公司治理对财务风险的影响探...年房地产行业企业的实证研究_朱子怡.pdf

2023年 第7期北方BEIFANGJINGMAO经贸公司治理对财务风险的影响探究2019-2021 年房地产行业企业的实证研究朱子怡，李向红（哈尔滨师范大学 经济与管理学院，哈尔滨 150025）摘要：研究公司治理与财务风险关系可以更好地防范潜在的财务风险，促进房地产业持续健康发展。研究以 20192021 年我国北沪深 A 股房地产行业上市公司的数据为样本，运用多元回归分析法研究公司治理和财务风险的相关关系。研究发现：股权集中度越高，财务风险越大；独立董事比例越高，财务风险越低；高管持股比例越高，财务风险越高以及二职合一与财务风险关系并不显著；公司治理与财务风险的关系在国有与非国有企业具有一定差异。因此，我国房地产行业上市公司在外部环境变化莫测、竞争越来越激烈的背景下，应该重视公司自身的完善和提升、提高公司治理效率、降低财务风险，以促进企业稳定可持续发展。关键词：公司治理；财务风险；房地产行业中图分类号：F275文献标识码：文章编号：1005-913X（2023）07-0085-05收稿日期：2023-01-07作者简介：朱子怡(1998-)，女，河北保定人，硕士研究生，研究方向：企业财务管理；李向红(通讯作者)(1968-)，男，山东费县人，教授，博士，硕士生导师，研究方向：企业财务管理。一、引言公司治理在公司的发展过程中具有至关重要的作用，影响着公司的绩效和价值，其可以细分为股权结构、董事会特征以及高管特征三个方面。随着经济社会的发展，市场竞争越来越激烈，企业进行公司治理结构的改善，积极提高公司治理效率，使公司具有更强的竞争力和生命力，顺应当代社会经济发展。风险，意为企业遭受损失的可能性。在诸多风险中，财务风险是企业必须重视并加以防范的。2019年突然席卷全球的新冠疫情，使企业面临着空前的危机和动荡，很多上市公司没有抵御风险的能力，财务危机空前严峻。整体的宏观环境不稳定，公司面临更多的不确定性和不可预测的变化，对财务风险的防范将关系到公司的持续健康发展。在我国众多行业中，房地产行业的繁荣发展一直伴随着很高的财务风险。党的二十大报告中再次重申“房子是用来住的、不是用来炒的”，这意味着国家对于房地产行业的定位更多在促民生、提品质上。同时，房地产行业具有投资大、周期长、房屋建设不可逆以及销售不稳定等特殊性，往往会面临更高的财务风险，一旦企业没有及时防范和控制，极易使企业深陷危机，造成行业动荡。理论分析与实证检验以 20192021 年我国沪深北 A 股上市公司的房地产行业数据作为样本，从公司治理的股权结构、董事特征以及高管特征三个方面出发，验证公司治理对财务风险的影响，并进一步分析在不同产权性质下公司治理对财务风险的影响差异。因此，研究结果为我国房地产行业提高公司治理水平，降低财务风险提出相应的参考建议，可以帮助企业提高公司治理效率，防范财务风险，提高企业竞争力。二、研究假设已有文献显示，公司治理可以细分为股权结构、董事会特征以及高管特征三个方面，因此，这三个方面可以揭示和说明公司治理与企业财务风险之间的关系。（一）股权结构对财务风险的影响我国上市公司股权结构的一大特色是股权普遍较为集中，程仲鸣（2010）对我国沪深上市公司进行研究发现，第一大股东持股比例的平均值可以高达 41.45%，持股比例达到半数的有 62 家，股权高度集中。众多研究发现，股权集中度过高会导致大股东侵害小股东利益，上市公司被“掏空”的现象非常普遍，进而导致上市公司财务风险的升高。因此，如果能够约束大股东的行为，发挥其他股东的积极性，对降低企业的财务风险具有一定的作用。牟凌彤（2013）对我国中小企业板的上市企业进行了实证研究，得出股权制衡度与财务风险呈负相关，股权制衡度越高，企业财务风险相对越小，基于以上文献和分析，有助于提出假设 1。假设 1：股权集中度和企业财务风险之间是正相关关系。（二）董事会特征对财务风险的影响国外有些研究表明，独立董事有利于增加企业852023年 第7期NORTHERN ECONOMY AND TRADE价值（Baysinger and Butler，1985；Weisbach，1988），独立董事的特殊身份使其可以更好地发挥监督作用。独立董事与企业之间具有契约关系，企业的经营状况与信誉状况直接关系到他们的声誉和利益（Srinivasan，2005）。我国也有相关方面的研究，丁维国（2019）对独立董事治理对公司财务风险影响进行了研究，结果表明，在有控制变量的情况下，独立董事异质性、独立董事比例以及独立董事履职行为对上市公司财务风险有显著影响。基于以上文献和分析，有助于提出假设 2。假设 2:独立董事比例与企业财务风险之间存在显著的负相关关系。（三）高管特征对财务风险的影响董事长与总经理的二职合一与高管薪酬是研究高管特征与企业风险关系的两个方面。首先，董事长与总经理二职合一显然有很大弊端，大大削弱了董事长对总经理的监管作用，降低了董事长对管理层监管的独立性，影响企业经营效率，从而使企业潜在的财务风险升高。于富治等（2008）研究表明，董事长与总经理的二职分离有利于降低企业财务风险。其次，高管激励方面国内外也有较多的研究。西方较多研究表明，高管报酬与企业业绩之间存在显著的正相关关系（Murphy，1985；CoughlanandSchmidt，1985）。从国内的研究来看，张俊瑞等（2003）、高雷和宋顺林（2007）也发现，我国上市公司的高管报酬与企业业绩显著正相关。于富治等（2008）研究发现，提高高管持股有助于降低企业风险。根据代理理论，对高管的激励将能够降低代理成本，使得他们更好地为股东服务，协调公司所有者与经营者之间的关系，促使股东与管理者利益趋同，减少高管对股东权益的损害。基于以上文献和分析，有助于提出假设 3 和假设 4。假设 3:高管的持股比例和企业财务风险之间存在显著的负相关关系。假设 4：董事长与总经理二职合一与财务风险呈正相关。（四）产权性质对公司治理与财务风险的影响基于我国社会主义市场经济体制，相较于国外，国有控股企业是我国特殊的一类企业，具有较明显的特征，国有企业和民营控股上市公司存在属性上的差别。郭倩（2014）研究表明，国有企业的大股东持股与财务风险具有相关关系；史春玲、王茁（2015）采用实证分析法研究不同属性的企业、高管薪酬对公司绩效影响不同。基于以上文献分析，有助于提出假设 5。假设 5：公司治理对不同属性的企业的财务风险有着不同的影响三、研究设计（一）数据样本的来源和选择国泰安 CSMAR 数据库提供了房地产上市公司的数据，样本中不包括数据异常的 ST、*ST 和数据存在缺失的公司数据，最终的样本数据是 20192021 年 336 个房地产行业上市公司的数据。在Excel 初步整理数据后，统计软件 SPSS26.0 可以对样本数据进行实证分析。（二）变量的定义与计量1.被解释变量财务风险Z-Score 模型是 Altman 在 1968 年对美国破产和非破产的公司进行观察，采用了 22 个财务比率经过数理统计筛选建立的著名多变量模型，可以用来衡量财务风险。Z-Score 模型以多变量的统计方法作为基础，对企业的运行状况、破产与否进行分析、判别。该指标数值越小，企业失败的可能性越大，即财务风险越高。国泰安 CSMAR 数据库提供了Z-score 模型，具体公式如下：Z=1.2X1+1.4X2+3.3X3+0.6X4+0.999X5X1=营运资金/资产总额X2=留存收益/资产总额X3=息税前利润/资产总额X4=普通股和优先股市场价值总额/负债账面价值总额X5=销售收入/资产总额2.解释变量已有文献（于富治等，2008；刘海鹰，2010；耿侠2021）显示，股权集中度采用前 5 大股东持股比例的 HerfIndal 指数表示，该值越大表明股权集中度越高；独立董事比例取自国泰安 CSMAR 数据库；二职合一取自国泰安 CSMAR 数据库，二职合一企业取1，非二职合一企业取 0；高管激励采用管理层持股比例来表示，即管理层持股数/总股数。3.调节变量产权性质作为调节变量，国有企业取 0，非国有企业取 1。4.控制变量参考已有的文献（于富治等，2008；刘海鹰，2010），考虑到影响企业财务风险的因素，采用以下指标作为控制变量：资产利润率、资产负债率、托宾 Q 值以及企业规模等变量。此外，针对年度效应进行控制。如表 1 显示的是各变量的具体定义。财贸与财税862023年 第7期北方BEIFANGJINGMAO经贸表 1变量定义和计量类别变量名称变量符号定义被解释变量财务风险ZZ-score 表示，值越小财务风险越大解释变量股权结构特征股权集中度HH5前 5 大股东持股比例的 HerfIndal 指数表示独立董事比例IDDS独立董事人数/董事会人数高管持股比例GAOR高管持股数/总股本二职合一DUAL董事长兼任总经理时为 1，否则为 0调节变量股权性质OWN国有企业 1，非国有企业 0控制变量成长性GROW（年末总资产-年初总资产）/年初总资产净资产利润率ROE净利润/净资产资产负债率LEV负债总额/资产总额托宾 Q 值TBQ取自国泰安数据库企业规模SIZE企业总资产对数年份Year年度虚拟变量董事会特征高管特征（三）模型构建已有文献及研究假设有助于以下建立多元回归模型：为检验假设 1，建立股权集中度对财务风险的影响模型：Z=0+1HH5+2GROW+3ROE+4LEV+5TBQ+6SIZE+（1）为检验假设 2，建立独立董事比例对财务风险的影响模型：Z=0+1IDDS+2GROW+3ROE+4LEV+5TBQ+6SIZE+（2）为检验假设 3 和假设 4，建立高管激励与二职合一对财务风险的影响模型：Z=0+1GAOR+2DUAL+3GROW+4ROE+5LEV+6TBQ+7SIZE+（3）四、实证结果分析（一）描述性统计表 2主要变量描述性统计指标最小值最大值均值标准差方差HH58.407651.463187.811121.17714683.986IDDS22.22066.67038.0025.87734.542GAOR0.000%43.067%1.511%5.575%31.086%DUAL0.0001.0000.1600.3700.137GROW-0.5431.4890.0820.2240.050ROE25.738578.064111.10975.8785757.425LEV0.0841.3470.6500.2070.043TBQ0.74311.5791.2371.0611.126SIZE16.67028.29323.8601.8443.402Z-2.57576.1362.1295.75633.136表 2 显示，财务风险 Z-score 值最小值为-2.575，最大值为 76.136，均值为 2.129，而 Z-score 的判断标准是 Z2.99 财务风险较低，而 Z1.88 则财务风险较高，破产风险较大，中间为灰色地带。由此可见，我国房地产行业的财务风险差距较大，从均值可以看出整个行业的财务风险平均水平处于中间灰色地带，整个行业财务风险水平较高。HH5 最小值为8.407，最大值为 651.463，均值为 187.811，表明房地产上市公司股权集中度差异巨大，整体集中度较高；独立董事占比最小值为 22.220，最大值 66.670，均值 38.002，表明在房地产行业独立董事的占比并不高；高管持股比例最小值为 0，最大值为 43.067%，均值为 1.511%，表明整个行业中高管激励的水平参差不齐，且从均值可以看出高管持股比例相对较低；二职合一为分类变量，二职合一为 1，具有 53个，否则为 0，具有 271 个，表明大部分公司没有二职合一。描述性统计整体显示，我国房地产行业上市公司整体上财务风险状况不容乐观，股权集中度较高，独立董事比例与高管持股比例都处于较低水平，行业内的一些企业很可能存在潜在的财务风险，且发生的概率很大，值得引起警惕。（二）相关性分析表 3 为相关性分析。