雷新途

(南京大學(xué) 工商管理博士后流動(dòng)站，江蘇 南京 210093； 浙江林學(xué)院 經(jīng)管學(xué)院，浙江 杭州 311300)

一、引言

正處在經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型階段的我國企業(yè)普遍存在著嚴(yán)重的財(cái)務(wù)沖突。在這個(gè)制度背景下，我國企業(yè)資產(chǎn)是否具有專用性以及是否具有專用性相應(yīng)的經(jīng)濟(jì)后果值得關(guān)注。為此，本文以2005～2006年我國制造業(yè)上市公司為樣本，通過觀察長(zhǎng)期資產(chǎn)比率是否具有資產(chǎn)專用性的經(jīng)濟(jì)后果，來檢驗(yàn)我國企業(yè)資產(chǎn)包含的專用性程度的大小。

二、資產(chǎn)專用性的兩類經(jīng)濟(jì)后果

從契約經(jīng)濟(jì)學(xué)來看，資產(chǎn)專用性是保障企業(yè)效率最大化的關(guān)鍵，因?yàn)橘Y產(chǎn)專用性是企業(yè)契約組合構(gòu)造的終極目標(biāo)——追求組織租金或剩余盈余最大化——的主要來源和基礎(chǔ)[1]。所謂組織租金，是“一種有生命力的企業(yè)(或組織)制度在于這種組織的常態(tài)是它創(chuàng)造出的總收益在支付了所有組織成員的保留收入，即滿足了所有成員的參與約束條件之后還有一個(gè)正的剩余”[2]。換言之，人們參與到企業(yè)中來的原因，在于追求“單干”無法獲得的收益。而企業(yè)這種契約構(gòu)造能夠產(chǎn)生組織租金的原因，就在于各締約主體的專用性投入。在戰(zhàn)略管理理論視野下，資產(chǎn)專用性是企業(yè)核心競(jìng)爭(zhēng)力的重要源泉，是獲取超額利潤的核心資源，其具有價(jià)值性、稀缺性、不可模仿性和無法替代性等特征[3](P45-123)。企業(yè)擁有了這種專用性資產(chǎn)事實(shí)上也就具備核心競(jìng)爭(zhēng)力，從而能夠分別獲取資源稀缺性、產(chǎn)品差異性以及創(chuàng)新性帶來的超額利潤①[4]。從產(chǎn)品技術(shù)發(fā)展與公司戰(zhàn)略角度，資產(chǎn)專用性可降低生產(chǎn)費(fèi)用，提高產(chǎn)品質(zhì)量，并使自己的產(chǎn)品與服務(wù)和其他競(jìng)爭(zhēng)者有明顯的區(qū)別[5]。因此，無論是契約經(jīng)濟(jì)學(xué)還是企業(yè)戰(zhàn)略管理理論，企業(yè)專用性資產(chǎn)都能夠增進(jìn)公司的效率而提高公司的財(cái)務(wù)績(jī)效。這是資產(chǎn)專用性的經(jīng)濟(jì)后果Ⅰ。

另一方面，現(xiàn)代企業(yè)契約理論對(duì)資產(chǎn)專用性與融資契約安排的關(guān)系的理論闡釋主要反映在不完備契約理論上，具體包括Williamson、Klein的交易成本理論(TCE)，以及Grossman、Hart和Moore的產(chǎn)權(quán)理論(GHM)。交易費(fèi)用理論認(rèn)為契約是不完備的，如果事后能夠避免和防止專用性資產(chǎn)的準(zhǔn)租金被其他締約主體所攫取，也就可以為締約主體事前進(jìn)行關(guān)系型專用性投資提供激勵(lì)，從而可以節(jié)約締約的交易費(fèi)用。因此，交易費(fèi)用理論將不同的融資契約安排(債權(quán)契約或股權(quán)契約)看成是為不同屬性的企業(yè)(財(cái)務(wù))交易選擇不同的契約治理結(jié)構(gòu)。當(dāng)企業(yè)交易包含的資產(chǎn)專用性高，則應(yīng)當(dāng)選擇股權(quán)契約，包含的資產(chǎn)專用性低則應(yīng)當(dāng)選擇債權(quán)契約。同樣為保護(hù)專用性資產(chǎn)不被機(jī)會(huì)主義所侵害，GHM理論也認(rèn)為在契約不完備的條件下，締結(jié)融資契約時(shí)應(yīng)當(dāng)將剩余控制權(quán)配置給那些對(duì)企業(yè)專用性資產(chǎn)貢獻(xiàn)大的締約主體，這樣企業(yè)可以實(shí)現(xiàn)效率最大化。在GHM理論看來，財(cái)務(wù)契約的締結(jié)或選擇，其實(shí)質(zhì)是企業(yè)剩余控制權(quán)的配置問題，而剩余控制權(quán)是具有狀態(tài)依存性的。通常情況下，由于股東是企業(yè)專用性資產(chǎn)最主要的貢獻(xiàn)方，將剩余控制權(quán)配置給股東是有效率的，因而企業(yè)為專用性程度高的資產(chǎn)進(jìn)行融資交易時(shí)，應(yīng)當(dāng)優(yōu)先選擇股權(quán)契約[6](P42-50)?？傊?，在契約理論看來，企業(yè)資產(chǎn)專用性程度決定了融資契約的安排，并且與債務(wù)比例呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)。這便是資產(chǎn)專用性的經(jīng)濟(jì)后果Ⅱ。

三、研究假設(shè)

專用性資產(chǎn)是針對(duì)特定契約關(guān)系而投資的，即便同一個(gè)企業(yè)，當(dāng)參與人發(fā)生變化，不再是原來的契約關(guān)系時(shí)，專用性資產(chǎn)的價(jià)值也將發(fā)生變化。一旦關(guān)系型專用性投資做出，其對(duì)契約其他締約主體便具有依賴性，而且，資產(chǎn)專用性程度越大，其對(duì)契約關(guān)系的依賴性也就越強(qiáng)。因此，從這個(gè)角度而言，資產(chǎn)專用性的實(shí)質(zhì)是一種鎖定(lock- in)效應(yīng)，可以在一定程度上鎖定締約主體之間的關(guān)系。如果其他締約主體不能履約或提前退出，事前的投資難免部分或全部成為沉沒成本。這意味著在契約不完備時(shí)，由于專用性資產(chǎn)的存在，事后容易受到來自其他締約主體敲竹杠等機(jī)會(huì)主義行為的侵害。出自對(duì)事后被敲竹杠的擔(dān)憂，締約主體缺乏對(duì)關(guān)系型專用性投資的激勵(lì)，其結(jié)果便是企業(yè)專用性資產(chǎn)的投入不足，而這帶來的交易效率損失是非常巨大的[7](P32-80)。而當(dāng)專用性資產(chǎn)不足時(shí)，企業(yè)資產(chǎn)也就不具有資產(chǎn)專用性的兩類經(jīng)濟(jì)后果。

依據(jù)經(jīng)濟(jì)學(xué)家們的理論解釋，異質(zhì)性的專用性資產(chǎn)不同于會(huì)計(jì)學(xué)的固定資產(chǎn)或其它長(zhǎng)期資產(chǎn)。但事實(shí)上，在對(duì)資產(chǎn)專用性進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)時(shí)，學(xué)者們又往往借助會(huì)計(jì)學(xué)范疇內(nèi)的長(zhǎng)期資產(chǎn)指標(biāo)作為其替代變量②。Collis 和Montgomery采用無形資產(chǎn)占總資產(chǎn)比例來描述企業(yè)資產(chǎn)的專用性程度[3]，Demsetz直接使用企業(yè)資產(chǎn)中固定資產(chǎn)所占比例來刻畫企業(yè)資產(chǎn)專用性程度。Cushing 和 McCarty以及Berger雖然通過賦予不同期限和性質(zhì)的資產(chǎn)不同的退出價(jià)值率(exit value)來構(gòu)建資產(chǎn)專用性指數(shù)，但其根本的邏輯還是認(rèn)為長(zhǎng)期資產(chǎn)具有專用性特征。國內(nèi)學(xué)者中，程宏偉在研究企業(yè)隱性財(cái)務(wù)契約時(shí)采用“固定資產(chǎn)凈值、在建工程、無形資產(chǎn)和長(zhǎng)期待攤費(fèi)用與企業(yè)總資產(chǎn)的比例”來度量資產(chǎn)專用性程度[8]。使用長(zhǎng)期資產(chǎn)指標(biāo)作為資產(chǎn)專用性的替代變量具有一定的合理性。Williamson將資產(chǎn)專用性劃分4類：(1)場(chǎng)地資產(chǎn)專用性；(2)物質(zhì)資產(chǎn)專用性；(3)以“干中學(xué)”形成的人力資產(chǎn)專用性；(4)專項(xiàng)資產(chǎn)，即為某一交易對(duì)象某項(xiàng)具體的需求而投資形成的專用性資產(chǎn)。顯然，除了人力資產(chǎn)專用性外，其它三類資產(chǎn)專用性均將形成會(huì)計(jì)學(xué)概念下的長(zhǎng)期資產(chǎn)。但是，畢竟長(zhǎng)期資產(chǎn)屬性與資產(chǎn)專用性的內(nèi)涵并不一致——當(dāng)企業(yè)內(nèi)部沖突嚴(yán)重，機(jī)會(huì)主義盛行，導(dǎo)致締約主體關(guān)系型專用性投資不足時(shí)，長(zhǎng)期資產(chǎn)可能僅僅反映具體層面上的非流動(dòng)性資產(chǎn)結(jié)構(gòu)信息，而與資產(chǎn)專用性的異質(zhì)性、粘著性和稀缺性特點(diǎn)相去甚遠(yuǎn)。

我國正處在經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型階段，在經(jīng)濟(jì)高速增長(zhǎng)的同時(shí)，產(chǎn)權(quán)制度不完整，法制建設(shè)滯后，資本市場(chǎng)有效性不高。整體而言，科學(xué)合理的企業(yè)治理機(jī)制尚未形成。實(shí)證研究文獻(xiàn)反映我國企業(yè)內(nèi)部存在較大程度的財(cái)務(wù)沖突，不僅存在股東與經(jīng)營者之間的財(cái)務(wù)沖突(第一類代理問題)，而且還存在嚴(yán)重的大股東與中小股東之間的財(cái)務(wù)沖突(所謂大股東掏空效應(yīng)，即第二類代理問題)。我國企業(yè)內(nèi)部還存在較為嚴(yán)重的債權(quán)人與股東之間的財(cái)務(wù)沖突(第三類代理問題)。同時(shí)，企業(yè)員工與股東和管理者之間的沖突也時(shí)有發(fā)生，如最近的吉林通鋼事件，對(duì)我國和諧社會(huì)的構(gòu)建形成了挑戰(zhàn)。企業(yè)內(nèi)部存在嚴(yán)重的沖突，將導(dǎo)致企業(yè)參與主體對(duì)事后機(jī)會(huì)主義的擔(dān)憂而對(duì)關(guān)系型專用性投資缺乏足夠的激勵(lì)，從而使我國企業(yè)資產(chǎn)專用性程度不高，最終導(dǎo)致我國企業(yè)資產(chǎn)不具有專用性的經(jīng)濟(jì)后果。

基于上述理論分析和我國企業(yè)的現(xiàn)實(shí)，本文假設(shè)：我國企業(yè)資產(chǎn)不具有專用性的經(jīng)濟(jì)后果，資產(chǎn)專用性程度不高。

第一，朗讀屬于“閱讀”的目標(biāo)和內(nèi)容范疇。因此，我們不能狹隘地理解“朗讀”要求，必須將“朗讀”置于整個(gè)閱讀語境和情境中加以把握。

四、實(shí)證研究設(shè)計(jì)

(一)變量選擇

基于本文的研究目的，本文選擇反映資產(chǎn)結(jié)構(gòu)的變量——長(zhǎng)期資產(chǎn)比率(RLAA)，即“固定資產(chǎn)凈值、在建工程、無形資產(chǎn)和長(zhǎng)期待攤費(fèi)用與企業(yè)總資產(chǎn)的比例”來刻畫企業(yè)資產(chǎn)(期限)結(jié)構(gòu)方面的屬性。這與程宏偉選擇的刻畫資產(chǎn)專用性的替代變量一致。除了資產(chǎn)屬性變量外，本文選擇凈資產(chǎn)收益率(ROE)作為公司績(jī)效的替代變量；選擇資產(chǎn)負(fù)債率(DAR)來反映企業(yè)融資契約結(jié)構(gòu)變量。資產(chǎn)負(fù)債率高，則表明融資契約安排中使用債權(quán)契約較多，資產(chǎn)負(fù)債率低則表明融資契約安排中使用股權(quán)契約較多；選擇資產(chǎn)的自然對(duì)數(shù)即LN(ASSET)作為公司規(guī)模的替代變量，以控制公司規(guī)模對(duì)被解釋變量的影響；選擇主營業(yè)務(wù)收入年度增長(zhǎng)率來度量公司成長(zhǎng)性(GROWTH)，即GROWTH=(本年主營業(yè)務(wù)收入-上年主營業(yè)務(wù)收入)/本年主營業(yè)務(wù)收入，以控制公司成長(zhǎng)性對(duì)被解釋變量的影響；同時(shí)，為控制時(shí)間影響，設(shè)置年度虛擬變量YEAR。當(dāng)樣本為當(dāng)年時(shí)，YAER=1，否則 YAER=0。

(二)數(shù)據(jù)來源

本文通過Wind金融數(shù)據(jù)庫選取了2005～2006年在滬深上市的制造業(yè)公司為研究樣本。選擇制造業(yè)上市公司作為研究樣本，主要是因?yàn)樵诟鱾€(gè)行業(yè)中制造業(yè)上市公司數(shù)量眾多，可以形成有效的樣本量，同時(shí)選擇同一行業(yè)可以避免行業(yè)差異對(duì)被解釋變量的影響。另外，國內(nèi)許多學(xué)者如錢春海、李青原等在對(duì)與資產(chǎn)專用性相關(guān)的實(shí)證研究中也主要選定制造業(yè)樣本，這樣便于進(jìn)行實(shí)證結(jié)果的比較分析[9][10]。同時(shí)為避免統(tǒng)計(jì)噪音干擾，我們剔除了ST上市公司，以及數(shù)據(jù)不全和數(shù)據(jù)異常的上市公司樣本，總共形成了1 653個(gè)有效觀測(cè)值，其中2005年825個(gè)，2006年828個(gè)。

(三)描述性統(tǒng)計(jì)

表1是1 653個(gè)總樣本各個(gè)變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。由表1可知，在1 653個(gè)觀測(cè)值中，長(zhǎng)期資產(chǎn)比率的均值為42.01%，但這個(gè)變量值在上市公司之間變化較大，最高的高達(dá)92.05% (2006年“榮華實(shí)業(yè)”)，最低的只有0.12%(2006年“濰柴動(dòng)力”)，平均標(biāo)準(zhǔn)差達(dá)到17.11%。另外，公司績(jī)效(ROE)平均值為9.22%，公司之間差別也較大，績(jī)效好的高達(dá)162.30%，差的甚至為-138.25%，標(biāo)準(zhǔn)差為16.88%。從融資契約結(jié)構(gòu)來看，負(fù)債率平均為50.29%，同樣，公司間情況差別很大，公司負(fù)債高的達(dá)到89.94%，低的僅有4.40%，標(biāo)準(zhǔn)差為16.68%。

表1 變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

表2是以長(zhǎng)期資產(chǎn)比率(RLAA)的5分位數(shù)(Percentiles)為分界依據(jù)，將總樣本劃分為A、B、C、D、E五組分樣本的主要變量的區(qū)間值。首先觀察長(zhǎng)期資產(chǎn)比率和公司績(jī)效的關(guān)系可以發(fā)現(xiàn)，隨著A、B、C、D、E五組分樣本平均長(zhǎng)期資產(chǎn)比率的增加，公司績(jī)效并未依次遞增。但是，從C、D、E后三組分樣本來看，公司績(jī)效隨著長(zhǎng)期資產(chǎn)比率的增加，有遞增趨勢(shì)，這意味著當(dāng)變量達(dá)到一定程度后，體現(xiàn)出其對(duì)公司效率的正面促進(jìn)作用，初步顯示資產(chǎn)專用性的經(jīng)濟(jì)后果Ⅰ的特征。其次，觀察長(zhǎng)期資產(chǎn)比率與融資契約結(jié)構(gòu)的關(guān)系可以發(fā)現(xiàn)，從B、C、D、E后4組來看，隨著長(zhǎng)期資產(chǎn)比率RLAA的遞增，公司負(fù)債率DAR也呈現(xiàn)遞增趨勢(shì)。也就是說，這個(gè)統(tǒng)計(jì)信息并未反映資產(chǎn)專用性的經(jīng)濟(jì)后果Ⅱ的特征。

表2 主要變量的區(qū)間值

(三)檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?/h3>

為檢驗(yàn)企業(yè)資產(chǎn)是否具有經(jīng)濟(jì)后果Ⅰ，本文建立第一個(gè)基本回歸模型：

ROE=β0+β1RLAA+β2DAR+β3LN(ASSET)+β4GROWTH+β5YEAR+ε

(1)

其中，β0為常數(shù)項(xiàng)，β1(i=1，2，…5)為各變量的回歸系數(shù)，ε為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

為檢驗(yàn)企業(yè)資產(chǎn)是否具有經(jīng)濟(jì)后果Ⅱ，本文建立第二個(gè)基本回歸模型：

DAR=α0+α1RLAA+α2LN(ASSET)+α3GROWTH+α4YEAR+ω

(2)

其中，α0為常數(shù)項(xiàng)，α1(i=1，2，3，4)為各變量的回歸系數(shù)，ω為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)

五、實(shí)證研究結(jié)果

(一)長(zhǎng)期資產(chǎn)比率是否存在資產(chǎn)專用性經(jīng)濟(jì)后果Ⅰ的回歸檢驗(yàn)

表3列示了以公司績(jī)效(ROE)為被解釋變量，長(zhǎng)期資產(chǎn)比率(RLAA)為解釋變量進(jìn)行回歸的各個(gè)模型的結(jié)果。表中8個(gè)模型回歸變量的方差膨脹因子(VIF)均未超過2(各變量具體值省略)，表明變量之間不存在多重共線性問題。DW(Durbin-Watson)值均在1.90左右，表明各個(gè)模型隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)均不存在序列相關(guān)問題。各個(gè)回歸模型的擬合度(R-squared)雖不理想，但F檢測(cè)值均較高，對(duì)應(yīng)的P值均為0，表明各個(gè)回歸模型整體上具有統(tǒng)計(jì)顯著性。

從表3可知，在模型C、E中，長(zhǎng)期資產(chǎn)比率RLAA的回歸系數(shù)均為正，分別為0.017和0.025，但均不顯著，因此不能表明資產(chǎn)專用性的經(jīng)濟(jì)后果Ⅰ。模型A、B、D中RLAA的回歸系數(shù)均為負(fù)，除了模型A中的RLAA回歸系數(shù)在10%的水平下顯著之外，其它兩個(gè)模型的RLAA的回歸系數(shù)均不顯著。這說明，整體上變量RLAA與公司績(jī)效ROE無相關(guān)性。最后，在A、B、C、D、E五個(gè)模型中，公司成長(zhǎng)性GROWTH的回歸系數(shù)均在1%的水平下顯著為正，再次表明成長(zhǎng)性確實(shí)能夠帶來公司績(jī)效的提高。公司規(guī)模LNASSET在模型A、B、C、D中回歸系數(shù)為負(fù)，其中前3個(gè)模型中的系數(shù)具有統(tǒng)計(jì)顯著性。但在模型E中回歸系數(shù)為正，不過，不具有顯著性，表明公司規(guī)模擴(kuò)張效率不高。負(fù)債率DAR在A、B、D、E模型中的回歸系數(shù)均為負(fù)，其中D模型中的系數(shù)在1%的水平下顯著，而在模型C中的系數(shù)雖然為正，但不具有顯著性，這說明負(fù)債的增加不能增進(jìn)企業(yè)的績(jī)效。

表3 長(zhǎng)期資產(chǎn)比率與公司績(jī)效的回歸結(jié)果

(二)長(zhǎng)期資產(chǎn)比率是否存在資產(chǎn)專用性經(jīng)濟(jì)后果Ⅱ的回歸檢驗(yàn)

表4列示了以公司融資契約結(jié)構(gòu)，即資產(chǎn)負(fù)債率(DAR)為被解釋變量，企業(yè)長(zhǎng)期資產(chǎn)比率(RLAA)為解釋變量進(jìn)行回歸的各個(gè)模型的結(jié)果。表4列出的8個(gè)不同樣本的回歸模型，擬合度也不理想，但除了模型E外，其它模型的F值均較大，且在1%的水平下顯著，表明模型整體上具有顯著性。各個(gè)模型的DW值在1.88～2.11之間，表明隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)不存在序列相關(guān)問題。另外，各個(gè)模型回歸系數(shù)的方差膨脹因子(VIF)均未超過2(各變量具體值省略)，表明變量之間不存在多重共線性問題。

表4 長(zhǎng)期資產(chǎn)比率與公司融資契約安排的回歸結(jié)果

首先，從對(duì)1 653個(gè)總樣本以及2005年和2006年度分樣本進(jìn)行回歸的結(jié)果中發(fā)現(xiàn)，長(zhǎng)期資產(chǎn)比率RLAA系數(shù)均為正，且在其中兩個(gè)模型的系數(shù)在5%的水平下顯著。換言之，三個(gè)模型的回歸結(jié)果并沒有反映長(zhǎng)期資產(chǎn)具有專用性經(jīng)濟(jì)后果Ⅱ的特征。在三個(gè)模型中，同時(shí)還發(fā)現(xiàn)變量LNASSET和GROWTH的回歸系數(shù)均顯著為正，表明公司規(guī)模和市場(chǎng)銷售擴(kuò)張均導(dǎo)致企業(yè)負(fù)債水平的提高。

其次，從對(duì)以長(zhǎng)期資產(chǎn)比率(RLAA)為分界依據(jù)劃分的A、B、C、D、E五組分樣本進(jìn)行回歸的結(jié)果中，我們只在模型A中發(fā)現(xiàn)長(zhǎng)期資產(chǎn)比率RLAA的回歸系數(shù)為-0.535，且在1%的水平下顯著。還有，模型B和模型E中的長(zhǎng)期資產(chǎn)比率RLAA的回歸系數(shù)雖也為負(fù)，不過不具有顯著性。另外，在這5個(gè)模型中，企業(yè)資產(chǎn)規(guī)模LNASSET和成長(zhǎng)性GROWTH的回歸系數(shù)均顯著為正，再次說明規(guī)模擴(kuò)張和企業(yè)成長(zhǎng)是企業(yè)舉債的原因之一。

六、結(jié)論

契約經(jīng)濟(jì)學(xué)強(qiáng)調(diào)專用性資產(chǎn)是保障企業(yè)效率最大化的關(guān)鍵，專用性資產(chǎn)可以增進(jìn)企業(yè)效率。但在本文的經(jīng)驗(yàn)檢驗(yàn)中，無論是對(duì)1 653個(gè)總樣本還是對(duì)2005年和2006年分樣本以及依據(jù)長(zhǎng)期資產(chǎn)比率劃分的A、B、C、D、E五組分樣本，均難以發(fā)現(xiàn)企業(yè)長(zhǎng)期資產(chǎn)具有專用性經(jīng)濟(jì)后果Ⅰ的特征。另一方面，在交易成本理論(TCE)和產(chǎn)權(quán)理論(GHM)看來，資產(chǎn)專用性決定了企業(yè)財(cái)務(wù)契約(融資契約)的選擇和安排。通常情況下，企業(yè)資產(chǎn)專用性程度越高，融資契約中股權(quán)契約的比例就越高，債權(quán)契約的比例就越低。而在本文的經(jīng)驗(yàn)檢驗(yàn)中，長(zhǎng)期資產(chǎn)比率的回歸系數(shù)要么顯著為正，要么根本不顯著(只有A組樣本模型顯著為負(fù))。這在很大程度上表明企業(yè)長(zhǎng)期資產(chǎn)也不具有專用性經(jīng)濟(jì)后果Ⅱ的特征。上述兩方面的實(shí)證結(jié)果均支持了本文的研究假設(shè)，即我國企業(yè)資產(chǎn)的專用性程度不高，因而不具有專用性的經(jīng)濟(jì)后果。這也證實(shí)了我國企業(yè)內(nèi)部普遍存在嚴(yán)重的財(cái)務(wù)沖突的事實(shí)，正是因?yàn)閲?yán)重的財(cái)務(wù)沖突導(dǎo)致我國企業(yè)參與者由于擔(dān)心事后被敲竹杠而對(duì)事前關(guān)系型專用性投資缺乏足夠的激勵(lì)。

實(shí)證結(jié)果也表明以往的研究文獻(xiàn)選擇長(zhǎng)期資產(chǎn)指標(biāo)來刻畫資產(chǎn)專用性忽視了一個(gè)重要前提，即僅當(dāng)企業(yè)內(nèi)部沖突不嚴(yán)重，資產(chǎn)包含較大的關(guān)系型專用性投資時(shí)，長(zhǎng)期資產(chǎn)比率的高低才能反映專用性程度的大小。否則，長(zhǎng)期資產(chǎn)比率只能反映企業(yè)資產(chǎn)(期限)結(jié)構(gòu)的特征信息。當(dāng)長(zhǎng)期資產(chǎn)包含的專用性程度不高時(shí)，長(zhǎng)期資產(chǎn)數(shù)量?jī)H僅刻畫了資產(chǎn)的非流動(dòng)性，而資產(chǎn)的非流動(dòng)性并不必然帶來效率的增長(zhǎng)，甚至?xí)p害效率。這就是為什么本文實(shí)證結(jié)果中公司績(jī)效與長(zhǎng)期資產(chǎn)比率呈負(fù)相關(guān)的原因所在。而對(duì)于長(zhǎng)期資產(chǎn)比率與企業(yè)負(fù)債水平顯著正相關(guān)，在邏輯上并非與契約理論矛盾，因?yàn)殡S著企業(yè)長(zhǎng)期資產(chǎn)比率的提高，在資產(chǎn)專用性低的條件下，企業(yè)更多依賴債務(wù)融資而非股權(quán)融資，并不會(huì)引發(fā)高的治理成本。

注釋：

①這三種超額利潤又分別稱為李嘉圖租金(稀缺性)、張伯倫租金(產(chǎn)品差異性)和熊彼特租金(創(chuàng)新性)。

②當(dāng)然，也有學(xué)者使用某類費(fèi)用指標(biāo)來刻畫資產(chǎn)專用性，如 Balakrishnan和Fox以及Mocnik選擇研究開發(fā)與廣告兩種費(fèi)用與主營業(yè)務(wù)收入比例來作為企業(yè)資產(chǎn)專用性的替代變量。國內(nèi)學(xué)者中，李青原和王永海分別選擇研究開發(fā)與廣告兩種費(fèi)用與主營業(yè)務(wù)收入的比例以及主營業(yè)務(wù)收入與企業(yè)總收入的比例作為企業(yè)資產(chǎn)專用性的替代變量。另外，李青原、陳曉和王永海總結(jié)了國內(nèi)外學(xué)者實(shí)證研究資產(chǎn)專用性時(shí)選擇的6種不同的變量，并以此6種變量(指標(biāo))為基礎(chǔ)，運(yùn)用主成份法，構(gòu)建度量資產(chǎn)專用性的綜合性評(píng)價(jià)指數(shù)。

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