產品市場競爭對財務彈性的影響研究

高小芳

[摘要]財務彈性作為企業在未來低成本獲取財務資源和重建財務活動的一種能力，受到外部環境和企業自身多種因素的影響，其中產品市場競爭對財務彈性的影響是學者們研究的重要領域。文章以2014—2017年A股上市企業財務數據為研究樣本，分析了產品市場競爭對財務彈性的影響，并進一步研究了管理者自信程度和產權性質對產品市場競爭與財務彈性關系的影響。研究結果表明，產品市場競爭對企業的財務彈性水平影響較大，且產品市場競爭與企業財務彈性存在顯著正相關關系。通過分組檢驗發現，相比于高管理者過度自信企業，低管理者過度自信企業產品市場競爭與財務彈性的正相關關系更加顯著，非國有企業比國有企業產品市場競爭與財務彈性的正相關關系更加顯著。

[關鍵詞]產品市場競爭;財務彈性;管理者過度自信;產權性質

[DOI]10.13939/j.cnki.zgsc.2020.04.146

1引言

現如今，企業之間的競爭越來越激烈，企業經營活動面臨的不確定性風險也在不斷加大。其中多變的市場經濟環境是形成激烈競爭局面的重要因素之一。因此企業需要盡可能地發揮財務彈性的作用，確保在未來能夠以低成本取得財務資源和重組財務活動，把握環境變化情況下的投資機會，降低企業財務風險，提高企業價值及競爭力。目前，已有文獻研究了財務彈性對企業決策的影響以及財務彈性價值的影響因素：管理者過度自信特征、公司成熟度等方面，而關于產品市場競爭對財務彈性的影響研究尚不充分。文章對產品市場競爭與財務彈性的關系進行分析，研究管理者過度自信及不同產權性質對產品市場競爭與財務彈性關系的影響，目的是解決上市企業面臨的經營環境高度不確定的情況下企業資金配置的問題，發揮財務彈性低成本獲取財務資源、提升企業價值的作用。

2理論與假設

“重復信息假說”及“清算威脅假說”認為產品市場競爭具有信息作用和監督約束作用，因此產品市場競爭是一項有效的外部治理機制。當企業所處的行業在資金、資產方面的進入門檻低時，存在大量新進入者，使得企業面臨的局面競爭日趨激烈。這種環境下，大多數企業選擇提高財務彈性水平，降低未來不確定的企業風險，提升企業在行業中的競爭地位和企業競爭力。馬春愛研究發現，當企業處于行業競爭激烈、經營風險較高時，企業往往會保持較高的財務彈性。相反，當企業所處的行業具有一定壟斷性時，企業利潤穩定、風險小，則不需要保持高財務彈性水平。王亭亭研究指出，企業面臨激烈的產品市場競爭時，會傾向于更保守的財務政策，保持高財務彈性水平。可見，產品市場競爭對財務彈性有顯著的正向影響。因此，提出假設：

H1：產品市場競爭與財務彈性存在顯著正相關關系。

“理性經濟人假設”的傳統經濟學認為管理者的決策都是理性決策，這些理性管理者不容易產生管理者過度自信心理。當管理者過度自信水平低時對市場預測和盈利預估更加準確、接近真實情況，使得管理者做出的財務決策也更加保守;低管理過度自信企業在面臨激烈的市場競爭時，因其管理者保守的財務決策，會使企業保持更高的財務彈性。但是實際情況表明，由于管理者自身認知及心理偏差造成管理者過度自信心理，管理者往往會產生非理性決策行為。Russo發現絕大多數企業管理者都存在高估自己能力的情況，企業管理者對企業未來的經營狀況有很大的自信心，并且管理者的過度自信是由多種心理因素造成，所以很難通過外部機制消除。Schrand發現高水平過度自信的管理者容易盲目高估投資收益，并難以謹慎分析企業經營中存在的漏洞，而且高水平自信的管理者往往會偏好更強的風險，更傾向于挑戰和冒險并愿意承擔可能帶來的損失，更容易做出激進的財務決策。可見，不同的管理者自信程度會對產品競爭與財務彈性的關系產生不同的影響。基于上述研究，提出假設：

H2：高管理者過度自信企業比低管理者過度自信企業產品市場競爭與財務彈性的正相關關系更加顯著。

根據產權性質理論，非國有企業和國有企業面臨的外部融資環境存在顯著差異，其中國有企業有較明顯的優勢。商亞超提出非國有企業在面對產品市場競爭時，受到資本市場的約束更大、融資困境更顯著，企業需要保持較高的財務彈性水平來面對產品市場競爭。吳昊曼提出，我國國有銀行在金融銀行體系占領主導地位，使得國有企業因天然產權優勢可以得到更好的銀行政策支持，間接降低了企業的融資成本。不僅如此，孫錚研究指出，經營狀況良好的企業通過政治關系進一步得到更多政府優惠補助，因此政治關系較為薄弱的企業相比，政治關聯企業的負債水平一般較高。陳艷艷認為由于政治關聯會為企業帶來較大的融資便利，因此政治關聯企業會保持較低的現金持有水平。可見，不同的產權性質會對產品競爭與財務彈性的關系產生不同的影響。根據上述研究，提出假設：

H3：非國有企業比國有企業產品市場競爭與財務彈性的正相關關系更加顯著。

3研究設計

3.1樣本選取和數據來源

文章選取了國泰安數據庫中2014—2017年我國A股上市企業的財務數據為分析樣本，通過Stata等數據處理軟件對數據進行處理分析。為了避免其他因素對研究的影響，針對樣本進行了以下處理：剔除了金融保險類行業上市公司;剔除ST及ST*公司;剔除數據缺失的上市公司;剔除財務會計數據缺失或異常的上市公司。

3.2變量定義

3.2.1被解釋變量

財務彈性（FFI）指標的衡量主要有單指標衡量法、兩指標結合法和多指標綜合法。文章采用馬春愛提出的多指標綜合法衡量財務彈性，首先設立三個一級指標，分別為現金儲量、再融資能力和融資環境;其次在融資能力下面設立三個二級指標，融資環境采用Z分值進行衡量;最后根據不同權重得出綜合的財務彈性指數，指數越高，財務彈性水平越高。

3.2.2解釋變量

文章從企業產品市場競爭角度出發，選取產品市場競爭作為解釋變量，探討產品市場競爭與財務彈性的關系。但學者們對產品市場競爭的衡量指標還未形成定論，文章采用王繼平衡量不同企業產品市場競爭的方法，其中銷售費用比反映產品市場競爭程度，表達式為SEO=銷售費用/營業成本。

3.2.3控制變量

為了控制其他因素對財務彈性的影響，通過參考其他學者的已有文獻，文章模型引控制變量具體定義如下。企業規模（Size）：年末總資產自然對數;盈利能力（Earning）：凈資產利潤率;分紅能力（Div）：當期發放現金股利/總資產;成長能力（TobinQ）：市值/總資產。

3.3模型設計

為了檢驗產品市場競爭對財務彈性的影響，文章建立以下模型：

文章選取的分析樣本為非平衡面板數據，通過進行Hausman檢驗，確定使用固定效應模型進行回歸分析。

4實證分析

4.1描述性統計

各主要變量的描述性統計分析結果見表1。

從表1可以看出，財務彈性的最大值為3.1542，最小值為0.1350，均值為0.6792，標準差為0.5227，表明樣本企業在財務彈性水平方面存在較大差距。產品市場競爭的最大值為1.7019，最小值為0，均值為0.1434，標準差為0.2574，表明樣本企業面臨的產品市場競爭壓力較大。從控制變量方面講，企業規模最大值為26.7512，最小值為20.3804，均值為22.6280，標準差為1.3144，說明上市企業在規模方面差異較大。盈利能力最大值為0.3589，最小值為.0.0118，均值為0.0964，標準差為0.0697，說明上市企業在盈利方面整體差異較小且盈利能力較弱。分紅能力最大值為0.0928，最小值為0.0008，均值為0.1562，標準差為0.1703，說明上市企業分紅整體較少。成長能力最大值為9.7898，最小值為0.2255，均值為2.3488，標準差為1.9314，說明上市企業的成長能力差異較大。

4.2相關性分析

對分析樣本中各主要變量進行Spearman相關性檢驗和Pearson相關性檢驗，具體分析結果見表2。

從表2可以看出，大部分變量的相關系數都在1%水平上顯著。Spearman檢驗中財務彈性與產品市場競爭的衡量指標之間在1%水平上為正，且Pearson檢驗中兩者的相關系數為正，仍在1%的水平上顯著。此外，通過Spearman檢驗和Pearson檢驗可知，企業規模、盈利能力、分紅能力、成長能力與財務彈性存在顯著關系，其他變量為正相關，企業規模卻相反，呈負相關。

4.3回歸分析

4.3.1全樣本回歸

文章的全樣本回歸檢驗結果見表3。

從表3可以看出：產品市場競爭與財務彈性變量之間的回歸系數為0.3750，P值為0.0000，在1%的水平上顯著，說明產品市場競爭與財務彈性存在顯著的正相關關系，產品市場競爭會提高企業的財務彈性水平，驗證了假設1的正確性;企業規模與財務彈性變量之間的回歸系數為.0.0548，且P值為0.0000，說明企業規模與財務彈性為顯著的負相關關系，即規模較大的企業比規模小的企業因其自身優勢和在行業的地位，可以有更好的融資環境，應對外部環境變化的沖擊時有更多的財務資源。故大規模企業會保持較低的財務彈性水平;盈利能力與財務彈性變量之間的回歸系數為0.1258，P值為0.277，大于0.1，企業盈利能力與財務彈性回歸結果并不顯著;分紅能力與財務彈性變量之間的回歸系數為2.7508，且P值為0.000，說明分紅能力與財務彈性為顯著的正相關關系。一般情況，分紅能力強的企業利潤穩定、現金充足。所以當企業分紅能力強時，企業有能力保持高財務彈性水平;成長能力與財務彈性變量之間的回歸系數為0.1443，P值為0.000，說明成長能力與財務彈性為顯著的正相關關系，資本市場對成長能力較強的企業未來盈利水平及市場份額占有都有很大信心。反之，該類型企業所面臨的籌資環境也更好，企業的籌資能力強，容易從資本市場得到資金支持。

4.3.2管理者過度自信分組回歸

文章采用前三名高管薪酬/總高管薪酬的比值作為衡量管理者過度自信程度的指標，高于平均水平的樣本為高管理者過度自信組，低于平均水平的樣本為低管理者過度自信組的分組方法，得到管理者自信水平分組的產品市場競爭與財務彈性的回歸檢驗結果，見表4。

從表4可以看出：低管理者過度自信組的系數為0.6270，高管理者過度自信組的系數為0.2416，即無論是低管理者過度自信組還是高管理者過度自信組，產品市場競爭與財務彈性都存在正相關關系，且產品市場競爭越激烈，財務彈性水平越高。再次驗證了假設1的成立;低管理者過度自信組的P值為0.0000。當管理者過度自信程度較低時，對于風險的評估、管理會更加謹慎，對未來的盈利預期和資金流預期更不容易出現虛高。所以，當產品市場競爭激烈時，低管理者過度自信企業更愿意保持高財務彈性水平。此外，低管理者過度自信組的回歸檢驗結果也表明產品市場競爭與財務彈性的顯著水平為1%，且明顯高于高管理者過度自信組。高管理者過度自信組的P值為0.025，說明高管理者過度自信組的產品市場競爭與財務彈性存在正相關關系但關系并不顯著。究其原因，高管理者過度自信企業更愿意相信企業的利好消息，更容易出現盲目樂觀估計企業所面臨的競爭環境，選擇的財務決策也更加激進。由以上結果可知高管理者過度自信組正相關關系的顯著性水平明顯低于低管理者過度自信組，文章假設2得以驗證。

4.3.3產權性質分組回歸

文章將樣本企業分為國有企業組和非國有企業組，得到產權性質分組的產品市場競爭與財務彈性的回歸檢驗結果，見表5。

從表5可以看出：非國有企業組的系數為0.4421，P值為0.0000，說明產品市場競爭與財務彈性的正相關關系在1%水平上顯著成立，且非國有企業組比國有企業組更加顯著。非國有企業在融資方面不具備天然的優勢，非國有企業一般規模較小，難以穩定的創造利潤，在資本市場面臨的融資環境更不利。所以，當產品市場競爭激烈的時候，非國有企業更需要保持高的財務彈性水平。國有企業組的系數為.0.0647，P值為0.503，關系不成立且不顯著。由于國有企業更容易從國有銀行融資，外界對企業的信用評估會更加利好，即使面臨激烈的競爭環境，也不會很明顯地影響到企業的財務彈性水平，因為國有企業的產權性質，使得產品市場競爭與財務彈性的正相關關系不成立且不顯著，假設3得以驗證。

5結論

文章選取2014—2017年我國A股上市企業財務數據，采用實證回歸分析方法，分別研究了產品市場競爭對財務彈性的影響以及管理者過度自信、產權性質不同時企業產品市場競爭與財務彈性的關系，得到以下結論：

（1）產品市場競爭對企業的財務彈性水平影響顯著，企業產品市場競爭越激烈，越會保持更高的財務彈性水平。

（2）相比高管理者過度自信企業，低管理者過度自信企業產品市場競爭與財務彈性的正相關關系更加顯著。

（3）相比國有企業，非國有企業產品市場競爭與財務彈性的正相關關系更加顯著。

通過以上結論可以看出，產品市場競爭與企業財務彈性之間的關系受到管理者過度自信和產權性質等因素的影響。對于高管理者過度自信企業，應該合理估計企業的未來盈利能力、提高風險把控意識。對于國有企業，應該有效整合企業優勢資源，提高財務彈性水平，發揮財務彈性的積極作用。

參考文獻：

[1]馬春愛，安慧慧.財務彈性影響因素的宏微觀分析[J].財會月刊，2013（16）：104.106.

[2]王亭亭.產品市場競爭、財務柔性與公司績效[D].大連：東北財經大學，2016.

[3]何雅潔.產品市場競爭、融資約束與財務柔性[D].重慶：重慶工商大學，2018.

[4]RUSSOJ，PSCHOEMAKER.ManagingOvercon.fidence[J].SloanManagementReview，1992，33（2）：7.17.