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第 29 卷摇 第 5 期 冯摇 科, 李摇 钊: 我国退市制度实施效果的实证研究
熊市对 ST 公司最终能否实现“ 摘帽 冶 是不存在显
著影响的。
其次,资产规模的大小可能也会对 ST 能否实
现“ 摘帽冶 产生一定的影响,大公司往往意味着稳
定性高, 抗风险能力强, 从而在公司被 ST 之后能
够更容易摆脱困境实现“ 摘帽冶。 所以 ,在初始模
型中,本文也选择将公司资产规模放入模型进行
回归,以衡量资产规模对 “ 摘帽 冶 的影响程度 。 在
具体回归分析中, 选取公司被 ST 当年的年初资产
规模并取对数值。 在此提出假设二。
假设二: 实施 ST 时公司资产规模的大小对该
公司能否实现“ 摘帽冶 的并不存在显著影响 。
再次,资本结构是一家公司财务稳健与否的
重要反映。 一般而言, 如果溢价公司的负债比例
越高,其财务风险越大, 造成债务违约的可能性也
越大。 对于 ST 公司来说, 如果在 ST 期间还面临
着较为严重的债务负担, 对其拜托财务困境无疑
是雪上加霜。 因此, 本文有理由猜测资本结构对
公司能否实现“ 摘帽 冶 存在着较大影响。 在分析
过程中, 本文选取公司被 ST 当年年初的资产负债
率作为度量指标。 本文提出假设三。
假设三: 公司的资产负债率的高低对其最终
能否实现“ 摘帽冶 不存在显著影响 。
最后,公司的盈利能力代表着公司处于亏损
状态时扭亏为盈的能力 。 一般认为, 公司的盈利
能力越强, 该公司摆脱财务困境的可能性越大 。
然而,本文所考察的并不是普遍意义上的盈利能
力, 而是公司经营活动创造利润的能力,因为保证
一家公司内在竞争力和盈利稳定性的是经营活
动, 非经营性活动所产生的营业外收入并不具备
稳定性。 在模型分析中,选取公司被 ST 当年以及
之后两年的营业利润率的平均值来反映公司的盈
利能力。 在此,本文提出假设四。
假设四:ST 公司营业利润率的高低对其能否
实现“ 摘帽冶 不存在显著影响 。
在上述假设基础上,建立 Logistic 回归模型:
Y = 茁0 + 茁 1 X1 + 茁2 X 2 + 茁 3 X3 + 茁4 X 4 (1)
式(1) 中, Y 为被解释变量, 对实现了“ 摘帽 冶
的样本全部赋值为 1, 未实现“ 摘帽冶 的样本全部
赋值为 0。 X1 为牛熊市变量, 对处于牛市的样本
赋值为 1,对处于熊市的样本赋值为 0; X2 为公司
资产规模变量,取 ST 当年年初公司资产规模的对
数值;X 3 为公司的资本结构变量, 去 ST 当年年初
的资产负债率; X4 为公司的营业利润率变量, 取
ST 当年及之后两年的三年平均值。
在进行回归分析之前,先对三个解释变量进
行 Spearman 相关性检验,检验结果如表 2 所示。
相关性检验结果可以看出, 四个解释变量之
间均不存在明显的相关性,因而, 可以进行回归分
析, 分析结果见表 3。
表 2摇 四个解释变量之间的相关性分析
变量 牛熊市指标 资产规模 资产负债率 营业利润率
牛熊市指标 1郾 000 0 - 0郾 035 0 0郾 069 1 0郾 109 0
资产规模摇 - 0郾 035 0 1郾 000 0 0郾 089 0 0郾 037 9
资产负债率 0郾 069 1 0郾 089 0 1郾 000 0 - 0郾 205 0
营业利润率 0郾 109 0 0郾 037 9 - 0郾 205 0 1郾 000 0
表 3摇 不考虑股权性质和非经常性损益的 Logistic 回归模型结果
变量 系数值( B ) 标准误( S. E. ) 显著性( Sig. ) Exp ( B )
牛熊市指标 0郾 864 0 0郾 292 7 0郾 003 2 2郾 372 6
资产规模 - 0郾 016 9 0郾 144 8 0郾 907 0 0郾 983 2
资产负债率 - 0郾 005 1 0郾 002 0 0郾 010 5 0郾 994 9
营业利润率 0郾 000 0 0郾 000 0 0郾 725 1 1郾 000 0
常量 2郾 186 3 3郾 042 6 0郾 472 4 8郾 902 4
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