超可持續(xù)增長與財務(wù)績效的交互跨期影響研究

周國強，王璐瑤

(武漢理工大學(xué) 管理學(xué)院，湖北 武漢 430070)

信息技術(shù)產(chǎn)業(yè)是當(dāng)前我國經(jīng)濟結(jié)構(gòu)調(diào)整和傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級的主要驅(qū)動力，在落實“中國制造2025”等重大戰(zhàn)略部署的過程中扮演著重要角色，對國民經(jīng)濟的發(fā)展起到了強大的引領(lǐng)和帶動作用。2010年10月，國務(wù)院下發(fā)文件《關(guān)于加快培育和發(fā)展戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)的決定》，正式將新一代信息技術(shù)產(chǎn)業(yè)列為我國七大戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)之一。至此，我國信息技術(shù)產(chǎn)業(yè)迎來了快速發(fā)展期，從2012年至2017年，我國電子信息制造業(yè)的收入規(guī)模由8.5萬億元增長至14萬億元，軟件和信息技術(shù)服務(wù)業(yè)收入規(guī)模由2.5萬億元增長至5萬億元，增長幅度分別超過50%和100%，信息技術(shù)業(yè)迅猛的發(fā)展速度引起了人們對其可持續(xù)增長的關(guān)注。

羅伯特·希金斯在1981年首次提出了“可持續(xù)增長率”概念[1]，并將其定義為在不需要耗盡企業(yè)財務(wù)資源的情況下最高的銷售增長率，代表企業(yè)最適宜的增長速度?，F(xiàn)有文獻中往往將實際增長速度與企業(yè)可持續(xù)增長率進行比較，從而判斷企業(yè)是否達到了可持續(xù)增長狀態(tài)，或者研究造成企業(yè)非可持續(xù)增長狀態(tài)的原因。如高娟等[2-3]研究發(fā)現(xiàn)信息技術(shù)業(yè)上市公司的實際增速與可持續(xù)增速間存在差異，并分析了產(chǎn)生差異的原因。但是卻鮮有學(xué)者從戰(zhàn)略的長時間跨度對企業(yè)實際增長速度與可持續(xù)增長率的差異帶來的經(jīng)濟后果進行定量研究，也缺乏對財務(wù)績效是否影響企業(yè)增長戰(zhàn)略的實證研究。

基于此，筆者以我國2012—2017年滬深兩市A股上市的信息技術(shù)企業(yè)為研究樣本，以范霍恩穩(wěn)態(tài)模型為基礎(chǔ)計算可持續(xù)增長率，并借鑒韓慧博等[4]的定義，將企業(yè)實際增長率與可持續(xù)增長率的差距稱為“超可持續(xù)增長率”，實證研究企業(yè)超可持續(xù)增長率與財務(wù)績效之間的交互跨期影響，以期為我國信息技術(shù)產(chǎn)業(yè)的可持續(xù)發(fā)展提供參考意義。

1 理論分析與研究假設(shè)

1.1 超可持續(xù)增長對財務(wù)績效的跨期影響

按照希金斯理論，超可持續(xù)增長率不為零，意味著企業(yè)實際增長速度與可持續(xù)增長速度不平衡，現(xiàn)有的經(jīng)營水平、財務(wù)政策與目標不相符合，有待調(diào)整。超可持續(xù)增長率為正時，企業(yè)實際發(fā)展速度高于可持續(xù)增長率，資金出現(xiàn)缺口，內(nèi)部融資能發(fā)揮的作用有限，權(quán)益融資門檻高、成本高、籌備期長，并且會分散原股東對企業(yè)的控制權(quán)，故企業(yè)通常會優(yōu)先選擇債務(wù)融資，從而使負債規(guī)模增加?；谖写砝碚摚糠謱W(xué)者認為負債增加有利于提高企業(yè)業(yè)績。如GROSSMAN等[5]提出，負債的增加將減少經(jīng)營者可動用的自由現(xiàn)金流，有利于控制經(jīng)營者的在職消費和過度投資，減少其逆向選擇行為；負債的增加也將增大企業(yè)的破產(chǎn)風(fēng)險，經(jīng)營者為了維護自身的業(yè)界聲譽往往更加努力地工作，企業(yè)的代理成本降低，有利于企業(yè)績效的提高?；谟卸怗MM理論，MASULIS[6]在實證分析中發(fā)現(xiàn)，在一定的負債規(guī)模內(nèi)，利息抵稅帶來的稅盾作用會使企業(yè)價值提高，每股收益的增長幅度變大，財務(wù)績效提高。超可持續(xù)增長率為負時，增速低于預(yù)期，企業(yè)增長乏力，達不到可持續(xù)增長應(yīng)有的增長速度，現(xiàn)金出現(xiàn)富余，財務(wù)資源閑置浪費，利用效率低下，進而影響財務(wù)績效。據(jù)此，筆者提出如下假設(shè)：

假設(shè)1a企業(yè)當(dāng)期超可持續(xù)增長對當(dāng)期財務(wù)績效存在顯著正向影響。

超可持續(xù)增長率反映的是實際增長速度與可持續(xù)增長率之間的差異，當(dāng)超可持續(xù)增長率為零時，企業(yè)為了預(yù)防資源緊張導(dǎo)致的成長性破產(chǎn)或資源使用效率低下等問題，往往會對其經(jīng)營策略和財務(wù)結(jié)構(gòu)進行調(diào)整，這些調(diào)整會對企業(yè)未來的財務(wù)績效產(chǎn)生影響。據(jù)此，筆者提出如下假設(shè)：

假設(shè)1b企業(yè)超可持續(xù)增長對財務(wù)績效的影響具有延續(xù)性，即前期超可持續(xù)增長對當(dāng)期財務(wù)績效會產(chǎn)生影響。

1.2 財務(wù)績效對超可持續(xù)增長的跨期影響

企業(yè)財務(wù)績效也能對超可持續(xù)增長產(chǎn)生影響。首先，良好的財務(wù)績效是企業(yè)實現(xiàn)正超可持續(xù)增長的保障，銷售業(yè)績的持續(xù)增長需要足夠的資金支持，只有在現(xiàn)有資金滿足日常經(jīng)營活動的情況下，企業(yè)才有能力擴大生產(chǎn)線、拓寬銷售渠道，繼而提高業(yè)績水平，很難想象一個難以維持正常經(jīng)營的企業(yè)會有能力去增加廠房、機器設(shè)備和勞動力等生產(chǎn)要素。其次，良好的財務(wù)績效可能使管理層產(chǎn)生過度自信，從而制定超可持續(xù)增長戰(zhàn)略。據(jù)此，筆者提出如下假設(shè)：

假設(shè)2a企業(yè)當(dāng)期財務(wù)績效對當(dāng)期超可持續(xù)增長存在顯著正向影響。

在現(xiàn)實中，財務(wù)績效對超可持續(xù)增長的影響不僅僅體現(xiàn)在當(dāng)期。企業(yè)通過對財務(wù)績效和發(fā)展戰(zhàn)略進行分析判斷，決定維持或緊縮現(xiàn)有經(jīng)營策略和財務(wù)結(jié)構(gòu)，或者采取研發(fā)新產(chǎn)品、擴大生產(chǎn)線、拓寬銷售渠道等擴張舉措，而這些經(jīng)濟決策的執(zhí)行及其效果的體現(xiàn)需要一定的時間。據(jù)此，筆者提出如下假設(shè)：

假設(shè)2b企業(yè)財務(wù)績效對超可持續(xù)增長的影響具有延續(xù)性，即前期財務(wù)績效會對當(dāng)期超可持續(xù)增長產(chǎn)生影響。

2 研究設(shè)計

2.1 樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

借鑒楊柳等[7]對信息技術(shù)行業(yè)的定義，結(jié)合證監(jiān)會2012版行業(yè)分類標準，筆者將計算機、通信和其他電子設(shè)備制造業(yè)(C39)及信息傳輸、軟件和信息技術(shù)服務(wù)業(yè)(I63～I65)作為信息技術(shù)行業(yè)范疇，以577家信息技術(shù)上市公司作為初始研究樣本，并進行了如下篩選：①剔除ST和*ST公司；②剔除在2012年1月1日至2017年12月31日期間不能持續(xù)上市經(jīng)營的公司；③剔除數(shù)據(jù)缺失和不完整的公司。最終確定325 家上市公司作為研究樣本。筆者使用的數(shù)據(jù)部分來自國泰安數(shù)據(jù)庫，部分為手工計算所得，數(shù)據(jù)計量分析工具為Stata 12.0 及Excel。

2.2 變量選取

2.2.1 超可持續(xù)增長率

根據(jù)文獻[4]的研究，將超可持續(xù)增長率定義為實際增長率與可持續(xù)增長率的差異。實際增長率即為當(dāng)年主營業(yè)務(wù)收入增長率，而理論界關(guān)于可持續(xù)增長率的計算模型主要有基于會計利潤口徑和基于現(xiàn)金流口徑兩種類型，故超可持續(xù)增長率的計算方法主要取決于可持續(xù)增長率計算模型的選擇。

可持續(xù)增長率現(xiàn)金流模型隱含的假設(shè)條件為：銷售收入和銷售成本均為即收即付。而我國信息技術(shù)行業(yè)普遍存在商業(yè)信用，所以不采用現(xiàn)金流模型?？沙掷m(xù)增長率會計利潤模型的典型有希金斯模型和范霍恩模型[8]，兩個模型均指出所有者權(quán)益的增長是影響可持續(xù)增長的重要因素，并且兩個模型本質(zhì)上是一致的，但是范霍恩模型較希金斯模型有所發(fā)展和進步，主要表現(xiàn)在：范霍恩模型明確強調(diào)可持續(xù)增長率是對銷售收入的未來預(yù)測，是一個目標值，不是實際值，而希金斯并沒有強調(diào)這一點，相反，其認為可持續(xù)增長率既可以是事前指標，也可以是事后指標。此外，范霍恩模型拓展了可持續(xù)增長率的研究路徑，從動態(tài)的視角探討了企業(yè)實際運營中面臨的增長問題。因此，以范霍恩模型為基礎(chǔ)構(gòu)建超可持續(xù)增長率更加科學(xué)合理。范霍恩模型分為穩(wěn)態(tài)模型和動態(tài)模型，由于動態(tài)模型的可操作性較差，故筆者采用范霍恩穩(wěn)態(tài)模型計算可持續(xù)增長率。超可持續(xù)增長率計算公式為：

超可持續(xù)增長率t=實際銷售增長率t-

2.2.2 財務(wù)績效

衡量企業(yè)財務(wù)績效的指標主要分為兩種：基于市場數(shù)據(jù)測量的市場指標和基于歷史會計數(shù)據(jù)測量的財務(wù)指標。常見的市場指標有托賓Q值、市場收益率、股價變動指數(shù)等，常見的財務(wù)指標有總資產(chǎn)收益率、凈資產(chǎn)收益率、每股收益率等。鑒于目前我國股票市場的成熟程度和有效程度遠不及西方資本市場，股價變動及其真實性受到諸多外界因素的影響，且存在大量非流通股[9]，故筆者選用凈資產(chǎn)收益率作為財務(wù)績效的衡量指標。

2.2.3 控制變量

根據(jù)相關(guān)研究文獻，筆者選取企業(yè)的上市年限、資產(chǎn)規(guī)模、資產(chǎn)負債率、獨立董事比例、第一大股東持股比例和產(chǎn)權(quán)性質(zhì)作為控制變量。各變量定義如表1所示。

表1 變量定義表

2.3 模型設(shè)計

在構(gòu)建動態(tài)面板模型時，由動態(tài)面板偏差和變量互為因果引起的潛在的內(nèi)生性問題不容忽視。瞿華等[10-11]認為系統(tǒng)廣義矩估計法(系統(tǒng)GMM法)可以利用前期的解釋變量和滯后的因變量修正由動態(tài)面板偏差產(chǎn)生的內(nèi)生性問題，并且自變量的滯后期為兩期就可以滿足信息的完整性要求。王宇等[12]通過對國際上3本頂級管理學(xué)期刊在2007—2016年發(fā)表的涉及內(nèi)生性問題的223篇文章進行梳理和分析，發(fā)現(xiàn)引入滯后的被解釋變量是修正由變量互為因果引起的內(nèi)生性問題較為常用的方法。鑒于此，筆者在構(gòu)建模型時，引入滯后期的被解釋變量，并采用系統(tǒng)GMM法。超可持續(xù)增長對財務(wù)績效跨期影響的模型和財務(wù)績效對超可持續(xù)增長跨期影響的模型分別如式(1)和式(2)所示。

CFPi,t=α0+α1×CFPi,t-1+α2×CFPi,t-2+

α3×BSGRi,t+α4×BSGRi,t-1+

α5×BSGRi,t-2+α6×Timei,t+α7×Sizei,t+

α8×Debti,t+α9×Indepei,t+α10×Top1i,t+

α11×Statei,t+εi,t

(1)

BSGRi,t=β0+β1×BSGRi,t-1+β2×BSGRi,t-2+

β3×CFPi,t+β4×CFPi,t-1+β5×CFPi,t-2+

β6×Timei,t+β7×Sizei,t+β8×Debti,t+

β9×Indepei,t+β10×Top1i,t+β11×

Statei,t+εi,t

(2)

式中：CFPi,t、BSGRi,t、Timei,t、Sizei,t、Debti,t、Indepei,t、Top1i,t、Statei,t分別表示第i家企業(yè)第t年的財務(wù)績效、超可持續(xù)增長率、上市年限、企業(yè)規(guī)模、資產(chǎn)負債率、獨立董事比例、第一大股東持股比例和產(chǎn)權(quán)性質(zhì);CFPi,t-1、CFPi,t-2分別表示滯后一期、滯后二期的財務(wù)績效;BSGRi,t-1、BSGRi,t-2分別表示滯后一期、滯后二期的超可持續(xù)增長率;ε為擾動項。

3 實證分析

3.1 描述性統(tǒng)計

各變量描述性統(tǒng)計分析結(jié)果如表2所示。從表2可知，BSGR的最大值、最小值和標準差分別為171.280 4、-2.188 6、4.432 7，說明數(shù)據(jù)比較離散，不同企業(yè)間超可持續(xù)增長率存在很大差距；BSGR的均值遠大于中位數(shù)，而且數(shù)值均大于零，可以初步判定樣本企業(yè)總體呈現(xiàn)正超可持續(xù)增長的狀態(tài)。

表2 變量描述性統(tǒng)計結(jié)果

進一步統(tǒng)計分析發(fā)現(xiàn)：在2012至2017年的6年中，呈正超可持續(xù)增長的企業(yè)數(shù)量從181家增加到256家，占比從56%上升到79%；而呈負超可持續(xù)增長的企業(yè)數(shù)量卻在不斷減少，占比從44%下降到21%?？梢?，信息技術(shù)行業(yè)上市公司整體呈正超可持續(xù)增長狀態(tài)。

3.2 超可持續(xù)增長對財務(wù)績效影響的回歸分析

為檢驗有關(guān)超可持續(xù)增長對財務(wù)績效跨期影響的兩個假設(shè)，利用模型(1)進行回歸檢驗，檢驗結(jié)果如表3所示。

表3 超可持續(xù)增長對財務(wù)績效的兩階段系統(tǒng)GMM估計結(jié)果

注：***、**、*分別表示在1%、5%、10%的水平上顯著；Waldchi2(8)=38.54；Prob>chi2=0.000 0

表3回歸結(jié)果顯示：當(dāng)期BSGR對CFP的影響系數(shù)為0.005 3，但未通過顯著性檢驗，前一期和前兩期的BSGR對當(dāng)期財務(wù)績效的正向影響同樣不顯著；前一期的CFP對當(dāng)期CFP有顯著負向影響；在控制變量上，企業(yè)資產(chǎn)規(guī)模和第一大股東持股比例與CFP顯著正相關(guān)，上市經(jīng)營年限與CFP顯著負相關(guān)。當(dāng)期和前期超可持續(xù)增長率對當(dāng)期財務(wù)績效均未產(chǎn)生顯著性影響，說明過快的發(fā)展速度并不能改善企業(yè)的財務(wù)績效，一味追求高增長來提高績效水平的做法是不可取的。

3.3 財務(wù)績效對超可持續(xù)增長影響的回歸分析

為檢驗有關(guān)財務(wù)績效對超可持續(xù)增長跨期影響的兩個假設(shè)，利用模型(2)進行回歸檢驗，檢驗結(jié)果如表4所示。

表4 財務(wù)績效對超可持續(xù)增長的兩階段系統(tǒng)GMM估計結(jié)果

注：***、**、*分別表示在1%、5%、10%的水平上顯著；Waldchi2(8)=71.38；Prob>chi2=0.000 0

表4回歸結(jié)果顯示：當(dāng)期CFP對當(dāng)期BSGR的影響系數(shù)為正，但未通過顯著性檢驗，前一期和前兩期CFP對當(dāng)期BSGR在1%水平下有顯著正向影響；在控制變量上，上市經(jīng)營年限與BSGR顯著正相關(guān)，資產(chǎn)負債率、獨立董事比例和第一大股東持股比例在10%水平下與BSGR顯著負相關(guān)。

從回歸結(jié)果可以看出，財務(wù)績效對超可持續(xù)增長有促進作用，財務(wù)績效水平越高，實施超可持續(xù)增長戰(zhàn)略的可能性越大，并且這種影響具有延續(xù)性。財務(wù)績效對超可持續(xù)增長具有促進作用，一方面是因為企業(yè)實現(xiàn)超可持續(xù)增長離不開良好的財務(wù)績效提供的資金支持，另一方面是因為在企業(yè)財務(wù)績效表現(xiàn)出色時，管理層往往會對未來發(fā)展態(tài)勢持樂觀態(tài)度，采取擴張型財務(wù)戰(zhàn)略，大量引入資本，擴大經(jīng)營規(guī)模，進而增加了企業(yè)實施超可持續(xù)增長戰(zhàn)略的可能性。

3.4 殘差擾動項檢驗和工具變量有效性檢驗

系統(tǒng)GMM法成立的前提是，殘差擾動項不存在自相關(guān)，因此需要進行擾動項的自相關(guān)檢驗。殘差擾動項自相關(guān)檢驗的原假設(shè)為“擾動項無自相關(guān)”，但這并不意味著擾動項的一階、二階自相關(guān)均不成立，而是要求一階自相關(guān)，二階及更高階不存在自相關(guān)，如在5%的顯著性水平下，當(dāng)AR(1)<0.05、AR(2)>0.05時，接受原假設(shè)，表示通過檢驗。同時，因為系統(tǒng)GMM法在模型(1)和模型(2)中均使用了工具變量，故還需對工具變量的有效性進行檢驗(即過度識別檢驗)，過度識別檢驗的原假設(shè)為“工具變量是有效的”，如在5%的顯著性水平下，當(dāng)P<0.05時，拒絕原假設(shè)，工具變量無效，當(dāng)P>0.05時，接受原假設(shè)，工具變量有效。

模型(1)和模型(2)擾動項自相關(guān)檢驗和過度識別檢驗結(jié)果如表5所示，可看出模型(1)分別在5%和1%顯著性水平下通過了擾動項目相關(guān)檢驗和過度識別檢驗，模型(2)在1%顯著性水平下通過了兩項檢驗。

表5 殘差擾動項檢驗和過度識別檢驗結(jié)果

3.5 穩(wěn)健性檢驗

為驗證研究結(jié)論的可靠性，用ROA(總資產(chǎn)收益率)替代CFP，對模型(1)和模型(2)進行穩(wěn)健性檢驗。結(jié)果顯示，BSGR對ROA沒有顯著影響，當(dāng)期ROA對BSGR有不顯著的正向影響，前一期和前兩期ROA對BSGR有顯著的正向影響，這與前文的研究結(jié)果基本一致。

4 結(jié)論

筆者以我國2012—2017年滬深兩市A股上市的信息技術(shù)企業(yè)為研究樣本，運用系統(tǒng)GMM法實證分析了企業(yè)超可持續(xù)增長與財務(wù)績效之間的交互跨期影響。研究結(jié)果表明，超可持續(xù)增長對財務(wù)績效沒有顯著影響，財務(wù)績效對超可持續(xù)增長有顯著正向影響，且具有延續(xù)性。這提醒信息技術(shù)企業(yè)，盲目追求超速增長以提高財務(wù)績效的做法是不可取的，過快的增長速度并不會對績效產(chǎn)生顯著影響，甚至可能會因其導(dǎo)致的資源短缺等問題危害企業(yè)未來的健康持久發(fā)展；與此同時，企業(yè)在取得良好的財務(wù)績效時，更要警惕由于管理層的過度自信而導(dǎo)致的偏離可持續(xù)增長率的發(fā)展戰(zhàn)略，進而避免或減少過快增長對企業(yè)產(chǎn)生負面影響。