企业战略差异、绩效波动与投资者信心

桂林电子科技大学商学院 李晋杰 曾繁荣

企业战略差异、绩效波动与投资者信心

桂林电子科技大学商学院 李晋杰 曾繁荣

本文借鉴逐步回归的方法，利用我国上市制造业企业的财务数据研究了企业竞争战略、绩效波动和投资者信心三者之间的关系。研究发现，企业所选择的竞争战略偏离同行业内的常规战略越大，则企业绩效的纵向波动和横向波动也会更大，与此同时，投资者信心会受到更大的负面影响。另外，绩效的纵向和横向波动性在企业竞争战略选择对投资者信心的影响中都起到了部分中介作用。

竞争战略 绩效波动 投资者信心

一、引言

投资者信心的提升和保持是维持资本市场发展与繁荣的必要前提。那么，究竟哪些因素会对投资者信心产生影响呢？Mckinsey&Company（2002）在研究中指出：投资者信心很大程度上受到公司治理信息的影响。陈新英和文炳洲（2006）在探究了公司治理、价值创造和投资者信心三者关系后得出结论：投资者信心逐渐下降源于我国上市公司规范化治理结构的缺失，这导致违法违规现象频发，投资者的回报得不到合理保证。Kim和Purnanandar（2010）在随后的探索中发现：治理质量在公司寻求融资时会对投资者信心产生影响，在此基础上又研究了公司治理的价值相关性。雷光勇等（2012）指出，公司内部因素和外部市场因素会对投资者信心产生影响，投资者信心会随着公司治理质量的提升而提升，进而通过一系列的投资行为影响股票收益。

二、理论分析与研究假设

Dimaggio和Powell（1983）指出，每个行业都有一套常规的战略模式，主要原因有以下三点：其一，监管部门制定的行业准则会迫使企业选择趋于一致的战略；其二，专家知识的传播可能使同行业内的企业听取了类似的战略建议；其三，同行业内的企业很大程度上面对着相似的不确定性，互相模仿的行为有利于降低此类不确定性。据此不难得出，企业的竞争战略相对于同行业内常规战略的偏离程度可以从以下方面影响企业所面临的风险：其一，战略差异度较小的企业更加符合行业法规的要求，更容易适应宏观经济环境，进而避免诉讼风险，与此同时，也更有利于获得政府的支持，从而降低企业经营风险；其二，战略差异度较小的企业采取了同行业内的专家普遍认可的建议和意见，导致其绩效表现趋向于行业平均水平；其三，行业内常规战略往往已被证实可以获得稳定的利润，但这也意味着采取极端战略的企业可能取得超常利润或者一败涂地。综上所述，企业选择的竞争战略偏离行业常规战略的程度越大，则在经营过程中所面临的风险也就越大——财务表现即为企业绩效的波动性较大。由此提出假设：

假设1：企业战略差异度与绩效的横向波动性之间呈现正相关假设2：企业战略差异度与绩效的纵向波动性之间呈

现正相关

Bharath等（2006）指出，企业的绩效波动是一个综合性很强的指标，它能够反映企业的代理问题、公司治理状况和信息风险。简言之，绩效波动性越大的企业越容易发生违约的情况，同时，信用风险增高，这无疑会对投资者信心造成不小的负面影响。由此提出假设：

假设3：企业绩效的横向和纵向波动性与投资者信心之间呈现负相关假设4：企业绩效的横向和纵向波动性在战略差异度对投资者信心的影响中起到了中介作用

三、研究设计

（一）样本选取与数据来源本文利用Wind数据库，选取了电气机械和器材制造业、医药制造业以及计算机、通信和其他电子设备制造业三个制造业细分行业上市公司作为研究样本，并对数据做如下处理：（1）剔除数据值有缺失的样本企业；（2）剔除上市时间不足三年的样本企业；（3）剔除被ST、ST*的上市公司；（4）剔除其中的B股上市公司；（5）为了消除样本中异常值对于研究结果的影响，将所有变量通过Stata软件进行1%分位数的Winsorize处理。最终得到254家上市公司数据样本。本文之所以选取以上行业作为研究对象，理由如下：（1）这三类行业所拥有的上市公司数量比较多；（2）以上行业属于竞争强度较大的行业，其业绩数据更多依赖于公司内部运营状况和战略倾向，在一定程度上剔除了国家政策导向的影响。

（二）变量设计（1）被解释变量：投资者信心指数（IC）。有效市场理论指出，股价中包含了一切有价值的信息，现实的市场价格与投资者对于今后股票价格的预测几乎一致。但是，由于噪声交易者主观信念的偏差或与股票价值偏离的信息而导致其对股票价格做出错误的预期。市场的乐观程度其实能够在投资者信心的大小上得到很好的体现。本文借鉴雷光勇等（2012）的研究方法，综合考虑市场因素和公司特质，在主成分分析的基础上计算上市公司个股的投资者信心指数。本文选取市净率、机构持股比例和营业收入增长率作为投资者信心的代理变量，具体说明如下：市净率在股利固定增长折现模型中主要受到增长率和净资产收益率的影响，企业的市净率高体现出的是高盈利能力和高成长性，因此，此类股票会吸引更多的理性投资者，投资者对于此类股票的信心也更高。机构投资者的数量随着近年来我国资本市场的日臻成熟，被认为是稳定资本市场信心的主力军。因为机构投资者通常具备较好的市场引导作用和市场理性，这部分投资者的持股比例真实地反映了投资者对于公司个股的信心。机构持股比例的升高说明投资者信心的增强，由于信息的不对称性和获取信息的成本、渠道受限等一系列原因，其他投资者在权衡利弊后很容易受到机构持股比例这一信号的影响，因此，它就成为一个较好的量化投资者信心的代理变量。营业收入增产率在公司财务数据中的重要程度不言而喻，因为它和市净率一样反映了企业的盈利和成长能力，是体现企业运营状况的重要财务指标。投资者的收益来自于企业的股票价值上涨和股息红利分配，而企业的营业收入增长率越高，则意味着企业有能力制定更好的股息红利分配计划，投资者也能从股票价值的上涨中获得更高的收益，进而促进投资者信心的增强。本文选取我国制造业上市公司2012～2014年的市净率（YRPB）、机构持股比例（INST）和营业收入增长率（Growth）数据，剔除市净率小于零的样本后分年度进行主成分分析，然后选取累计方差贡献率超过80%的前两个主成分变量，权重设置为每个主成分变量方差贡献率占总方差贡献率的比值，据此构建三年的投资者信心指数，最后分别求每家公司三年数据的平均数得出表征企业这三年间的投资者信心的指标。

（2）解释变量：战略差异度（DS）。借鉴Hambrick和Geletkanycz（1997）以及Tang等（2011）的研究方法，运用战略差异度DS衡量企业竞争战略偏离行业常规战略的程度，计算方法如下。首先，分别从下列六个战略维度计算反映企业对应资源分配情况的指标：广告投入（销售费用除以营业收入）、资本密集程度（固定资产除以员工人数）、研发投入（无形资产净值除以营业收入）、固定资产更新程度（固定资产净值除以固定资产原值）、财务杠杆（短、长期借款与应付债券之和除以权益账面价值）和管理费用投入（管理费用除以营业收入）。其中前四个指标反映了企业在创新、扩张和营销方面的行为，财务杠杆反映企业的资本运作状况，管理费用投入是企业费用结构的反映。综上所述，这六个指标从整体上表征了企业竞争战略选择倾向。然后分别以行业为单元将六个变量进行标准化并取绝对值，得到每个企业在各个战略维度上的差异状况。其次，计算各个公司六个变量的平均值，得到2011～2013年三期的表征企业整体战略偏离同行业常规战略的程度，最后，分别将每家公司三年的战略差异度求算术平均数，即得到三年间的平均战略差异度指标DS。

（3）中介变量：企业绩效的横向波动（PF1）和纵向波动（PF2）。在以往研究中学者大多采用净资产收益率（ROE）和TobinQ值来衡量企业的经营绩效。ROE作为衡量投资者收益效率的财务指标具有一定的稳定性，不易受管理者短视行为和外部环境的影响，是战略管理会计相关文献中经常采用的绩效衡量指标。为了检验研究结果的稳健性，本文选用TobinQ值代替ROE重复完全相同的研究过程，并将两组结果进行对比分析，从而增强结果的说服力。在以往的研究中，TobinQ值主要用来衡量在企业改善了资本结构和治理结构等方面后价值的增加情况，是企业绩效的良好表征变量。在此需要强调，之前的大量文献都是以各个年度最后一个交易日的市值为基础计算TobinQ值，没有考虑到市场的投机行为，因此，本文吸取教训，采用当年度的日平均收盘价来衡量企业的股票市值，所以本文的TobinQ值=（净债务市值+股票市值）/总资产。另外，考虑到雷辉、王亚男等（2015）的研究结论，企业绩效的变化状况滞后于竞争战略的实施，所以本文ROE和TobinQ值的选取是基于各企业2012～2014年间的财务数据。本文借鉴Adams等（2005）、Cheng（2008）、权小锋和吴世农（2010）等文献，将绩效波动分为以下两种进行后续研究：其一，绩效的横向波动性主要用来衡量某公司的绩效偏离同行业内常规绩效的程度，本文首先分行业对绩效指标进行标准化处理，然后取绝对值得到变量PF1。其二，绩效的纵向波动性主要用来衡量同一公司的绩效在不同年度区间内的起伏涨跌，本文以各个企业2012-2014年间的绩效指标为基础求其标准偏差得到变量PF2。

（三）模型构建本文研究企业战略差异度(DS)对投资者信心指数（IC）的影响，主要考察企业绩效的横向波动（PF1）和纵向波动（PF2）是否在其中存在中介效应。参照Baron和Kenny（1986）、温忠麟和张雷等（2004）提到的逐步检验回归系数的方法初步构建以下三个回归模型：

其中IC表示投资者信心指数，DS表示企业的战略差异度，PF1和PF2分别表示企业绩效的横向和纵向波动性；系数c反映了企业的战略差异度对投资者信心的总效应，系数a反映了企业战略差异度对绩效波动性的效应，系数b是在控制了战略差异度的影响后中介变量对投资者信心的效应，系数c’是控制了中介变量的影响后，战略差异度对投资者信心的直接效应；e1、e2和e3分别是三个方程的残差项。针对以往逐步检验回归系数法的若干缺陷，温忠麟和叶宝娟对此方法进行了优化和改进（2014），用Bootstrap法代替了原来的Sobel法，本文采用此种优化后的检验方法，具体操作步骤如下。（1）检验系数c，结果不显著则按遮掩效应立论，否则按中介效应立论；（2）依次检验a和b，若其中至少一个不显著，进行（3），否则，表明间接效应显著，进行（4）；（3）通过Bootstrap检验法对H0:ab=0进行检验。若结果显著，则转（4），否则停止分析；（4）检验c’，若不显著，说明仅存在中介效应而直接效应不显著，否则，进行（5）；（5）比较ab和c’的符号，若同号，则为部分中介效应，否则属于遮掩效应。

四、实证分析

（一）描述性统计由表1的描述性统计分析结果可知，253个研究样本均为有效样本，样本企业在战略差异度DS、绩效波动性PF1（PF2）和投资者信心指数（IC）三方面的最大、最小值分别为2.8047和0.1850、3.8364和3.5727（3.5727和0.0253）、6.9795和0.1203，说明样本企业在这些方面的状况差别都比较大，也表明本文所选择的行业比较合理，具有研究意义。

（二）中介效应分析在本次检验中我们选用PF1来衡量企业的绩效波动性，模型（1）和模型（2）的回归结果分别为表2和表3，限于篇幅原因，本文只给出回归模型系数及检验表。模型（1）和模型（2）的方差分析表中拟合的回归模型F值分别为42.270和26.927，p值均为0.000，因此两方程拟合的模型均具有统计学意义。由表2和表3可见，系数c和a都是显著的。

表2 模型（1）回归结果

表3 模型（2）回归结果

然后检验系数b与c’的显著性，模型（3）的回归模型系数及检验表如表4所示，可见系数b和c’都通过了各自T检验，对应p值分别为0.002和0.000均小于0.05，所以系数b与c’均显著，说明模型中企业战略差异度对投资者信心影响的直接效应和由于企业绩效波动造成的中介效应同时存在。

表4 模型（3）回归结果

最后，需要检验模型中的变量间是遮掩效应还是部分中介效应。由表3和表4可知c’=-0.061，a=11.617，b=-0.022，发现ab与c’同为负数，遂得出结论：企业绩效的横向波动在战略差异度对投资者信心的影响中起到部分中介效应，即DS对IC的影响并不是完全通过PF1的中介达到的，DS对IC有一定的直接效应，或者还可能有其他中介变量存在。此模型中PF1的中介效应占总效应的比值为：ab/c=0.819。然后，将变量PF1替换为变量PF2，发现模型（1）-模型（3）的回归结果与上述结果相似，所有系数均通过了各自的T检验，PF2的中介效应占总效应的比值为0.583，限于篇幅有限，此处省略了相关表格和数据。将PF1和PF2的结果求算术平均数大致得到企业绩效波动性在战略差异度对投资者信心影响中的中介效应占总效应的比值为0.701。综上所述，由于两组回归检验中系数a均显著为正，系数b均显著为负，系数c均显著为负，所以假设1、2和3均得到了验证；并且通过以上分析可知，绩效的横向和纵向波动性在战略差异度对投资者信心的影响中的确起到了中介作用，所以假设4也得以验证。

（三）稳健性检验为了检验以上实证结果的稳健性，将变量ROE替换为变量TobinQ来衡量企业绩效，进而求出相应的绩效横向和纵向波动性，重复回归操作，发现模型（1）-模型（3）的回归结果与上述结果相似，所有系数均通过了各自的T检验，说明本文的结论具有稳健性。限于篇幅有限，此处省略了相关表格和数据。

五、结论

本文研究发现：（1）企业如果选择了较为极端的竞争战略，则后果往往是使其绩效的波动性随之增大；（2）在竞争性行业中，企业的竞争战略偏离同行业的常规战略越远，则其绩效表现也与同行业的平均水平相距更远；（3）企业绩效的波动性与投资者信心呈负相关关系；（4）在同一竞争性行业中，企业的竞争战略差异度对投资者信心有直接影响作用，同时，企业的绩效波动性在上述双变量关系中起到了部分中介效应。

［1］蒋玉梅、王明照：《投资者情绪与股票收益：总体效应与横截面效应的实证研究》，《南开管理评论》2010年第3期。

［2］陈新英、文炳洲：《公司治理、价值创造与投资者信心》，《宁夏社会科学》2006年第5期。

［3］雷光勇、王文、金鑫：《公司治理质量、投资者信心与股票收益》，《会计研究》2012年第2期。

［4］雷辉、王亚男、聂珊珊、欧阳丽萍：《基于财务绩效综合指数的竞争战略绩效时滞效应研究》，《会计研究》2015年第5期。

［5］温忠麟、叶宝娟：《中介效应分析：方法和模型发展》，《心理科学进展》2014年第5期。

（编辑 文博）