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)界都對影響公司治理結(jié)構(gòu)的諸因素對公司的經(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某一個特定的因素進(jìn)行設(shè)計和展開，例如探討某個公司治理變量對企業(yè)業(yè)績的影響，公司治理對企業(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戰(zhàn)略委員會、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)行樣本選擇時會將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)于會計信息的研究結(jié)果表明，為了滿足配股條件或者避免被ST等原因，上市公司會采用一些方法粉飾報表，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，研究者在對虧損上市公司進(jìn)行研究時更多地關(guān)注其盈余管理、股票價格等問題，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。“企業(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等問題展開。對虧損公司的公司治理特征還很少有人給予關(guān)注。

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

而關(guān)于公司治理對企業(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、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)對經(jīng)理人員形成有力的監(jiān)督，職業(yè)經(jīng)理們有可能會損害股東的利益。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)相對集中，公司績效會提高。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)者針對上述兩種觀點(diǎn)開展了許多實(shí)證研究。其中，Demsetz［9］通過對1980年511家美國上市公司的會計利潤率和股權(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，會計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］通過對擁有絕對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)會計利潤率與托賓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為市場價值的代理變量，結(jié)果發(fā)現(xiàn)企業(yè)的市場價值托賓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)于董事會治理結(jié)構(gòu)與公司績效關(guān)系的研究主要從董事會規(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)性地對董事會規(guī)模對公司績效的影響進(jìn)行了實(shí)證研究，以1984－1991年452家美國公司為研究對象，研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)，董事會規(guī)模與公司價值之間呈現(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規(guī)?？赡軙欣谖覈鲜泄究冃У奶岣?。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)歷水平也對公司的業(yè)績產(chǎn)生顯著影響。吳淑琨［21］通過對深交所上市的公司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 于管理層激勵與公司績效關(guān)系方面

關(guān)于管理層激勵與公司績效關(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，對其管理層報酬與公司績效的關(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值的變化引起的。同時也有一些研究發(fā)現(xiàn)管理層報酬所產(chǎn)生的激勵效應(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)管理層持股對管理層的長期激勵效果不明顯。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作用，總經(jīng)理薪酬也發(fā)揮了激勵作用。吳文華和康平［24］的研究結(jié)果表明，管理層持股對提高企業(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采用樣本配對T檢驗(yàn)方法，探討公司治理對企業(yè)業(yè)績的影響問題時采用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)行了新的會計準(zhǔn)則，使得會計信息出現(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。通過對國泰安中國上市公司財務(wù)報表數(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研究的虧損樣本組。

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

（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，與樣本的上市時間最接近；

（6）時間區(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

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

2.2 變量的設(shè)計

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)，來自于會計凈利潤，是定性變量，當(dāng)年凈利潤為負(fù)時取1，凈利潤為正時取0。

對于公司治理變量，結(jié)合之前的研究從股權(quán)結(jié)構(gòu)、董事會、管理層等方面展開討論這一基礎(chǔ)，我們設(shè)計的公司治理變量也包括董事會和管理層以及股權(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、董事會持股比例、監(jiān)事會持股比例、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)計算得到；董事長與總經(jīng)理兼任情況、董事會規(guī)模、監(jiān)事會規(guī)模、高管人數(shù)、委員會設(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)用配對樣本T檢驗(yàn)的方法分析了虧損樣本組和配對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 董事會特征對公司經(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，提高董事會決策的科學(xué)性；有利于強(qiáng)化董事會的制衡機(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。基于以上分析，假設(shè)1a：虧損樣本組獨(dú)立董事比例顯著低于配對樣本組，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已完成業(yè)績的年度獎勵，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)上市公司董事會持股比例處于相對較低水平，對于持股董事來說，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：虧損樣本組董事會持股比例顯著低于配對樣本組，董事會比例越高，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，但對總經(jīng)理等高層管理團(tuán)隊監(jiān)督的有效性可能被降低。而兩職分離雖可以增強(qiáng)董事會的獨(dú)立性，但又可能會損害管理團(tuán)隊的創(chuàng)新動力。對現(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樣本組之間無顯著差異。

雖然一些學(xué)者針對董事會規(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規(guī)模大多保持在9人左右，其對于公司經(jīng)營績效的尚未呈現(xiàn)較明顯的影響。基于以上分析，提出假設(shè)1d：董事會規(guī)模在虧損樣本組和配對樣本組之間無顯著差異。

3.1.2 監(jiān)事會特征對公司經(jīng)營虧損或盈利的影響

委托代理理論和信息不對稱理論認(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)量的會計信息。因此，對監(jiān)事會成員的進(jìn)行一定的激勵會大大加強(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)事會持股比例顯著低于配對樣本組，監(jiān)事會比例越高，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，其成員不得少于三人。監(jiān)事會應(yīng)在其組成人員中推選一名召集人?！币虼耍覈鲜泄敬蠖喟凑障嚓P(guān)規(guī)定設(shè)置了3到4名監(jiān)事?；谝陨戏治?，提出假設(shè)2b：監(jiān)事會規(guī)模在虧損樣本組和配對樣本組之間無顯著差異。

3.1.3 股權(quán)結(jié)構(gòu)特征對公司經(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。同時大股東可能會基于再融資的動機(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?，提出假設(shè)3：虧損樣本組股權(quán)集中度顯著低于配對樣本組，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，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)價值，從而降低公司發(fā)生虧損的可能性?；谝陨戏治?，提出假設(shè)4：虧損樣本組管理層持股比例顯著低于配對樣本組，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降低。

3.2 配對樣本T檢驗(yàn)

3.2.1 描述性統(tǒng)計

表3 公司治理變量描述性統(tǒng)計

為了更加直觀地認(rèn)識虧損樣本組和配對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)計方法觀測兩個樣本組的18個公司治理指標(biāo)的均值比較結(jié)果。

表3顯示了虧損樣本組公司和配對樣本組公司的治理變量描述性統(tǒng)計結(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大多設(shè)置7到9名董事，而目前對于董事會規(guī)模的研究尚未形成統(tǒng)一的認(rèn)識；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；董事會持股比例、監(jiān)事會持股比例以及管理層持股比例處于較低水平；委員會設(shè)置方面基本按照相關(guān)制度要求設(shè)置了四大委員會。

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)集中度水平相對較高。

對于配對樣本組的描述性統(tǒng)計顯示，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；董事會持股比例、監(jiān)事會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；委員會設(shè)置方面同樣多數(shù)設(shè)置了四大委員會。

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 公司治理特征配對樣本T檢驗(yàn)

3.3.1 董事會特征的配對樣本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)立董事比例相對較高的上市公司，董事會能夠更好地發(fā)揮作用，從而做出相對獨(dú)立和科學(xué)的經(jīng)營決策，降低發(fā)生虧損的可能。

表4董事會持股比例（HOD）檢驗(yàn)結(jié)果表明，配對組樣本的董事會持股比例均值顯著高于虧損組的董事會持股比例均值，結(jié)果支持了假設(shè)1b。說明適當(dāng)提高董事會持股比例可以促進(jìn)董事會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樣本組，但這一差異在統(tǒng)計意義上并不顯著，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)模高于配對樣本組，但這一差異沒有通過統(tǒng)計上的顯著性檢驗(yàn)，這一結(jié)果支持了假設(shè)1d。說明董事會規(guī)模對于公司經(jīng)營績效無明顯的影響。

3.3.2 監(jiān)事會特征的配對樣本T檢驗(yàn)

表5監(jiān)事會持股比例（HOS）檢驗(yàn)結(jié)果表明，虧損組樣本的監(jiān)事會持股比例均值顯著低于配對組的監(jiān)事會持股比例均值，結(jié)果支持了假設(shè)2a。上市公司監(jiān)事會持股比例越高，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)事會規(guī)模（SS）檢驗(yàn)結(jié)果表明，虧損組樣本的監(jiān)事會規(guī)模均值顯著高于配對組的監(jiān)事會規(guī)模均值，但兩組樣本的監(jiān)事會規(guī)模指標(biāo)均值相差小于1，由于監(jiān)事會規(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 董事會特征的配對樣本T檢驗(yàn)結(jié)果

表5 監(jiān)事會特征的配對樣本T檢驗(yàn)結(jié)果

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

表6 股權(quán)結(jié)構(gòu)特征的配對樣本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)相對集中，投資者利益關(guān)系重大，提高直接監(jiān)控公司的動力，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，暫時性和流動性較強(qiáng)。因此在我國股權(quán)相對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 管理層特征的配對樣本T檢驗(yàn)

表7 管理層特征的配對樣本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公司虧損或盈利的影響。

Ohlson在1980年第一個將邏輯回歸應(yīng)用于財務(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是各個公司治理變量，該公式對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)事會規(guī)模、董事會持股比例、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)營狀況的動力越大，可降低公司發(fā)生虧損的可能。

監(jiān)事會規(guī)模和董事會持股比例對公司發(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公司虧損產(chǎn)生不同的影響。虧損公司與配對的盈利公司在獨(dú)立董事比例、監(jiān)事會規(guī)模、監(jiān)事會持股比例和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)展后可為識別公司虧損提供幫助。

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