翁 旻， 夏仕亮

(淮陰師范學(xué)院 經(jīng)濟與管理學(xué)院， 江蘇 淮安 223001)

改革開放以來，我國經(jīng)濟發(fā)生了日新月異的變化，尤其是制造業(yè)建成了種類齊全、產(chǎn)業(yè)獨立的體系，發(fā)展方式也發(fā)生了顯著改變，從追求規(guī)模和速度轉(zhuǎn)向爭取質(zhì)量和效益，從粗放型發(fā)展轉(zhuǎn)向集約型發(fā)展。與此同時，企業(yè)的創(chuàng)新能力不斷提高。中國制造2025目標的提出更是給制造業(yè)發(fā)展帶來了前所未有的機遇。在制造業(yè)企業(yè)大量轉(zhuǎn)型升級的同時，企業(yè)融資問題也隨之而來。企業(yè)對資金的需求不斷增加，融資壓力激增。在這種大環(huán)境下，如何分配企業(yè)有限的資金以達到資源最優(yōu)，成為學(xué)界關(guān)注的重點。學(xué)者普遍認為，企業(yè)的資金分配與企業(yè)績效息息相關(guān)。Lazaridis和Tryfonidis(2006)及Yazdanfar和?hman(2014)提出，資金的有限性制約了企業(yè)的發(fā)展，企業(yè)需要平衡有限的資金來達到績效的最優(yōu)。在早期的資金分配研究中，營運資本一直被忽視。隨著研究的深入，營運資本的平滑作用和可逆性等特點才被發(fā)現(xiàn)，營運資本的重要性逐步顯現(xiàn)，學(xué)者們開始關(guān)注和研究營運資本對企業(yè)發(fā)展的重要作用。Schiff等(1974)和Shin等(1998)證明了營運資金管理的重要性，Afz和Nazir(2007)提出營運資本的最優(yōu)管理可以幫助企業(yè)實現(xiàn)價值最大化，Deloof(2003)及Knauer等(2013)發(fā)現(xiàn)營運資本管理可以影響企業(yè)的銷售，是影響企業(yè)績效的重要因素，企業(yè)需要平衡最優(yōu)營運資本規(guī)模數(shù)值來達到企業(yè)價值最大化。筆者通過文獻梳理發(fā)現(xiàn)，學(xué)者大多圍繞營運資本最優(yōu)化管理的靜態(tài)方面進行研究，少有探尋營運資本的動態(tài)化管理及分析營運資本的非線性對企業(yè)績效的動態(tài)影響。為豐富營運資本管理的動態(tài)化研究，探索營運資本規(guī)模的動態(tài)最優(yōu)對企業(yè)績效的影響，本文利用我國制造業(yè)公司2008—2017年的財務(wù)數(shù)據(jù)，實證探尋營運資本管理最優(yōu)規(guī)模數(shù)值的動態(tài)平衡點，尋找營運資本規(guī)模管理與企業(yè)績效之間的動態(tài)相關(guān)性，同時引入焦點變量融資約束，從融資約束視角進一步分析營運資本最優(yōu)數(shù)值的動態(tài)管理與企業(yè)績效的動態(tài)變化，拓展了營運資本動態(tài)化管理的研究，豐富了企業(yè)績效的影響因素研究，為企業(yè)資本營運和績效研究提供新的思路，為企業(yè)管理層優(yōu)化內(nèi)部控制效率及提高企業(yè)績效提供新的方法。

一、理論分析與研究假設(shè)

(一)營運資本和企業(yè)績效

自從Dewing在1941年首次闡述了營運資本和固定資本的聯(lián)系與區(qū)別并解釋了營運資本的價值后，營運資本管理就進入了學(xué)者的研究視野。Dewing認為，營運資本由應(yīng)收賬款、存貨及應(yīng)付賬款三部分構(gòu)成，其中應(yīng)收賬款與存貨在數(shù)量上占據(jù)營運資本的半壁江山，應(yīng)付賬款則從質(zhì)量上對營運資本管理產(chǎn)生了舉足輕重的影響。早期的學(xué)者傾向于將營運資本逐一分解后，從單一的營運資本變量角度，研究營運資本與企業(yè)績效的相關(guān)性。Emery(1984)從存貨和應(yīng)付賬款的角度，分析營運資本管理對企業(yè)績效的影響。Pogue等(1983)從存貨、應(yīng)收賬款和應(yīng)付賬款的角度，實證檢驗了營運資本管理對企業(yè)績效的影響。Smith(1979)率先從整體上研究營運資本管理與企業(yè)績效的關(guān)系。關(guān)于營運資本管理與企業(yè)績效的相關(guān)性，學(xué)者之間形成了兩種截然相反的觀點。Shin和Soenen[1](1998)，Gill，Biger和Mathur[2](2010)，康進軍等[3](2017)認為，較高的營運資本存量可以刺激生產(chǎn)銷售，平滑固定資產(chǎn)投資的融資約束，減少企業(yè)的調(diào)整成本，增加企業(yè)的價值，兩者呈現(xiàn)正相關(guān)性；Wang(2002)[4]、Yazdanfar和?hman[5](2014)認為，較高的營運資本存量加劇了企業(yè)的投資難度，增加了企業(yè)的融資和破產(chǎn)風(fēng)險，降低了企業(yè)的價值，兩者呈現(xiàn)負相關(guān)性。目前，關(guān)于營運資本管理和企業(yè)績效相關(guān)性的討論仍在持續(xù)。大多數(shù)的研究都專注于營運資本與企業(yè)績效之間的線性關(guān)系，而忽視了兩者之間的非線性關(guān)系，從而使研究結(jié)果產(chǎn)生背離。為了全面分析營運資本的最優(yōu)規(guī)模及對企業(yè)績效的影響，本文基于前述我國制造業(yè)上市公司10年的財務(wù)數(shù)據(jù)，從非線性的動態(tài)視角，對營運資本最優(yōu)規(guī)模對企業(yè)績效的影響進行實證研究，并在此基礎(chǔ)上提出假設(shè)H1和H2：

H1：營運資本存在最優(yōu)規(guī)模數(shù)值并與企業(yè)的相關(guān)性影響為正。

H2：營運資本存在最優(yōu)規(guī)模數(shù)值并與企業(yè)的相關(guān)性影響為負。

(二)融資約束與營運資本

經(jīng)典的MM理論(莫迪格利安尼Modiglianit和默頓·米勒miller所建立的公司資本結(jié)構(gòu)與市場價值不相干理論的簡稱)認為，在完美的資本市場中，內(nèi)外部融資可以互相替代，不存在融資約束的影響。但由于金融摩擦等因素的存在，使企業(yè)外部融資成本明顯高于內(nèi)部融資成本，從而形成了融資約束。它不但影響企業(yè)的籌資行為，而且對企業(yè)的日常營運產(chǎn)生了較大的壓力。關(guān)于融資約束代理變量的討論，目前仍存在分歧，其焦點在于代理變量的構(gòu)成。(1)單變量指標構(gòu)成。Fazzari等(1988)提出的現(xiàn)金股利代理，Whited(1992)提出的利息保障倍數(shù)代理，Carpenter等(1994)提出的公司規(guī)模代理，Gilchrist等(1995)提出的股利支付率代理，Moyen(2004)提出的現(xiàn)金流代理，Bhagat等(2005)提出的有形資產(chǎn)代理等，均屬于單變量指標構(gòu)成理論。(2)多變量指標構(gòu)成。Kaplan和Zingales(1997)提出的KZ指數(shù)代理，Wu和Whited(2006)建立的WW指數(shù)代理，Hadlock和Pierce(2010)構(gòu)建的SA指數(shù)代理等，均屬于多變量指標構(gòu)成理論。單變量指標構(gòu)成和多變量指標構(gòu)成各有優(yōu)劣。因此，企業(yè)在平衡營運資本時需要考慮融資約束的影響。Stiglitz和Weiss(1981)認為，融資約束會形成債務(wù)配給，進而影響企業(yè)的外部融資。Fazzari等(1988)認為，營運資本受融資約束的影響且兩者呈反比例關(guān)系。Fazzari和Petersen(1993)提出，在融資約束程度深的公司中，營運資本的持有量較低。Hill，Kelly和Highfield[6](2010)，Caballero等[7]981(2013)的研究表明，除了企業(yè)的融資行為受融資約束的影響外，企業(yè)的投資和日常營運也受其影響。Fazzari等[8](1998)，Badia和Slootmaekers[9](2008)的研究表明，融資約束還影響了企業(yè)的績效。但是，他們的研究大多局限于線性靜態(tài)研究，對非線性及動態(tài)研究較少。為全面探索融資約束對企業(yè)營運資本管理的影響，本文在建立營運資本規(guī)模最優(yōu)化數(shù)值的基礎(chǔ)上提出假設(shè)H3和H4：

H3：在營運資本的動態(tài)管理中，融資約束與企業(yè)營運資本的相關(guān)性影響為正。

H4：在營運資本的動態(tài)管理中，融資約束與企業(yè)營運資本的相關(guān)性影響為負。

(三)融資約束、營運資本和企業(yè)績效

價值最大化是管理者追尋的重要目標，也是企業(yè)管理的重要內(nèi)容。影響企業(yè)價值最大化的因素有很多，但Caballero等[7]985(2013)認為，融資約束是其中的一個重要因素，已成為制約企業(yè)發(fā)展的關(guān)鍵因素，對企業(yè)的融資及營運和績效都產(chǎn)生了巨大的影響。因此，關(guān)于營運資本最優(yōu)規(guī)模對企業(yè)績效的影響分析，就不能脫離融資約束。Mohnen等(2008)認為，企業(yè)受到的融資約束越大，企業(yè)的績效越低，兩者呈現(xiàn)負相關(guān)。張順明和石曉軍(2010)通過實證研究，證明企業(yè)受到的融資約束越大，企業(yè)的經(jīng)營效率就越低，企業(yè)的績效也受到影響。但是，學(xué)者們的研究主要是從靜態(tài)方面展開的，少有從非線性及動態(tài)的角度研究融資約束、營運資本和企業(yè)績效三者的鉤稽關(guān)系。為全面探索融資約束、營運資本與企業(yè)績效的非線性關(guān)系，從動態(tài)角度分析企業(yè)績效的影響因素，本文在引入融資約束的基礎(chǔ)上提出假設(shè)H5和H6：

H5：企業(yè)面臨的融資約束加大了營運資本對企業(yè)績效的影響。

H6：企業(yè)面臨的融資約束減小了營運資本對企業(yè)績效的影響。

二、數(shù)據(jù)來源和研究設(shè)計

(一)樣本數(shù)據(jù)來源

制造業(yè)在我國上市公司中舉足輕重，對我國GDP的貢獻率一直保持在30%左右。選取制造業(yè)作為研究對象能夠代表我國企業(yè)的基本情況，也符合國外選取制造業(yè)作為研究對象的慣例。2007年我國采用了新的會計準則，為避免新舊會計準則的變化對數(shù)據(jù)的影響，本文選取2008年至2017年國泰君安數(shù)據(jù)庫(CSMAR)的數(shù)據(jù)，少量缺失數(shù)據(jù)以手工補齊。為保證數(shù)據(jù)能夠滿足研究的需要，本文對數(shù)據(jù)進行了篩選：一是根據(jù)2012年證監(jiān)會公布的上市公司行業(yè)分類指引選取行業(yè)分類(行業(yè)代碼為C)為制造業(yè)的公司；二是剔除ST和數(shù)據(jù)不全及存在明顯異常的數(shù)據(jù)；三是為減少極端值對結(jié)果的影響，按照研究慣例，對所有數(shù)據(jù)作縮尾1%處理。通過以上方式，共得到720家制造業(yè)公司連續(xù)10年的數(shù)據(jù)樣本，實證檢驗本文的假設(shè)H1—H6。

(二)變量設(shè)計

1.企業(yè)績效(Y)

衡量企業(yè)績效的指標主要有兩類：一類用財務(wù)報表的數(shù)據(jù)來衡量企業(yè)績效，如凈資產(chǎn)收益率或總資產(chǎn)收益率等；另一類用企業(yè)的市價來衡量企業(yè)績效，如托賓Q值或市盈率等。綜合考慮各種指標的優(yōu)缺點及參考Morck(1988)、張宗益等(2003)、佘曉明(2003)等的研究方法，選取托賓Q值衡量企業(yè)的績效。

2.營運周期(NTC)

Shin和Soenen(1998)提出，可以用營運周期(NTC)代理營運資本并在此基礎(chǔ)上建立模型。本文參考Shin和Soenen(1998)的研究方法，選取應(yīng)收賬款、存貨和應(yīng)付賬款的周期和作為營運周期的代理，進行實證分析。

3.融資約束(FC)

關(guān)于融資約束的衡量方法，學(xué)界尚未達成統(tǒng)一意見。本文在衡量指標之間優(yōu)劣性及差異性的基礎(chǔ)上，分別選取6個單變量指標和1個多變量指標作為衡量融資約束的代理變量，以33和66分位點將數(shù)據(jù)分成高融資約束組和低融資約束組。

(三)模型構(gòu)建

為了進一步研究我國制造業(yè)上市公司營運資本的最優(yōu)規(guī)模數(shù)值及其與企業(yè)績效之間的關(guān)系，本文選取企業(yè)績效作為被解釋變量，營運資本作為解釋變量，企業(yè)的成長機會、資產(chǎn)負債率和總資產(chǎn)報酬率作為控制變量，建立營運資本與企業(yè)績效之間的多元非線性回歸模型(1)。

(1)

為進一步分析影響企業(yè)績效的因素及判斷融資約束對企業(yè)績效的影響，本文在引入融資約束的基礎(chǔ)上對模型(1)進行調(diào)整，構(gòu)建出非線性回歸模型(2)，相關(guān)變量的設(shè)定見表1。

(2)

三、實證檢驗

(一)描述性統(tǒng)計

主要變量的統(tǒng)計性描述見表2。

表2 統(tǒng)計性描述

由表2可見，變量的平均數(shù)、最小值、最大值和標準差均存在較大的差異，這表明數(shù)據(jù)選擇符合研究的要求。其中，企業(yè)績效(Y)的最大值為33.38，最小值為0.08，平均值為1.97，表明樣本企業(yè)的績效差異較大但企業(yè)的普遍績效較好。營運周期(NTC)最大值為206.1，最小值為-175.9，平均值為75.5，表明企業(yè)的經(jīng)營資金占用情況差異很大但資金的周轉(zhuǎn)率較好。樣本企業(yè)的負債率(Lev)平均值接近50%，說明企業(yè)的負債結(jié)構(gòu)較合理，基本不存在資不抵債的情況。其中最大值近似于1，最小值為0.01，表明樣本企業(yè)的資產(chǎn)負債率差異較大但都在正常范圍。企業(yè)未來成長機會(Grow)平均值為0.04，說明樣本企業(yè)未來的發(fā)展較好。其中最小值為0，最大值為0.63，顯示樣本企業(yè)的未來發(fā)展差異較大?？傎Y產(chǎn)回報率(Roa)平均值近似12%，顯示樣本企業(yè)具有較好的收益率。其中最大值接近7.5，最小值接近-2.8，說明樣本企業(yè)的投資回報率差異明顯且存在部分虧損。

(二)相關(guān)性分析

變量間的相關(guān)性和共線性會影響模型的準確性。為減少相關(guān)性和共線性的影響，本文進行了person檢測，檢測結(jié)果見表3。

表3 主要變量的相關(guān)系數(shù)

由表3可見，變量之間的相關(guān)系數(shù)不超過0.5，說明變量之間不存在嚴重的共線性。為進一步對樣本數(shù)據(jù)進行檢測，本文進行了VIF檢驗，結(jié)果顯示VIF數(shù)值最大為1.39，未超過Studenmund設(shè)立的檢驗上限為5的標準，這再一次說明變量之間不存在多重共線性，樣本選擇較好。

(三)實證結(jié)果及分析

1.營運資本與企業(yè)績效

為探索企業(yè)的營運資本與企業(yè)績效的相關(guān)性及驗證假設(shè)H1和H2，本文以企業(yè)績效為被解釋變量、營運周期為解釋變量，用模型(1)進行實證分析，結(jié)果如表4所示。

表4顯示，在1%的水平上所有變量都顯著，除NTC的相關(guān)性系數(shù)為正以外，其他變量的相關(guān)性系數(shù)全部為負，且經(jīng)過計算營運資本的平衡點為負值，即營運資本管理中存在最優(yōu)規(guī)模的平衡數(shù)值，同時營運資本的數(shù)值與企業(yè)績效呈現(xiàn)倒U型關(guān)系。這說明，當(dāng)企業(yè)的營運資本規(guī)模增加但未達到最優(yōu)平衡點時，企業(yè)銷售額的增量大于成本的增量，增加企業(yè)營運資本的投資額可以帶來更多的利潤，營運資本與企業(yè)績效呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系；當(dāng)企業(yè)的營運資本規(guī)模達到并超過最優(yōu)數(shù)值時，企業(yè)銷售額的增量小于成本的增量，增加營運資本的投資額不僅不能帶來利潤，反而會增加成本的支出，營運資本與企業(yè)績效則呈現(xiàn)負相關(guān)關(guān)系。在其他變量中，企業(yè)未來的成長機會、資產(chǎn)負債率、總資產(chǎn)回報率，均與企業(yè)績效呈現(xiàn)負相關(guān)關(guān)系。其中，較高的資產(chǎn)負債率可能導(dǎo)致企業(yè)的資金流緊張，進而影響企業(yè)的投資效率和企業(yè)價值；企業(yè)未來的成長機會越大，說明企業(yè)的無形資產(chǎn)占比越大，相對而言企業(yè)的風(fēng)險就越大；總資產(chǎn)回報率的數(shù)值越大而企業(yè)的績效卻越低，兩者呈現(xiàn)反比例關(guān)系，這可能是由于我國企業(yè)嚴重的不合理資本結(jié)構(gòu)使得企業(yè)的績效受到負面影響，從而大大降低了企業(yè)的績效(鄭家喜，2007)[10]。另外，企業(yè)融資中短期負債比例較高，也影響了企業(yè)的績效(朱德順等，2008)[11]。

表4 營運資本與公司績效的回歸結(jié)果

2.營運資本和融資約束

關(guān)于融資約束的計量標準，理論與實務(wù)界尚未取得一致的意見。為了進一步驗證假設(shè)H3和H4，檢驗融資約束對企業(yè)營運資本的影響，本文從單變量指標和多變量指標中挑選6組作為融資約束的衡量指標，分別進行實證檢驗。為了檢驗數(shù)據(jù)的差異性，本文進行了融資約束條件分組下的NTC均值檢測，結(jié)果見表5。

表5 融資約束與營運資本在分組情況下的回歸結(jié)果一覽表

由表5可知，除股利支付和利息保障倍數(shù)的分組方法外，其他分組方法下的高融資約束和低融資約束分組差異性顯著，符合分組研究的要求，為此，本文剔除這兩種衡量融資約束大小的變量分組。在剩余的4組分類中，均可見低融資約束分組的相關(guān)系數(shù)高于高融資約束分組的相關(guān)系數(shù)，這說明融資約束的程度對營運資本具有一定的負相關(guān)影響，支持了本文的假設(shè)H4。

3.融資約束、營運資本和企業(yè)績效

為進一步驗證假設(shè)H5和H6并對模型(2)的合理性進行驗證，本文以企業(yè)績效為自變量、以融資約束與營運資本的交互項為解釋變量，進一步探索融資約束條件下營運資本對企業(yè)績效的影響，其結(jié)果如表6所示。

表6顯示，融資約束和營運資本的交互項與公司績效呈現(xiàn)非線性關(guān)系，當(dāng)營運資本規(guī)模尚未到達最優(yōu)數(shù)值時，增大營運資本能夠增加企業(yè)績效，給企業(yè)帶來收益。但當(dāng)超過營運資本最優(yōu)規(guī)模數(shù)值后再增加企業(yè)的營運資本，則會減少企業(yè)績效，給企業(yè)帶來損失。也就是說，營運資本與企業(yè)績效呈現(xiàn)倒U型關(guān)系，沒有改變假設(shè)H1和H2。但在引入融資約束后的實證分析顯現(xiàn)，企業(yè)營運資本最優(yōu)規(guī)模的數(shù)值全部發(fā)生偏移，整體數(shù)值呈現(xiàn)縮小趨勢，即企業(yè)面臨的融資約束越大，營運資本的最優(yōu)規(guī)模數(shù)值就越小。企業(yè)的營運資本數(shù)量取決于投資規(guī)模和資本市場上資金的充裕程度。由于融資約束的存在，導(dǎo)致企業(yè)的融資成本提高，使得企業(yè)營運資本的最優(yōu)規(guī)模數(shù)值發(fā)生改變，影響企業(yè)的營運資本投入，進而也影響到企業(yè)績效(Hill等，2010)[12]，這從側(cè)面驗證了假設(shè)H5。在其他控制變量中，企業(yè)未來的成長性、資產(chǎn)負債率、總資產(chǎn)報酬率均與企業(yè)績效在1%的水平上顯著負相關(guān)，這說明企業(yè)的無形資產(chǎn)占比、負債水平、投資效率等在融資約束的影響下，均對企業(yè)績效有一定影響。

(四)穩(wěn)健性檢測

為了驗證實證分析的結(jié)果，本文作了穩(wěn)健性檢驗。首先，采用多種計量方法衡量融資約束的程度；其次，選取流動資產(chǎn)總額代替營運資本；第三，選取凈資產(chǎn)收益率代替企業(yè)績效。經(jīng)過以上處理后對模型再次進行研究，結(jié)果顯示，研究結(jié)論與上文基本一致。檢測結(jié)果說明本文的研究結(jié)果較為穩(wěn)定(1)考慮到篇幅，本文未將穩(wěn)健性檢測結(jié)果列示。。

表6 融資約束條件下營運資本與企業(yè)績效的回歸結(jié)果一覽表

四、研究結(jié)論

本文運用我國制造業(yè)上市公司連續(xù)10年的財務(wù)數(shù)據(jù)作為研究對象，探尋營運資本規(guī)模的最優(yōu)數(shù)值及其與企業(yè)績效之間的非線性關(guān)系，并引入融資約束這個關(guān)鍵變量，通過實證分析，得出以下結(jié)論：首先，我國制造業(yè)企業(yè)的營運資本管理存在最優(yōu)規(guī)模數(shù)值，且其與企業(yè)績效的關(guān)系呈現(xiàn)倒U型。其次，營運資本最優(yōu)規(guī)模的數(shù)值受融資約束的影響。融資約束的程度越高，企業(yè)營運資本最優(yōu)規(guī)模的平衡點數(shù)值反而越低，二者呈現(xiàn)反比例關(guān)系。最后，融資約束的程度加大了營運資本對企業(yè)績效的影響。企業(yè)受到的融資約束越大，其績效越低。因此，企業(yè)應(yīng)當(dāng)盡力平衡營運資本的最優(yōu)規(guī)模。申言之，如果營運資本低于營運資本最優(yōu)規(guī)模平衡點，則企業(yè)要盡快增加營運資本投入，以期帶來更多的邊際利潤和規(guī)模效益；如果營運資本高于營運資本最優(yōu)規(guī)模平衡點，則企業(yè)要盡快減少營運資本，降低風(fēng)險和減少損失，以維護股東的利益。