企业财务危机的董事会决策行为因素及其预警

任广乾

(郑州大学 商学院，河南 郑州 450001)

一、引言

一桩桩破产倒闭案背后都可以发现财务危机的影子，企业财务危机不仅影响了经营者、所有者和债权人，同时也损害了供应商、消费者、政府和社区居民等利益相关者的利益。企业财务危机发生的根源是什么？目前，研究者从不同的角度进行了探讨。早期的研究主要从静态财务比率入手，以Beaver和Altman为代表的研究，主要从企业的资产结构、偿债能力、获利能力、营运能力四个方面的指标数据中分析企业财务危机的根源并进行预警设计[1][2]。Bhagat、Cox和Soobiah等学者认为财务危机的原因是经营性现金流量不足以抵偿到期债务，通过引入动态的现金流量指标可以解释和预测财务危机[3][4]。尽管这些研究通过不断完善静态或动态财务指标以及公司治理指标等提高了财务危机预测的准确率，但是尚缺乏对危机背后决策行为因素的剖析。

在企业财务危机预警模型中，无论静态财务比率还是动态现金流量都是外部经济环境和内部治理行为相互作用的结果，而外部治理环境是不可控因素，因此，企业财务危机预警的唯一可行途径就是从内部治理行为中寻找危机根源并加以控制。内部治理主要体现在股东大会、董事会、监事会和高管层之间的分权制衡，而股东大会不是常设机构，其意志更多地体现在董事会行为上，且监事会和高管行为又在很大程度上受制于董事会，因此，企业财务危机的决策行为根源都直接或间接地指向了董事会。董事会行为决定了企业的战略决策，直接影响企业的财务状况[5]。本文从董事会行为角度进行财务危机的预警设计，对监控和防范企业财务危机提供了分析思路，提高了危机预测的稳定性和准确性。

二、文献回顾与研究假设

董事会作为现代公司治理的核心，其行为是影响企业财务危机的可控根源，剥离掉企业财务危机的表象特征，董事会行为尤其是其不期望行为才是危机的根源。本文引入董事会结构行为、忠诚行为、胜任行为和声誉行为四个决策行为变量，选取适当的指标将董事会行为量化并进行财务危机的预警，一方面从根源和可控因素上提供了一条能够较早识别和监控企业财务危机的途径，另一方面在一定程度上避免了过多依赖于易受操纵的财务数据的情况，提高了财务危机预测的稳定性和准确性。

1. 董事会结构行为与企业财务危机

董事会结构行为主要通过董事会治理行为强度、董事会决策行为独立性和董事会稳定性进行衡量。董事会能否及时组织召开股东大会，反映了董事会治理行为强度。Zgarni的研究发现，董事会会议频率与公司财务状况之间存在负相关关系[6]。Kress建议董事会每两个月至少应该召开一次会议，适当的董事会会议，可以使董事们更加自觉履行与股东利益相一致的职责[7]。董事身份的独立性影响其决策行为的独立性进而影响决策的质量，董事会中较高的独立董事比例能够降低内部人控制的程度，增强董事会决策的独立性，进而降低财务危机发生的概率。Dittmann、Maug和Spalt的研究发现，在两职合一的情况下，总经理可能利用董事长身份为自己设置更高的薪酬，提高独立董事比例是加强对CEO约束的有效措施[8]。相对稳定的董事会有利于提高决策效率，并保障企业战略的一贯性，频繁变更董事会成员，特别是董事长，往往预示着公司治理风险的发生，管理层频繁更迭也向外界传达了经营不稳定的负面信号。Firth、Fung和Rui研究了中国上市公司的董事长变更，发现ROA与董事长变更频率存在显著的负相关关系[9]。张洪辉和章琳一的研究也证实，董事长变更前后公司经营业绩要显著低于行业平均水平[10]。从现有的研究可以看出，董事会治理行为强度、董事会决策行为独立性和董事会稳定性反映了董事会的整体行为状况，即董事会固有的治理行为特点(作为或不作为)和自身结构特性，这三类变量通过董事会决策制定和执行的有效性对企业财务危机概率产生影响。基于以上分析，本文假设：

H1：董事会治理行为强度、董事会决策行为独立性和董事会稳定性与企业财务危机概率呈负相关关系。

2. 董事会忠诚行为与企业财务危机

董事会忠诚行为主要通过资金侵占行为、关联交易行为和过度担保行为进行衡量。资金侵占行为是董事会蓄意通过较大规模的企业债权融资的决策行为，其中最典型的是支持关联方或大股东侵占公司资产的债权债务行为，造成上市公司资金短缺和利润下降。郝云宏、汪曦和范剑飞通过实证研究发现，大股东资金侵占与上市公司未来年度的盈利能力呈显著的负相关关系[11]。董事会客观上的不作为或者是主观上的有意乱作为，为大股东侵占上市公司以及中小股东利益提供了可能性，关联交易行为或是出于没有保持应有的谨慎义务，或是源于自利考虑，由董事会主观促成，都属于董事会的不期望行为。关联交易行为具有隐蔽性，一些间接证据已经逐步表明关联交易行为是导致上市公司财务危机的重要诱因[12]。这种不透明的自利性交易行为通过掏空上市公司资产使公司财务状况逐步恶化。另外，由于我国信用担保体系不健全，加上公司治理结构缺陷等原因，常常出现企业担保金额超出其承受能力范围从而诱发企业财务危机的情况，一些上市公司的董事会审议通过的对外担保方案为控股股东与管理层合谋“圈钱”以侵占小股东利益创造了机会。许多学者研究发现担保对公司业绩有显著的负向影响[13][14]。从现有的研究可以看出，资金侵占行为、关联交易行为和过度担保行为反映了董事会决策行为的忠诚度，这三类变量的增加均可能加大企业陷入财务危机的概率。基于以上分析，本文假设：

H2：资金侵占行为、关联交易行为和过度担保行为与企业财务危机概率呈正相关关系。

3. 董事会胜任行为与企业财务危机

董事会胜任行为主要通过高管变更行为、发展性投资行为进行衡量。董事会做出的高管变更行为既是对经理人员的约束，也是对以往较差业绩的纠正，但是变更高管会带来企业管理方式和风格的改变，产生较高的组织成本，影响企业的业绩水平。Graham、Li和Qiu研究发现，高管变更行为与公司业绩负相关[15]。在建工程是企业持续发展的具体体现，处于起步期和成长期的企业利用在建工程更新技术设备和扩大规模，处于成熟期和衰退期的企业亦可利用在建工程研发新技术、开发新产品以探索新市场，在建工程投资决策行为反映了董事会决策是注重长期发展还是短期利益。Perevozchikov和Lesik的研究结果表明，公司对固定资产的投资越多，市场对公司的价值评估就越高，财务状况越好[16]。从现有的研究可以看出，高管变更行为、发展性投资行为反映了董事会做出决策时的胜任能力，高管变更行为可能会因组织成本的提升而导致业绩下降，从而带来更高的企业财务危机概率，而发展性投资行为则可能因企业的长期发展投资而降低财务危机概率。基于以上分析，本文假设：

H3：高管变更行为与企业财务危机概率呈正相关关系，发展性投资行为与企业财务危机概率呈负相关关系。

4. 董事会声誉行为与企业财务危机

董事会声誉行为主要通过违规行为、投资者保护行为进行衡量。违规行为必然导致企业声誉降低，影响企业绩效，引致财务危机。桂爱勤等和肖奇等通过实证检验发现，违规行为与公司财务困境的发生概率呈显著的正相关关系[17][18]。参与股东大会是保障股东权益的最直接方式，但由于资本多数决定原则，在股东大会召开的过程中，往往出现持股相对较少的中小股东缺席的现象，导致其在重大决策中的影响力较弱。许多企业的董事会采取多种措施以提高中小股东的股东大会出席率，保护中小股东的利益。中小投资者获取信息的主要渠道是财务报表或公告，企业发布虚假陈述或披露延误、披露遗漏的行为都是对投资者保护不足的表现。Shleifer和Wolfenzon建立了一个投资者保护理论模型，研究发现投资者保护越好的国家，上市公司发生财务危机的概率越低[19]。许多实证研究也表明，离破产时间越近，企业进行盈余管理的可能性越大，被出具非标准审计意见的概率越高，并且危机前的审计意见对财务危机预警具有显著的解释能力。从现有的研究可以看出，违规行为、投资者保护行为反映的是董事会对企业声誉的重视程度，长远来看，降低违规行为和提高投资者保护行为水平有助于缓解企业财务危机的发生。基于以上分析，本文假设：

H4：违规行为与企业财务危机概率呈正相关关系，投资者保护行为则有助于减少财务危机发生的概率。

三、样本选取与变量定义

(一)样本与数据来源

本文选取沪深两市2016～2017年因连续两年亏损而被实施ST的公司作为危机组样本，剔除含有B股或H股的多重上市公司和金融保险类公司。由于预警模型的设计需要公司财务危机前至少1年的数据，为保证数据的完整性并规避首发因素的影响，本文所选样本均是2012年以前上市的公司，在剔除异常数据以后，最终确定158家样本公司。为了最大限度地控制其他因素的影响，本文在构建董事会行为模型时，采取了聚类技术对配对样本组进行筛选，因为财务比率呈现出行业差异，因此，对在危机发生前的同一时间窗内相同行业进行聚类，以排除行业的影响①。参照财政部考核企业财务状况的指标，通过筛选，本文最终确定的聚类指标包括：总资产周转率、总资产报酬率、总资产自然对数、资产负债率、流动比率、每股现金流量净额等，这些指标能够较好地衡量企业财务状况。在开展聚类分析时，本文选取Person相关系数最大者作为配对样本，保证了危机组和对照组的相关性最强，通过筛选，得到了158家对照组样本。本文的数据主要来自CCER和CSMAR数据库，部分数据通过手工收集而得，利用Stata数据处理软件对样本数据进行描述性统计和回归分析。

(二)变量说明与定义

1. 解释变量定义

本文的解释变量包括董事会结构行为、忠诚行为、胜任行为和声誉行为四个方面，从董事会治理行为强度、董事会决策行为独立性、董事会稳定性、资金侵占行为、关联交易行为、过度担保行为、高管变更行为、发展性投资行为、违规行为和投资者保护行为等方面选取了15个变量，具体的解释变量及其定义详见表1中Panel A。

表1变量选取及定义

Panel A 解释变量类别变量名称说明董事会结构行为变量董事会治理行为强度股东大会的会议总次数(BB1)同一财务报告期董事会的会议次数(BB2)同一财务报告期董事会决策行为独立性两职设置状况(BB3)董事长和总经理两职合一,取值1;董事兼任总经理,取值2;董事与总经理完全分离,取值3独立董事比例(BB4)独立董事总人数/董事会总人数独立董事津贴(BB5)独立董事年均收入董事会稳定性董事长是否变更(BB6)如果年度内董事长变更,取值1;否则,取值0董事会忠诚行为变量资金侵占行为关联方占用资金(BB7)向关联方提供资金的发生额大股东占用资金(BB8)其他应收款/流动资产关联交易行为关联交易比(BB9)关联交易额/总资产过度担保行为担保额占净资产比率(BB10)担保金额/净资产董事会胜任行为变量高管变更行为总经理是否变更(BB11)如果年度内总经理有变更,取值1;否则,取值0发展性投资行为在建工程比(BB12)在建工程/总资产董事会声誉行为变量违规行为违规行为(BB13)违规次数投资者保护行为股东大会会议的出席率(BB14)同一财务报告期危机前审计意见(BB15)本年审计意见为标准无保留,取值0;否则,取值1Panel B 控制变量类别变量名称说明控制变量总资产(TA)取自然对数资产负债率(ALR)长期偿债能力,负债总额/资产总额流动比率(LR)短期偿债能力,流动资产/流动负债总资产周转率(ATR)营运能力,销售收入/总资产总资产报酬率(ROA)盈利能力,净利润/平均资产总额每股现金流量净额(NCS)现金指标,现金净流入/总股本

2.控制变量选择

除了董事会行为因素外，上市公司的其他固有属性也会对财务危机产生一定的影响。这些因素包括企业的盈利能力、偿债能力、增长能力、营运能力和资产利用能力等。为了挖掘董事会行为在财务危机预警中的信息含量，结合上述五个维度的变量并参考以往的研究，本文最终选取了六个具有代表性的财务变量：总资产(TA)、资产负债率(ALR)、流动比率(LR)、总资产周转率(ATR)、总资产报酬率(ROA)、每股现金流量净额(NCS)作为控制变量。对这六个控制变量进行配对以控制这些属性所带来的影响，将配对之后具有显著解释能力的变量作为财务危机预警模型的控制变量，具体的控制变量及其定义详见表1中Panel B。

四、实证结果与分析

(一)描述性统计分析

把公司被ST的当年记为T年，T-3、T-2、T-1分别表示被ST前三年、前两年和前一年。首先对样本数据进行K-S检验，检验结果表明，本文的变量均不服从正态分布，故采用Mann-Whitney检验来考察危机组样本与对照组样本的差异性。由表2的结果可以看出，财务变量在T-3年均不存在显著差异，在T-2年部分存在显著差异，从而说明本文的聚类处理在T-3年有效控制了财务属性的差异，但在T-2年仍然存在部分影响，因此，在建模过程中有必要引入财务控制变量对财务属性所导致的差异进行控制。由表2的结果可以看出，将近一半的董事会行为指标在财务危机前三年内存在不同程度的差异，因此，董事会行为指标能够较早地识别财务危机。此外，从表2的检验结果还可以看出，相同变量在危机前不同年份具有不同程度的判别力，因此，在建模过程中，为了提高模型的预测效果，本文将同一变量三年内判别力最高的纳入模型，剔除掉三年数据判别力均低的变量。

表2 Mann-Whitney检验结果

变量名Mann-Whitney TestT-3ZPT-2ZPT-1ZP股东大会的会议总次数(BB1)-1.714*0.087-0.2540.799-0.7700.441董事会的会议次数(BB2)-1.655*0.098-1.4450.148-1.5940.111两职设置状况(BB3)-0.9290.353-0.1370.891-1.3320.183独立董事比例(BB4)-1.0810.280-0.3050.760-0.8530.394独立董事津贴(BB5)-0.4860.627-0.1050.916-1.679*0.093董事长是否变更(BB6)-1.5740.115-0.3590.720-0.8400.401关联方占用资金(BB7)-1.657*0.098-2.257**0.024-2.784***0.005大股东占用资金(BB8)-2.672***0.008-4.933***0.000-4.679***0.000关联交易比(BB9)-2.547**0.011-0.6380.524-0.5270.598担保额占净资产比率(BB10)-2.736***0.006-3.436***0.001-0.5380.591总经理是否变更(BB11)-0.9200.358-0.9950.320-1.2700.204在建工程比(BB12)-0.3480.728-0.6400.522-1.0740.283违规行为(BB13)-0.9970.319-1.829*0.067-4.410***0.000股东大会会议的出席率(BB14)-0.7890.430-0.3180.750-0.0330.974危机前审计意见(BB15)-3.562***0.000-4.419***0.000-7.113***0.000总资产(TA)-0.1830.855-0.8260.409-2.665***0.008资产负债率(ALR)-1.0310.303-2.245**0.025-5.016***0.000流动比率(LR)-0.7490.454-1.6140.107-4.060***0.000总资产周转率(ATR)-0.7600.447-2.653***0.008-4.589***0.000总资产报酬率(ROA)-0.1580.874-5.771***0.000-9.798***0.000每股现金流量净额(NCS)-1.1040.270-4.590***0.000-3.717***0.000

注：*表示在10%的水平下显著，**表示在5%的水平下显著，***表示在1%的水平下显著，下表同。

(二)预警模型的构建

通过检验同一年度的董事会行为变量和财务变量的VIF值，发现其VIF值均小于10，可知变量之间不存在严重的多重共线性问题，因此可以建立Logit回归模型。按照先加入财务变量再加入行为变量的顺序，将表1中的变量依次纳入模型中。对每一个变量，先将三年的数据一次性纳入模型中，剔除P值大于0.1的变量，然后选择P值最小的变量留在模型中作为解释变量。在建模过程中，总资产、资产负债率和流动比率三年的P值均大于0.1，因此剔除这三个财务指标，最终得出模型：

(1)

其中Pi表示公司i发生财务危机的概率②，利用本文所搜集的数据，模型(1)的回归结果如表3所示。

表3模型(1)回归结果

变量回归系数PVIF股东大会的会议总次数(BB1,T-1)-0.3640.3531.313董事会的会议次数(BB2,T-2)-0.423*0.0871.333两职设置状况(BB3,T-1)-1.101**0.0461.217独立董事比例(BB4,T-2)-9.7820.3691.134独立董事津贴(BB5,T-1)3.63E-050.4431.288董事长是否变更(BB6,T-3)3.692**0.0321.223关联方占用资金(BB7,T-2)5.93E-05**0.0411.256大股东占用资金(BB8,T-2)13.682**0.0301.884关联交易比(BB9,T-3)1.07E-04***0.0041.084担保额占净资产比率(BB10,T-3)2.8550.2721.059总经理是否变更(BB11,T-2)4.721***0.0081.119在建工程比(BB12,T-1)15.3110.2301.172违规行为(BB13,T-1)-0.4570.5301.417股东大会会议的出席率(BB14,T-1)-6.602**0.0271.204危机前审计意见(BB15,T-1)8.004***0.0061.737总资产周转率(ATR,T-1)-4.869***0.0091.336总资产报酬率(ROA)-1.283***0.0001.703每股现金流量净额(NCS,T-3)-4.510***0.0011.171截距项2.4180.614-Chi-square178.284***0.000--2 log likelihood-37.977-Cox & Snell R2-0.681-Nagelkerke R2-0.908-预测准确率92.31%

(三)实证结果分析

从表3的结果可知，董事会会议次数BB2的系数在10%的水平下显著，验证了董事会会议在沟通和形成有效决策方面具有积极的作用。T-1年度内股东大会会议总次数的系数为负，但没有通过显著性检验，说明研究结果没有显著地支持假设1。这揭示了提高董事会行为强度有利于保障公司财务的健康发展，同时要加强治理层与管理层的沟通，减少决议时出席股东的羊群行为，使股东切实关心企业的经营状况和长期发展，而非短期投机。董事长与总经理的两职设置状况BB3的系数为负，且在5%的水平下显著，即两职合一增加了公司发生财务危机的概率，支持了假设1。董事长是否变更BB6的系数为正，且在5%的水平下显著，表明董事会稳定性较差增加了公司发生财务危机的概率，支持了假设1，并且董事会稳定性对于财务危机发生的概率在早期解释力最强，说明董事会稳定性对于企业财务状况的影响具有长期效应，且响应期较长。

关联方占用资金BB7和大股东占用资金BB8的系数都为正，且两者均在5%的水平下显著，表明资金侵占行为增加了企业财务危机发生的概率，其中涉及大股东的资金侵占行为要比涉及关联方的资金侵占行为更有可能加速企业的财务状况恶化，支持了假设2，且资金侵占行为在财务危机的中期解释力较强。关联交易比BB9的系数为正，且在1%的水平下显著，说明关联交易行为已经成为导致上市公司财务危机的重要原因，且其在早期对财务危机有较强的解释作用，表明关联交易行为对企业的影响是持久的，实证结果支持了假设2。担保额占净资产比率BB10的系数为正，但不显著，说明公司对外担保行为对财务危机发生的概率有着正向影响，但并没有显著增加公司的财务危机概率，实证结果没有完全支持假设2。

总经理是否变更BB11的系数为正，且在1%的水平下显著，揭示了高管变更行为对企业财务状况具有负面影响。变更高管的成本既包括辞退原高管的补偿和聘任新任高管的薪金等财务成本，也包括新任高管为适应管理风格所带来的机会成本，以及向外界可能传达的企业经营管理状况不稳定的负面信息所带来的隐性成本，该变量在财务危机的中期具有较强的解释力，支持了假设3。在建工程比BB12的系数为正，但不显著，假设3没有得到支持，分析所选样本可知，样本公司大多存在过度投资现象，过度投资占用了企业的现金流从而增加了企业财务危机发生的概率。

违规行为BB13的系数为负，但不显著，假设4没有得到完全支持，本文搜集的违规行为都是公开披露的，虽然上市公司违规次数较多，但都被一一披露，不会直接由于违规而造成财务危机，但会对企业声誉造成不良影响，因此呈弱负相关关系。危机前一年的股东大会会议出席率BB14在5%的水平下显著，说明提高股东大会出席率，一方面加强了对管理层和大股东的监督制衡，另一方面提高了信息传递效率，改善了中小股东与大股东和管理层的信息不对称状况，并向外界传达了企业治理水平良好的信号，表明完善了中小股东的利益保护机制，使中小股东能切实参与到公司的决策和管理当中，从而能够改善企业财务状况。危机前审计意见BB15的系数为正，且在1%的水平下显著，表明董事会若不注重投资者保护，会间接恶化企业财务状况。这可能是由于企业粉饰报表的行为被注册会计师发现，这种意图欺骗投资者的行为被利益关联方所察觉，同时有损于企业的声誉，假设4得到了部分支持。

从表3的结果可知，财务变量ATR、ROA、NCS均显著，这些控制变量说明企业属性对财务危机发生概率会产生影响。资产周转快、资金利用效果好的企业发生财务危机的概率较小。值得注意的是，NCS的系数显著为负，分析本文所选取的样本公司可以发现，这些处于财务困境的上市公司近年来的资金流大部分是由举债形成的，这种形式所形成的现金流反而会增加企业发生财务危机的概率。由表3中模型拟合度的三个统计量可以看出，用于测量模型拟合度的-2log likelihood的值较小，反映模型解释变异百分比的Cox & Snell R2和Nagelkerke R2两个统计量分别为0.681和0.908，由此可见模型的拟合度较好。将T-3年至T-1年的样本数据代入模型(1)中，以0.5为判定点，与实际结果进行对比，可得财务危机预警模型的预测准确率为92.31%。

(四)行业、规模、控股股东性质的比较分析

1.企业行业特征与财务危机——以信息技术业为例

信息技术业具有高风险、高回报的特点，发生财务危机的概率较高。在本文的样本中，信息技术类企业占到了危机组样本的13.92%，具有较高的财务危机发生率。因此，本文将该行业样本与其对应的配对样本进行比较分析，结果见表4。从表4可以看出，在总样本中具有显著差异的变量此时差异均不显著，如总样本中关联方占用资金三年差异均显著，而信息技术业子样本均不显著；总样本中违规行为指标在T-2年和T-1年差异均显著，但信息技术业子样本同样均不显著，因此可以认为信息技术业的危机企业和配对样本在董事会行为上差异较小，该行业财务危机的发生概率更多地依赖于外部经济环境。

表4信息技术业与其配对样本的统计分析表

类别变量Mann-Whitney TestT-3ZPT-2ZPT-1ZP董事会行为指标股东大会的会议总次数(BB1)-0.8130.416-0.454 0.650-0.721 0.471董事会的会议次数(BB2)-1.723*0.085-0.6940.487-0.0330.974两职设置状况(BB3)-1.6070.108-0.6320.528-0.3190.750独立董事比例(BB4)-0.5400.589-0.8650.387-1.3570.175独立董事津贴(BB5)-1.855*0.064-1.4390.150-1.748*0.081董事长是否变更(BB6)0.0001.0000.0001.0000.0001.000关联方占用资金(BB7)-0.1670.868-1.0430.297-1.0000.317大股东占用资金(BB8)-1.674*0.094-2.594***0.009-1.5430.123关联交易比(BB9)-0.9200.357-0.7240.469-0.8610.389担保额占净资产比率(BB10)-1.0760.282-2.344**0.019-0.7560.450总经理是否变更(BB11)-0.9350.350-0.4240.672-0.4470.655在建工程比(BB12)-0.3000.764-0.1680.866-0.2300.818违规行为(BB13)-1.0000.317-1.4470.148-1.6350.102股东大会会议的出席率(BB14)-0.0980.922-0.5250.599-0.7700.441危机前审计意见(BB15)0.0001.000-1.821*0.069-2.118**0.034控制变量总资产周转率(ATR)-0.8860.375-1.740*0.082-2.003**0.045总资产报酬率(ROA)-1.2150.224-2.856***0.004-3.119***0.002每股现金流量净额(NCS)-1.4120.158-1.937**0.053-1.3460.178

2.企业的规模特征与财务危机

不同的企业规模决定了董事会行为具有不同的特征。将较大规模的财务危机企业与较小规模的财务危机企业进行对比，发现财务指标不存在显著差异，仅在表5中所列的变量上存在差异。由表5可以看出，较大规模企业的独立董事人数超过较小规模企业，大股东资金占用及关联方资金占用也均超过了较小规模企业，而在董事长与总经理的两职设置状况方面，较大规模企业则更倾向于将董事长与总经理两职分离。以上结论和许多学者的研究结论相一致，说明不同规模的ST企业往往表现出相似的财务指标，而董事会行为则往往随着企业规模的变化而变化，即董事会行为与企业规模具有较高的相关性。

表5较大规模ST样本与较小规模ST样本的统计分析表

变量Mann-Whitney TestZP关联方占用资金(BB7,T-3)0.063*0.066两职设置状况(BB3,T-2)0.035**0.046独立董事比例(BB4,T-3)0.068*0.079独立董事比例(BB4,T-2)0.062*0.070大股东占用资金(BB8,T-3)0.028**0.027大股东占用资金(BB8,T-2)0.058*0.059

3.企业控股股东性质与财务危机

控股股东的动机及其勤勉尽职程度成为影响上市公司经营绩效的重要因素。拥有国有控股股东的企业除了追求经济效益之外，还要考虑政府的政策目标，这往往会影响企业绩效。这些特定的外部条件使得具有国有控股股东的企业的董事会行为有着自身的特点，不仅要面临来自控股股东的监管，还有来自其他层面的制衡，如审计机构、管理层行为的政治成本及声誉影响等。近年来，一些外部监督机制如产品市场、公司控制权市场、破产机制、法律规范、媒体关注等逐步完善，对国有控股上市公司产生了积极的影响，因此，国有产权的竞争缺乏、追求政府目标导致的行为扭曲以及监管失效等问题得到了一定程度的缓解。

以拥有国有股和国有法人股的ST企业作为研究对象，本文共搜集了23家公司样本。通过对该子样本与总配对样本进行均值检验，并将结果与总ST样本和总配对样本的均值检验进行对比分析，可以得出，原来差异并不显著的T-3年度股东大会会议的出席率和T-1年度总经理是否变更这两个变量在子样本下存在显著差异，如表6所示。T-3年度股东大会会议的出席率在10%的水平下显著低于总配对样本，而其他两年均不存在显著差异，这可能是由于近年来的公司治理改革不断地完善了国有企业的治理结构和治理机制，使得监管缺位的现象有所缓解，减少了与其他企业的差异。T-1年度总经理是否变更在5%的水平下显著低于总配对样本，而其他两年均不存在显著差异，这可能是由于在危机来临之际，国有企业并没有像其他企业那样能够迅速通过变更总经理的措施来扭转局面，这主要是因国有企业的人事任免机制市场化程度较低造成的。

表6拥有国有控股股东的企业子样本与总配对样本的统计分析表

类别变量Mann-Whitney TestT-3ZPT-2ZPT-1ZP董事会行为指标股东大会的会议总次数(BB1)-2.213**0.027-0.7450.456-1.434 0.152董事会的会议次数(BB2)-1.1970.231-1.6120.107-1.5770.115两职设置状况(BB3)-0.6070.5440.0001.000-0.9090.363独立董事比例(BB4)-1.3720.170-0.8170.414-1.5180.129独立董事津贴(BB5)-0.5540.579-0.6260.531-0.6870.492董事长是否变更(BB6)-0.9470.344-1.2330.217-0.3990.690关联方占用资金(BB7)-0.9250.355-0.5320.595-1.4780.139大股东占用资金(BB8)-2.230**0.026-3.880***0.000-2.967***0.003关联交易比(BB9)-1.732*0.083-0.8470.397-0.7490.454担保额占净资产比率(BB10)-2.590**0.010-2.399**0.016-1.0260.305总经理是否变更(BB11)-0.4290.668-0.2820.778-2.229**0.026在建工程比(BB12)-1.1220.262-0.0080.994-1.6050.108违规行为(BB13)-0.9170.359-0.1190.905-3.402***0.001股东大会会议的出席率(BB14)-1.826*0.068-1.0210.307-0.3400.734危机前审计意见(BB15)-2.108**0.035-2.652***0.008-5.374***0.000控制变量总资产周转率(ATR)-0.068 0.946-1.5610.118-2.654***0.008总资产报酬率(ROA)-1.4770.140-4.889***0.000-6.618***0.000每股现金流量净额(NCS)0.2520.801-3.047***0.002-1.4250.154

五、结论与启示

企业财务危机是外部经济环境和内部治理机制匹配失衡的结果，对于企业自身来说，外部经济环境是不可控的因素，静态财务比率和动态现金流量又容易受到操控，公司治理结构变量在财务危机预警模型中大多是表面因素，董事会行为作为企业内部治理的核心机制才是财务危机的可控根源。本文从董事会决策行为角度解释和预测企业财务危机，研究得出：(1)利用Logit回归构建预警模型的判别准确率达到92.31%，表明董事会行为是导致财务危机的重要原因；(2)对企业财务危机发生概率具有重要影响的董事会行为包括：董事会会议次数、董事会稳定性、资金侵占行为、关联交易行为、投资者保护行为以及高管变更行为；(3)通过不同行业、不同规模和不同控股股东企业的对比分析发现，信息技术类企业财务危机发生概率更多地依赖于外部经济环境，董事会行为与企业规模具有较高的相关性，国有控股企业在发生财务危机时，高管变更行为显著少于其他企业。

本文的研究结论为优化企业财务危机预警体系提供了新的视角，同时为强化企业内部治理结构提供了理论基础，以董事会行为变量构建的指标体系能够比较准确地预测企业财务危机，为企业内部管理和利益相关者决策提供了参考和依据。为降低企业财务危机发生的概率，未来可以从以下两个方面优化制度建设：(1)完善以董事会为核心的内部治理结构。企业内部治理结构是企业良性运行的微观制度体系，股东大会、董事会和高层管理者之间的双重委托代理关系决定了董事会处于核心位置，未来可以围绕董事会加强企业内部制度建设，尤其是需要增加董事会会议次数,提高董事会稳定性，减少董事长与总经理的两职合一,提高董事会决策行为的独立性，并在此基础上避免资金侵占行为、关联交易行为、高管变更行为等可能诱发企业财务危机的行为因素。(2)提高信息披露质量，增强外部监督。在完善内部治理结构的基础上，通过改善信息披露的环境和质量，为投资者了解企业提供基础，同时为外部的新闻媒体、会计师事务所、律师事务所等中介机构发挥有效的外部监督作用提供信息基础，从而降低企业短期财务问题向财务危机累积和传导的可能性。

本文的研究可能在如下两个方面可以进一步拓展：(1)企业财务危机预警中董事会行为因素的综合衡量。本文主要从董事会结构行为、董事会忠诚行为、董事会胜任行为、董事会声誉行为四个方面进行了梳理和实证分析，而现实中董事会行为因素要复杂得多，且从董事会行为向企业财务危机传导的过程和机理也非常复杂，这就需要从企业内部治理的整体出发进行综合衡量和测度。(2)企业财务危机状态的多元化拓展。为保证数据的可得性以及研究的可行性，本文仅把企业财务状态分为健康和危机两种类型，而现实中很多企业的财务状况分布要复杂得多，它们可能更多的处于健康和危机之间的某一个区间，对企业财务危机程度的细分将有利于提升预警模型的有效性。这些都是作者未来需要深入研究的方向。

注释：

①危机发生前的同一时间窗指T-3年和T-2年，即危机前第二年和第三年，这是为了避免企业连续发生亏损后财务指标剧烈变动导致数据失去一致性。