財(cái)務(wù)困境預(yù)測(cè)模型研討(編輯修改稿)
2025-06-24 00:45 本頁面
【文章內(nèi)容簡(jiǎn)介】 事會(huì)在執(zhí)行監(jiān)督考核功能時(shí)，很難堅(jiān)守客觀和公正。Berg和Smith以《財(cái)富》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分別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)現(xiàn)美國(guó)零售業(yè)中的公司是否破產(chǎn)與兩職合一并沒有相關(guān)性5。Rechner和Dalton（1991）選用《財(cái)富》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)現(xiàn)兩職合一公司的股票邊際收益率較高，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)困境有顯著影響，因此本文選用該指標(biāo)。③獨(dú)立董事比例Fama 和Jensen (1983)指出，獨(dú)立董事的介入，會(huì)降低公司管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)現(xiàn)，外部董事比例越高，不良績(jī)效管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，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)困境有顯著影響，因此本文選用該指標(biāo)。(3)管理層特性管理層特性是指管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)，提出了利益收斂假說。他們認(rèn)為管理者的天然傾向是根據(jù)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)管理者在企業(yè)的利益越大時(shí)，管理者越可能有動(dòng)機(jī)使其利益與其余股東的利益協(xié)調(diào)一致，從而使得管理者與股東之間的利益沖突可能得以解決。因此可以認(rèn)為，當(dāng)管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)現(xiàn)，公司業(yè)績(jī)與管理層持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)現(xiàn)，公司業(yè)績(jī)與管理層持股比例之間具有顯著的正相關(guān)關(guān)系。以上學(xué)者的研究盡管并沒有取得一致性的結(jié)論，但都表明管理層持股比例可能影響公司財(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)說明列于表2之中。表2 公司治理信息指標(biāo)說明組別指標(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控制力赫芬德爾指數(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)管理層特性管理層持股比例MSHP管理層持股數(shù)/總股本 三、數(shù)據(jù)選擇與以往研究不同的是，本文沒有利用樣本公司T1年和T2年的有關(guān)數(shù)據(jù)，而是利用T3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)。之所以不采用T1 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,對(duì)于某一給定公司,在2004 年的時(shí)候我們就已經(jīng)知道該公司會(huì)不會(huì)在2005年被ST。所以，使用2004 年的信息預(yù)測(cè)2005 年公司財(cái)務(wù)困境事實(shí)上沒有意義。我們也沒有采用T2年（ST之前第二年，即2003年）的數(shù)據(jù)，因?yàn)槿绻粋€(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年也肯定不會(huì)被ST；而如果一個(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 年虧損還是盈利的預(yù)測(cè)。使用2002 年，即ST之前第三年的數(shù)據(jù)，則不存在這些問題。此外，何沛俐、章早立（2002）[7]]通過利用時(shí)序樣本實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，在T4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T3年為起點(diǎn)。本文所用會(huì)計(jì)信息和公司治理信息方面的數(shù)據(jù)主要來CSMAR數(shù)據(jù)庫、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。這主要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，而這些變量都是通過定性分析得到的，它們是否確實(shí)對(duì)因變量有顯著影響并不知道，這就存在著如何挑選出對(duì)因變量有顯著影響的自變量問題。從理論上說，n個(gè)自變量的所有可能子集構(gòu)成了2n－1個(gè)回歸方程，對(duì)2n－1個(gè)回歸方程都計(jì)算出相應(yīng)變量的統(tǒng)計(jì)量，通過這些統(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)，這樣做是可行的。但是本文的自變量多達(dá)26個(gè)，要求出所有可能的回歸方程顯然是非常困難的。根據(jù)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?；貧w結(jié)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)入模型且通過顯著性檢驗(yàn)；資產(chǎn)負(fù)債率（X 4）、總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率
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