齊 岳 周藝丹 張 雨

1（南開大學(xué)商學(xué)院， 天津 300071） 2（南開大學(xué)中國(guó)公司治理研究院， 天津 300071）

引言

近年來(lái)公司治理問題仍是資本市場(chǎng)關(guān)注的重點(diǎn)和焦點(diǎn)。從理論上來(lái)說(shuō)，低水平的公司治理意味著嚴(yán)重的委托代理問題，導(dǎo)致投資者難以對(duì)公司價(jià)值進(jìn)行合理的判斷，進(jìn)而引致公司的價(jià)值偏離其正常估值。而在實(shí)際的資本市場(chǎng)中，上市公司的治理水平是否會(huì)影響股票資產(chǎn)的定價(jià)？公司治理因子能否詮釋股票組合的收益率？如果可以詮釋，公司治理因子對(duì)股票收益率的解釋程度有多大？在資本資產(chǎn)定價(jià)模型中考慮公司治理水平值得進(jìn)行深入地研究和探討。

少數(shù)學(xué)者針對(duì)公司治理與資產(chǎn)定價(jià)展開了研究。Brown 和Caylor（2006）［1］發(fā)現(xiàn)公司治理水平與公司價(jià)值、利潤(rùn)和向股東支付的現(xiàn)金股利之間顯著正相關(guān)。趙勝民等（2016）［2］利用中國(guó)股市數(shù)據(jù)對(duì)Fama-French 提出的五因子模型的有效性進(jìn)行檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)實(shí)證結(jié)果與美國(guó)相反，三因子模型對(duì)我國(guó)資本市場(chǎng)更為適用。郝臣（2008）［3］認(rèn)為公司治理風(fēng)險(xiǎn)因子的提出有利于完善資產(chǎn)定價(jià)模型，并定性地分析了該領(lǐng)域的研究現(xiàn)狀，是國(guó)內(nèi)學(xué)者中為數(shù)不多將公司治理與資本資產(chǎn)定價(jià)結(jié)合起來(lái)進(jìn)行研究的。

以往學(xué)者的研究推進(jìn)了公司治理和資產(chǎn)定價(jià)領(lǐng)域的發(fā)展，做出了重要貢獻(xiàn)，為后人的研究奠定了基礎(chǔ)。然而現(xiàn)有研究中，鮮有學(xué)者將公司治理因素考慮到資本資產(chǎn)定價(jià)模型當(dāng)中，定量地分析在我國(guó)資本市場(chǎng)中公司治理水平是否會(huì)影響股票的資產(chǎn)定價(jià)，及公司治理水平在股票資產(chǎn)定價(jià)中貢獻(xiàn)幾何。分析公司治理因子對(duì)資本資產(chǎn)定價(jià)模型的影響能夠在一定程度上解釋投資者在購(gòu)買股票時(shí)是否考慮公司治理的治理水平，有助于完善資本資產(chǎn)定價(jià)模型的研究。

本文以2015～2017 年間上證全指的成分股作為樣本，借鑒白重恩等（2005）［4］及南開大學(xué)公司治理研究中心公司治理評(píng)價(jià)課題組和李維安（2006）［5］的研究，從股權(quán)治理、董事會(huì)特征、高管激勵(lì)與信息披露4 個(gè)維度選取共計(jì)13 項(xiàng)的公司治理指標(biāo)，利用因子分析法對(duì)上市公司治理水平進(jìn)行量化分析，形成公司治理指數(shù)。本文在Fama-French 三因子模型的基礎(chǔ)上，以公司治理指數(shù)作為依據(jù)構(gòu)建公司治理因子，并選取2015～2017 年上證全指包含的上市公司作為樣本，分別對(duì)傳統(tǒng)的Fama-French 模型和包含公司治理因子的四因子擴(kuò)展模型進(jìn)行回歸分析。實(shí)證結(jié)果表明，公司治理因子的回歸系數(shù)顯著，因此我國(guó)上市公司治理水平有益于詮釋股票組合的收益率；由于擴(kuò)展模型的R2與傳統(tǒng)模型相比提高比率較低，因此認(rèn)為擴(kuò)展模型對(duì)股票異常收益率解釋力的提升程度較小。

在理論貢獻(xiàn)方面，本文首先完善了針對(duì)考慮公司治理因素的資產(chǎn)定價(jià)模型的量化分析，創(chuàng)新性地將公司治理因子加入股票資產(chǎn)定價(jià)模型中，進(jìn)而補(bǔ)充了資產(chǎn)定價(jià)方面的理論研究；在實(shí)踐方面，本文的研究結(jié)果回答了我國(guó)資本市場(chǎng)中公司治理水平是否會(huì)影響股票組合的資產(chǎn)定價(jià)，進(jìn)而反映了投資者對(duì)于公司治理水平要求額外補(bǔ)償?shù)那闆r，同時(shí)也反映了當(dāng)前我國(guó)股票市場(chǎng)信息披露的程度，為股票市場(chǎng)未來(lái)的發(fā)展提供一定的借鑒和參考。

1 文獻(xiàn)綜述

公司治理問題仍是資本市場(chǎng)關(guān)注的重點(diǎn)和焦點(diǎn)，現(xiàn)有針對(duì)上市公司治理體系及量化評(píng)價(jià)的研究形成了豐富的成果。南開大學(xué)公司治理研究中心公司治理評(píng)價(jià)課題組和李維安（2006）［5］以1149家中國(guó)上市公司的公開信息作為依據(jù)從中國(guó)公司治理指數(shù)（南開治理指數(shù)）及其所涉及的6 個(gè)維度進(jìn)行比較研究，對(duì)中國(guó)上市公司的治理特征進(jìn)行了分析和總結(jié)，為國(guó)內(nèi)一系列針對(duì)公司治理的研究奠定了重要的基礎(chǔ)。白重恩等（2005）［4］在考慮公司治理內(nèi)外部機(jī)制的基礎(chǔ)上，通過(guò)實(shí)證分析發(fā)現(xiàn)公司治理水平高的公司市值也高。

最近幾年關(guān)于公司治理的研究主要側(cè)重在綠色治理（李維安等，2017）［6］、內(nèi)部治理和外部治理機(jī)制（周建等，2017；葉陳剛等，2015；曹廷求等，2011）［7-9］、新時(shí)代背景下上市公司治理問題（王文兵等，2019；陸瑤等，2018；楊興全和尹興強(qiáng)，2018）［10-12］等方面，為后人的研究提供了新的視角和理論基礎(chǔ)。

資產(chǎn)定價(jià)一直是金融學(xué)領(lǐng)域的研究熱點(diǎn)，國(guó)內(nèi)外學(xué)者針對(duì)資本資產(chǎn)定價(jià)模型的構(gòu)建及擴(kuò)展進(jìn)行了研究。Sharpe 等（1964）［15］提出了CAPM 模型，把公司面臨的風(fēng)險(xiǎn)分為系統(tǒng)性風(fēng)險(xiǎn)和非系統(tǒng)性風(fēng)險(xiǎn)，認(rèn)為在一般均衡的基礎(chǔ)上，資產(chǎn)的收益率僅取決于系統(tǒng)性風(fēng)險(xiǎn)。由于CAPM 模型的嚴(yán)格假設(shè)和僅將收益率歸結(jié)于單一的市場(chǎng)方面的系統(tǒng)性風(fēng)險(xiǎn)的理論受到來(lái)自各方面的挑戰(zhàn)。Fama 和French（2015）［16］在三因子模型的基礎(chǔ)上加入了盈利因素和投資因素，形成五因子模型，并利用美國(guó)市場(chǎng)數(shù)據(jù)對(duì)其有效性進(jìn)行檢驗(yàn)。Brown 和Caylor（2006）［1］發(fā)現(xiàn)公司治理水平與公司價(jià)值、利潤(rùn)和向股東支付的現(xiàn)金股利之間顯著正相關(guān)。陳澤藝和李常青（2017）［17］從信息不對(duì)稱、行為金融、公司治理溢價(jià)和媒體報(bào)道偏差4 個(gè)視角回顧了現(xiàn)有文獻(xiàn)對(duì)資產(chǎn)定價(jià)的研究。田利輝和王冠英（2014）［13］將換手率和成交量作為兩個(gè)因子，結(jié)合三因子模型，提出了針對(duì)我國(guó)股市的五因子模型，回歸結(jié)果表明在我國(guó)資本市場(chǎng)，成交額、換手率與股票預(yù)期收益率呈顯著負(fù)相關(guān)。齊岳和廖科智（2018）［18］認(rèn)為股票市場(chǎng)的過(guò)度波動(dòng)會(huì)影響投資決策，扭曲資產(chǎn)定價(jià)，降低股市的資源分配效率。趙勝民等（2016）［2］利用中國(guó)股市數(shù)據(jù)對(duì)Fama-French 提出的五因子模型的有效性進(jìn)行檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)實(shí)證結(jié)果與美國(guó)相反，三因子模型對(duì)我國(guó)資本市場(chǎng)更為適用。

此外，有少數(shù)學(xué)者從公司治理溢價(jià)的角度分析了公司治理對(duì)股票價(jià)格的影響。郝臣（2008）［3］認(rèn)為公司治理風(fēng)險(xiǎn)因子的提出有利于完善資產(chǎn)定價(jià)模型，并定性地分析了該領(lǐng)域的研究現(xiàn)狀，是國(guó)內(nèi)學(xué)者中為數(shù)不多將公司治理與資產(chǎn)定價(jià)結(jié)合起來(lái)進(jìn)行研究的。伍燕然等（2016）［14］認(rèn)為公司治理水平的高低會(huì)對(duì)分析師預(yù)測(cè)偏差有顯著影響。李勇和王滿倉(cāng)（2011）［19］基于委托代理理論對(duì)傳統(tǒng)的資本資產(chǎn)定價(jià)模型進(jìn)行了擴(kuò)展，得到了信息不對(duì)稱和代理成本下的資本資產(chǎn)定價(jià)模型。潘福祥（2004）［23］通過(guò)實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)我國(guó)上市公司的治理水平確實(shí)對(duì)企業(yè)價(jià)值有高度顯著的正向促進(jìn)作用。

通過(guò)文獻(xiàn)回顧發(fā)現(xiàn)，已有研究分別從公司治理和資產(chǎn)定價(jià)的角度展開研究，并形成了豐富的研究成果。然而，以考慮公司治理因素的資本資產(chǎn)定價(jià)作為研究對(duì)象的文獻(xiàn)仍然較少，專門針對(duì)公司治理因子的股票資產(chǎn)定價(jià)模型的研究也較少。在為數(shù)不多的文獻(xiàn)中，鮮有學(xué)者將公司治理作為單獨(dú)因子加入到Fama-French 模型中進(jìn)行實(shí)證分析。郝臣（2008）［3］通過(guò)Ohlson 價(jià)格模型對(duì)中國(guó)滬深兩市2002～2005 年的數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸分析，驗(yàn)證了我國(guó)上市公司治理如何影響股票價(jià)格。經(jīng)過(guò)數(shù)十年的發(fā)展，我國(guó)上市公司在公司治理的制度層面和監(jiān)管層面都取得了較大的改進(jìn)和完善。新的經(jīng)濟(jì)環(huán)境下，公司治理因素如何影響股票資產(chǎn)定價(jià)仍然值得關(guān)注，將公司治理因素考慮到資本資產(chǎn)定價(jià)模型中仍具有一定的理論和現(xiàn)實(shí)意義。

2 研究設(shè)計(jì)

2.1 樣本選擇與數(shù)據(jù)說(shuō)明

本文選擇的樣本為2015～2017 年3 年上證全指所包含的上市公司，具體的樣本篩選原則如下：各年度樣本的相關(guān)公司治理數(shù)據(jù)齊全；賬面價(jià)值和市值數(shù)據(jù)齊全；剔除金融行業(yè)公司、當(dāng)年實(shí)施ST／PT 的公司及賬面價(jià)值為負(fù)的公司。本文在實(shí)證分析中用到的公司治理指標(biāo)、財(cái)務(wù)指標(biāo)及股票收益率等數(shù)據(jù)均來(lái)自色諾芬數(shù)據(jù)庫(kù)。

2.2 模型設(shè)定

參考趙勝民等（2016）［2］、鄧長(zhǎng)榮和馬永開（2005）［20］對(duì)Fama-French 三因子模型的實(shí)證研究，本文嘗試將公司治理因素加入到三因子模型中，驗(yàn)證考慮了公司治理因素的擴(kuò)展四因子模型的改善效果。

Fama-French 三因子模型表示為：

上式中Rit表示股票組合i在時(shí)間t的收益率；Rft表示t時(shí)刻的無(wú)風(fēng)險(xiǎn)利率，以1 年期定期存款利率表示；Rmt表示以市值為權(quán)重的市場(chǎng)組合的收益率，以上證指數(shù)收益率表示；RSMBt表示t時(shí)期低流通市值的公司組合與高流通市值的公司組合的風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)；RHMLt表示t時(shí)期賬面市值比高的價(jià)值型公司組合與賬面市值比低的成長(zhǎng)型公司組合的風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)；eit表示殘差。

本文在三因子模型中加入公司治理指數(shù)高的公司組合與公司治理指數(shù)低的公司組合的風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)REMDt；Fama-French 四因子擴(kuò)展模型表示為：

如果加入公司治理因子EMD之后的Fama-French 四因子擴(kuò)展模型回歸R2增大，且公司治理因子EMD的回歸系數(shù)βEMDt顯著，說(shuō)明存在公司治理溢價(jià)，且加入公司治理因子EMD后有助于提高Fama-French 多因子模型的擬合度。

2.3 變量構(gòu)建

2.3.1 解釋變量

本文在構(gòu)建解釋變量時(shí)，參照Fama-French（1993）［21］構(gòu)造的與市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)、市值、賬面價(jià)值相對(duì)應(yīng)的市場(chǎng)因子MKT、規(guī)模因子SMB、價(jià)值因子HML的方法，構(gòu)建與公司治理水平相對(duì)應(yīng)的公司治理因子EMD。

（1）數(shù)據(jù)分組

規(guī)模因子SMB、價(jià)值因子HML和公司治理因子EMD的構(gòu)建需要由基礎(chǔ)的因子元素組成。構(gòu)建股票組合時(shí)，以1 年為1 期，采用2×3 的分組方式，對(duì)市值、賬面市值比和公司治理分組。首先對(duì)樣本內(nèi)的所有股票按流通市值等分為兩組，市值較低的小規(guī)模組（S）和市值較高的大規(guī)模組（B）。之后對(duì)賬面價(jià)值比和公司治理水平排序，選取30%和70%分位數(shù)，各自分為3 組。0%～30%分位數(shù)的股票構(gòu)成低價(jià)值組（L），30%～70%分位數(shù)的股票構(gòu)成中等價(jià)值組（N），70%～100%分位數(shù)的股票構(gòu)成高價(jià)值組（H）；公司治理水平分組和賬面價(jià)值比分組相同，分別為低水平治理組（D）、中等水平治理組（M）和高水平治理組（E）。各個(gè)因素分別分組后，利用規(guī)模組分別和價(jià)值組、公司治理組交叉，得到6 個(gè)規(guī)模-價(jià)值組合和6 個(gè)規(guī)模-公司治理組合。

表1 因子構(gòu)建方法

（2）溢價(jià)因子構(gòu)建

如表1 所示，本文對(duì)溢價(jià)因子進(jìn)行構(gòu)建：

①市場(chǎng)因子MKT：衡量由整個(gè)股票市場(chǎng)的系統(tǒng)性風(fēng)險(xiǎn)帶來(lái)的股票收益率，由市場(chǎng)總收益率Rm與同期無(wú)風(fēng)險(xiǎn)利率Rf的差值表示，其中Rm為上證全指指數(shù)收益率，Rf為3 個(gè)月定期存款利率。

首先在規(guī)模-價(jià)值組合中計(jì)算3 個(gè)小規(guī)模投資組合的平均收益率其次計(jì)算3 個(gè)大規(guī)模投資組合的平均收益率對(duì)二者作差求得SMBB／M，采用相同方法在規(guī)模-流動(dòng)性組合中求得SMBD／E，兩種組合下的規(guī)模因子求均值即獲得模型所需的規(guī)模因子SMB時(shí)間序列。

首先在規(guī)模-價(jià)值組合中首先計(jì)算高市值兩個(gè)投資組合的平均收益率其次計(jì)算低市值兩個(gè)投資組合的平均收益率對(duì)二者作差求得價(jià)值因子HML。

構(gòu)造方法與價(jià)值因子HML相似，在規(guī)模-公司治理組合中首先計(jì)算公司治理水平高的兩個(gè)投資組合的平均收益率其次計(jì)算公司治理水平低的兩個(gè)投資組合的平均收益率二者作差求得公司治理因子EMD。

2.3.2 被解釋變量

Fama-French（1993）［21］按照規(guī)模從小到大、賬面市值比從低到高的順序每個(gè)維度平均五等分的方法構(gòu)造25 個(gè)投資組合，以每個(gè)投資組合的回報(bào)率作為被解釋變量，其中每個(gè)投資組合的回報(bào)率以股票流通市值加權(quán)的方式進(jìn)行計(jì)算；由于本文選取上證全指的500 個(gè)股票為樣本，樣本數(shù)量較少，因此按照規(guī)模從小到大二等分和賬面市值比三等分的方法構(gòu)造投資組合，以6 個(gè)投資組合的回報(bào)率作為被解釋變量。6 個(gè)投資組合分別為小規(guī)模-低價(jià)值組（SL）、小規(guī)模-中等價(jià)值組（SN）、小規(guī)模-高價(jià)值組（SH）、大規(guī)模-低價(jià)值組（BL）、大規(guī)模-中等價(jià)值組（BN）、大規(guī)模-高價(jià)值組（BH）。

表2 兩個(gè)維度劃分的投資組合平均月度超額回報(bào)單位：%

由表2 可以看出，在相同規(guī)模的情況下，賬面市值比越高，對(duì)應(yīng)的投資組合回報(bào)率也越高，說(shuō)明價(jià)值股的收益高于成長(zhǎng)股的收益，我國(guó)股票市場(chǎng)價(jià)值效應(yīng)明顯。在相同規(guī)模的情況下，公司治理狀況越好的股票組合回報(bào)率越高，說(shuō)明公司治理狀況能為收益率帶來(lái)溢價(jià)。此外，股票組合的收益隨公司規(guī)模的提高有所下降，下降趨勢(shì)在賬面市值比維度較公司治理維度更加明顯。

3 實(shí)證結(jié)果分析

3.1 公司治理質(zhì)量衡量

3.1.1 公司治理綜合指數(shù)體系構(gòu)建

對(duì)公司治理水平進(jìn)行有效評(píng)價(jià)的關(guān)鍵在于如何衡量公司治理結(jié)構(gòu)水平及公司治理結(jié)構(gòu)指標(biāo)的選取?；跀?shù)據(jù)的客觀性和可取性，本文借鑒白重恩等（2005）［4］及南開大學(xué)公司治理研究中心公司治理評(píng)價(jià)課題組和李維安（2006）［5］等人的研究，選取股權(quán)治理、董事會(huì)特征、高管激勵(lì)與信息披露4 個(gè)維度共計(jì)13 項(xiàng)的公司治理變量作為主成分分析的原始指標(biāo)體系（如表3 所示），對(duì)其進(jìn)行數(shù)據(jù)降維，提取主要信息，使用主成分綜合得分評(píng)價(jià)公司的治理水平。

表3 主成分分析的原始指標(biāo)體系

3.1.2 主成分分析可行性檢驗(yàn)

利用主成分分析進(jìn)行降維時(shí)，要求原有數(shù)據(jù)之間具有較強(qiáng)的相關(guān)性。本文用KMO 和Bartlett 球形度檢驗(yàn)對(duì)主成分分析的使用性進(jìn)行檢驗(yàn)。2015～2017 年公司治理原始指標(biāo)體系的KMO 度量值和Bartlett 的球形度檢驗(yàn)值（結(jié)果表略）。KMO 度量值均大于0.6，并且Bartlett 的球形度檢驗(yàn)值所對(duì)應(yīng)的p 值均＜0.001，符合做主成分分析的數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)。

3.1.3 主成分提取

由于篇幅有限，2017 年主成分分析法因子貢獻(xiàn)率的結(jié)果表略。前5 個(gè)因子的特征根大于1，而且前5 大因子的特征根之和占了總特征根的74.14%，表明提取的前5 個(gè)因子解釋度可以達(dá)到74.14%。本文認(rèn)為提取的前五大因子基本能夠反映原始變量的相關(guān)信息。

3.1.4 公司治理綜合得分

本文以選取的各主成分的方差貢獻(xiàn)率占所選取主成分的總方差貢獻(xiàn)率比重作為權(quán)數(shù)，加權(quán)計(jì)算主成分的綜合得分。加權(quán)計(jì)算公式為：

其中si為第i個(gè)主成分的方差貢獻(xiàn)率，F(xiàn)i為第i個(gè)主成分的因子得分——基于特征向量計(jì)算，n為選取主成分的個(gè)數(shù)，G為主成分綜合得分。2017 年主成分得分系數(shù)矩陣結(jié)果如表4 所示。

通過(guò)對(duì)2015～2017 年上證全股指數(shù)所包含股票的公司治理指數(shù)的計(jì)算（結(jié)果如表5 所示），本文發(fā)現(xiàn)2015～2017 公司治理指數(shù)的平均值和中位數(shù)雖然3 年來(lái)整體變化不大，但是處于穩(wěn)步上升階段，而且公司治理之間的差異在逐年以較小地幅度增大。將公司的治理得分按照60 以下、60～80、80～100 分成3 個(gè)區(qū)間，發(fā)現(xiàn)2015～2017 年間公司治理得分位于80 分以上的比例在逐年提升，且在60 以下的公司比例也在逐年下降。證監(jiān)會(huì)近年來(lái)強(qiáng)調(diào)良好的公司治理可以有效推進(jìn)上市公司提升質(zhì)量，同時(shí)加強(qiáng)對(duì)公司治理的監(jiān)管，我國(guó)公司治理水平確在逐年提升。但是我國(guó)資本市場(chǎng)仍不是十分成熟，國(guó)企數(shù)量占多以及一股獨(dú)大的股權(quán)結(jié)構(gòu)仍需要完善。

表4 2017 年主成分得分系數(shù)矩陣

表5 2015～2017 公司治理指數(shù)整體概況

3.2 描述性統(tǒng)計(jì)

通過(guò)計(jì)算獲得所需驗(yàn)證的各個(gè)因子后，本文對(duì)各個(gè)因子進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)分析，檢驗(yàn)各個(gè)因子的性質(zhì)及均值是否顯著異于0。描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果如表6 所示。

表6 因子描述分析

表6 中可以看出，市場(chǎng)因子均值為0.22%，標(biāo)準(zhǔn)差為8.93%。本文研究區(qū)間位于2015～2017年，由于經(jīng)歷了一次股災(zāi)，2015 下半年股市低迷，整體大盤走低；同時(shí)投資者對(duì)股市信心不足，股票收益率整體處于較低的水平，使得市場(chǎng)因子未顯著大于0。

規(guī)模因子和價(jià)值因子分別在10%和5%的水平下顯著，表明在中國(guó)股票市場(chǎng)中存在顯著的規(guī)模效應(yīng)和價(jià)值效應(yīng)。規(guī)模因子的均值是0.17%，而價(jià)值因子的均值是2.34%，說(shuō)明在中國(guó)A 股市場(chǎng)中，價(jià)值因素帶來(lái)的溢價(jià)高于規(guī)模因素帶來(lái)的溢價(jià)。在對(duì)規(guī)模這一維度進(jìn)行分組時(shí)，依據(jù)市值與賬面價(jià)值比的大小進(jìn)行排序，價(jià)值因子2.34%的溢價(jià)與投資者更加偏好價(jià)值型公司的投資行為相符。其中公司治理因子的均值為0.62%，標(biāo)準(zhǔn)差為2.27%，在5%的顯著性水平下不為0，說(shuō)明公司治理因素對(duì)股票市場(chǎng)收益率存在影響，公司治理水平越高的投資組合，其回報(bào)率越高，因此將公司治理因子加入Fama-French 三因子模型中具有一定的理論意義。

3.3 Fama-French 三因子模型和四因子擴(kuò)展模型的比較

3.3.1 四因子擴(kuò)展模型的相關(guān)性分析

Fama-French（2015）發(fā)現(xiàn)，在三因子模型中加入代表盈利能力的RMW因子和代表投資因子的CMA因子后，模型的解釋能力更強(qiáng)，但是價(jià)值因子HML因子成為冗余變量。因此在對(duì)模型進(jìn)行回歸之前，本文對(duì)因子進(jìn)行相關(guān)性檢驗(yàn)，檢驗(yàn)公司治理因子EMD是否與其他因子存在共線性。本文利用SPSS 進(jìn)行共線性診斷，檢驗(yàn)結(jié)果如表7和表8 所示，結(jié)果顯示4 個(gè)因子的VIF 均小于5，及表中的條件指數(shù)顯著小于30，進(jìn)一步驗(yàn)證擴(kuò)展模型中的四因子之間不存在明顯的共線性問題。

表7 共線性診斷-VIF

表8 共線性診斷-特征值、條件指數(shù)

3.3.2 回歸結(jié)果分析

參考羅林（2003）［22］對(duì)市場(chǎng)因子檢驗(yàn)的研究，本文分別對(duì)Fama-French 三因子模型及考慮了公司治理因子EMD的擴(kuò)展模型進(jìn)行回歸，表9 和表10 展示了式（1）和式（2）的回歸結(jié)果。

表9 Fama-French 三因子模型和四因子擴(kuò)展模型系數(shù)顯著性對(duì)比

續(xù) 表

通過(guò)對(duì)回歸結(jié)果進(jìn)行分析發(fā)現(xiàn)三因子模型和考慮了公司治理因子的四因子擴(kuò)展模型截距項(xiàng)不顯著，說(shuō)明多因子模型中的市場(chǎng)因子MKT、規(guī)模因子SMB、價(jià)值因子HML和公司治理因子EMD能夠很好地解釋系統(tǒng)性風(fēng)險(xiǎn)。此外，三因子和擴(kuò)展模型的R2的平均值為90%左右，說(shuō)明三因子模型和擴(kuò)展模型很大程度上能夠解釋我國(guó)股市的收益率。三因子模型的R2平均值為89.95%，說(shuō)明投資組合的回報(bào)率中89.95%可以由市場(chǎng)因子MKT、規(guī)模因子SMB和價(jià)值因子HML因子解釋；加入公司治理因子EMD后的擴(kuò)展模型R2平均值為90.92%，投資組合的回報(bào)率中90.92%可以由市場(chǎng)因子MKT、規(guī)模因子SMB、價(jià)值因子HML和公司治理因子EMD解釋，公司治理因子EMD的加入使系統(tǒng)性風(fēng)險(xiǎn)對(duì)股票組合的回報(bào)率提高了0.97%，提高比率為1.08%。從R2對(duì)比來(lái)看，公司治理水平對(duì)股票回報(bào)率具有一定的解釋能力，但這種解釋能力并不突出。

從因子回歸系數(shù)的顯著性來(lái)看，擴(kuò)展模型中的公司治理因子，在本文選取的6 個(gè)投資組合中有3 個(gè)不顯著，說(shuō)明公司治理水平對(duì)我國(guó)股票回報(bào)率的影響力較弱；同時(shí)，與規(guī)模因子SMB和價(jià)值因子HML相比，公司治理因子EMD的回歸系數(shù)更小，進(jìn)而驗(yàn)證了公司治理溢價(jià)對(duì)我國(guó)股票投資組合的回報(bào)率的邊際貢獻(xiàn)率有限。

表11 R2 改善效果對(duì)比 單位：%

將6 個(gè)投資組合按照規(guī)模進(jìn)行對(duì)比分析，結(jié)果如表11 所示。本文發(fā)現(xiàn)在大規(guī)模組中，擴(kuò)展模型R2的提高效果更加顯著。規(guī)模因子SMB顯著為正，表明小規(guī)模公司的投資組合回報(bào)率高于大規(guī)模公司的投資組合回報(bào)率。加入公司治理因子EMD，大規(guī)模組的多因子模型R2提高更多；結(jié)合前文的主成分分析，規(guī)模更大的公司，公司治理水平越高，說(shuō)明大規(guī)模組中，公司治理因子EMD可以補(bǔ)償由規(guī)模因素引起的回報(bào)率的降低。

同理，將6 個(gè)投資組合從賬面市值比這一角度分開來(lái)看，發(fā)現(xiàn)在低賬面市值比組中，擴(kuò)展模型R2的提高效果更加顯著。價(jià)值因子HML顯著為正，表明低賬面市值比公司的投資組合回報(bào)率高于高賬面市值比公司的投資組合回報(bào)率。加入公司治理因子EMD，低賬面市值比組的多因子模型R2提高更多，說(shuō)明低賬面市值比組中，公司治理因子EMD可以補(bǔ)償由價(jià)值因素引起的回報(bào)率的降低。

4 結(jié)論與展望

高水平的公司治理確實(shí)能為企業(yè)帶來(lái)回報(bào)率溢價(jià)，但是將公司治理因子EMD加入到Fama-French 三因子模型中，發(fā)現(xiàn)與規(guī)模因子SMB和價(jià)值因子HML相比，其對(duì)股票組合收益率的邊際貢獻(xiàn)并不突出。在三因子模型中加入公司治理因子EMD后，擴(kuò)展模型相比原來(lái)的三因子模型改善效果有限。

本文認(rèn)為主要原因如下：

我國(guó)公司治理信息傳遞機(jī)制不完善，上市公司通過(guò)各種形式（如年報(bào)、公告和新聞報(bào)道等）把公司治理信息披露給投資者，沒有建立統(tǒng)一的公司治理信息披露制度。另外，我國(guó)股票市場(chǎng)起步晚，監(jiān)管機(jī)制不完善，內(nèi)幕知情者利用虛假信息惡意炒作等現(xiàn)象時(shí)有發(fā)生。基于我國(guó)股票市場(chǎng)中個(gè)人投資者居多、投資者有限理性的現(xiàn)狀，絕大多數(shù)投資者不能真實(shí)地判斷上市公司治理水平的高低，公司治理信息不能有效地傳導(dǎo)到投資者，進(jìn)而引致羊群效應(yīng)。

當(dāng)公司治理信息有效且真實(shí)地傳導(dǎo)到投資者時(shí)，公司治理水平能夠反應(yīng)到股票價(jià)格當(dāng)中。從公司治理體系的4 個(gè)方面分析，董事會(huì)特征和股權(quán)結(jié)構(gòu)影響公司的資本結(jié)構(gòu)，信息透明度和管理層激勵(lì)影響企業(yè)價(jià)值。本文認(rèn)為公司治理影響公司的資本結(jié)構(gòu)和價(jià)值，進(jìn)而影響股票的回報(bào)率。公司治理水平相當(dāng)于一個(gè)間接因子來(lái)影響股票收益率，一系列的傳導(dǎo)路徑削弱了公司治理因子EMD對(duì)股票收益率的貢獻(xiàn)。

由本文對(duì)公司治理的描述性統(tǒng)計(jì)可知，高治理水平的公司占比較少，而且接近于60%的公司治理得分為60 分以下，說(shuō)明我國(guó)公司治理狀況集中于中等偏下水平。當(dāng)構(gòu)造投資組合時(shí)，出現(xiàn)所選取股票的大部分公司治理水平不高，造成不同股票組合的公司治理水平差異化較小，因此帶來(lái)的公司治理溢價(jià)不明顯，造成擴(kuò)展模型對(duì)三因子模型的改善效果甚微。

2018 年10 月1 日，證監(jiān)會(huì)發(fā)布已修訂的《上市公司治理準(zhǔn)則》，強(qiáng)調(diào)加強(qiáng)對(duì)公司治理的監(jiān)管，規(guī)范上市公司運(yùn)作，提升上市公司治理水平。上市公司治理水平的提高將加強(qiáng)信息披露的有效性，對(duì)于投資者而言，能更容易地從披露的內(nèi)容中獲取有效信息，公司治理信息傳遞機(jī)制更加完善。因此，隨著公司治理水平的提高，其將對(duì)投資回報(bào)率產(chǎn)生更為顯著的影響，在多因子模型中對(duì)股票回報(bào)率的邊際貢獻(xiàn)程度將有所提高，加入公司治理因子EMD的Fama-French 擴(kuò)展模型在中國(guó)股票市場(chǎng)的適用性會(huì)更強(qiáng)。在未來(lái)的研究中，本文將擴(kuò)大樣本進(jìn)一步設(shè)計(jì)實(shí)證模型，利用市場(chǎng)中的數(shù)據(jù)對(duì)公司治理水平對(duì)股票資產(chǎn)定價(jià)的影響及其原因進(jìn)行機(jī)理分析和檢驗(yàn)。