【作 者】
黄晓波（教授），王 慧
【作者单位】
沈阳农业大学经济管理学院，沈阳110866
【摘 要】
【摘要】本文以2011 ~ 2015年沪深A股农业上市公司为样本，通过综合功效系数得分XS划分企业财务风险的高低，然后采用二分类Logistic回归模型对农业上市公司治理结构的财务风险进行实证研究。研究结果表明，在农业上市公司中，股权集中度、国有控股、两职合一能抑制财务风险；股权制衡度、董事会规模、独立董事比例、监事会规模会扩大财务风险；董事会会议次数、监事会会议次数、高管人员持股比例、高管人员薪酬对财务风险没有显著影响。
【关键词】农业上市公司；公司治理；财务风险；功效系数法；二分类Logistic模型
【中图分类号】F275 【文献标识码】A 【文章编号】1004-0994（2017）02-0047-8、引言
我国是一个农业大国，但同时也是农业弱国，农业公司的上市对我国农业经济的发展有重大的推动作用。然而，沪深两市A股48家农业上市公司的实际经营也面临着各式各样复杂的挑战：从国际环境来看，世界经济日新月异飞速发展，国际势力相互激荡；从国内环境来看，飞速的经济发展、激烈的市场竞争在为企业提供广阔发展空间的同时，也给企业带来了巨大的财务风险，由此出现危机或者破产的企业屡见不鲜。除了受到国际和国内环境的影响，对农业上市公司经营起至关重要作用的还有其内部因素，如公司治理结构不完善、内部控制不完善等。随着公司规模的扩大，治理结构变得更复杂，企业财务风险也更容易出现。为了促进农业经济的发展和抑制企业财务风险，需要完善农业上市公司的治理结构。
本文以2011 ~ 2015年我国农业上市公司为研究对象，在考虑了农业上市公司行业特点的基础上，通过运用功效系数法和二分类Logistic模型进行基于公司治理结构的财务风险的实证研究，并根据得出的结论提出相应建议，以期提高公司所有者与管理者对公司治理和财务风险的认识，提高公司财务风险管理水平，促进公司长期健康发展。
二、研究设计
（一）研究假设
通过查阅相关文献笔者发现界定公司治理的变量较多，在考虑了农业上市公司行业特点的基础上，本文主要从股权结构、董事会特征、监事会特征、管理层激励这四个方面研究农业上市公司的公司治理对财务风险的影响。
1. 股权结构与财务风险。本文主要从股权集中度、股权制衡度、控股股东性质这几个方面来界定股权结构，研究农业上市公司股权结构对财务风险的影响。
当前我国上市公司的股权主要集中在个别股东的手中，大小股东之间容易发生利益冲突。由于大股东持股比例较高，当大股东与管理者的经济利益不完全一致时，大股东为了增加公司绩效，减小委托代理成本，就会有较大的动力去监督管理者，进而降低公司的风险，提高公司的价值。众多研究发现，公司股权越集中，其财务风险越小（Claessens，2000；Bert Scholtens，2010；Antonio，2011；陈莎，2010；李银萍，2012；张燕，2014；黄曼行、任家华，2014）。因此，我们假设，股权集中度和企业财务风险之间是负相关关系。
在现有文献中，关于股权制衡度对财务风险的影响主要有两种观点。一种观点认为，我国上市公司的各大股东股权之间存在制衡，内部互相牵制可以抑制控股股东权利的滥用，也不会为了自己的利益而做出有损于公司利益的事（陈莎，2010；肖琴梅，2012）。另一种观点认为，在做出重大决策时，股东股互相牵制不利于股东积极性的提高，同时会导致股东对于决策很难达成一致意见，进而影响公司的决策效率，加大公司的财务风险。在现实经营中，股权制衡容易导致股东积极性的降低。因此，根据后一种观点，我们假设股权制衡度和企业财务风险之间是正相关关系。
现阶段上市公司大多是国有控股公司，国有控股对公司的发展具有很大的好处，因为国家会给予公司一定的政府支持和政策优惠。当国有控股企业陷入困境时，政府会在资金和政策方面给予帮助，从而降低企业的财务风险（Xu和Wang，1999；张殿峰，2014）。国有控股企业的管理者也会很关心企业的业绩，因为企业业绩的高低直接关系到他们之后的职业生涯，同时他们也会规避风险很高的项目。因此，我们假设控股股东性质和企业财务风险之间存在负相关关系。
基于上述分析，本文提出如下假设：
假设1：股权集中度与财务风险存在负相关关系，即公司股权越集中，其财务风险越低。
假设2：股权制衡度与财务风险存在正相关关系，即公司股权制衡度越高，其财务风险越高。
假设3：控股股东性质与财务风险存在负相关关系，即提高国有持股比例能够降低财务风险。
2. 董事会特征与财务风险。本文主要用董事会规模、独立董事比例、董事长与总经理二职合一、董事会会议次数来界定董事会特征，从这四个方面研究农业上市公司董事会特征对财务风险的影响。
学者们对于董事会规模对财务风险影响的观点不一。有的学者认为董事会规模与公司绩效呈正相关关系，董事会规模越大，公司绩效越高，则企业的风险越低（Denis arid Sarin，1999）。也有研究发现我国上市公司的董事会未能发挥其作用，即董事会规模对财务风险没有显著影响（于富生，2008）。但从管理学角度来看，随着董事会规模的扩大，官僚主义也更易产生，董事会内部不和谐程度也会加深，这样公司的经营绩效就会降低，同时公司的财务风险就会增加。当公司面临财务风险的时候，董事会规模过大可能会让董事会成员产生搭便车心理，认为有更多的成员应对风险和承担风险，从而不会有动力去规避风险，由此就可能会提高企业的财务风险（陈正，2014；张殿峰，2014）。因此，我们假设董事会规模和企业财务风险之间是正相关关系。
在我国上市公司“一股独大”的背景下，独立董事可以抑制代理问题，从而降低财务风险（吴超鹏、吴世农，2005；Baysinger和Butler，1985；Weisbach，1988）。而Masulis（2012）在研究董事会成员与企业经营业绩的关系时得出有丰富行业经验的独立董事的比例与企业业绩呈正相关关系，而缺乏行业经验的独立董事的比例与企业业绩呈负相关关系的结论。因此，我们假设独立董事比例和企业财务风险之间是负相关关系。
通过查阅相关的文献笔者发现，关于两职合一对财务风险的影响主要有两种观点。一种观点认为，董事长和总经理都由同一人来兼任，董事长是股东利益的代表，总经理是经营者的代表，总经理运作公司，董事长的职能之一是恰当地监督经营者，如果两职合一，董事会很难起到监督的作用，总经理往往倾向于向董事会隐瞒信息（Coyal等，2002），这样也会加大公司的财务风险，降低公司的经营效率（Daily，2004；于福生，2008）。另一种观点认为，董事长与总经理两职由同一人担任，具有更大的自主权，并会从公司利益最大化角度考虑与行事，避免了对公司的代表权和控制权的争夺，所以公司的绩效也会随之变得更好，财务风险也会随之降低（肖琴梅，2012）。在现实经营中，两职合一的总经理以公司利益最大化行事。因此，我们假设，董事长与总经理两职合一企业的财务风险要小于两职分离企业。
学者们对于董事会会议次数对财务风险的影响的观点也不一致。张敦力、秦乐（2013）认为董事会会议次数越多，企业财务风险就越大。陈正（2014）认为董事会会议次数的多少与公司财务风险大小之间不存在显著的相关关系。但董事会会议是董事会与管理层沟通的桥梁，董事长的职能之一就是恰当地监督管理者，使管理者努力工作，从而改善经营业绩。董事会的会议次数越多，说明董事会的监督职能发挥得越好，管理者越能积极有效地工作，从而使得公司利益最大化、财务风险最小化（张殿峰，2014）。因此，我们假设董事会会议次数与财务风险之间存在负相关关系。
基于上述分析，本文提出如下假设：
假设4：董事会规模与财务风险存在正相关关系，即增加董事会人数会提高财务风险。
假设5：独立董事比例与财务风险存在负相关关系，即提高独立董事比例会降低财务风险。
假设6：董事长与总经理两职合一企业的财务风险要小于两职分离企业。
假设7：董事会会议次数与财务风险存在负相关关系，即增加董事会会议次数会降低财务风险。
3. 监事会特征与财务风险。本文主要用监事会规模、监事会会议次数来界定监事会特征，从这两个方面研究农业上市公司监事会特征对财务风险的影响。
通过查阅公司治理的相关文献发现，把监事会纳入公司治理来研究的文献很少。周翠翠（2012）研究发现监事会规模越大，其财务风险越小。监事会对董事会、经理人员等进行监督，可以使公司经营更规范，但监事会规模过大会使得监事会成员产生搭便车心理，他们会认为有更多的人来监督，从而会增加企业的财务风险（张永生，2012）。因此，我们假设监事会规模与财务风险之间存在正相关关系。
对于监事会会议次数，张永生（2012）认为监事会会议次数与财务风险之间不存在相关关系。因此，我们假设监事会会议次数与财务风险之间不存在显著的相关关系。
基于上述分析，本文提出如下假设：
假设8：监事会规模与财务风险存在正相关关系，即增加监事会人数会提高财务风险。
假设9：监事会会议次数与财务风险之间不存在显著的相关关系。
4. 管理层激励与财务风险。本文主要用高管持股比例、高管薪酬来界定管理层激励，从这两个方面研究农业上市公司管理层激励对财务风险的影响。
根据委托代理理论，股东与经理之间会出现由委托代理关系导致的代理成本问题。只要委托代理关系存在，代理成本就会存在。解决代理成本问题的有效方法是股权激励。对高管进行股权激励能够降低代理成本，同时高管持股比例越大，也越能有效地提高公司的业绩。这样就会最大限度地保护公司利益，降低企业财务风险（Berle和Means，1932；Jensen和Meckling，1976；Warfield，1995；赵磊、彭大庆，2009；苏坤，2015）。因此，我们假设高管持股比例与财务风险之间存在负相关关系。
要想使得管理层为公司价值最大化而努力，最好的办法是直接以公司价值作为考核的目标。提高高管薪酬，管理层会以企业利益最大化为目标来管理公司，同时减少了占有股东财富的想法，增加了公司的价值，降低了公司的财务风险（潘吟斐，2013）。因此，我们假设高管薪酬与财务风险之间存在负相关关系。
基于上述分析，本文提出如下假设：
假设10：高管持股比例与财务风险之间存在负相关关系，即增加高管持股比例能降低财务风险。假设11：高管薪酬与财务风险之间存在负相关关系，即增加高管薪酬能降低财务风险。
（二）样本选取和数据来源
根据《证监会行业分类与上市公司索引》，截至2015年第四季度，我国共有48家农业上市公司，剔除数据有缺失的公司和2011 ~ 2015年五年内没有连续存在的公司，共得到185个样本。本文选取2011 ~ 2015年的数据进行分析。本文的数据来源于国泰安数据库和上市公司披露的年报，所有的数据采用spss 22.0软件进行处理。
（三）变量定义
1. 财务风险（FR）。本文运用功效系数法计算每个公司每年的综合功效指数，用该指数衡量农业上市公司的财务风险。根据2015年国资委对央企综合绩效评价指标及权重表的定义可知，盈利能力、营运能力、偿债能力和发展能力这四个方面构成财务风险的评价指标体系，如表1所示：
根据表1中各指标的特点，可按以下规则确定单项功效系数：
（1）极大型变量单项功效系数设置：极大型变量是指财务指标数值越大越好，本文财务指标中涉及的极大型变量有：净资产收益率、总资产报酬率、总资产周转率、应收账款周转率、已获利息倍数、销售增长率、资本保值增值率。极大型变量满意值取其行业平均值。在选择该指标的不允许值时，存在一定的区别：对反映盈利能力状况的净资产收益率、总资产报酬率，以及反映发展能力状况的销售增长率、资本保值增值率，其不允许值为零，如果该类指标是零增长或负增长，则该企业财务风险非常大；对反映资产营运能力状况的总资产周转率、应收账款周转率，其不允许值为满意值的一半，如果周转率达不到满意值的一半，那么该企业财务风险也很大；对反映偿债能力状况的已获利息倍数，其不允许值设为1，如果小于1，从长远来看，企业是无法举债经营的。极大大型变量单项功效系数=
[实际值-不允许值满意值-不允许值]×40+60 （实际值<满意值）
100 （实际值≥满意值）
（2）极小型变量单项功效系数设置：极小型变量是指财务指标数值越小越好，本文财务指标中不涉及极小型变量，其计算公式如下所示：
极小型变量单项功效系数=
[不允许值-实际值不允许值-满意值]×40+60 （实际值>满意值）
100 （实际值≤满意值）
（3）稳定型变量单项功效系数设置：稳定型变量是指财务指标数值在某一点最好，本文不涉及稳定型变量。在行业平均值上增加20%作为满意值，在行业平均值上增加二倍作为不允许值的上限，减少一半作为不允许值的下限，其计算公式如下所示：
稳定型变量单项功效系数=
[上限的不允许值-实际值上限的不允许值-满意值]×40+60
（实际值>满意值）
[实际值-下限的不允许值满意值-下限的不允许值]×40+60
（实际值≤满意值）
（4）区间型变量单项功效系数设置：区间型变量是指财务指标数值在某一个区间内最好，本文涉及的区间型变量有资产负债率。区间型变量满意值的上下限分别为行业平均值上下20个百分点，不允许值的上下限则分别为行业平均值的一倍和一半。其计算公式如下所示：
区间型变量单项功效系数=
[上限的不允许值-实际值上限的不允许值-上限值]×40+60
（实际值>上限值）
100 （下限值≤实际值≤上限值）
[实际值-下限的不允许值下限值-下限的不允许值]×40+60
（实际值<下限值）
由以上计算公式求出各单项功效系数的数值，可得出综合功效系数：
综合功效系数=单项功效系数×该指标的权数/权数总和
根据综合功效系数数值可对财务风险划分相应的警示区间，如表2所示。
通过综合功效系数得分（XS）划分企业财务风险（FR）的高低：XS≤80定义为财务风险高，取FR=1；80<XS≤100定义为财务风险低，取FR=0。
2. 公司治理。本文主要从股权结构、董事会特征、监事会特征、管理层激励四个方面界定公司治理，通过这四个方面考察农业上市公司的公司治理对财务风险的影响。具体变量定义如表3所示：
3. 控制变量。根据相关文献，我们设置了如下控制变量：企业规模、企业成长性、资产报酬率、资产周转率、资产负债率，具体定义如表4所示。
基于此，本文采用二分类Logistic回归模型。Logistic模型的数学表达式如下：
P（Yi）=[11+e-Z]
Logit（P）=[LnP1-P]=Z
Z=α0+α1HER+α2ZH+α3CST+α4BDSIZE+
α5IDR+α6DUAL+α7BDM+α8SDSIZE+α9SDM+
α10MR+α11GX+α12SIZE+α13GROW+α14ROA+
α15ZZL+α16LEV+ε
其中：综合功效系数XS≤80定义为财务风险高，取Yi=1；综合功效系数80<XS≤100定义为财务风险低，取Yi=0。α0代表等式中的常数项，αi代表各变量的回归系数（i=1，2，3，…，16），ε代表回归残差项，其余符号及含义如前文所述。
三、实证分析
（一）描述性统计
本文采用spss 22.0软件对所有的自变量进行了分组描述性统计，分别描述了样本变量的数目、最小值、最大值、平均值及标准偏差，得到的结果见表5。
通过以上的描述性统计分析，比较低财务风险和高财务风险农业上市公司的数值，可以得出农业上市公司的行业特征：
1. 在股权结构方面，股权集中度的最大值是0.533，最小值是0.012，股权制衡度的最大值是2.460，最小值是0.015，说明农业上市公司的股权集中度和股权制衡度的个体差异很大，也在一定程度上说明农业上市公司股权分布差异较大。进一步可以看出股权集中度高的农业上市公司财务风险较低；股权制衡度高的农业上市公司财务风险较高。从表5可以看出，国有控股农业上市公司的数量呈减少趋势，因为在股权分置改革后，国有控股的农业上市公司数量逐渐减少，进而发现国有控股的农业上市公司财务风险较低。
2. 在董事会特征方面，我国上市公司董事会的法定人数在5 ~ 19人之间，而统计数据显示董事会规模的最大值是13人，最小值是5人，大部分在9 ~ 11人之间。这有利于农业上市公司的决策管理，且农业上市公司董事会人数设置情况与我国上市公司的法定设置情况一致。进而发现董事会人数多的农业上市公司财务风险较高，独立董事比例高的农业上市公司财风险较高。董事会人员的知识水平高，高知识水平的董事大多为独立董事，但是由于其缺乏企业管理的经验，只能从形式上对公司进行管理，在农业上市公司的治理中并没有起到实质性的作用。而部分农业上市公司董事学历结构不够理想，也存在低学历层次、高职位任职情况，这也制约了农业上市公司的发展。这说明农业上市公司对独立董事的重视程度不够，在实践中独立董事并没有真正发挥监督职能。从统计数据可以看到，两职合一的农业上市公司数量稍少于两职分离的农业上市公司数量，农业上市公司董事会结构在向“两职分离”结构发展，进而发现两职合一的农业上市公司财务风险较低。从表5还可以看出农业上市公司董事会会议次数在4 ~ 33次之间，平均值在10次左右，并且农业上市公司董事会会议次数基本上集中在7 ~ 10次之间。近年来农业上市公司规模在不断扩大，董事会会议频率也随之增加，进一步可以看出董事会会议次数多的农业上市公司财务风险较低。
3. 在监事会特征方面，监事会人数的最大值是9人，最小值是2人，其中3人的监事会结构占农业上市公司总量的50%左右，5人的监事会结构占农业上市公司总量的40%左右，可以发现农业上市公司的监事会人数设置大多为单数制，因为单数制有利于农业上市公司监事会有效履行职责。进而发现监事会规模大的农业上市公司财务风险较高；监事会会大型变量单项功效系数=
[实际值-不允许值满意值-不允许值]×40+60 （实际值<满意值）
100 （实际值≥满意值）
（2）极小型变量单项功效系数设置：极小型变量是指财务指标数值越小越好，本文财务指标中不涉及极小型变量，其计算公式如下所示：
极小型变量单项功效系数=
[不允许值-实际值不允许值-满意值]×40+60 （实际值>满意值）
100 （实际值≤满意值）
（3）稳定型变量单项功效系数设置：稳定型变量是指财务指标数值在某一点最好，本文不涉及稳定型变量。在行业平均值上增加20%作为满意值，在行业平均值上增加二倍作为不允许值的上限，减少一半作为不允许值的下限，其计算公式如下所示：
稳定型变量单项功效系数=
[上限的不允许值-实际值上限的不允许值-满意值]×40+60
（实际值>满意值）
[实际值-下限的不允许值满意值-下限的不允许值]×40+60
（实际值≤满意值）
（4）区间型变量单项功效系数设置：区间型变量是指财务指标数值在某一个区间内最好，本文涉及的区间型变量有资产负债率。区间型变量满意值的上下限分别为行业平均值上下20个百分点，不允许值的上下限则分别为行业平均值的一倍和一半。其计算公式如下所示：
区间型变量单项功效系数=
[上限的不允许值-实际值上限的不允许值-上限值]×40+60
（实际值>上限值）
100 （下限值≤实际值≤上限值）
[实际值-下限的不允许值下限值-下限的不允许值]×40+60
（实际值<下限值）
由以上计算公式求出各单项功效系数的数值，可得出综合功效系数：
综合功效系数=单项功效系数×该指标的权数/权数总和
根据综合功效系数数值可对财务风险划分相应的警示区间，如表2所示。
通过综合功效系数得分（XS）划分企业财务风险（FR）的高低：XS≤80定义为财务风险高，取FR=1；80<XS≤100定义为财务风险低，取FR=0。
2. 公司治理。本文主要从股权结构、董事会特征、监事会特征、管理层激励四个方面界定公司治理，通过这四个方面考察农业上市公司的公司治理对财务风险的影响。具体变量定义如表3所示：
3. 控制变量。根据相关文献，我们设置了如下控制变量：企业规模、企业成长性、资产报酬率、资产周转率、资产负债率，具体定义如表4所示。
基于此，本文采用二分类Logistic回归模型。Logistic模型的数学表达式如下：
P（Yi）=[11+e-Z]
Logit（P）=[LnP1-P]=Z
Z=α0+α1HER+α2ZH+α3CST+α4BDSIZE+
α5IDR+α6DUAL+α7BDM+α8SDSIZE+α9SDM+
α10MR+α11GX+α12SIZE+α13GROW+α14ROA+
α15ZZL+α16LEV+ε
其中：综合功效系数XS≤80定义为财务风险高，取Yi=1；综合功效系数80<XS≤100定义为财务风险低，取Yi=0。α0代表等式中的常数项，αi代表各变量的回归系数（i=1，2，3，…，16），ε代表回归残差项，其余符号及含义如前文所述。
三、实证分析
（一）描述性统计
本文采用spss 22.0软件对所有的自变量进行了分组描述性统计，分别描述了样本变量的数目、最小值、最大值、平均值及标准偏差，得到的结果见表5。
通过以上的描述性统计分析，比较低财务风险和高财务风险农业上市公司的数值，可以得出农业上市公司的行业特征：
1. 在股权结构方面，股权集中度的最大值是0.533，最小值是0.012，股权制衡度的最大值是2.460，最小值是0.015，说明农业上市公司的股权集中度和股权制衡度的个体差异很大，也在一定程度上说明农业上市公司股权分布差异较大。进一步可以看出股权集中度高的农业上市公司财务风险较低；股权制衡度高的农业上市公司财务风险较高。从表5可以看出，国有控股农业上市公司的数量呈减少趋势，因为在股权分置改革后，国有控股的农业上市公司数量逐渐减少，进而发现国有控股的农业上市公司财务风险较低。
2. 在董事会特征方面，我国上市公司董事会的法定人数在5 ~ 19人之间，而统计数据显示董事会规模的最大值是13人，最小值是5人，大部分在9 ~ 11人之间。这有利于农业上市公司的决策管理，且农业上市公司董事会人数设置情况与我国上市公司的法定设置情况一致。进而发现董事会人数多的农业上市公司财务风险较高，独立董事比例高的农业上市公司财风险较高。董事会人员的知识水平高，高知识水平的董事大多为独立董事，但是由于其缺乏企业管理的经验，只能从形式上对公司进行管理，在农业上市公司的治理中并没有起到实质性的作用。而部分农业上市公司董事学历结构不够理想，也存在低学历层次、高职位任职情况，这也制约了农业上市公司的发展。这说明农业上市公司对独立董事的重视程度不够，在实践中独立董事并没有真正发挥监督职能。从统计数据可以看到，两职合一的农业上市公司数量稍少于两职分离的农业上市公司数量，农业上市公司董事会结构在向“两职分离”结构发展，进而发现两职合一的农业上市公司财务风险较低。从表5还可以看出农业上市公司董事会会议次数在4 ~ 33次之间，平均值在10次左右，并且农业上市公司董事会会议次数基本上集中在7 ~ 10次之间。近年来农业上市公司规模在不断扩大，董事会会议频率也随之增加，进一步可以看出董事会会议次数多的农业上市公司财务风险较低。
3. 在监事会特征方面，监事会人数的最大值是9人，最小值是2人，其中3人的监事会结构占农业上市公司总量的50%左右，5人的监事会结构占农业上市公司总量的40%左右，可以发现农业上市公司的监事会人数设置大多为单数制，因为单数制有利于农业上市公司监事会有效履行职责。进而发现监事会规模大的农业上市公司财务风险较高；监事会会极工作，这样可以提高企业的绩效，降低企业的财务风险。然而，可能是由于高财务风险与低财务风险的农业上市公司高管持股比例存在差距但差异不大，所以高管持股比例对公司财务风险的影响不明显。
（11）高管薪酬与财务风险呈负相关关系，原假设11未通过显著性检验。增加高管薪酬，会提高高管的积极性和经营管理水平，从而降低公司的财务风险。然而，可能是由于高财务风险与低财务风险的农业上市公司高管薪酬存在差距但差异不大，所以高管薪酬对公司财务风险的影响不明显。
3. 模型系数总体的似然比检验。spss 22.0输出了Logistic回归方程显著性检验的总体情况，表9各列数据的含义依次为：似然比卡方的观测值、自由度和概率P值：
从表9可以看出，卡方值为129.822，自由度为16，概率P值为0.000，远小于0.05，说明解释变量与Logit（P）之间的线性关系显著，方程的拟合度较好，具有统计学意义。
4. 模型伪决定系数总结表。Logistic回归方程的拟合优度检验常用指标有：Cox & Snell R Square、Nagelkerke R Square统计量等。spss 22.0输出了回归方程的拟合优度指标，如表10所示：
Cox & Snell R Square、Nagelkerke R Square的取值范围在0 ~ 1之间，越接近于1，说明方程的拟合优度越高。由表10可以看出，Cox & Snell R Square、Nagelkerke R Square分别为0.504、0.674，因此模型拟合优度较好。
5. Hosmer and Lemeshow检验。Hosmer and Lemeshow检验是为了比较实际观察值与回归期望值之间是否存在显著差异。该检验的原假设是：实际观察值与回归期望值之间没有显著差异。该检验统计量服从卡方分布，检验结果卡方值越小或者Sig.值越大说明实际观察值与回归期望值之间的偏差越小。spss 22.0输出了Hosmer and Lemeshow检验结果，如表11所示：
表11显示Sig.值为0.770，远大于0.05，所以本文所拟合的农业上市公司财务风险概率值和实际的财务风险概率值的偏差较小，说明自变量对因变量财务风险的解释能力较好。
综上所述，本文所设计的二元Logistic回归模型整体具有统计学意义，即研究模型中的股权结构、董事会特征、监事会特征、管理层激励对农业上市公司财务风险的解释能力较好。
四、结论
良好的公司治理结构能够降低公司的财务风险，而治理结构不合理是引发财务风险的重要原因之一。本文选取2011 ~ 2015年沪深A股农业上市公司为样本，在考虑和分析了农业上市公司行业特点的基础上，从股权结构、董事会特征、监事会特征、管理层激励这四个方面考察农业上市公司的公司治理对财务风险的影响。研究发现，在农业上市公司中，股权集中度、国有控股、两职合一能降低财务风险；股权制衡度、董事会规模、独立董事比例、监事会规模会提高财务风险；董事会会议次数、监事会会议次数、高管人员持股比例、高管人员薪酬对财务风险没有显著影响。从整体来看，我国农业上市公司的公司治理结构对财务风险确实有一定的影响。根据上述结论提出如下政策建议：①逐步完善农业上市公司独立董事制度，保持合适的董事会规模，使财务风险降到最低；②保持适当的股权集中度和股权制衡度，避免出现国有股一股独大的格局；③农业上市公司要选取优秀的管理者来降低企业的财务风险；④设计和完善农业上市公司的管理层激励机制；⑤要建立有效的农业上市公司治理体系，不能一味地模仿西方的公司治理结构。
主要参考文献：
白俊，王生年，宋慧晶．上市公司股权结构与治理绩效关系的实证分析［J］．财会月刊，2009（18）．
迟旭升，李明．公司治理与企业财务风险相关性研究——来自沪深两市主板A股上市公司的经验数据［J］．东北财经大学学报，2011（5）．
