輕資產運營模式對財務彈性的影響研究
——來自滬深A股上市公司數(shù)據(jù)

張博研

（保定開放大學 河北保定 071000）

一、引言

近年來，隨著企業(yè)管理體系的不斷完善，企業(yè)財務彈性逐漸受到學者與企業(yè)管理人員的重視。企業(yè)財務彈性指企業(yè)低成本獲取財務資源和重構財務活動的能力，具有較高財務彈性的企業(yè)能夠在遭遇危難時避免陷入財務困境，也可以在獲利機會出現(xiàn)時低成本獲得投資資金（Gamba and Triantis，2008）?，F(xiàn)有研究認為，上市公司的財務彈性包括兩個方面，即影響現(xiàn)金流流入能力的因素與影響投資成本的因素，這二者可進一步細化為五個來源：企業(yè)的現(xiàn)金持有量、舉債能力、投入性權益融資能力、積累性權益融資能力以及逃避破產風險能力（馬春愛、韓新華，2014）。財務彈性的影響范圍涉及公司業(yè)績、股利支付、管理者特征、投資效率、資本結構等諸多領域。雖然經過多年的發(fā)展，相關理論已得到充分發(fā)展，但在某些領域仍然存在空白，其中輕資產運營模式對企業(yè)財務彈性的影響便是其中之一。本文在現(xiàn)有研究成果的基礎上，通過對輕資產運營模式與上市公司財務彈性的研究，對以下問題進行回答：二者之間是否存在相關關系？如果存在，二者的相關關系強度如何？二者的相關關系是否會受產權性質的影響？相關成果可以幫助企業(yè)以調整資產配置結構的方式對財務彈性進行調整，從而提高企業(yè)未來的抗風險能力與投資能力。

二、研究理論與假設提出

（一）輕資產運營模式與財務彈性

以往研究表明，輕資產運營模式與企業(yè)財務彈性之間存在聯(lián)系。輕資產運營模式一般以較少的固定資產投入，以及快速的存貨周轉速度、較高的現(xiàn)金流量為特征，并將企業(yè)不具備自身優(yōu)勢或難以經營的運行環(huán)節(jié)外包給上下游的合作伙伴，自身則著力于研發(fā)、產品設計及營銷等軟實力的資產投資。相較于重資產運營模式，輕資產運營模式減輕了企業(yè)在固定資產領域的投資壓力，使其能夠騰出資本投資于其他領域。輕資產運營模式在資金的調配與周轉上也更加靈活，即擁有更高的流動比率、流動資產周轉率與總資產周轉率，這使企業(yè)投資運營的回報周期變短，并間接增加了現(xiàn)金持有量。不僅如此，輕資產模式可以創(chuàng)造獨特的競爭優(yōu)勢與企業(yè)財務績效，可以促進企業(yè)盈利狀況改善與債務風險狀況的良性發(fā)展。有研究證明，基于用戶信息流的輕資產結構能夠在資本市場上給企業(yè)帶來較高的市場估值空間（張新民、陳德球，2020），市場中的投資亢奮氛圍則會強化這種利好信息，使新增股民和新增資金積極入場，不斷提高企業(yè)在金融市場上的融資能力，推動市場到達頂點。當輕資產模式運營程度較高的企業(yè)受到突發(fā)公共衛(wèi)生事件（比如新冠肺炎疫情）沖擊時，其表現(xiàn)也要顯著好于運營程度較低的企業(yè)，即輕資產對降低企業(yè)運營風險提供了正向支持（程松林、王怡晨，2020）。也有研究從啄食順序理論入手，認為企業(yè)的輕資產運營模式水平與內源融資率呈同方向變動，企業(yè)對內部留存融資方式的依靠減輕了企業(yè)對股權、債權等外源性融資方面的壓力，提高了企業(yè)的舉債能力。有學者發(fā)現(xiàn)，在國內房地產市場面臨巨大的“去庫存”、現(xiàn)金流緊張以及整體利潤率持續(xù)下滑等壓力的當下，國內包括萬科在內的多家企業(yè)已開始積極探索資產“減負”的道路，通過達成更高的輕資產運營程度減輕企業(yè)負擔，并通過財務視角對萬科的報表及相關數(shù)據(jù)進行了分析，發(fā)現(xiàn)輕資產運營模式對萬科的資產營運能力、盈利能力等均產生了正面影響（尹笑霞、章穎薇，2018）。類似的轉型活動也出現(xiàn)在傳統(tǒng)能源領域中，有學者通過研究神華集團輕資產運營轉型案例，發(fā)現(xiàn)神華集團的輕資產運營轉型活動使其經濟附加值、銷售模式及污染排放相關指標均得到了不同程度的優(yōu)化與提升，從而對企業(yè)的運營和發(fā)展產生了正向影響（喻子秦，2018）。

綜上所述，輕資產運營模式可以影響企業(yè)的現(xiàn)金持有量、投入性權益融資能力、舉債能力等指標，而這些指標正是企業(yè)高財務彈性的重要依據(jù)?；诖?，本文提出假設1：

H1：輕資產運營模式對企業(yè)財務彈性具有正向影響。

（二）產權性質下輕資產運營模式與財務彈性

從產權性質上看，我國企業(yè)分為國有企業(yè)與非國有企業(yè)。受歷史背景等的影響，通常國有企業(yè)與政府部門的聯(lián)系更密切。有研究認為，這種政治關聯(lián)會對企業(yè)發(fā)展產生顯著影響：企業(yè)依靠政治關聯(lián)可以有效破除貿易障礙，完成異地資源整合，擁有政府背景的大客戶也有助于降低企業(yè)的審計費用，這種影響同樣體現(xiàn)在輕資產運營程度對企業(yè)財務彈性的關系上。政治關聯(lián)可以使國有企業(yè)擁有非國有企業(yè)所不具備的社會資本與聲譽，進而以更低的成本從銀行等信貸機構獲取貸款。在政策條件發(fā)生變化時，國有企業(yè)往往能提前反應，實現(xiàn)規(guī)避風險、抓住發(fā)展機遇的目的。同時，有研究指出，國有企業(yè)存在普遍的“預算軟約束”現(xiàn)象，在面臨經營困境時也更易獲得政府補助，而非國有企業(yè)則往往不具備這種優(yōu)勢，這使得國有企業(yè)面臨融資約束的可能性較小。在其他條件大致相同的情況下，國有企業(yè)可以綜合運用這些優(yōu)勢，通過輕資產運營模式創(chuàng)造比非國有企業(yè)更高的財務彈性?；诖?，本文提出假設2：

H2：輕資產運營模式對財務彈性的影響程度與產權性質相關，對國有企業(yè)的影響程度大于非國有企業(yè)。

三、研究設計與樣本選取

（一）變量設計與模型設計

1.變量設計。根據(jù)研究需要，本文進行以下變量設計：

（1）財務彈性變量：財務彈性（FFI）的計算方法參照馬春愛與韓新華（2014）的財務彈性指數(shù)法，從現(xiàn)金儲量、再融資能力、融資環(huán)境三個角度衡量企業(yè)財務彈性，現(xiàn)金儲量的計算公式為（現(xiàn)金+交易性金融資產）/總資產；再融資能力由積累性權益融資能力（經營活動現(xiàn)金凈流量/平均總資產）、舉債能力（1-資產負債率）、投入性融資能力（連續(xù)三個會計年度的加權平均ROE）等三個二級指標進行加權計算得到；融資環(huán)境通過Z評分模型計算。通過主觀賦權和客觀賦權結合的方式計算權重，得到各企業(yè)的財務彈性。該值越高，說明企業(yè)的財務彈性越大。

（2）輕資產運營程度變量：輕資產運營模式可用輕資產運營程度進行衡量，然而學術界對輕資產的運營程度沒有統(tǒng)一的定義，大部分觀點認為，輕資產特征應與現(xiàn)金儲備、流動資產、應收賬款與存貨、固定資產比例、負債水平等財務指標相關。唐瓔璋等（2008）認為，企業(yè)輕資產受市場均衡報酬率、投入資本實際價值、資本報酬率、企業(yè)平均資金成本、商譽、無形資產等因素影響，輕資產運營水平為輕資產與重資產的比值；林盛娜（2014）認為，只要固定資產占總資產的比重低于30%，企業(yè)就可被界定為輕資產化公司；王智波等（2015）認為，如果企業(yè)固定資產占比在所處行業(yè)中位于前5%，銷售費用占比在所處行業(yè)中位于后5%，則可視為該企業(yè)在該年度實施了輕資產運營模式；周澤將等（2019）從固定資產占比、銷售費用占比和流動比率占比三個指標入手，綜合衡量企業(yè)的輕資產化程度。本文從數(shù)據(jù)可獲得性和可靠性角度考慮，在參考了周澤將的方法后，利用主成分分析法，選擇固定資產占比（期末固定資產凈額/期末總資產）、銷售費用占比（銷售費用/營業(yè)收入）、流動比率（期末流動資產/期末流動負債）三項指標進行主成分分析，其中PC1（-0.6110×固定資產占比+0.5098×銷售費用占比+0.6056×流動比率）為第一主成分，進行KMO檢驗后，PC1與各指標的絕對值大于0.5，可將其選取為衡量輕資產運營程度的指標，并命名為LAS，該值越大，企業(yè)輕資產化程度越高。

（3）其他控制變量：根據(jù)相關研究，模型引入公司規(guī)模（SIZE）、分紅能力（DIV）、盈利能力（EARNING）、周轉期（CYC）、成長能力（TOBINQ）、高管持股數(shù)量（SMS）、獨立董事人數(shù)（ID）、董事會人數(shù)（BS）、董事會持股比例（BSR）九個指標進行衡量，并將公司規(guī)模、分紅能力、盈利能力、周轉期、成長能力歸類為企業(yè)特征變量，將高管持股數(shù)量、獨立董事人數(shù)、董事會人數(shù)、董事會持股比例歸類為公司治理變量。

各變量的具體計算方法見下頁表1。

表1 變量設計

2.模型設計。為檢驗輕資產運營程度對財務彈性的影響，在參考了相關文獻后，本文構建以下回歸模型：

為驗證輕資產運營程度對財務彈性的影響是否會因產權性質而產生差異，本文在模型（1）的基礎上設置虛擬變量SOE，當產權性質為國有企業(yè)時，SOE值取1，非國有企業(yè)則取0，并與LAS值形成交乘項，得到以下模型：

在模型（2）中，倘若交乘項系數(shù)顯著為正，則驗證了假設2，即產權性質會對輕資產運營模式與財務彈性的相關關系產生影響，國有企業(yè)要大于非國有企業(yè)。

（二）樣本選取與數(shù)據(jù)來源

本文以2015—2019年我國滬深A股市場的數(shù)據(jù)作為實證分析樣本，并剔除以下可能會對結果造成干擾的公司：（1）金融類上市公司。因為金融類上市公司的資本結構與運營方式具有特殊性。（2）ST上市公司。ST意味著公司的經營狀況處于非正常狀態(tài)。（3）數(shù)據(jù)出現(xiàn)缺失的上市公司。（4）科創(chuàng)板上市公司?？苿?chuàng)板開板時間較晚，樣本數(shù)量較少，受偶然性因素影響的可能性大。本文研究數(shù)據(jù)來源于國泰安數(shù)據(jù)庫，為避免極端值對結果的影響，對數(shù)據(jù)的上下1%采取了winsorize處理，在使用EXCEL對樣本進行篩選和整理后，獲得樣本公司1 292個，年度樣本觀測值3 555個，使用STATA 16.0軟件進行實證檢驗。

四、實證結果及分析

（一）變量描述性統(tǒng)計與相關性分析

本文使用STATA 16.0對各變量進行描述性統(tǒng)計分析與相關性分析，結果如表2、表3所示。

通過表2可知，在財務彈性指標中，最大值和最小值差異較大，說明我國滬深A股上市公司的財務彈性存在較大差異，但從整體上看，財務彈性指標的平均值仍保持在0.27以上，說明上市公司整體上都保有一定的財務彈性。輕資產運營程度的平均值為1.301，同樣說明上市公司整體上保持著一定程度的輕資產運營。其他變量均顯示不同企業(yè)間的指標水平相差較大，遠高于平均指標與遠低于平均指標的企業(yè)同時存在。

表2 變量的描述性統(tǒng)計

表3為回歸方程中各變量的相關性分析，從結果中可以看出，各變量間相關系數(shù)較小，說明變量間并不存在嚴重的多重共線性問題。從穩(wěn)健性角度出發(fā)，本文還對變量的VIF值進行了檢驗，檢驗結果表明，各變量VIF值位于1.06-1.97之間，均值為1.50，這進一步證實了各變量不存在多重共線性。兩種結果均表明變量的選取是合理的。同時，輕資產運營程度指標與財務彈性指標間的相關系數(shù)為0.440，且在1%的水平上顯著相關，在一定程度上說明了輕資產運營程度與上市公司財務彈性間存在正向的相關關系，初步驗證了假設1。

表3 相關性分析矩陣

（二）實證結果及分析

1.輕資產運營模式對財務彈性的影響驗證。由于本文數(shù)據(jù)取自2015—2019年，屬于非平衡面板數(shù)據(jù)，為確認回歸模型類型，本文對數(shù)據(jù)進行了霍斯曼檢驗，檢驗結果P=0.0000，小于0.05，因此應選用固定效應回歸模型。表4即為通過固定效應對模型（1）進行回歸后的結果。

表4 模型（1）回歸結果

由表4可知，輕資產運營程度變量與財務彈性變量之間的系數(shù)為0.0272，在1%的水平上呈顯著相關，該結果證明在滬深A股上市公司中，輕資產運營模式與財務彈性存在顯著的正相關關系，假設1得以驗證。

值得注意的是，回歸結果表明，其他控制變量也能對財務彈性指標產生影響：與企業(yè)特征相關的5個變量均呈現(xiàn)顯著特征，其中公司規(guī)模的系數(shù)為-0.1258，這可能是由企業(yè)規(guī)模帶來的抗風險能力決定的，企業(yè)規(guī)模越大，其抗風險能力越強，企業(yè)就越沒有必要保持高財務彈性以防范財務風險；分紅能力的系數(shù)為0.0133，說明分紅能力越強的企業(yè)，財務彈性越高，可能是較高的分紅能力提高了投資者對企業(yè)的未來預期，提高了企業(yè)的投入性融資能力與積累性融資能力，進而使財務彈性得到提高；盈利能力的系數(shù)為1.0804，說明盈利能力越強，企業(yè)的財務彈性也就越高，可能是由較強的盈利能力為企業(yè)帶來了充足的現(xiàn)金流所決定的；周轉期的系數(shù)為-0.0418，這表明企業(yè)應收賬款與存貨周轉越快，發(fā)生由經營、投資等活動造成的現(xiàn)金短缺情況的可能性就越低，企業(yè)就越沒有保持高財務彈性以應對突發(fā)財務困境的必要；成長能力的系數(shù)為-0.0231，可能是由于企業(yè)在發(fā)展過程中需要進行大量的融資與借貸，這將不可避免地對現(xiàn)金流基本來源與現(xiàn)金流潛在來源造成消耗，導致財務彈性降低。與公司治理相關的4個變量中，除高管持股數(shù)量外，其余三個控制變量均呈顯著水平，說明某些管理層特征會對財務彈性產生影響，有關管理者特征與財務彈性相關關系的文獻也驗證了這一點。

2.產權性質導致輕資產運營對財務彈性影響程度產生差異的驗證。在增加了輕資產運營程度與產權性質的交乘項后，依照模型（2）對相關數(shù)據(jù)進行了固定效應回歸分析?；貧w結果顯示，輕資產運營程度變量的系數(shù)為0.0241，且在1%的顯著水平上成立，這進一步驗證了輕資產運營程度與企業(yè)財務彈性間存在相關關系，即進一步驗證了假設1。虛擬變量SOE的系數(shù)為負值，且并不顯著，這表明沒有證據(jù)證明產權性質本身會對財務彈性造成影響。輕資產運營程度變量與產權性質虛擬變量的交乘項系數(shù)為0.0216，且在5%的水平上顯著，這說明產權性質會使輕資產運營程度對財務彈性的影響產生差異，國有企業(yè)要顯著大于非國有企業(yè)，假設2得以驗證，即產權性質是輕資產運營程度與財務彈性間的調節(jié)變量。

五、穩(wěn)健性檢驗

為實證檢驗結果的穩(wěn)健性，本文把上市公司的存貨周轉率（CHZZL）由大到小排列，并將前25%的樣本認定為輕資產運營程度很高的企業(yè)，賦值為2，將25%到50%的樣本認定為輕資產運營程度次高的企業(yè)，賦值為1，其余樣本賦值為0。由于CYC指標為存貨周轉期與應收賬款周轉期之和的自然對數(shù)，與存貨周轉率存在嚴重的多重共線性問題，故在穩(wěn)健性檢驗中將該指標去掉。穩(wěn)健性檢驗仍然以2015—2019年滬深A股上市公司的非平衡面板數(shù)據(jù)為樣本，經過上下1%縮尾處理后，對樣本數(shù)據(jù)使用霍斯曼檢驗，可得P=0.0000，應采用固定效應進行回歸?；貧w結果顯示，存貨周轉率的相關系數(shù)在1%的水平上顯著相關，說明輕資產運營程度與企業(yè)財務彈性間存在正向相關關系，與前文結果一致，說明結論穩(wěn)健。對于其他控制變量，除高管持股數(shù)量不顯著外，其余變量與財務彈性的相關關系均具有顯著性，從整體上看，假設1的實證結果具有穩(wěn)健性。

同時利用原數(shù)據(jù)，根據(jù)企業(yè)性質分組進行回歸來驗證產權性質的調節(jié)作用，使用固定效應模型進行全樣本的ro?bust回歸，回歸結果顯示國有組輕資產運營程度在1%的水平上顯著，而非國有企業(yè)組則在5%的水平上顯著，說明輕資產運營程度與財務彈性的相關關系確實會受到產權性質的影響，對國有企業(yè)的影響要大于非國有企業(yè)，其結論與假設2一致。

六、建議

基于本文結論，本文提出如下建議：（1）由于較低的輕資產運營程度會降低企業(yè)的財務彈性，故當外部環(huán)境產生變化時，該類企業(yè)更不容易從財務上對環(huán)境變化做出調整，陷入財務困境的可能性較大。因此，該類企業(yè)的管理者應在其他方面提高應對風險的能力，或者對資產進行“減負”，提高輕資產運營水平，以提高企業(yè)的抗風險能力，為未來的持續(xù)運營提供保障。（2）受諸多因素的影響，在其他條件相同的情況下，非國有企業(yè)若想通過增加輕資產運營程度的方式達到和國有企業(yè)相同或相近的財務彈性，可能需要付出更多努力。（3）有一點需要強調：假設2的驗證并非鼓勵國有企業(yè)應盡可能向輕資產運營模式靠攏以增加財務彈性。國有企業(yè)肩負著穩(wěn)定就業(yè)、應急保供、穩(wěn)定市場、保證民生等職能，一味地追求輕資產運營模式，如生產外包、加快庫存周轉等并不利于以上社會職能的實現(xiàn)。因此，盡管國有企業(yè)發(fā)展輕資產運營模式對財務彈性的影響優(yōu)于其他所有制企業(yè)，但在實際生產生活中，國有企業(yè)不應采取“避重就輕”的行為，盲目增加輕資產運營程度，而應合理安排輕重資產間的配比，力求做到“輕重并行”。