第
30
卷
摇
第
3
期 马若微
,
魏琪瑛
:
公司治理因素对上市公司财务困境恢复的影响研究
续表
1
指标类型 指标名称 代码
指标计算方法
Wilks蒺
Lambda
F
df1 df2 Sig.
现金流量
指标
销售现金比率
X
13
经营活动现金净流量
/
主营业务收入
0郾 997 8郾 729 1 2 490 0郾 003
总资产现金回收率
X
14
经营现金净额
/
平均总资产
0郾 986 34郾 183 1 2 490 0郾 000
董事会
指标
所有者
指标
高级
经理人
指标
独立董事比例
D
1
独立董事人数
/
董事人数
1郾 000 0郾 149 1 2 490 0郾 699
董事长与总经理是
否兼任
D
2
兼任取
1
;
否则取
0
0郾 998 4郾 191 1 2 490 0郾 041
董事长学历
D
3
研究生及以上学历取
1
;
否则取
0
0郾 995 13郾 550 1 2 490 0郾 000
股权集中度
D
4
第一大股东持股数
/
总股数
0郾 991 22郾 506 1 2 490 0郾 000
前十大股东是否存
在关联
D
5
存在关联取
1
;
否则取
0
0郾 997 8郾 213 1 2 490 0郾 004
Z
指数
D
6
第一大股东持股数
/
第二大股东持股
数
1郾 000 0郾 754 1 2 490 0郾 385
高管持股比例
D
7
高管持股数
/
总股本
1郾 000 0郾 016 1 2 490 0郾 898
摇 摇 (
三
)
组均值的均等性检验
本文对
140
家存在财务困境恢复的上市公司
和
2 352
家健康上市公司的
14
个财务指标和
7
个
非财务指标进行了均值的均等性检验
。
结果显
示
,
在
95%
的置信水平上
,
偿债能力指标中的有
形净值债务率
(
X
7
),
营运能力指标中的应收账款
周转率
(
X
8
)、
流动资产周转率
(
X
9
)、
股东权益周转率
(
X
10
)、
总资产周转率
(
X
11
)
和固定资产周转率
(
X
12
),
以及董事会指标中的独立董事比例
(
D
1
)、
所有者指
标中的
Z
指数
(
D
6
)
和高级经理人指标中的高管持
股比例
(
D
7
),
这
9
个指标没有通过均值的显著性检
验
,
即
F
检验的显著性大于
0郾 05(
详见表
1)。
(
四
)Wilks蒺 Lambda
检验
运用
Wilks蒺 Lambda
检验逐步筛选指标
,
原则
上符合
“
指标进入
冶
的
F
值显著性最大为
0郾 05,
“
指标删除
冶
的
F
值显著性最小为
0郾 10。
表
2
列出了
2013
年最后保留下来的定性指标和定量指标
。
通过对
14
个财务指标和
7
个公司治理因素
指标进行组均值的均等性检验和
Wilks蒺 Lambda
检验
,
最终有
6
个财务指标和
4
个非财务指标指
标通过显著性检验
。
其中财务指标包括
:
盈利能
力指标中的投入资本回报率
(
X
1
)、
资产报酬率
(
X
2
)、
资产净利润率
(
X
3
),
偿债能力指标中的流
动比率
(
X
5
)
和超速动比率
(
X
6
),
以及现金流量指
标中的总资产现金回收率
(
X
14
)。
公司治理指标
包括
:
董事会指标中的董事长与总经理兼任情况
(
D
2
)、
董事长学历
(
D
3
),
以及所有者指标中的股
权集中
(
D
4
)、
前十大股东是否存在关联
(
D
5
)。
四
、
上市公司财务困境恢复的实证研究
在构建
Cox
回归模型进行分析过程中采用似
然率检验方法确定协变量是否能进入回归方程
,
变量进入模型和剔除模型的显著性水平分别为
0郾 05
和
0郾 10。
(
一
)
考虑财务指标的
Cox
回归分析
利用生存期为
2008—2013
年企业财务困境的
数据
,
运用向前逐步回归的方法对
7
个财务指标进
行回归分析
,
结果如表
3
和表
4
所示
。
其中
,
偿债能力指标中的流动比率
(
X
5
)、
超
速动比率
(
X
6
)
以及现金流量指标中的总资产现
金回收率
(
X
14
)
未通过显著性检验
。
将表
4
中的
方程系数结果代入
Cox
模型中
,
可以得到以盈利
能力指标中的投入资本回报率
(
X
1
)、
资产报酬率
(
X
2
)、
资产净利润率
(
X
3
)
作为协变量的
Cox
生存
率函数模型
,
即模型
(6):
h
(
t
|
X
) =
h
0
(
t
)e
0郾 01
X
1
+ 0郾 204
X
2
+ 0郾 115
X
3
(6)
值得注意的是
,
只有盈利能力指标对财务困
·97·
