從公司治理視角看農(nóng)業(yè)上市公司財務風險

1、網(wǎng)絡首發(fā)時間：2017-01-10 11:43財會月刊 2017,02,47-54從公司治理視角看農(nóng)業(yè)上市公司財務風 險黃曉波王慧沈陽農(nóng)業(yè)大學經(jīng)濟管理學院導出/參考文獻關注分享收藏打印摘要：本文以201p2015年滬深a股農(nóng)業(yè)上市公司為樣本，通過綜合功效系數(shù)得分xs 劃分企業(yè)財務風險的高低，然后采用二分類logistic回歸模型對農(nóng)業(yè)上市公司 治理結構的財務風險進行實證研宄。研究結果表明，在農(nóng)業(yè)上市公司中，股權集中 度、國有控股、兩職合一能抑制財務風險;股權制衡度、董事會規(guī)模、獨立董事 比例、監(jiān)事會規(guī)模會擴大財務風險;董事會會議次數(shù)、監(jiān)事會會議次數(shù)、高管人 員持股比例、高管人員薪酬對財務風險沒

2、有顯著影響。關鍵詞：農(nóng)業(yè)上市公司；公司治理;財務風險;功效系數(shù)法;.:分類logistic模型;一、引言我國是一個農(nóng)業(yè)大國，但同時也是農(nóng)業(yè)弱國，農(nóng)業(yè)公司的上市對我國農(nóng)業(yè)經(jīng)濟的 發(fā)展有重大的推動作用。然而，滬深兩市a股48家農(nóng)業(yè)上市公司的實際經(jīng)營也而 臨著各式各樣復雜的挑戰(zhàn):從國際環(huán)境來看，世界經(jīng)濟円新月異飛速發(fā)展，國際勢 力相互激蕩;從國內(nèi)環(huán)境來看，飛速的經(jīng)濟發(fā)展、激烈的市場競爭在為企業(yè)提供廣 闊發(fā)展空間的同吋，也給企業(yè)帶來了巨大的財務風險，由此出現(xiàn)危機或者破產(chǎn)的 企業(yè)屢見不鮮。除丫受到國際和國內(nèi)環(huán)境的影響，對農(nóng)業(yè)上市公司經(jīng)營起至關重 要作用的還有其內(nèi)部因素，如公司治理結構不完善、內(nèi)部控制不完

3、善等。隨著公 司規(guī)模的擴大，治理結構變得更復雜，企業(yè)財務風險也更容易出現(xiàn)。為了促進農(nóng)業(yè) 經(jīng)濟的發(fā)展和抑制企業(yè)財務風險，需要完善農(nóng)業(yè)上市公司的治理結構。本文以201t2015年我國農(nóng)業(yè)上市公司為研宄對象，在考慮了農(nóng)業(yè)上市公司行業(yè) 特點的基礎上，通過運用功效系數(shù)法和二分類logistic模型進行基于公司治理 結構的財務風險的實證研究，并根據(jù)得出的結論提出相應建議，以期提高公司所 有者與管理者對公司治理和財務風險的認識，提高公司財務風險管理水平，促進 公司長期健康發(fā)展。二、研宄設計（一）研究假設通過査閱相關文獻筆者發(fā)現(xiàn)界定公司治理的變量較多，在考慮了農(nóng)業(yè)上市公司行 業(yè)特點的棊礎上，本文主要從股權結構

4、、董事會特征、監(jiān)事會特征、管理層激勵 這四個方面研宄農(nóng)業(yè)上市公司的公司治理對財務風險的影響。1. 股權結構與財務風險。木文主要從股權集中度、股權制衡度、控股股東性質(zhì)這幾個方面來界定股權結構， 研宄農(nóng)業(yè)上市公司股權結構對財務風險的影響。當前我國上市公司的股權主要集屮在個別股東的手屮，大小股東之間容易發(fā)生利 益沖突。由于大股東持股比例較高，當大股東與管理者的經(jīng)濟利益不完全一致吋, 大股東為了增加公司績效，減小委托代理成本，就會有較大的動力去監(jiān)督管理者， 進而降低公司的風險，提高公司的價值。眾多研宄發(fā)現(xiàn),公司股權越集中，其財務 風險越?。╟laessens, 2000;bert schol tens

5、, 2010;antonio, 2011;陳莎，2010;李 銀萍，2012;張燕，2014;黃曼行、任家華,2014）。因此,我們假設，股權集中度和企 業(yè)財務風險之間是負相關關系。在現(xiàn)有文獻中，關于股權制衡度對財務風險的影響主耍有兩種觀點。一種觀點認 為，我國上市公司的各大股東股權之間存在制衡，內(nèi)部互相牽制可以抑制控股股 東權利的濫用，也不會為了自己的利益而做出有損于公司利益的事（陳莎，2010;肖琴梅，2012）。另一種觀點認為，在做出重大決策時，股東股權的互相牽制不利于 股東積極性的提高，同時會導致股東對于決策很難達成一致意見，進而影響公司 的決策效率，加大公司的財務風險。在現(xiàn)實經(jīng)營中，

6、股權制衡容易導致股東積極性 的降低。因此,根據(jù)后一種觀點,我們假設股權制衡度和企業(yè)財務風險之間是正相 關關系?，F(xiàn)階段上市公司大多是國有控股公司，國有控股對公司的發(fā)展具有很大的好處，因為國家會給予公司一定的政府支持和政策優(yōu)惠。當國有控股企業(yè)陷入困境時， 政府會在資金和政策方面給予幫助，從而降低企業(yè)的財務風險（xu和wang, 1999; 張殿峰，2014）。國有控股企業(yè)的管理者也會很關心企業(yè)的業(yè)績，因為企業(yè)業(yè)績的 高低直接關系到他們之后的職業(yè)生涯，同時他們也會規(guī)避風險很高的項目。因此， 我們假設控股股東性質(zhì)和企業(yè)財務風險之間存在負相關關系?；谏鲜龇治?，本文提出如下假設:假設1:股權集中度與財務

7、風險存在負和關關系，即公司股權越集中，其財務風險 越低。假設2:股權制衡度與財務風險存在正相關關系，即公司股權制衡度越高，其財務 風險越高。假設3:控股股東性質(zhì)與財務風險存在負相關關系，即提高國有持股比例能夠降 低財務風險。2. 董事會特征與財務風險。木文主要用董事會規(guī)模、獨立董事比例、董事長與總經(jīng)理二職合一、董事會會議 次數(shù)來界定蕭事會特征，從這四個方面研宄農(nóng)業(yè)上市公司蕭事會特征對財務風險 的影響。學者們對于董事會規(guī)模對財務風險影響的觀點不一。有的學者認為董事會規(guī)模與 公司績效呈正和關關系，董事會規(guī)模越大，公司績效越高，則企業(yè)的風險越低 （denis arid sarin, 1999）。也有

8、研宄發(fā)現(xiàn)我國上市公司的董事會未能發(fā)揮其作 用，即董事會規(guī)模對財務風險沒冇顯著影響（于富生，2008）。但從管理學角度來看, 隨著董事會規(guī)模的擴大，官僚主義也更易產(chǎn)生，董事會內(nèi)部不和諧程度也會加深， 這樣公司的經(jīng)營績效就會降低，同時公司的財務風險就會增加。當公司面臨財務 風險的時候，董事會規(guī)模過大可能會讓董事會成員產(chǎn)生搭便車心理，認為有更多 的成員應對風險和承擔風險，從而不會有動力去規(guī)避風險，由此就可能會提高企 業(yè)的財務風險（陳正，2014;張殿峰，2014）。因此，我們假設董事會規(guī)模和企業(yè)財務 風險之間是正相關關系。在我國上市公司“一股獨大”的背景下，獨立董事可以抑制代理問題，從而降低 財務風

9、險（吳超鵬、吳世農(nóng)，2005;baysinger 和 butler, 1985;weisbach, 1988）。而masulis（2012）在研宄董事會成員與企業(yè)經(jīng)營業(yè)績的關系時得出有豐富行業(yè) 經(jīng)驗的獨立董事的比例與企業(yè)業(yè)績呈正相關關系，而缺乏行業(yè)經(jīng)驗的獨立董事的 比例與企業(yè)業(yè)繢呈負相關關系的結論。因此，我們假設獨立董事比例和企業(yè)財務 風險之間是負相關關系。通過查閱相關的文獻筆者發(fā)現(xiàn)，關于兩職合一對財務風險的影響主耍有兩種觀 點。一種觀點認為，董事長和總經(jīng)理都由同一人來兼任,董事長是股東利益的代表， 總經(jīng)理是經(jīng)營者的代表，總經(jīng)理運作公司，蕭事長的職能之一是恰當?shù)乇O(jiān)督經(jīng)營 者，如果兩職合一,董事

10、會很難起到監(jiān)督的作用，總經(jīng)理往往傾向于向董事會隱瞞 信息（coyal等，2002），這樣也會加大公司的財務風險，降低公司的經(jīng)營效率 （daily, 2004;于福生，2008）。另一種觀點認為，董事長與總經(jīng)理兩職由同一人擔 任，具有更大的自主權，并會從公司利益最大化角度考慮與行事，避免了對公司的 代表權和控制權的爭奪，所以公司的繢效也會隨之變得更好，財務風險也會隨之 降低（肖琴梅，2012）。在現(xiàn)實經(jīng)營屮，兩職合一的總經(jīng)理以公司利益最大化行事。 因此，我們假設，董事長與總經(jīng)理兩職合一企業(yè)的財務風險要小于兩職分離企業(yè)。學者們對于董事會會議次數(shù)對財務風險的影響的觀點也不一致。張敦力、秦樂 (201

11、3)認為董事會會議次數(shù)越多，企業(yè)財務風險就越大。陳正(2014)認為董事會 會議次數(shù)的多少與公司財務風險大小之間不存在顯著的相關關系。但董事會會議 是董事會與管理層溝通的橋梁，董事長的職能之一就是恰當?shù)乇O(jiān)督管理者，使管 理者努力工作，從而改善經(jīng)營業(yè)績。董事會的會議次數(shù)越多，說明董事會的監(jiān)督職 能發(fā)揮得越好，管理者越能積極有效地工作，從而使得公司利益最大化、財務風險 最小化(張殿峰,2014)。因此，我們假設董事會會議次數(shù)與財務風險之間存在負相 關關系?；谏鲜龇治?，本文提出如下假設：假設4:董事會規(guī)模與財務風險存在正相關關系，即增加董事會人數(shù)會提高財務 風險。假設5:獨立董事比例與財務風險存在

12、負和關關系，即提高獨立董事比例會降低 財務風險。假設6:董事長與總經(jīng)理兩職合一企業(yè)的財務風險要小于兩職分離企業(yè)。假設7:董事會會議次數(shù)與財務風險存在負相關關系，即增加董事會會議次數(shù)會 降低財務風險。3. 監(jiān)事會特征與財務風險。木文主要用監(jiān)事會規(guī)模、監(jiān)事會會議次數(shù)來界定監(jiān)事會特征，從這兩個方面研究 農(nóng)業(yè)上市公司監(jiān)事會特征對財務風險的影響。通過查閱公司治理的相關文獻發(fā)現(xiàn)，把監(jiān)事會納入公司治理來研宄的文獻很少。 周翠翠(2012)研宄發(fā)現(xiàn)監(jiān)事會規(guī)模越大，其財務風險越小。監(jiān)事會對董事會、經(jīng) 理人員等進行監(jiān)督，可以使公司經(jīng)營更規(guī)范，但監(jiān)事會規(guī)模過大會使得監(jiān)事會成 員產(chǎn)生搭便車心理，他們會認為有更多的人來

13、監(jiān)督，從而會增加企業(yè)的財務風險 (張永生，2012)。因此，我們假設監(jiān)事會規(guī)模與財務風險之間存在正相關關系。對于監(jiān)事會會議次數(shù)，張永生(2012)認為監(jiān)事會會議次數(shù)與財務風險之間不存在 相關關系。因此，我們假設監(jiān)事會會議次數(shù)與財務風險之間不存在顯著的相關關 系。基于上述分析,木文提出如下假設：假設8:監(jiān)事會規(guī)模與財務風險存在正相關關系，即增加監(jiān)事會人數(shù)會提高財務 風險。假設9:監(jiān)事會會議次數(shù)與財務風險之間不存在顯著的相關關系。4. 管理層激勵與財務風險。本文主要用高管持股比例、高管薪酬來界定管理層激勵，從這兩個方面研宄農(nóng)業(yè) 上市公司管理層激勵對財務風險的影響。根據(jù)委托代理理論，股東與經(jīng)理之間會

14、出現(xiàn)由委托代理關系導致的代理成本問 題。只要委托代理關系存在，代理成本就會存在。解決代理成本問題的有效方法 是股權激勵。對高管進行股權激勵能夠降低代理成本，同時高管持股比例越大， 也越能有效地提高公司的業(yè)績。這樣就會最大限度地保護公司利益，降低企業(yè)財 務風險（berle 和 means, 1932 jensen 和 meckling, 1976;warfield, 1995;趙磊、 彭大慶，2009;蘇坤，2015）。因此，我們假設高管持股比例與財務風險之間存在負 相關關系。要想使得管理層為公司價值最大化而努力，最好的辦法是直接以公司價值作為考 核的目標。提高高管薪酬，管理層會以企業(yè)利益最大化

15、為目標來管理公司，同吋減 少了占有股東財富的想法，增加了公司的價值，降低了公司的財務風險（潘吟 斐，2013）。因此，我們假設高管薪酬與財務風險之間存在負相關關系?；谏鲜龇治?，本文提出如下假設：假設10:高管持股比例與財務風險之間存在負相關關系，即增加高管持股比例能 降低財務風險。假設11:高管薪酬與財務風險之間存在負相關關系，即增加高管薪酬能降低財務 風險。（二）樣本選取和數(shù)據(jù)來源根據(jù)證監(jiān)會行業(yè)分類與上市公司索引，截至2015年第四季度，我國共有48 家農(nóng)業(yè)上市公司，剔除數(shù)據(jù)有缺失的公司和201t2015年五年內(nèi)沒有連續(xù)存在的 公司，共得到185個樣本。本文選取20112015年的數(shù)據(jù)進行

16、分析。本文的數(shù)據(jù) 來源于國泰安數(shù)據(jù)庫和上市公司披露的年報，所有的數(shù)據(jù)采用spss 22.0軟件進 行處理。（三）變量定義1. 財務風險（fr）。本文運用功效系數(shù)法計算每個公司每年的綜合功效指數(shù)，用該指數(shù)衡量農(nóng)業(yè)上市 公司的財務風險。根據(jù)2015年國資委對央企綜合績效評價指標及權重表的定義 可知，盈利能力、營運能力、償債能力和發(fā)展能力這四個方面構成財務風險的評 價指標體系，如表1所示：表1指標體系下載原表盈利能力狀況凈資產(chǎn)總資產(chǎn)營運能力狀況總資產(chǎn)財務風險指標應收賬償債能力狀況資產(chǎn)負已獲利發(fā)展能力狀況銷售増資本保根據(jù)表1中各指標的特點，可按以下規(guī)則確定單項功效系數(shù)：(1)極大型變量單項功效系數(shù)設置

17、:極大型變量是指財務指標數(shù)值越大越好，木文 財務指標中涉及的極大型變量有:浄資產(chǎn)收益率、總資產(chǎn)報酬率、總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率、 應收賬款周轉(zhuǎn)率、已獲利息倍數(shù)、銷售增長率、資本保值增值率。極大型變量滿 意值取其行業(yè)平均值。在選擇該指標的不允許值吋,存在一定的區(qū)別:對反映盈利 能力狀況的凈資產(chǎn)收益率、總資產(chǎn)報酬率，以及反映發(fā)展能力狀況的銷雋增長率、 資木保值增值率，其不允許值為零,如果該類指標是零增長或負增長，則該企業(yè)財 務風險非常大;對反映資產(chǎn)營運能力狀況的總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率、應收賬款周轉(zhuǎn)率，其不 允許值為滿意值的一半，如果周轉(zhuǎn)率達不到滿意值的一半，那么該企業(yè)財務風險 也很大;對反映償債能力狀況的己獲利息倍數(shù)，

18、其不允許值設為1，如果小于1，從 f遠來看，企業(yè)是無法舉債經(jīng)營的。極大型變量單項功效系數(shù)的計算公式如下所 示：極大型變a中.項功效系數(shù)= 實際值-不允許值滿意值-不允許值100x40+60 （實際值滿意值） （實際值多滿意值）（2）極小型變量單項功效系數(shù)設置:極小型變量是指財務指標數(shù)值越小越好，本文 財務指標中不涉及極小型變量，其計算公式如下所示：極小型變量單項功效系不允許值-實際值不允許值-滿意值x 40+60100（3）穩(wěn)定型變量單項功效系數(shù)設置:穩(wěn)定型變量是指財務指標數(shù)值在某一點最好， 本文不涉及穩(wěn)定型變量。在行業(yè)平均值上增加20%作為滿意值，在行業(yè)平均值上 增加二倍作為不允許值的上限,

19、減少一半作為不允許值的下限,其計算公式如下 所示：穩(wěn)定型變單項功效系數(shù)= 上限的不允許值-實際值上限的不允許值-滿意值x 40+60災w值-卜限的不允許值滿意值-下限的不允許值（女際值滿意值） x 40+60（實際值滿意值）（4）區(qū)間型變量單項功效系數(shù)設罝:區(qū)間型變量是指財務指標數(shù)值在某一個區(qū)間 內(nèi)最好，木文涉及的區(qū)間型變量有資產(chǎn)負債率。區(qū)間型變量滿意值的上下限分別 為行業(yè)平均值上下20個百分點,不允許值的上下限則分別為行業(yè)平均值的一倍 和一半。其計算公式如下所示：區(qū)間型變w單項功效系數(shù)=r上限的不允許值-實際值 上限的不允許值-上限值46(實際值上限值):100 (下限值實際值上限值)實際值

20、-下限的不允許值下限值-下限的不允許值(實際值<下限值)由以上計算公式求出各單項功效系數(shù)的數(shù)值，可得出綜合功效系數(shù)：綜合功效系數(shù)=單項功效系數(shù)x該指標的權數(shù)/權數(shù)總和根據(jù)綜合功效系數(shù)數(shù)值可對財務風險劃分相應的警示ix間，如表2所示。表2財務風險定義下載原表警限綜合功效 系數(shù)(xs)說明巨警彡60表明企業(yè)財務風險極高，資產(chǎn)狀況很差重警60 70表明企業(yè)財務風險很高，資產(chǎn)狀況較差中警70 80表明企業(yè)財務風險較高，資產(chǎn)狀況一般輕警80 90表明企業(yè)財務風險較低，資產(chǎn)狀況較好無警>90表明企業(yè)財務風險很小，資產(chǎn)狀況良好通過綜合功效系數(shù)得分(xs)劃分企業(yè)財務風險(fr)的高低:xss80

21、定義為財務 風險高，取fr=l;80<xs100定義為財務風險低，取fr=0。2. 公司治理。本文主要從股權結構、董事會特征、監(jiān)事會特征、管理層激勵四個方面界定公司 治理，通過這四個方面考察農(nóng)業(yè)上市公司的公司治理對財務風險的影響。具體變 量定義如表3所示：治理結構評價指標取值權構股結股權集中度 (her)前五大股東持股比例的枋芬達 爾指數(shù)股權制衡度 (zh)第二至第五大股東持股比例/ 第一大股東持股比例控股股東性質(zhì) (cst)1為國有,0為非國有董事會特征董事會規(guī)模 (bdsize)$亨會人數(shù)獨立董事比例 (idk)獨立董事人數(shù)/董亊會總?cè)藬?shù)兩職合一 (dual)董亊長和總經(jīng)理為同一人時

22、， r)ual=l,否則為0董事會會議 次數(shù)(bdm)年度內(nèi)召開董事會會議次數(shù)監(jiān)事會特征監(jiān)亊會規(guī)模 (sdsize)監(jiān)亊會人數(shù)監(jiān)事會會議 次數(shù)(sr)m)年度內(nèi)召開監(jiān)事會會議次數(shù)管理層激勵亮管人員持股 比例(mr)高管人員所持股數(shù)/總股數(shù)高管人負薪酬 (gx)前三名薪馘總和的自然對數(shù)3. 控制變量。根據(jù)相關文獻，我們設置了如下控制變量:企業(yè)規(guī)模、企業(yè)成長性、資產(chǎn)報酬率、 資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率、資產(chǎn)負債率，具體定義如表4所示。基于此，本文采用二分類logistic回歸模型。logistic模型的數(shù)學表達式如下:變量代碼變量名變控制變量size企業(yè)規(guī)模企業(yè)總資產(chǎn)grow企業(yè)成長性公司總資產(chǎn)roa資產(chǎn)報酬率凈

23、利潤/平右zzl資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率銷售收入凈lev資產(chǎn)負、債率負債總額/實logit(p)= lny-p- =zz=tt（）+o：i heh+o（2zh+（x3cst+o：4bi）size+ tt5ii）l（+tt6dual+（x7bi）m+<x8si）size+tt9si）m+ ai0ml<+a11gx+a12slze+a13gl<ow+ahl<oa+ ot 15zzl+cx i lev+e其中：綜合功效系數(shù)xs80定義為財務風險高，取yi=l;綜合功效系數(shù) 80<xs100定義為財務風險低，取1=0。ci 0代表等式中的常數(shù)項，ci i代表各變 量的回歸系數(shù)（i=l，

24、2,3，一，16），e代表回歸殘差項，其余符號及含義如前文所 述。三、實證分析（一）描述性統(tǒng)計木文釆用spss 22.0軟件對所有的自變量進行了分組描述性統(tǒng)計，分別描述了樣 本變量的數(shù)目、最小值、最大值、平均值及標準偏差，得到的結果見表5。0（財務風險低）樣本量最小值最大值平均值準差樣本量最價her1000.0120.5330.1700.120850.(zh1000.0241.8380.4770.393850.(cst1000.0001.0000.2000.402850.(bdsize1005.00013.0008.6201.780855.(idr1000.3080.5710.3720.055

25、850dual1000.0001.0000.4300.498850.(bdm1005.00022.00010.7703.553854.(sdsize1002.0009.0003.5001.087853.(sdm1001.00010.0005.9202.168851.(mr1000.0000.6210.0810.172850.(gx10012.43115.46913.7620.6588512.2size10019.92123.61421.4560.75685grow100-0.2152.7900.2900.47585-roa1000.0150.2060.0680.04085- 0.2通過以上的描

26、述性統(tǒng)計分析，比較低財務風險和高財務風險農(nóng)業(yè)上市公司的數(shù)值， 可以得出農(nóng)業(yè)上市公司的行業(yè)特征：1. 在股權結構方面，股權集中度的最大值是0. 533,最小值是0. 012,股權制衡度 的最人值是2. 460,最小值是0. 015,說明農(nóng)業(yè)上市公司的股權集屮度和股權制衡 度的個體差異很大，也在一定程度上說明農(nóng)業(yè)上市公司股權分布差異較大。進一 步可以看出股權集中度高的農(nóng)業(yè)上市公司財務風險較低;股權制衡度高的農(nóng)業(yè)上 市公司財務風險較高。從表5可以看出，國有控股農(nóng)業(yè)上市公司的數(shù)量呈減少趨 勢，因為在股權分置改革后，國有控股的農(nóng)業(yè)上市公司數(shù)量逐漸減少,進而發(fā)現(xiàn)國 有控股的農(nóng)業(yè)上市公司財務風險較低。2.

27、在董事會特征方面，我國上市公司董事會的法定人數(shù)在519人之間，而統(tǒng)計 數(shù)據(jù)顯示董事會規(guī)模的最大值是13人，最小值是5人，大部分在911人之間。這 有利于農(nóng)業(yè)上市公司的決策管理,且農(nóng)業(yè)上市公司董事會人數(shù)設置情況與我國上 市公司的法定設置情況一致。進而發(fā)現(xiàn)董事會人數(shù)多的農(nóng)業(yè)上市公司財務風險較 高,獨立董事比例高的農(nóng)業(yè)上市公司財風險較高。董事會人員的知識水平高，高知 識水平的董事大多為獨立董事，但是由于其缺乏企業(yè)管理的經(jīng)驗，只能從形式上 對公司進行管理，在農(nóng)業(yè)上市公司的治理中并沒有起到實質(zhì)性的作用。而部分農(nóng) 業(yè)上市公司董事學歷結構不夠理想,也存在低學歷層次、高職位任職情況，這也制 約了農(nóng)業(yè)上市公司的

28、發(fā)展。這說明農(nóng)業(yè)上市公司對獨立董事的重視程度不夠，在 實踐屮獨立董事并沒有真正發(fā)揮監(jiān)督職能。從統(tǒng)計數(shù)據(jù)可以看到，兩職合一的農(nóng) 業(yè)上市公司數(shù)量稍少于兩職分離的農(nóng)業(yè)上市公司數(shù)量，農(nóng)業(yè)上市公司董事會結構 在向“兩職分離”結構發(fā)展，進而發(fā)現(xiàn)兩職合一的農(nóng)業(yè)上市公司財務風險較低。 從表5還可以看出農(nóng)業(yè)上市公司董事會會議次數(shù)在433次之間，平均值在10次 左右，并ii農(nóng)業(yè)上市公司董事會會議次數(shù)基本上集中在710次之間。近年來農(nóng)業(yè) 上市公司規(guī)模在不斷擴大，董事會會議頻率也隨之增加，進一步可以看出董事會 會議次數(shù)多的農(nóng)業(yè)上市公司財務風險較低。3. 在監(jiān)事會特征方面，監(jiān)事會人數(shù)的最大值是9人,最小值是2人，其中3

29、人的監(jiān) 事會結構占農(nóng)業(yè)上市公司總量的50%左右,5人的監(jiān)事會結構占農(nóng)業(yè)上市公司總 量的40%左右,可以發(fā)現(xiàn)農(nóng)業(yè)上市公司的監(jiān)事會人數(shù)設置大多為單數(shù)制，因為單 數(shù)制有利于農(nóng)業(yè)上市公司監(jiān)事會有效履行職責。進而發(fā)現(xiàn)監(jiān)事會規(guī)模大的農(nóng)業(yè)上 市公司財務風險較高;監(jiān)事會會議次數(shù)多的農(nóng)業(yè)上市公司財務風險較低。從農(nóng)業(yè) 上市公司監(jiān)事會會議次數(shù)分布來看，會議次數(shù)的最大值是12次，最小值是1次， 但會議次數(shù)大部分集中在47次之間，僅有一部分農(nóng)業(yè)上市公司監(jiān)事會會議次數(shù) 偏少。4. 在管理層激勵方面,可以看出在農(nóng)業(yè)上市公司中，高管人員持股比例一直處于 很低的水平，雖然呈現(xiàn)逐年上升的趨勢，但整體水平仍然偏低，即使擁有股份，t

30、匕 例也很小，起不到股權激勵的作用，進而發(fā)現(xiàn)高管人員持股比例高的農(nóng)業(yè)上市公 司財務風險較低。農(nóng)業(yè)上市公司基本為年薪制，并且平均薪酬呈現(xiàn)增長趨勢,農(nóng)業(yè) 上市公司高管薪酬的最大值和最小值幾乎相當，整體差異很小，進而發(fā)現(xiàn)高管人 員薪酬高的農(nóng)業(yè)上市公司財務風險較低。5. 在按制變量方而，由于篇幅的限制，不一一介紹。（二）相關性分析用二分類logistic回歸方法建立模型時，如果有較多變量之間存在多重共線性， 會影響模型的研宄結果，因此需要對所選的變量進行相關性分析，剔除高度相關 的變量。最常用的相關系數(shù)是皮爾遜（pearson）相關系數(shù)，我們用雙變量相關系數(shù) 反映任意兩個變量之間的關系，如表6所示。變

31、量之間相關系數(shù)對應的相關程度 一般分為以下兒種情況：（1）當相關系數(shù)大于0. 8時，視為高度相關；（2）當相關系 數(shù)介于0. 5和0. 8之間時，視為中度相關；（3）當相關系數(shù)介于0. 3和0. 5之間時, 視為低度相關；（4）當相關系數(shù)小于0. 3時，視為不相關。（三多重共線性檢驗如果很多變量之間存在多重共線性，則會異致模型不可靠甚至模型的研宄結果沒 有意義。因此，需要采用容忍度及方差膨脹因子對所選的變量進行多重井線性檢 驗。一般情況下，當某一變量容忍度t0l的值越接近于0. 2,則說明該變量被其他 解釋變量擬合得越好，變量之間越冇可能存在多重共線性。由于容忍度是方差膨 脹因子的倒數(shù)，所以當

32、容忍度t0l0. 2,即方差膨脹因子vif>5時，變量之間可能 存在多重共線性。本文把容忍度t0l的臨界值設為0. 2,即方差膨脹因子v1f的 臨界值設為5。本文的解釋變量之間的容忍度及方差膨脹因子如表7所示。由于 各變量的vif<5, t0l0. 2,結合上述相關性分析可知，各變量之間不存在多重共 線性，因此可以進行二分類logistic回歸。表7容忍度及方差膨脹因子檢驗下載原表tsig.共線性統(tǒng)計tolvifher-4.7730.0000.4592.180zh4.0670.0000.5151.942cst-3.5120.0010.8041.244bdsize2.3040.044

33、0.5551.801ior2.2860.0240.7521.330dual一 1.6880.0930.6411.560bdm-0.4320.6770.7811.280sdsize2.9290.0040.5471.829sdm-1.9680.0510.6691.495mr一 1.4080.1610.6071.647gx-1.3150.1760.4992.004size0.0340.9730.4922.031grow-1.6430.1020.6881.454koa-7.6290.0000.7551.324zzl-4.4390.0000.6221.607lev-2.3790.0190.5431.84

34、0（四）二元logistic模型回歸以及檢驗1. logistic回歸結果。logistic ini歸是對二分類因變量進行ini歸分析時最常采用的多元ini歸方法 (martin, 1977)。我們?nèi)缜拔乃鰧⒁蜃兞哭r(nóng)業(yè)上市公司的財務風險(fr)賦值1、 0,運用spss 22. 0對上述模型進行二元logistic回歸，得到的回歸結果如表8 所示。2. logistic回歸結果分析。(1) 股權集中度與財務風險在1%的水平上呈顯著的負相關關系，接受原假設1。(2) 股權制衡度與財務風險在1%的水平上呈顯著的正相關關系，接受原假設2。(3) 控股股東性質(zhì)與財務風險在1%的水平上呈顯著的負相關關

35、系，接受原假設3。(4) 董事會規(guī)模與財務風險在5%的水平上呈顯著的正相關關系，接受原假設4。(5) 獨立董事比例與財務風險在5%的水平上呈顯著的正相關關系，拒絕原假設5。 這可能是由于目前我國農(nóng)業(yè)上市公司的獨立董事形同虛設，或還不夠獨立,獨立 董事可能受到董事會和管理層的控制，起不到獨立董事的作用。表8二元logistic回歸結果 下載原表bs.e.waldher-15.2043+44019.53(zh2.1270+7557.93cst-2337071210.76bdsize0.4480.2034.87<idr12.2694.9946.03、dual-1.1210+5653.93：bd

36、m-0.0530.0560.89(sdsize0.6980.2666.86(sdm-0.1590419179,mr-3.2712.6711.49<gx-0.7170.5211.89：size-0.23303760.38,grow-0.5020.5550.81<roa-42.4487.99028.22'zzl-3.9671.05814.05,(6) 董事長與總經(jīng)理兩職合一企業(yè)的財務風險要小于兩職分離的企業(yè)，且在5%的 水平上顯著，接受原假設6。(7) 蕭事會會議次數(shù)與財務風險呈負相關關系，原假設7未通過顯著性檢驗。董事 會會議次數(shù)與財務風險關系不顯著，說明高財務風險與低財務風

37、險的農(nóng)業(yè)上市公 司董事會會議次數(shù)存在差距但差異不大，所以董事會會議次數(shù)對公司財務風險的 影響不明顯。(8) 監(jiān)事會規(guī)模與財務風險在1%的水平上呈顯著的正相關關系，接受原假設8。(9) 監(jiān)事會會議次數(shù)與財務風險呈負相關關系，但不顯著，把絕原假設9。這可能 是因為監(jiān)事會的會議次數(shù)越多，越能調(diào)動監(jiān)事會的積極性，其監(jiān)督職能執(zhí)行得也 越好，能夠更好地維護公司利益，降低財務風險。(10) 高管持股比例與財務風險呈負相關關系，原假設10未通過顯著性檢驗。高管 持股是近年來上市公司常用的激勵方式，高管持股使得高管更有動力積極工作， 這樣可以提高企業(yè)的繢效，降低企業(yè)的財務風險。然而,可能是由于高財務風險與 低財

38、務風險的農(nóng)業(yè)上市公司高管持股比例存在差距但差異不大，所以高管持股比 例對公司財務風險的影響不明顯。(11) 高管薪酬與財務風險呈負和關關系，原假設11未通過顯著性檢驗。增加高管 薪酬，會提高高管的積極性和經(jīng)營管理水平，從而降低公司的財務風險。然而，可 能是由于高財務風險與低財務風險的農(nóng)業(yè)上市公司高管薪酬存在差距但差異不 大，所以高管薪酬對公司財務風險的影響不明顯。3. 模型系數(shù)總體的似然比檢驗。spss 22. 0輸出了 logistic回歸方程顯著性檢驗的總體情況，表9各列數(shù)據(jù)的含 義依次為:似然比卡方的觀測值、自由度和概率p值：表9回歸方程的顯著性檢驗下載原表chi-squaredfsig.step129.822160.000block129.822160.000model129.822160.000從表9可以看出,卡方值為129. 822,自由度為16,概率p值為0. 000,遠小于0. 05, 說明解釋變量與logit (p)之間的線性關系顯著，方程的擬合度較好，具有統(tǒng)計學 意義。4. 模型偽決定系數(shù)總結表。logistic h歸方程的擬合優(yōu)度檢驗常用指標有:cox&snell r square、 nagelkerke r square統(tǒng)