企業戰略差異、績效波動與投資者信心

桂林電子科技大學商學院 李晉杰 曾繁榮

企業戰略差異、績效波動與投資者信心

桂林電子科技大學商學院 李晉杰 曾繁榮

本文借鑒逐步回歸的方法，利用我國上市制造業企業的財務數據研究了企業競爭戰略、績效波動和投資者信心三者之間的關系。研究發現，企業所選擇的競爭戰略偏離同行業內的常規戰略越大，則企業績效的縱向波動和橫向波動也會更大，與此同時，投資者信心會受到更大的負面影響。另外，績效的縱向和橫向波動性在企業競爭戰略選擇對投資者信心的影響中都起到了部分中介作用。

競爭戰略 績效波動 投資者信心

一、引言

投資者信心的提升和保持是維持資本市場發展與繁榮的必要前提。那么，究竟哪些因素會對投資者信心產生影響呢？Mckinsey&Company（2002）在研究中指出：投資者信心很大程度上受到公司治理信息的影響。陳新英和文炳洲（2006）在探究了公司治理、價值創造和投資者信心三者關系后得出結論：投資者信心逐漸下降源于我國上市公司規范化治理結構的缺失，這導致違法違規現象頻發，投資者的回報得不到合理保證。Kim和Purnanandar（2010）在隨后的探索中發現：治理質量在公司尋求融資時會對投資者信心產生影響，在此基礎上又研究了公司治理的價值相關性。雷光勇等（2012）指出，公司內部因素和外部市場因素會對投資者信心產生影響，投資者信心會隨著公司治理質量的提升而提升，進而通過一系列的投資行為影響股票收益。

二、理論分析與研究假設

Dimaggio和Powell（1983）指出，每個行業都有一套常規的戰略模式，主要原因有以下三點：其一，監管部門制定的行業準則會迫使企業選擇趨于一致的戰略；其二，專家知識的傳播可能使同行業內的企業聽取了類似的戰略建議；其三，同行業內的企業很大程度上面對著相似的不確定性，互相模仿的行為有利于降低此類不確定性。據此不難得出，企業的競爭戰略相對于同行業內常規戰略的偏離程度可以從以下方面影響企業所面臨的風險：其一，戰略差異度較小的企業更加符合行業法規的要求，更容易適應宏觀經濟環境，進而避免訴訟風險，與此同時，也更有利于獲得政府的支持，從而降低企業經營風險；其二，戰略差異度較小的企業采取了同行業內的專家普遍認可的建議和意見，導致其績效表現趨向于行業平均水平；其三，行業內常規戰略往往已被證實可以獲得穩定的利潤，但這也意味著采取極端戰略的企業可能取得超常利潤或者一敗涂地。綜上所述，企業選擇的競爭戰略偏離行業常規戰略的程度越大，則在經營過程中所面臨的風險也就越大——財務表現即為企業績效的波動性較大。由此提出假設：

假設1：企業戰略差異度與績效的橫向波動性之間呈現正相關假設2：企業戰略差異度與績效的縱向波動性之間呈

現正相關

Bharath等（2006）指出，企業的績效波動是一個綜合性很強的指標，它能夠反映企業的代理問題、公司治理狀況和信息風險。簡言之，績效波動性越大的企業越容易發生違約的情況，同時，信用風險增高，這無疑會對投資者信心造成不小的負面影響。由此提出假設：

假設3：企業績效的橫向和縱向波動性與投資者信心之間呈現負相關假設4：企業績效的橫向和縱向波動性在戰略差異度對投資者信心的影響中起到了中介作用

三、研究設計

（一）樣本選取與數據來源本文利用Wind數據庫，選取了電氣機械和器材制造業、醫藥制造業以及計算機、通信和其他電子設備制造業三個制造業細分行業上市公司作為研究樣本，并對數據做如下處理：（1）剔除數據值有缺失的樣本企業；（2）剔除上市時間不足三年的樣本企業；（3）剔除被ST、ST*的上市公司；（4）剔除其中的B股上市公司；（5）為了消除樣本中異常值對于研究結果的影響，將所有變量通過Stata軟件進行1%分位數的Winsorize處理。最終得到254家上市公司數據樣本。本文之所以選取以上行業作為研究對象，理由如下：（1）這三類行業所擁有的上市公司數量比較多；（2）以上行業屬于競爭強度較大的行業，其業績數據更多依賴于公司內部運營狀況和戰略傾向，在一定程度上剔除了國家政策導向的影響。

（二）變量設計（1）被解釋變量：投資者信心指數（IC）。有效市場理論指出，股價中包含了一切有價值的信息，現實的市場價格與投資者對于今后股票價格的預測幾乎一致。但是，由于噪聲交易者主觀信念的偏差或與股票價值偏離的信息而導致其對股票價格做出錯誤的預期。市場的樂觀程度其實能夠在投資者信心的大小上得到很好的體現。本文借鑒雷光勇等（2012）的研究方法，綜合考慮市場因素和公司特質，在主成分分析的基礎上計算上市公司個股的投資者信心指數。本文選取市凈率、機構持股比例和營業收入增長率作為投資者信心的代理變量，具體說明如下：市凈率在股利固定增長折現模型中主要受到增長率和凈資產收益率的影響，企業的市凈率高體現出的是高盈利能力和高成長性，因此，此類股票會吸引更多的理性投資者，投資者對于此類股票的信心也更高。機構投資者的數量隨著近年來我國資本市場的日臻成熟，被認為是穩定資本市場信心的主力軍。因為機構投資者通常具備較好的市場引導作用和市場理性，這部分投資者的持股比例真實地反映了投資者對于公司個股的信心。機構持股比例的升高說明投資者信心的增強，由于信息的不對稱性和獲取信息的成本、渠道受限等一系列原因，其他投資者在權衡利弊后很容易受到機構持股比例這一信號的影響，因此，它就成為一個較好的量化投資者信心的代理變量。營業收入增產率在公司財務數據中的重要程度不言而喻，因為它和市凈率一樣反映了企業的盈利和成長能力，是體現企業運營狀況的重要財務指標。投資者的收益來自于企業的股票價值上漲和股息紅利分配，而企業的營業收入增長率越高，則意味著企業有能力制定更好的股息紅利分配計劃，投資者也能從股票價值的上漲中獲得更高的收益，進而促進投資者信心的增強。本文選取我國制造業上市公司2012～2014年的市凈率（YRPB）、機構持股比例（INST）和營業收入增長率（Growth）數據，剔除市凈率小于零的樣本后分年度進行主成分分析，然后選取累計方差貢獻率超過80%的前兩個主成分變量，權重設置為每個主成分變量方差貢獻率占總方差貢獻率的比值，據此構建三年的投資者信心指數，最后分別求每家公司三年數據的平均數得出表征企業這三年間的投資者信心的指標。

（2）解釋變量：戰略差異度（DS）。借鑒Hambrick和Geletkanycz（1997）以及Tang等（2011）的研究方法，運用戰略差異度DS衡量企業競爭戰略偏離行業常規戰略的程度，計算方法如下。首先，分別從下列六個戰略維度計算反映企業對應資源分配情況的指標：廣告投入（銷售費用除以營業收入）、資本密集程度（固定資產除以員工人數）、研發投入（無形資產凈值除以營業收入）、固定資產更新程度（固定資產凈值除以固定資產原值）、財務杠桿（短、長期借款與應付債券之和除以權益賬面價值）和管理費用投入（管理費用除以營業收入）。其中前四個指標反映了企業在創新、擴張和營銷方面的行為，財務杠桿反映企業的資本運作狀況，管理費用投入是企業費用結構的反映。綜上所述，這六個指標從整體上表征了企業競爭戰略選擇傾向。然后分別以行業為單元將六個變量進行標準化并取絕對值，得到每個企業在各個戰略維度上的差異狀況。其次，計算各個公司六個變量的平均值，得到2011～2013年三期的表征企業整體戰略偏離同行業常規戰略的程度，最后，分別將每家公司三年的戰略差異度求算術平均數，即得到三年間的平均戰略差異度指標DS。

（3）中介變量：企業績效的橫向波動（PF1）和縱向波動（PF2）。在以往研究中學者大多采用凈資產收益率（ROE）和TobinQ值來衡量企業的經營績效。ROE作為衡量投資者收益效率的財務指標具有一定的穩定性，不易受管理者短視行為和外部環境的影響，是戰略管理會計相關文獻中經常采用的績效衡量指標。為了檢驗研究結果的穩健性，本文選用TobinQ值代替ROE重復完全相同的研究過程，并將兩組結果進行對比分析，從而增強結果的說服力。在以往的研究中，TobinQ值主要用來衡量在企業改善了資本結構和治理結構等方面后價值的增加情況，是企業績效的良好表征變量。在此需要強調，之前的大量文獻都是以各個年度最后一個交易日的市值為基礎計算TobinQ值，沒有考慮到市場的投機行為，因此，本文吸取教訓，采用當年度的日平均收盤價來衡量企業的股票市值，所以本文的TobinQ值=（凈債務市值+股票市值）/總資產。另外，考慮到雷輝、王亞男等（2015）的研究結論，企業績效的變化狀況滯后于競爭戰略的實施，所以本文ROE和TobinQ值的選取是基于各企業2012～2014年間的財務數據。本文借鑒Adams等（2005）、Cheng（2008）、權小鋒和吳世農（2010）等文獻，將績效波動分為以下兩種進行后續研究：其一，績效的橫向波動性主要用來衡量某公司的績效偏離同行業內常規績效的程度，本文首先分行業對績效指標進行標準化處理，然后取絕對值得到變量PF1。其二，績效的縱向波動性主要用來衡量同一公司的績效在不同年度區間內的起伏漲跌，本文以各個企業2012-2014年間的績效指標為基礎求其標準偏差得到變量PF2。

（三）模型構建本文研究企業戰略差異度(DS)對投資者信心指數（IC）的影響，主要考察企業績效的橫向波動（PF1）和縱向波動（PF2）是否在其中存在中介效應。參照Baron和Kenny（1986）、溫忠麟和張雷等（2004）提到的逐步檢驗回歸系數的方法初步構建以下三個回歸模型：

其中IC表示投資者信心指數，DS表示企業的戰略差異度，PF1和PF2分別表示企業績效的橫向和縱向波動性；系數c反映了企業的戰略差異度對投資者信心的總效應，系數a反映了企業戰略差異度對績效波動性的效應，系數b是在控制了戰略差異度的影響后中介變量對投資者信心的效應，系數c’是控制了中介變量的影響后，戰略差異度對投資者信心的直接效應；e1、e2和e3分別是三個方程的殘差項。針對以往逐步檢驗回歸系數法的若干缺陷，溫忠麟和葉寶娟對此方法進行了優化和改進（2014），用Bootstrap法代替了原來的Sobel法，本文采用此種優化后的檢驗方法，具體操作步驟如下。（1）檢驗系數c，結果不顯著則按遮掩效應立論，否則按中介效應立論；（2）依次檢驗a和b，若其中至少一個不顯著，進行（3），否則，表明間接效應顯著，進行（4）；（3）通過Bootstrap檢驗法對H0:ab=0進行檢驗。若結果顯著，則轉（4），否則停止分析；（4）檢驗c’，若不顯著，說明僅存在中介效應而直接效應不顯著，否則，進行（5）；（5）比較ab和c’的符號，若同號，則為部分中介效應，否則屬于遮掩效應。

四、實證分析

（一）描述性統計由表1的描述性統計分析結果可知，253個研究樣本均為有效樣本，樣本企業在戰略差異度DS、績效波動性PF1（PF2）和投資者信心指數（IC）三方面的最大、最小值分別為2.8047和0.1850、3.8364和3.5727（3.5727和0.0253）、6.9795和0.1203，說明樣本企業在這些方面的狀況差別都比較大，也表明本文所選擇的行業比較合理，具有研究意義。

（二）中介效應分析在本次檢驗中我們選用PF1來衡量企業的績效波動性，模型（1）和模型（2）的回歸結果分別為表2和表3，限于篇幅原因，本文只給出回歸模型系數及檢驗表。模型（1）和模型（2）的方差分析表中擬合的回歸模型F值分別為42.270和26.927，p值均為0.000，因此兩方程擬合的模型均具有統計學意義。由表2和表3可見，系數c和a都是顯著的。

表2 模型（1）回歸結果

表3 模型（2）回歸結果

然后檢驗系數b與c’的顯著性，模型（3）的回歸模型系數及檢驗表如表4所示，可見系數b和c’都通過了各自T檢驗，對應p值分別為0.002和0.000均小于0.05，所以系數b與c’均顯著，說明模型中企業戰略差異度對投資者信心影響的直接效應和由于企業績效波動造成的中介效應同時存在。

表4 模型（3）回歸結果

最后，需要檢驗模型中的變量間是遮掩效應還是部分中介效應。由表3和表4可知c’=-0.061，a=11.617，b=-0.022，發現ab與c’同為負數，遂得出結論：企業績效的橫向波動在戰略差異度對投資者信心的影響中起到部分中介效應，即DS對IC的影響并不是完全通過PF1的中介達到的，DS對IC有一定的直接效應，或者還可能有其他中介變量存在。此模型中PF1的中介效應占總效應的比值為：ab/c=0.819。然后，將變量PF1替換為變量PF2，發現模型（1）-模型（3）的回歸結果與上述結果相似，所有系數均通過了各自的T檢驗，PF2的中介效應占總效應的比值為0.583，限于篇幅有限，此處省略了相關表格和數據。將PF1和PF2的結果求算術平均數大致得到企業績效波動性在戰略差異度對投資者信心影響中的中介效應占總效應的比值為0.701。綜上所述，由于兩組回歸檢驗中系數a均顯著為正，系數b均顯著為負，系數c均顯著為負，所以假設1、2和3均得到了驗證；并且通過以上分析可知，績效的橫向和縱向波動性在戰略差異度對投資者信心的影響中的確起到了中介作用，所以假設4也得以驗證。

（三）穩健性檢驗為了檢驗以上實證結果的穩健性，將變量ROE替換為變量TobinQ來衡量企業績效，進而求出相應的績效橫向和縱向波動性，重復回歸操作，發現模型（1）-模型（3）的回歸結果與上述結果相似，所有系數均通過了各自的T檢驗，說明本文的結論具有穩健性。限于篇幅有限，此處省略了相關表格和數據。

五、結論

本文研究發現：（1）企業如果選擇了較為極端的競爭戰略，則后果往往是使其績效的波動性隨之增大；（2）在競爭性行業中，企業的競爭戰略偏離同行業的常規戰略越遠，則其績效表現也與同行業的平均水平相距更遠；（3）企業績效的波動性與投資者信心呈負相關關系；（4）在同一競爭性行業中，企業的競爭戰略差異度對投資者信心有直接影響作用，同時，企業的績效波動性在上述雙變量關系中起到了部分中介效應。

［1］蔣玉梅、王明照：《投資者情緒與股票收益：總體效應與橫截面效應的實證研究》，《南開管理評論》2010年第3期。

［2］陳新英、文炳洲：《公司治理、價值創造與投資者信心》，《寧夏社會科學》2006年第5期。

［3］雷光勇、王文、金鑫：《公司治理質量、投資者信心與股票收益》，《會計研究》2012年第2期。

［4］雷輝、王亞男、聶珊珊、歐陽麗萍：《基于財務績效綜合指數的競爭戰略績效時滯效應研究》，《會計研究》2015年第5期。

［5］溫忠麟、葉寶娟：《中介效應分析：方法和模型發展》，《心理科學進展》2014年第5期。

（編輯 文博）