1引言國(guó)外學(xué)者在研究上市公司的破產(chǎn)風(fēng)險(xiǎn)的時(shí)候，使用了多種模型與方法。和Emilia(2018)計(jì)算并且評(píng)估了國(guó)內(nèi)外35種定量破產(chǎn)方法的預(yù)測(cè)能力和分類(lèi)誤差，即多元判別分析和logistic回歸模型，將fsQCA理論運(yùn)用于14家農(nóng)商實(shí)體破產(chǎn)預(yù)測(cè)，包括農(nóng)商行業(yè)的典型情況和金融宏觀數(shù)據(jù)。BinhPhamVoNinhetal.(2018)建立一個(gè)全面的模型來(lái)預(yù)測(cè)越南上市公司的財(cái)務(wù)困境和破產(chǎn)，利用新興市場(chǎng)得分模型中的會(huì)計(jì)因素、距離違約模型中的市場(chǎng)因素以及宏觀經(jīng)濟(jì)指標(biāo)，同時(shí)利用接收方經(jīng)營(yíng)特征曲線(xiàn)下的面積來(lái)比較各種預(yù)測(cè)財(cái)務(wù)困境和破產(chǎn)的模型的有效性。Jamaletal.(2018)提出了一個(gè)完整的TOPSIS分類(lèi)器樣本內(nèi)和樣本外框架，并在2010-2014年倫敦證券交易所(LSE)上市的破產(chǎn)和非破產(chǎn)公司的英國(guó)數(shù)據(jù)集上測(cè)試其性能，實(shí)證結(jié)果表明，樣本內(nèi)和樣本外均具有較好的預(yù)測(cè)性能，為T(mén)OPSIS作為一種非參數(shù)分類(lèi)器在風(fēng)險(xiǎn)建模和分析中的研究和應(yīng)用開(kāi)辟了新的途徑，使其成為銀行和投資行業(yè)應(yīng)用的有力競(jìng)爭(zhēng)者。本文在此基礎(chǔ)上，從Z-score模型的假設(shè)條件入手，實(shí)驗(yàn)驗(yàn)證了國(guó)內(nèi)上市公司的初始變量不完全符合正態(tài)分布。通過(guò)對(duì)原始數(shù)據(jù)的統(tǒng)計(jì)分析，發(fā)現(xiàn)實(shí)驗(yàn)的比率變量近似服從正態(tài)分布。最后得出結(jié)論并指出不足之處。2Z-score模型Altman(1968)對(duì)破產(chǎn)風(fēng)險(xiǎn)的研究比較早，阿爾德曼選取了多個(gè)財(cái)務(wù)指標(biāo)，即比率變量來(lái)研究上市企業(yè)破產(chǎn)風(fēng)險(xiǎn)，有力的推動(dòng)了破產(chǎn)風(fēng)險(xiǎn)預(yù)測(cè)研究方面的發(fā)展。Altman構(gòu)建了有名的Z模型，該模型的比率變量為財(cái)務(wù)指標(biāo)，計(jì)算相比其他模型來(lái)說(shuō)比較簡(jiǎn)單，而且容易理解。有些財(cái)務(wù)指標(biāo)能比較準(zhǔn)確地反映上市公司的財(cái)務(wù)狀況，Z模型針對(duì)的是國(guó)外的上市公司，該模型對(duì)國(guó)外的上市公司具有一定的適應(yīng)性，但是對(duì)于國(guó)內(nèi)上市公司來(lái)說(shuō)不一定具有完全的適應(yīng)性。本論文將會(huì)對(duì)該模型進(jìn)行驗(yàn)證。Z值模型如下所示：3實(shí)例檢驗(yàn)本文利用Z模型進(jìn)行破產(chǎn)風(fēng)險(xiǎn)預(yù)測(cè)存在一些問(wèn)題，比如，該模型要求破產(chǎn)企業(yè)和健康企業(yè)的比率變量服從相同的正態(tài)分布。本文以山東?；?、萬(wàn)華化學(xué)和安泰科技為例，選取了X2這一比率變量，研究了這三家上市公司1998-2017年間共20年的數(shù)據(jù)，比較山東?；腿f(wàn)華化學(xué)以及安泰科技這三家上市公司數(shù)據(jù)分布的狀況，分析山東?；腿f(wàn)華化學(xué)以及安泰科技這三家上市公司的變量是否服從正態(tài)分布，如果不服從，將山東?；腿f(wàn)華化學(xué)以及安泰科技這三家上市公司的數(shù)據(jù)進(jìn)行修正。由數(shù)據(jù)可知，從上市公司山東海化的比率變量X2的數(shù)據(jù)來(lái)看，X2的頻率波動(dòng)較大，很明顯與理論正態(tài)分布曲線(xiàn)不相符合，山東?；嚷首兞縓2顯然不符合正態(tài)分布。從上市公司萬(wàn)華化學(xué)的比率變量X2的數(shù)據(jù)來(lái)看，萬(wàn)華化學(xué)的X2的頻率比山東海化的X2分布相對(duì)均勻，其頻率分布狀況與理論正態(tài)分布曲線(xiàn)偏離較大，縱觀其分布，萬(wàn)華化學(xué)的比率變量X2顯然不符合正態(tài)分布。從上市公司安泰科技的比率變量X2的數(shù)據(jù)來(lái)看，的頻率波動(dòng)較大，安泰科技的比率變量X2顯然不符合正態(tài)分布。下面對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行修正處理。山東?；?008年受金融危機(jī)的影響，留存收益相比去年明顯增加，留存收益與總資產(chǎn)的比率也增加。留存收益作為一種內(nèi)部籌資方式，沒(méi)有籌資費(fèi)用?？梢杂糜谄髽I(yè)未來(lái)的發(fā)展經(jīng)營(yíng)。08年X2較大主要是抵御金融危機(jī)的影響以及為未來(lái)發(fā)展做準(zhǔn)備。2011年的財(cái)務(wù)比率達(dá)到最大，為0.20。每股資本公積金比2008年增加0.1元，同時(shí)每股凈資產(chǎn)比2008年增加0.2元。山東?；诋?dāng)年四月召開(kāi)第一次臨時(shí)股東大會(huì)，會(huì)議對(duì)獨(dú)立董事的津貼做了調(diào)整。六月召開(kāi)了第二次臨時(shí)股東大會(huì)，會(huì)議上調(diào)整了蒸汽關(guān)聯(lián)交易的價(jià)格以及日常關(guān)聯(lián)交易。除此之外，當(dāng)年一月該公司副總經(jīng)理兼財(cái)務(wù)總監(jiān)辭職。一系列重大事件的發(fā)生也有可能是導(dǎo)致山東?；疿2較高的原因。2013年12月，原董事長(zhǎng)辭職。2014-2015年，山東?；_(kāi)掛牌整體轉(zhuǎn)讓部分控股子公司股權(quán)及分公司權(quán)益。2016年發(fā)生于1月的純堿廠排渣場(chǎng)北渣池護(hù)坡潰泄事件對(duì)公司損益造成重大影響，使凈利潤(rùn)虧損超過(guò)一億。2013-2016年，山東?；舸媸找婢鶠樨?fù)值，每股未分配利潤(rùn)均小于零，都不高于-0.52。每股經(jīng)營(yíng)性現(xiàn)金流從2013年的6.16下降到16年的0.32。這說(shuō)明企業(yè)經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)不好，面臨著大幅度的虧損，本年度無(wú)法進(jìn)行利潤(rùn)分配，也無(wú)法彌補(bǔ)去年的虧損，更無(wú)法轉(zhuǎn)增股本。因此剔除發(fā)生重大或異常事件比較大的年份，分別為2008、2011以及2013至2016年，故對(duì)原數(shù)據(jù)進(jìn)行修正。修正后，山東?；谋嚷蔢2與理論正態(tài)分布曲線(xiàn)趨勢(shì)大致相同，可認(rèn)為該比率變量近似的服從正態(tài)分布。2002年是萬(wàn)華化學(xué)在上海證券交易所上市的第二年，公司經(jīng)營(yíng)狀況比較不穩(wěn)定，尚未形成完備的銷(xiāo)售、生產(chǎn)和研發(fā)渠道，公司生產(chǎn)與發(fā)展的轉(zhuǎn)變還在加速的路上，每股經(jīng)營(yíng)現(xiàn)金流比去年下降了0.03，每股凈資產(chǎn)同比下降0.81?；诖?，將2002年的財(cái)務(wù)比率數(shù)據(jù)剔除，以此進(jìn)行修正。修正后，萬(wàn)華化學(xué)的比率X2與理論正態(tài)分布曲線(xiàn)趨勢(shì)大致相同，可認(rèn)為該比率變量近似的服從正態(tài)分布。安泰科技在1998年成立，公司剛剛成立時(shí)不具備產(chǎn)品優(yōu)勢(shì)，市導(dǎo)致場(chǎng)份額不足。而且資金鏈不能有效的鏈接，在經(jīng)營(yíng)過(guò)程中資金的缺口隨時(shí)有可能暴露。當(dāng)前企業(yè)的管理水平在相對(duì)穩(wěn)定的環(huán)境下可以正常的運(yùn)營(yíng)，但不一定是高效地運(yùn)營(yíng)，但隨著經(jīng)濟(jì)大環(huán)境的變化，如通貨膨脹，競(jìng)爭(zhēng)因素提高，產(chǎn)品替代品的入市等等都會(huì)對(duì)公司的經(jīng)營(yíng)產(chǎn)生影響。這些重大的波動(dòng)毫無(wú)疑問(wèn)都會(huì)對(duì)公司的凈利潤(rùn)產(chǎn)生直接或間接的影響，進(jìn)而影響公司的留存收益?？v觀安泰科技?xì)v年的留存收益，僅有1998年的留存收益為負(fù)值，留存收益與資產(chǎn)的比例也是歷年最低，為-0.01?；诖?，將1998年的財(cái)務(wù)比率數(shù)據(jù)剔除。修正后，安泰科技的比率X2與理論正態(tài)分布曲線(xiàn)趨勢(shì)大致相同，可認(rèn)為該比率變量近似的服從正態(tài)分布。從以上可知，在基于原始數(shù)據(jù)的基礎(chǔ)上，將變化或波動(dòng)比較大的年份的數(shù)據(jù)剔除，修正后的數(shù)據(jù)均近似服從正態(tài)分布。說(shuō)明阿爾德曼Z-score模型的比率變量經(jīng)修正是可以滿(mǎn)足假設(shè)條件，即服從正態(tài)分布。綜上所述，阿爾德曼Z-score模型在用于國(guó)內(nèi)上市公司時(shí)，山東?；?、萬(wàn)華化學(xué)和安泰科技三家上市公司的比率變量的初始數(shù)據(jù)不完全符合正態(tài)分布，若公司在生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)期間發(fā)生重大事件或者波動(dòng)較大，其偏離正態(tài)分布的程度較大。基于此對(duì)山東?；?、萬(wàn)華化學(xué)和安泰科技三家上市公司的比率變量進(jìn)行修正，修正后的比率變量在檢驗(yàn)下可認(rèn)為近似的服從正態(tài)分布。4結(jié)論本文基于研究破產(chǎn)風(fēng)險(xiǎn)的阿爾德曼的Z計(jì)分模型，從Z-score模型的假設(shè)條件來(lái)入手，研究了國(guó)內(nèi)上市公司的比率變量是否符合正態(tài)分布，實(shí)驗(yàn)驗(yàn)證了國(guó)內(nèi)上市公司的初始比率變量不完全符合正態(tài)分布，說(shuō)明阿爾德曼在研究公司破產(chǎn)風(fēng)險(xiǎn)時(shí)具有一定的局限性?；诖耍疚膶?duì)原始數(shù)據(jù)進(jìn)行修正，根據(jù)修正結(jié)果發(fā)現(xiàn)實(shí)驗(yàn)的比率變量X2