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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
摇 摇 从表 5 可以看出,牛熊市指标 、资产负债率和
股权性质三个变量之间均不存在明显的相关性,
因而可以直接进行 Logistic 回归分析, 回归分析的
结果如表 6 所示。
表 6摇 添加股权性质变量之后的 Logistic 回归模型结果
系数值( B ) 标准误( S郾 E郾 ) 显著性( Sig郾 ) Exp ( B )
牛熊市指标 0郾 904 6 0郾 296 9 0郾 002 3 2郾 471 1
资产负债率 - 0郾 004 1 0郾 001 8 0郾 021 0 0郾 995 9
股权性质 0郾 977 9 0郾 279 6 0郾 000 5 2郾 658 8
常量 1郾 239 2 0郾 257 8 0郾 000 0 3郾 452 7
摇 摇 从表 6 显示的模型结果中可以看出, 牛熊市
指标和资产负债率仍然具有显著的回归效果, 因
而其对“ 摘帽 冶 的影响仍然是显著的。 股权性质
变量的系数是正的,并且其回归的显著性非常高,
高于牛熊市指标和资产负债率 ,有理由拒绝假设
五, 即认为股权性质对“ 摘帽 冶 与否有着非常显著
的影响, 并且影响是正面的, 即国有控股的性质有
利于 ST 公司实现“ 摘帽冶。
4郾 加入非经常性损益变量的 Logistic 模型
根据证监会发布的《 公开发行证券的公司信
息披露规范问答第 1 号 —非经常性损益 》, 非经
常性损益指与公司经营业务无直接关系, 以及虽
然与公司经营业务相关,但其性质、金额或发生的
偶然性, 会影响真实、公允的反映正常盈利能力的
各项损益。 本文重点研究的是非经常性损益项目
对于 ST 公司“ 摘帽冶 是否存在显著影响。
根据对我国 1998 年以来 ST 原因的分析 , 我
国 ST 事件中有超过 70% 都是因为过去一年或者
连续两年发生亏损, 按照我国沪深两地交易所的
《 股票上市规则》 的规定, 只要公司在被 ST 之后
的规定时间内净利润为正, 即可撤销 ST。 然而 ,
需要指出的是,《 股票上市规则》 中要求的是净利
润为正, 而不是扣除非经常性损益之后的净利润
为正,这给上市公司通过操作非经常性损益项目
来“ 摘帽冶 提供了良好的契机 ,而且非经常性损益
能够让 ST 公司的净利润在短时间内得到迅速增
加。 从而,提出假设六 。
假设六: 非经常性损益对于 ST 公司能否“ 摘
帽冶 并不存在显著的影响。
至于非经常性损益项目对于 ST 公司 “ 摘帽 冶
的影响程度如何将是本部分研究的重点,为此, 加
入非经常性损益变量, 对 Logistic 模型进一步优
化。 具体而言,选取样本公司被 ST 当年至之后两
年的非经常性损益与年初资产总额的比值的平均
值作为度量指标, 之所以要选取连续三年的非经
常性损益,是因为非经常性损益项目具有很强的
偶然性, 对 3 年取均值可以在一定程度上消除该
变量的波动性。 在这个基础上,提出第二次优化
的 Logistic 回归模型:
Y = 茁0 + 茁 1 MKT + 茁2 ALT + 茁3 EQ + 茁 4 EI (3)
在式(3) 中 , MKT、 ALT 和 EQ 均表示与之前
同样的变量, EI 表示非经常性损益变量 (Extraor鄄
dinary Items),用 ST 当年至之后两年的非经常性
损益与年初资产总额的比值的平均值来表示。
首先,依然对四个解释变量进行 Spearman 相
关性检验,检验结果如表 7 所示。
表 7摇 添加非经常性损益变量之后的 Logistic 解释变量相关性分析
变量 牛熊市指标 资产负债率 股权性质 非经常性损益
牛熊市指标 1郾 000 0 0郾 069 1 - 0郾 032 5 0郾 197 0
资产负债率 0郾 069 1 1郾 000 0 - 0郾 091 0 0郾 170 0
股权性质 - 0郾 032 5 - 0郾 091 0 1郾 000 0 - 0郾 111 0
非经常性损益 0郾 197 0 0郾 170 0 - 0郾 111 0 1郾 000 0
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