【作　　者】
邵翠丽（副教授）

【作者单位】
河南牧业经济学院工程管理学院，郑州 450044

【摘　　要】

      【摘要】运用主成分分析法构建了企业财务灵活性的综合性评价指标AFI，并基于A股上市公司2009 ~ 2014年面板数据，利用固定效应模型和随机效应模型分析了企业股权结构对财务灵活性的线性效应。结果显示：流通股比例较高的企业财务灵活性较差；机构投资者持股比例与财务灵活性有着显著的正向变动关系；股权集中度会改善财务灵活性；企业管理层的股票持有比例对财务灵活性无显著影响。
【关键词】财务灵活性；股权集中度；股权属性；管理层持股
【中图分类号】F275；F276.6      【文献标识码】A      【文章编号】1004-0994（2017）15-0016-6一、引言
全球金融危机的爆发对各国企业产生了深远影响，国内外学者对全球金融危机的成因以及如何最小化金融危机对企业的冲击展开了深入研究，他们发现，那些财务灵活性较好的企业受到全球金融危机的冲击较小，这些企业能够更加灵活地面对外部环境的变化。与此同时，股权结构是影响企业财务灵活性的关键所在。然而，目前对于股权结构与财务灵活性关系的研究较少。另外，财务灵活性主要取决于企业的现金持有量和未来负债潜力，因此，本文从三个方面展开研究：股权结构与现金持有之间的关系、股权结构与债务融资之间的关系以及有关财务灵活性的研究。
对于股权结构与现金持有的关系，国内外学者展开了深入研究。Harford（2008）发现，内部所有权和机构持股比例会对现金持有量产生显著的正向影响。Tsung-Han（2011）检验了我国台湾家族企业、公司绩效以及现金持有量三者间的线性关系，分析结果显著。Yuanto（2015）发现，制度发展以及国有控股会对我国企业的现金持有量产生重要影响。张旭蕾（2007）研究了我国A股上市公司2002 ~ 2004年数据，发现管理层持有的股票数量以及流通股占总股本的比例会促进企业现金持有量的增加。张凤（2011）研究了我国A股上市公司1998 ~ 2006年数据，发现上市公司现金持有存在着控股股东自利性动机和经理人自利性动机。
对于股权结构与债务融资的关系，21世纪后国内外学者对其进行了深入研究。Brailsford（2002）认为，虽然企业管理者与所有者之间的代理成本会随着管理层持股数量的增加而降低，但管理层持股数量与资本结构间的相互关系不显著。王浩（2012）研究了我国A股上市公司的2003 ~ 2009年数据，发现持股最多的股东拥有的股票份额会随着企业借外债数额的增加而增加，但是与企业发行股票的数额没有明显的关系；流通A股的份额虽然会随着企业借债数量的增加而减少，但是与企业发行股票的数额没有明显的关系；机构投资者持有股票的份额随着企业借外债数额与企业发行股票数额的增加而增加；管理者持有股票的份额和企业借外债数额与企业发行股票的数额没有明显的关系。
对于财务灵活性，国内外学者的研究同样起步较晚。Deangelo （2007）认为财务灵活性是指企业在运营“正常期”所采取的低负债、高股利的策略，以便在“非正常期”能够顺利融资。Gamba、Triantis（2008）发现，财务灵活性较大的企业能够较顺利地渡过“非正常期”，较好地抓住有利的投资机会，并且财务灵活性对成长期企业的作用大于对成熟期企业的作用。金春雨、张龙（2017）认为财务灵活性是指企业拥有足够的现金以及较低的负债，从而能够抵御外部不利冲击的能力。杜晶、郭旭（2016）选取2003 ~ 2013年沪深A股上市公司作为样本数据，发现财务弹性对于企业现金股利政策具有重大的影响。
综合以上分析可以发现，股权结构和现金持有量以及负债比例之间存在着必然联系，但对于具体存在着什么样的关系没有得出统一结论。企业的现金持有量以及未来负债潜力决定了企业的财务灵活性，因而可以推断股权结构和财务灵活性之间也存在着间接联系。另外，国内外对财务灵活性的研究还比较粗浅，并没有形成完整的文献研究框架以及理论体系，对财务灵活性的刻画也没有形成统一标准。
鉴于此，本文利用2009 ~ 2014年我国A股上市公司面板数据，运用主成分分析法，应用固定效应模型和随机效应模型检验股权结构与财务灵活性之间的关系，以期为企业应保持怎样的股权结构来保持适度的财务灵活性提供一定指导。
本文的主要贡献为：从股权结构和股权集中度两个方面对企业财务灵活性进行相关性分析，是对已有财务灵活性研究理论体系的有效补充；国内外学者在选取财务灵活性指标时虽然已经从单一的现金持有指标或负债能力指标发展为综合指标，但是多数综合指标体系是通过层次分析法和变异系数法来确定分层指标的权重，过程涉及的专家评分存在一定的主观性，本文应用主成分分析法构建财务灵活性指标体系，使财务灵活性的衡量更精确。
二、理论分析与研究假设
Thomsens、Pedersen（2000）指出，股权结构有四个维度：流通股比例、机构投资者持股比例、股权集中度、管理层持股比例。因此，本文将从上面四个维度对股权结构与企业财务灵活性的关系进行分析。
（一）流通股比例
企业不同的股权结构决定了企业的现金持有策略和负债水平，进而影响到公司的财务灵活性。李洁（2011）利用2005 ~ 2010年河南省25家上市公司的面板数据，发现第一大股东持有的股票数量上升会促进公司的现金持有量增加，但是结果并不显著。石怀旺（2015）证明，流通股比例高的公司更倾向于通过借债筹集资金。肖松华等（2015）实证研究发现：借债筹集资金能够降低企业的委托代理成本，借债时间短的作用比时间长的更甚。至此，提出本文第一个假设：
H1：在其他条件相同的情况下，流通股比例与财务灵活性负相关。
（二）机构投资者持股比例
对于机构投资者持股比例与企业现金持有量间的关系并没有形成定论，其中一种理论认为，机构投资者持股比例的增加会改善公司的运营状况，管理者持股比例的上升可以有效抑制管理者的私人利己行为，避免投资一些不能给公司带来价值的项目，同时也避免了管理者的对外扩张行为。Harford（2008）研究了1993 ~ 2004年的11645个样本数据，结果发现，机构投资者持股比例的上升会促进企业现金持有量的增加。蒲文燕、张洪辉（2013）选取我国沪深两市2008 ~ 2011年的1362 家A 股上市公司为样本，研究发现，目前企业拥有的现金数量随着能够抵抗住压力的机构投资者持有企业股票份额的增加而增加。因此，提出本文第二个假设：
H2：在其他条件相同的情况下，机构投资者持股比例与财务灵活性正相关。
（三）股权集中度
大股东一方面会对公司治理起到监督作用，另一方面可能产生利益侵占行为，因而股权集中度会影响企业的资本结构，进而影响企业的财务灵活性。随着股权集中度的提高，大股东有权力也有动机去持有更多的现金来满足其私人利益。金仁浩和董颖颖（2008）通过实证研究发现，我国上市公司股权集中度与债务融资水平负相关。操君和巫昊天（2013）选取202家民营上市公司为样本，也得出了同样的结论。据此，提出本文第三个假设：
H3：在其他条件相同的情况下，股权集中度与财务灵活性正相关。
（四）管理层持股比例
管理层持股能协调经理人员和股东的利益，是对于管理层的一种激励措施，可作为一种减少代理成本的手段。Jensen、Mecliing（1976）认为，在较低的管理层持股比例下，管理层个人利益与公司利益会随着管理层持股比例的增加而趋于一致，因而管理层持股比例的增加可以有效改善委托代理行为，避免公司财产被管理者侵占；与此相反，在较高的管理层持股比例下，管理者更大的权力会导致固守效应，此时管理者的个人利益与公司利益不再一致，他们会因为个人利益而损害公司利益。债务融资是股东约束管理者行为的一种方式，但是，如果管理者拥有更大的权力和自由，那么他对于债务融资的决策就有更大的话语权，他可能为了自己的便利，不会过多地采用债务融资方式来满足企业的资金需要。王浩（2012）研究了我国A股上市公司2003 ~ 2009年的样本数据，结果发现，企业通过发行股票获得的融资额与第一大股东持股比例并不存在显著的相关关系，但企业通过借债方式获得的融资额与第一大股东持股比例存在显著的正向关系，而企业通过不同融资方式获得的融资额与管理层持股比例不存在显著的相关关系。黄昌贵（2014）通过研究发现：企业负债比例会随着管理层持股比例的增加而减少。但是，中国的现状是，管理者持有的企业股票份额都很低，他们很难达到职位固守状态。由此，本文提出如下假设：
H4：在其他条件相同的情况下，企业财务灵活性与中国上市公司管理层持股比例不存在显著的相关关系。
三、研究设计
（一）样本选取
考虑到证监会2012年的划分标准，本文以我国A股上市公司2009 ~ 2014年的数据作为样本。为消除不同市场的交叉影响，剔除同时在B股和H股上市的公司；由于金融保险类上市公司具有自身经营和财务报表的独特性，为避免较大误差，剔除金融保险类上市公司；由于ST、∗ST、PT类公司的经营状况以及财务状况出现较大异常，为避免误差，剔除此类公司数据；剔除数据不全的上市公司。最终得到我国A股1416家上市公司2009 ~ 2014年面板数据。
（二）变量选择及模型建立
对于被解释变量的选择，本文选取了利用主成分分析法构造的代表企业财务灵活性的财务灵活性指数AFI作为因变量。
对于解释变量的选择，参照胡国柳等（2006）、李洁（2011）、卢卫青等（2011）、蒲文燕和张洪辉（2013）的研究，将流通股股数与总股本的比值、机构投资者持股数量与总股本的比值分别作为解释变量流通股比例和解释变量机构投资者持股比例。参照张旭蕾（2007）、张凤（2011）等的研究，选取第一大股东持股比例、第一大股东持股比例的平方、前十大股东持股比例和赫芬德尔指数作为解释变量。参照胡国柳等（2006）、卢卫青等（2011）、Naiwei Chen等（2014）的研究，选取管理层持股比例作为解释变量。
对于控制变量的选择，参照胡国柳等（2006）、张旭蕾（2007）、张凤（2011）的研究，用企业期末总资产的自然对数代表公司规模；参照晓春（2006）、曹艳铭等（2008）、常璟等（2010）的研究，用折旧额与总资产的比值代表非债务税盾。

为检验前文研究假设，建立如下基本模型：
AFIit=αPSR+βIISR+δS1SR+ϕS1SR2+χS10SR+
ρS10SR2+γMSR+κNDTS+ηCS+ε （1）
另外，考虑到自变量间的相关性，本文建立如下5个模型：
AFIit=α1PSR+β1IISR+γ1MSR+κ1NDTS+
η1CS+ε1 （2）
AFIit=α2PSR+β2S1SR+γ2MSR+κ2NDTS+
η2CS+ε2 （3）
AFIit=α3PSR+β3S1SR2+γ3MSR+κ3NDTS+
η3CS+ε3 （4）
AFIit=α4PSR+β4S10SR+γ4MSR+κ4NDTS+
η4CS+ε4 （5）
AFIit=α5PSR+β5S10SR2+γ5MSR+κ5NDTS+
η5CS+ε5 （6）
四、实证研究
（一）财务灵活性指数
1. 财务灵活性初始指标。马春爱（2010）指出，现金指标、杠杆指标和外部融资指标可以构建一个综合性指标来代表财务灵活性。
对于现金指标的选取，参照马春爱（2014）和周心春（2013）等的研究，将货币资金与交易性金融资产之和与总资产的比值作为现金持有量。参考周心春（2013）等的研究，将经营活动现金流量净额与总负债的比值作为债务保障比例。因此，现金指标包括现金持有量和债务保障比例。
对于杠杆指标的选取，参照马春爱（2013）的研究，将“1-负债/总资产”作为未负债能力。参照韩鹏（2010）、马春爱（2014）的研究，将“1-长期债务/总资产”和“1-短期债务/总资产”作为“1-长期借款资产比”和“1-短期借款资产比”。因此，杠杆指标包括未负债能力、“1-长期借款资产比”和“1-短期借款资产比”。
对于外部融资指标的选取，本文采用Altman（1986）提出的Z分值法衡量，Z分值越高，企业的安全性越高，企业的外部融资成本越低，财务灵活性越高。Z分值的计算公式如下：
Z=1.2Z1+1.4Z2+3.3Z3+0.6Z4+Z5 （7）
其中：Z1为运营资本与资产总额的比值；Z2为留存收益与资产总额的比值；Z3为息税前利润与资产总额的比值；Z4为优先股和普通股市值之和与负债总额的比值；Z5为销售收入与资产总额的比值。
综上，应用主成分分析法构建的财务灵活性指数指标如下：A1表示现金持有量；A2表示债务保障比例；A3表示未举债能力；A4表示“1-长期借款资产比”；A5表示“1-短期借款资产比”；A6表示Z分值。
2. 相关性检验。如果原有变量之间的相关性较弱，则由主成分分析得到的结果误差会较大，因此，本文应用KMO和Bartlett检验来测量变量之间的相关性。检验结果见表2，从KMO检验结果可见，各年的KMO统计量都在0.8以上，说明相关性较强，适合做主成分分析。从Bartlett检验结果可见，P值均在0.05以下，同样说明相关性较强。

3. 主成分提取。由于本文是年度面板数据，为了节约文章篇幅，本部分仅列出2013年主成分提取过程，其他年份类似。提取过程见如下公式及表3。
令提取的三个主成分分别为Aa、Ab、Ac，其形式如下：
Aa=0.184A1+0.245A2+0.389A3+0.151A4+0.209A5+0.396A6 （8）
Ab=0.100A1-0.068A2-0.038A3+0.696A4-0.604A5+0.084A6  （9）
Ac=0.746A1-0.556A2-0.171A3+0.050A4+0.254A5+0.013A6 （10）
其中：Aa为第一大主成分；Ab为第二大主成分；Ac为第三大主成分。至此，可以计算出2013年的财务灵活性指数：
AFI=（0.34998Aa+0.20897Ab+0.17001Ac）/0.72896 （11）

（二）实证分析
1. 描述性统计。表4给出了描述性统计结果。从中可以看出：流通股比例的均值高达87.96%，这说明更多的流通股股东参与到公司治理与管理监督中，有利于公司管理水平的提高以及公司业绩的提升；机构投资者持股比例的均值达到47.14%，这说明上市公司资金来源主要是金融机构等，这有利于公司价值的提高；第一大股东持股比例的均值为35.97%，而前十大股东持股比例的均值更是高达0.16%，这说明我国上市公司股权比较集中，仍然存在着一股独大的现象；管理层持股比例的均值为1.39%，这说明我国上市公司管理层持股比例仍然很低，存在着较大的激励制度改进空间，应该提高管理层持股比例来缓解委托代理问题，避免管理层因为个人利益而损害公司利益。

2. 变量相关性检验。表5给出了变量相关性的检验结果。从中可以看出： 流通股比例与机构投资者持股比例之间的相关性较弱；机构投资者持股比例与第一大股东持股比例、第一大股东持股比例的平方、前十大股东持股比例、赫芬德尔指数的相关性较强；非债务税盾以及公司规模与其他变量的相关性较弱。由此可知，本文所建模型是合理的。
3. 模型霍斯曼检验。鉴于本文数据来源于我国A股上市公司，样本间存在必然的规律性，为了保证回归结果的准确性，应用霍斯曼检验来判断应该选择固定效应模型还是随机效应模型，检验结果见表6。从中可见，对模型（1）、（3）、（5）采用固定效应模型，对模型（2）、（4）采用随机效应模型。
4. 回归结果及分析。表7给出了5个模型的实证分析结果。从中可以看出：
第一，5个模型中流通股比例的系数都是负数，这验证了本文的第一个假设，即流通股比例对财务灵活性会产生显著的负向影响。这是因为，流通股比例越高，公司的信息透明度越高，并且越倾向于在非正常时期进行债务融资，导致财务杠杆变大，进而导致企业财务灵活性变低。
第二，第一个模型中机构投资者持股比例的系数是0.2316，这验证了本文的第二个假设，即机构投资者持股比例会对企业财务灵活性产生显著性正向影响。这是因为，机构投资者的财务实力都比较强，并且更能发挥其在公司治理及管理监督中的作用，降低资金滥用的可能性，进而使得企业财务灵活性保持在较高的水平。
第三，第一大股东持股比例的回归系数是0.1428，前十大股东持股比例的回归系数是0.1433，赫芬德尔指数的系数是0.1498，虽然第一大股东持股比例平方的回归系数是-0.1728，但不显著，由此可以验证本文的第三个假设，即股权集中度会对企业财务灵活性产生显著正向影响。这是因为，股权集中度越高的企业，大股东拥有的权力也越大，他们会为了个人利益而拒绝一些具有价值增值可能性的投资项目，从而保持更多的现金流来满足个人利益，进而使得企业财务灵活性维持在一个较高的水平。
第四，在5个模型的回归结果中，管理层持股比例的系数都不显著，这验证了本文的第四个假设，即管理层持股比例对企业财务灵活性没有显著影响。虽然管理层持股比例的增大可以降低委托代理成本，但是由于我国A股上市公司管理层持股比例普遍较低，在这种情况下，激励制度还不能够把管理层利益与公司利益捆绑在一起，因此，在我国，管理层持股比例对企业财务灵活性没有显著影响。
五、结论
本文基于我国A股上市公司2009 ~ 2014年面板数据，应用固定效应模型和随机效应模型研究了我国企业股权结构对财务灵活性的影响。对于股权结构，分别从股权属性和股权集中度两方面进行衡量；对于财务灵活性，采取现金指标、杠杆指标以及外部融资指标进行主成分分析，进而构建出财务灵活性指数。通过实证分析得到如下结果：
第一，流通股比例对财务灵活性会产生显著的负向影响。流通股比例越高，公司的信息透明度越高，并且越倾向于在非正常时期进行债务融资，导致财务杠杆变大，进而导致企业财务灵活性变低。
第二，机构投资者持股比例会对企业财务灵活性产生显著的正向影响。机构投资者的财务实力都比较强，并且更能发挥其在公司治理及管理监督中的作用，降低资金滥用的可能性，进而使得企业财务灵活性保持在较高的水平。
第三，股权集中度会对企业财务灵活性产生显著的正向影响。股权集中度越高的企业，大股东拥有的权力也越大，他们会为了个人利益而拒绝一些具有价值增值可能性的投资项目，从而保持更多的现金流来满足个人利益，进而使得企业财务灵活性维持在一个较高的水平。
第四，管理层持股比例对企业财务灵活性没有显著影响。虽然管理层持股比例的增大可以降低委托代理成本，但是由于我国A股上市公司管理层持股比例普遍较低，在这种情况下，激励制度还不至于能够把管理层利益与公司利益捆绑在一起。

主要参考文献：
张旭蕾．企业股权结构与现金持有量的关系探讨［J］．财会月刊：理论版，2007（10）．
操君，巫昊天．股权结构对资本结构决策的影响———基于我国民营上市公司的实证检验［J］．财会通讯，2013（4）．
王姣，李桦．财务弹性视角下管理层持股对代理成本的影响研究——基于随机前沿模型［J］．财会通讯，2014（12）．
杜晶，郭旭．经济波动、财务弹性与现金股利政策——来自沪深A股上市公司的经验证据［J］．财会通讯，2016（3）．
马春爱，安慧慧．财务弹性影响因素的宏微观分析［J］．财会月刊，2013（8）．
Yuanto Kusnadi，Zhifeng Yang，Yuxiao Zhou. Institutional development，state ownership，and corporate cash holdings：Evidence from China［J］．Journal of Business Research，2015（2）．