摘 要：國內(nèi)外已有研究主要關(guān)注破產(chǎn)風(fēng)險(xiǎn)的度量方法和預(yù)測效果，較少涉及企業(yè)上市后破產(chǎn)風(fēng)險(xiǎn)隨時(shí)間變化的一般性規(guī)律問題?；?003年3月至2015年6月中國滬深A(yù)股市場季度、半年度和年度全樣本數(shù)據(jù)，利用橫截面固定效應(yīng)面板模型，實(shí)證判別企業(yè)破產(chǎn)風(fēng)險(xiǎn)特征隨上市時(shí)間變化的內(nèi)生性規(guī)律，并通過實(shí)證結(jié)果給出理論猜想解釋上市公司破產(chǎn)風(fēng)險(xiǎn)存在內(nèi)生性時(shí)間效應(yīng)的經(jīng)濟(jì)學(xué)原因。實(shí)證結(jié)果表明：上市公司破產(chǎn)風(fēng)險(xiǎn)的時(shí)間效應(yīng)顯著且穩(wěn)健，隨上市時(shí)間變化呈現(xiàn)倒U型曲線規(guī)律，拐點(diǎn)大約出現(xiàn)在6.5年左右；引入償債能力、營運(yùn)能力和盈利能力等可能的影響因素作為控制變量，上市公司破產(chǎn)風(fēng)險(xiǎn)的時(shí)變規(guī)律仍然顯著且穩(wěn)健。因此，上市公司的破產(chǎn)風(fēng)險(xiǎn)存在時(shí)間效應(yīng)，且時(shí)間效應(yīng)具有內(nèi)生性特征。理論猜想認(rèn)為：上市條件的硬性約束、企業(yè)管理者的上市亢奮、債務(wù)的稅盾效應(yīng)以及企業(yè)價(jià)值影響效果的權(quán)衡導(dǎo)致企業(yè)破產(chǎn)風(fēng)險(xiǎn)特征呈現(xiàn)先上升再下降的倒U型內(nèi)生時(shí)變規(guī)律。

關(guān)鍵詞：上市公司；破產(chǎn)風(fēng)險(xiǎn)；時(shí)間效應(yīng)；內(nèi)生性

作者簡介：郭婷婷，女，吉林大學(xué)商學(xué)院博士研究生，從事金融理論與實(shí)證研究。

基金項(xiàng)目：國家自然科學(xué)基金項(xiàng)目“跨期條件下Beta系數(shù)時(shí)變對資產(chǎn)定價(jià)的影響”，項(xiàng)目編號：1073067；教育部人文社會(huì)科學(xué)重點(diǎn)研究基地重大項(xiàng)目“我國農(nóng)村金融生態(tài)環(huán)境的風(fēng)險(xiǎn)生成機(jī)理與政策應(yīng)對路徑選擇”，項(xiàng)目編號：11JJD790010；教育部“新世紀(jì)”優(yōu)秀人才計(jì)劃“金融開放條件下國際金融風(fēng)險(xiǎn)對我國資本市場的沖擊機(jī)理研究”，項(xiàng)目編號：NCET-10-0434

中圖分類號：F832.5 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A 文章編號：1000-7504（2017）02-0074-08

破產(chǎn)風(fēng)險(xiǎn)作為影響上市公司價(jià)值的重要因素，通常是指經(jīng)濟(jì)主體的資產(chǎn)不足以償還其負(fù)債所引發(fā)的財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)問題。法律意義上的破產(chǎn)是指債務(wù)人失去償還債務(wù)的能力時(shí)，由法院監(jiān)督對其財(cái)產(chǎn)進(jìn)行強(qiáng)制清算，以保證盡可能地全部償還所有債權(quán)的法律制度安排。破產(chǎn)風(fēng)險(xiǎn)不僅關(guān)乎企業(yè)的生存和發(fā)展?fàn)顩r，同時(shí)也涉及股東、債權(quán)人以及投資者的切身利益，并成為企業(yè)管理者和投資人金融決策過程中非常重要的判別依據(jù)。因此，關(guān)于企業(yè)破產(chǎn)風(fēng)險(xiǎn)特征的研究已經(jīng)成為國內(nèi)外學(xué)術(shù)界和實(shí)務(wù)界十分熱絡(luò)的研究課題之一。

已有關(guān)于破產(chǎn)風(fēng)險(xiǎn)的研究主要集中在破產(chǎn)風(fēng)險(xiǎn)預(yù)測模型的設(shè)定和模型預(yù)測準(zhǔn)確性方面。Beaver（1966）最早提出了單變量判定模型，發(fā)現(xiàn)現(xiàn)金流量與負(fù)債總額的比率和資產(chǎn)負(fù)債率能夠較好地判定公司的財(cái)務(wù)狀況。[1]Altman（1968）使用判別分析的方法代替線性回歸方法評估公司的財(cái)務(wù)特征，提出多元 Z值模型，劃分了借款人違約發(fā)生的臨界值和灰色區(qū)域（gray area）。[2]Ohlson等（1980）采用了條件概率模型，包括對數(shù)成敗比率模型（Logit）和概率單位模型（Probit）兩種統(tǒng)計(jì)方法。[3]周首華等（1996）在Z模型的基礎(chǔ)上進(jìn)行改進(jìn)，建立了新的財(cái)務(wù)危機(jī)預(yù)測模型，即F分?jǐn)?shù)模型（Failure Score Model）。[4]陳靜（1999）發(fā)現(xiàn)流動(dòng)比率和負(fù)債比率在預(yù)測公司ST方面的效果最好。[5]

毋庸置疑，首次公開發(fā)行股票（Initial Public Offerings ，IPO）作為企業(yè)發(fā)展過程中里程碑式的事件，可以讓企業(yè)獲得巨大的股權(quán)融資機(jī)會(huì)，既能夠幫助企業(yè)改善資本結(jié)構(gòu)又有機(jī)會(huì)極大地促進(jìn)公司業(yè)務(wù)的拓展。[6]因此，有理由相信企業(yè)上市后經(jīng)營業(yè)績應(yīng)該較之前會(huì)有較大幅度的提高，然而事實(shí)并非如此。[7]Jain和Kini（1994）提出了IPO效應(yīng)，即公司在通過IPO上市后往往難以維持其上市前的業(yè)績水平，通常上市3-5年后企業(yè)的經(jīng)營業(yè)績就會(huì)顯著下降。[8]Jensen和Meckling （1976）研究發(fā)行公司上市后，由于管理層所持有股份的占比明顯下降，管理層與外部股東之間的委托代理問題更容易加劇，進(jìn)而引發(fā)公司業(yè)績下滑。[9]Teoh等（1998）的研究表明，為達(dá)到股票發(fā)行上市的目的，企業(yè)管理層可能進(jìn)行的會(huì)計(jì)操縱行為，也是導(dǎo)致企業(yè)盈利能力在上市后出現(xiàn)下滑的一個(gè)重要原因。[10]Papaioannou等（2003）則認(rèn)為上市公司在IPO過程中存在明顯的擇機(jī)行為，即企業(yè)通常會(huì)選擇其經(jīng)營業(yè)績較高時(shí)上市，其顯然的后果就是上市前的高業(yè)績不可維持，表現(xiàn)為上市后企業(yè)經(jīng)營業(yè)績的明顯下降。[11]

關(guān)于上市公司時(shí)間序列特征的研究并不多。Black（1998）提出的企業(yè)生命周期理論從時(shí)間的角度考察企業(yè)特征的變化規(guī)律，認(rèn)為導(dǎo)致企業(yè)特征隨時(shí)間變化的原因是融資選擇限制、企業(yè)規(guī)模和生產(chǎn)效率等外部環(huán)境因素在企業(yè)發(fā)展過程中的不同階段存在顯著差異，企業(yè)特征的時(shí)變規(guī)律具有外生性。[12]而Lemmon等（2008）基于美國1956年至2003年上市公司資本結(jié)構(gòu)時(shí)間序列數(shù)據(jù)的實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，上市公司的資本結(jié)構(gòu)由其初始資本結(jié)構(gòu)決定，并呈現(xiàn)圍繞其初始資本結(jié)構(gòu)上下波動(dòng)的特征。[13]周開國和徐億卉（2012）以491家中國上市公司為樣本，研究初始負(fù)債率與上市后資本結(jié)構(gòu)的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)企業(yè)的初始資本結(jié)構(gòu)顯著影響未來的資本結(jié)構(gòu)，表明資本結(jié)構(gòu)確實(shí)存在內(nèi)生性特征。[14]趙晶（2012）針對上海證券交易所2001—2007年間上市的公司樣本進(jìn)行實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，上市后公司價(jià)值隨著時(shí)間變化呈現(xiàn)出典型的U型分布規(guī)律。[15]丁志國等（2012）認(rèn)為企業(yè)上市后即使在發(fā)展的相同階段且外部環(huán)境因素相對穩(wěn)定條件下，企業(yè)的特征也可能存在內(nèi)生性的時(shí)變規(guī)律。[16]丁志國等（2014）基于2003—2013年中國滬深A(yù)股市場上市公司研究發(fā)現(xiàn)，公司股利政策隨上市時(shí)間變化呈現(xiàn)U型曲線特征，拐點(diǎn)大約出現(xiàn)在6年左右，上市公司股利政策存在內(nèi)生性的時(shí)間效應(yīng)。[17]

不難發(fā)現(xiàn)，已有的研究已經(jīng)在企業(yè)破產(chǎn)風(fēng)險(xiǎn)測度和預(yù)測方面給出了相對較為完整的理論分析體系和實(shí)證研究方法，但是這些研究主要關(guān)注的是企業(yè)破產(chǎn)風(fēng)險(xiǎn)的刻畫和預(yù)測的準(zhǔn)確性，沒有涉及破產(chǎn)風(fēng)險(xiǎn)特征在企業(yè)上市后隨時(shí)間變化可能表現(xiàn)出的一般性規(guī)律問題。顯然，上市后企業(yè)所處的發(fā)展階段和外部環(huán)境因素相對穩(wěn)定的情況下，破產(chǎn)風(fēng)險(xiǎn)特征是否隨時(shí)間變化仍然具有一般性的內(nèi)生時(shí)變規(guī)律是一個(gè)非常值得認(rèn)真研究的科學(xué)問題。因此，本文基于中國A股市場全樣本數(shù)據(jù)，采用橫截面固定效應(yīng)面板模型，實(shí)證判別上市后隨時(shí)間變化企業(yè)的破產(chǎn)風(fēng)險(xiǎn)特征是否具有一般性的時(shí)變規(guī)律，并基于理論猜想分析上市公司破產(chǎn)風(fēng)險(xiǎn)的時(shí)變特征及其內(nèi)生性的經(jīng)濟(jì)學(xué)原因。本文成果能夠從理論上為破產(chǎn)風(fēng)險(xiǎn)研究提供一個(gè)不同的視角，同時(shí)也能夠?yàn)橘Y本市場的不同參與主體提供更加科學(xué)的判別邏輯和更加嚴(yán)謹(jǐn)?shù)姆治鲆罁?jù)。

一、上市公司破產(chǎn)風(fēng)險(xiǎn)時(shí)間效應(yīng)的實(shí)證判別

（一）變量選取與模型設(shè)定

基于現(xiàn)有的研究文獻(xiàn)，描述破產(chǎn)風(fēng)險(xiǎn)特征的指標(biāo)主要有財(cái)務(wù)信息、現(xiàn)金流信息和市場收益信息，而其中財(cái)務(wù)信息則是被學(xué)術(shù)界最廣泛應(yīng)用的指標(biāo)。Beaver（1966）發(fā)現(xiàn)現(xiàn)金流量與負(fù)債總額的比率和資產(chǎn)負(fù)債率能夠較好地判定公司的財(cái)務(wù)狀況。[1]Altman（1968）提出的多元 Z值模型中使用了運(yùn)營資本/總資本、留存收益/總資本、息稅前收入/總資本、股票市場價(jià)值/總的賬面負(fù)債以及銷售收入/總資本等五個(gè)變量。[2]陳靜（1999）發(fā)現(xiàn)流動(dòng)比率和負(fù)債比率在預(yù)測公司ST方面誤判最低。[5]因此，本文選取代表短期償債能力的三個(gè)指標(biāo)作為衡量企業(yè)破產(chǎn)風(fēng)險(xiǎn)特征的被解釋變量，分別為流動(dòng)比率（流動(dòng)資產(chǎn)/流動(dòng)負(fù)債，標(biāo)記為LR）、速動(dòng)比率[（流動(dòng)資產(chǎn)-存貨）/流動(dòng)負(fù)債，標(biāo)記為QR]、運(yùn)營資金與資產(chǎn)總額比率[（流動(dòng)資產(chǎn)-流動(dòng)負(fù)債）/資產(chǎn)總額，標(biāo)記為WAR]。

鑒于考察企業(yè)破產(chǎn)風(fēng)險(xiǎn)特征隨時(shí)間變化的一般性內(nèi)生規(guī)律的研究目的，本文選取公司IPO之后的時(shí)間T作為解釋變量，在季度數(shù)據(jù)中公司上市后的第一個(gè)完整季度T取值為1，上市后的第二個(gè)完整季度取值2，以此類推。并且，在樣本篩選過程中對公司的上市時(shí)間點(diǎn)不進(jìn)行區(qū)分，將不同年度上市的公司樣本集合構(gòu)成面板數(shù)據(jù)，從而消除不同年份的外部宏觀經(jīng)濟(jì)因素對上市公司破產(chǎn)風(fēng)險(xiǎn)特征可能產(chǎn)生的影響，即選擇面板數(shù)據(jù)的第一列均為IPO后第一個(gè)季度數(shù)據(jù)，而第二列均為IPO后第二個(gè)季度數(shù)據(jù)，以此類推。為了分析破產(chǎn)風(fēng)險(xiǎn)隨企業(yè)上市時(shí)間變化可能存在的非線性時(shí)變規(guī)律，解釋變量分別選取上市時(shí)間T的一次項(xiàng)和二次項(xiàng)，標(biāo)記為T和T2。

由被解釋變量的統(tǒng)計(jì)性特征可知，流動(dòng)比率最小值為0.0177，而最大值為190.8692，速動(dòng)比率的最小值為0.0127，最大值達(dá)到179.5783，表明流動(dòng)比率和速動(dòng)比率的波動(dòng)非常大，而運(yùn)營資金與資產(chǎn)總額比率的最小值為-4.0735，最大值為0.9717，相較流動(dòng)比率和速動(dòng)比率而言相對平穩(wěn)。從不同的時(shí)點(diǎn)來看，上市公司隨著上市時(shí)間的變化，流動(dòng)比率、速動(dòng)比率和運(yùn)營資金與資產(chǎn)總額比率在上市后的1—9年期間持續(xù)下降，在上市后的9—12年期間流動(dòng)比率、速動(dòng)比率和運(yùn)營資金對資產(chǎn)總額比率三個(gè)指標(biāo)的數(shù)值停止下降，并有小幅度增長。上述統(tǒng)計(jì)結(jié)果過于粗糙和簡單，無法準(zhǔn)確考察樣本內(nèi)部的截面?zhèn)€體差異，因此需要進(jìn)一步采用實(shí)證分析模型進(jìn)行科學(xué)判別。

本文擬采用面板數(shù)據(jù)（Panel Data）模型測度中國A股市場上市公司IPO之后公司破產(chǎn)風(fēng)險(xiǎn)的時(shí)間效應(yīng)及內(nèi)生性特征?；跁r(shí)間和截面兩個(gè)維度的數(shù)據(jù)信息，面板數(shù)據(jù)模型擴(kuò)充了信息總量的規(guī)模和模型估計(jì)的自由度，有效避免了變量間多重共線性的影響，使模型估計(jì)的有效性得到提升，同時(shí)也很好地控制了個(gè)體之間的異質(zhì)性問題，降低模型估計(jì)結(jié)果偏誤的概率，提升了實(shí)證檢驗(yàn)過程中參數(shù)估計(jì)的效果（Hsiao，2003）。[18]Mundlak（1978）認(rèn)為，隨機(jī)效應(yīng)模型假設(shè)包含個(gè)體隨機(jī)影響的全部回歸變量外生，而固定效應(yīng)模型則要求包含個(gè)體影響效果的全部回歸變量內(nèi)生。[19]Baltagi（2008）認(rèn)為，如果數(shù)據(jù)樣本隨機(jī)地抽取自總體，則隨機(jī)效應(yīng)模型適用，而如果樣本局限于特定個(gè)體，則固定效應(yīng)模型適用。[20]顯然，本文選取的是中國A股市場的全樣本數(shù)據(jù)，并不涉及總體中隨機(jī)抽取問題，因此適用固定效應(yīng)模型進(jìn)行參數(shù)估計(jì)。具體模型設(shè)定如下：

（1）

其中，i代表觀測個(gè)體，t代表觀測時(shí)間；Yit表示衡量公司破產(chǎn)風(fēng)險(xiǎn)特征的指標(biāo)，分別為流動(dòng)比率（LR）、速動(dòng)比率（QR）和運(yùn)營資金與資產(chǎn)總額比率（WAR）；T代表公司IPO后的時(shí)間，單位為季度、半年度和年度；β1、β2為解釋變量系數(shù)，εi必須滿足均值為0、同方差、相互獨(dú)立，且必須與解釋變量外生的特征。

不難發(fā)現(xiàn)，由于時(shí)間項(xiàng)T≥1，如果方程（1）中T和T2系數(shù)顯著，則表明上市公司破產(chǎn)風(fēng)險(xiǎn)存在U型曲線的時(shí)變特征。而上述被解釋變量流動(dòng)比率、速動(dòng)比率和運(yùn)營資金與資產(chǎn)總額比率均與企業(yè)的破產(chǎn)風(fēng)險(xiǎn)特征屬于反向關(guān)系。因此若系數(shù)估計(jì)值β2>0，表明企業(yè)破產(chǎn)風(fēng)險(xiǎn)特征服從“倒U型”曲線分布，即破產(chǎn)風(fēng)險(xiǎn)隨著上市時(shí)間的推移先上升再下降；當(dāng)β2<0時(shí)，則表明上市公司的破產(chǎn)風(fēng)險(xiǎn)特征服從“正U型”曲線分布，即隨著上市時(shí)間的推移先下降再上升。

本文選取樣本的時(shí)間區(qū)間為2003年3月至2015年6月，并剔除以下幾類公司樣本：金融類公司，上市不滿3年的公司，財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)披露不完整的公司，已退市的公司。數(shù)據(jù)樣本最終獲得了13期51家公司到48期1251家公司的平衡面板季度數(shù)據(jù)。截至2015年6月，上市周期至少13季度（3年）的公司有1251家，上市周期至少17季度（4年）的公司減少到1040家，而上市周期為48季度（12年）的公司僅為51家。本文數(shù)據(jù)頻率分別選擇了年度、半年度、季度，但由于篇幅限制原因，正文中僅給出季度數(shù)據(jù)的估計(jì)結(jié)果，頻率為年度、半年度的數(shù)據(jù)實(shí)證結(jié)果將作為附表列出。樣本數(shù)據(jù)信息均來自國泰安CSMAR數(shù)據(jù)庫、Resset金融研究數(shù)據(jù)庫和萬德Wind數(shù)據(jù)庫。本文選用stata12.0軟件進(jìn)行模型的參數(shù)估計(jì)。

（二）實(shí)證結(jié)果分析

本文基于上市周期由13季度到48季度的36組面板數(shù)據(jù)，針對方程（1）進(jìn)行回歸分析，分別得出時(shí)間一次項(xiàng)和二次項(xiàng)的回歸系數(shù)估計(jì)值及其顯著性結(jié)果。此外，結(jié)果中還給出了檢驗(yàn)固定效應(yīng)的F統(tǒng)計(jì)量和檢驗(yàn)方程總體顯著性的F統(tǒng)計(jì)量及其顯著性結(jié)果，估計(jì)結(jié)果參見圖1。

由實(shí)證參數(shù)估計(jì)結(jié)果可知：（1）流動(dòng)比率和速動(dòng)比率估計(jì)結(jié)果中19個(gè)季度及以上數(shù)據(jù)樣本的T和T2均顯著，且T的系數(shù)符號為負(fù)，而T2的系數(shù)符號為正；運(yùn)營資金對資產(chǎn)總額比率估計(jì)結(jié)果中從13個(gè)季度開始T和T2始終顯著，且T的系數(shù)符號為負(fù)，而T2的系數(shù)符號為正。由于方程中的被解釋變量流動(dòng)比率、速動(dòng)比率和運(yùn)營資金與資產(chǎn)總額比率均是破產(chǎn)風(fēng)險(xiǎn)的負(fù)向代理指標(biāo)，此結(jié)果說明公司的破產(chǎn)風(fēng)險(xiǎn)特征隨上市時(shí)間變化服從倒U型曲線規(guī)律。（2）由8—12年的T和T2的系數(shù)估計(jì)結(jié)果，計(jì)算可知U型曲線在6.5年左右出現(xiàn)拐點(diǎn)。因?yàn)槎讨芷跀?shù)據(jù)的估計(jì)結(jié)果可能無法真實(shí)刻畫曲線拐點(diǎn)的具體位置，因此本文選取長周期數(shù)據(jù)樣本數(shù)據(jù)結(jié)果計(jì)算U型曲線的拐點(diǎn)位置。（3）13—18個(gè)季度樣本數(shù)據(jù)估計(jì)結(jié)果不顯著的原因，可能是因?yàn)楸疚难芯磕康氖桥袛嗥髽I(yè)破產(chǎn)風(fēng)險(xiǎn)特征的時(shí)變規(guī)律，而較短周期的數(shù)據(jù)樣本無法真實(shí)地刻畫變量的時(shí)間序列變化特征。（4）固定效應(yīng)的F統(tǒng)計(jì)量和檢驗(yàn)方程總體顯著性的F統(tǒng)計(jì)量結(jié)果顯示36組面板數(shù)據(jù)的固定效應(yīng)均顯著，且參數(shù)聯(lián)合檢驗(yàn)顯著。（5）半年度和年度數(shù)據(jù)的估計(jì)結(jié)果支持上述實(shí)證結(jié)果，表明上述實(shí)證結(jié)果穩(wěn)健。

因此，上市公司的破產(chǎn)風(fēng)險(xiǎn)特征隨上市時(shí)間變化呈現(xiàn)出顯著的倒U型曲線分布規(guī)律，先上升再下降，拐點(diǎn)出現(xiàn)在6.5年左右的時(shí)間位置，存在顯著且穩(wěn)健的時(shí)間效應(yīng)。

二、上市公司破產(chǎn)風(fēng)險(xiǎn)時(shí)間效應(yīng)的內(nèi)生性判別

雖然，基于不同破產(chǎn)風(fēng)險(xiǎn)代理指標(biāo)的實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果均已穩(wěn)健表明，上市公司的破產(chǎn)風(fēng)險(xiǎn)特征隨時(shí)間變化呈現(xiàn)拐點(diǎn)為6.5年的倒U型曲線規(guī)律。但方程（1）僅僅是基于上市時(shí)間T作為單一變量得出的結(jié)論，并沒有考慮上市公司破產(chǎn)風(fēng)險(xiǎn)的時(shí)變特征是否也有可能受到其他因素的影響。因此，鑒于本文實(shí)證判別結(jié)論的科學(xué)性和穩(wěn)健性考慮，下面將引入可能影響上市公司破產(chǎn)風(fēng)險(xiǎn)時(shí)變特征的其他因素，作為控制變量進(jìn)入方程（1），再次對上市公司破產(chǎn)風(fēng)險(xiǎn)特征的時(shí)間效應(yīng)進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，進(jìn)而考察上市公司破產(chǎn)風(fēng)險(xiǎn)時(shí)變規(guī)律的內(nèi)生性特征。

（一）變量選取與模型設(shè)定

已有的研究結(jié)論表明，財(cái)務(wù)狀況、營運(yùn)狀況、盈利能力和公司屬性等是可能影響上市公司破產(chǎn)風(fēng)險(xiǎn)時(shí)變特征的重要因素。因此，本文引入可能影響上市公司破產(chǎn)風(fēng)險(xiǎn)時(shí)變特征的因素作為控制變量，具體如下：

1.公司規(guī)模（SIZE），以公司總資產(chǎn)的自然對數(shù)來表示。Titman和Wessels（1988）研究發(fā)現(xiàn)，規(guī)模大公司比小公司抵御風(fēng)險(xiǎn)能力更強(qiáng)，具有更小的破產(chǎn)清算概率。同時(shí)，大公司舉債能力和提高負(fù)債比率的意愿更強(qiáng)，因此大公司償債能力出現(xiàn)問題的概率應(yīng)該高于小公司。[21]

2.長期償債能力，選取資產(chǎn)負(fù)債率（LEV）刻畫，具體采用資產(chǎn)總額與負(fù)債總額的比值來表示。一般來說，公司的資產(chǎn)負(fù)債率越高，面臨經(jīng)營困境的可能就越大。但資產(chǎn)負(fù)債率提高意味著財(cái)務(wù)杠桿的提高，使得股東權(quán)益增加。

3.營運(yùn)能力，選取總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率（TAT）刻畫，具體采用營業(yè)收入與資產(chǎn)總額的比例來表示。作為綜合評價(jià)企業(yè)資產(chǎn)運(yùn)營質(zhì)量和效率的指標(biāo)，總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率越高表明其周轉(zhuǎn)速度越快，營運(yùn)能力也就越強(qiáng)，出現(xiàn)破產(chǎn)風(fēng)險(xiǎn)的概率越小。

4.盈利能力，選取總資產(chǎn)收益率（ROA）刻畫，具體采用凈利潤與資產(chǎn)總額的比例來表示。總資產(chǎn)收益率是每單位資產(chǎn)創(chuàng)造多少凈利潤的指標(biāo)，總資產(chǎn)收益率越大代表企業(yè)盈利能力越強(qiáng)，出現(xiàn)破產(chǎn)風(fēng)險(xiǎn)的概率越低。

通過對上述4個(gè)指標(biāo)的描述性統(tǒng)計(jì)發(fā)現(xiàn)：公司規(guī)模保持持續(xù)增長，公司總資產(chǎn)隨上市時(shí)間的增加而逐步增加；資產(chǎn)負(fù)債率在上市后1—7年間顯著上升，8—12年間保持平穩(wěn)，說明在公司上市之初公司負(fù)債持續(xù)增加，長期償債能力下降；總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率上市后1—9年間顯著上升，9—12年間呈現(xiàn)下降趨勢；總資產(chǎn)收益率上市后1—7年間顯著下降，8—12年間沒有明顯變化趨勢。

在方程（1）的基礎(chǔ)上加入上述外生控制變量，進(jìn)一步判別上市公司破產(chǎn)風(fēng)險(xiǎn)的時(shí)間效應(yīng)是否具有內(nèi)生性特征，具體模型如下：

（2）

其中，i代表觀測個(gè)體，t代表觀測時(shí)間；Yit表示衡量公司破產(chǎn)風(fēng)險(xiǎn)的指標(biāo)，分別為流動(dòng)比率（LR）、速動(dòng)比率（QR）和運(yùn)營資金與資產(chǎn)總額比率（WAR）；T代表公司IPO之后的時(shí)間，頻率為季度數(shù)據(jù)、半年度數(shù)據(jù)和年度數(shù)據(jù)；SIZEit、LEVit、ROAit、TATit分別代表公司規(guī)模、資產(chǎn)負(fù)債率、總資產(chǎn)收益率、總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率；β1、β2、β3、β4、β5和β6分別為對應(yīng)解釋變量的系數(shù)，εi必須滿足相互獨(dú)立、均值為0、同方差，且必須與解釋變量外生的特征。

（二）實(shí)證結(jié)果分析

加入控制變量后公司破產(chǎn)風(fēng)險(xiǎn)時(shí)間效應(yīng)的實(shí)證參數(shù)估計(jì)結(jié)果表明：（1）流動(dòng)比率和速動(dòng)比率估計(jì)結(jié)果中，19個(gè)季度及以上數(shù)據(jù)樣本的T和T2均顯著，且T的系數(shù)符號為負(fù)，而T2的系數(shù)符號為正；運(yùn)營資金與資產(chǎn)總額比率估計(jì)結(jié)果中，從13個(gè)季度開始T和T2始終顯著，且T的系數(shù)符號為負(fù)，而T2的系數(shù)符號為正。說明即使加入了可能的影響因素后，公司破產(chǎn)風(fēng)險(xiǎn)特征隨上市時(shí)間變化仍然服從顯著的倒U型曲線規(guī)律。（2）由8—12年T和T2的系數(shù)估計(jì)結(jié)果計(jì)算可知，基于流動(dòng)比率和速動(dòng)比率模型的倒U型曲線的拐點(diǎn)位置略有提前，在5年左右，而基于運(yùn)營資金與資產(chǎn)總額比率模型的倒U曲線的拐點(diǎn)位置略有推后，在6.8年左右。（3）由于13—18個(gè)季度的數(shù)據(jù)樣本涵蓋的時(shí)序信息較少，因?yàn)榭赡軣o法真實(shí)地刻畫數(shù)據(jù)樣本的時(shí)間序列特征，故其呈現(xiàn)出參數(shù)估計(jì)結(jié)果不顯著的特征。（4）企業(yè)規(guī)模（SIZE）在基于流動(dòng)比率和速動(dòng)比率模型中24—48個(gè)季度系數(shù)顯著且為負(fù)值，在其他時(shí)期內(nèi)系數(shù)不連續(xù)顯著且系數(shù)為正值；基于運(yùn)營資金與資產(chǎn)總額比率模型13—48期系數(shù)均顯著且為正值。由此可以看出公司規(guī)模對破產(chǎn)風(fēng)險(xiǎn)存在顯著影響，但影響的具體方向在不同的模型中的估計(jì)結(jié)果不同，即實(shí)證結(jié)果存在模型依賴問題。（5）資產(chǎn)負(fù)債率（LEV）在三個(gè)模型中系數(shù)均顯著且符號為負(fù)，說明破產(chǎn)風(fēng)險(xiǎn)隨財(cái)務(wù)杠桿的增加而上升，與本文的基本預(yù)期一致，因?yàn)樨?cái)務(wù)杠桿增加表明企業(yè)負(fù)債增加，因而破產(chǎn)風(fēng)險(xiǎn)上升。（6）總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率（TAT）在基于流動(dòng)比率和速動(dòng)比率模型中，系數(shù)始終為負(fù)號，分別在19—46個(gè)季度和19—38個(gè)季度連續(xù)顯著，說明總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率增加，企業(yè)的破產(chǎn)風(fēng)險(xiǎn)上升。該結(jié)論與本文預(yù)期不同，可能是因?yàn)槭褂玫钠飘a(chǎn)風(fēng)險(xiǎn)衡量指標(biāo)流動(dòng)比率和速動(dòng)比率與總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率存在負(fù)向關(guān)系，當(dāng)總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率上升時(shí)，更多的資金被用于生產(chǎn)經(jīng)營，故而使得短期流動(dòng)能力下降。在基于運(yùn)營資金與資產(chǎn)總額比率模型中，顯著性不連續(xù)并發(fā)生影響方向變化的現(xiàn)象。（7）總資產(chǎn)收益率（ROA）在三個(gè)模型中均出現(xiàn)了顯著性不連續(xù)且影響方向變化的現(xiàn)象，說明盈利能力與破產(chǎn)風(fēng)險(xiǎn)關(guān)系并不明顯。（8）半年度和年度數(shù)據(jù)的估計(jì)結(jié)果支持上述實(shí)證結(jié)果，表明上述實(shí)證結(jié)果穩(wěn)健。

因此可知，雖然企業(yè)規(guī)模和資產(chǎn)負(fù)債率顯著地影響了上市公司的破產(chǎn)風(fēng)險(xiǎn)特征，但是破產(chǎn)風(fēng)險(xiǎn)的時(shí)變規(guī)律具有顯著且穩(wěn)健的內(nèi)生性特征。

三、上市公司的破產(chǎn)風(fēng)險(xiǎn)存在具有內(nèi)生性特征的時(shí)間效應(yīng)

實(shí)證結(jié)果穩(wěn)健表明：公司破產(chǎn)風(fēng)險(xiǎn)隨著上市時(shí)間的變化服從倒U型曲線的時(shí)變規(guī)律，先上升再下降，在6.5年左右出現(xiàn)曲線的拐點(diǎn)，且上述時(shí)變規(guī)律具有穩(wěn)健且內(nèi)生的特征。因此，上市公司破產(chǎn)風(fēng)險(xiǎn)存在內(nèi)生性時(shí)間效應(yīng)。本文擬基于管理者上市亢奮的邏輯和視角，從理論上分析上市公司破產(chǎn)風(fēng)險(xiǎn)的時(shí)間效應(yīng)及其內(nèi)生性特征的存在原因：

第一，硬性上市條件約束促使公司上市初期所面臨的破產(chǎn)風(fēng)險(xiǎn)相對較低。顯然，交易所和監(jiān)管機(jī)構(gòu)已經(jīng)就企業(yè)上市的標(biāo)準(zhǔn)做出了明確且嚴(yán)格的要求，其中財(cái)務(wù)與資本結(jié)構(gòu)的嚴(yán)格要求勢必會(huì)對公司管理者的行為形成強(qiáng)有力的硬性約束。因此，管理者進(jìn)行冒險(xiǎn)投資的沖動(dòng)會(huì)得到有效的抑制，促使上市初期企業(yè)的資本結(jié)構(gòu)處于相對較低的水平，進(jìn)而保證企業(yè)能夠獲得上市成功的機(jī)會(huì)，硬性上市條件約束的結(jié)果就是上市初期企業(yè)面臨的破產(chǎn)風(fēng)險(xiǎn)相對較低。

第二，上市成功后管理者的上市亢奮會(huì)促使企業(yè)破產(chǎn)風(fēng)險(xiǎn)顯著上升。作為企業(yè)發(fā)展過程中最重要的轉(zhuǎn)折點(diǎn)，IPO成功后管理者會(huì)產(chǎn)生強(qiáng)烈的投資沖動(dòng)，即上市亢奮效應(yīng)。管理者的上市亢奮效應(yīng)主要來自幾方面原因：（1）上市成功直接刺激了管理者的投資沖動(dòng)，一段時(shí)間以來為了謀求上市機(jī)會(huì)而被壓抑的投資沖動(dòng)得到宣泄的機(jī)會(huì)；（2）上市融資獲得的充裕資金也會(huì)進(jìn)一步強(qiáng)化管理者的投資沖動(dòng)；（3）作為上市公司，企業(yè)的債權(quán)融資成本會(huì)出現(xiàn)顯著下降；（4）IPO成功后由于聲望的提升，信息獲取的難度必然大幅降低，并且企業(yè)所面臨的投資機(jī)會(huì)和選擇也會(huì)明顯多于從前。因此，IPO成功必然加劇管理者的投資沖動(dòng)，諸多以往根本不會(huì)考慮的風(fēng)險(xiǎn)性投資項(xiàng)目上市后可能也會(huì)被管理者采納，管理者的投資選擇不再謹(jǐn)慎，過度投資行為十分嚴(yán)重，導(dǎo)致的結(jié)果就是企業(yè)的資本結(jié)構(gòu)顯著上升，企業(yè)面臨的破產(chǎn)風(fēng)險(xiǎn)開始上升。

第三，資本結(jié)構(gòu)與企業(yè)價(jià)值的互相推動(dòng)效應(yīng)也加劇了企業(yè)上市后破產(chǎn)風(fēng)險(xiǎn)的顯著上升。上市初期管理者在上市亢奮的驅(qū)使下不斷提高企業(yè)的資本結(jié)構(gòu)，由于此時(shí)企業(yè)的資本結(jié)構(gòu)普遍較低，因此在債權(quán)稅盾效應(yīng)的作用下資本結(jié)構(gòu)的上升也會(huì)顯著提升企業(yè)的價(jià)值。上升的企業(yè)價(jià)值使得企業(yè)融資的成本繼續(xù)降低，再次促進(jìn)管理者不斷提高企業(yè)的資本結(jié)構(gòu)，表現(xiàn)為上市后一段時(shí)間內(nèi)企業(yè)的資本結(jié)構(gòu)出現(xiàn)快速上升的現(xiàn)象，進(jìn)而促使企業(yè)上市后面臨的破產(chǎn)風(fēng)險(xiǎn)顯著上升。

第四，企業(yè)價(jià)值增加與破產(chǎn)風(fēng)險(xiǎn)的權(quán)衡促使公司資本結(jié)構(gòu)再度下降。由于企業(yè)債務(wù)存在稅盾效應(yīng)，更高的財(cái)務(wù)杠桿在增加公司價(jià)值的同時(shí)，也會(huì)因提高企業(yè)的破產(chǎn)風(fēng)險(xiǎn)因而降低公司的價(jià)值（Robichek和Myers，1966）。[22]當(dāng)公司具有較小的財(cái)務(wù)杠桿時(shí)，公司價(jià)值與資產(chǎn)負(fù)債率之間關(guān)系為遞增函數(shù)，但當(dāng)企業(yè)的財(cái)務(wù)杠桿持續(xù)增加后，破產(chǎn)風(fēng)險(xiǎn)也隨之持續(xù)增加，并與公司價(jià)值之間關(guān)系表現(xiàn)為遞減函數(shù)，最終破產(chǎn)風(fēng)險(xiǎn)會(huì)導(dǎo)致公司價(jià)值開始逐漸降低。上市公司初期經(jīng)歷了上市亢奮導(dǎo)致的資本結(jié)構(gòu)顯著上升，上升的資本結(jié)構(gòu)最初對企業(yè)的價(jià)值產(chǎn)生了顯著的推升作用，但伴隨著資本結(jié)構(gòu)的上升也使得公司的破產(chǎn)風(fēng)險(xiǎn)顯著增加，進(jìn)而影響公司估值水平，同時(shí)公司的融資能力和融資成本也會(huì)因資本結(jié)構(gòu)過高而受到顯著影響，因此對管理者上市初期的投資沖動(dòng)產(chǎn)生有效的抑制作用。因此，受融資成本上升和企業(yè)價(jià)值下降的共同影響，公司管理者無疑會(huì)再次選擇降低資本結(jié)構(gòu)，從而使得資本結(jié)構(gòu)出現(xiàn)顯著下降，并因此使得企業(yè)的破產(chǎn)風(fēng)險(xiǎn)也開始下降。

總之，企業(yè)上市初期通常出現(xiàn)資本結(jié)構(gòu)顯著上升的過程，但當(dāng)資本結(jié)構(gòu)上升到一定程度之后又開始轉(zhuǎn)而進(jìn)入下降過程，因此導(dǎo)致上市公司破產(chǎn)風(fēng)險(xiǎn)特征呈現(xiàn)顯著的倒U型時(shí)變規(guī)律。因此，公司的破產(chǎn)風(fēng)險(xiǎn)特征隨著上市時(shí)間的變化會(huì)表現(xiàn)出一般性的變化規(guī)律，即上市公司的破產(chǎn)風(fēng)險(xiǎn)存在具有內(nèi)生性特征的時(shí)間效應(yīng)。

結(jié) 語

已有的國內(nèi)外研究主要集中在企業(yè)破產(chǎn)風(fēng)險(xiǎn)的測度和預(yù)測方面，關(guān)注破產(chǎn)風(fēng)險(xiǎn)特征的刻畫以及預(yù)測的準(zhǔn)確性，沒有涉及企業(yè)破產(chǎn)風(fēng)險(xiǎn)特征在上市后隨時(shí)間變化可能表現(xiàn)出的一般性規(guī)律問題。本文基于中國A股市場全樣本數(shù)據(jù)，采用橫截面固定效應(yīng)面板模型，實(shí)證判別破產(chǎn)風(fēng)險(xiǎn)特征隨企業(yè)上市時(shí)間變化是否存在內(nèi)生性時(shí)變規(guī)律，并基于理論猜想分析上市公司破產(chǎn)風(fēng)險(xiǎn)存在內(nèi)生性時(shí)變規(guī)律的原因。

實(shí)證結(jié)果結(jié)論表明：隨著上市時(shí)間的變化，破產(chǎn)風(fēng)險(xiǎn)特征呈現(xiàn)典型的倒U型曲線規(guī)律，先上升再下降，在6.5年左右出現(xiàn)曲線的拐點(diǎn)；將可能的影響因素作為控制變量引入實(shí)證過程，公司破產(chǎn)風(fēng)險(xiǎn)特征仍然存在顯著且穩(wěn)健的倒U型曲線時(shí)變規(guī)律。因此，上市公司破產(chǎn)風(fēng)險(xiǎn)存在具有內(nèi)生性特征的時(shí)間效應(yīng)。本文的理論猜想認(rèn)為：首先，交易所和監(jiān)管機(jī)構(gòu)對企業(yè)上市的標(biāo)準(zhǔn)做出了明確且嚴(yán)格的要求，為了獲得上市成功的機(jī)會(huì)，管理者進(jìn)行冒險(xiǎn)投資的沖動(dòng)會(huì)得到有效的抑制，從而促使上市初期企業(yè)的資本結(jié)構(gòu)處于相對較低的水平，決定了上市初期企業(yè)的破產(chǎn)風(fēng)險(xiǎn)相對較低。其次，上市融資（IPO）作為企業(yè)發(fā)展過程中最重要的轉(zhuǎn)折點(diǎn)，必然加劇管理者的投資沖動(dòng)，可能采納諸多以往不會(huì)涉及的風(fēng)險(xiǎn)性項(xiàng)目，投資選擇行為不再謹(jǐn)慎，過度投資變得十分嚴(yán)重，使得企業(yè)的資本結(jié)構(gòu)開始出現(xiàn)顯著上升，進(jìn)而導(dǎo)致破產(chǎn)風(fēng)險(xiǎn)上升。再次，上市初期管理者在上市亢奮的驅(qū)使下不斷提升企業(yè)的資本結(jié)構(gòu)，由于此時(shí)企業(yè)的資本結(jié)構(gòu)普遍較低，因此在債權(quán)稅盾效應(yīng)的作用下資本結(jié)構(gòu)的上升也會(huì)顯著增加企業(yè)的價(jià)值，因此進(jìn)一步促使上市后一段時(shí)間內(nèi)企業(yè)的資本結(jié)構(gòu)快速上升，進(jìn)而導(dǎo)致企業(yè)上市后破產(chǎn)風(fēng)險(xiǎn)的顯著上升；最后，伴隨著資本結(jié)構(gòu)的上升，公司的破產(chǎn)風(fēng)險(xiǎn)顯著增加，進(jìn)而影響公司估值水平，同時(shí)公司的融資能力和融資成本也會(huì)因資本結(jié)構(gòu)過高而受到影響，理性的公司管理者無疑會(huì)選擇降低資本結(jié)構(gòu)，從而使得資本結(jié)構(gòu)出現(xiàn)顯著下降，并因此使得企業(yè)的破產(chǎn)風(fēng)險(xiǎn)下降。因此，企業(yè)破產(chǎn)風(fēng)險(xiǎn)隨著上市時(shí)間的變化呈現(xiàn)具有內(nèi)生性特征的時(shí)間效應(yīng)。

參 考 文 獻(xiàn)

[1] W. H.Beaver. “Financial Ratios as Predictors of Failure”， in Journal of Accounting Research， Vol.4， No.1， 1966.

[2] E. I.Altman.“Financial Ratios， Discriminant Analysis and the Prediction of Corporate Bankruptcy”， in The Journal of Finance， Vol.23， No.4， 1968.

[3] J. A. Ohlson： “Financial Ratios and the Probabilistic Prediction of Bankruptcy”， in Journal of Accounting Research， Vol.18， No.1， 1980.

[4] 周首華、楊濟(jì)華、王平：《論財(cái)務(wù)危機(jī)的預(yù)警分析——F分?jǐn)?shù)模式》，載《會(huì)計(jì)研究》1996年第8期.

[5] 陳靜：《上市公司財(cái)務(wù)惡化預(yù)測的實(shí)證分析》，載《會(huì)計(jì)研究》1999年第4期.

[6] 丁志國、趙宣凱：《由理論到數(shù)據(jù)：實(shí)證宏觀經(jīng)濟(jì)學(xué)分析范式的演進(jìn)》，載《求是學(xué)刊》2012年第3期.

[7] 丁志國、徐德財(cái)、陳浪南：《利率期限結(jié)構(gòu)的動(dòng)態(tài)機(jī)制：由實(shí)證檢驗(yàn)到理論猜想》，載《管理世界》2014第5期.

[8] B. A.Jain， O.Kini： “The Post-Issue Operating Performance of IPO Firms”， in The Journal of Finance， Vol.49， No.5， 1994.

[9] M. C.Jensen， W. H.Meckling： “Theory of the Firm： Managerial Behavior， Agency Costs and Ownership Structure”， in Journal of financial economics， Vol.3， No.4， 1994.

[10] S. H.Teoh， I.Welch， T. J.Wong. “Earnings Management and the Long-Run Market Performance of Initial Public Offerings”， in The Journal of Finance， Vol.53， No.6， 1998.

[11] G. J.Papaioannou， N. G.Travlos， K. G.Viswanathan： “The Operating Performance of Firms that Switch Their Stock Listings”， in Journal of Financial Research， Vol.26， No.4， 2003.

[12] B. S.Black.“Shareholder Activism and Corporate Governance in the United States”， in The New Palgrave Dictionary of Economics and the Law， Vol.3， 1998.

[13] M. L.Lemmon， M. R.Roberts， J. F.Zender.“Back to the Beginning： Persistence and the Cross-Section of Corporate Capital Structure”， in The Journal of Finance， Vol.63， No.4， 2008.

[14] 周開國、徐億卉：《中國上市公司的資本結(jié)構(gòu)是否穩(wěn)定》，載《世界經(jīng)濟(jì)》2012年第5期.

[15] 趙晶：《中國上市公司價(jià)值的時(shí)間效應(yīng)及其內(nèi)生性研究》，吉林大學(xué)博士論文2012年.

[16] 丁志國、蘇治、趙晶：《資產(chǎn)系統(tǒng)性風(fēng)險(xiǎn)跨期時(shí)變的內(nèi)生性：由理論證明到實(shí)證檢驗(yàn)》，載《中國社會(huì)科學(xué)》2012年第4期.

[17] 丁志國、李甜、趙晶：《上市公司股利政策的時(shí)間效應(yīng)及其內(nèi)生性》，載《中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)》2014年第10期. [18] C.Hsiao.Analysis of Panel Data， 2nd， Cambridge University Press， 2003.

[19] Y.Mundlak. “On the Pooling of Time Series and Cross Section Data”， in Econometrica， Vol.46， No.1， 1978.

[20] B.Baltagi.Econometric Analysis of Panel Data， 4th， John Wiley & Sons， 2008.

[21] S.Titman， R.Wessels. “The Determinants of Capital Structure Choice”， in The Journal of Finance， Vol.43， No.1， 1988.

[22] A. A.Robichek， S. C.Myers. “Conceptual Problems in the Use of Risk-Adjusted Discount Rates”， in The Journal of Finance， Vol.21， No.4， 1966.

[責(zé)任編輯 國勝鐵]

Abstract： Foreign studies focus on measurement of bankruptcy risk and prediction effect， seldom on the general rules of the risk changing with time. Based on the complete data of the quarterly， semi-annual and yearly performance of Chinas Shanghai and Shenzhen a-share market between March 2013 and June 2015， by adopting cross sectional fixed effect panel model， this paper empirically judges the innate rules of risk features changing with time and explains the economic reason for the relation between risk and time. The results show that the time effect of bankruptcy risk is conspicuous and steady， forming an inverted U type and the turning point appears after 6.5 years； debt-paying ability， management ability and profit ability are introduced as controllable variant， this rule is still obvious and stable. Therefore， there is time effect in the risk of listed company and the effect is innate. Theoretical conjecture believes that the rigid constraint and the excitement of managers， tax shield effect and measurement of value influence effect contribute to the rule of inverted U type in the features of the risk of listed company.

Key words： listed company， bankruptcy risk， time effect， innateness