張振霞，吳劍南

(1.酒泉職業(yè)技術(shù)學(xué)院，甘肅酒泉735000；2.酒泉市人民檢察院，甘肅酒泉735000)

一、變量的選取與模型設(shè)計(jì)

(一)變量的選取

本文所選取的變量為銷售現(xiàn)金比率(xsxjb)。其計(jì)算公式為：銷售現(xiàn)金比率=經(jīng)營現(xiàn)金流量凈額/銷售額。

(二)模型設(shè)計(jì)

本文是以上市公司是否被“特別處理”(ST)作為財(cái)務(wù)危機(jī)的衡量標(biāo)準(zhǔn)。通過構(gòu)建多元邏輯模型(Logistic模型)，利用極大似然估計(jì)法(ML)對模型進(jìn)行估計(jì)而研究。

其具體形式為： Z= Logistic(P)=ln{Pi/(1-Pi)}=α+β′X。其中,α是截距參數(shù)，β是斜率參數(shù)向量，Pi∈[0,1]。

二、數(shù)據(jù)資料的搜集與整理①

(一)ST公司樣本與非ST公司控制樣本的選擇

本文以2005年年報(bào)資料為基點(diǎn)，將2006年在滬深兩市上市的A股被ST的58家公司作為研究對象，以所有A股非ST公司為母樣本，按照一定的配對標(biāo)準(zhǔn)選出相應(yīng)數(shù)量的非ST公司作為控制樣本展開來研究銷售現(xiàn)金比率與財(cái)務(wù)危機(jī)的相關(guān)性問題。

(二)研究數(shù)據(jù)的來源

本文的研究數(shù)據(jù)資料來源于巨潮資訊、中國上市公司資訊網(wǎng)等相關(guān)網(wǎng)站。數(shù)據(jù)資料的處理采用的是Eviews3.1統(tǒng)計(jì)分析軟件。

三、研究假設(shè)

本文旨在對銷售現(xiàn)金比率與財(cái)務(wù)危機(jī)的相關(guān)性進(jìn)行研究，結(jié)合社會經(jīng)濟(jì)背景，建立假設(shè)：銷售現(xiàn)金比率與財(cái)務(wù)危機(jī)(ST)負(fù)相關(guān)。

該指標(biāo)反映企業(yè)當(dāng)期主營業(yè)務(wù)收入的資金收現(xiàn)情況。指標(biāo)越大，說明企業(yè)不僅收回了當(dāng)期全部的銷售收入，而且收回了前期的部分應(yīng)收帳款。因此，本文假定銷售現(xiàn)金比率與財(cái)務(wù)危機(jī)(ST)負(fù)相關(guān)，即銷售現(xiàn)金比率越大，則說明企業(yè)主營業(yè)務(wù)收入的資金收現(xiàn)情況良好，所以企業(yè)陷入財(cái)務(wù)危機(jī)的可能性就越小；反之，則越大。

四、銷售現(xiàn)金比率與財(cái)務(wù)危機(jī)的相關(guān)性分析

(一)描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果②

表1 T-1年的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

由表1可以看出，ST公司在銷售現(xiàn)金比率的均值上，比非ST公司的明顯偏低。這說明在T-1年，假設(shè)條件所描述的現(xiàn)象是客觀存在的，即銷售現(xiàn)金比率與財(cái)務(wù)危機(jī)(ST)負(fù)相關(guān)。

表2 T-2年的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

由表2可以看出，ST公司在銷售現(xiàn)金比率的均值上，比非ST公司的偏高。這說明在T-2年，假設(shè)條件所描述的現(xiàn)象是不存在的，即銷售現(xiàn)金比率與財(cái)務(wù)危機(jī)(ST)負(fù)相關(guān)的假設(shè)不成立。

表3 T-3年的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

由表3可以看出，ST公司在銷售現(xiàn)金比率的均值上，比非ST公司的偏低。這說明在T-3年，假設(shè)條件所描述的現(xiàn)象是客觀存在的，即銷售現(xiàn)金比率與財(cái)務(wù)危機(jī)(ST)負(fù)相關(guān)。

(二)回歸結(jié)果及擬合優(yōu)度檢驗(yàn)

1.T-1年回歸模型的參數(shù)估計(jì)與擬合優(yōu)度檢驗(yàn)

根據(jù)本文模型設(shè)計(jì)的條件，建立銷售現(xiàn)金比率T-1年的回歸模型如下：Z=C+C1XSXJB +ε③。其中，Z為邏輯因變量(ST公司，Z=1；非 ST 公司，Z=0)，Ci(i=0，1)為回歸參數(shù)，ε為回歸殘差。

表4 T-1年回歸模型的參數(shù)估計(jì)與擬合優(yōu)度檢驗(yàn)

LR(1df)=4.767917，McR2=0.122833

由表4可以看出，回歸變量參數(shù)C1在10%的水平下統(tǒng)計(jì)顯著，且回歸變量參數(shù)的符號為負(fù)。這一回歸結(jié)果與假設(shè)條件相同。

另外，從回歸結(jié)果可以看出，T-1年LR統(tǒng)計(jì)量與McR2較大，則說明T-1年模型的擬合較好，模型具有較強(qiáng)的解釋力。

2.T-2年回歸模型的參數(shù)估計(jì)與擬合優(yōu)度檢驗(yàn)

銷售現(xiàn)金比率T-2年的回歸模型如下：Z=C+C2XSXJB +ε。其中，Z為邏輯因變量(ST公司，Z=1；非 ST 公司，Z=0)，Ci(i=0，2)為回歸參數(shù)，ε為回歸殘差。

表5 T-2年回歸模型的參數(shù)估計(jì)與擬合優(yōu)度檢驗(yàn)

LR(1df)=1.77143，McR2=0.045636

由表5可以看出，回歸變量參數(shù)C2統(tǒng)計(jì)不顯著，且回歸變量參數(shù)的符號為正。這一回歸結(jié)果與假設(shè)條件剛好相反。

另外，從回歸結(jié)果可以看出，T-2年LR統(tǒng)計(jì)量與McR2較小，則說明T-2年模型的擬合不是很好。

3.T-3年回歸模型的參數(shù)估計(jì)與擬合優(yōu)度檢驗(yàn)

銷售現(xiàn)金比率T-2年的回歸模型如下：Z=C+C3XSXJB +ε。其中，Z為邏輯因變量(ST公司，Z=1；非 ST 公司，Z=0)，Ci(i=0，3)為回歸參數(shù)，ε為回歸殘差。

表6 T-3年回歸模型的參數(shù)估計(jì)與擬合優(yōu)度檢驗(yàn)

LR(1df)=0.059971，McR2=0.001545

由表6可以看出，回歸變量參數(shù)C3統(tǒng)計(jì)不顯著，沒有通過Z檢驗(yàn)；雖然回歸變量參數(shù)的符號為負(fù)，但這一回歸結(jié)果不是我們所期望的。

另外，從回歸結(jié)果可以看出，T-1年LR統(tǒng)計(jì)量與McR2較小，則說明T-1年模型的擬合不是很好，模型的解釋力不是很強(qiáng)。

(三)討論

依據(jù)上述回歸模型的參數(shù)估計(jì)與擬合優(yōu)度檢驗(yàn)的結(jié)果可以得出：T-1年在10%水平下統(tǒng)計(jì)顯著，通過了Z檢驗(yàn)，而且T-1年在模型的擬合上較好。但T-2年、T-3年模型都沒有通過Z檢驗(yàn)，并且在T-2年出現(xiàn)了剛好與我們的假設(shè)相反的回歸結(jié)果，所以銷售現(xiàn)金比率與財(cái)務(wù)危機(jī)的關(guān)系還有待于以后進(jìn)一步研究。由此否定假設(shè)條件，即沒有足夠的證據(jù)表明，銷售現(xiàn)金比率與上市公司的財(cái)務(wù)危機(jī)之間存在負(fù)相關(guān)。

(四)結(jié)論

通過上述 Logistic 回歸分析及其討論的結(jié)果，可以得出判斷：假設(shè)不成立。即沒有足夠的證據(jù)表明，銷售現(xiàn)金比率與上市公司的財(cái)務(wù)危機(jī)之間存在負(fù)相關(guān)。因此否定假設(shè)條件。

注釋：

①本論文的相關(guān)數(shù)據(jù)資料均來源于中國巨潮資訊、中國上市公司資訊網(wǎng)、中國證監(jiān)會等相關(guān)網(wǎng)站。

②本論文的所有輸出結(jié)果均來自于Eviews3.1計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)分析軟件。

③本論文為研究方便，特意將公式Z=C0+C1XJLDFZ+ε中C0用C表示，以下相同。

④服從標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布，在Logit模型中，主要用于單個(gè)系數(shù)的顯著性檢驗(yàn)。

參考文獻(xiàn)：

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[3]謝識予，朱弘鑫.高級計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)[M]. 復(fù)旦大學(xué)出版社，2005.