北京工商大学学报
(
社会科学版
)摇 摇 摇 摇 2014
年
摇
第
5
期
摇 摇
根据表
2
的回归结果
,
不难发现
:
(1)
牛熊市指标的系数为正
,
且回归结果显
著
。
因此
,
有理由拒绝假设一
,
即认为公司被
ST
时处于牛市还是熊市对于能否实现
“
摘帽
冶
存在
显著影响
,
牛市时
“
摘帽
冶
的可能性大于熊市时
“
摘帽
冶
的可能性
。
(2)
资产规模的系数为负
,
但是回归结果并
不显著
。
因而
,
不能拒绝假设二
,
即认为资产规模
的大小并不会对
ST
公司
“
摘帽
冶
的可能性产生显
著影响
。
(3)
资产负债率的系数为负
,
且回归结果显
著
。
因此
,
可以拒绝假设三
,
认为资产负债率对于
“
摘帽
冶
存在显著影响
,
系数为负表明影响是反方
向的
,
即资产负债率越高
,“
摘帽
冶
的可能性越低
,
反之亦然
。
(4)
营业利润率的系数为正
,
但是回归结果
并不显著
。
因而
,
不能拒绝假设四
,
即认为
ST
公
司营业利润率的高低对于
“
摘帽
冶
的可能性不存
在显著影响
。
3郾
加入股权性质变量的
Logistic
模型
在前述初始模型的基础上
,
本文将加入股权
性质变量进行
Logistic
模型的优化
。
公司的股权性质
,
尤其是公司控股股东的性
质可能直接影响公司的命运
,
特别是在我国这样
一个国企氛围比较严重的国家更是如此
,
是否具
备国有背景很可能成为
ST
公司能否成功
“
摘帽
冶
的关键因素
。
国有背景的公司通常能够在政府补
贴
、
税收优惠等方面相对于非国有企业来说具备
更大的优势
,
甚至说为摆脱
ST
而进行的资产重组
也会因为有政府背景而更为高效
。
本文在定义股权性质时
,
主要是指控股股东
的性质
,
即将公司控股股东划分为国有和非国有
两类
。
在对样本公司的处理过程中
,
将控股股东
为中央或地方国资委
、
中央或地方国有企业以及
事业单位等定义为国有控股
,
其他的定义为非国
有控股
。
用字母
EQ
来表示股权性质变量
,
当样
本公司被
ST
时的控股股东为国有时则将
EQ
赋
值为
1。
反之
,
将
EQ
赋值为
0。
在此
,
本文提出
假设五
。
假设五
:
股权性质并不会对公司
“
摘帽
冶
产生
显著的影响
,
即国有控股的背景并不会对
ST
公司
“
摘帽
冶
产生正面影响
。
首先
,
对考察的
458
个样本
ST
事件发生时的
公司控股股东进行分类
,
描述性统计结果见表
4。
表
4摇
样本公司
EQ
的描述性统计结果
总样本数 国有控股样本数 非国有控股样本数 国有控股的样本比例
摘帽
390
248
142
63郾 59%
未摘帽
68
26
42
38郾 24%
摘帽样本比例
85郾 15%
90郾 51%
77郾 17%
—
摇 摇
从表
4
中可以明显看出
,
在国有控股的样本
中
,
有
90郾 51%
的公司最终实现了
“
摘帽
冶,
而在非
国有控股的样本中
,
最终实现
“
摘帽
冶
的公司只占
到
77郾 17% ,
明显低于国有控股样本
。
总体来看
,
在所有经历过
“
摘帽
冶
的样本中
,
国有控股的样本
占到了
63郾 59% ,
在未经历过
“
摘帽
冶
的样本中
,
国
有控股的样本只占
38郾 24% 。
可以看出
,
国有控
股确实在
“
摘帽
冶
过程中发挥了一定的影响作用
。
在初始模型的基础上进行优化
。
首先
,
对于
初始模型中回归效果不显著的资产规模和营业利
润率变量予以剔除
,
保留牛熊市指标和资产负债
率
;
其次
,
加入股权性质变量
。
从而
,
本文提出新
模型如下
:
Y
=
茁
0
+
茁
1
MKT
+
茁
2
ALT
+
茁
3
EQ
(2)
式
(2)
中
,
MKT
表示牛熊市指标
,
牛市记为
1,
熊市记为
0;
ALT
表示资产负债率
;
EQ
表示控
股股东性质
,
国有控股记为
1,
非国有控股记为
0。
先对这三个解释变量进行
Spearman
相关性
检验
,
结果如表
5
所示
。
表
5摇
添加股权性质变量之后的相关性分析
变量 牛熊市指标 资产负债率 股权性质
牛熊市指标
1郾 000 0
0郾 069 1
- 0郾 032 5
资产负债率
0郾 069 1
1郾 000 0
- 0郾 091 0
股权性质
摇
- 0郾 032 5 - 0郾 091 0
1郾 000 0
·28·
