戰略差異對財務寬裕的影響研究

許世英 葉躍 劉名旭

【摘要】泡沫經濟破滅后日本資本市場出現了嚴重的“実質無借金”現象（2019年引入國內后意譯為“財務寬裕”）， 研究發現這種現象同樣存在于我國資本市場中。為了探究財務寬裕出現的成因， 本文從行業戰略定位的角度入手， 以2009 ～ 2020年滬深兩市A股所有上市公司作為研究對象， 實證檢驗戰略差異和財務寬裕之間的關系， 研究發現： 戰略差異與財務寬裕正相關， 即戰略差異越大， 財務寬裕現象越嚴重。進一步研究發現： 戰略差異通過經營風險和融資約束影響財務寬裕， 這在一定程度上揭開了二者之間的內在邏輯。過高的財務寬裕水平會帶來諸多問題， 引入拉克爾系數發現， 適度增加員工工資支出能夠在嵌入勞資財務公平的基礎上緩解戰略差異帶來的過高財務寬裕水平。一方面， 適度增加員工工資支出能減少企業過度累積的現金， 適當降低財務寬裕水平； 另一方面， 差異化戰略下創新傾向較強， 適度提高工資待遇有利于激發員工創造性， 為差異化戰略的實現進一步盡心盡力， 在差異化戰略帶來超額收益的同時兼顧社會公平。

【關鍵詞】戰略差異；財務寬裕；有息負債；財務公平

【中圖分類號】 F275.1? ? ?【文獻標識碼】A? ? ? 【文章編號】1004-0994（2024）09-0047-9

一、 引言

泡沫經濟破滅后， 日本經濟持續低迷， “失去的二十年”拉開帷幕。大量日本企業奉行財務保守主義， 開始囤積現金同時減少有息負債， 手頭資金超過有息負債的企業開始出現并不斷增多。日本銀行行長白川方明2012年在大阪經濟四團體共同舉辦座談會上致辭提到的數據顯示， 1995 ～ 2011年實際無債務上市公司百分比從20%左右上漲到45%左右。佐々木隆文等（2016）指出， 2013年度末所有上市公司中實際無債務的公司占53%； 到2017年度末這一比例上升到59%（手島直樹，2020； 平屋伸洋，2020）。由此可見， 1995 ～ 2017年日本實際無債務企業不斷增多， 針對手頭資金（現金和存款+短期持有的有價證券）超過有息負債這一特殊財務現象， 日本學術界提出了“実質無借金”的新概念， 中文直譯為“實際無債務”“實際無借款”或“實質上無債”， 引入國內后意譯為“財務寬裕”（干勝道和劉佳敏，2021）。

日本的財務寬裕現象始于泡沫經濟破滅， 盛于2008年全球金融危機（田中彰夫和倉田洋，2011；中野誠和高須悠介，2013）， 同處東亞地區， 同樣經歷過2008年金融危機， 這一現象是否同樣存在于我國上市公司中呢？干勝道等（2021）用2018年上市公司的數據已經證明了財務寬裕在國內的存在性， 在此基礎上增加時間跨度使用2009 ～ 2021年的數據計算發現： 總體來說， 2009 ～ 2021年滬深兩市A股上市公司非ST的行業—年度觀測值共計36282個， 其中財務寬裕的觀測值為19823個， 占比為54.64%； 分年度來看， 2009 ～ 2021年財務寬裕公司占比總體上呈現出上漲趨勢且在13年中有10年的財務寬裕公司占比超過50%。另外值得注意的是， 借鑒青淵正幸（2010）使用有息負債依存度（有息負債/資產總額）計算發現， 2009 ～ 2021年滬深兩市A股有息負債依存度從23.54%逐漸下降至14.73%。這兩種跡象表明， 滬深兩市A股上市公司正在逐漸減少對有息負債的依賴， 增加現金持有， 手頭資金超過有息負債形成的財務寬裕現象已經成為企業常態。

那么， 是哪些原因導致財務寬裕現象在我國產生的呢？從日本財務寬裕形成的原因來看， 財務寬裕是經濟環境下企業自發的財務行為結果， 而戰略定位與財務行為關系密切（王化成等，2018）， 這就衍生出來一個很有意思的話題： 企業戰略定位差異是否影響了財務寬裕？如果是那么其影響機理是什么？從已有研究來看， 行業常規戰略意味著行業平均利潤， 為了獲得超額收益（Deephouse，1999）， 企業應選擇差異化戰略形成進入壁壘、 流動壁壘、 先發優勢和持續競爭優勢（Barney， 1991）。在這一戰略定位下， 業績波動更為強烈（Tang等，2011）， 盈余操縱動機更強（葉康濤等，2015）， 在該動機下信息不對稱情況加重， 分析師盈余預測難度增加（Litov等，2012）， 其債務、 權益資本成本較高。為了應對外源融資剛性約束下的融資難的問題和自身造血能力波動下現金流難以為繼的情況， 企業不得不減少有息負債， 同時囤積更多的自由現金流， 以防止資金鏈斷裂， 這極有可能導致財務寬裕現象出現。然而， 盡管種種跡象表明戰略差異可能會導致財務寬裕現象出現， 卻尚未有文獻從戰略差異的角度來進行財務寬裕的前端研究。

為了驗證猜想， 本文選取2009 ～ 2020年A股上市公司（剔除金融行業）作為研究樣本， 實證檢驗戰略差異對財務寬裕的影響。研究發現： 戰略差異與財務寬裕之間呈現出顯著的正相關關系。本文可能的貢獻主要體現在以下方面： 第一， 豐富了財務寬裕的現有研究成果。目前我國的財務寬裕現象研究仍處于起步階段， 已有研究主要從成本度量（干勝道，2020）、 并購行為（干勝道等，2021）等方面討論， 很多影響因素還停留在理論方面， 本文從行業戰略差異這一中觀層面視角研究其對財務寬裕的影響及機理， 豐富了財務寬裕的前端研究。第二， 豐富了戰略差異的現有研究成果。現有戰略差異的研究主要從債務、 權益資本成本（Jordan等，1998；王化成等，2017）、 違約風險（王化成等，2019）、 盈余管理（葉康濤等，2015）、 業績波動（Finkelstein和Hambrick，1990；Hiller和Hambrick，2005；Tang等，2011）、 分析師盈余預測（Litov等，2012；何熙瓊和尹長萍，2018）、 股價崩盤（Habib和Hasan，2017）、 會計信息（葉康濤等，2014）等方面展開， 尚未發現從戰略差異的角度入手研究財務寬裕成因的相關文獻。本研究既豐富了戰略差異異質性的經濟后果文獻， 還從中觀層面為財務寬裕的前端研究提供了思路。

二、 文獻回顧與研究假設

戰略定位與企業績效具有一致性， 戰略差異是可持續績效的來源， 但它也增加了企業的經營風險， 為防范風險企業不得已提高財務寬裕水平。具體分析如下： 一方面， 從具有戰略差異的企業個體來看， 其研發創新傾向較強， 研發投入較大且研發成功率低， 研發失敗會導致風險產生； 研發成功后， 如果競爭對手短期內能輕易復制其研發資源， 其業績優勢自然消失， 這將導致更高的風險和更不穩定的收益（Banker等，2014）。另一方面， 從戰略差異企業所處環境來看， 戰略偏離是對制度環境的抵制， 當管理者采取偏離行業規范的策略時， 合法性被削弱（Delgado García和De La Fuente Sabaté，2010）， 這可能會受到利益相關者的拋棄， 失去社會對其的支持。在個體風險和環境風險的雙重影響下， 差異化戰略企業業績會受到影響（Sirmon和Hitt，2009）： 可能會是大贏或大虧的極端業績（Finkelstein和Hambrick，1990；Hiller和Hambrick，2005；Tang等，2009）， 也有可能是業績隨戰略變化程度改變的倒U型關系（Zhang和Rajagopalan，2010）， 還有可能是單方面的市場表現下降， 財務績效表現不佳（Alessandri和Khan，2006）， 業績不確定性和波動性很大（Tang等，2009；Banker等，2014）。當業績突然波動時， 企業將面臨更大的財務和運營風險（Du，2018）。

戰略差異下企業業績波動大， 財務狀況不佳， 盈余操縱動機更為強烈（葉康濤等，2015）， 經營風險較大， 容易造成股價崩盤（Habib和Hasan，2017）， 最終導致企業破產。有息債務的減少和現金的增加將有助于公司財務狀況的改善， 當現金超過有息債務時， 公司的財務穩定性就會提高（青淵正幸，2010）， 也就是說財務寬裕能改善財務狀況、 增加財務穩定性， 在經營風險較大的環境下， 戰略性現金持有可以幫助企業更好地應對現金流不確定性帶來的風險（Beladi等，2021）， 減少有息負債到期的剛性償付約束可以使得企業避免陷入債務危機， 財務寬裕能通過超過有息負債的現金余量閑置資源極大地緩沖經營風險（手島直樹，2020）， 防范企業破產風險。

具有戰略差異的企業對研發創新的傾向加大了資金需求， 但由于制度環境抵觸、 合法性下降， 外源融資約束較高， 為緩解融資約束， 企業不得已提高其財務寬裕水平。具體分析如下： 具有戰略差異的企業探索和開發意識較強， 更加傾向于創新（Onufrey和Bergek，2021）， 而增加研發投入意味著更多的資金需求。企業融資方式主要分內源融資和外源融資， 在外源融資中， 信息不對稱、 借款人借貸中道德風險、 公司內部組織結構和其他制度因素可能導致融資約束（Hottenrott和Peters，2012）。一方面， 戰略差異企業的核心資源和競爭優勢之間存在一定程度“因果模糊”性（Barney，1991）， 為了避免同行模仿， 企業可能不愿透露專有信息， 以免影響其競爭優勢（Fazzari和Athey，1987）， 其商業模式相較于同行業會在一定程度上也存在不同之處； 同時， 具有戰略差異的企業業績波動較強烈， 管理層傾向于通過盈余管理來“美化”經營狀況（葉康濤等，2015）， 利益相關者對其評價更加困難（Carpenter，2000）， 信息不對稱程度較高（王化成等，2017）。另一方面， 戰略差異下企業經營狀況不穩定， 現金流波動較大， 容易發生違約風險， 也就是說其相較于常規企業更容易出現借貸道德風險。在信息不對稱和道德風險的影響下， 金融機構不得不提高其資本成本， 增加借貸限制條件。同時， 企業商業信用作為外部融資的替代方式， 在戰略差異較大的情況下依然受到限制（胡志亮和鄭明貴，2022）。

此時， 受到財務約束的企業顯示出顯著為正的現金流敏感性（Almeida等，2004）， 投資支出可能對內部融資的可得性很敏感（Fazzari等，1987）， 持有現金能為未來的財務約束做好準備， 應對財務緊張的風險（奧愛等，2018）。一方面， 因為“融資層次結構”， 內部融資相比外部融資具有重要的成本優勢（Fazzari等，1987）； 另一方面， 外部融資受阻時， 企業將轉向內源融資， 傾向于持有更多現金， 此時由于外部債務融資減少， 有息負債也隨之減少， 隨著持有的現金超過有息負債， 財務寬裕便形成了。

基于以上分析， 提出本文核心假設如下：

H1： 在其他控制因素不變的情況下， 企業戰略差異越大， 財務寬裕現象越嚴重。

三、 研究設計

（一） 數據收集

本文選擇2009 ～ 2020年在滬深上市的所有A股上市公司作為初始樣本， 按照如下規則進行篩選： ①剔除金融行業上市公司樣本； ②剔除ST、 ?ST等財務狀況異常的公司樣本； ③剔除財務數據嚴重缺失的觀測值； ④為避免極端數據導致本文結論產生偏差， 對所有連續變量在1%和99%的分位數上進行Winsorize處理， 最后共得到6387個觀測值。本文所有數據均來自CSMAR數據庫， 行業分類標準參照中國證監會《上市公司行業分類指引》（2012年）， 數據處理軟件為Stata16.0和Excel2007。

（二） 研究變量與測量工具

1. 被解釋變量。

（1） 財務寬裕指數（fex）。日本學者將財務寬裕解釋為手頭資金（現金和存款+短期持有的有價證券）超過有息負債（中村純一，2014；湯淺由一，2016；高見茂雄，2019）。干勝道和劉佳敏（2021）將其引入國內后建立財務寬裕指數（fex）來衡量財務寬裕程度， 更適合作為實證類文章的被解釋變量， 因此本文選用財務寬裕指數（fex）作為被解釋變量， 具體計算公式見式（1）。其中， Cash代表年末“貨幣資金”， Trans代表年末“交易性金融資產”， ID代表年末“有息負債余額”， Assets代表年末“資產總額”。fex>0為財務寬裕， 數值越大， 說明財務寬裕程度越大。

（1）

（2） 經年度行業調整后的財務寬裕指數（fex_adj）。參考胡志亮和鄭明貴（2022）的做法， 使用經年度行業調整后的財務寬裕指數來衡量財務寬裕， 具體計算公式見式（2）。其中， fex_adj是經年度行業均值調整后的財務寬裕指數， fex_mean是行業年度財務寬裕指數均值。

fex_adj=fex-fex_mean （2）

（3） 有息債務依存度（Ibdd）。借鑒青淵正幸（2010）的研究， 通過有息債務依存度反向替代財務寬裕， 理由是戰略差異度越大， 基于預防風險和外部融資約束的動機， 持有有息債務水平越低， 以形成較高程度的財務寬裕。式（3）中， ID代表年末“有息負債余額”， Assets代表年末“資產總額”。Ibdd數值越小， 財務寬裕程度越大。

（3）

2. 解釋變量。解釋變量為戰略差異度（SD）。企業戰略偏離行業標準的程度稱為戰略差異度 （Finkelstein和Hambrick，1990；Carpenter，2000；Tang等，2009）。借鑒Geletkanycz和Hambrick（1997）、 Tang等（2011）、 Karaevli等（2013）、 葉康濤等（2015）的做法， 從六個維度來構建戰略差異度的衡量指標： 廣告和宣傳投入=廣告費用SC/營業收入BI； 研發投入=研發費用NVIA/營業收入BI； 資本密集度=固定資產凈值NFA/員工人數NS； 管理費用投入=管理費用GA/營業收入BI； 固定資產更新程度=固定資產凈值NFA/固定資產原值OFA； 企業財務杠桿=［（長期借款LD+短期借款SD+應付債券BP）/權益賬面價值TE］。其中： 廣告費用和研發費用披露較少， 之前眾多學者借鑒葉康濤等（2015）的做法， 用銷售費用代替廣告費用， 用無形資產凈值代替研發費用。隨著披露水平的提高， 本文嘗試在CSMAR數據庫搜集滬深兩市A股2009 ～ 2020年的研發費用， 以避免無形資產凈值帶來的度量偏誤， 但得到的研發費用樣本量僅占總樣本量的30%， 因此， 依然沿用葉康濤等（2015）的做法。計算戰略差異度的步驟如下： 第一， 分別求出各個維度指標的結果； 第二， 求各指標與其所屬行業—年度均值的差； 第三， 除以行業—年度標準差予以標準化； 第四， 取絕對值以獲得各個維度偏離行業標準的程度； 第五， 取算術平均值以得到最終的戰略差異度（SD）， 即：

（4）

式中， SD數值越大， 說明該企業戰略偏離行業常規戰略的程度越大。

3. 控制變量。本文參考李鳳羽等（2015）、 楊興全和尹興強（2018）、 劉慧龍等（2019）、 熊凌云等（2020）的現金持有模型， 選用以下變量作為本文控制變量： 公司規模（Size）、 資產負債率（Lev）、 經營性現金流（Cfo）、 凈營運資金（Nwc）、 兩職合一（Dual）、 投資機會（Grow）、 投資支出（Inv）、 股利支付（D_dum）、 獨立董事比例（Outr）、 成立年限（Age）、 第一大股東持股比例（Top）和流動負債比率（DS）。各變量定義詳見表1。此外， 本文還加入了行業和年度的啞變量， 以控制行業與年度的固定效應。

4. 模型設計。為了實證檢驗戰略差異度對財務寬裕指數的影響， 構建多元線性回歸模型：

fex/fex_adj/Ibdd=β0+β1SD+β2Size+β3Lev+β4Cfo+

β5Nwc+β6Dual+β7Grow+β8Inv+β9D_dum+β10Outr+

β11Age+β12Top+β13DS+∑Year+∑Industry+ε （5）

若戰略差異度（SD）對財務寬裕指數（fex）的回歸系數β1為正且通過顯著性測試， 說明戰略差異度與財務寬裕正相關， 則H1成立； 若戰略差異度（SD）對經年度行業調整后的財務寬裕指數（fex_adj）的回歸系數β1為正且通過顯著性測試， 說明戰略差異度與財務寬裕正相關， 則H1成立； 若戰略差異度（SD）對有息債務依存度（Ibdd）的回歸系數β1為負且通過顯著性測試， 說明戰略差異度與財務寬裕正相關， 則H1成立。

四、 實證分析與結果

（一） 描述性統計

表2為主要變量的描述性統計結果。財務寬裕指數（fex）的均值為0.2570， 年度行業調整后的財務寬裕指數（fex_adj）的均值為0.2030， 說明財務寬裕上市公司的財務寬裕程度分別為25.7%和20.3%； 有息債務依存度（Ibdd）的均值為0.0594， 說明財務寬裕企業有息債務占資產總額的比重較低， 有息債務依賴度較低。財務寬裕指數（fex）的最小值為0.0034， 最大值為0.8000， 經年度行業均值調整后的財務寬裕指數（fex_adj）最小值為-0.1860， 最大值為0.7180， 有息債務依存度（Ibdd）的最小值為0， 最大值為0.2820， 說明不同企業間財務寬裕程度相差較大。戰略差異度（SD）的均值為0.5070， 這一結果與葉康濤等（2015）的研究結果較為類似， 說明大部分財務寬裕的公司戰略區別于行業常規戰略； 其最小值為0.1550， 最大值為1.8620， 說明不同公司之間的戰略差異度較大。其他控制變量結果均在合理范圍內， 此處不再贅述。

（二） 相關性分析

相關性分析（限于篇幅表格略）發現， 戰略差異度（SD）與財務寬裕指數（fex）、 經年度行業調整后的財務寬裕指數（fex_adj）、 有息債務依存度（Ibdd）之間的Pearson系數分別為0.076、 0.108、 -0.123， 在1%的水平上顯著， 說明戰略差異度與財務寬裕指數之間顯著正相關， 初步驗證了H1。絕大部分的相關性系數絕對值在0.5以下， 初步判定模型存在多重共線性的可能性較小； 同時考慮到Inv和Size的相關性系數為0.672， Inv和Nwc的相關性系數為-0.649， 其絕對值均大于0.5， 因此進行VIF檢驗， 從檢驗結果來看， VIF的均值為1.390小于10， 進一步判定模型存在多重共線性的可能性較小。

（三） 實證回歸結果

表3列示了戰略差異度和財務寬裕關系的檢驗結果。從第（1） ～ （3）列的結果來看， 加入模型控制變量之前戰略差異度和財務寬裕之間的系數分別為0.0726、 0.0699、 -0.0372， 在1%的水平上顯著； 第（4） ～ （6）列模型加入控制變量后回歸系數分別為0.0716、 0.0954、 -0.0344， 在1%的水平上顯著； 第（7） ～ （9）列在模型控制變量基礎上加入行業年度控制變量后回歸系數分別為0.0815、 0.0793、 -0.0374， 在1%的水平上顯著， 驗證了H1， 說明戰略差異度越大， 企業經營風險越高， 企業為了防范風險和增加創新研發儲備資金， 在融資約束的情況下不得不增加現金持有、 減少有息負債， 財務寬裕水平提高。

（四） 穩健性檢驗

1. 更換財務寬裕衡量方式。本文使用“期末現金及現金等價物”代替“貨幣資金+交易性金融資產”來構建新的指標fex2，見式（6）。從表4第（1）列可以看出， 戰略差異度與新財務寬裕指數（fex2）的回歸系數為0.0757， 在1%的水平上顯著為正， 結論不變。

[fex2=Cash+Cashequi-IDAssets>0] （6）

2. 更換戰略差異度衡量方式。用銷售費用代替廣告費用、 用無形資產凈值代替研發費用難免會引起指標度量偏誤， 因此本文參考Tang等（2011）、 葉康濤等（2015）的研究， 剔除掉這兩個維度， 以其余四個戰略維度（SD4， 資本密集度、 固定資產更新程度、 管理費用投入和財務杠桿）為基礎構建四維度戰略差異度指標， 重新進行檢驗， 從表4第（2） ～ （4）列可以看出， 新的戰略差異度（SD4）與財務寬裕之間的回歸系數分別為0.0878、 0.0860、 -0.0350， 在1%的水平上顯著， 結論穩健。

3. 滯后期數回歸。

（1） 滯后一期回歸。戰略差異度對財務寬裕等財務行為的影響具有滯后性， 而財務寬裕后可能會助推企業采取差異化戰略， 可能存在互為因果的問題， 因此本文采用滯后一期的戰略差異度（L.SD）進行回歸檢驗。通過表4第（5） ～ （7）列可以看出， 滯后一期的戰略差異度與財務寬裕的回歸系數分別為0.0775、 0.0750、 -0.0308， 在1%的水平上顯著， 主要結論不變。

（2） 滯后三期回歸。考慮到高管對戰略的制定和戰略風險的承擔具有直接的影響， 國外上市公司高管的平均任期為五年， 而國內高管的任期普遍為三年（余明桂等，2013）， 因此本文將戰略差異度滯后三期再次進行回歸。從表4第（8） ～ （10）列可以看出， SD的回歸系數分別為0.0856、 0.0847、 -0.0264， 均在1%的水平上顯著， 結果仍不變。

4. Heckman兩階段回歸。第一階段， 構建Probit模型檢驗戰略差異與財務特征的相關性， 借鑒王化成等（2019）的做法， 在模型中加入同年度同省份其他上市公司戰略差異度的均值（SD_Pro）和同年度同行業其他上市公司戰略差異度的均值（SD_ind）具體模型如下：

SD_dum=β0+β1SD_ind+

β2SD_Pro+β3Size+β4Lev+β5Cfo+β6Nwc+β7Dual+β8Grow+β9Inv+β10D_dum+β11Outr+β12Age+

β13Top+β14DS+∑Year+

∑Industry+ε? ?（7）

其中： SD_dum代表戰略差異度（SD）相較于行業年度中位數（SD_median）的大小， 當SD>SD_median時， 賦值為1， 否則為0。

第二階段， 將第一階段的模型（7）得到的逆米爾斯比率（IMR）代入模型（5）中重新回歸。從表5第（1）列可以看出， 企業戰略差異度大小SD_dum與SD_ind和SD_Pro均在1%的水平上顯著相關。表5中第（2）（3）列IMR的回歸系數為-0.0303和-0.0326， 在10%的水平上顯著為負， 第（4）列IMR的回歸系數為0.0218， 在1%的水平上顯著為正， 說明SD分布確實具有偏差。表5中第（2）（3）列SD的回歸系數為0.0814和0.0793， 在1%的水平上顯著為正， 第（4）列戰略差異度（SD）的回歸系數為-0.0373， 在1%的水平上顯著為負， 與本文假設一致。

5. PSM傾向得分匹配法。借鑒林鐘高和唐潔玉（2021）的研究， 本文以年度行業均值（SD_mean）作為分類標準進行分組。當SD≥SD_mean時為戰略差異較大組， 此時SD_group=1； 否則， 為戰略差異較小組， 此時SD_group=0。首先使用模型（1）中的控制變量對SD_group進行Logit回歸， 然后使用核匹配法匹配樣本， 共完成6376個樣本匹配， 最后使用匹配后的樣本再次進行回歸。fex、 fex_adj、 Ibdd的ATT值分別為0.0310、 0.0435和-0.0145， 相比于OLS回歸結果略有減小， 但對應T值分別為5.4200、 7.8300和7.5400， 均大于臨界值1.9600， 在1%的水平上顯著。接著觀察匹配后的回歸系數， 從表5的第（5） ～ （7）列可以看出回歸系數分別為0.0818、 0.0796、

-0.0375， 均在1%的水平上顯著， 這表明戰略差異度對財務寬裕的正向影響在統計上仍是顯著的， 結論不變。

五、 進一步研究

（一） 影響路徑

經過前文理論、 實證分析， 已經證實了戰略差異與財務寬裕的正相關關系， 而從理論分析部分可以看出， 戰略差異通過經營風險和融資約束影響財務寬裕， 也就是說可能存在“戰略差異—經營風險—財務寬裕”影響路徑一和“戰略差異—融資約束—財務寬裕”影響路徑二。

1. 路徑一。差異化戰略下企業的績效結果通常是不確定的（Carpenter，2000）， 偏離行業規范的投資戰略會影響公司業績（Sirmon和Hitt，2009）， 這種影響可能是正向也可能是負向的。一方面， 合理的差異化減少了競爭并提高了績效（Deephouse，1999；Zhang和Rajagopalan，2010）， 利于企業搶占市場先機， 取得超額回報。另一方面， 根據風險收益理論， 企業在獲得超額收益的同時也要面臨諸多潛在風險， 公司業績波動相較于采取行業常規戰略的企業更加強烈（Finkelstein和Hambrick，1990；Hiller 和Hambrick，2005；Tang等，2011）， 而業績波動的企業經營風險較高。財務寬裕狀態下企業手頭現金大于有息負債， 在帶來更大自由裁量權的同時利于緩解經營風險帶來的財務風險， 保障企業財務安全， 維護財務穩定性。也即戰略差異會導致經營風險增加， 為了防范這種風險， 企業不得不提高財務寬裕水平， 因此存在“戰略差異—經營風險—財務寬裕”這條影響路徑。

為驗證經營風險在戰略差異和財務寬裕的關系中的中介作用， 本文構建以下模型：

RISK=β0+β1SD+β2Size+β3Lev+β4Cfo+β5Nwc+

β6Dual+β7Grow+β8Inv+β9D_dum+β10Outr+β11Age+

β12Top+β13DS+∑Year+∑Industry+ε （8）

fex/fex_adj/Ibdd=β0+β1SD+β2RISK+β3Size+β4Lev+

β5Cfo+β6Nwc+β7Dual+β8Grow+β9Inv+β10D_dum+

β11Outr+β12Age+β13Top+β14DS+∑Year+∑Industry+ε

（9）

模型（8）檢驗戰略差異是否對經營風險存在影響， 模型（9）檢驗在控制經營風險的情境下， 戰略差異是否依然對財務寬裕存在影響， 如果模型（8）的系數β1、 模型（9）的系數β2顯著， 且模型（9）的系數β1相較于模型（5）的系數β1變小， 則表明存在“戰略差異—經營風險—財務寬裕”這一影響路徑。本文借鑒王化成等（2017）的做法， 以三年為周期滾動計算ROA的標準差用來衡量經營風險， 計算公式如下：

|N=3 （10）

[ADJ_ROAin=EBITDAinASSETSin-1Xnk=1XEBITDAknASSETSkn] （11）

其中： i表示企業， n表示周期內年度且n∈［1，3］， X表示同行業同年度內企業數量， k表示行業內第k家企業； RISKi表示企業第i年的經營風險， ROAi表示企業第i年息稅折舊攤銷前利潤（EBITDA）除以期末總資產（ASSETS）。RISKi越大， 則經營風險越高。

表6為實證回歸結果。從表6第（1）列結果可以看出， 控制其他因素后戰略差異度和經營風險之間的系數為0.0489， 在1%的水平上顯著為正， 說明戰略差異度越大經營風險越高； 表6第（2） ～ （4）列的回歸系數分別為0.0784、 0.0780、 -0.0361， 在1%的水平上顯著， 且相較于模型（5）的系數有所下降， 說明經營風險可能是戰略差異影響財務寬裕的部分中介變量， 存在“戰略差異—經營風險—財務寬裕”這一影響路徑。

2. 路徑二。差異化戰略下企業資金需求大， 但是其業績波動強烈， 在盈余操縱動機下企業更傾向于選擇性地披露信息， 會計信息的相關性和會計信息質量較差（葉康濤等，2014）， 分析師做出的盈余預測質量較差， 準確度低、 分歧度大（Litov等，2012；何熙瓊等，2018）， 信息不對稱問題較大。由于經營風險較高， 會有更大可能產生股價崩盤風險（Habib和Hasan，2017）， 資金提供方存在資金回收風險。為了抵償潛在風險， 資金提供方不得不增加資本成本（Jordan等，1998；王化成等，2017）。信息不對稱和違約道德風險會帶來融資約束， 而在財務寬裕的情況下企業有更多冗余資源進行研發投入， 現金充裕的公司可以為競爭戰略提供資金（Fresard，2010）， 避免外部資金限制阻礙差異化戰略的實施。因此， 戰略差異可能會在信息不對稱和違約風險的影響下導致融資約束， 為了應對外部融資約束， 企業不得不增持現金、 減少有息負債， 最終形成財務寬裕。即存在“戰略差異—融資約束—財務寬裕”這條影響路徑。

為驗證融資約束在戰略差異和財務寬裕的關系中的中介作用， 本文構建以下模型：

SA=β0+β1SD+β2Size+β3Lev+β4Cfo+β5Nwc+

β6Dual+β7Grow+β8Inv+β9D_dum+β10Outr+β11Age+

β12Top+β13DS+∑Year+∑Industry+ε （12）

fex/fex_adj/Ibdd=β0+β1SD+β2SA+β3Size+β4Lev+

β5Cfo+β6Nwc+β7Dual+β8Grow+β9Inv+β10D_dum+

β11Outr+β12Age+β13Top+β14DS+∑Year+∑Industry+ε

（13）

模型（12）檢驗戰略差異度是否對融資約束存在影響， 模型（13）檢驗在控制融資約束的情境下， 戰略差異度是否依然對財務寬裕存在影響。如果模型（12）的系數β1、 模型（13）的系數β2顯著， 且模型（13）的系數β1相較于模型（5）的系數β1變小， 則表明存在“戰略差異—融資約束—財務寬裕”這一影響路徑。

本文使用SA指數衡量融資約束。Hadlock和Pierce （2010）指出， 由完全外生的 Size 和 Age 組成的SA指數［見式（14）］， 相較于KZ指數能更有效地衡量融資約束。

SA=-0.737×Size+0.043×Size2-0.040×Age （14）

此處的Size=ln（企業資產總額/1000000）。這一指數表明， 隨著年輕和小公司開始成熟和成長， 融資約束急劇下降。最終， 這些關系似乎趨于平緩（Hadlock和Pierce，2010）， 而SA指數為負值， 隨著Size和Age增加（企業規模和年齡增加）， SA指數距離0越遠， 此時SA指數值逐漸變小， 融資約束逐漸減小； 隨著Size和Age逐漸減小（年輕小公司）， SA指數距離0越近， 此時SA指數值逐漸變大， 融資約束越嚴重。也就是說， SA指數值越大， 企業規模越小、 成立年限越短， 融資約束越嚴重。

從回歸結果（限于篇幅表格略）可以看出， 控制其他因素后戰略差異度和融資約束之間的系數為0.0389， 在1%的水平上顯著為正， 說明戰略差異度越大融資約束程度越高； 戰略差異度和財務寬裕的回歸系數分別為0.0694、 0.0674、 -0.0320， 在1%的水平上顯著， 且相較于式（5）的系數有所下降， 說明經營風險可能是戰略差異影響財務寬裕的部分中介變量， 存在“戰略差異—融資約束—財務寬裕”這一影響路徑。

（二） 基于財務公平視角的拓展研究

財務寬裕在手頭現金和有息負債之間形成安全缺口， 幫助企業減少風險（中野誠和高須悠介，2013）、 提高財務穩定性（青淵正幸，2010）、 應對財務約束、 做好投資儲備（福田慎一，2017）。在度過非常時期過后， 財務寬裕卻一直存在并且程度不斷加深， 帶來了成長投資和股東回報不足（高見茂雄，2019）、 并購不足（干勝道和劉佳敏，2021）、 經營效率低下（湯淺由一，2016）等問題， 由于從手頭現金獲得的回報普遍較低， 資金不能得到有效利用， 很多人呼吁要有效利用其豐富的現金儲備， 提高其盈利能力（福田慎一，2017）。過高的財務寬裕水平會導致過多的財務資源低效持有， 自由現金流并未用于投資（中村純一，2014）或并購（干勝道和劉佳敏，2021）， 長此以往將損害企業價值， 因此在這一基礎上探討適當削弱由戰略差異帶來的過高財務寬裕水平的途徑是非常有必要的。

實施差異戰略的企業盡管其專有資源和能力具有“因果模糊性”（Barney， 1991）， 但隨著時間的推移， 終究會被競爭者模仿， 因此講究效率并快速占領市場是必然的。在這個過程中， 具有創意的人力資源在提高生產力和利潤方面發揮著重要作用， 因此考慮到公司的持續經營， 將公司積累的剩余現金和存款投資于人（員工）和企業是很重要的， 并提高他們的工資和待遇（奧愛等，2018）。工資是由工人的努力規范決定的， 并且反過來也影響著工人的努力規范（Akerlof，1982）， 勞動生產率取決于企業支付的實際工資（Yellen，1984）。一些公司愿意支付給工人超過市場清算工資的工資， 作為回報， 他們也希望員工提供更多的努力（Akerlof， 1984）。當員工工資低于其公平工資時， 他們會按比例減少努力（Akerlof和Yellen，1990）， 也就是說， 如果要想員工的努力超過平均努力程度， 那么應該讓其工資大于平均工資水平。同時， 經濟環境決定了公平類型還是自私類型主導均衡行為（Fehr和Schmidt， 1999）， 在我國經濟環境下， 追求效率的同時還要求企業適度兼顧公平。一方面， 提高工資待遇有利于激發員工創造性， 為差異化戰略的實現進一步盡心盡力， 在差異化戰略帶來超額收益的同時兼顧社會公平； 另一方面， 增加員工工資支出能減少企業過度累積的現金， 適當降低財務寬裕水平。

本文用拉克爾系數Rucker來衡量員工工資支出。拉克爾系數為職工工資和企業增加值的比值， 引入國內后經多次修改， 其中從職工工資中剔除高管天價薪酬來衡量的方法能較好地規避掉極端值， 適用性較好， 因此借鑒干勝道和劉慶齡（2015）的做法使用剔除高管薪酬的修正拉克爾系數衡量勞資財務公平。式（15）中， CE表示支付給職工以及為職工支付的現金， ES表示董事監事及高管年薪總額， NP表示凈利潤， FE表示財務費用， TP表示支付的各項稅費。Rucker越大， 意味著員工支出越高。

[Rucker=CE-ESCE-ES+NP+FE+TP] （15）

為了實證檢驗適當提高員工工資待遇能削弱差異化戰略帶來的過高財務寬裕水平， 本文在式（5）的基礎上加入戰略差異度SD和拉克爾系數的交互項SD×Rucker構建以下多元線性回歸模型：

fex/fex_adj/Ibdd=β0+β1SD+β2SD×Rucker+β3Size+

β4Lev+β5Cfo+β6Nwc+β7Dual+β8Grow+β9Inv+

β10D_dum+β11Outr+β12Age+β13Top+β14DS+∑Year+

∑Industry+ε （16）

當被解釋變量為財務寬裕指數（fex）和經年度行業調整后的財務寬裕指數（fex_adj）時， 若戰略差異度（SD）和拉克爾系數交互項（SD×Rucker）的系數β2為負且通過顯著性測試， 那么推斷成立， 否則不成立； 當被解釋變量為有息債務依存度（Ibdd）時， 若戰略差異度（SD）和拉克爾系數的交互項（SD×Rucker）的系數β2為正且通過顯著性測試， 那么推斷成立， 否則不成立。

從回歸結果（限于篇幅表格略）來看， 適度提高員工工資支出， 既能適度提高勞資財務公平， 又能在一定程度上削弱較高戰略差異度帶來的過高財務寬裕水平。

六、 結論與研究展望

（一）結論

財務寬裕現象長期存在于我國資本市場卻未能引起學術界的重視， 而戰略定位影響企業財務行為， 因此本文以行業戰略定位作為切入點， 以2009 ～ 2020年滬深兩市A股所有上市公司作為研究對象， 實證檢驗了戰略差異和財務寬裕之間的關系， 旨在通過中觀層面的行業戰略差異來解釋宏觀層面的財務寬裕現象。研究發現， 戰略差異與財務寬裕正相關， 即企業戰略偏離行業常規戰略程度越大， 財務寬裕現象越嚴重。進一步探究戰略差異對財務寬裕的影響路徑發現， 戰略差異通過經營風險和融資約束影響財務寬裕。偏離行業常規戰略需承擔組織制度壓力， 容易被利益相關者拋棄， 經營風險較高， 外源融資約束較強， 企業不得不提高財務寬裕水平以防范風險、 緩解融資約束， 這在一定程度上揭開了隱藏在戰略差異和財務寬裕之間的部分“神秘面紗”。

財務寬裕雖有防范風險、 增加財務穩定性、 緩解融資約束、 提升投資儲備等邊際效應， 但過高的財務寬裕水平會造成企業營運資金效率低下、 投資不足等問題， 因此接下來淺析了適當削弱過高財務寬裕水平的辦法。黨的二十大首次提出“規范財富積累機制”， 剔除高管天價薪酬后的拉克爾系數更加符合大部分員工工資支出占比真實情況。引入拉克爾系數后發現， 適度增加員工工資支出能夠提高勞資財務公平， 并在嵌入勞資財務公平的基礎上緩解戰略差異度對財務寬裕的影響。

（二） 研究展望

1. 研究視角。文章已提出通過適度增加員工工資支出在嵌入勞資財務公平的基礎上削弱戰略差異帶來的過高財務寬裕水平。除了該措施， 平屋伸洋（2020）、 田中彰夫（2011）、 中野誠和高須悠介（2013）等還提出提高金融機構持股比例、 提高機構投資者持股比例也能減少財務寬裕企業的剩余現金， 今后的學者可以此為視角探討其余削弱戰略差異帶來的過高財務寬裕的措施。

2. 研究對象。日本泡沫經濟破滅和2008年雷曼危機中財務寬裕企業激增， 同時期美國財務寬裕企業也在雷曼危機中短時間增加（奧愛等，2018）， 這反映出在經濟環境突變的情況下財務寬裕水平容易增加。據統計， 2020年財務寬裕企業占比60.93%， 遠高于之前年份， 那么具有戰略差異企業的財務寬裕水平在疫情結束后是會像日本一樣持續增加還是像美國一樣短期增加后又回落呢？該問題還需之后年份隨著行業年度樣本增加再進行檢驗。因此， 可將經濟環境變化這一研究對象引入戰略差異和財務寬裕的研究中。

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