財務彈性與公司投資關系：一個分組檢驗

張碧森+馬春愛

【摘 要】 本研究將樣本企業按照投資規模劃分為一般性投資級企業和超常規投資級企業，進而分組檢驗企業財務彈性與投資規模的關系，研究發現：財務彈性對于企業的一般性投資級規模有顯著的支撐作用;對超常規投資級規模，企業的財務彈性也有促進作用，但是相比一般性投資級規模促進作用較為有限。該結論提示企業在利用財務彈性促進投資能力時，應考慮財務彈性對投資促進作用的遞減效應，做好財務彈性管理工作，以匹配企業的擴張計劃。

【關鍵詞】 財務彈性; 投資規模; 固定效應

中圖分類號：F830.91 ?文獻標識碼：A ?文章編號：1004-5937（2014）35-0030-03

一、引言

財務彈性是企業以低成本滿足未來現金需求的能力，財務彈性與公司投資的關系近年來備受關注。Jong et al.（2012）發現高財務彈性的企業比低財務彈性企業具有更高的未來投資能力。Arslan et al.（2014）以1994—2009年中東亞企業為樣本，檢驗財務彈性對投資的影響作用，發現：在危機之前保持了較高財務彈性的企業在危機期間把握投資機會時表現更突出。Daniel et al.（2012）研究認為如果企業財務彈性不足，會首先考慮削減投資而不是降低股利分配。Marchica and Mura（2010）發現：財務彈性對企業擴張的影響是顯著的，從長期來看，財務彈性合理的企業不僅投資量更大，而且投資效率更高。Ferrando et al.（2013）的研究證明財務彈性不僅影響企業的投資能力，而且一個財務彈性企業在保持低杠桿至少3年后，可以增加約22.6%的資本擴張。因此，保持適當的財務彈性對企業的投資行為具有積極意義。目前關于財務彈性與投資關系的研究中，學者們已經達成了共識：財務彈性會影響企業的投資行為。但是由于企業投資規模的差異會對企業的財務彈性產生不同要求，因此，不同投資規模的企業，其財務彈性對企業投資的影響作用是否存在差異，這是一個既有別于現有研究同時又具有現實意義的研究問題。針對這個問題，本研究將樣本企業按照投資規模劃分為一般性投資級企業和超常規投資級企業，然后分組考察企業財務彈性與投資規模的關系，得出相關結論。

二、研究設計

（一）樣本選取與數據來源

本研究選取2007年之前在上海證券交易所和深圳證券交易所上市的公司作為研究對象，同時剔除金融保險類上市公司、ST類上市公司、數據缺失的上市公司，最終得到有效樣本數為1 200家，數據期間為2008—2012年（原因是2007年我國上市公司開始采用新的會計準則），數據來自CCER數據庫，數據處理使用EViews6.0。

（二）變量設計

1.財務彈性

財務彈性的計量采用馬春愛、張亞芳（2013）在綜合考慮現金流基本來源、潛在來源及融資成本等基礎上提出的FFI指數計量方式，對樣本公司的財務彈性指數FFI進行計算。

2.投資規模

借鑒相關研究成果，投資規模按照“（固定資產+在建工程+長期投資）/期初資產總額”計算。

（三）樣本分組

為了使得研究更深入，本研究將企業的投資規模分為一般性投資級和超常規投資級。其中：一般性投資級指在合理范圍以內的，具有某些投資慣性的投資數量級，其本身的投資行為雖會對企業的業務和利潤產生影響，但是其本身的投資規模不會超出企業的承受范圍，而且其投資的力度、時間和方式均具有較大的可控制性;超常規投資級是指其本身投資的規模巨大，一般而言需要企業相對較長時間的準備，可能達到的規模不是企業平常的現金流可以支撐的，需要動用其籌資能力。對于投資規模級的界定標準，我們借鑒已有研究，從企業的增長理論出發，將可持續增長率作為區分企業投資規模的標準。可持續增長率是企業當前經營效率和財務政策決定的內在增長能力，如果企業的實際增長率小于可持續增長率，那么我們可以認為企業發展所需要的投資缺口可以由企業自身資金產生能力所補充。反之，那么企業就必須通過改變自己的經營效率或財務政策來彌補投資所產生的資金缺口。因此當企業的實際增長率小于可持續增長率時，我們就稱企業的投資規模屬于一般性投資級，當企業的實際增長率大于可持續增長率時，企業的投資規模就屬于超常規投資級。可持續增長率（Ct）按照“股東權益本期增加/期初股東權益”計算，實際增長率（SGRt）按照“（期末銷售收入-期初銷售收入）/期初銷售收入”計算，當CtSGRt時，該企業劃分至一般性投資級。需要說明的是，有些企業可能連續幾年處于超常投資，對于這樣的情況，我們只就當年的投資是否屬于超常投資進行判斷。

三、財務彈性與公司投資規模的關系研究

（一）平穩性檢驗

在構建兩個對比組后，為避免出現偽回歸問題，我們首先采用單位根檢驗的方法進行平穩性檢驗。我們采用LLC檢驗、Fisher-ADF檢驗、Fisher-PP檢驗三種檢驗方法進行單位根檢驗。眾多學者認為出于穩健性的目的，在時間跨度不大的情況下最好使用Fisher檢驗。因此，本文的單位根檢驗標準為Levin，lin & chu t■，Fisher-ADF和Fisher-PP檢驗。對于單位根的檢驗是否包含趨勢和截距項檢驗，我們采用時序圖的趨勢來判定，結果見圖1。從圖1可以看出，將一些異常值忽略的話，關于投資的兩個時序圖應該選擇包含截距和趨勢項的平穩性檢驗，關于財務彈性的兩個時序圖應該選擇包含截距項的平穩性檢驗。

表1報告了LLC檢驗、Fisher-ADF檢驗、Fisher-PP檢驗三種檢驗方法下的檢驗結果，可以發現：面板數據是平穩的。對于面板數據，如果其不經過差分處理就存在平穩性，那么就無需進行協整檢驗。因為協整檢驗的前提是有單位根的變量，在將其進行一階差分得到平穩序列后，我們仍希望使用原序列進行回歸研究存在單位根變量之間的某種“長期均衡關系”（long-run equilibrium）。

（二）模型估計及結果分析

在面板數據平穩并且協整的前提下，我們確定采用何種模型進行估計。面板數據模型一般分為三類，即混合模型、固定效應模型和隨機效應模型。我們采用Hausman檢驗來進行判斷，結果見表2。

因為超常規投資級H=41.453180>x■■（1）=3.841459，可以看出模型存在個體固定效應，所以應該選擇固定效應模型。同理判定一般性投資級也選擇固定效應模型。

利用固定效應模型回歸得出超常規投資級SIt、一般性投資級CIt與財務彈性的關系。

SIt=0.023275FFIt+KiDj （R-squared=0.444064;D-W=1.765172）

CIt=0.873014FFIt+KiDj （R-squared=0.202287;D-W=1.572389）

其中：Dj=1 ?i=j0 ?i≠j i，j屬于樣本公司的代碼。

從這個結果上來看，財務彈性的調整對企業的一般性投資級規模有非常明顯的支撐作用，對超常規投資級規模也有促進作用，但是相比一般性投資級規模并不突出。該結論支持已有研究的主要結論，即財務彈性對公司投資具有促進作用，同時進一步揭示如果投資規模過大，則財務彈性促進力度降低。該結論的現實意義在于，企業在利用財務彈性促進投資能力時，應考慮財務彈性對投資促進作用的遞減效應，更好地做好財務彈性管理工作，以匹配企業的擴張計劃。●

【參考文獻】

[1] Jong A. D.，Verbeek.M.，Verwijmeren P.Does Fin-

ancial Flexibility Reduce Investment Distortions？[J].Journal of Financial Research，2012，35：243-259.

[2] Arslan ■.，Florackis C.，Ozkan A. Financial Flexib-

ility，Corporate Investment and Performance： Evidence from Financial Crises[J]. Review of Quantitative Finance and Accounting， 2014，42：211-250.

[3] Daniel D.，Denis D. J.，Naveen L. Sources of Financial Flexibility： Evidence from Cash Flow Shortfalls. Drexel University，Working Paper. 2012.

[4] Marchica M.，Mura R. Financial Flexibility，Investment Ability，and Firm Value： Evidence from Firms with Spare Debt Capacity[J]. Financial Management，2010，39：1339-1365.

[5] Ferrando A.，Marchica M.T.， Mura R.Financial Flexibility Across the Euro Area and the UK. European Central Bank，Working paper.2013.

[6] 馬春愛，張亞芳.財務彈性與公司價值的關系[J].系統工程，2013（11）：35-39.

（二）模型估計及結果分析

在面板數據平穩并且協整的前提下，我們確定采用何種模型進行估計。面板數據模型一般分為三類，即混合模型、固定效應模型和隨機效應模型。我們采用Hausman檢驗來進行判斷，結果見表2。

因為超常規投資級H=41.453180>x■■（1）=3.841459，可以看出模型存在個體固定效應，所以應該選擇固定效應模型。同理判定一般性投資級也選擇固定效應模型。

利用固定效應模型回歸得出超常規投資級SIt、一般性投資級CIt與財務彈性的關系。

SIt=0.023275FFIt+KiDj （R-squared=0.444064;D-W=1.765172）

CIt=0.873014FFIt+KiDj （R-squared=0.202287;D-W=1.572389）

其中：Dj=1 ?i=j0 ?i≠j i，j屬于樣本公司的代碼。

從這個結果上來看，財務彈性的調整對企業的一般性投資級規模有非常明顯的支撐作用，對超常規投資級規模也有促進作用，但是相比一般性投資級規模并不突出。該結論支持已有研究的主要結論，即財務彈性對公司投資具有促進作用，同時進一步揭示如果投資規模過大，則財務彈性促進力度降低。該結論的現實意義在于，企業在利用財務彈性促進投資能力時，應考慮財務彈性對投資促進作用的遞減效應，更好地做好財務彈性管理工作，以匹配企業的擴張計劃。●

【參考文獻】

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[5] Ferrando A.，Marchica M.T.， Mura R.Financial Flexibility Across the Euro Area and the UK. European Central Bank，Working paper.2013.

[6] 馬春愛，張亞芳.財務彈性與公司價值的關系[J].系統工程，2013（11）：35-39.

（二）模型估計及結果分析

在面板數據平穩并且協整的前提下，我們確定采用何種模型進行估計。面板數據模型一般分為三類，即混合模型、固定效應模型和隨機效應模型。我們采用Hausman檢驗來進行判斷，結果見表2。

因為超常規投資級H=41.453180>x■■（1）=3.841459，可以看出模型存在個體固定效應，所以應該選擇固定效應模型。同理判定一般性投資級也選擇固定效應模型。

利用固定效應模型回歸得出超常規投資級SIt、一般性投資級CIt與財務彈性的關系。

SIt=0.023275FFIt+KiDj （R-squared=0.444064;D-W=1.765172）

CIt=0.873014FFIt+KiDj （R-squared=0.202287;D-W=1.572389）

其中：Dj=1 ?i=j0 ?i≠j i，j屬于樣本公司的代碼。

從這個結果上來看，財務彈性的調整對企業的一般性投資級規模有非常明顯的支撐作用，對超常規投資級規模也有促進作用，但是相比一般性投資級規模并不突出。該結論支持已有研究的主要結論，即財務彈性對公司投資具有促進作用，同時進一步揭示如果投資規模過大，則財務彈性促進力度降低。該結論的現實意義在于，企業在利用財務彈性促進投資能力時，應考慮財務彈性對投資促進作用的遞減效應，更好地做好財務彈性管理工作，以匹配企業的擴張計劃。●

【參考文獻】

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