1、 HYPERLINK / 基于公司會(huì)計(jì)和治理信息的財(cái)務(wù)困境預(yù)測(cè)模型研究 袁衛(wèi)秋（南京財(cái)經(jīng)大學(xué)會(huì)計(jì)學(xué)院，江蘇 南京 210046） 摘要：本文以2005年上半年滬深兩市中首次被ST的52家公司和52家非ST公司為研究對(duì)象，同時(shí)利用這些上市公司的會(huì)計(jì)信息和公司治理信息來(lái)構(gòu)建財(cái)務(wù)困境預(yù)測(cè)模型。研究結(jié)果表明：（1）公司治理特征對(duì)公司陷入財(cái)務(wù)困境具有顯著的阻礙；（2）公司治理信息不能為財(cái)務(wù)信息所覆蓋。一方面,講明公司治理結(jié)構(gòu)對(duì)公司的財(cái)務(wù)安全具有重要的阻礙，另一方面也講明今后在研究和構(gòu)建財(cái)務(wù)困境預(yù)測(cè)模型的時(shí)候，不僅要考慮會(huì)計(jì)信息，還應(yīng)考慮公司治理信息等，以構(gòu)建出更為有效的預(yù)測(cè)模型。關(guān)鍵詞：會(huì)計(jì)信息；公司治

2、理信息；財(cái)務(wù)困境；預(yù)測(cè)模型作者簡(jiǎn)介：袁衛(wèi)秋，南京財(cái)經(jīng)大學(xué)會(huì)計(jì)學(xué)院教師，上海財(cái)經(jīng)大學(xué)統(tǒng)計(jì)系博士生。中圖類分類號(hào)：F276.6 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A引 言自Beaver1966年在其開(kāi)創(chuàng)性的論文“Financial Ratios as Predictors of Failure”中提出公司財(cái)務(wù)困境的預(yù)測(cè)模型以來(lái)，關(guān)于這一領(lǐng)域的研究就一直方興未艾。三十多年來(lái)，學(xué)者們?yōu)榱颂岣吣Ｐ偷念A(yù)測(cè)能力，不斷地對(duì)模型的構(gòu)建方法進(jìn)行探究，從最初Beaver（1966）提出的一元判不模型、Altman（1968、1977）提出的多元線性判不模型、Ohlson（1980）提出的Logistic回歸模型，到新近Coats 和 F

3、ant（1991）提出的神經(jīng)網(wǎng)絡(luò)模型、Lindsay 和 Campbell（1994）提出的混沌理論模型、Charitou 和 Trigeorgis（2000）提出的期權(quán)理論模型等。然而，新近進(jìn)展起來(lái)的預(yù)測(cè)方法由于理解和具體操作上的過(guò)于復(fù)雜以及并沒(méi)有顯著改善模型的預(yù)測(cè)能力，因而在學(xué)術(shù)文獻(xiàn)中研究者廣泛采納的仍是傳統(tǒng)的三大方法。這就意味著假如依舊僅僅停留在預(yù)測(cè)方法的改善上，則這一領(lǐng)域的研究將專門(mén)難接著向前推進(jìn)。也許正是基于這一點(diǎn)，近年來(lái)，一些研究人員開(kāi)始從構(gòu)建模型的指標(biāo)上進(jìn)行深入考慮，他們不再局限于僅僅利用會(huì)計(jì)信息來(lái)構(gòu)建模型，而是單獨(dú)或同時(shí)利用公司治理信息等來(lái)構(gòu)建模型，從而為財(cái)務(wù)困境預(yù)測(cè)模型的研究

4、開(kāi)發(fā)了一個(gè)新的局面。從文獻(xiàn)上來(lái)看，Simpson和Gleason1大概是第一個(gè)利用公司治理信息來(lái)構(gòu)建財(cái)務(wù)危機(jī)預(yù)測(cè)模型的。1999年，Simpson和Gleason在“董事會(huì)結(jié)構(gòu)，所有權(quán)結(jié)構(gòu)，和銀行企業(yè)的財(cái)務(wù)困境”一文中，選取了近300家銀行企業(yè)作為研究樣本。研究表明，除CEO與董事長(zhǎng)兩職合一對(duì)公司陷入財(cái)務(wù)困境的概率有顯著阻礙外，其他指標(biāo)均沒(méi)有顯著阻礙。2001年，Elloumi和Gueyie2 在其“財(cái)務(wù)困境和公司治理：一項(xiàng)經(jīng)驗(yàn)分析”一文中，以加拿大的92家商業(yè)公司為研究樣本。研究發(fā)覺(jué)：（1）財(cái)務(wù)困境公司和健康公司的董事會(huì)構(gòu)成存在顯著差異，財(cái)務(wù)困境公司的外部董事比例顯著較低；（2）對(duì)經(jīng)歷CEO

5、變換的財(cái)務(wù)困境公司而言，董事會(huì)構(gòu)成在財(cái)務(wù)困境和財(cái)務(wù)健康公司之間沒(méi)有顯著差異，外部董事比例并不存在顯著差異；（3）CEO與董事長(zhǎng)是否兼職，在財(cái)務(wù)困境公司和財(cái)務(wù)健康公司之間沒(méi)有顯著差異；（4）經(jīng)歷過(guò)CEO變換的財(cái)務(wù)困境公司受兩職合一結(jié)構(gòu)的阻礙顯著，經(jīng)歷過(guò)CEO變換的財(cái)務(wù)困境公司，由CEO操縱的董事會(huì)顯著較少。2004年，Lee和Yeh3在“公司治理和財(cái)務(wù)困境：來(lái)自于臺(tái)灣的證據(jù)”一文中，以19961999年發(fā)生財(cái)務(wù)困境的45家臺(tái)灣上市公司為初始樣本，然后依照同行業(yè)和相近規(guī)模的原則選擇了88家沒(méi)有發(fā)生財(cái)務(wù)困境的上市公司作為配對(duì)樣本，最終得到133家。研究發(fā)覺(jué)，反映公司治理特征中的絕大多數(shù)指標(biāo)都對(duì)公司發(fā)

6、生財(cái)務(wù)困境的概率有顯著阻礙，而反映公司財(cái)務(wù)特征的指標(biāo)卻只有一個(gè)有顯著阻礙。相關(guān)于國(guó)外學(xué)者而言，國(guó)內(nèi)學(xué)者關(guān)于企業(yè)財(cái)務(wù)困境的研究起步較晚，1999年以后才陸續(xù)出現(xiàn)了以會(huì)計(jì)信息為基礎(chǔ)建立的財(cái)務(wù)困境預(yù)測(cè)模型，這其中以陳靜（1999）4、張玲（2000）5、吳世農(nóng)和盧賢義（2001）6的研究最具有代表性。然而，縱觀這些研究能夠發(fā)覺(jué)，幾乎所有的預(yù)測(cè)模型都只是基于會(huì)計(jì)信息，而利用公司治理信息進(jìn)行財(cái)務(wù)困境預(yù)測(cè)模型的研究卻專門(mén)少見(jiàn)。然而，在信息不對(duì)稱的市場(chǎng)中，僅僅以會(huì)計(jì)信息為基礎(chǔ)的模型未必具有最佳預(yù)測(cè)效果。因?yàn)樨?cái)務(wù)困境的發(fā)生，除了公司營(yíng)運(yùn)方面出現(xiàn)問(wèn)題外，尚有公司大股東違法挪用公司資產(chǎn)、提供違規(guī)擔(dān)保、董事和監(jiān)事功

7、能弱化等其他緣故。這類問(wèn)題，無(wú)法單獨(dú)利用財(cái)務(wù)報(bào)表中的信息進(jìn)行診斷。因此除了利用傳統(tǒng)的會(huì)計(jì)信息外，還應(yīng)考慮利用公司治理等信息來(lái)進(jìn)行上市公司財(cái)務(wù)困境的預(yù)測(cè)。鑒于以上認(rèn)識(shí)，本文試圖在借鑒國(guó)外研究的基礎(chǔ)上，同時(shí)利用會(huì)計(jì)信息和公司治理信息進(jìn)行指標(biāo)設(shè)計(jì)，并利用Logistic回歸模型來(lái)構(gòu)建我國(guó)上市公司的財(cái)務(wù)困境預(yù)測(cè)模型，以期發(fā)覺(jué)：（1）公司治理特征是否對(duì)公司陷入財(cái)務(wù)困境具有顯著的阻礙；（2）財(cái)務(wù)信息是否能覆蓋公司治理信息。研究設(shè)計(jì)一、樣本選擇本文的樣本包含ST樣本和非ST樣本。關(guān)于ST樣本，本文選擇以2005年上半年滬深兩市中首次被ST的54家上市公司為初始樣本，剔除2家2002年上市的公司，最終以52家

8、ST公司作為研究樣本。關(guān)于非ST樣本，本文采取1：1配對(duì)的方法，即對(duì)應(yīng)每一個(gè)ST公司，按行業(yè)相同、總資產(chǎn)規(guī)模相近的原則1，選擇一個(gè)非ST公司，如此共選出52家非ST公司作為配對(duì)樣本。以上兩類樣本共包括104家上市公司，為了切實(shí)檢驗(yàn)?zāi)Ｐ偷念A(yù)測(cè)能力，從上述兩類樣本中分不隨機(jī)抽取出10家，即共20家上市公司重新組成一組，作為檢驗(yàn)樣本用來(lái)檢驗(yàn)預(yù)測(cè)模型的有效性；其余的84家上市公司組成另一組用來(lái)構(gòu)建財(cái)務(wù)困境預(yù)測(cè)模型2。二、指標(biāo)選擇1.會(huì)計(jì)信息指標(biāo)國(guó)內(nèi)專門(mén)多學(xué)者差不多從會(huì)計(jì)信息角度、利用財(cái)務(wù)比率指標(biāo)，對(duì)公司財(cái)務(wù)困境的預(yù)測(cè)進(jìn)行的實(shí)證研究。盡管不同學(xué)者得出的預(yù)測(cè)公司發(fā)生財(cái)務(wù)困境的有效財(cái)務(wù)比率指標(biāo)不同，但研究結(jié)

9、果類似，即差不多上差不多上從公司的償債能力、盈利能力、營(yíng)運(yùn)能力、成長(zhǎng)能力、以及現(xiàn)金流量等方面進(jìn)行研究的。依照這些學(xué)者的研究，本文共選用16個(gè)會(huì)計(jì)信息指標(biāo)，分為5組，各指標(biāo)的詳細(xì)講明如表1所示。表1 會(huì)計(jì)信息指標(biāo)講明組不指標(biāo)名稱符號(hào)表示計(jì)算公式償債能力 流淌比率流淌負(fù)債總負(fù)債比長(zhǎng)期負(fù)債資產(chǎn)比資產(chǎn)負(fù)債率X1X 2X 3X 4流淌資產(chǎn)/流淌負(fù)債流淌負(fù)債/總負(fù)債長(zhǎng)期負(fù)債/總資產(chǎn)負(fù)債總額/資產(chǎn)總額營(yíng)運(yùn)能力 總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率存貨周轉(zhuǎn)率應(yīng)收賬款周轉(zhuǎn)率X 5X 6X 7主營(yíng)業(yè)務(wù)收入/平均總資產(chǎn)主營(yíng)業(yè)務(wù)成本/平均存貨主營(yíng)業(yè)務(wù)收入/平均應(yīng)收賬款成長(zhǎng)能力 主營(yíng)利潤(rùn)增長(zhǎng)率總資產(chǎn)增長(zhǎng)率凈利潤(rùn)增長(zhǎng)率X 8X 9X 10（本期

10、主營(yíng)業(yè)務(wù)利潤(rùn)上期主營(yíng)業(yè)務(wù)利潤(rùn)）/abs（上期主營(yíng)業(yè)務(wù)利潤(rùn)）（本期總資產(chǎn)上期總資產(chǎn)）/上期總資產(chǎn)（本期凈利潤(rùn)上期凈利潤(rùn)）/abs（上期凈利潤(rùn)）盈利能力 經(jīng)營(yíng)凈利率經(jīng)營(yíng)毛利率資產(chǎn)利潤(rùn)率凈資產(chǎn)收益率主營(yíng)業(yè)務(wù)利潤(rùn)與利潤(rùn)總額比X 11X 12X 13X 14X 15凈利潤(rùn)/主營(yíng)業(yè)務(wù)收入主營(yíng)業(yè)務(wù)利潤(rùn)/主營(yíng)業(yè)務(wù)收入利潤(rùn)總額/平均總資產(chǎn)凈利潤(rùn)/股東權(quán)益主營(yíng)業(yè)務(wù)利潤(rùn)/abs（總利潤(rùn)）現(xiàn)金流量狀況 每股經(jīng)營(yíng)活動(dòng)現(xiàn)金流量?jī)纛~X 16經(jīng)營(yíng)活動(dòng)現(xiàn)金流量?jī)纛~/總股數(shù)注：表中的abs（？）表示對(duì)括號(hào)中的值取絕對(duì)值。2.公司治理信息指標(biāo)當(dāng)前世界各國(guó)正在努力推動(dòng)公司治理，以防范公司發(fā)生嚴(yán)峻弊端與危機(jī)，并進(jìn)一步提高公司的績(jī)效，中

11、國(guó)也不例外。只是在中國(guó)如此一個(gè)新興市場(chǎng)中，外部公司治理機(jī)制功能相當(dāng)薄弱，只能偏重內(nèi)部公司治理機(jī)制來(lái)確保治理者的行為，以降低代理問(wèn)題；此外，由于中國(guó)上市公司的年報(bào)對(duì)公司治理信息的披露有限，考慮到資料的可獲得性與適用性，本文僅限于內(nèi)部公司治理機(jī)制，即從股權(quán)結(jié)構(gòu)、董事會(huì)、治理層的特性方面，對(duì)上市公司財(cái)務(wù)困境的預(yù)測(cè)進(jìn)行研究。(1)股權(quán)結(jié)構(gòu)一般來(lái)講，股權(quán)結(jié)構(gòu)有兩層含義：一是指股權(quán)構(gòu)成；二是指股權(quán)集中度。關(guān)于股權(quán)結(jié)構(gòu)在公司治理中的作用及效率的研究，不管是國(guó)外依舊中國(guó)的學(xué)者，都還沒(méi)有取得一致的結(jié)論。股權(quán)構(gòu)成股權(quán)構(gòu)成是指各個(gè)不同背景的股東集團(tuán)分不持有股份的多少，即國(guó)家股東、法人股東、社會(huì)公眾股東的各自持股比例

12、。許小年(1997)對(duì)上市公司的經(jīng)驗(yàn)研究結(jié)果表明，國(guó)有股比例越高的公司，績(jī)效越差；法人股比例越高的公司，績(jī)效越好；流通股比例與公司績(jī)效差不多無(wú)關(guān)。陳曉和江東（2000）發(fā)覺(jué)，在競(jìng)爭(zhēng)性較強(qiáng)的行業(yè)，國(guó)有股比例與公司業(yè)績(jī)負(fù)相關(guān)，流通股比例與公司業(yè)績(jī)正相關(guān)；而在競(jìng)爭(zhēng)性較弱的行業(yè)則沒(méi)有發(fā)覺(jué)這些結(jié)果。陳小悅和徐曉東（2001）發(fā)覺(jué)，國(guó)有股比例和法人股比例與企業(yè)業(yè)績(jī)之間沒(méi)有顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系，但在公司治理對(duì)外部投資者利益缺乏愛(ài)護(hù)的情況下，流通股比例與企業(yè)業(yè)績(jī)之間負(fù)相關(guān)。以上學(xué)者的研究表明股權(quán)構(gòu)成對(duì)公司發(fā)生財(cái)務(wù)困境有顯著阻礙。本文選用國(guó)有股比例、法人股比例、社會(huì)公眾股比例等3個(gè)指標(biāo)來(lái)衡量上市公司的股權(quán)構(gòu)成。股權(quán)

13、集中度在公司治理中的作用，股權(quán)集中度要緊表現(xiàn)兩種相反的效應(yīng)，即利益趨同效應(yīng)和利益侵占效應(yīng)。Shleifer和Vishny（1986）指出，股權(quán)集中型公司相關(guān)于股權(quán)分散型公司具有較高的盈利能力和市場(chǎng)表現(xiàn)。Agrawal和Mdelker (1990)認(rèn)為，當(dāng)股權(quán)越集中于大股東手中時(shí)，其越有動(dòng)機(jī)監(jiān)督治理者，因而可提高公司價(jià)值。另一方面，Leech和Leahy（1991）的研究顯示，股權(quán)集中度與企業(yè)價(jià)值及利潤(rùn)率之間顯著負(fù)相關(guān)。Mudambi和Nicosia (1998) 也發(fā)覺(jué)股權(quán)集中度與公司業(yè)績(jī)之間存在負(fù)相關(guān)。LaPorta（1999）等人則認(rèn)為，在缺乏外部操縱威脅，或者外部股東類型多元化的情況下，

14、股權(quán)分散型公司的績(jī)效和市場(chǎng)價(jià)值要優(yōu)于股權(quán)集中型公司。國(guó)內(nèi)學(xué)者也有這方面的研究，但也沒(méi)有得到一致的結(jié)論。許小年和王燕（1998）、張紅軍（2000）等人發(fā)覺(jué)，股權(quán)集中度與公司績(jī)效存在正相關(guān)關(guān)系。然而施東暉（2001）的研究顯示，股權(quán)分散型公司的盈利能力和市場(chǎng)表現(xiàn)都要好于股權(quán)集中型公司；鄭德程和沈華珊（2002）也認(rèn)為，股權(quán)高度集中與公司的經(jīng)營(yíng)績(jī)效存在負(fù)相關(guān)關(guān)系。孫永祥和黃祖輝（1999）、吳淑琨（2002）、白重恩等（2005）發(fā)覺(jué)，第一大股東持股比例與公司業(yè)績(jī)呈正“U”形關(guān)系。以上學(xué)者的研究表明股權(quán)集中度對(duì)公司發(fā)生財(cái)務(wù)困境有顯著阻礙。本文選用第一大股東持股比例、第一大股東操縱力3、赫芬德?tīng)枺℉

15、erfindahl）指數(shù)4等3個(gè)指標(biāo)來(lái)衡量。(2)董事會(huì)特性董事會(huì)作為所有者與治理者之間的橋梁，代表并維護(hù)股東的權(quán)益。董事會(huì)功能大小視其特性而定，因?yàn)槎聲?huì)特性將阻礙代理成本、公司績(jī)效以及公司的生存狀況。董事會(huì)規(guī)模20世紀(jì)90年代往常，部分研究支持大規(guī)模董事會(huì)，認(rèn)為大規(guī)模董事會(huì)提供多角度的決策咨詢，關(guān)心企業(yè)獲得必要的資源，建立企業(yè)良好的外在形象，降低CEO操縱董事會(huì)的可能。如Zahra和Pearce (1989)指出，董事會(huì)規(guī)模將左右董事會(huì)功能的發(fā)揮，規(guī)模越大時(shí)，公司績(jī)效越好。但董事會(huì)規(guī)模過(guò)大，除了容易產(chǎn)生董事會(huì)成員間溝通與協(xié)調(diào)的困難，還往往滋生董事會(huì)成員“搭便車”的動(dòng)機(jī)，因此董事會(huì)規(guī)模也并不

16、一定越大越好。孫永祥和章融（2000）發(fā)覺(jué)，我國(guó)上市公司的董事會(huì)規(guī)模與公司績(jī)效負(fù)相關(guān)，董事會(huì)規(guī)模越小，公司績(jī)效越佳；沈藝峰和張俊生（2001）認(rèn)為董事會(huì)規(guī)模過(guò)大是ST公司董事會(huì)治理失敗的緣故之一。以上學(xué)者的研究表明董事會(huì)規(guī)模對(duì)公司發(fā)生財(cái)務(wù)困境具有顯著阻礙，因此本文選用該指標(biāo)。兩職是否合一按照代理理論，公司是通過(guò)托付人與代理人之間的一組契約而聯(lián)結(jié)起來(lái)的。理論上往往假定股東是托付人，總經(jīng)理是代理人。而董事長(zhǎng)則可能既是托付人，又是代理人，因?yàn)槎麻L(zhǎng)往往自身確實(shí)是公司的股東，同時(shí)又代表全體股東行使董事長(zhǎng)的權(quán)力。代理理論提倡總經(jīng)理與董事長(zhǎng)兩職分離，因?yàn)樽鳛榇砣说目偨?jīng)理并不總是從股東的利益動(dòng)身，有時(shí)會(huì)從

17、自身的利益動(dòng)身從事經(jīng)營(yíng)活動(dòng)，因此需要單獨(dú)另設(shè)董事長(zhǎng)來(lái)監(jiān)督。假如董事長(zhǎng)與總經(jīng)理合一，則無(wú)疑存在著自己監(jiān)督自己的機(jī)制缺陷。董事會(huì)在執(zhí)行監(jiān)督考核功能時(shí)，專門(mén)難堅(jiān)守客觀和公正。Berg和Smith以財(cái)寶雜志200家公司為樣本的研究表明，兩職合一在一些行業(yè)中與公司績(jī)效正相關(guān)。Cannella和Lubatkin、Mallette和Fowler分不指出兩職合一與凈資產(chǎn)收益率具有弱的正相關(guān)性。Chaganti等發(fā)覺(jué)美國(guó)零售業(yè)中的公司是否破產(chǎn)與兩職合一并沒(méi)有相關(guān)性5。Rechner和Dalton（1991）選用財(cái)寶雜志500家公司中在多年期間具有穩(wěn)定治理結(jié)構(gòu)的公司作為樣本，發(fā)覺(jué)兩職合一公司的股票邊際收益率較高，

18、但不具有統(tǒng)計(jì)上的顯著性，兩職合一與凈資產(chǎn)收益率、投資收益率和邊際利潤(rùn)負(fù)相關(guān)。以上學(xué)者的研究表明，兩職合一與否對(duì)公司發(fā)生財(cái)務(wù)困境有顯著阻礙，因此本文選用該指標(biāo)。獨(dú)立董事比例Fama 和Jensen (1983)指出，獨(dú)立董事的介入，會(huì)降低公司治理和董事合謀的可能性，董事會(huì)的活力會(huì)得到加強(qiáng)。Weisbach (1988)發(fā)覺(jué)，外部董事比例越高，不良績(jī)效治理者被解雇的可能性越大，公司財(cái)務(wù)績(jī)效越好。Rosenstein 和Wyatt (1997)的研究同樣表明，獨(dú)立董事在董事會(huì)中的比例和公司的市場(chǎng)價(jià)值之間呈顯著的正相關(guān)。Huson，Parrino和Starks (2001)實(shí)證表明，外部董事比例越高，

19、公司績(jī)效越高。以上學(xué)者的研究表明，獨(dú)立董事比例對(duì)公司發(fā)生財(cái)務(wù)困境有顯著阻礙，因此本文選用該指標(biāo)。(3)治理層特性治理層特性是指治理者持有公司股份的比例。Jensen和Meckling （1976）運(yùn)用代理理論觀點(diǎn)，提出了利益收斂假講。他們認(rèn)為治理者的天然傾向是依照其自身的最大利益分配企業(yè)資源，這可能與外部股東的利益相沖突。但當(dāng)治理者在企業(yè)的利益越大時(shí)，治理者越可能有動(dòng)機(jī)使其利益與其余股東的利益協(xié)調(diào)一致，從而使得治理者與股東之間的利益沖突可能得以解決。因此能夠認(rèn)為，當(dāng)治理層持有公司的股票越多時(shí)，公司發(fā)生財(cái)務(wù)困境的可能性就越低。魏剛（2000）與于東智和谷立日（2001）等發(fā)覺(jué)，公司業(yè)績(jī)與治理層持

20、股比例之間不具有顯著的相關(guān)性；劉國(guó)亮和王加勝（2000）、袁國(guó)良等（2000）發(fā)覺(jué)，公司業(yè)績(jī)與治理層持股比例之間具有顯著的正相關(guān)關(guān)系。以上學(xué)者的研究盡管并沒(méi)有取得一致性的結(jié)論，但都表明治理層持股比例可能阻礙公司財(cái)務(wù)困境發(fā)生的概率，因此本文選用該指標(biāo)。以上各指標(biāo)的詳細(xì)講明列于表2之中。表2 公司治理信息指標(biāo)講明組不指標(biāo)設(shè)計(jì)符號(hào)表示計(jì)量公式股權(quán)結(jié)構(gòu)國(guó)有股比例法人股比例社會(huì)公眾股比例第一大股東持股比例第一大股東操縱力赫芬德?tīng)栔笖?shù)NSHPLSHPPSHPFSHPFSCH5國(guó)有股數(shù)/總股本非國(guó)有法人股數(shù)/總股本社會(huì)公眾股數(shù)/總股本第一大股東持股數(shù)/總股本第一大股東持股數(shù)/第二股東持股數(shù) 前五大股東持股比

21、例平方和董事會(huì)特性董事會(huì)規(guī)模兩職是否合一獨(dú)立董事比例BSDUALIBP董事會(huì)人數(shù)是，取值1；否，取值0獨(dú)立董事人數(shù)/董事會(huì)總?cè)藬?shù)治理層特性治理層持股比例MSHP治理層持股數(shù)/總股本 三、數(shù)據(jù)選擇與以往研究不同的是，本文沒(méi)有利用樣本公司T-1年和T-2年的有關(guān)數(shù)據(jù)，而是利用T-3的數(shù)據(jù)，即2002年的會(huì)計(jì)數(shù)據(jù)和公司治理數(shù)據(jù)。之因此不采納T-1 年(ST之前第一年，即2004年) 的數(shù)據(jù)預(yù)測(cè)2005 年的ST，這同ST的決定機(jī)制有關(guān)。2005 年被ST公司實(shí)際上是由于它們?cè)?003 年和2004年里連續(xù)虧損。因此,關(guān)于某一給定公司,在2004 年的時(shí)候我們就差不多明白該公司會(huì)可不能在2005年被S

22、T。因此，使用2004 年的信息預(yù)測(cè)2005 年公司財(cái)務(wù)困境事實(shí)上沒(méi)有意義。我們也沒(méi)有采納T-2年（ST之前第二年，即2003年）的數(shù)據(jù)，因?yàn)榧偃缫粋€(gè)公司在2003年有利潤(rùn),那么該公司即使在2004 年虧損,它在2005年也確信可不能被ST；而假如一個(gè)公司在2003 年虧損，基于這一年數(shù)據(jù)對(duì)2005 年ST的預(yù)測(cè)將變成簡(jiǎn)單的對(duì)2004 年虧損依舊盈利的預(yù)測(cè)。使用2002 年，即ST之前第三年的數(shù)據(jù)，則不存在這些問(wèn)題。此外，何沛俐、章早立（2002）7通過(guò)利用時(shí)序樣本實(shí)證研究發(fā)覺(jué)，在T-4年時(shí)，財(cái)務(wù)困境企業(yè)與正常企業(yè)之間的差異是不明顯的，公司財(cái)務(wù)困境的有效預(yù)測(cè)期往往以T-3年為起點(diǎn)。本文所用會(huì)計(jì)

23、信息和公司治理信息方面的數(shù)據(jù)要緊來(lái)CSMAR數(shù)據(jù)庫(kù)、證券之星網(wǎng)站以及上市公司的年度報(bào)告。四、模型選擇本文選擇使用Logistic回歸模型進(jìn)行上市公司財(cái)務(wù)困境的研究。這要緊是基于如下幾方面的考慮：第一，Logistic回歸模型對(duì)自變量的概率分布沒(méi)有具體要求，適用范圍更廣；第二，Logistic回歸模型在實(shí)際運(yùn)用中簡(jiǎn)單、方便。第三，國(guó)內(nèi)學(xué)者絕大多數(shù)都使用Logistic回歸模型，是研究財(cái)務(wù)困境的主流方法，如吳世農(nóng)和盧賢義（2001）、何沛俐和章早立（2002）等。Logistic 回歸模型的一般形式是： =1,2,，；其中，, 的值為自變量；（1, ）為在給定自變量, 值的條件下事件發(fā)生的概率；為

24、截距，為回歸系數(shù)。模型構(gòu)建與分析一、模型的建立及檢驗(yàn)1變量的篩選考慮到涉及的自變量較多，而這些變量差不多上通過(guò)定性分析得到的，它們是否確實(shí)對(duì)因變量有顯著阻礙并不明白，這就存在著如何選擇出對(duì)因變量有顯著阻礙的自變量問(wèn)題。從理論上講，n個(gè)自變量的所有可能子集構(gòu)成了2n1個(gè)回歸方程，對(duì)2n1個(gè)回歸方程都計(jì)算出相應(yīng)變量的統(tǒng)計(jì)量，通過(guò)這些統(tǒng)計(jì)量的比較，就可選出“最優(yōu)”的回歸方程。當(dāng)可供選擇的自變量不太多時(shí)，如此做是可行的。然而本文的自變量多達(dá)26個(gè)，要求出所有可能的回歸方程顯然是特不困難的。依照已有的建立多元線性回歸模型的三種方法：向前回歸法、向后回歸法、逐步回歸法，本文選用最受推崇的逐步回歸法。回歸結(jié)

25、果表明，社會(huì)公眾股比例（PSHP）與第一大股東持股比例（FSHP）2個(gè)公司治理變量進(jìn)入模型且通過(guò)顯著性檢驗(yàn)；資產(chǎn)負(fù)債率（X 4）、總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率（X 5）、流淌負(fù)債總負(fù)債比（X 2）、經(jīng)營(yíng)毛利率（X 12）等4個(gè)財(cái)務(wù)比率指標(biāo)進(jìn)入了模型。2模型的參數(shù)可能與檢驗(yàn)表3 模型的參數(shù)可能與檢驗(yàn)結(jié)果自變量系數(shù)值Wald卡方值相應(yīng)P值條件指數(shù)常數(shù)項(xiàng)（C）0.1870.3430.558社會(huì)公眾股比例（PSHP）-0.6312.7190.0761.145第一大股東持股比例（FSHP）-0.6082.8630.0831.040資產(chǎn)負(fù)債率（X4）1.3896.8640.0081.182總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率（X5）-1.716

26、9.6950.0021.224流淌負(fù)債總負(fù)債比（X2）1.0587.3890.0071.368經(jīng)營(yíng)毛利率（X12）-1.4057.7680.0051.483注：1.條件指數(shù)為自變量間的多重共線性檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量，由于其值遠(yuǎn)小于30，因此能夠認(rèn)為入選模型的6個(gè)自變量之間差不多不存在多重共線性問(wèn)題。2.Wald卡方值為自變量的顯著性檢驗(yàn)，相當(dāng)于一般線性回歸中自變量的t檢驗(yàn)值。3.P值為相伴概率值，與相當(dāng)于一般線性回歸中的P值含義相同。由p值能夠看出，各變量均在10以上的置信水平上高度顯著。4.模型的擬合度檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量是CoxSnell R2，類似于一般線性回歸中的R2，其值為0.507。由表3能夠得到Lo

27、gistic回歸方程： 3模型的預(yù)測(cè)能力檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)分析軟件（包括SPSS）中的Logistic回歸模型默認(rèn)分割點(diǎn)通常為0.5，即假如通過(guò)模型計(jì)算出來(lái)的某事件發(fā)生的概率大于或等于0.5，那么判定該事件發(fā)生，反之判定該事件不發(fā)生。事實(shí)上，由于真實(shí)的事件發(fā)生概率不一定為0.5，如此有可能造成預(yù)測(cè)偏差，為此，本文遵循以下步驟和原則進(jìn)行最佳分割點(diǎn)的選擇：第一步，選擇使總誤判率6最低的分割概率點(diǎn)；第二步，若第一步中有兩個(gè)或兩個(gè)以上相同的點(diǎn)，則在其中選擇第一類錯(cuò)誤7最小的點(diǎn)；第三步，若第二步中仍有相同的點(diǎn)，則在其中選擇第二類錯(cuò)誤8最小的點(diǎn)；第四步，若第三步中仍有相同的點(diǎn)，則在其中選擇分割概率點(diǎn)最小的點(diǎn)。由于分

28、割點(diǎn)與模型預(yù)測(cè)能力緊密相關(guān)，假如分割點(diǎn)設(shè)得過(guò)高，則發(fā)生第一類錯(cuò)誤的可能性就高，但現(xiàn)在發(fā)生第二類錯(cuò)誤的可能性就低；假如分割點(diǎn)設(shè)得過(guò)低，則會(huì)出現(xiàn)相反的情況。在推斷上市公司是否出現(xiàn)財(cái)務(wù)困境的情況下，發(fā)生第一類錯(cuò)誤的成本要高于發(fā)生第二類錯(cuò)誤的成本，即若財(cái)務(wù)狀況較差的公司誤判為財(cái)務(wù)正常公司的成本較高。因此，選擇模型的最佳分割點(diǎn)時(shí)，既要考慮到模型的總誤判率，也要考慮到第一類錯(cuò)誤發(fā)生的成本高于第二類錯(cuò)誤。如此，利用上述選擇最佳分割點(diǎn)的步驟和原則進(jìn)行實(shí)施后得到最佳分割點(diǎn)為0.40。具體檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表4。表4 模型的回判與預(yù)測(cè)結(jié)果原始值可能樣本 檢驗(yàn)樣本預(yù)測(cè)值合計(jì)回判準(zhǔn)確率預(yù)測(cè)值合計(jì)預(yù)測(cè)準(zhǔn)確率0101計(jì)數(shù)0339

29、4278.6821085.01933421910百分比078.621.410080.0%20.0100121.478.610010%90.0100注：最佳分割點(diǎn)為0.45由表4能夠看出，使用Logistic回歸模型對(duì)可能樣本進(jìn)行回判，在最佳分割點(diǎn)為0.45的條件下，42家非ST的公司有9家被誤判為ST公司，誤判率為21.4；42家被ST的公司有9家被誤判為非ST公司，誤判率為21.4.9?？傮w上看，84家上市公司有18家被錯(cuò)判，總誤判率為21.4，回判準(zhǔn)確率為78.6。在相同的分割點(diǎn)下，使用Logistic回歸模型對(duì)檢驗(yàn)樣本進(jìn)行預(yù)測(cè)，結(jié)果顯示，10家非ST的公司有2家被誤判為ST公司，誤判率為

30、20.0；10家ST公司中有1家被誤判為非ST公司，誤判率為10.0?？傮w而言，預(yù)測(cè)模型對(duì)檢驗(yàn)樣本的總誤判率為15.0，預(yù)測(cè)準(zhǔn)確率為85.0。二、模型的經(jīng)濟(jì)意義分析第一，從整體來(lái)看，社會(huì)公眾股比例、第一大股東持股比例、流淌負(fù)債資產(chǎn)比、資產(chǎn)負(fù)債率、總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率、經(jīng)營(yíng)毛利率等2個(gè)公司治理變量和4個(gè)財(cái)務(wù)比率變量均顯著，具有統(tǒng)計(jì)意義。這表明公司的股權(quán)結(jié)構(gòu)、償債能力、營(yíng)運(yùn)能力和盈利能力對(duì)公司是否發(fā)生財(cái)務(wù)困境均有顯著阻礙。第二，就方程中變量符號(hào)的含義而言，假如某個(gè)變量的系數(shù)為正，則在其它變量不變的情況下，此變量的值越大，得到的概率值p越接近于1，也確實(shí)是公司陷入財(cái)務(wù)困境的可能性越高。相反，假如某個(gè)變量的系

31、數(shù)為負(fù)，則在其它變量不變的情況，此變量的值越大，得到的概率值p越接近于0，也確實(shí)是公司陷入財(cái)務(wù)困境的可能性越低。也確實(shí)是講，假如某個(gè)變量的系數(shù)為正，那么該變量將增大公司陷入財(cái)務(wù)困境的可能性；反之，會(huì)減小公司陷入財(cái)務(wù)困境的可能性。由前面得到的模型能夠看出，社會(huì)公眾股比例（PSHP）、第一大股東持股比例（FSHP）、總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率（X 5）、經(jīng)營(yíng)毛利率（X 12）等3個(gè)變量的系數(shù)為負(fù)，表明在其它變量不變的條件下，其值越大，計(jì)算出的概率越小。而反映公司償債能力的兩個(gè)指標(biāo)流淌負(fù)債比例（X 2）與資產(chǎn)負(fù)債率（X 4）的系數(shù)符號(hào)為正，表明在其它變量不變的條件下，其值越大，計(jì)算出的概率越大。社會(huì)公眾股比例是衡

32、量上市公司股權(quán)構(gòu)成的指標(biāo)。此變量的系數(shù)為負(fù)，并通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，這表明社會(huì)公眾持股比例對(duì)財(cái)務(wù)困境有顯著阻礙，即社會(huì)公眾持股比例越高，公司發(fā)生財(cái)務(wù)困境的概率越低。社會(huì)公眾股的持有者大多是中小投資者，盡管他們沒(méi)有能力也沒(méi)有積極性通過(guò)公司的內(nèi)部治理機(jī)制對(duì)大股東或治理層實(shí)施直接的監(jiān)督，但他們能夠通過(guò)在股票市場(chǎng)上拋售股票對(duì)大股東或治理層施加壓力，迫使其努力經(jīng)營(yíng)，從而降低了公司的財(cái)務(wù)危機(jī)概率。第一大股東持股比例是衡量股權(quán)集中度的指標(biāo)。此變量的系數(shù)為負(fù)，并通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，這表明第一大股東持股比例對(duì)財(cái)務(wù)困境有顯著阻礙，即第一大股東持股比例越高，公司發(fā)生財(cái)務(wù)困境的概率越低。我國(guó)絕大多數(shù)上市公司差不多上由國(guó)有企業(yè)轉(zhuǎn)

33、變而來(lái)，第一大股東為國(guó)家股的公司占全部公司的65%9。上市公司的經(jīng)營(yíng)狀況有時(shí)被作為政府部門(mén)的業(yè)績(jī)指標(biāo)。因此，當(dāng)上市公司立即發(fā)生財(cái)務(wù)困境時(shí)，政府往往會(huì)出手相助，關(guān)心上市公司度過(guò)難關(guān)，幸免被ST的命運(yùn)。故而，第一大股東持股比例越大，越有“責(zé)任”和“義務(wù)”關(guān)心上市公司，公司發(fā)生財(cái)務(wù)困境的可能性就越小。董事會(huì)規(guī)模、兩職合一、獨(dú)立董事比例沒(méi)有進(jìn)入模型，講明董事會(huì)特性對(duì)公司發(fā)生財(cái)務(wù)困境沒(méi)有顯著阻礙。我國(guó)上市公司董事會(huì)成員大部分來(lái)自大股東，獨(dú)立董事專門(mén)難真正維護(hù)和保障中小股東的利益。此外，由于缺乏相應(yīng)的激勵(lì)機(jī)制使得獨(dú)立董事本身也沒(méi)有積極性去盡職盡責(zé)，因而獨(dú)立董事制度沒(méi)有真正發(fā)揮作用。治理層持股比例衡量了上市

34、公司治理層持有公司股份的情況。此變量沒(méi)有進(jìn)入模型，表明其對(duì)公司是否發(fā)生財(cái)務(wù)困境沒(méi)有顯著阻礙。目前中國(guó)上市公司治理層持股比例普遍過(guò)低，起不到應(yīng)有的激勵(lì)效果。在研究的樣本中，財(cái)務(wù)困境和健康公司的治理層持股比例的均值分不為0.0053和0.0136，遠(yuǎn)遠(yuǎn)低于國(guó)外公司水平總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率是一個(gè)反映公司營(yíng)運(yùn)能力的重要指標(biāo)，能夠用來(lái)分析公司全部資產(chǎn)的使用效率。其值越大，講明公司利用全部資產(chǎn)進(jìn)行經(jīng)營(yíng)的成果多、效率高，從而公司陷入財(cái)務(wù)困境的可能性較低；反之，總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率越低，則講明公司利用全部資產(chǎn)進(jìn)行經(jīng)營(yíng)活動(dòng)的成果少、效率低，從而公司陷入財(cái)務(wù)困境的可能性較高。經(jīng)營(yíng)毛利率是反映上市公司的盈利能力的重要指標(biāo)之一。具體

35、來(lái)講，此指標(biāo)要緊是反映公司主營(yíng)業(yè)務(wù)盈利能力狀況，是主營(yíng)業(yè)務(wù)利潤(rùn)占主營(yíng)業(yè)務(wù)收入的比重。一般而言，經(jīng)營(yíng)毛利率越高，表明公司主營(yíng)業(yè)務(wù)的盈利能力較強(qiáng)，利潤(rùn)的穩(wěn)定性高，從而公司陷入財(cái)務(wù)困境之中的可能性越低；反之，經(jīng)營(yíng)毛利率越低，表明公司主營(yíng)業(yè)務(wù)的盈利能力較低，其利潤(rùn)的穩(wěn)定性差，從而公司陷入財(cái)務(wù)困境的可能性越高。流淌負(fù)債總負(fù)債比與資產(chǎn)負(fù)債率是兩個(gè)反映公司償債能力的重要指標(biāo)。流淌負(fù)債總負(fù)債比反映了公司的債務(wù)結(jié)構(gòu)狀況。假如公司需要償付的負(fù)債總額中流淌負(fù)債的比例較高，則將阻礙公司的盈利能力，造成公司短期現(xiàn)金償付能力差，短期現(xiàn)金償付能力和總體舉債能力相差巨大，繼而使公司陷入財(cái)務(wù)困境的可能性較大；反之，流淌負(fù)債總負(fù)

36、債比越低，公司陷入財(cái)務(wù)困境的可能性越小。資產(chǎn)負(fù)債率反映了在總資產(chǎn)中都多大的比例通過(guò)借債來(lái)籌資的，體現(xiàn)了公司償債能力的總體水平。一般而言，過(guò)高的資產(chǎn)負(fù)債率將對(duì)公司經(jīng)營(yíng)活動(dòng)和持續(xù)進(jìn)展產(chǎn)生不利阻礙，公司從債權(quán)人得到的資產(chǎn)占總資產(chǎn)的比重越大，公司越有可能發(fā)生財(cái)務(wù)困境。第三，就方程中變量系數(shù)的大小來(lái)講，假如某變量的系數(shù)較大，講明此變量對(duì)因變量的阻礙程度較大。依照建立的財(cái)務(wù)困境預(yù)測(cè)模型，能夠看出，在6個(gè)變量中，總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率的系數(shù)最大，講明公司的營(yíng)運(yùn)能力對(duì)其財(cái)務(wù)困境的發(fā)生與否起著重要的阻礙作用。結(jié)論對(duì)上市公司財(cái)務(wù)困境的預(yù)測(cè)一直是國(guó)內(nèi)外學(xué)術(shù)界研究的熱點(diǎn)，但絕大部分的研究均局限于使用會(huì)計(jì)信息，幾乎沒(méi)有考慮到公司

37、治理方面的問(wèn)題尤其是國(guó)內(nèi)學(xué)者。然而近年來(lái)國(guó)內(nèi)外大量關(guān)于公司治理結(jié)構(gòu)與公司業(yè)績(jī)關(guān)系的研究表明，公司治理結(jié)構(gòu)對(duì)公司業(yè)績(jī)有著顯著的阻礙。為此，有必要把公司治理結(jié)構(gòu)作為研究公司財(cái)務(wù)困境的一個(gè)角度。本文正是基于如此的認(rèn)識(shí)將公司治理信息融入了實(shí)證研究中，以2005年上半年滬深兩市中首次被ST的52家公司和52家非ST公司為研究對(duì)象，并利用使用頻率最高的Logistic回歸模型來(lái)構(gòu)建財(cái)務(wù)困境預(yù)測(cè)模型，研究發(fā)覺(jué)公司治理信息對(duì)公司發(fā)生是否財(cái)務(wù)困境有著顯著阻礙。文中的要緊結(jié)論如下：1社會(huì)公眾股比例、第一大股東持股比例等2個(gè)公司治理變量和流淌負(fù)債總負(fù)債比、資產(chǎn)負(fù)債率、總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率、經(jīng)營(yíng)毛利率等4個(gè)財(cái)務(wù)比率變量在方程

38、中均顯著，具有統(tǒng)計(jì)意義，這表明盡管傳統(tǒng)的會(huì)計(jì)信息對(duì)上市公司是否會(huì)發(fā)生財(cái)務(wù)困境仍具有顯著的預(yù)測(cè)作用，但由于這種信息并未能涵蓋公司治理信息對(duì)財(cái)務(wù)困境預(yù)測(cè)的作用，因此公司治理信息便成了財(cái)務(wù)困境預(yù)測(cè)中不可或缺的信息。這就意味著，今后在對(duì)公司財(cái)務(wù)困境預(yù)測(cè)問(wèn)題研究時(shí)，關(guān)于用來(lái)進(jìn)行預(yù)測(cè)的指標(biāo)不應(yīng)僅僅停留在會(huì)計(jì)信息層面，而應(yīng)同時(shí)關(guān)注公司治理信息層面。2公司治理信息對(duì)公司是否發(fā)生財(cái)務(wù)危機(jī)具有顯著的預(yù)測(cè)作用，表明公司治理結(jié)構(gòu)的好壞在專門(mén)大程度上阻礙其財(cái)務(wù)安全、生存和進(jìn)展，這就從另一個(gè)角度講明了當(dāng)前進(jìn)一步完善上市公司治理結(jié)構(gòu)的重要性。3本項(xiàng)研究還啟發(fā)我們，今后在進(jìn)行財(cái)務(wù)困境預(yù)測(cè)指標(biāo)的設(shè)計(jì)時(shí)，應(yīng)從更廣泛的角度進(jìn)行考慮，除了本文所提到的公司治理信息外，還能夠從宏觀經(jīng)濟(jì)環(huán)境等層面進(jìn)行探究。注釋1