市場化程度、財務彈性與公司增長的關系研究

宋廣蕊 馬春愛

市場化程度、財務彈性與公司增長的關系研究

宋廣蕊 馬春愛

自1978年以來，我國由計劃經濟向市場經濟轉型，各地區市場化程度并不均衡，這可能影響公司財務彈性水平，進而可能會對公司增長產生影響。本文以我國9個省份2010-2013年的471家上市公司為研究對象，構建了市場化指數測算體系，利用面板數據實證檢驗了市場化程度、財務彈性與公司增長之間的關系。本文發現：市場化程度與財務彈性正相關；財務彈性對公司增長具有正向促進作用；市場化程度越高的地區，財務彈性對公司增長的促進作用越顯著。

市場化程度 財務彈性 公司增長

自1978年以來，我國由計劃經濟向市場經濟轉型，由于多方面因素的綜合影響導致目前各地區市場化程度并不均衡，區域市場化程度的差異對企業的發展形成規制。財務彈性是企業所具有的低成本把握投資機會和應對財務困境的能力，具有較高財務彈性的企業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時低成本獲得投資資金（Gamba and Triantis 2008）。因此，保持財務彈性的企業相對于其他企業而言，把握投資機會的能力更強，從理論上看，增長能力應該更突出。在不同市場化的經營環境下，企業為了把握未來的投資機會，保持的財務彈性水平是否存在差異，如果存在差異，該差異是否對公司增長產生不同影響，國內外少有研究進行關注。

一、研究假設

財務彈性是企業在未來期間低成本獲得資金的一種能力，財務彈性主要來源于現金持有量（Ferreira et al，2005；Denis和Sibilkov，2010）和未使用舉債能力（Marchica和Mura，2010；韓鵬，2010；Denis和 McKeon，2012）。有研究發現，市場化程度對企業的現金持有量和未使用舉債能力有重要影響。顧乃康和孫進軍（2009）發現上市公司的現金持有量與所在地區的市場化總體進程存在顯著正相關關系；Fan et al（2012）探討了制度環境因素對企業制定資本結構的影響，發現一個國家的投資者保護程度越好，企業的債務融資水平越低，未使用舉債能力越高。基于財務彈性與現金持有量和未使用舉債能力的關系，以及以上研究所發現的市場化程度對現金持有量和未使用舉債能力的影響。本文提出假設1：

假設1：市場化程度與公司財務彈性正相關。

Fazzari et al（1988）從實物期權理論角度出發，發現財務彈性越高的企業，企業價值越高，原因在于財務彈性能夠減少不利因素對企業的沖擊并且為企業把握更多的投資機會提供支撐。保持良好的財務彈性可以使公司具有預防和利用的能力。所謂“預防”，指的是當未來出現對公司不利的沖擊時，公司可以快速獲取財務資源從而免于陷入財務困境；所謂“利用”，指的是當未來出現對公司有利的投資機會時，公司可以快速抓住這種有利可圖的投資機會從而給公司帶來收益。具有財務彈性的企業增強了抵抗風險能力和投資能力，可以避免低效率投資，提高企業的投資能力和投資效果（Marchica and Mura，2010），進而提升公司業績(Arslan et al., 2014)，在業績的支撐下，有利于實現企業的自我增長和擴張。基于此，本文提出假設2：

假設2：財務彈性對公司增長具有正向促進作用。

市場化程度對經濟的發展具有重要影響作用，市場化程度越高，資源能夠更方便、有效地從低效率領域轉移到高效率領域，實現資源配置效率提升進而推動經濟增長。市場機制相對于行政指令能更好地配置資源，提高經濟體的運行效率，因此市場化能帶來持久的經濟增長，這是經濟學界非常重要的共識之一（張同龍，2011）。樊綱等（2011）利用我國各省份的市場化指數，定量考察了市場化改革對經濟增長的作用，發現市場化改革進程的推進改善了資源配置效率和微觀經濟效率，從1997 年到2007 年，市場化指數對經濟增長的貢獻達到年均1.45個百分點，這一時期全要素生產率增長的39.23% 是由市場化改革貢獻的。市場化程度對經濟增長的貢獻將最終落腳在企業層面經濟效率的改進，本文推測市場化程度的加深將強化企業里不同因素對企業增長的影響作用。據此，提出假設3：

假設3：市場化程度越高的地區，財務彈性對公司增長的促進作用越顯著。

表1 市場化程度測度指標

表2 方差貢獻率

表3 旋轉成份矩陣

二、研究設計及模型建立

（一）市場化指數的構建

對我國而言，市場化是由計劃經濟過渡到市場經濟的過程，涉及到經濟、法律、社會及政治體制多個方面，市場化程度測度應全方位反映市場化進程的整體情況，是一項復雜的系統測算工程。基于我國特殊的國情，國內一些學者探討了市場化程度的測度方法，主要從三個角度進行：一是從時間序列角度來研究我國整體市場化改革的進程水平（顧海兵，2000；北京師范大學經濟與資源管理研究院,2010；董曉宇和郝靈艷，2010）；二是從截面的角度來測度我國不同區域的市場化進程（徐明華，1999；樊綱等，2011；游碧芙和應千凡，2012）；三是從構成市場化的細分因素角度，研究某個領域的市場化程度（陳宗勝和陳勝；1999；周業安和趙堅毅，2005；莊曉玖，2008）。

借鑒游碧芙和應千凡（2012）、樊綱等（2011）的研究成果，本文建立市場化程度測算指標體系，采用因子分析法，測算我國浙江、江蘇、廣東、湖南、四川、湖北、甘肅、貴州、青海9個省份的市場化程度，考慮到本文實證部分將采用滯后一期面板數據模型，解釋變量為2009-2012年數據，故本文市場化程度的測算區間為2009-2012年。

1.市場化指數指標體系構建

本文將多方面多個指標納入財務彈性測度的考慮因素，力求得到一個簡單而有價值的指數對市場化水平進行度量和說明。通過借鑒和分析眾多學者研究中使用的有效指標，同時考慮到數據的可得性和可量化性，本文最終選取了10項指標用于市場化指數測算體系的構建，這些指標涉及到政府行為規范化、非國有經濟發展、要素市場發育、法律保護推進等方面。各指標的具體計算方法如表1所示。

對于測算指標體系中的逆指標，如政府消費占最終消費的比重、非稅收收入占財政收入的比重、財政支出占GDP的比重，本文對其進行相反數正向化變換，從而使得指標大小、因子分析法最終得分均與市場化程度正相關。

表4 2009-2012年9個省份市場化指數

表5 變量描述性統計

表6 模型（1）回歸結果

2.市場化指數的測算程序

首先，本文對數據進行了KMO 和Bartlett 檢驗，經過檢驗，指標體系的KMO值為0.774，一般認為，KMO小于0.5時不適合進行因子分析，同時，本文檢驗了各指標的相關性，通過觀察指標相關矩陣，發現大多數指標的相關系數大于0.3，再次證明可以運用因子分析法進行市場化指數測算。表2列示了各成份的方差貢獻率。

按照特征值大于1的標準，提取了前3個因子，第1個因子的方差貢獻率為56.881%，第2個因子的方差貢獻率為17.159%，第3個因子的方差貢獻率為11.099%，前3個因子的累計方差貢獻率達到85.139%，也就是說這3個因子可以解釋原始指標85.139%的信息。一般認為，累計方差貢獻率達到60%即可說明因子分析法有效，達到80%以上說明結果較好。

選擇最大方差法，得到旋轉后的因子載荷矩陣。如表3所示，第1個因子主要由非稅收收入占財政收入的比重、財政支出占GDP的比重、規模以上非國有控股企業占規模以上工業企業的比重、非國有投資額占全社會固定資產投資額的比重、非國有城鎮單位就業人員工資占城鎮單位就業人員工資的比重、保險密度、三種專利申請批準量/城鎮從業人員數構成，第2個因子主要由政府消費占最終消費的比重、GDP/技術市場成交額構成，第3個因子主要由城鎮就業人員增加比重構成。

根據因子分析結果，以提取的前3個因子的方差貢獻率為權數求得9個省份2009-2012年的綜合得分，以該得分作為各省份市場化指數，衡量市場化程度，得分越高，市場化指數越大，相應的市場化程度越高。

需要注意的是，因子分析法計算得出的數據是均值為0，標準差為1的標準化后的數據，所以得分為負并不能說明負相關，僅表示其低于平均水平。計算出的市場化指數如表4所示。

另外，本文分別計算了2009-2012年9個省份的市場化指數的平均值，用以衡量9個省份歷年的市場化程度整體水平，通過觀察發現，隨著時間的推移，市場化指數逐漸增大，說明我國的市場化正在不斷提高。

（二）模型建立與變量設計

考慮到市場化程度對財務彈性的影響以及財務彈性對公司增長的影響未必能在當期直接體現，可能需要一個時間周期，本文將解釋變量與被解釋變量設計成一期滯后。

為了檢驗假設1中市場化程度對財務彈性的影響，在借鑒以往學者的研究思路下，本文建立面板數據模型（1）：

其中，被解釋變量FFI為財務彈性指數，本文參照馬春愛和韓新華（2014）構建的財務彈性測算體系計算財務彈性；解釋變量MI為市場化指數，本文利用因子分析法測算市場化指數。本文同時引入了SIZE（羅勁博，2013）、REV（李世新和劉寧，2012）和MB（李世新和劉寧，2012）三個控制變量。SIZE表示公司規模，為企業上期總資產的自然對數；REV表示經營能力，為企業上期主營業務收入較前一期的增加額，并進行標準化處理，以原值減去極小值再除以極差，從而使其值域控制在[0，1]之間；MB表示市凈率，由上期每股市價/上期每股凈資產計算得出。

為了檢驗假設2中財務彈性對公司增長的影響以及假設3中不同市場化程度下財務彈性對公司增長的影響，在借鑒以往學者的研究思路下，本文建立面板數據模型（2）：

其中，被解釋變量公司增長GROWTH為主營業務收入增長率（崔學剛，2007；孫維峰，2013），用“（企業當期主營業務收入-企業上期主營業務收入）/企業上期主營業務收入”計算得來；解釋變量FFI為企業上期的財務彈性指數。同時引入了SIZE（劉秀玲，2009）、MANAGE（梁爾昂，2014）和NPS（梁爾昂，2014）三個控制變量。SIZE表示公司原有規模，為企業上期總資產的自然對數；MANAGE表示內部管理水平，為企業上期管理費用的自然對數；NPS表示銷售凈利率，由“企業上期凈利潤/上期營業收入”計算得出。

（三）樣本選取和數據來源

考慮到金融危機對企業財務狀況的影響，本文選取2008年金融危機之后的數據，即2010-2013年我國上市公司為研究對象，因為本文模型被解釋變量滯后一期，因此解釋變量和控制變量是2009-2012年數據，被解釋變量是2010-2013年數據。我國市場化程度發展不平衡，本文篩選出浙江、江蘇、廣東、湖北、湖南、四川、貴州、青海、甘肅9個市場化程度差別較大的省份的上市公司作為研究樣本，為保證研究更具說明性，剔除了金融行業上市公司以及ST和*ST公司。本文研究采用面板數據模型，選用平衡面板數據，因此將2009年以后上市或2013年以前退市的公司剔除，最終獲得471個上市公司5年的數據。

本文財務數據來自CCER數據庫，在測算市場化程度時所有宏觀經濟數據來自歷年《中國統計年鑒》，數據通過Excel進行處理，運用SPSS18.0和STATA12.0軟件進行研究分析。

表7 模型（2）回歸結果

三、實證結果分析

（一）變量描述性統計分析

對模型（1）和模型（2）中的各變量進行描述性統計分析，結果如表5所示。

通過觀察表5可以看出，2010-2013年財務彈性的最小值為0.0205，最大值為0.9397，說明不同公司的財務彈性相差較大。本文按照9個省份2009-2012年的市場化指數綜合排名的高低進行分組，市場化指數平均值大于0的為一組，定義為高市場化程度組，包括浙江、江蘇、廣東、湖北、湖南、四川；市場化指數平均值小于0的為一組，定義為低市場化程度組，包括貴州、甘肅、青海。可以看出，高市場化程度組滯后一期的財務彈性平均水平為0.3297，而低市場化程度組滯后一期的財務彈性的平均水平為0.3044，表明市場化程度越高的分組，其財務彈性水平越高，在一定程度上說明財務彈性和市場化程度之間呈正相關關系。公司增長GROWTH的最小值為-0.9466，最大值為43.6071，說明樣本公司增長差距較大，平均值為0.2325，說明樣本公司平均主營業務收入增長率為23.25%，增長程度較大。

（二）實證結果及分析

本文在確定模型（1）和模型（2）的最終回歸結果前分別運用固定效應模型和隨機效應模型進行了回歸，對適合何種類型的模型進行了Hausman檢驗，檢驗結果均為P=0.0000，因此，均選擇固定效應模型。

模型（1）的回歸結果如表6所示，可以發現市場化程度和財務彈性在5%顯著性水平下呈正相關關系，說明市場化程度越高的地區，公司財務彈性越大，與本文的預期結果一致，假設1得到驗證。這可能是因為市場化程度越高，公司的現金持有量越大，面臨的融資約束越小，同時過度投資行為更能夠得到抑制，從而使公司具有較高的財務彈性水平。

模型（2）的回歸結果按照全樣本回歸和分組回歸分別列示在表7：首先，對于全樣本，財務彈性和公司增長在5%顯著性水平下正相關，財務彈性對公司增長具有正向促進作用，假設2得到驗證。這是因為公司保持良好的財務彈性更有利于其捕捉投資機會，為公司增長提供了良好的財務能力支持。其次，在分組回歸中，高市場化程度地區，財務彈性對公司增長在10%顯著性水平下有正向促進作用；低市場化程度地區，財務彈性對公司增長具有正向促進作用，但并不顯著。也就是說，市場化程度越高的地區，財務彈性對公司增長的促進作用越顯著，假設3得到驗證。原因是市場化程度高的地區，資源的配置更為合理，經濟體的運行效率較高，一旦有了充足的財務投資能力，公司的增長能力更強。

四、穩健性檢驗

為了使結論更具說服力，考慮用總資產增長率（劉秀玲，2009）作為公司增長的替代變量從模型（2）的回歸結果（略）。可以發現，全樣本財務彈性與公司增長在1%顯著性水平下正相關，說明財務彈性對公司增長具有正向促進作用。高市場化程度地區的財務彈性與公司增長在1%顯著性水平下正相關，低市場化程度地區的財務彈性與公司增長在10%顯著性水平下正相關。說明財務彈性對公司增長具有正向促進作用，同時市場化程度越高的地區，財務彈性對公司的促進作用越顯著。這與本文之前的研究結論一致。

五、結論

本文以我國9個省份2010-2013年的上市公司為研究對象，構建了市場化程度測算指標體系，利用面板數據實證檢驗了市場化程度、財務彈性與公司增長之間的關系。得出以下研究結論：（1）市場化程度與財務彈性正相關。市場化程度越高，企業的財務彈性越高，企業更有能力應對未來不確定的資金需求。（2）財務彈性正向影響公司增長。公司保持良好的財務彈性，可以增強企業的投資能力，提高投資效率，促進資源得到有效、合理的利用，為公司增長提供了良好的財務支持。（3）市場化程度越高的地區，財務彈性對公司增長的促進作用越顯著。市場化程度高的地區，經濟體的運行效率較高，一旦有了充足的財務投資能力，公司的增長更顯著。因此，公司應加強財務彈性管理，保持一定的財務彈性水平來促進公司增長，尤其是低市場化程度地區的企業財務彈性水平較低，更應該提高財務彈性水平。同時，我國應加強市場化建設，為企業保持持續增長提供良好外部環境。

1.Gamba,A.and Triantis,A.J. The value of financial flexibility. The Journal of Finance 2008,.63:2263-2296.

2.Ferreira M A, Custodio C, Raposo C C. Cash holdings and business conditions. Available at SSRN 608664, 2005.

3.Denis D J, Sibilkov V. Financial constraints, investment, and the value of cash holdings[J]. Review of Financial Studies, 2010, 23(1): 247-269.

4.Marchica M T, Mura R. Financial flexibility, investment ability, and firm value: evidence from firms with spare debt capacity[J]. Financial management, 2010, 39(4): 1339-1365.

5.韓鵬. 財務彈性, 財務杠桿與公司價值——來自中小企業板的經驗證據. 理論月刊.2010（4）

6.顧乃康, 孫進軍. 區域市場化進程的差異對我國上市公司現金持有量的影響研究. 管理評論.2009（7）

7.張同龍，市場化能帶來經濟增長嗎？——來自中國跨省數據的經驗證據. 財經研究.2011（11）

8.樊綱,王小魯,馬光榮.中國市場化進程對經濟增長的貢獻. 經濟研究 2011（9）

9.周業安, 趙堅毅. 我國金融市場化的測度、市場化過程和經濟增長.金融研究.2005（4）

10.莊曉玖. 中國金融市場化指數的構建.金融研究.2008（11）

11.馬春愛, 韓新華. 基于不同生命周期的財務彈性與投資效率關系. 系統工程.2014（ 9）

12.羅勁博. 公司金融生態環境, 盈余質量與現金持有——來自中國 A 股市場的經驗數據. 山西財經大學學報. 2013（10）

13.李世新, 劉寧. 會計穩健性對財務彈性的影響——基于企業財務決策的研究財會月刊.2012（8）

14.崔學剛, 王立彥, 許紅. 企業增長與財務危機關系研究——基于電信與計算機行業上市公司的實證證據.會計研究.2007（12）

國家自然科學基金項目“財務彈性影響公司價值的路徑研究”（71202118）中國石油大學（北京）優秀青年教師研究項目“基于風險控制視角的企業財務彈性研究”（ZX20150132

作者單位：河北經貿大學會計學院中國石油大學（北京）工商管理學院