资本结构与产品市场竞争互动关系研究-来自中国上市公司的经验证据

1、资本结构与产品市场竞争互动关系研究来自中国上市公司的经验证据论文摘要：资本结构与产品市场竞争的关系目前颇受经济学界的关注，但是现有的研究大多忽略了两者之间的双向互动关系。鉴于以上缺乏，本文以我国A股上市公司为研究背景，应用联立方程模型对资本结构与产品市场竞争的双向互动关系进行了检验。检验结果说明：企业的负债比例与产品市场竞争强度之间存在显著的双向负相关关系。论文关键词：资本结构,产品市场竞争,负债比例一、引言自20世纪80年代中后期以来，资本结构与产品市场竞争的关系颇受财务学界和产业经济学界的关注，并取得了许多创造性的研究成果。理论研究的成果大致可以分为两类：一类是以BranderLewis1

2、986为代表，在完全债务契约下，运用古诺模型或伯川德模型，对资本结构与产品竞争战略的关系进行了研究，认为资本结构具有战略承诺效应；另一类是以Poitevin1989为代表，在不完全债务契约下，运用掠夺性定价理论，对资本结构与掠夺性竞争行为之间的关系进行了研究，认为由于高负债容易导致企业陷入财务困境，企业利用负债难以产生战略承诺效应，反而容易引起竞争对手的掠夺性竞争，使其市场地位被削弱。实证研究的结果却比拟一致，根本上支持负债弱化了企业产品市场竞争能力的观点。KovenockPhillips1997和Campello2003等人的研究说明，当经济出现衰退时，高负债企业通常会失去大量的市场份额；Z

3、ingales1998的研究说明，当行业竞争突然加剧时，高负债企业更容易陷入财务危机，即使是富有效率的高负债企业有时也很难逃脱破产倒闭的命运。目前，国内学者也在开始关注这一领域，并出现了一些实证研究成果。朱武祥等2002认为，企业当前的负债程度与产品市场的未来竞争状况之间存在一定的联系，企业预期未来竞争比拟剧烈，当前就会选择较低的负债水平，从而产生财务保守行为。刘志彪等2003认为，企业的负债程度与其在产品市场上的竞争强度显著正相关。姜付秀等2005认为，当经济对本行业的需求产生不利冲击时，激进的资本结构将对企业的市场份额产生不利影响。姜付秀等2021认为，产品市场竞争对企业的资本结构偏离目标

4、资本结构水平产生了显著影响，公司所在的产品市场竞争越剧烈，公司资本结构偏离目标资本结构的幅度越小。从总体上看，国内学者对这一领域的研究还停留在对国外的相关理论进行实证检验的阶段上，并且这些检验根本上都是假设资本结构与产品市场竞争的影响关系单向的。即便是有些学者认识到这两者之间可能存在双向互动关系，但考虑到有些数据难以获得或分析过程过于复杂，这种双向关系也被忽略了。鉴于上述缺乏，本文以我国A股上市公司为背景，运用联立方程模型对资本结构与产品市场竞争的互动关系进行了实证检验。二、研究假设负债比例过高通常会削弱企业的产品市场竞争能力，引起竞争对手的掠夺性竞争。高负债企业为了归还即将到期债务，它们往往

5、采取会减少投资、提高产品价格、削减广告费等方式来增加当前的现金流量；而那些负债程度较低、现金充裕的竞争对手通常还会趁机挑起价格战或营销战，以掠夺更多的市场份额，甚至将高负债企业逐出市场。国外的实证研究也根本上支持负债弱化了企业产品市场竞争能力的观点。基于上述分析，本文提出如下假设：假设1：企业的负债比例与其产品市场竞争强度负相关。尽管负债比例过高可能会降低企业的产品市场竞争能力，但是企业并非只是被动地接受其现有的负债水平。为了提高自身的产品市场竞争能力，它们可以事先对自身的负债比例进行调整。如果某家企业准备采取强硬;的市场竞争战略，以获取更多的市场份额，它就会主动地降低其负债比例，更多地选择权

6、益融资。因此，本文进一步做出如下假设：假设2：企业的产品市场竞争强度对其负债比例的选择有反作用。三、样本的选择本文我国A股上市公司为研究对象。为了考察资本结构与产品市场竞争的长期动态变化情况，减少因企业进入和退出所导致的偏误，本文将样本限制在2002年12月31日之前上市、2021年12月31日仍然在市的上市公司，并将金融保险业I，缺乏竞争性的电力、煤气和水的生产和供给业D，上市家数偏少的木材、家具业C2，以及难以衡量其竞争情况的综合类行业M的上市公司剔除；此外，本文还剔除了资料不全或权益为负数的公司以及在此期间内变更了主营业务的公司。经过上述筛选，最后还剩下796家上市公司，6368个年度观

7、察值。文中所用的原始数据均数据处理软件为Eviews6.0。四、变量的选取与界定1.反映产品市场竞争强度的变量企业的产品市场竞争越强硬;，该企业所获得的市场份额就越多。本文选用市场份额增长率指标来反映上市公司的产品市场竞争强度。该指标假设为正值，说明市场份额相对于前期有所增加；假设为负值，说明市场份额在减少。其计算过程如下：市场份额增长率MSGR=本期市场份额上期市场份额上期市场份额其中，企业各期的市场份额为该年度其主营业务收入占本行业所有样本企业主营业务收入合计数的百分比。2.反映企业资本结构的变量负债比例DAR=负债合计资产总额3.相关的外生控制变量1固定资产投入：固定资产投资水平越高，企

8、业越有可能增加其产量和销量，其产品市场竞争行为就越强硬;。由此可以推出，固定资产投入与产品市场竞争强度正相关。该指标的计算方法为：固定资产投入6资产有形性：企业的有形资产所占的比例越大，其抵押价值就越高，负债融资的本钱就越低，该企业越适合选择较多的负债。其计算方法为：资产有形性TANG=存货+固定资产资产总额7非债务税盾：由于固定资产折旧、无形资产摊销同样具有抵税的作用，因而被称为非债务税盾;。非债务税盾;较多的企业不必提高负债比例，却同样可以获得较多的税盾收益。由此可以推出，非债务税盾;与负债比例负相关。该指标可用累计折旧与资产总额之比近似地反映，即非债务税盾NDTS=累计折旧资产总额8赫芬

9、因德指数：该指标是一项反映行业集中程度的指标。行业集中度越高，企业间的反映程度越强烈，企业越不宜选择较高的负债比例。该指标的计算方法为：赫芬因德指数HHI=XX，其中X=X，X为企业i的主营业务收入。五、实证检验1.实证模型的建立研究资本结构与产品市场竞争关系的现有实证检验结果几乎都是采用单方程模型估计出来的。这些模型通常只考虑了其相互关系的一个侧面，忽略了变量之间可能存在内生性的问题，从而使回归结果不能合理地估计两者之间的因果关系和影响程度。为了防止上述问题，提高估计的精度，本文运用如下联立方程模型来检验资本结构与产品市场竞争强度之间的相互关系：上述各式中，下标表示第i家样本企业在t期的观测

10、值。1式表示样本企业的资本结构对产品市场竞争强度的影响。其中，表示样本企业的市场份额增长率产品市场竞争强度的代理变量，表示固定效应模型下第i家企业的截距项；表示样本企业的负债比例资本结构的代理变量，表示与负债比例相对应的参数；=INVE，PCUL，PROF，UNIQ，它是一组与产品市场竞争强度相关的外生控制变量，是与这些外生控制变量相对应的一组参数。2式表示样本企业的产品市场竞争强度对资本结构的反作用。其中，表示固定效应模型下第i家企业的截距项；表示与市场份额增长率相对应的参数；=SIZE，TANG，PROF，NDTS，HHI，它是一组与负债比例相关的外生控制变量，是与这些外生控制变量相对应的

11、一组参数。2.变量的描述性统计表1变量的描述性统计表 均值 中位数 标准差 最小值 最大值 观测值 MSGR 0.00028 -0.00062 0.35202 -0.90656 3.19578 5572 DAR 0.46347 0.47256 0.17324 0.00814 0.99036 6368 INVE 0.05736 0.02256 0.14449 -0.59526 2.98152 5572 PCUL 4.13877 1.62653 21.1450 0.01975 1085.667 5572 PROF 0.05189 0.04917 0.06184 -0.63446 0.36235 5

12、572 UNIQ 0.05879 0.03721 0.08056 0.00000 1.68332 6368 SIZE 21.3947 21.3091 0.91531 18.7841 27.6107 6368 TANG 0.52927 0.52826 0.17250 0.01521 0.98497 6368 NDTS 0.15810 0.12686 0.12683 0.00028 0.97490 6368 HHI 0.08296 0.05357 0.104466 0.02510 0.93169 6368 上述回归模型中各变量的描述性统计特征如表1所示。在该表中，由于某些变量如市场份额增长率MSG

13、R、固定资产投入INVE的计算既涉及到本年度的数值，又涉及到上一年度的数值，这些变量就损失了2002年度的观测值；另外还有一些某些变量如生产能力利用率PCUL、盈利能力PROF在计算过程中既涉及到资产负债表工程，又涉及到利润表工程，本文对这些变量所涉及的资产负债表工程取年初和年末的均值，这也会导致其损失2002年度的观测值。所以本文将20032021年度作为研究窗口。表2变量之间的相关系数表 MSGR DAR INVE PCUL PROF UNIQ SIZE TANG NDTS HHI MSGR 1.0000 DAR -0.0942 1.0000 INVE 0.2055 -0.0894 1.0

14、000 PCUL 0.1364 -0.0726 -0.0427 1.0000 PROF 0.2117 -0.2624 0.2088 0.0238 1.0000 UNIQ -0.0761 0.0491 -0.0710 -0.0319 -0.1221 1.0000 SIZE -0.0706 0.2456 0.2043 0.0320 0.2434 0.1593 1.0000 TANG -0.0013 0.1245 0.2686 -0.0731 0.1041 -0.1569 0.2398 1.0000 NDTS 0.0757 -0.1515 0.0377 -0.1223 0.0116 -0.1560

15、0.1491 0.3579 1.0000 HHI 0.0091 -0.0625 0.0705 -0.0084 0.1189 -0.0445 0.1530 0.0738 0.1078 1.0000 表2计算了各变量之间的相关系数。从该表可以看出：反映上市公司资本结构的负债比例DAR与反映其产品市场竞争强度的市场份额增长率MSGR负相关。相关的控制变量与两个被解释变量之间也表现出一些相关关系：固定资产投入INVE、生产能力利用率PCUL和盈利能力PROF均与市场份额增长率正相关，而产品专用性UNIQ却与市场份额增长率负相关；企业规模SIZE和资产有形性TANG与负债比例正相关，而盈利能力PROF、

16、非债务税盾NDTS和赫芬因德指数HHI却与负债比例负相关。由于上述相关性分析受到不同企业和不同年份的干扰，因而只能大致给出各变量之间的相互关系，各变量之间的准确关系还需要进一步通过回归模型的具体检验才能得知。3.实证模型的检验根据1式和2式的联立方程回归模型，本文首先运用基于面板数据的随机效应和固定效应对该联立方程分别进行估计，回归结果可分别参见表3和表4的第23栏。为了在随机效应和固定效应之间进行取舍，本文分别对上述方程的估计结果进行了Hausman检验：负债比例影响市场份额增长率方程回归模型的检验结果为chi-sq(5)=137.693；市场份额增长率影响负债比例方程回归模型的检验结果为c

17、hi-sq(6)=386.020。上述检验结果的概率值均为0，从而拒绝了随机效应假设，所以我们应该接受固定效应模型的估计结果。另外，考虑到负债比例和市场份额增长率之间可能存在一定的内生性，本文进一步运用两阶段最小二乘法2SLS和三阶段最小二乘法3SLS对联立方程进行了估计，并将资产有形性TANG和非债务税盾NDTS作为1式的工具变量，将固定资产投入INVE和生产能力利用率PCUL作为2式的工具变量。其回归结果可分别参见表3和表4的第45栏。由表3可见，以上四种方法的估计结果均说明负债比例与市场份额增长率显著负相关，这说明负债对产品市场竞争强度有负面影响，从而支持了本文提出的假设1。在运用两阶段

18、最小二乘法和三阶段最小二乘法对该方程进行估计后，估计结果的显著性水平与随机效应和固定效应模型相比有了较大的改善，这说明负债比例和市场份额增长率之间确实存在较强的内生性，同时也再次验证了负债比例过高会削弱企业的产品市场竞争能力。由于样本容量较大，相关控制变量的回归结果也非常显著。表3负债比例影响市场份额增长率方程的回归统计表 随机效应 固定效应 2SLS 3SLS DAR -0.2759* (-3.24169) -0.2402* (-6.96129) -0.0919* (-12.36754) -0.1052* (-15.38512) INVE 0.43458* (11.28907) 0.4345

19、8* (14.34340) 0.43651* (16.117066) 0.42954* (16.493125) PCUL 0.02127* (8.34486) 0.02961* (8.16125) 0.02685* (8.222822) 0.02537* (5.393834) PROF 1.19115* (12.94583) 1.01472* (17.08151) 1.2441* (12.75207) 2.2239* (23.96468) UNIQ -0.2076* (-2.94003) -0.7711* (-7.26918) -0.1995* (-2.893816) -0.06742* (-

20、2.405328) 调整R 0.156354 0.346181 0.134226 0.127182 F值 56.09972 13.62352 DW值 1.972005 2.248611 1.977152 1.913727 注：括号内的数字为该参数的t值，*、*、*分别代表参数在1%、5%、10%的水平上显著。表4市场份额增长率影响负债比例方程的回归统计表 随机效应 固定效应 2SLS 3SLS MSGR -0.0289* (-9.11619) -0.02741* (-10.7696) -0.06237* (-7.882746) -0.0647* (-8.207299) SIZE 0.13039

21、* (37.20911) 0.20825* (85.17913) 0.05248* (21.56891) 0.05464* (22.24494) PROF -0.81054 (-33.5246) -0.6883 (-41.7420) -1.7624* (-15.07095) -1.7342* (-14.87351) TANG 0.13079* (9.59511) 0.08156* (10.73104) 0.16083* (8.491133) 0.06238* (7.13701) NDTS -0.1918* (-8.98004) -0.06482* (-4.73051) -0.2315* (-6

22、.359819) -0.11327* (-7.533221) HHI -0.13626* (-3.39239) -0.14354* (-4.93950) -0.1134* (-2.166335) -0.12984* (-2.928179) 调整R 0.439167 0.973986 0.347923 0.341316 F值 259.0883 186.0512 DW值 1.739327 1.779249 1.680767 1.750346 注：括号内的数字为该参数的t值，*、*、*分别代表参数在1%、5%、10%的水平上显著。从表4可以看出，以上四种方法的估计结果均说明市场份额增长率与负债比例显

23、著负相关，这说明产品市场竞争强度对企业的负债程度也有负面影响，从而支持了本文提出的假设2。在运用两阶段最小二乘法和三阶段最小二乘法对该方程进行估计后，估计结果及其显著性水平与随机效应和固定效应模型相比相差不大，因而随机效应和固定效应模型的估计结果在该方程中仍具有一定的参考价值。此外，在该表中还有企业规模、盈利能力、资产有形性和非债务税盾等变量对负债比例也有显著影响。六、结论在资本结构与产品市场竞争的研究中，国内外学者大多忽略了它们之间的双向互动关系。为了弥补这一缺乏，本文以我国A股上市公司的相关数据为背景，运用联立方程模型对这种双向互动关系进行了检验，其结果说明：企业的负债比例与市场份额增长率

24、之间存在双向的负相关关系，即一方面，负债对企业的产品市场竞争强度有负面影响；另一方面，倾向于提高产品市场竞争强度的企业会主动选择较低的负债比例。上述研究结论的意义可以归结为：企业在选择其资本结构时，不仅需要考虑负债的税收利益，还要考虑其所面对的外部市场竞争环境。企业只有适当降低其负债比例，才有可能提高其产品市场竞争强度，并在剧烈的市场竞争环境中立于不败之地。参考文献1 Brander, J. A., Lewis, T. R. Oligopoly and Financial Structure: the limited Liability Effect. American Economic Review, 1986, 76(5): 956-97