公司治理對(duì)企業(yè)績效的影響——一項(xiàng)基于Logit回歸模型的研究

李海濤，肖 明，李 強(qiáng)

（北京科技大學(xué) 東凌經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，北京 100083）

0 引言

中國的上市公司經(jīng)歷了二十多年的發(fā)展，現(xiàn)代的公司治理結(jié)構(gòu)與治理機(jī)制已經(jīng)逐步建立起來，但是仍然存在諸多問題，理論界和實(shí)務(wù)界都對(duì)影響公司治理結(jié)構(gòu)的諸因素對(duì)公司的經(jīng)營業(yè)績產(chǎn)生怎樣的影響，應(yīng)該如何來完善治理結(jié)構(gòu)這些問題很感興趣。

在公司治理與企業(yè)績效的關(guān)系這一研究領(lǐng)域，已經(jīng)有了相當(dāng)多的成果。這些研究大部分是針對(duì)某一個(gè)特定的因素進(jìn)行設(shè)計(jì)和展開，例如探討某個(gè)公司治理變量對(duì)企業(yè)業(yè)績的影響，公司治理對(duì)企業(yè)業(yè)績影響的傳導(dǎo)機(jī)制等問題，研究的方面包括董事會(huì)戰(zhàn)略委員會(huì)、境外背景獨(dú)立董事、關(guān)聯(lián)交易、行政型治理等治理因素，以及技術(shù)創(chuàng)新、業(yè)務(wù)多元化與國際多元化、資本結(jié)構(gòu)等的影響機(jī)制［1-8］，取得了一些很好的成果。

然而，這些的研究往往關(guān)注正常盈利的公司，為了保持樣本不被太多其他因素干擾，在進(jìn)行樣本選擇時(shí)會(huì)將ST公司剔除，這其中也包含著許多虧損上市公司。虧損上市公司作為上市公司中的一個(gè)特殊群體，其本身具有一些其他公司所不具有的特征，將這些公司剔除出研究樣本導(dǎo)致研究中遺漏了許多未被發(fā)掘的信息。另外，已有關(guān)于會(huì)計(jì)信息的研究結(jié)果表明，為了滿足配股條件或者避免被ST等原因，上市公司會(huì)采用一些方法粉飾報(bào)表，這使得一些僅采用盈利公司進(jìn)行的研究所采用的樣本可信性受到影響。

另一方面，研究者在對(duì)虧損上市公司進(jìn)行研究時(shí)更多地關(guān)注其盈余管理、股票價(jià)格等問題，但目前還沒有人探討過虧損公司這一特殊群體所具有的獨(dú)特的公司治理特征?！捌髽I(yè)利潤為負(fù)”這一狀況也許包含著更多值得人們琢磨的因素，公司虧損這一現(xiàn)象也蘊(yùn)含著更多關(guān)于公司治理的信息，研究者應(yīng)該給予虧損公司的公司治理特征更多的關(guān)注。

為此，我們希望能夠在公司治理與企業(yè)績效這一研究上給予虧損公司一些關(guān)注，探討虧損上市公司這一特殊群體的公司治理特征。

1 文獻(xiàn)綜述

已有的對(duì)虧損公司的研究，主要是從虧損公司的盈余管理行為，信息操縱行為以及股票定價(jià)等問題展開。對(duì)虧損公司的公司治理特征還很少有人給予關(guān)注。

對(duì)于Logit邏輯回歸模型的應(yīng)用多集中于財(cái)務(wù)預(yù)警模型的建立，而沒有用于研究公司治理因素對(duì)公司虧損與否的影響。

而關(guān)于公司治理對(duì)企業(yè)績效的影響的文獻(xiàn)就相當(dāng)多了。公司治理因素對(duì)上市公司損益的影響問題可以歸結(jié)到公司治理與績效的關(guān)系問題中。國內(nèi)外關(guān)于公司治理對(duì)公司績效的影響研究大多基于委托代理理論，從股權(quán)結(jié)構(gòu)、董事會(huì)、管理層等方面展開討論。

1.1 股權(quán)結(jié)構(gòu)與公司績效關(guān)系方面

關(guān)于股權(quán)結(jié)構(gòu)與公司績效關(guān)系的研究，最早可以追溯到1932年，Berle和Means研究認(rèn)為，現(xiàn)代公司的股權(quán)結(jié)構(gòu)相當(dāng)分散，由于小股東與職業(yè)經(jīng)理人的利益目標(biāo)不一致，從而小股東無法實(shí)現(xiàn)對(duì)經(jīng)理人員形成有力的監(jiān)督，職業(yè)經(jīng)理們有可能會(huì)損害股東的利益。這種觀點(diǎn)的意思是說，公司股權(quán)結(jié)構(gòu)越分散，公司績效越差；反之，公司股權(quán)相對(duì)集中，公司績效會(huì)提高。Berle和Means的觀點(diǎn)一直被西方理論界廣泛認(rèn)可，直到1983年，Demsetz提出股權(quán)結(jié)構(gòu)是上市公司股東追求利潤最大化的內(nèi)生約束，與公司利潤水平的決定因素相比，股權(quán)結(jié)構(gòu)的集中程度與公司利潤的增加沒有什么相關(guān)關(guān)系。

西方學(xué)者針對(duì)上述兩種觀點(diǎn)開展了許多實(shí)證研究。其中，Demsetz［9］通過對(duì)1980年511家美國上市公司的會(huì)計(jì)利潤率和股權(quán)集中度指標(biāo)進(jìn)行回歸分析，發(fā)現(xiàn)當(dāng)把股權(quán)結(jié)構(gòu)作為內(nèi)生變量時(shí)，會(huì)計(jì)利潤率與公司所有權(quán)集中度沒有顯著的相關(guān)關(guān)系。Holderness和Sheehan［10］通過對(duì)擁有絕對(duì)控股股東的上市公司與股權(quán)較為分散的上市公司（第一大股東持股比例小于20%）進(jìn)行經(jīng)營業(yè)績的比較分析，結(jié)果發(fā)現(xiàn)會(huì)計(jì)利潤率與托賓Q值之間的相關(guān)性不顯著，因此得到公司股權(quán)結(jié)構(gòu)與公司績效之間無相關(guān)關(guān)系的結(jié)論。

同時(shí)也有一些實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)股權(quán)集中度與公司績效存在正的相關(guān)關(guān)系。如Zeckhauser和Pound［11］發(fā)現(xiàn)，在被劃分成容易監(jiān)控的行業(yè)中，股票價(jià)格與公司盈余的比率隨股權(quán)集中度的增長而增長。

國內(nèi)關(guān)于股權(quán)結(jié)構(gòu)與公司績效關(guān)系的研究中，張紅軍［12］采用中國上市公司1998年的截面數(shù)據(jù)，分析股權(quán)結(jié)構(gòu)與公司績效的關(guān)系，結(jié)果發(fā)現(xiàn)股權(quán)集中度與公司績效之間存在正相關(guān)關(guān)系。朱武祥、宋勇［13］以家電行業(yè)20家上市公司為樣本，分析了股權(quán)結(jié)構(gòu)與企業(yè)價(jià)值的相關(guān)性，結(jié)果發(fā)現(xiàn)股權(quán)結(jié)構(gòu)與企業(yè)價(jià)值并無顯著相關(guān)性。白重恩等［14］選擇第一大股東的持股量為股權(quán)集中度的代理變量，托賓Q為市場價(jià)值的代理變量，結(jié)果發(fā)現(xiàn)企業(yè)的市場價(jià)值托賓Q值和公司的第一大股東持股量之間存在U形關(guān)系。

1.2 董事會(huì)治理結(jié)構(gòu)與公司績效關(guān)系方面

國內(nèi)外關(guān)于董事會(huì)治理結(jié)構(gòu)與公司績效關(guān)系的研究主要從董事會(huì)規(guī)模、獨(dú)立董事和董事長、總經(jīng)理兩職合一等方面開展。

在國外的相關(guān)研究中，Yermack［15］開創(chuàng)性地對(duì)董事會(huì)規(guī)模對(duì)公司績效的影響進(jìn)行了實(shí)證研究，以1984－1991年452家美國公司為研究對(duì)象，研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)，董事會(huì)規(guī)模與公司價(jià)值之間呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)的凹性曲線關(guān)系。Bhagat和B1ack［16］采用托賓Q作為公司價(jià)值的代理變量，結(jié)果未發(fā)現(xiàn)獨(dú)立董事比例與公司價(jià)值之間的存在相關(guān)關(guān)系。

在國內(nèi)的相關(guān)研究中，孫永祥［17］采用1998年上市的519家A股公司作為樣本進(jìn)行研究發(fā)現(xiàn)，我國上市公司董事會(huì)規(guī)模與公司績效之間也存在負(fù)相關(guān)關(guān)系，因此提出控制董事會(huì)規(guī)?？赡軙?huì)有利于我國上市公司績效的提高。胡勤勤、沈藝峰［18］發(fā)現(xiàn)，中國上市公司的經(jīng)營業(yè)績與獨(dú)立董事之間存在不顯著的相關(guān)關(guān)系，獨(dú)立外部董事只在一定的比例范圍有助于改善上市公司的經(jīng)營業(yè)績。譚勁松［19］對(duì)我國上市公司進(jìn)行研究發(fā)現(xiàn)，獨(dú)立董事人數(shù)與公司績效存在粗略的正相關(guān)關(guān)系，但董事會(huì)中獨(dú)立董事比例與公司業(yè)績之間沒有任何相關(guān)性。白重恩［14］的研究結(jié)果顯示，提高外部董事所占比例將有助于提升公司的市場價(jià)值。

關(guān)于兩職合一與公司績效關(guān)系的研究中，孫錚 等［20］運(yùn)用主成分分析和Logit回歸，選擇滬市公司董事的兼職情況和學(xué)歷水平作為變量，研究結(jié)果表明，上市公司的關(guān)鍵人物在兼任母公司的董事長、總經(jīng)理或黨委書記的情況下，公司被顯著地劃分為“好公司”；上市公司董事整體的學(xué)歷水平也對(duì)公司的業(yè)績產(chǎn)生顯著影響。吳淑琨［21］通過對(duì)深交所上市的公司1997－1999年的數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析，結(jié)論發(fā)現(xiàn)在控制影響公司績效的有關(guān)變量的情況下，兩職合一情況與公司績效存在負(fù)相關(guān)關(guān)系，但相關(guān)性不顯著。

1.3 于管理層激勵(lì)與公司績效關(guān)系方面

關(guān)于管理層激勵(lì)與公司績效關(guān)系的研究中，大部分國內(nèi)外學(xué)者認(rèn)為管理層激勵(lì)與公司業(yè)績之間存在顯著正相關(guān)關(guān)系。Hall和Liebman［22］以美國近100家公眾持股最大的商業(yè)公司為研究樣本，對(duì)其管理層報(bào)酬與公司績效的關(guān)系進(jìn)行的實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，管理層報(bào)酬與公司績效顯著正相關(guān)，而這完全是由管理層所持股票和股票價(jià)值的變化引起的。同時(shí)也有一些研究發(fā)現(xiàn)管理層報(bào)酬所產(chǎn)生的激勵(lì)效應(yīng)并不顯著。

在國內(nèi)的相關(guān)研究中，郝臣、徐偉和李禮［23］對(duì)2004年38家中小企業(yè)板上市公司進(jìn)行實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)管理層持股對(duì)管理層的長期激勵(lì)效果不明顯。董事持股比例、董事薪酬和總經(jīng)理薪酬均與公司績效正相關(guān)，均通過顯著性檢驗(yàn)，這反映董事的薪酬和持股起到很大激勵(lì)作用，總經(jīng)理薪酬也發(fā)揮了激勵(lì)作用。吳文華和康平［24］的研究結(jié)果表明，管理層持股對(duì)提高企業(yè)績效的作用越來越明顯，且不存在經(jīng)營者利用職權(quán)增加持股比例以牟取私利的現(xiàn)象。

綜上所述，國內(nèi)外關(guān)于公司治理與公司績效關(guān)系的研究已經(jīng)比較成熟，但在研究方法方面，在實(shí)證研究中大多采用多元線性回歸方法，回歸模型比較單一，對(duì)于Logit回歸的運(yùn)用較少。研究內(nèi)容方面目前還沒有專門針對(duì)虧損上市公司的公司治理特征進(jìn)行的研究。而且通過閱讀文獻(xiàn)，我們還發(fā)現(xiàn)在研究結(jié)果上許多研究者的研究得到了不同甚至截然相反的結(jié)果，原因有可能是樣本選擇和數(shù)學(xué)模型的影響。

因此，本文在已有研究的基礎(chǔ)上，專門集中于虧損上市公司這一上市公司中的特殊群體進(jìn)行研究。在探討虧損公司與盈利公司公司治理的不同特征時(shí)采用樣本配對(duì)T檢驗(yàn)方法，探討公司治理對(duì)企業(yè)業(yè)績的影響問題時(shí)采用Logit回歸模型方法。

2 樣本、數(shù)據(jù)與變量

2.1 樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文的研究對(duì)象是虧損上市公司這一特殊群體的公司治理特征。由于2007年實(shí)行了新的會(huì)計(jì)準(zhǔn)則，使得會(huì)計(jì)信息出現(xiàn)一些變化，新舊準(zhǔn)則不宜放在一起進(jìn)行比較，因此本文將樣本選擇區(qū)間定位在2007年至2010年間。通過對(duì)國泰安中國上市公司財(cái)務(wù)報(bào)表數(shù)據(jù)庫中2007－2010年間773家次當(dāng)年凈利潤為負(fù)的上市公司進(jìn)行篩選，選取了其中在A股主板上市的653家次上市公司作為本項(xiàng)研究的虧損樣本組。

接下來根據(jù)以下樣本配對(duì)原則，為每一家樣本組公司選取一家同年凈利潤為正的配對(duì)公司，組成配對(duì)組。樣本配對(duì)原則如下：

（1）交易所：與樣本在同一家交易所上市；

（2）行業(yè)：在滿足前1條的前提下，與樣本同行業(yè)，行業(yè)的規(guī)定標(biāo)準(zhǔn)按照證監(jiān)會(huì)的分類標(biāo)準(zhǔn)；

（3）盈利：在滿足前2條的前提下，與樣本組同年的凈利潤為正；

（4）規(guī)模：在滿足前3條的前提下，與樣本在當(dāng)年的資產(chǎn)總額最接近，差異在［－30%，30%］范圍內(nèi)；

（5）上市年齡：在滿足前4條的前提下，與樣本的上市時(shí)間最接近；

（6）時(shí)間區(qū)間：在滿足前5條的前提下，所有樣本需要的數(shù)據(jù)，控制組公司在相應(yīng)的年份也能公開獲得。

表1 樣本的選取情況

在同時(shí)滿足以上配對(duì)條件下，653家次虧損樣本組公司中有98家次未找到合適的配對(duì)公司。因此，本文最終以555家次虧損樣本公司和555家次配對(duì)公司作為研究對(duì)象。

2.2 變量的設(shè)計(jì)

根據(jù)研究的需要，結(jié)合變量數(shù)據(jù)的可獲取性，本文構(gòu)造了企業(yè)業(yè)績變量和公司治理變量兩類變量。

表2 變量的設(shè)計(jì)和描述

企業(yè)績效變量采用“虧損與否（LON）”這一指標(biāo)，來自于會(huì)計(jì)凈利潤，是定性變量，當(dāng)年凈利潤為負(fù)時(shí)取1，凈利潤為正時(shí)取0。

對(duì)于公司治理變量，結(jié)合之前的研究從股權(quán)結(jié)構(gòu)、董事會(huì)、管理層等方面展開討論這一基礎(chǔ)，我們?cè)O(shè)計(jì)的公司治理變量也包括董事會(huì)和管理層以及股權(quán)結(jié)構(gòu)等幾方面的內(nèi)容。

具體的變量名稱及含義如表2所示。其中獨(dú)立董事比例、董事會(huì)持股比例、監(jiān)事會(huì)持股比例、管理層持股比例、未領(lǐng)取薪酬董事比例、未領(lǐng)取薪酬監(jiān)事比例、國有股比例、發(fā)起人法人股比例、流通股比例等變量的取值為根據(jù)CSMAR數(shù)據(jù)庫獲取的原始數(shù)據(jù)計(jì)算得到；董事長與總經(jīng)理兼任情況、董事會(huì)規(guī)模、監(jiān)事會(huì)規(guī)模、高管人數(shù)、委員會(huì)設(shè)立總數(shù)、股權(quán)集中指標(biāo)、Herfindahl＿10指數(shù)等變量的取值為從CSMAR數(shù)據(jù)庫中直接獲取。

3 虧損公司治理特征的實(shí)證研究

在實(shí)證研究階段，我們首先運(yùn)用配對(duì)樣本T檢驗(yàn)的方法分析了虧損樣本組和配對(duì)樣本組在公司治理結(jié)構(gòu)特征方面的差異，然后運(yùn)用邏輯回歸方法分析了公司治理因素對(duì)公司經(jīng)營虧損或是盈利的影響。各部分的分析結(jié)果均來自于STATA 12.0統(tǒng)計(jì)軟件包的運(yùn)算輸出結(jié)果。

3.1 理論分析與研究假設(shè)

3.1.1 董事會(huì)特征對(duì)公司經(jīng)營虧損或盈利的影響

獨(dú)立董事制度在一些西方國家被證明是一種行之有效、并被廣泛采用的制度。一般而言，獨(dú)立董事制度有利于改進(jìn)公司治理結(jié)構(gòu)，提升公司質(zhì)量；有利于加強(qiáng)公司的專業(yè)化運(yùn)作，提高董事會(huì)決策的科學(xué)性；有利于強(qiáng)化董事會(huì)的制衡機(jī)制，保護(hù)中小投資者的權(quán)益；有利于增加上市公司信息披露的透明度，督促上市公司規(guī)范運(yùn)作?；谝陨戏治?，假設(shè)1a：虧損樣本組獨(dú)立董事比例顯著低于配對(duì)樣本組，獨(dú)立董事比例越高，公司發(fā)生經(jīng)營虧損的可能性降低。

如果董事的薪酬僅包括基本工資和對(duì)已完成業(yè)績的年度獎(jiǎng)勵(lì)，那么他們更可能追求自身利益最大化而損害股東利益。董事?lián)碛羞m度的持股權(quán)可以緩和其與股東之間的利益沖突。目前，我國多數(shù)上市公司董事會(huì)持股比例處于相對(duì)較低水平，對(duì)于持股董事來說，擁有公司股權(quán)使他們相應(yīng)承受著自身決策所帶來的后果，持股比例越大，董事更可能做出符合股東利益的投資決策，進(jìn)而改善公司的經(jīng)營績效?；谝陨戏治?，提出假設(shè)1b：虧損樣本組董事會(huì)持股比例顯著低于配對(duì)樣本組，董事會(huì)比例越高，公司發(fā)生經(jīng)營虧損的可能性降低。

董事長與總經(jīng)理兩職合一有利于提高管理層的創(chuàng)新自由度，但對(duì)總經(jīng)理等高層管理團(tuán)隊(duì)監(jiān)督的有效性可能被降低。而兩職分離雖可以增強(qiáng)董事會(huì)的獨(dú)立性，但又可能會(huì)損害管理團(tuán)隊(duì)的創(chuàng)新動(dòng)力。對(duì)現(xiàn)階段我國上市公司來說，兩職是否合一與其績效之間并沒有顯著的聯(lián)系?；谝陨戏治?，提出假設(shè)1c：董事長與總經(jīng)理兼任情況在虧損樣本組和配對(duì)樣本組之間無顯著差異。

雖然一些學(xué)者針對(duì)董事會(huì)規(guī)模最優(yōu)化問題取得了一些研究成果，但目前尚未形成較為統(tǒng)一的觀點(diǎn)。隨著我國證券市場的不斷發(fā)展和規(guī)范，上市公司董事會(huì)制度的建立和實(shí)施也不斷完善，目前我國上市公司董事會(huì)規(guī)模大多保持在9人左右，其對(duì)于公司經(jīng)營績效的尚未呈現(xiàn)較明顯的影響?；谝陨戏治觯岢黾僭O(shè)1d：董事會(huì)規(guī)模在虧損樣本組和配對(duì)樣本組之間無顯著差異。

3.1.2 監(jiān)事會(huì)特征對(duì)公司經(jīng)營虧損或盈利的影響

委托代理理論和信息不對(duì)稱理論認(rèn)為，由于現(xiàn)代企業(yè)的所有權(quán)與經(jīng)營權(quán)分離，導(dǎo)致了委托人和代理人之間的信息不對(duì)稱，從而產(chǎn)生了代理沖突。代理人需要通過持股或者領(lǐng)取薪酬的手段來解決代理沖突。對(duì)監(jiān)事而言，這種代理沖突的緩和就是其更愿意積極履行監(jiān)督職責(zé)并提供高質(zhì)量的會(huì)計(jì)信息。因此，對(duì)監(jiān)事會(huì)成員的進(jìn)行一定的激勵(lì)會(huì)大大加強(qiáng)其監(jiān)督的有效性，從而降低公司發(fā)生虧損的可能性?；谝陨戏治?，提出假設(shè)2a：虧損樣本組監(jiān)事會(huì)持股比例顯著低于配對(duì)樣本組，監(jiān)事會(huì)比例越高，公司發(fā)生經(jīng)營虧損的可能性降低。

根據(jù)《公司法》第124條第1款規(guī)定，“股份有限公司設(shè)監(jiān)事會(huì)，其成員不得少于三人。監(jiān)事會(huì)應(yīng)在其組成人員中推選一名召集人?！币虼?，我國上市公司大多按照相關(guān)規(guī)定設(shè)置了3到4名監(jiān)事?；谝陨戏治觯岢黾僭O(shè)2b：監(jiān)事會(huì)規(guī)模在虧損樣本組和配對(duì)樣本組之間無顯著差異。

3.1.3 股權(quán)結(jié)構(gòu)特征對(duì)公司經(jīng)營虧損或盈利的影響

在股權(quán)集中程度較高的情況下，可以實(shí)現(xiàn)對(duì)經(jīng)理人員形成有力的監(jiān)督，管理層損害股東的利益的行為發(fā)生的可能性降低。同時(shí)大股東可能會(huì)基于再融資的動(dòng)機(jī)，極力提高公司經(jīng)營業(yè)績，從而降低公司發(fā)生虧損的可能性?；谝陨戏治觯岢黾僭O(shè)3：虧損樣本組股權(quán)集中度顯著低于配對(duì)樣本組，股權(quán)集中度越高，公司發(fā)生經(jīng)營虧損的可能性降低。

3.1.4 管理層特征對(duì)公司經(jīng)營虧損或盈利的影響

在解釋管理層持股與公司績效的關(guān)系時(shí)，利益趨同假說認(rèn)為，隨著管理層所有權(quán)的增加，擁有剩余索取權(quán)的管理者和股東的目標(biāo)函數(shù)漸趨一致。因此，管理層持股有助于降低代理成本和提高企業(yè)價(jià)值，從而降低公司發(fā)生虧損的可能性?；谝陨戏治觯岢黾僭O(shè)4：虧損樣本組管理層持股比例顯著低于配對(duì)樣本組，管理層持股比例越高，公司發(fā)生經(jīng)營虧損的可能性越會(huì)降低。

3.2 配對(duì)樣本T檢驗(yàn)

3.2.1 描述性統(tǒng)計(jì)

表3 公司治理變量描述性統(tǒng)計(jì)

為了更加直觀地認(rèn)識(shí)虧損樣本組和配對(duì)樣本組在各公司治理結(jié)構(gòu)特征方面的差異，本文首先采用描述性統(tǒng)計(jì)方法觀測兩個(gè)樣本組的18個(gè)公司治理指標(biāo)的均值比較結(jié)果。

表3顯示了虧損樣本組公司和配對(duì)樣本組公司的治理變量描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。

在虧損樣本組公司中，董事長與總經(jīng)理兼任情況的平均值為0.828 8，按照前述指標(biāo)的定義，說明虧損樣本組中董事長與總經(jīng)理兩職分離的公司所占的比例更高；董事會(huì)的人數(shù)處于4人到18人之間，平均值為9人左右，我國上市公司董事會(huì)大多設(shè)置7到9名董事，而目前對(duì)于董事會(huì)規(guī)模的研究尚未形成統(tǒng)一的認(rèn)識(shí)；獨(dú)立董事比例的平均值為35.27%，最大值達(dá)到67%左右，按照相關(guān)制度的要求，目前我國上市公司基本都設(shè)置了獨(dú)立董事，但獨(dú)立董事所占的比例尚未達(dá)到高水平；監(jiān)事會(huì)設(shè)置的監(jiān)事人數(shù)大多為4人；高管人數(shù)平均值為6人左右；董事會(huì)持股比例、監(jiān)事會(huì)持股比例以及管理層持股比例處于較低水平；委員會(huì)設(shè)置方面基本按照相關(guān)制度要求設(shè)置了四大委員會(huì)。

在股權(quán)結(jié)構(gòu)方面，國有股比例和發(fā)起人法人股比例仍處于較高水平；公司前10位大股東持股比例之和均值達(dá)到47.8%，Herfindahl＿10指數(shù)平均值達(dá)到0.1294，說明股權(quán)集中度水平相對(duì)較高。

對(duì)于配對(duì)樣本組的描述性統(tǒng)計(jì)顯示，董事長與總經(jīng)理兼任情況的平均值為0.814 4，說明董事長與總經(jīng)理兩職分離的公司所占的比例更高；董事會(huì)的人數(shù)處于4到17人之間，平均值為9人左右，與虧損樣本組公司的情況基本一致；獨(dú)立董事比例的平均值為36.45%，最大值達(dá)到71.43%左右，該指標(biāo)高于虧損樣本組；監(jiān)事會(huì)人數(shù)和高管人數(shù)與虧損樣本組的情況基本相同；董事會(huì)持股比例、監(jiān)事會(huì)持股比例以及管理層持股比例同樣處于較低水平，但高于虧損樣本組；委員會(huì)設(shè)置方面同樣多數(shù)設(shè)置了四大委員會(huì)。

在股權(quán)結(jié)構(gòu)方面，國有股比例和發(fā)起人法人股比例與虧損樣本組的情況基本相同；公司前10位大股東持股比例之和均值達(dá)到51.36%，Herfindahl＿10指數(shù)平均值達(dá)到0.152 5，均高于虧損樣本組。

3.3 公司治理特征配對(duì)樣本T檢驗(yàn)

3.3.1 董事會(huì)特征的配對(duì)樣本T檢驗(yàn)

表4獨(dú)立董事比例（POID）檢驗(yàn)結(jié)果表明，配對(duì)組樣本的獨(dú)立董事比例均值顯著高于虧損組獨(dú)立董事比例均值，結(jié)果支持了假設(shè)1a。由于獨(dú)立董事具有獨(dú)立性和專業(yè)性的特點(diǎn)，因此在獨(dú)立董事比例相對(duì)較高的上市公司，董事會(huì)能夠更好地發(fā)揮作用，從而做出相對(duì)獨(dú)立和科學(xué)的經(jīng)營決策，降低發(fā)生虧損的可能。

表4董事會(huì)持股比例（HOD）檢驗(yàn)結(jié)果表明，配對(duì)組樣本的董事會(huì)持股比例均值顯著高于虧損組的董事會(huì)持股比例均值，結(jié)果支持了假設(shè)1b。說明適當(dāng)提高董事會(huì)持股比例可以促進(jìn)董事會(huì)做出符合股東利益的投資決策，進(jìn)而降低發(fā)生虧損的可能。

表4董事長與總經(jīng)理兼任情況（PAC）檢驗(yàn)結(jié)果表明，虧損樣本組的董事長與總經(jīng)理兼任的情況高于配對(duì)樣本組，但這一差異在統(tǒng)計(jì)意義上并不顯著，這一結(jié)果使假設(shè)1c得到支持。

表4董事會(huì)規(guī)模（BS）檢驗(yàn)結(jié)果表明，虧損樣本組的董事長規(guī)模高于配對(duì)樣本組，但這一差異沒有通過統(tǒng)計(jì)上的顯著性檢驗(yàn)，這一結(jié)果支持了假設(shè)1d。說明董事會(huì)規(guī)模對(duì)于公司經(jīng)營績效無明顯的影響。

3.3.2 監(jiān)事會(huì)特征的配對(duì)樣本T檢驗(yàn)

表5監(jiān)事會(huì)持股比例（HOS）檢驗(yàn)結(jié)果表明，虧損組樣本的監(jiān)事會(huì)持股比例均值顯著低于配對(duì)組的監(jiān)事會(huì)持股比例均值，結(jié)果支持了假設(shè)2a。上市公司監(jiān)事會(huì)持股比例越高，監(jiān)事與公司的利益相關(guān)性越強(qiáng)，如果公司發(fā)生虧損也將損害持股監(jiān)事的自身利益，因此持股監(jiān)事可能會(huì)更好地行使監(jiān)督權(quán)，以防止損害公司業(yè)績和股東利益的行為，降低公司發(fā)生虧損的可能性。

表5監(jiān)事會(huì)規(guī)模（SS）檢驗(yàn)結(jié)果表明，虧損組樣本的監(jiān)事會(huì)規(guī)模均值顯著高于配對(duì)組的監(jiān)事會(huì)規(guī)模均值，但兩組樣本的監(jiān)事會(huì)規(guī)模指標(biāo)均值相差小于1，由于監(jiān)事會(huì)規(guī)模變量使用上市公司監(jiān)事總?cè)藬?shù)指標(biāo)來具體衡量，因此，該差異并不能說明兩組樣本在監(jiān)事會(huì)規(guī)模方面存在顯著差異。結(jié)果支持了假設(shè)2b。

表4 董事會(huì)特征的配對(duì)樣本T檢驗(yàn)結(jié)果

表5 監(jiān)事會(huì)特征的配對(duì)樣本T檢驗(yàn)結(jié)果

3.3.3 股權(quán)結(jié)構(gòu)特征的配對(duì)樣本T檢驗(yàn)

表6 股權(quán)結(jié)構(gòu)特征的配對(duì)樣本T檢驗(yàn)結(jié)果

表6股權(quán)集中度指標(biāo) （OC10）和表6 Herfindahl 10指數(shù)（H10）的檢驗(yàn)結(jié)果表明，虧損組樣本的OC10指數(shù)和Herfindahl＿10指數(shù)均值顯著低于配對(duì)組的 OC10指數(shù)和Herfindahl＿10指數(shù)的均值，結(jié)果支持了假設(shè)3。OC10指數(shù)和Herfindahl＿10指數(shù)代表了上市公司的股權(quán)集中度，指數(shù)越大說明股權(quán)集中度越高。在我國，上市公司股權(quán)集中度普遍較高。股權(quán)相對(duì)集中，投資者利益關(guān)系重大，提高直接監(jiān)控公司的動(dòng)力，有利于保持穩(wěn)定和持續(xù)性。相反，不穩(wěn)定的股權(quán)具有較強(qiáng)的投機(jī)性，暫時(shí)性和流動(dòng)性較強(qiáng)。因此在我國股權(quán)相對(duì)高度集中更有利于公司治理結(jié)構(gòu)的發(fā)揮，可以提高股東對(duì)公司的監(jiān)控效率，從而促進(jìn)經(jīng)理層改善公司經(jīng)營狀況。

3.3.4 管理層特征的配對(duì)樣本T檢驗(yàn)

表7 管理層特征的配對(duì)樣本T檢結(jié)果

表7管理層持股比例（HOM）檢驗(yàn)結(jié)果表明，虧損組樣本的管理層持股比例均值顯著低于配對(duì)組的管理層持股比例，結(jié)果支持了假設(shè)4。我國上市公司的管理層持股比例處于相對(duì)較低水平，隨著管理層所有權(quán)的增加，有利于管理層作出有利于股東利益的經(jīng)營決策，從而降低公司發(fā)生虧損的可能性。

4 邏輯回歸分析

4.1 邏輯回歸模型的建立

在配對(duì)樣本T檢驗(yàn)的基礎(chǔ)上，我們運(yùn)用Logit邏輯回歸方法分析了公司治理因素對(duì)公司虧損或盈利的影響。

Ohlson在1980年第一個(gè)將邏輯回歸應(yīng)用于財(cái)務(wù)危機(jī)預(yù)警研究，并在之后被廣泛應(yīng)用。邏輯回歸方程的基礎(chǔ)形式為：

其中，PZ表示結(jié)果變量的發(fā)生概率；X1…XP為預(yù)測變量；Z為線性方程式：

通過式（1）可以看出，ln（odds）是獨(dú)立變量 X1…XP的線性組合。邏輯回歸分析的基本假定為，ln（odds）與自變量是線性相關(guān)的。對(duì)于X變量的分布沒有任何假定，即預(yù)測變量可以是離散變量、連續(xù)變量或兩者的任意組合。

我們將P定義為虧損發(fā)生的概率，1為虧損，0為不虧損。式中的Xi是各個(gè)公司治理變量，該公式對(duì)公司治理變量的形式?jīng)]有任何假定，因?yàn)閼?yīng)用這一公式可以分析公司治理變量對(duì)公司是否發(fā)生虧損的影響，是符合公式使用前提的。

4.2 邏輯回歸結(jié)果及分析

我們分別利用不同的公司治理因素指標(biāo)構(gòu)建Logit回歸模型，得到表8中的最優(yōu)回歸結(jié)果。

表8 最優(yōu)邏輯回歸結(jié)果

表8最優(yōu)邏輯回歸結(jié)果表明，獨(dú)立董事比例、監(jiān)事會(huì)規(guī)模、董事會(huì)持股比例、管理層持股比例和Herfindahl 10指數(shù)均值5%的顯著性水平下對(duì)公司虧損產(chǎn)生顯著影響。

其中獨(dú)立董事比例、管理層持股比例和股權(quán)集中度對(duì)公司虧損產(chǎn)生顯著負(fù)影響。獨(dú)立董事比例越高及股權(quán)集中度越高，公司治理更能發(fā)揮作用，可有效促進(jìn)公司經(jīng)營業(yè)績；管理層持股比例越高，管理層自身的利益關(guān)系越大，其改善公司經(jīng)營狀況的動(dòng)力越大，可降低公司發(fā)生虧損的可能。

監(jiān)事會(huì)規(guī)模和董事會(huì)持股比例對(duì)公司發(fā)生虧損產(chǎn)生正影響，這與理論分析和前人實(shí)證研究結(jié)果不同，可能的原因是兩組樣本在這兩方面的差異并不顯著。

5 結(jié)論及建議

經(jīng)過研究我們發(fā)現(xiàn)，公司治理的諸多因素對(duì)公司虧損產(chǎn)生不同的影響。虧損公司與配對(duì)的盈利公司在獨(dú)立董事比例、監(jiān)事會(huì)規(guī)模、監(jiān)事會(huì)持股比例和Herfindahl＿10指數(shù)等變量上上存在顯著差異，Logit模型回歸結(jié)果表明提高獨(dú)立董事比例、管理層持股比例和股權(quán)集中度將降低公司發(fā)生虧損的可能性，而其他公司治理因素并未發(fā)揮顯著的作用。

研究結(jié)果使我們了解到了虧損上市公司的公司治理情況，同時(shí)為探討如何提高公司治理的效果提供了方向。其中的Logit模型在進(jìn)一步發(fā)展后可為識(shí)別公司虧損提供幫助。

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