許良超

〔摘要〕產(chǎn)品市場競爭對企業(yè)的影響已經(jīng)得到了證實，本文則從多維度檢驗其對股票異常收益的影響。本文利用1998—2013年中國上市公司年度數(shù)據(jù)，分別從行業(yè)集中度、產(chǎn)品可替代性和市場規(guī)模三個角度度量產(chǎn)品市場競爭，采用變量分組和多元回歸的方法分析了產(chǎn)品市場競爭對股票異常收益的影響。研究發(fā)現(xiàn)，產(chǎn)品市場競爭確實可以影響股票異常收益，產(chǎn)品市場競爭的激烈程度越低，企業(yè)股票異常收益越高，即產(chǎn)品市場競爭的無效反而促進了資本市場的有效。并且行業(yè)集中度、產(chǎn)品可替代性和市場規(guī)模對股票異常收益的影響是不一致的，市場規(guī)模對股票異常收益的影響較大，而行業(yè)集中度、產(chǎn)品可替代性對股票異常收益的影響較小。

〔關鍵詞〕產(chǎn)品市場競爭；股票異常收益；行業(yè)集中度；產(chǎn)品可替代性

中圖分類號：F8325文獻標識碼：A文

章編號：10084096（2015）02007308

公司不是在一個真空的環(huán)境中經(jīng)營的，而是在產(chǎn)品市場中與競爭對手相互影響的。每個企業(yè)為了生存，都在不斷地與其他公司競爭，努力贏得客戶，擴大市場份額。同時，上市公司在股票市場發(fā)行股票，股票投資者根據(jù)上市公司的盈余預期對股票定價。因此，上市公司在產(chǎn)品市場上的競爭情況會對其在股票市場上的表現(xiàn)產(chǎn)生影響。超產(chǎn)權理論認為，產(chǎn)品市場競爭是一種重要的外部治理機制，可以改善公司治理水平，提高企業(yè)效益。大量研究產(chǎn)品市場競爭對公司治理影響的文獻表明，產(chǎn)品市場競爭確實可以優(yōu)化資本結構，對某些公司治理機制產(chǎn)生互補或替代作用。

一、文獻和理論綜述

在產(chǎn)品市場競爭與股票收益的關系這一領域，開創(chuàng)性的研究始于Hou和Robinson[1]，他們在《行業(yè)集中度與股票平均收益》一文中首次討論了行業(yè)集中度與股票平均收益之間的關系，認為產(chǎn)品市場結構通過多種途徑影響股票收益：一方面，產(chǎn)品市場競爭影響企業(yè)現(xiàn)金流，進而影響企業(yè)預期收益；另一方面，產(chǎn)品市場競爭影響企業(yè)管理者的決策，進而影響股票收益。并且基于風險提出了兩點假設：第一，集中度高的行業(yè)中企業(yè)面臨較高的進入壁壘，他們面對的破產(chǎn)風險較低；第二，集中度高的行業(yè)中企業(yè)進行革新的動力較低，他們面對的革新風險也較低。因此，這些低破產(chǎn)風險、低革新風險的企業(yè)投資者對其收益的預期也較低。經(jīng)驗結果證實，集中行業(yè)中企業(yè)的股票收益較低，即使控制規(guī)模、B/M比率、動量和其他收益影響因素，這個結果仍是穩(wěn)健的。這個結果適用于行業(yè)組合和單個股票，其中競爭最強行業(yè)與集中最強行業(yè)相比較，后者的企業(yè)股票收益率要比前者低4%。他們認為可能的解釋有：第一，集中行業(yè)中企業(yè)的財務困境風險不容易得到分散；第二，集中行業(yè)中企業(yè)面臨創(chuàng)新競爭的風險較小，進而導致預期收益較低。Sharma [2]在Hou和Robinson的基礎上分析了產(chǎn)品市場競爭與股票收益的關系，認為除了考察行業(yè)集中對股票收益的影響，還應分析產(chǎn)品替代程度、行業(yè)市場規(guī)模等因素的影響，結果不僅證實了Hou和Robinson的結論，還發(fā)現(xiàn)產(chǎn)品替代程度較高的企業(yè)具有較高的風險調整收益，市場規(guī)模較大行業(yè)中的企業(yè)也具有一定的風險調整收益，且這兩種因素的影響并不能被行業(yè)集中度這一因素所替代。Aguerrevere[3]從實物期權的角度對產(chǎn)品市場競爭與資產(chǎn)收益的關系進行解釋，認為產(chǎn)品市場競爭會影響企業(yè)實際投資與資產(chǎn)預期收益的關系，通過理論模型證實市場競爭程度與資產(chǎn)預期收益之間的關系隨著產(chǎn)品市場需求的變化而變化：當需求較低時，競爭更強的行業(yè)中，企業(yè)的收益更高；當需求較高時，集中度更高的行業(yè)中，企業(yè)的收益更高。Peress[4]通過理論模型進一步討論了產(chǎn)品市場競爭、股市交易與股市效率的關系。王雄元等[5]研究了產(chǎn)品市場競爭是否影響信息透明度，以及在競爭環(huán)境下信息透明度高的公司是否獲得市場溢價，結果發(fā)現(xiàn)公平、有序的市場競爭有利于提高信息透明度從而促進公司獲得股票異常收益。

Giroud和Mueller [6]檢驗了美國產(chǎn)品市場競爭與公司治理的相互作用對股票收益的影響，認為基于公司治理的交易戰(zhàn)略僅僅與非競爭性市場的異常收益正相關，在競爭性市場中兩者沒有相關性。這意味著產(chǎn)品市場競爭與公司治理這兩種不同的控制機制存在著替代效應。Ammann等[7]在歐洲14個國家證明了相同的假設，并證實這兩種公司控制機制之間存在替代效應。

中國的相關研究較少，在產(chǎn)品市場競爭與企業(yè)資本結構的關系方面，姜付秀和劉志彪[8]探討了產(chǎn)品市場競爭及其變化與資本結構動態(tài)調整之間的關系，結果表明無論是從靜態(tài)角度還是動態(tài)角度，產(chǎn)品市場競爭越激烈，公司資本結構偏離目標資本結構的幅度越小，但是，產(chǎn)品市場競爭的動態(tài)變化與資本結構調整速度是相互獨立的，互不影響。劉艷平[9]通過對中國農業(yè)上市公司的研究發(fā)現(xiàn)，產(chǎn)品市場競爭與資本結構之間存在雙向負相關，即農業(yè)上市公司在進行資本結構決策時，產(chǎn)品市場競爭越激烈，企業(yè)越傾向采用低負債的財務保守行為，在進行產(chǎn)品市場競爭決策時，債務水平越高，企業(yè)在產(chǎn)品市場競爭中越保守。賴永杏和范利民[10]也認為產(chǎn)品市場競爭強度與企業(yè)的負債水平呈負相關關系。

在產(chǎn)品市場競爭與現(xiàn)金流方面，朱武祥等[11]以燕京啤酒為例，通過構造兩階段模型，認為當企業(yè)預期未來競爭程度越激烈，當前選擇的債務規(guī)模就越低，從而產(chǎn)生財務保守行為。楊興全和吳昊旻[12]發(fā)現(xiàn)產(chǎn)品市場競爭和產(chǎn)品的獨特性程度與公司現(xiàn)金持有量正相關，即產(chǎn)品市場競爭越激烈的公司為了保護其在產(chǎn)品市場中的競爭優(yōu)勢，會持有更多的現(xiàn)金。周婷婷和韓忠雪[13]基于高管變更的調節(jié)效應分析了產(chǎn)品市場競爭與現(xiàn)金持有的關系，研究結果表明，產(chǎn)品市場上的掠奪風險對現(xiàn)金持有的影響占主導地位，使公司現(xiàn)金持有隨產(chǎn)品市場競爭強度的增加而呈現(xiàn)上升趨勢。但是當公司高管變更時，代理成本動機影響加大，隨產(chǎn)品市場競爭程度增加，企業(yè)出現(xiàn)現(xiàn)金減持行為。韓忠雪他周婷婷[14]認為，中國制造業(yè)上市公司面臨的產(chǎn)品市場競爭越激烈，公司越有可能通過提高現(xiàn)金持有量來抵御市場掠奪風險；并分別對融資約束公司和融資非約束公司進行考察，對于融資約束公司，產(chǎn)品市場競爭對現(xiàn)金持有表現(xiàn)為掠奪風險效應，即產(chǎn)品市場競爭越激烈，公司現(xiàn)金持有量也越高；而對于融資非約束公司，則表現(xiàn)為代理效應，即產(chǎn)品市場競爭越激烈，公司現(xiàn)金持有量越低。張會麗和吳有紅[15]研究企業(yè)超額持現(xiàn)的戰(zhàn)略效應時發(fā)現(xiàn)，超額持現(xiàn)水平與產(chǎn)品市場競爭優(yōu)勢呈倒U型關系。

在產(chǎn)品市場競爭對股票收益率的影響方面，中國的研究還剛剛起步，孔東民和肖土盛[16]認為赫芬達爾指數(shù)與股票收益率呈倒U型關系，但使用的是上市公司小樣本數(shù)據(jù)，有可能使系數(shù)的估計產(chǎn)生偏差。吳昊旻等[17]首次關注中國產(chǎn)品市場競爭與公司股票特質性風險的關系，認為中國上市公司股票特質性風險近年來明顯加劇，且相對集中的行業(yè)結構與顯著的市場勢力能有效緩解特質性風險進而穩(wěn)定和提升公司的股票市場績效。張軍華[18-19]用市場勢力作為產(chǎn)品市場競爭的代理變量，研究結果顯示市場勢力與股票收益顯著正相關，與股權資本成本負相關。產(chǎn)品市場競爭對企業(yè)經(jīng)營的影響得到了證實[1]-[3]，但研究其對股票異常收益的影響的文獻較少。中國的相關研究主要是分析產(chǎn)品市場競爭與公司資本結構以及現(xiàn)金流的關系[2-4]，考察產(chǎn)品市場競爭影響股票異常收益的特征及變化規(guī)律的文獻較少，僅從單一角度研究產(chǎn)品市場競爭與股票收益的關系[3-5]，度量產(chǎn)品市場競爭比較片面。

二、研究假設與樣本選擇

在市場競爭日益激烈的今天，國家財政政策和貨幣政策的變動、經(jīng)濟周期的影響、原材料以及產(chǎn)品價格的波動等各種不確定因素都對企業(yè)產(chǎn)生影響，進而影響上市公司在金融市場上的定價。對于能源、電力行業(yè)等集中度較高的行業(yè)而言，由于特殊的資源和政策優(yōu)勢，其他企業(yè)進入該行業(yè)的壁壘較高。在外部市場環(huán)境較好時，往往可以獲得更好的投資機會；而在市場環(huán)境較差時，企業(yè)也會優(yōu)先獲得銀行貸款或國家政策扶持。因此，較為寬松的外部環(huán)境使得集中度較高的行業(yè)面臨破產(chǎn)風險和業(yè)績壓力較低，企業(yè)獲得的異常收益相對較高。因此，本文提出假設1。

假設1：行業(yè)集中度越高，股票異常收益越高。

對于產(chǎn)品可替代性較低的企業(yè)，其產(chǎn)品需求剛性較大，意味著企業(yè)在產(chǎn)品市場中的定價能力較強。在外部競爭環(huán)境發(fā)生變化時，企業(yè)可以將成本波動轉嫁給消費者，從而降低企業(yè)現(xiàn)金流的波動。因此，我們認為產(chǎn)品可替代性相對較小的企業(yè)，股東可以獲得更高的異常收益。因此，本文提出假設2。

假設2：產(chǎn)品可替代性越差，股票異常收益越高。

對于市場規(guī)模來說，如果一個行業(yè)的利潤較高，勢必會吸引更多的企業(yè)進入該行業(yè)。隨著時間的推移，行業(yè)中企業(yè)數(shù)目越來越多，競爭越來越激烈，進入者會減少，直至飽和，即進入行業(yè)的企業(yè)與退出行業(yè)的企業(yè)數(shù)目達到平衡。因而行業(yè)成長期市場規(guī)模小，成熟期市場規(guī)模大，市場規(guī)模小的行業(yè)股票收益更高。因此，本文提出假設3。

假設3：市場規(guī)模越小，股票異常收益越高。

本文選取1998—2013年中國上市公司年度數(shù)據(jù)作為研究對象，所有數(shù)據(jù)來源于國泰安公司提供的CSMAR數(shù)據(jù)庫。按照證監(jiān)會2001年頒布的《上市公司行業(yè)分類指引》，將所有樣本公司分為13個門類。由于制造業(yè)企業(yè)數(shù)目較多，在上市公司中所占比重較大，并且制造業(yè)的各子行業(yè)分工比較明確，所以本文在分析研究中將制造業(yè)的次級分類行業(yè)與其他一級分類行業(yè)放在同等地位。因此，本文選擇13個門類，以及制造業(yè)的10個次類，共22個行業(yè)劃分。按照以往研究慣例，剔除金融、保險業(yè)（I）和行業(yè)特征模糊的綜合類（M）的上市公司數(shù)據(jù)，剔除相關數(shù)據(jù)缺失的公司數(shù)據(jù)。過少的公司數(shù)據(jù)不能真實地反映行業(yè)特征，所得結論可能會存在一定的偏差，因此剔除公司數(shù)量較少的木材、家具業(yè)（C2）和其他制造業(yè)（C99）。本文研究對象保留了18個行業(yè)，最終得到包含2 596個樣本數(shù)據(jù)的非平衡面板數(shù)據(jù)。本文數(shù)據(jù)處理和模型估計工作均采用Stata11軟件完成。樣本分布情況如表1和表2所示。

三、產(chǎn)品市場競爭的度量與變量定義

關于產(chǎn)品市場競爭，盡管已有不少研究從理論層面加以闡釋，但還沒有提出一個普遍公認的合理指標來準確刻畫產(chǎn)品市場競爭強度。更重要的是，中國企業(yè)數(shù)據(jù)庫仍然不夠完善，特別是非上市公司的數(shù)據(jù)很難得到。一些學者認為，現(xiàn)在的企業(yè)大多進行多產(chǎn)品、多市場競爭，以企業(yè)的某些績效指標來判斷企業(yè)所在產(chǎn)品市場競爭情況可能更合理，更能反映出產(chǎn)品市場競爭的真實狀況 [20]。事實上，企業(yè)之間行為的相互影響程度、企業(yè)競爭戰(zhàn)略的實施效果以及企業(yè)的壟斷定價能力將最終反映在經(jīng)營績效上，績效好壞也成為決定一個企業(yè)能否在行業(yè)內長期存續(xù)的關鍵因素。如果企業(yè)績效指標表現(xiàn)得特別好，我們可以合理推定該企業(yè)在行業(yè)中占有壟斷地位，那么整個行業(yè)的競爭性就弱，反之亦然。

本文借鑒并權衡已有中外研究文獻的做法，使用赫芬達爾指數(shù)、勒納指數(shù)和行業(yè)內企業(yè)數(shù)目三個不同的指標度量產(chǎn)品市場競爭強度，多角度解釋產(chǎn)品市場競爭強度。

用赫芬達爾-赫希曼指數(shù)（Herfindahl-Hirschman index，簡稱HHI）度量行業(yè)集中度，本文簡稱赫芬達爾指數(shù)。赫芬達爾指數(shù)用行業(yè)j中企業(yè)i所占市場份額的平方和進行計算的，用公式表示為HHIj=∑（Xi/X）2，X=∑Xi。其中，Xi為行業(yè)j中企業(yè)i的銷售額。本文按上式計算了各個行業(yè)每一年的赫芬達爾指數(shù)，為提高同一行業(yè)內企業(yè)銷售額的可比性，本文采用企業(yè)主營業(yè)務收入計算行業(yè)j中企業(yè)i的銷售額。假設行業(yè)內只有一家企業(yè)，則HHI=1，即較高的赫芬達爾指數(shù)意味著行業(yè)中較少的幾個大公司占有絕大部分的市場份額。當行業(yè)內公司數(shù)量一定時，赫芬達爾指數(shù)越小，意味著行業(yè)中規(guī)模相同的企業(yè)越多，行業(yè)集中度越低，此時每個企業(yè)占有的市場份額較少，行業(yè)內部的競爭更激烈，企業(yè)行為的相互影響程度更大。

用勒納指數(shù)（Lerner）度量產(chǎn)品可替代性。在研究產(chǎn)業(yè)組織的文獻中，經(jīng)常采用勒納指數(shù)來度量企業(yè)的市場力量，從而反映產(chǎn)品市場競爭的強度。它表示產(chǎn)品價格高于邊際成本的程度，用公式表示為（P-MC）/P。其中，P為產(chǎn)品價格，MC為產(chǎn)品生產(chǎn)的邊際成本。企業(yè)的定價偏離邊際成本越多，說明企業(yè)定價能力越強，需求彈性越小。因此，勒納指數(shù)越大，壟斷程度越高，產(chǎn)品可替代性越低。但是在現(xiàn)實中，企業(yè)的邊際成本無法觀測，所以實證研究中多采用營業(yè)利潤率作為勒納指數(shù)的代理變量。Nickel等 [21]認為，企業(yè)的營業(yè)利潤率可以作為企業(yè)的壟斷租金的一種表現(xiàn)形式，壟斷租金越高，則其他企業(yè)進入的成本越高，產(chǎn)品市場競爭越弱。營業(yè)利潤率用營業(yè)利潤除以營業(yè)收入計算，是評價企業(yè)經(jīng)營效益的主要指標，反映了企業(yè)的獲利能力，企業(yè)的營業(yè)利潤率高，則說明企業(yè)在相關的競爭中占據(jù)有利地位。本文計算中使用行業(yè)平均營業(yè)利潤率。

用行業(yè)內企業(yè)數(shù)目（EN）來衡量市場規(guī)模。企業(yè)數(shù)目可以作為一個近似指標來衡量產(chǎn)品市場競爭強度。企業(yè)數(shù)目越多，行業(yè)的產(chǎn)品市場競爭越充分，每個企業(yè)都作為價格的接受者，較少受到其他某個企業(yè)的影響，也很難對市場有很大的影響。此時，市場趨于完全競爭，產(chǎn)品市場競爭較強；而當企業(yè)數(shù)目較少時，市場趨于寡頭壟斷競爭，企業(yè)需要關注競爭對手的行為，此時產(chǎn)品市場競爭較弱。

為了盡可能準確研究產(chǎn)品市場競爭與股票收益的關系，還需要控制可能對股票收益產(chǎn)生影響的其他因素。公司規(guī)模、總資產(chǎn)、總資產(chǎn)報酬率、研發(fā)支出/總資產(chǎn)、總資產(chǎn)負債率因素會直接或間接影響產(chǎn)品市場競爭及回報預期特征，而股利分配率、市凈率及Beta值等變量與上述因素一起影響中國上市公司的特質性風險，甚至是兩大要素市場的風險特征。同時，本文還控制了行業(yè)、年度等影響。這些變量的選取和定義與目前國內外文獻中的常用指標一致，主要表征變量定義如表3所示。

從表4可以看到，除采掘業(yè)外，赫芬達爾指數(shù)均值基本在0020—0200之間，赫芬達爾指數(shù)的最大值為0163。這個數(shù)值比Hou和Robinson報告的0544低一些，這一方面說明相對于美國來說中國產(chǎn)業(yè)集中度較低；另一方面，Hou and Robinson （2006）報告的數(shù)據(jù)期間為1962—2001年，相對本文數(shù)據(jù)較早，本文較低的赫芬達爾指數(shù)與全球競爭的日益激烈有關。勒納指數(shù)均值較小，同樣說明企業(yè)產(chǎn)品可替代性很小，行業(yè)的產(chǎn)品市場競爭比較激烈。在所有行業(yè)中，上市公司的企業(yè)數(shù)目都呈現(xiàn)隨時間增長的趨勢，可以看到機械、設備、儀表行業(yè)和石油、化學、塑膠、塑料行業(yè)的企業(yè)數(shù)目較多，市場規(guī)模較大，與預期假設吻合。

表5為產(chǎn)品市場競爭三個指標的皮爾遜相關值。赫芬達爾指數(shù)與勒納指數(shù)是正相關的，說明高集中度行業(yè)中的企業(yè)定價能力較強，也就是說，集中度高的行業(yè)企業(yè)營業(yè)利潤也較高，這與經(jīng)濟學直覺是一致的。然而，赫芬達爾指數(shù)與勒納指數(shù)的相關度較小，只有0099，這說明赫芬達爾指數(shù)與勒納指數(shù)從不同方面解釋了產(chǎn)品市場競爭。赫芬達爾指數(shù)與企業(yè)數(shù)目的相關度為負，即集中度高的行業(yè)企業(yè)數(shù)目少，也說明集中度高的行業(yè)進入壁壘相對較高，進入該行業(yè)受到限制，企業(yè)數(shù)目較少；而產(chǎn)品市場大的行業(yè)吸引更多的企業(yè)，從而也加劇了競爭。勒納指數(shù)與企業(yè)數(shù)目的相關度為-0145，表明在企業(yè)數(shù)目少的行業(yè)中，企業(yè)競爭優(yōu)勢較大，可以獲得較高的營業(yè)利潤，企業(yè)具有較強的定價能力。總的來說，產(chǎn)品市場競爭的三個維度的相關性在邏輯上是符合我們的常識的，它們之間的相關度都較小，說明三個指標分別解釋了產(chǎn)品市場競爭的不同方面。

2基于產(chǎn)品市場競爭優(yōu)勢分類的股票投資組合

為了探討產(chǎn)品市場競爭與股票收益的關系，本文按產(chǎn)品市場競爭的三個維度對企業(yè)進行分類，并檢驗每一組股票投資組合的異常報酬率。本文的研究方法與Fama-French、Cooper等以及Hou 和 Robinson大多數(shù)資產(chǎn)定價方法相一致，取每個行業(yè)的產(chǎn)品市場競爭指標的平均值，以此對投資組合的股票進行分類。

本文分別按產(chǎn)品市場競爭的不同衡量指標對行業(yè)進行分類，計算每組投資組合的平均值，計算結果如表6所示。其中，銷售額（Sales）和總資產(chǎn)（Assets）都是以十億元為單位，其他值以元為單位。A部分為按赫芬達爾指數(shù)進行分類的行業(yè)特點，美國司法部利用赫芬達爾指數(shù)來評估產(chǎn)業(yè)集中度時，認為HHI大于等于001時該行業(yè)為寡占型市場，而HHI小于等于001時該行業(yè)為競爭型市場，因此本文按此對投資組合進行分類。可以看出，集中度高的行業(yè)中，企業(yè)的銷售額、資產(chǎn)總額、總資產(chǎn)報酬率、股利分配率、總資產(chǎn)負債率、市凈率以及Beta值都高于行業(yè)集中度低的企業(yè)；而公司規(guī)模稍低，說明集中度低的行業(yè)產(chǎn)品市場競爭更加激烈。這個結論與Hou和 Robinson（2006）的結論大致相同。B部分為按勒納指數(shù)分類的投資組合特征，得到的結果與A部分基本一致，可替代性較低的行業(yè)中，企業(yè)的銷售額、資產(chǎn)總額、總資產(chǎn)報酬率、資產(chǎn)負債率和市凈率都較高；企業(yè)規(guī)模、股利分配率和Beta值較低，這與集中度高的行業(yè)一致。在C部分中，顯示在企業(yè)數(shù)目較多的行業(yè)中，銷售額、企業(yè)規(guī)模、資產(chǎn)總額、股利分配率和市凈率的數(shù)值都較高，而總資產(chǎn)報酬率、資產(chǎn)負債率和Beta值稍低。

總的來說，三組中研發(fā)支出與總資產(chǎn)之比這項指標在每組中的差異都很小，而且我們可以發(fā)現(xiàn)這個指標的絕對值很小，可見，不論產(chǎn)品市場競爭強弱，中國企業(yè)在研發(fā)支出上投入都相對較少，這是需要改進的。

3產(chǎn)品市場競爭與股票異常收益的關系

為了研究產(chǎn)品市場競爭與股票異常收益間的關系，本文檢驗了按產(chǎn)品市場競爭強度進行分組的平均股票異常收益。本文的股票實際投資收益為每股股票價格變化值與其期初股票價格的比值。用公式表示為R=（Pm-Pc）/Pc×100% 。其中，Pm為股票期末價格，Pc為股票期初價格，R為股票投資的實際收益率。

股票異常收益為股票實際投資收益與考慮現(xiàn)金紅利再投資綜合年市場回報率（等權平均法）之差，用公式表示為AR=R-IR。其中，AR為股票異常收益，R為股票投資的實際收益率，IR為考慮現(xiàn)金紅利再投資的綜合年市場回報率。

本文選取1998—2013年A股市場年度數(shù)據(jù)，為了消除極端值的影響，對高于975%和低于25%分位數(shù)的R進行縮尾（采用Winsorize方法去除了股票收益AR首尾各25%的樣本。產(chǎn)品市場競爭與股票異常收益的關系如表7所示。

由表7可知，赫芬達爾指數(shù)越小，產(chǎn)品可替代性和企業(yè)數(shù)目越大，則股票收益越高。這說明，在行業(yè)集中度、產(chǎn)品可替代性以及市場規(guī)模三個方面，產(chǎn)品市場競爭強度激烈的行業(yè)都比產(chǎn)品市場競爭強度弱的行業(yè)的股票異常收益高，這就證明了產(chǎn)品市場競爭強度激烈的行業(yè)，企業(yè)獲得的異常收益更高，可以彌補其競爭帶來的風險。

為了進一步檢驗產(chǎn)品市場競爭強度與股票實際收益的關系，根據(jù)前述假設，本文構建以下三個模型：

AR=α0+α1HHI+α2Control+Σindustry+Σyear+μ（1）

AR=β0+β1Lerner+β2Control+Σindustry+Σyear+μ（2）

AR=γ0+γ1EN+γ2Control+Σindustry+Σyear+μ（3）

這里被解釋變量是股票異常收益的年度實際收益率；HHI為赫芬達爾指數(shù)，表示行業(yè)的市場集中度；Lerner為勒納指數(shù)，表示行業(yè)的可替代性；EN為企業(yè)數(shù)目，表示行業(yè)規(guī)模。Control為控制變量，包括銷售額（Sales）、公司規(guī)模（Size）、總資產(chǎn)報酬率（E/A）、股利分配率（D/B）、研發(fā)支出/總資產(chǎn)（R&D/A）、資產(chǎn)負債率（Lev）、市凈率（M/B）、Beta值（Beta）以及行業(yè)虛擬變量（∑industry）和年度虛擬變量（∑year）；μ表示隨機擾動項。回歸結果如表8所示。

本文主要關注的是HHI、Lerner和EN的系數(shù)符號。表8的第一列為變量名稱，第二列為回歸系數(shù)。

從表8可以看到，HHI的系數(shù)為0901，意味著行業(yè)集中度越高，股票異常收益越高，這驗證了本文的研究假設1。勒納指數(shù)的系數(shù)為0949，即產(chǎn)品可替代性越強，股票異常收益越高，由此本文的研究假設2得以證明。而EN的系數(shù)為負，市場規(guī)模越小，股票異常收益越高，這為本文的研究假設3提供了經(jīng)驗證據(jù)。同時，我們發(fā)現(xiàn)， EN的P值較低，說明市場規(guī)模對股票異常收益的解釋程度較高，而HHI和勒納指數(shù)的P值稍高，分別從不同角度解釋了股票異常收益情況，但解釋程度較弱。三個方程都說明了產(chǎn)品市場競爭對股票異常收益產(chǎn)生影響，產(chǎn)品市場競爭強度越弱，股票異常收益越大。

五、結論

本文使用1998—2013年度數(shù)據(jù)，從行業(yè)集中度、產(chǎn)品可替代性和市場規(guī)模三個方面度量產(chǎn)品市場競爭，并且將股票收益與產(chǎn)品市場競爭的三個重要維度聯(lián)系起來。本文使用赫芬達爾指數(shù)度量行業(yè)集中度，用勒納指數(shù)度量產(chǎn)品可替代性，用行業(yè)中企業(yè)數(shù)目度量市場規(guī)模。產(chǎn)品市場競爭越激烈，行業(yè)集中度越低，產(chǎn)品可替代性越強，行業(yè)中企業(yè)越多，即赫芬達爾指數(shù)和勒納指數(shù)較小，企業(yè)數(shù)目較大。研究結果表明，產(chǎn)品市場競爭確實可以影響股票收益，產(chǎn)品市場競爭的激烈程度越低，企業(yè)的股票收益越高，即產(chǎn)品市場競爭的無效反而促進了資本市場的有效。本文發(fā)現(xiàn)，行業(yè)集中度、產(chǎn)品可替代性和市場規(guī)模對股票收益的影響是不一致的，市場規(guī)模對股票收益的影響較大，而行業(yè)集中度、產(chǎn)品可替代性對股票收益的影響稍小。同時，經(jīng)驗證據(jù)表明，產(chǎn)品市場競爭越激烈的行業(yè)中，企業(yè)的銷售額、企業(yè)規(guī)模、總資產(chǎn)和總資產(chǎn)報酬率都較高，而股利分配率、研發(fā)支出、資產(chǎn)負債率、市凈率以及Beta值都較低，這與我們的分析是一致的。

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（責任編輯：韓淑麗）