資本結構與產(chǎn)品市場競爭

1、資本結構和產(chǎn)品市場競爭本文是南京大學長江三角洲經(jīng)濟社會發(fā)展研究中心承擔的教育部重大課題“長江三角洲地區(qū)上市公司資本結構與業(yè)績研究”的階段性成果之一。項目批準號：01JAZJD790010 劉志彪 姜付秀 盧二坡 (南京大學商學院) (南京大學商學院) （安徽財貿(mào)學院）內(nèi)容提要：本文運用產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟理論和財務理論，檢驗了企業(yè)的資本結構決策和其在產(chǎn)品市場上的競爭戰(zhàn)略之間的關系。理論和實證分析發(fā)現(xiàn)，企業(yè)的資本結構與其所在的產(chǎn)品市場上的競爭強度之間，具有顯著的正相關關系。我們以深、滬兩地的上市公司為例進行的實證研究有效地支持了我們上述的假設。關鍵詞：資本結構 產(chǎn)品市場競爭 深滬上市公司引言企業(yè)的資本結構決

2、策和其產(chǎn)品市場競爭關系，在二十世紀八十年代中后期之前，一直不為人們所重視。一方面，在財務理論中，企業(yè)在產(chǎn)品市場上的收益被假定為由外生變量隨機決定，不受企業(yè)在資本市場上的負債水平影響，因此資本結構的決定根本不需要考慮企業(yè)的產(chǎn)品市場競爭情況；另一方面，在產(chǎn)業(yè)組織理論分析中，對產(chǎn)品市場上廠商之間相互影響的模型，一般只強調(diào)價格和產(chǎn)量的決策，或者強調(diào)價格競爭和各種非價格競爭，企業(yè)的資本結構，或者說企業(yè)與債權人之間的關系以及企業(yè)發(fā)生債務困境的可能性，都被忽略了。這樣所造成的后果是，無論是財務理論還是產(chǎn)業(yè)組織理論，都難以用各自的理論解釋現(xiàn)實中企業(yè)的行為，甚至會得出相反的結論。而在實務界，如果僅僅重視企業(yè)的資

3、本結構或者企業(yè)的產(chǎn)品市場競爭戰(zhàn)略，往往難以收到好的效果，甚至有可能使企業(yè)陷入困境?，F(xiàn)實中，重財務、輕市場或重市場、輕財務，使二者處于分離狀態(tài)，從而導致企業(yè)失敗，這樣的案例可謂比比皆是。近十幾年來，西方產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟理論的發(fā)展表明，企業(yè)的資本結構決策是企業(yè)基于產(chǎn)品市場競爭環(huán)境、公司戰(zhàn)略以及資本市場環(huán)境等因素進行的合理商業(yè)選擇。企業(yè)的資本結構與產(chǎn)品市場競爭之間存在著密切的聯(lián)系，企業(yè)的資本結構決策與企業(yè)的競爭戰(zhàn)略二者是密不可分的。本文的目的是在此基礎上，探討資本結構與產(chǎn)品市場競爭的關系。這一研究對于企業(yè)如何很好地把兩者結合起來，以獲得競爭優(yōu)勢和取得良好績效具有重要的現(xiàn)實意義。我們通過建立數(shù)理模型進行理論分

4、析，同時建立計量經(jīng)濟學模型，以我國在深、滬兩市的上市公司為例進行實證研究。本文的結構是如下安排的：首先，我們對關于資本結構和產(chǎn)品市場競爭的相關文獻進行了回顧和評論；第二部分進行數(shù)理分析；第三部分用我國深、滬兩市的上市公司的面板數(shù)據(jù) (panel data )，對第二部分的命題進行實證檢驗。最后本文給出了研究結論。一、文獻回顧近年來，戰(zhàn)略承諾的作用日益引起人們的重視。對企業(yè)而言，戰(zhàn)略承諾之所以重要，是因為它可能對一個行業(yè)的競爭特性產(chǎn)生重要的影響，這同時也是因為行業(yè)里的企業(yè)深知，一旦承諾起作用，它能使企業(yè)的競爭對手們對為了市場的期望定型化，并且按照對做出決策的企業(yè)有利的方式行動。企業(yè)的資本結構狀況

5、與企業(yè)的物質(zhì)資本、R&D投資、產(chǎn)品選擇等一樣，作為企業(yè)向市場發(fā)出的一項承諾，具有戰(zhàn)略效應。舉債企業(yè)的管理層有為增大企業(yè)收益的波動性而改變產(chǎn)出決策或價格決策的積極性，因此，債務影響企業(yè)的產(chǎn)品市場行為，從而它必然影響企業(yè)所在的產(chǎn)品市場的均衡。這一問題已引起學者們的研究興趣。在資本結構與產(chǎn)品市場競爭之間的關系這一研究領域，開創(chuàng)性研究始于和 Tracy .Lewis(1986)。他們在寡頭壟斷與資本結構：有限責任效應一文指出，企業(yè)的資本結構以兩種方式對其所面臨的產(chǎn)品市場競爭產(chǎn)生影響，其一是負債的有限責任效應負債的有限責任效應最初是由Jensen和Meckling(1976)提出的。(the l

6、imited liability effect)；其二是破產(chǎn)的戰(zhàn)略效應(strategic bankruptcy effect)，他們認為企業(yè)在產(chǎn)品市場上的行為受企業(yè)的資本結構的影響，同理，企業(yè)在產(chǎn)品市場上的表現(xiàn)和績效，也影響著企業(yè)的財務決策。為了論證他們的觀點，他們在文中設計了一個二階段雙寡頭壟斷模型，分析了在需求不確定的情況下，企業(yè)的資本結構對企業(yè)在產(chǎn)品市場上的行為的影響。在第一階段，企業(yè)各自選擇他們的負債水平；在第二階段，它們在產(chǎn)品市場上競爭。由于債務的有限責任效應，在產(chǎn)品市場的競爭中，企業(yè)的行為比沒有負債時更具攻擊性。他們的模型證明了企業(yè)的資本結構影響產(chǎn)品市場均衡，因此，那些有遠見的企

7、業(yè)有動力進行財務決策，精確地設計其資本結構，從而在產(chǎn)品市場競爭中獲得好的績效。在1988年的論文中，他們引入破產(chǎn)成本，研究企業(yè)的負債水平對企業(yè)在產(chǎn)品市場上的行為的影響。Brander和Lewis(1986)只研究了需求不確定的條件下，企業(yè)進行庫諾特競爭的情況。然而在現(xiàn)實中，企業(yè)競爭方式既包括庫諾特競爭，還包括伯川德競爭；企業(yè)既面臨著需求不確定性，同時還受限于成本不確定性。因此，Showalter(1995)對他們的研究進行了拓展。他將庫諾特競爭延伸到伯川德競爭，同時考慮到需求不確定性和成本不確定性的作用。他發(fā)現(xiàn)，企業(yè)發(fā)行債務的動力既依賴于不確定性的類型，也依賴于競爭的類型，即企業(yè)之間進行的是庫

8、諾特競爭還是伯川德競爭。他的研究得出了與布蘭德和劉易斯的庫諾特模型不同的結論：如果企業(yè)進行的是伯川德競爭，在成本不確定的情況下，企業(yè)將不會負債經(jīng)營。而在需求不確定的情況下，進行伯川德價格競爭的企業(yè)將選擇一定的負債水平，從而提高產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)品價格。我們認為，自Brander和 Lewis (1986)的研究之后，其他的研究大都是在他們研究的基礎上對他們的研究所進行的擴展。如Gabrielle Wanzenried(2000)認為企業(yè)的財務決策嚴重依賴于特定產(chǎn)品市場的特性，Lyandres(2002)認為企業(yè)的最優(yōu)負債水平與企業(yè)的進攻性經(jīng)營戰(zhàn)略之間具有一定的關系。Monika Schnitzer 和A

9、chim Wambach(1998)關于企業(yè)內(nèi)部融資和外部融資的資本結構決策與企業(yè)在產(chǎn)品市場的定價行為的聯(lián)系，等等。由于對二者之間關系進行實證檢驗所需的數(shù)據(jù)不易得到，因此，這一領域的研究仍舊是很有限的(Lyandres,2002)。目前在我國，國內(nèi)對這一問題的理論研究起步較晚，同時，更由于受數(shù)據(jù)搜集的限制，我國對這一領域的研究成果還很少。就我們所知，僅有清華大學的學者建立過一個二階段理論模型，研究了市場競爭與企業(yè)的財務保守行為的關系，并以燕京啤酒為例進行分析（朱武祥等，2002），這一案例研究成果指出了企業(yè)的資本結構與產(chǎn)品市場競爭之間存在一定的關系，并用企業(yè)產(chǎn)品市場競爭情況來解釋企業(yè)的財務保守

10、行為的合理性。這是一項在國內(nèi)具有開創(chuàng)性的研究成果，但還沒有完全反映企業(yè)的資本結構與產(chǎn)品市場競爭之間的一般關系。在現(xiàn)實中，影響企業(yè)在產(chǎn)品市場上的競爭績效的因素有許多，如企業(yè)的整體經(jīng)營戰(zhàn)略、企業(yè)間產(chǎn)品的質(zhì)量差異性、經(jīng)濟周期等。在我國，由于處于經(jīng)濟轉軌時期，市場經(jīng)濟體制剛剛開始建立，企業(yè)處在這樣的環(huán)境中，其資本結構與產(chǎn)品市場競爭之間的關系可能更為復雜，也可能更難以分析。然而，我們認為企業(yè)的資本結構決策和企業(yè)的產(chǎn)品市場競爭戰(zhàn)略作為企業(yè)的經(jīng)營活動的重要行為，它們之間存在聯(lián)系是必然的。本文的研究表明，企業(yè)的負債作為企業(yè)的承諾具有戰(zhàn)略效應，企業(yè)的資本結構與企業(yè)所在的產(chǎn)品市場上的競爭強度呈正相關關系。二、基本

11、模型為了便于分析資本結構與產(chǎn)品市場競爭之間的關系，本文構造了一個二階段雙寡頭壟斷競爭模型，見圖1。圖1 二階段雙寡頭壟斷競爭分析模型獲得收益第一階段 第二階段 受到隨機影響 資本結構決策 產(chǎn)品市場決策 陷入破產(chǎn)在第一階段，企業(yè)各自選擇自己的資本結構，各企業(yè)以企業(yè)價值最大化為目標，同時考慮到產(chǎn)品市場上的競爭對手的戰(zhàn)略而選擇自己的資本結構，假定企業(yè)的負債水平為Di，(i=1,2)。兩企業(yè)都知道對方的資本結構情況，同時，由于負債具有戰(zhàn)略承諾效應，企業(yè)也愿意并積極對外披露自己的資本結構情況。在選定自己的資本結構之后，兩企業(yè)進入產(chǎn)品市場進行競爭。另外，本文的基本模型還假設：1、對稱性企業(yè)。對稱性企業(yè)的假

12、設只是為了方便論證，然而這一假設并不是根本的，非對稱性企業(yè)同樣適應于本模型。例如，在位企業(yè)利用資本結構來阻止那些潛在的進入者，與企業(yè)利用資本規(guī)模、R&D投資、廣告支出等來阻止進入一樣，具有同樣的效應。2、假定企業(yè)不存在代理問題。如果存在兩權分離，則企業(yè)的經(jīng)營管理層可能會為了自身的利益而變得謹慎，因為較高的負債率會很容易使企業(yè)陷入困境，而使得經(jīng)營管理層失去工作的穩(wěn)定性。在第二階段，企業(yè)進入產(chǎn)品市場，做出經(jīng)營決策。在產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟學所研究的寡頭競爭模型中，由于寡頭之間的相互依存性，企業(yè)在做決策時，必須考慮到其競爭對手的可能反應。用pi表示企業(yè)經(jīng)營獲得收益的概率，同時它也對競爭對手獲得收益的概率產(chǎn)

13、生影響。因為企業(yè)在產(chǎn)品市場上競爭，必然把競爭對手的經(jīng)營戰(zhàn)略作為自己制定經(jīng)營戰(zhàn)略的影響因素之一，因此，pi影響企業(yè)競爭對手的經(jīng)營戰(zhàn)略，從而也就間接地影響了它們獲得收益的概率。假定企業(yè)進行經(jīng)營獲得的現(xiàn)金流z所受到的隨機影響服從01分布。pi的值決定了企業(yè)受到隨機影響后，是陷入破產(chǎn)還是獲得收益的邊界。在邊界值之上，企業(yè)獲得收益，在邊界值之下，企業(yè)就將破產(chǎn)。企業(yè)1獲得收益與可能破產(chǎn)的臨界值隨p1和p2的值遞增。為便于分析起見，假定企業(yè)1破產(chǎn)與獲得收益的邊界為(企業(yè)2與此相似。本文以下對企業(yè)1的分析，同樣也適應于企業(yè)2)。為企業(yè)對競爭對手行為的反應參數(shù)。因此，企業(yè)1獲利的概率為： (1)由于企業(yè)對債務只

14、負有限責任，因此，只有企業(yè)獲得收益時，企業(yè)才能全部償還債務。由此可以得到企業(yè)負債的實際價值為： (2)同理，企業(yè)1權益的價值為： (3)對(3)式求極值，即就p1求偏導，并令其為0，可得到企業(yè)1在最優(yōu)的權益價值下的收益率概率p1*：同時由對稱性假設可知： 將上面兩式聯(lián)立，解方程組可得： (4)同理可得p2*的表達式。從(4)中我們可以得出：結論1：企業(yè)1的最優(yōu)戰(zhàn)略是提高自己的負債水平，同時采取措施迫使競爭對手降低負債水平。企業(yè)的價值等于企業(yè)負債的價值與權益的價值之和，因此由式(2)、(3)可得： (5)將(4)式代入(5)式，可得： (6)式(6)對D1求偏導，并令其為0，可得：。 (7)。

15、(8)由(7)、(8)式，我們可以得出：結論2：企業(yè)間負債水平的反應函數(shù)是向下傾斜的。如果企業(yè)競爭對手提高負債水平，企業(yè)的最優(yōu)策略是降低自己的負債水平。反之亦然。如圖3所示。圖2：企業(yè)間負債水平的反應曲線 D2 R2 R1 D1 注：R1，R2分別表示企業(yè)1，2的反應曲線。由(7)、(8)式可得： (9)將(9)式代入(4)式可得： (10)將(10)式代入(5)式，可得： (11)由(9)、(11)式可得： (12)將(10)代入(1)式可得： (13)由(2)、(13)可得： (14)由此我們可以得出：結論3：均衡時，企業(yè)的負債率隨著企業(yè)間競爭行為的反應參數(shù)r的增加而增加，即企業(yè)的負債率與

16、企業(yè)產(chǎn)品市場的競爭強度呈正相關關系。 三、實證檢驗為了檢驗本文第二部分的模型，我們利用我國在深滬兩市的上市公司數(shù)據(jù)由于不能得到所有企業(yè)的資料，我們只能選擇上市公司作為研究樣本，這可能會在一定程度上影響到實證分析結果的準確性，這也可能是本研究的局限所在。但我們認為除剔除的行業(yè)外，其他行業(yè)內(nèi)的上市公司之間的競爭狀況基本上可以用來進行實證分析。進行實證分析。我們采用了證監(jiān)會的行業(yè)分類數(shù)據(jù)。由于本研究是建立在產(chǎn)品市場上公司間競爭反應程度的基礎上，因此本文剔除了壟斷性行業(yè)，如電力、煤及水；金融保險業(yè)；公用事業(yè)，如傳播與文化產(chǎn)業(yè)；以及產(chǎn)品同質(zhì)性不高的行業(yè)，如制造業(yè)中的其它制造業(yè)、綜合類。同時由于制造業(yè)中的

17、木材家俱業(yè)上市公司數(shù)目過少，不能反映產(chǎn)業(yè)競爭的真實情況，因此我們也將其剔除。在以下各研究中，我們選擇的樣本區(qū)間均為1997-2001共5年的時間跨度，以所選取的20個行業(yè)在滬深股市的所有上市公司作為研究樣本，數(shù)據(jù)取自各年度上市公司的年報。正如許多在這一領域做實證研究的西方經(jīng)濟學者一樣，我們在做實證時，遇到了的主要困難有二：首先是如何定義企業(yè)所在的產(chǎn)業(yè)，或者說如何界定市場。這一問題是西方產(chǎn)業(yè)組織理論以及反壟斷的一個關鍵問題，也是一個爭議頗大的問題。一般說來，大部分研究學者在做實證時，利用四位數(shù)標準產(chǎn)業(yè)分類法(4-SIC)作為劃分產(chǎn)業(yè)的依據(jù)，然而這種產(chǎn)業(yè)分類法對產(chǎn)業(yè)所進行的劃分存在嚴重缺陷。其一，

18、企業(yè)可能生產(chǎn)同樣的產(chǎn)品，但在不同的地理市場上進行競爭。在我國，由于地域行政壟斷，這種情況可能更突出。其二，SIC產(chǎn)業(yè)分類的基礎是產(chǎn)品的相似性，是按照生產(chǎn)法而不是市場需求進行分類的，而許多企業(yè)不僅僅一種主要產(chǎn)品，往往是生產(chǎn)幾種產(chǎn)品，且可能是跨產(chǎn)業(yè)的。其三，一個企業(yè)的產(chǎn)業(yè)分類往往是固定不變的，而在企業(yè)的生命周期里，它們可能退出了一開始涉足的產(chǎn)業(yè)，進入另外的產(chǎn)業(yè)。為此我們在做實證時發(fā)現(xiàn)，由于所用的數(shù)據(jù)庫軟件對上市公司數(shù)據(jù)的統(tǒng)計是按照中國證監(jiān)會的產(chǎn)業(yè)分類法進行的，可能由于種種原因，數(shù)據(jù)庫的產(chǎn)業(yè)分類不僅太過粗糙，而且有的行業(yè)還包括了太多的企業(yè)(2000年制造業(yè)有695家企業(yè))，不便于處理分析，因此，我們

19、在會產(chǎn)業(yè)分類的基礎上重新進行了產(chǎn)業(yè)分類，即在制造業(yè)里，我們利用制造業(yè)的細分類目。其次，沒有一個合理的指標可以用來準確反映競爭強度。目前，產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟學文獻里最常用的用來反映競爭強度的指標是行業(yè)的市場集中度比率(一般表示為CRn)、交叉價格彈性等。但是，市場集中度比率指標度量的是行業(yè)中最大的n家廠商的產(chǎn)出占行業(yè)總產(chǎn)出的比例，它反映不出企業(yè)之間行為的相互影響程度，也就是說，它難以準確衡量企業(yè)之間的競爭強度；同時，由于企業(yè)定價資料難以得到，因此，交叉價格彈性指標難以計量。為此，經(jīng)過慎重考慮，并借鑒已有的西方學者在這一領域的研究做法，我們利用三個指標作為產(chǎn)品市場的競爭強度的替代指標： 1、企業(yè)數(shù)目。在對產(chǎn)

20、業(yè)進行了合理分類的基礎上，企業(yè)數(shù)目可以作為企業(yè)產(chǎn)品市場競爭強度的一個衡量指標，企業(yè)數(shù)目越多，市場競爭強度越??；企業(yè)數(shù)目越少，市場競爭強度越大。2、赫芬因德指數(shù)(HHI)。該指數(shù)為反映市場集中度的綜合指數(shù)，即：，其中，。在本文，Xi為企業(yè)i的銷售額 為了提高同一產(chǎn)業(yè)內(nèi)企業(yè)銷售收入指標的可比性，我們采用的是企業(yè)的主營業(yè)收入的數(shù)據(jù)。該指數(shù)合理地反映了一產(chǎn)業(yè)的市場集中程度，可以大體地反映一產(chǎn)業(yè)的競爭情況。當產(chǎn)業(yè)內(nèi)企業(yè)的數(shù)目一定時，赫芬因德指數(shù)越小，一個產(chǎn)業(yè)內(nèi)相同規(guī)模的企業(yè)就越多，產(chǎn)業(yè)內(nèi)企業(yè)之間的競爭越激烈；企業(yè)行為的相互影響程度就越大，即在企業(yè)數(shù)目一定的條件下，赫芬因德指數(shù)越小，說明市場競爭強度越大，

21、赫芬因德指數(shù)越大，說明市場競爭強度越小。3、企業(yè)銷售額對競爭對手競爭行為的敏感度。鑒于以上兩個指標所存在的局限，我們借鑒Lyandres的做法，重新定義并計算了一個反映市場競爭強度的指標，即企業(yè)的競爭行為對其競爭對手銷售額的影響(在文中，我們稱之為企業(yè)對其競爭對手行為的敏感度)，將其與上兩個指標一起作為產(chǎn)品市場競爭強度的替代指標。由于銷售額較利潤更少受到企業(yè)的籌資以及投資決策的影響，因此該指標能更好地衡量企業(yè)在產(chǎn)品市場上的表現(xiàn)。我們定義為企業(yè)i在t-1年至 t年的銷售額為了消除物價指數(shù)因素影響，企業(yè)的銷售收入以及銷售費用與管理費用都用各年份的消費價格指數(shù)(1990=100)作了調(diào)整。的非正常變

22、化為dASit，其值為企業(yè)自身銷售額的變化與整個產(chǎn)業(yè)平均銷售額的變化之差。即： 其中，n為t-1年至t年產(chǎn)業(yè)內(nèi)的企業(yè)數(shù)目。一般而言，企業(yè)銷售額的非正常變化可以歸結為企業(yè)自身的行為和企業(yè)競爭對手的行為引起的。因此，上式可以表示為：Cit表示企業(yè)在t年的競爭行為，C-i,t表示企業(yè)t年里在產(chǎn)品市場上競爭對手的競爭行為。dCit和dC-i,t表示企業(yè)及競爭對手在t-1年至t年競爭行為的變化。為其他因素引起的企業(yè)銷售額的變化。在本文中，我們以企業(yè)的銷售費用和管理費用來衡量企業(yè)的競爭行為，計為S&A。由此，可以對每個產(chǎn)業(yè)建立如下回歸模型：我們混合了我國深、滬兩市上市公司在整個樣本期間的橫截面數(shù)據(jù)

23、以及時間序列數(shù)據(jù)，即所謂的面板數(shù)據(jù)測算每個產(chǎn)業(yè)的dAS產(chǎn)品市場上企業(yè)間的競爭反應程度或許會隨著時間而變化，因此，如果對每個行業(yè)各年分別估計上式，或許估計的結果更準確些，但是，這樣做會由于很多行業(yè)有些年份的上市公司數(shù)目過少而使估計的模型很不精確。一般說來，企業(yè)競爭對手銷售費用與管理費用S&A的變化參數(shù)2的值是負的，而企業(yè)自身的競爭行為變化參數(shù)1是正的。但是，如果競爭對手的行為，譬如說做廣告，對整個產(chǎn)業(yè)的需求產(chǎn)生影響，特別是對企業(yè)的產(chǎn)品的需求產(chǎn)生了了影響，則2的值可能為正。同時，1的值一般大于2的值。由于S&A對不同行業(yè)各公司及其對手市場份額的影響各不相同，現(xiàn)定義行業(yè)k公司間競爭反

24、應程度指標：k=-(2/1)，并將各行業(yè)估算結果列表如下： 表1 各行業(yè)反應度估計結果行業(yè)反應度k農(nóng)林牧漁業(yè)采掘業(yè)食品飲料業(yè)紡織、服裝、皮毛造紙、印刷石油、化學、塑膠電子非金屬礦物制品黑色金屬冶煉有色金屬冶煉金屬制品交通設備制造電器機械及器材醫(yī)藥、生物制品建筑業(yè)交通、運輸倉儲業(yè)信息技術業(yè)批發(fā)和零售貿(mào)易業(yè)房地產(chǎn)業(yè)社會服務業(yè) 注：本表各系數(shù)的估計值均為采用加權最小二乘法消除了異方差性后的結果。 由于dAs衡量了企業(yè)對競爭對手行為的敏感度，即企業(yè)及競爭對手銷售與管理費用變化所造成企業(yè)銷售收入的非正常變化，從公式k=-(2/1)可以看出，企業(yè)競爭對手銷售費用與管理費用S&A的變化參數(shù)2的值越大

25、，說明企業(yè)越受競爭對手行為的影響，行業(yè)內(nèi)企業(yè)之間的競爭強度就越大。我們對上述三個度量企業(yè)對競爭對手行為的敏感程度的指標的簡單相關關系的檢驗表明，它們的相關系數(shù)都較低。其中：赫芬因德指數(shù)與企業(yè)數(shù)目之間的相關系數(shù)為0.067，與企業(yè)對競爭對手行為的敏感性之間的相關系數(shù)為-0.051；企業(yè)數(shù)目與企業(yè)對競爭對手行為的敏感性之間的相關系數(shù)為0.0656。于是我們就可以在回歸時將三個指標同時納入模型中，而不需考慮潛在的多重共線性問題。影響企業(yè)資本結構的主要因素及其定義根據(jù)已有的國內(nèi)外的研究文獻，影響企業(yè)資本結構的主要因素可以概括為七個：所屬產(chǎn)業(yè)、資本市場、盈利能力、規(guī)模、資產(chǎn)抵押價值、成長性、非負債稅收利

26、益。洪錫熙、沈藝峰(2000)對我國上市公司資本構結構影響因素進行了實證分析，他們的研究結果表明，企業(yè)規(guī)模和盈利能力兩個因素對我國企業(yè)資本結構的決策有顯著影響，而公司權益、成長性和行業(yè)等因素對企業(yè)資本結構則沒有顯著的作用。因此，在研究中，我們選用企業(yè)規(guī)模、盈利能力作為影響企業(yè)資本結構的主要因素，并以企業(yè)年度銷售收入作為反映企業(yè)規(guī)模的變量；以每股收益率(每股收益/收盤價)作為反映企業(yè)盈利能力的變量；用資產(chǎn)負債率 (總負債/總資產(chǎn))來描述企業(yè)的資本結構?，F(xiàn)將各變量做如下定義：資本結構：在通常情況下，企業(yè)的資本結構由長期債務資本和權益資本構成。資本結構指的就是長期債務和權益資本各占多大的比例。我們認

27、為將短期債務包括在企業(yè)負債中來衡量企業(yè)的負債水平更合理；同時，企業(yè)的資產(chǎn)負債率+權益資產(chǎn)比率=1，因此企業(yè)的資本結構完全可以通過企業(yè)的資產(chǎn)負債率得到合理反映。企業(yè)規(guī)模：企業(yè)規(guī)模越大，企業(yè)日常經(jīng)營及發(fā)展所需的資本越大。同時，市場一般認為大規(guī)模的企業(yè)往往多元化經(jīng)營，從而企業(yè)可以分散風險，這樣企業(yè)就一般不會陷入破產(chǎn)境地。由此看來，可能企業(yè)規(guī)模越大，企業(yè)越容易負債，且負債成本也較其他企業(yè)低。因此，企業(yè)的負債水平可能與企業(yè)規(guī)模呈正相關關系。至于企業(yè)規(guī)模的恰當度量，人們一般使用總產(chǎn)出或總銷售。在本文，我們用企業(yè)的銷售額作為企業(yè)規(guī)模的衡量指標，并且為了縮小數(shù)據(jù)的量級，對企業(yè)銷售收入取了對數(shù)。為了剔除價格因素

28、影響，我們用消費者價格指數(shù)(1990=100) 各年度的銷售收入進行了縮減。盈利能力 對于企業(yè)規(guī)模和盈利能力與資本結構的關系，學者之間的看法差異極大。如：Barclay,Smith和Watts(1995)認為以企業(yè)資產(chǎn)的帳面價值衡量的企業(yè)規(guī)模與資本結構呈負相關關系。洪錫熙、沈藝峰認為企業(yè)的資本結構與盈利能力呈正相關關系。我們的實證檢驗支持我們所做的理論分析。：一般而言，企業(yè)的盈利能力越強，企業(yè)的現(xiàn)金流基本可以滿足企業(yè)日常經(jīng)營以及發(fā)展所需。并且根據(jù)企業(yè)融資選擇順序(Pecking Order)理論,企業(yè)一般傾向于首先進行內(nèi)部融資，毫無疑問,較強的盈利能力為企業(yè)進行內(nèi)部融資提供了條件，因此，盈利能

29、力與負債水平一般呈負相關關系。我國企業(yè)由于既無動力、又無壓力對實現(xiàn)的收益進行分配，那些具有較強盈利能力的企業(yè)更可能將實現(xiàn)的利潤不做分配，而留在企業(yè)作為發(fā)展之需。因此，我國企業(yè)的盈利能力與負債水平之間更有可能呈負相關關系。我們以每股收益率(每股收益/收盤價)作為反映企業(yè)盈利能力的變量。研究方法和實證結果我們利用資產(chǎn)負債率作為因變量，以企業(yè)銷售收入的自然對數(shù)、每股收益率、赫芬因德指數(shù)、產(chǎn)業(yè)內(nèi)企業(yè)數(shù)目以及企業(yè)行為對競爭對手的敏感程度作為自變量進行多元回歸分析，以分析產(chǎn)品市場上競爭程度與企業(yè)資本結構的關系。我們所用的樣本為1997-2001年所選的20個行業(yè)在滬深股市上市的所有公司，剔除了主營業(yè)務收入

30、為負的公司后，共3526個樣本，各樣本指標數(shù)據(jù)有的直接取自公司年報，如資產(chǎn)負債率，有的經(jīng)過計算得到，如企業(yè)對其競爭對手行為的敏感度。由于本文采集的數(shù)據(jù)中橫截面單位多，如2001年有875家上市公司，而時期少，只有5年，因此，本研究采用橫截面和時間序列數(shù)據(jù)混合回歸模型分析，這樣可以在一定程度上克服變量之間的多重共線性。但是，利用panel數(shù)據(jù)進行分析需要考慮二個問題，即殘差的橫截面相關性和時間序列相關，否則，檢驗的結果可能出現(xiàn)偏差。因此，為了解決這一問題，我們計算了每個上市公司5年期間各變量的算術平均值，例如，上市公司i在1997-2001年期間資產(chǎn)負債率指標的平均值為：其中，Dit為公司i在t

31、年度的資產(chǎn)負債率；It為一個開關函數(shù)(indicator function)，若t年度i公司已上市，則It取值1，否則取值為0；ni為五年中能夠得到公司該指標的年數(shù)，即ni=It 。我們采用普通最小二乘法（OLS），同時給出了利用Panel數(shù)據(jù)和對1997-2001每個公司各指標平均而得到的橫截面數(shù)據(jù)進行多元回歸的結果，如表2所示：表2 行業(yè)內(nèi)競爭程度對企業(yè)資本結構影響的回歸分析結果19972001Panel常數(shù)-0.32956*(-3.14)-0.14975*(-2.24)Ln(主營業(yè)務收入)0.09334*(7.18)0.06812*(8.36)每股收益率-3.65158*(-7.09)-

32、2.19195*(-6.62)赫芬因德指數(shù)-0.15952*(-2.63)-0.09126*(-3.10)公司數(shù)目-0.00026*(-1.71)(-0.54)公司對競爭對手行為的敏感度0.04208*(1.84)0.04626*(3.21)樣本數(shù)8753526AdjR2F值F值顯著性注：（1）回歸估計采用的是普通最小二乘法。（2）括號中給出的t 統(tǒng)計量是White異方差一致估計量?！霸诋惙讲顥l件下，這個估計量可以對真實的參數(shù)值作出漸近（即大樣本）有效的統(tǒng)計推斷”（White,1980）。（3）*代表在1%水平上顯著；*代表在5%的水平上顯著，*代表在10%水平上顯著。從回歸結果F值可以看出，

33、兩個回歸模型均高度顯著，因此，都可以用來進行結構分析。規(guī)模變量（主營業(yè)務收入的自然對數(shù)）的系數(shù)在兩模型中均為正，且在統(tǒng)計上是顯著的，說明我國上市公司的公司規(guī)模對企業(yè)的資本結構有顯著的正的影響，與我們前面的分析一致。盈利能力變量（每股收益率）的系數(shù)為負，且在兩模型中均顯著，說明公司盈利能力對企業(yè)資本結構有顯著的負的影響，這與我們的分析一致，而與洪錫熙、沈藝峰通過列聯(lián)表檢驗方法得出的盈利能力與企業(yè)資本結構有顯著正相關結論恰好相反這可能是因為研究樣本的選擇以及所用的統(tǒng)計方法不同導致的 洪錫熙、沈藝峰的實證研究用的是1995-1997年期間在上海證券交易所上市的221家工業(yè)類公司。所用的統(tǒng)計方法為列聯(lián)

34、表行列獨立性的卡方檢驗。同時，從表2可以看出企業(yè)的資本結構與產(chǎn)品市場競爭之間的關系。首先，就赫芬因德指數(shù)來看，其系數(shù)為負，且進行的兩種統(tǒng)計檢驗均在1%的水平上顯著，這說明該指數(shù)對資本結構有顯著的負影響。我們同樣也分析過，當產(chǎn)業(yè)內(nèi)的企業(yè)數(shù)目一定時，該指數(shù)越小，產(chǎn)業(yè)內(nèi)同等規(guī)模的企業(yè)越多，企業(yè)的競爭強度越大。因此，企業(yè)的負債水平與由赫芬因德指數(shù)所衡量的生產(chǎn)競爭強度呈正相關關系。其次，產(chǎn)業(yè)內(nèi)企業(yè)的數(shù)目的系數(shù)雖然為負，但在Panel模型中，即使在10%水平上也不顯著，這可能是因為我們所給出的t統(tǒng)計量是根據(jù)White異方差一致估計量（HCE）計算出來的，雖然異方差一致估計量的使用的確可以產(chǎn)生出一致的方差估

35、計，但它不是最有效的參數(shù)估計，要想得到最有效的參數(shù)估計，必須采用加權最小二乘法，我們通過加權最小二乘法得到的結果表明，產(chǎn)業(yè)內(nèi)企業(yè)數(shù)目的系數(shù)是高度顯著的。同時，在1997-2001平均數(shù)據(jù)模型中顯著，說明行業(yè)內(nèi)企業(yè)數(shù)目的確對企業(yè)資本結構有顯著的負的影響。我們在前面分析了產(chǎn)業(yè)內(nèi)企業(yè)數(shù)目越少，如寡頭競爭這種情況，企業(yè)行為對競爭對手的影響越大，產(chǎn)業(yè)的市場競爭強度越大。這表明，企業(yè)的負債水平與產(chǎn)品市場競爭強度之間是呈正相關關系的。最后，在兩個模型中，企業(yè)行為對競爭對手的影響程度系數(shù)都顯著為正，說明該指標對資本結構有顯著的正的影響。由于企業(yè)行為對競爭對手的影響較好地衡量了產(chǎn)品市場競爭情況，并且我們的理論分

36、析認為，企業(yè)對競爭對手影響程度越大，說明市場競爭程度越激烈，企業(yè)的負債水平就越低。因此，這也說明市場競爭程度與企業(yè)資本結構呈正相關關系。上述分析表明，衡量產(chǎn)品市場競爭強度的三個指標企業(yè)在產(chǎn)品市場上的競爭越激烈，企業(yè)的負債水平越低，即企業(yè)的負債水平與企業(yè)在產(chǎn)品市場的競爭程度呈正相關關系，從而證明了我們的理論假設。結論本文的研究表明，資本結構作為企業(yè)的一項戰(zhàn)略承諾，與所在的產(chǎn)業(yè)的市場競爭情況具有密切關系，企業(yè)的負債水平與企業(yè)所在的產(chǎn)品市場的競爭程度呈正相關關系。這對企業(yè)經(jīng)營戰(zhàn)略的制訂與實施具有重要的啟示：企業(yè)的資本結構決策必須與企業(yè)的競爭戰(zhàn)略密切結合，如此，企業(yè)才能有效實現(xiàn)其預先制訂的戰(zhàn)略，才能在激烈的市場競爭中取得競爭優(yōu)勢以及優(yōu)良績效。參考文獻：洪錫熙、沈藝峰，2000：我國上市公司資本結構影響因素的實證分析，廈門大學學報（哲社版）第3期。朱武祥等，2002：產(chǎn)品市場競爭與財務保守行為-以燕京啤酒為例的分析，經(jīng)濟研究第8期。戴維·貝贊可等著，1996：公司戰(zhàn)略經(jīng)濟學，北京大學出版社1999版。羅伯特S.平狄克等著，1998，計量經(jīng)濟模型與經(jīng)濟預測，機械工業(yè)出版社2002版。Barc