对上市公司治理状况与公司价值和股票收益之间的关系进行了实证分析，结果显示公司治理的改善会导致公司价值的显著提升，这一提升更多的是由于董事会治理、高管激励、信息披露和利益相关者等公司治理机制发挥作用的积极结果；公司治理改善导致的价值提升效果在东、中、西三个区域都很明显，但中部地区的价值增加幅度较小；上述结果在考虑公司治理内生性的情况下同样成立。我们进一步运用Carhart(1997)的四因素模型检验了公司治理与股票收益之间的关系，结果表明长期持有公司治理状况好的公司的股票组合会给投资者带来更高的额外收益，且当公司治理水平达到一定程度时，投资者的股票收益只会受到市场风险的影响。关键词：治理指数公司价值股票收益NewEvidencesofCorporateGovernanceEffectivenessinChinaAbstracts:Usingthedataofcorporategovernanceindexduring2003-2005fromCorporateGovernanceResearchCenterofNankaiUniversity,whicharebasedonevaluationofcorporategovernancesituationofChina’slistedfirms,thispaperempiricallyanalysestherelationbetweencorporategovernanceandfirmvalueorstockreturn.Theresultsindicatethattheimprovementofcorporategovernancecanenhancefirmvalue,andthisenhancementismoreduetothepositiveresultsofcorporategovernancemechanismssuchasboardsgovernance,executiveincentives,informationdisclosureandstakeholders.Theeffectthatcorporategovernanceenhancefirmvalueareobviousineastern,centralandwesternregionswhilethecentralregionhasasmallerenhancementeffect.Theseresultsarestillexistevenconsideringtheendogeneityofcorporategovernance.AndwefurtherusethefourfactorsmodelofCarhart(1997)totesttherelationbetweencorporategovernanceandstockreturn,theresultsshowthatlong-holdingportfoliowithgoodcorporategovernancewillgiveinvestorsahigheradditionalrevenue.Andwhenthelevelofcorporategovernanceisuptoacertainextent,theinvestors’stockreturnwillbeonlysubjecttothemarketrisk.KeyWords:CorporateGovernanceIndexCorporateValueStockReturn公司治理有效性的新证据一、研究背景公司治理有效性问题的研究由来已久，其中大部分研究是通过研究公司治理与一些公司经营变量的关系来验证治理效果另一种研究路径是采用“事件研究法”，具体研究方法是通过新施行的公司治理规则检验公司治理对公司绩效的影响，早期的代表是Dahyaetal.(2002)另一种研究路径是采用“事件研究法”，具体研究方法是通过新施行的公司治理规则检验公司治理对公司绩效的影响，早期的代表是Dahyaetal.(2002)研究发现英国上市公司采纳Cadbury委员会关于公司绩效与高管替换的建议后高管替换与公司业绩的敏感度有了明显提高；最近的著名研究是ChhaochhariaandGrinstein(2007)通过构建符合内部交易、财务报告、关联交易、内部控制以及董事和委员会独立性等条款的五种组合，并检验这五种组合与不符合这五个方面条款的其它公司组合在条款宣布日的市场表现差异来检验公司治理对于公司价值的影响程度，他们的研究表明这些规则的宣布对公司价值有很明显的正向影响，从而间接验证了公司治理的有效性。其他的变量主要有高管替换、盈余管理、代理成本等等。在衡量公司治理方面，到目前为止的研究主要有两条路径，较传统的方法是从单个的公司治理机制入手，研究股权结构、董事会、监事会、高管激励、信息披露、法律环境等治理机制作用于公司绩效的效果。这种方法占据了从公司治理研究开始兴起到至今的大部分时间，其好处是技术上处理起来相对简单，但是当考虑一个以上治理机制时就很难处理不同公司治理机制之间相互影响的复杂关系目前对于公司治理机制之间的关系主要有两种观点：替代和互补。，而现实环境中多种公司治理机制共生运转的现实又不断促使研究者尽可能囊括更多的治理机制，这在追求完善的同时也引发了大量的质疑目前对于公司治理机制之间的关系主要有两种观点：替代和互补。为了弥补上述研究路径的局限，从整体公司治理入手开展研究的思路开始流行，其基本步骤是采用科学评价的方法，将单个公司总体的治理水平最终量化为一个具体的数值。这种方法不仅可以克服上述研究的不足，更主要的是提供了一个比较不同样本公司之间治理状况及其水平差异的量化标准。目前在如何评价公司治理状况并生成公司治理指数方面，具体有两种做法，一是从公司治理原理出发，构建涵盖公司治理各个层面的指标并在此基础上按照一定的方法最终生成治理指数；二是从公司治理的主要方面或者某一个视角，选择几个主要的公司治理指标，将这些指标简单相加或者加权平均构成治理指标这种方法的优点是简便易行，但是对此的质疑更多的来自于指标涵盖的范围及其构建的科学性。此领域最典型的代表是Gompersetal.(2003)、Bebchuketal.(2005)以及随后的一系列研究。。相比较而言，第一种方法虽然工作量大、需要处理的各个治理这种方法的优点是简便易行，但是对此的质疑更多的来自于指标涵盖的范围及其构建的科学性。此领域最典型的代表是Gompersetal.(2003)、Bebchuketal.(2005)以及随后的一系列研究。如标准普尔、穆迪等评级机构都是采用这种方式的评价。例如上交所、深交所等，目前国内的评价指数基本都采用这种形式。在采用评价方法提供公司治理有效性的实证研究方面，Blacketal.(2002)对韩国、Gompersetal.(2003)对美国、Beineretal.(2003)对瑞士、Drobetzetal.(2004)对德国的研究比较典型，它们都提供了一国内部单个公司治理水平影响公司价值有效性的经验证据。在多国样本的研究方面，KlapperandLove(2004)、DurnevandKim(2005)研究了新兴市场国家样本，发现法律体系不很完备的条件下公司治理对公司价值有更大程度的影响；最新的研究是ChhaochhariaandLaeven(2008)对全球23个国家的研究，这些研究也都基本上得出了公司治理有效性的经验结论。综观此领域的研究，其中最值得称道的有两点，一是在研究过程中对公司治理内生性问题的重视。自DemsetzandLehn(1985)开始提出股权结构的内生性问题以来，治理机制的内生性问题一直激励着研究者的兴趣，但是在如何看待、特别是在计量过程中如何更好地处理内生性问题却始终困扰着大家，这方面，Beineretal.(2003)、ChhaochhariaandLaeven(2008)都做了有益的尝试；二是在传统的选择公司价值指标的基础上，将股票收益作为检验公司治理有效性的指标。这不仅将公司治理有效性的研究从股东价值和会计标准进一步扩展到投资者层面和市场标准，更主要的是增添了一条研究公司治理有效性的科学通道。自Gompersetal.(2003)首先采用这一方法研究美国上市公司治理有效性以后，已被广泛引用。国内对公司治理问题的研究已很多见，但采用治理评价方法研究公司治理有效性问题的文献很少，代表性的是白重恩等人(2005)、潘福祥(2004)和南开大学公司治理评价课题组2002年以来的连续性研究。白重恩等人(2005)白重恩等人(2005)采用等7个具体指标构建了公司治理指数。、潘福祥(2004)潘福祥(2004)采用了外部机构的审核评价、股权结构、董事会治理机制和经理人员激励等4个二级指标和财务报表的审计意见等11个三个指标。分别采用少量的公司治理变量构建了公司治理评价标准和治理指数，并在此基础上进行了实证研究。南开大学公司治理评价课题组（2003，2004，2006）采用南开治理指数并以此为平台开展系列研究，但是这些研究绝大多数是采用截面数据或者两年的数据作为研究样本。与国外同类型的研究相比较，国内的研究在样本选择、指标构建和研究方法的选取等多方面存在诸多可改进之处，这为我们的研究留下了足够的空间。本文试图弥补这一缺憾，选用更长期样本和更规范的方法提供中国上市公司治理有效性的经验证据。相对于已有的研究，本文主要做了三方面的改进：一是采用评价的方法量化公司治理，并在此基础上采用2003-2005之间三年的平衡面板数据提供了中国上市公司治理有效性更长期、更稳健的经验证据。在其基础上，除了像现有大多数研究一样，从一般层面上提供公司治理有效性证据之外，我们更前进了一步，深究了公司治理影响公司价值的具体机制、变化效果等，从而更加丰富了现有的研究；二是考虑了公司治理的内生性问题，从而提供了公司治理对于公司价值提升更加可信赖的有效性证据。在具体的处理方法上，我们不仅采用平衡面板的固定效应模型以尽可能避免内生性问题，还放弃了争议较大的工具变量方法，尝试在国内应用白重恩等人(2005)采用等7个具体指标构建了公司治理指数。潘福祥(2004)采用了外部机构的审核评价、股权结构、董事会治理机制和经理人员激励等4个二级指标和财务报表的审计意见等11个三个指标。论文后面的结构包括四部分内容，我们首先对公司治理评价特别是南开治理指数作一简要的介绍，随后的两部分分别对公司治理与公司绩效和股票收益进行实证研究，最后是全文的结论。二、治理评价与治理指数本文以南开大学公司治理研究中心对我国沪、深两市上市公司2003-2005年的治理状况评价体系来衡量公司的治理状况，这一指数是国内首个对我国上市公司的治理状况进行连续性评价的指标体系。该指数构建了包括6个一级指标、20个二级指标、85个三级指标的指标体系对公司的公司治理状况进行评价，最终得出公司的公司治理总指数以及六个分指数(控股股东行为、董事会、监事会、经理层、信息披露、利益相关者)。表1南开公司治理指数目标层指标准则层指标子因素层指标说明中国上市公司公司治理指数(CCGINK)控股股东行为(SHG)上市公司独立性根据公司控股股东的行为特征及中小股东保护状况，对股东的权利、股东大会的规范、控股股东行为规范等的作为评估。上市公司关联交易中小股东权益保护董事会治理(DBG)董事会构成从董事会高效、高质运作的角度，从保障公司科学决策的目标出发，以有效的董事会结构和运作机制为重点，评价上市公司的董事会。独立董事制度董事会组织结构董事会运行状况董事激励监事会治理(SBG)监事会运行状况科学有效的监督机制是实现公司治理目标的重要保证。以“有效监督”为核心，评价监事会治理状况。监事会结构与规模监事胜任能力经理层治理(MTG)经理层任免制度科学的任免机制和执行保障机制有利于让有能力的经理层做出有利于公司长远发展的科学决策；合理的激励与约束机制可以促使经理层积极地通过自身利益的实现来最大化利益相关者的利益，防止经理层的故意侵害行为。经理层执行保障经理层激励约束信息披露(IDG)信息披露可靠性以增强公司信息透明度为核心，对中国上市公司信息披露的全面质量进行评价。信息披露相关性信息披露及时性利益相关者治理(SDG)利益相关者参与程度从利益相关者参与程度、公司与各利益相关者和谐等方面评价公司的利益相关者治理水平。利益相关者和谐程度资料来源：南开大学公司治理研究中心数据库三、公司治理与公司价值1.变量定义为了检验公司治理对公司价值的影响，我们以学界常用的Tobin’sQ值来衡量公司的价值，同时为检验结果的稳健性，我们还以常用的绩效指标(%)为被解释变量，以南开大学公司治理指数为主要解释变量，加入公司规模(总资产的自然对数,)、资产负债率()、资产增产率()、融资需求(资产增长率与留存收益率之差,)、破产风险(当年利息支出与主营业务收入之比,)、最终控制人性质(若国有为1，否则为0,)、系数()以及外部的经济发展水平()、法律环境()等控制变量。其中经济发展水平以公司所在地当年GDP占当年全国GDP总量的比例表示，同一地区公司该指标相同，数据来源于《中国统计年鉴》；法律环境则以公司所在地当年律师人数与当地人口数之比(人/万人)，同一地区公司该指标相同，数据来源于《中国律师年鉴》为了数据的客观性，我们没有采用樊纲和王小鲁编制的各地区市场化以及法律环境指标。。此外考虑到年份的可能影响，我们还在模型中加入了年份虚拟变量进行控制。为了数据的客观性，我们没有采用樊纲和王小鲁编制的各地区市场化以及法律环境指标。需要说明的是，本文的Q采用KaplanandZingales(1997)的方法进行计算，即Tobin’sQ=市场价值/重置成本=(资产的账面价值+普通股的市场价值-普通股的账面价值-递延税)/资产的账面价值，由于我国上市公司既存在流通股又存在非流通股，所以普通股的市场价值就等于流通股和非流通股的市场价值之和，对于非流通股的价格，我们采用了目前国内常用的每股净资产来计算。最终Q值的计算方法为：Q=[资产的账面价值+(流通股数量×流通股价格+非流通股数量×每股净资产)-普通股账面价值-递延税]/资产的账面价值，其中流通股价格采用的是年末收盘价对于非流通股的价格，对于非流通股的价格，根据ChenandXiong(2002)的研究，中国上市公司的非流通股价格仅为流通股价格的20%-30%，因此我们也计算把非流通股的价格按流通股价格的30%时的Q值，使用这种方法计算出的Q值与本文采用的方法算得的Q值相关系数达到了98%，回归结果也基本一致。在对相关变量进行定义之后，我们设立计量模型来检验公司治理对于公司价值以及绩效的影响。具体模型如下：其中：表示被解释变量，包括和；表示公司特征变量，包括、、、、、、；表示外部环境变量，包括、。2．样本的统计分析我们通过将公司治理指数和CCER相关财务、股票收益数据库一一对应的方式来选取研究样本，对数据库中缺失的变量，我们还通过查阅公司年报的方式尽量加以弥补。在样本选取方面，我们首先剔除了含B股或H股以及金融保险类的上市公司，获得了2003年969家、2004年976家、2005年977家、3年共计2922个有效样本；考虑到分组检验的需要，我们从中提取了在3年中公司治理指数与其他变量都一一对应的样本，最终获得每年913家、3年共计2739个样本的平衡面板数据。而在论文后半部分公司治理与股票收益关系的研究中，为了结果的广泛性，我们的样本则包含了所有的可获得数据。样本中治理指数来源于南开大学公司治理数据库、其余的财务以及股价等数据均来自CCER相关数据库。获得了相关数据之后，我们首先对公司治理指数的年度变化情况进行了分析，然后对模型中所有的变量进行了总体以及分组统计。我们的统计分析包括治理指数、治理指数与公司价值的分组统计和三年间的变化效果三部分，我们还提取了在样本3年中Q值逐年上升以及ROA逐年上升的样本，并对它们的统计特征作了对比。限于篇幅，我们只报告Q值和公司治理指数的统计特征。图1公司治理指数的年度变化情况注：T代表公司治理总指数，S、B、M、C、I、ST分别代表控股股东行为、董事会、监事会、经理层、信息披露和利益相关者治理指数。图1显示公司治理总指数在3年间逐年上升，这表明我国上市公司的治理状况在样本期间逐步改善；在各个分指数之中，信息披露治理指数的均值最大，而监事会和利益相关者治理指数则相对较小，这反映出我国上市公司在监事会和利益相关者的治理方面可能存在诸多不完善之处；从各个分指数的变化来看，董事会、经理层以及信息披露治理指数表现出与总指数相同的变化趋势，尽管信息披露指数的增加并不显著；控股股东行为以及利益相关者治理指数都是先增后减，不同的是控股股东行为治理总体是减少而利益相关者治理是增加；监事会治理指数则表现出与众不同的变化特征，其在2004年有较大的增加，2005年却有所回落，但还是略高于2003年的治理指数。表2变量的总体和分组统计项目样本数均值标准差最大值最小值均值标准差最大值最小值总体样本27391.3680.95617.0380.52555.3004.97374.31241.890区域东部15241.4271.08417.0380.65355.4744.98873.80041.890中部6061.2830.86014.2760.52555.0625.02774.31243.102西部6091.3070.6488.8110.70755.1014.87472.21741.951Q值以及ROA的逐年增加Q值逐年增加2101.2780.4904.6010.73754.8435.26370.53043.914ROA逐年增加4141.4190.8598.8110.87855.7464.86372.21741.890注：区域的划分按照目前的常用划分方法，东部包括：京、津、冀、辽、沪、苏、浙、闽、粤、鲁、琼；中部包括：晋、吉、黑、皖、赣、豫、鄂、湘；西部包括：川、桂、贵、滇、蒙、陕、甘、宁、青、新、渝、藏。从总体来看，全体样本的Q值平均为1.368，最大为17.038，最小只有0.525，而治理指数均值为55.300，最大最小值分别为74.312和41.89，Q值和治理指数在样本公司间的差异都较大，由于治理指数总分为100，这表明我国公司的公司治理状况总体上处于较低的水平。值得注意的是，结合各个分组的统计可以发现样本公司中Q的最大值出现在东部公司中，最小值则出现在中部公司中，且二者所在公司的Q值以及ROA都未表现出逐年上升的趋势；治理指数的最大值出现在中部公司中，最小值则出现在东部公司，且最小值所在公司的绩效水平呈逐年上升的态势。从各个分组统计情况来看，不同区域之间也存在较大差异，东部公司的Q值以及治理指数要显著的大于中部和西部，而西部公司却在这两个方面都要强于中部，这反映出公司治理指数与公司的Q指之间存在一定程度的正相关关系；尽管Q值逐年上升样本公司的平均Q值要小于总体样本，但其治理指数也要小于总体，而ROA逐年上升的样本则相反，对比两类样本也在一定程度上说明高治理指数的样本公司具有高的价值。图2随指数分布的Q值以及ROA均值的变化为了进一步考察公司价值随公司治理状况改善的变化情况，我们还画出了随着治理指数变化的Q值和ROA的变化图，图2显示随着治理指数的上升，ROA的均值呈逐步上升的趋势，而Q值尽管在55与60之间时略有下降，但总体趋势还是上升的，特别是当治理指数达到70以上时，Q值更是有大幅度增加。上述统计结果总体上支持了公司治理完善会带来公司价值增加的论点。3．治理效果的总体检验目前对于公司治理与公司价值之间关系的研究大多采用截面回归模型(如Blacketal.,2002;Gompersetal.,2003等)，这样可能会忽略非观测的因素对回归结果的影响，而面板数据则可以通过固定效应(FE)或是随机效应(RE)模型来控制这种影响。不论是FE还是RE都概括了非观测的、不随时间变化但影响被解释变量的因素，区别在于FE假定非观测的因素与模型中可观测的解释变量存在相关关系，而RE则假定不相关。到底是采用FE还是RE，我们可以通过检验来加以判别。为了准确考察公司治理与价值之间的关系，我们分别对采用面板数据的普通最小二乘法(OLS)、截面FE模型以及RE模型的结果进行了对比分析在进行回归分析之前，我们在进行回归分析之前，我们考察了各个解释变量之间的Pearson相关系数，发现变量之间的相关系数都在0.2以下，且在1%的水平下基本都不显著，此外每个变量的方差膨胀因子VIF值都在2以下，因而可以认为模型中基本不存在多重共线性问题。从表3的回归结果来看，检验的结果表明FE模型要优于OLS，而检验则表明FE模型也要优于RE模型，因此本文的结果以FE模型为准，同时考虑到截面间可能存在异方差，我们采用截面加权的可行的广义最小二乘法(FGLS)方法进行回归。在固定效应方程中，治理指数都表现出与Q和ROA显著的正相关性，这与目前大多数的实证结果相一致，表明好的公司治理会显著提高公司价值，这从一个方面反映出公司治理的有效性。从回归系数来看，治理指数每上升1，公司的Q值会增加0.4个百分点，这一数值要显著的小于Gompersetal.(2003)的4.3%、Bebchuketal.(2005)的4.4%以及ChhaochhariaandLaeven(2008)的3.0%，这一结果可能的原因是他们所使用的公司治理指数都是挑选若干治理条款进行构建，其基数较小，而本文使用的公司治理指数则是在更广泛的基础上构建，基数较大，因而公司治理指数单位变化所带来公司价值增加就会相应的较小。其它公司特征变量中，公司规模和市场风险表现出与Q值显著负相关关系，而资产负债率和资产增长率的增加则会显著提高公司价值，但破产风险、融资需求以及最终控制人是否国有并不会显著的影响其价值；尽管外部的经济和法律水平指标在OLS以及随机效应模型中都与Q值表现出显著的正相关，但他们在固定效应模型中却在10%的显著水平下都表现出与Q值显著的负相关性，这表明外在的经济和法律环境可能会对公司的价值起到一定的负面作用。表3总指数的回归结果变量OLSFE(FGLS)REOLSFE(FGLS)RE9.539(0.000)17.062(0.000)12.095(0.000)-26.665(0.000)-29.809(0.000)-26.665(0.000)0.001(0.679)0.004(0.000)0.001(0.637)0.213(0.000)0.130(0.000)0.213(0.000)-0.861(0.000)-1.692(0.000)-1.156(0.000)2.735(0.000)3.226(0.000)2.735(0.000)0.376(0.000)0.400(0.000)0.375(0.000)-8.718(0.000)-9.278(0.000)-8.718(0.000)-0.310(0.000)-0.096(0.000)-0.239(0.000)-5.034(0.000)-3.714(0.000)-5.030(0.000)0.047(0.321)-0.033(0.115)0.030(0.453)-3.118(0.000)-2.711(0.000)-3.008(0.000)0.001(0.839)-0.001(0.645)-0.001(0.983)-0.003(0.922)0.036(0.161)-0.003(0.922)0.073(0.039)0.002(0.797)0.057(0.071)0.979(0.007)0.836(0.000)0.979(0.007)0.031(0.529)0.153(0.000)0.087(0.035)7.029(0.000)5.639(0.000)7.029(0.000)0.011(0.036)-0.014(0.067)0.011(0.042)-0.047(0.379)0.302(0.000)-0.047(0.378)0.051(0.000)-0.067(0.000)0.054(0.000)0.131(0.130)0.527(0.002)0.131(0.129)控制控制-控制控制-29.171(0.000)6.752(0.000)720.225(0.000)19.276(0.037)0.2610.9500.3400.4050.8730.40581.611(0.000)57.139(0.000)118.558(0.000)156.386(0.000)21.398(0.000)156.385(0.000)注：括号中数字为p值，本文的显著性以10%为准，下表同。以公司绩效为被解释变量的回归结果与前者存在较大差异，公司规模以及资产增长率的增加会显著提高公司绩效水平，但资产负债率、市场风险以及破产风险的增加却会显著降低公司的盈利水平，国有上市公司也比非国有上市公司拥有较高的ROA水平；与以价值为被解释变量的回归结果相反的是，两个外部环境指标都表现出与ROA显著的正相关关系，这表明外在的经济和法律水平虽然可能会对公司的价值产生负面影响，但却会显著提高公司的盈利水平。4．治理效果的地区差异在考察了整体样本公司治理与公司价值之间的关系后，为了进一步考察公司治理效果的地区差异，我们将整个样本按区域进行分组回归。限于篇幅，在分组回归中，我们并没有提供OLS以及RE的回归，但提供了相关检验的结果。从表4的回归结果来看，各个地区样本表现出了与总体基本一致的结果，公司治理指数与其价值以及绩效之间存在显著的正相关关系，治理指数每增加1，东部和西部公司的价值就会增加0.5个百分点，而中部公司的价值只会增加0.2个百分点，这可能与中部公司的治理指数平均较小有关；ROA方面，公司治理指数每增加1，东、中、西部地区公司的分别会提高0.1%、0.134%以及0.188%，地区间的差异不大。在公司特征变量方面，从以Q为被解释变量的回归结果来看，地区间的差异较大。三个地区公司资产负债率的提高都会显著增加公司的价值，规模以及市场风险都与公司价值呈现负相关关系。存在差异的是，破产风险的增加不会显著影响东部和西部公司的价值，但却会降低中部公司的价值；东部和中部公司融资需求的增加并不会带来公司价值的显著变化，但却会降低西部公司的价值，尽管从系数上来看这种影响较小；资产增长率的提高也只会增加东部公司的价值而不会对中、西部公司价值有显著影响；东部地区的非国有公司相比国有公司拥有较高的价值，而中部则相反，但对于西部公司而言，国有非国有公司的价值之间并不存在显著差异；两个外部环境变量的系数及显著性表明外在的经济发展水平会对公司价值产生一定的负面影响，法律环境对东部和西部公司的价值也会有一定的阻碍作用，但却会对中部公司产生积极的推动作用。表4不同地区的回归分析变量东部中部西部18.966(0.000)-34.841(0.000)16.842(0.000)-26.485(0.000)11.469(0.000)-26.030(0.000)0.005(0.000)0.100(0.000)0.002(0.077)0.134(0.000)0.005(0.000)0.188(0.000)-1.914(0.000)4.237(0.000)-1.676(0.000)2.916(0.000)-1.122(0.000)2.444(0.000)0.382(0.000)-10.286(0.000)0.399(0.000)-10.987(0.000)0.561(0.000)-2.354(0.000)-0.034(0.001)-3.996(0.000)-0.169(0.000)-2.436(0.000)-0.117(0.000)-4.637(0.000)-0.047(0.130)-2.252(0.000)-0.429(0.001)-9.174(0.000)-0.047(0.155)-17.964(0.000)0.003(0.216)0.077(0.000)-0.004(0.112)0.117(0.003)-0.001(0.004)-0.060(0.200)-0.027(0.018)0.681(0.000)0.097(0.000)0.758(0.000)0.001(0.898)0.525(0.000)0.227(0.000)4.735(0.000)0.001(0.975)5.075(0.000)-0.001(0.946)9.925(0.000)-0.002(0.066)-0.273(0.000)-0.090(0.001)1.747(0.000)-0.035(0.000)-0.302(0.010)-0.022(0.000)-0.331(0.000)0.595(0.000)-4.761(0.000)-0.045(0.000)0.735(0.000)控制控制控制控制控制控制28.117(0.000)18.026(0.000)37.609(0.000)5.384(0.000)17.677(0.000)6.254(0.000)490.077(0.000)26.730(0.002)81.381(0.000)16.239(0.083)134.082(0.000)22.213(0.014)0.9410.9560.9730.8670.9470.87747.909(0.000)215.244(0.000)102.366(0.000)19.585(0.000)51.591(0.000)21.182(0.000)1524606609对ROA的影响方面地区间差异较小，对ROA有显著推动作用的因素主要有公司规模及资产增长率，国有公司相比非国有公司有更高的绩效水平，与其呈显著负相关的因素有资产负债率、市场风险以及破产风险。存在差异的是，东、西部公司融资需求的增加会显著提高其ROA水平，但对西部公司而言则无显著影响；对东、西部公司来说，外在的经济发展水平与ROA呈显著负相关关系，但中部公司则相反；东、中部公司所处的法律环境会对ROA产生显著的负面影响，但在西部，外在的法律环境越完善，ROA会越高。5．公司价值增加的治理原因以上对于总体以及分地区样本的回归结果已经表明公司治理的完善确实会带来公司价值的提高，那么反过来，公司价值的提高是否部分是因为公司治理状况完善带来的呢？为此我们从总体样本中挑选了在三年间公司的Q值和ROA逐年上升的样本，通过计量回归方法分析其上升的影响因素。由于我们已收集了所有Q逐年上升以及ROA逐年上升的样本，因此模型适合用FE模型进行估计，检验的结果也支持这一结论，同时考虑到截面异方差的影响，我们采用FGLS方法对方程进行估计。表5两组特殊样本的回归分析变量逐年上升逐年上升4.597(0.000)-42.629(0.000)15.765(0.000)-31.311(0.000)0.004(0.065)0.415(0.000)0.005(0.000)0.058(0.017)-0.490(0.000)2.875(0.029)-1.600(0.000)0.152(0.027)0.959(0.000)-12.416(0.000)0.686(0.000)-1.116(0.003)-0.239(0.000)-11.130(0.000)-0.023(0.241)0.049(0.562)0.006(0.432)-1.876(0.000)1.601(0.000)-24.723(0.000)0.001(0.962)0.152(0.002)-0.001(0.615)-0.542(0.000)-0.030(0.038)9.134(0.000)0.078(0.000)2.399(0.000)0.064(0.152)6.061(0.000)-0.073(0.001)1.419(0.000)0.012(0.725)1.021(0.259)0.012(0.336)-0.325(0.116)0.183(0.009)0.033(0.989)-0.099(0.003)1.437(0.000)控制控制控制控制4.162(0.000)2.844(0.000)30.090(0.000)9.316(0.000)0.9790.9870.9760.988834.782(0.000)199.452(0.000)113.622(0.000)222.558(0.000)210414从表5第2和第5两列的回归结果可以看出，对于公司价值逐年上升的样本，治理指数也都表现出与价值显著的正相关性，这表明公司价值的提高一部分确实是由于公司治理的完善而引致的，这也从另外一个方向上证实了公司治理的有效性。其他控制变量的系数以及显著性与总体样本回归结果相差不大，其中，对公司价值的增加有显著作用的是资产负债率增加以及法律环境的完善，此外公司规模的减少、市场风险以及资产增长率的降低也会带来公司价值的显著增加；而资产规模的扩大、资产增长率的增加以及法律环境的完善都会对ROA有积极影响，降低资产负债率，减少破产风险以及融资需求同样也会使得ROA有显著提高。同时为了检验公司治理对公司价值发生作用的稳健性，我们也分别以Q上升样本的ROA以及ROA上升样本的Q值为被解释变量进行了回归分析。表中的第3和第4两列说明，在两组特殊的样本中，公司治理指数表现出对Q以及ROA显著的正相关关系，这表明公司治理对于公司价值的推动作用具有较强的稳健性。6．影响公司价值的治理机制尽管在总体上公司治理表现出了对公司价值显著的积极作用，但是到底是哪一种或几种治理机制对这种作用做出了贡献呢？南开大学公司治理指数体系中的各个分指数为我们提供了回答这一问题的依据，此部分我们分别以各个分指数作为主要解释变量对公司价值进行回归分析，得到总计12个方程的回归结果，限于篇幅，本文只提供各个分指数的系数及其显著性。表6各分指数的回归分析项目以各个分指数为解释变量-0.001(0.340)0.003(0.000)0.001(0.299)0.001(0.004)0.002(0.000)0.001(0.003)0.025(0.000)0.025(0.000)0.037(0.000)0.018(0.000)0.038(0.000)0.053(0.000)注：限于篇幅，回归结果省略了其他变量。表中的回归方法及控制变量与表3中的FE模型相同，模型中12个方程的F值都以1%的显著水平通过检验。从表6回归结果看，各个分指数在以ROA为被解释变量的回归结果中都表现出了与显著的正相关关系，这反映出各个治理机制的完善都会对公司ROA水平的提高起到显著的积极作用，尽管从系数来看，起主要作用的是利益相关者()以及信息披露()的治理；而各个分指数在以公司价值为被解释变量的回归结果中则表现出较大差异，控股股东行为()以及监事会()的治理对公司的价值并没有显著的影响，对这一结果的可能解释是随着控股股东行为治理的完善，虽然会给公司价值带来一定的积极影响，但是这样会使得控股股东的控制私利受到损害，从而会增加公司内部的代理成本，最终抵消由于治理的完善而给公司带来的那部分价值的增加，监事会治理的结果可能意味着我国公司目前的监事会并没有有效的行使其职能，而其他四种治理机制则表现出了与Q显著的正相关，尽管他们的影响程度都较小。总体而言，各个治理机制的完善对公司ROA水平都有显著的推动作用，而除了控股股东行为以及监事会以外的其它治理机制的完善都会对公司价值有显著的正向影响。7．内生性影响以上我们的回归结果都没有考虑公司治理指数的内生性影响，而目前大量的研究讨论了股权结构(DemsetzandLehn,1985;宋敏等,2004;曹廷求等,2007)、管理层持股(Himmelbergetal.,1999)以及董事会(HermalinandWeisbach,2000;王跃堂等,2006)等的内生性问题，本文所使用的公司治理指数也可能会存在这一问题。解决内生性问题较为有效的方法是寻找工具变量，但是目前学术界对以上单个治理机制的工具变量选择问题就已存在较大争议，对于本文的公司治理指数而言，就更难以找到真正合适的工具变量，基于以上考虑，本文放弃工具变量方法，参考ChhaochhariaandLaeven(2008)的方法来尽量减少由于公司治理指数的内生性而给回归结果带来的影响，其基本步骤是将Q或ROA的滞后一期变量加入到模型的解释变量当中，并假定所有的解释变量包括公司治理指数都是前定的(Predetermined)，然后利用ArellanoandBond(1991)所提出的动态面板数据的广义矩(GMM)差分估计法对模型进行回归。但遗憾的是，这一方法要求数据的时间跨度要足够长，而我们的样本只有2003-2005年3年的跨度，因此我们只能以2005年的913份样本为基准，加入2004年的Q或ROA作为解释变量，并且以所有能获得的滞后变量作为每一个解释变量的工具变量，以GMM方法对模型进行回归分析。从理论上讲，由于我们在解释变量中加入了被解释变量的滞后项，方程本身就存在内生性问题，这样做可以在一定程度上减少公司治理指数的内生性影响；若此时方程的回归结果中公司治理指数对Q或ROA还是存在显著的正向影响，那么我们就认为在考虑了内生性情况下公司治理的完善还是能够带来公司价值的增加。由于GMM方法在小样本下可能会产生一定的偏差，因此为了稳妥起见，我们也提供了OLS方法的结果。表7考虑内生性影响的回归结果变量OLSGMMOLSGMM0.456(0.000)0.590(0.000)0.459(0.596)0.178(0.263)0.003(0.022)0.021(0.027)0.486(0.000)0.473(0.021)-7.732(0.561)-8.392(0.495)0.8750.6440.3920.168913注：限于篇幅，表中省略了常数项以及其他解释变量的回归结果表7的回归结果表明，在变量的显著性方面，OLS以及GMM方法基本没有差异，且检验的结果也表明我们的工具变量设定是合适的，因此我们的分析以GMM方法为准。在考虑了内生性之后，公司治理指数还是表现出与Q以及ROA显著的正相关关系，但是其系数都要比上文的回归结果要大，这与ChhaochhariaandLaeven(2008)的结果相一致，这表明我们的结果具有稳定性；同时从与的系数及其显著性来看，当期的Q部分的能由滞后期的Q所解释，但滞后期的ROA却并未表现出与当期ROA显著的相关关系，这表明前一期的公司ROA可能并不会影响当期的ROA水平。需要说明的是，以上所用的方法只能在一定程度上减少公司治理指数内生性对回归结果的影响，更加有效的方法还有待探寻。四、公司治理与股票收益以上对于公司治理与公司价值的研究总体上可以看作为从公司本身的角度来评价公司治理有效性，虽然我们的检验结果整体上支持了完善公司治理会提高公司价值，但这仅仅是从公司的角度证明了公司治理的有效性；从投资者的角度而言，如果公司治理是有效的，治理完善的公司就应该能为他们带来可观的额外收益。尽管Gompersetal.(2003)对美国、Drobetzetal.(2004)对德国公司的研究都表明相对于公司治理状况较差的公司，投资者可以从持有公司治理较好公司的投资组合中获得一定程度的额外收益，但是对于处于中国这样转轨经济条件下的公司而言，公司治理的完善是否也会给其投资者带来额外的收益呢？为了进一步寻找公司治理有效性的证据，我们考察了公司治理与股票收益之间的关系。在此部分，我们参考Gompersetal.(2003)的按公司治理指数分组的业绩归因方法，并通过Carhart(1997)在FamaandFrench(1993)的三因素模型基础上发展的四因素模型来考察不同公司治理水平下公司股票收益的差异Cahart(1997)的四因素模型在三因素模型的基础上，增加了一个价格惯性收益变量。。Cahart(1997)的四因素模型在三因素模型的基础上，增加了一个价格惯性收益变量。其中，表示t月各组样本的超额收益，则是t月市场收益率与无风险收益之差，表示剔除账面/市值比因素后小规模组合与大规模组合的收益差，则表示剔除规模因素后高账面/市值组合与低账面/市值组合的收益差，而表示价格惯性收益，是指投资者由于习惯于持有前期高收益股票而带来的额外收益。对于常数项，我们认为其代表不能被以上四因素所解释的股票收益部分，在本文中，我们假定这部分收益是由公司治理所决定的从下文的回归结果来看，由于四因素已能至少94%的解释股票收益，因此我们认为剩余6%的收益是由公司治理所决定的假设具有一定的合理性。。如果从投资者角度讲公司治理是有效的，那么拥有完善公司治理的公司应该有较高的，因而我们首先按公司治理指数大小对样本进行分组，然后考察各组样本所对应的。从下文的回归结果来看，由于四因素已能至少94%的解释股票收益，因此我们认为剩余6%的收益是由公司治理所决定的假设具有一定的合理性。我们利用获得的2922家公司2003年1月至2005年12月连续的月度收益以及各年年末账面价值、总市值的总计35064个月度—股票样本点对四因素模型进行回归分析，为了考察公司治理对于股票收益的影响，我们首先将所有样本按照公司治理总指数的大小进行分组，由于在构造变量时需要对分组样本进行交叉组合，为保证每一组中包含足够多的样本，我们分别按50以下、(50-55]、(55-60]以及60以上将所有样本分为四组，最终获得每组分别371、991、1096、464家有效样本。1.组合及变量的构造关于三因素模型以及四因素模型的变量构造参见FamaandFrench(1993)以及Carhart(1997)，需要说明的是由于样本时期跨度的有限，本文的变量构造方法与二者有所不同，主要体现在原文中对变量分组依据是以每年6月末的数据为准，而为了最大程度的保存数据，本文则是以t-1年年末的数据为准。关于三因素模型以及四因素模型的变量构造参见FamaandFrench(1993)以及Carhart(1997)，需要说明的是由于样本时期跨度的有限，本文的变量构造方法与二者有所不同，主要体现在原文中对变量分组依据是以每年6月末的数据为准，而为了最大程度的保存数据，本文则是以t-1年年末的数据为准。我们共分以下6步对四因素模型中的各个组合以及变量进行构造：(1)以治理指数50以下为例，为保存尽量多的数据，我们将获得的所有371家样本分别按t-1年年末的市值(SIZE)以及账面/市值比(BM)排序，按SIZE从小到大将样本平均分为低市值(S)和高市值(B)两组，然后再按BM从小到大，选取前30%的股票为低BM组(L)、中间40%为中等BM组(M)、最后30%为高BM组(H)；(2)将分别按SIZE以及BM分组的样本数据加以交叉组合，最终形成6个一一对应的组合即S/L、S/M、S/H、B/L、B/M、B/H；对交叉所得的六个组合，我们以t-1年年末的市值(SIZE)为权数分别计算每一个组合的月度价值加权收益率；(3)以每一个组合的月度收益率为依据，分别计算SMB以及HML的值，计算公式为：SMB=(S/L+S/M+S/H)/3-(B/L+B/M+B/H)/3HML=(S/H+B/H)/2-(S/L+B/L)/2(4)为构造价格惯性变量，我们对t年的样本股票数据，以t-1年度第12月的超额收益为准对其进行排序，分别提取最高的30%和最低的30%的股票组合，然后计算这两组股票组合在t年每一个月的算术平均超额收益之差，此收益之差就是该月的值。(5)各组样本的超额收益率为以t-1年年末等值加权的收益率与无风险收益率之差，市场收益率则以沪、深两市算术平均的月度回报率为准，无风险利率为人民币三个月期定期存款利率折算的月利率。(6)经过上述过程的运算，我们得到关于以上变量的36个连续的时间序列数据。重复以上过程，分别构造治理指数50-55、55-60以及60以上各组的变量。2.计量回归结果将以上构造的各组变量代入四因素模型进行回归分析，同时为了比较该模型与FamaandFrench(1993)的三因素模型，我们对样本数据同时进行了两个模型的回归分析。从表8的回归结果来看，两个模型的拟合程度都很高，但从价格惯性的显著性来看，该变量在三个组中都表现出较高的显著性，因此四因素模型比三因素模型更能解释股票的超额收益，本文以下的分析也是基于四因素模型。从四因素模型的回归结果可以看出，首先，随着治理指数的上升，按治理指数分组的超额收益逐步上升，这反映出公司治理对投资者的收益损失有显著的补偿作用；而回归截距项也随之上升，尽管也都是负值且在60以上组中并不显著，这表明随着公司治理的完善，由于公司治理而引起的超额收益的损失会随之减少，且当治理指数达到60以上时，值不显著，这可能表明此时投资者不会因为公司治理不完善而承受额外损失。考虑到84%样本的治理指数都在60以下，这一计量结果也反映出尽管治理指数都较低，但是投资于治理指数较高公司的投资者所承受的、由于公司治理不完善而导致的股票收益损失也会较少，这在一定程度上说明完善公司治理对股票收益有积极影响。其次，随着治理指数的上升，表现出显著性的因素个数逐步减少，当治理指数在55-60时，投资者除了要承担一部分由于公司治理不完善而带来的显著损失之外，唯一对股票超额收益有显著影响的因素为市场的超额收益，而当治理指数在60以上时，影响投资者收益主要是价格惯性以及市场收益，这表明随着公司治理的完善，投资者所获得的收益基本与市场组合收益相一致，而不受公司其他特征的影响，即投资于治理相对完善公司，投资者的收益基本只受到总体市场收益的影响。第三，考查价格惯性变量的系数以及显著性可以发现，随着公司治理指数的上升，长期持有该种股票组合所带来的超额收益也是逐步上升的，且持有治理指数在55以下公司的股票组合会给投资者带来较大程度的显著负收益，当持有指数在55-60时则无显著的损失，而长期持有公司治理指数较高即达60以上公司的股票会给投资者带来显著的正收益，同时由于我们构造的价格惯性变量持有期为一年，因此这直观的表明长期投资于公司治理状况较好的公司会给投资者带来更高的超额收益。此外，我们还发现的系数即公司所承受的系统风险基本呈现逐步减少的态势，这反映出公司治理的完善对于减少投资者的风险水平也有显著的积极影响。表8因素模型的回归结果治理指数50以下-0.048-0.015(0.001)1.081(0.000)0.286(0.000)-0.284(0.000)0.950201.90(0.000)-0.019(0.000)0.989(0.000)0.204(0.009)-0.297(0.000)-0.379(0.011)0.960183.42(0.000)(50-55]-0.021-0.010(0.003)1.014(0.000)0.075(0.423)-0.164(0.043)0.970345.79(0.000)-0.011(0.000)0.969(0.000)-0.092(0.319)-0.141(0.042)-0.326(0.001)0.979362.70(0.000)(55-60]-0.015-0.008(0.000)0.936(0.000)-0.148(0.784)0.631(0.120)0.987816.99(0.000)-0.008(0.000)0.921(0.000)-0.194(0.723)0.647(0.114)-0.050(0.380)0.987609.00(0.000)60以上-0.006-0.003(0.323)0.821(0.000)-0.379(0.404)0.546(0.785)0.915114.65(0.000)-0.003(0.255)0.930(0.000)0.100(0.807)0.399(0.260)0.397(0.001)0.940120.37(0.000)注：表中第二列的数为超额收益的均值。为防止时间序列的伪回归问题，我们对表中每个方程中的变量及残差都进行了单位根的ADF检验，结果表明在1%的显著水平下，各个方程中的变量及残差都是平稳的。总而言之，公司治理较为完善公司对于投资者的股票收益有显著的积极影响，长期持有公司治理状况好的公司的股票组合会给投资者带来更高的额外收益，同时还能使投资者避免其他非系统性风险而只受到系统风险的影响。上述结果表明从投资者角度来看，公司治理是有效的。五、结论以及进一步的研究本文在分析相关文献的基础上，利用南开大学公司治理研究中心对我国上市公司2003-2005年公司治理状况连续的评价指数，结合CCER数据库的相关指标对公司治理状况与其价值和股票收益之间的关系进行了实证分析，结果表明，公司治理状况的改善总体上显著提高了公司价值，这一结论在不同区域以及两类特殊样本公司即Q值和ROA逐年上升的样本中同样成立；对各个分指数的分析表明各个治理机制的完善对公司ROA都有显著的推动作用，而除了控股股东以及监事会以外的治理机制都会对公司价值有显著的正向影响；对Q和ROA逐年增加样本的回归结果也表明公司价值增加的提高一部分确实是由公司治理的完善所引致的；在考虑到公司治理指数的内生性影响以后，模型的回归结果也基本保持不变。对于公司治理与股票收益之间的关系，四因素模型的回归结果表明公司治理的完善对投资者的股票收益有积极影响，长期持有公司治理状况好公司的股票组合会给投资者带来更高的额外收益，且当公司治理水平达到一定程度时，投资者的股票收益只会受到市场风险的影响。本文的结论基本支持了公司治理的改善会带来公司价值增加并且对股票收益有正向影响的观点，从公司以及投资者角度证实了公司治理的有效性，但是有待进一步研究的是，公司治理是直接影响公司价值及其股票收益吗？如果不是，那么公司治理是通过什么样的机制来最终影响公司价值及股票收益的呢？上述问题有待于进一步研究。参考文献：白重恩、刘俏、陆洲、宋敏、张俊喜，2005：《中国上市公司治理结构的实证研究》，《经济研究》第2期。曹廷求、杨秀丽、孙宇光，2007：《股权结构与公司绩效：度量方法与内生性》，《经济研究》第10期。李维安，2005：《中国公司治理评价研究》，中国财政经济出版社。李维安、牛建波，2007：《中国上市公司的治理溢价研究―基于中国公司治理指数(CCGINK)的经验分析》，南开大学公司治理研究中心工作论文。李维安、唐跃军，2006：《公司治理评价、治理指数与公司业绩——来自2003年中国上市公司的证据》，《中国工业经济》第4期。李维安、张国萍，2005：.经理层治理评价指数与相关绩效的实证研究--基于中国上市公司治理评价的研究，《经济研究》第11期。李维安等，2003：《中国上市公司治理评价系统研究》，《南开管理评论》第3期。南开大学公司治理研究中心公司治理评价课题组，2003：《中国上市公司治理评价系统研究》，《南开管理评论》第3期。南开大学公司治理研究中心公司治理评价课题组，2004：《中国上市公司治理指数与治理绩效的实证分析》，《管理世界》第2期。南开大学公司治理研究中心公司治理评价课题组，2006：《中国上市公司治理指数与公司绩效的实证分析—基于中国1149家上市公司的研究》，《管理世界》第3期。潘福祥，2004：《公司治理与企业价值的实证研究》，《中国工业经济》第10期。宋敏、张俊喜、李春涛，2004：《股权结构的陷阱》，《南开管理评论》第1期。王跃堂、赵子夜、魏晓雁，2006：《董事会的独立性是否影响公司绩效？》，《经济研究》第5期。Bebchuk,CohenandFerrell,2005,Whatmattersincorporategovernance?,SSRNWorkingPapers.Beiner,Drobetz,SchmidandZimmermann,2006,AnIntegratedFrameworkofCorporateGovernanceandFirmValuation,EuropeanFinancialManagement,Vol.12,pp.249–283.Beiner,etal.,2003,Isboardsizeanindependentcorporategovernancemechanism?,WorkingPapers,UniversityofBlack,JangandKim,,2006,DoesCorporateGovernancePredictFirms’MarketValues?EvidencefromKorea,JournalofLaw,Economics,andOrganization,Vol.22,366-413.BrownandCaylor,2004,CorporateGovernanceandFirmPerformance,GeorgiaCarhart,1997,Persistenceinmutualfundperformance,JournalofFinance52,57-82.ChenandXiong,2002,Discountsonilliquidstocks:EvidencefromChina,WorkingPaper,InternationalCenterforFinancialResearch,YaleChhaochhariaandGrinstein,2007,CorporateGovernanceandFirmValue:TheImpactofthe2002GovernanceRules,JournalofFinance62,1789-1825.ChhaochhariaandLaeven,2008,Corporategovernancenormsandpractices,SSRNWorkingPapers.Chidambaran,PaliaandZheng,2004,DoesBetterCorporateGovernance“Cause”BetterFirmPerformance?,SSRNWorkingPaper.Dahya,McConnell,andTravlos,2002,TheCadburycommittee,corporateperformanceandtopmanagementturnover,JournalofFinance57,461-683.DemsetzandLehn,1985,TheStructureofOwnership:CausesandConsequences,JournalofPoliticalEconomy93,1155-1177.Doidge,Karolyi,andStulz,2007,WhyDoCountriesMatterSoMuchforCorporateGovernance?,JournalofFinancialEconomics86,1-39.Drobetz,SchillhoferandZimmermann,2004,Corporategovernanceandexpectedstockreturns:EvidencefromGermany,EuropeanFinancialManagement10,267-293DurnevandKim,2005,ToStealorNottoSteal:FirmAttributes,LegalEnvironmentandValuation,JournalofFinance60,1461-1493.FamaandFrench,1993,Commonriskfactorsinthereturnsonstocksandbonds,JournalofFinancialEconomics33,3-56.Gompers,IshiiandMetrick,2003,Corporategovernanceandequityprice,QuarterlyJournalofEconomics118,107-155.HermalinandWeisbach,2000,BoardsofDirectorsasanEndogenouslyDeterminedInstitution:ASurveyoftheEconomicLiterature,SSRNWorkingPapers.Himmelberg,HubbardandPalia,1999,UnderstandingtheDeterminantsofManagerialOwnershipandtheLinkBetweenOwnershipandPerformance,JournalofFinancialEconomics,53,353-384.JainandRezaee,2006,TheSarbanes-OxleyActof2002andCapitalMarketBehavior:EarlyEvidence,ContemporaryAccountingResearch23,629-654.KaplanandZingales,1997,Doinvestment-cashflowsensitivitiesprovideusefulmeasuresoffinancingconstraints?,QuarterlyJournalofEconomics112,169-216.KlapperandLove,2004,CorporateGovernance,InvestorProtectionandPerformanceinEmergingMarkets,JournalofCorporateFinance,10,703-728.Lehn,PatroandZhao,2007,Governanceindexesandvaluation:Whichcauseswhich?JournalofCorporateFinance,Li,Pincus,andRego,2004,MarketreactiontoeventssurroundingtheSarbanes-OxleyActof2002:Overallandasafunctionofearningsmanagementandauditcommitteeeffectiveness,WorkingPapers,Universityof

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