宋廣蕊 馬春愛(ài)

市場(chǎng)化程度、財(cái)務(wù)彈性與公司增長(zhǎng)的關(guān)系研究

宋廣蕊 馬春愛(ài)

自1978年以來(lái)，我國(guó)由計(jì)劃經(jīng)濟(jì)向市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型，各地區(qū)市場(chǎng)化程度并不均衡，這可能影響公司財(cái)務(wù)彈性水平，進(jìn)而可能會(huì)對(duì)公司增長(zhǎng)產(chǎn)生影響。本文以我國(guó)9個(gè)省份2010-2013年的471家上市公司為研究對(duì)象，構(gòu)建了市場(chǎng)化指數(shù)測(cè)算體系，利用面板數(shù)據(jù)實(shí)證檢驗(yàn)了市場(chǎng)化程度、財(cái)務(wù)彈性與公司增長(zhǎng)之間的關(guān)系。本文發(fā)現(xiàn)：市場(chǎng)化程度與財(cái)務(wù)彈性正相關(guān)；財(cái)務(wù)彈性對(duì)公司增長(zhǎng)具有正向促進(jìn)作用；市場(chǎng)化程度越高的地區(qū)，財(cái)務(wù)彈性對(duì)公司增長(zhǎng)的促進(jìn)作用越顯著。

市場(chǎng)化程度 財(cái)務(wù)彈性 公司增長(zhǎng)

自1978年以來(lái)，我國(guó)由計(jì)劃經(jīng)濟(jì)向市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型，由于多方面因素的綜合影響導(dǎo)致目前各地區(qū)市場(chǎng)化程度并不均衡，區(qū)域市場(chǎng)化程度的差異對(duì)企業(yè)的發(fā)展形成規(guī)制。財(cái)務(wù)彈性是企業(yè)所具有的低成本把握投資機(jī)會(huì)和應(yīng)對(duì)財(cái)務(wù)困境的能力，具有較高財(cái)務(wù)彈性的企業(yè)能夠在遭遇危難時(shí)避免陷入財(cái)務(wù)困境，也可以在獲利機(jī)會(huì)出現(xiàn)時(shí)低成本獲得投資資金（Gamba and Triantis 2008）。因此，保持財(cái)務(wù)彈性的企業(yè)相對(duì)于其他企業(yè)而言，把握投資機(jī)會(huì)的能力更強(qiáng)，從理論上看，增長(zhǎng)能力應(yīng)該更突出。在不同市場(chǎng)化的經(jīng)營(yíng)環(huán)境下，企業(yè)為了把握未來(lái)的投資機(jī)會(huì)，保持的財(cái)務(wù)彈性水平是否存在差異，如果存在差異，該差異是否對(duì)公司增長(zhǎng)產(chǎn)生不同影響，國(guó)內(nèi)外少有研究進(jìn)行關(guān)注。

一、研究假設(shè)

財(cái)務(wù)彈性是企業(yè)在未來(lái)期間低成本獲得資金的一種能力，財(cái)務(wù)彈性主要來(lái)源于現(xiàn)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(fā)現(xiàn)，市場(chǎng)化程度對(duì)企業(yè)的現(xiàn)金持有量和未使用舉債能力有重要影響。顧乃康和孫進(jìn)軍（2009）發(fā)現(xiàn)上市公司的現(xiàn)金持有量與所在地區(qū)的市場(chǎng)化總體進(jìn)程存在顯著正相關(guān)關(guān)系；Fan et al（2012）探討了制度環(huán)境因素對(duì)企業(yè)制定資本結(jié)構(gòu)的影響，發(fā)現(xiàn)一個(gè)國(guó)家的投資者保護(hù)程度越好，企業(yè)的債務(wù)融資水平越低，未使用舉債能力越高?；谪?cái)務(wù)彈性與現(xiàn)金持有量和未使用舉債能力的關(guān)系，以及以上研究所發(fā)現(xiàn)的市場(chǎng)化程度對(duì)現(xiàn)金持有量和未使用舉債能力的影響。本文提出假設(shè)1：

假設(shè)1：市場(chǎng)化程度與公司財(cái)務(wù)彈性正相關(guān)。

Fazzari et al（1988）從實(shí)物期權(quán)理論角度出發(fā)，發(fā)現(xiàn)財(cái)務(wù)彈性越高的企業(yè)，企業(yè)價(jià)值越高，原因在于財(cái)務(wù)彈性能夠減少不利因素對(duì)企業(yè)的沖擊并且為企業(yè)把握更多的投資機(jī)會(huì)提供支撐。保持良好的財(cái)務(wù)彈性可以使公司具有預(yù)防和利用的能力。所謂“預(yù)防”，指的是當(dāng)未來(lái)出現(xiàn)對(duì)公司不利的沖擊時(shí)，公司可以快速獲取財(cái)務(wù)資源從而免于陷入財(cái)務(wù)困境；所謂“利用”，指的是當(dāng)未來(lái)出現(xiàn)對(duì)公司有利的投資機(jī)會(huì)時(shí)，公司可以快速抓住這種有利可圖的投資機(jī)會(huì)從而給公司帶來(lái)收益。具有財(cái)務(wù)彈性的企業(yè)增強(qiáng)了抵抗風(fēng)險(xiǎn)能力和投資能力，可以避免低效率投資，提高企業(yè)的投資能力和投資效果（Marchica and Mura，2010），進(jìn)而提升公司業(yè)績(jī)(Arslan et al., 2014)，在業(yè)績(jī)的支撐下，有利于實(shí)現(xiàn)企業(yè)的自我增長(zhǎng)和擴(kuò)張?；诖?，本文提出假設(shè)2：

假設(shè)2：財(cái)務(wù)彈性對(duì)公司增長(zhǎng)具有正向促進(jìn)作用。

市場(chǎng)化程度對(duì)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展具有重要影響作用，市場(chǎng)化程度越高，資源能夠更方便、有效地從低效率領(lǐng)域轉(zhuǎn)移到高效率領(lǐng)域，實(shí)現(xiàn)資源配置效率提升進(jìn)而推動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。市場(chǎng)機(jī)制相對(duì)于行政指令能更好地配置資源，提高經(jīng)濟(jì)體的運(yùn)行效率，因此市場(chǎng)化能帶來(lái)持久的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，這是經(jīng)濟(jì)學(xué)界非常重要的共識(shí)之一（張同龍，2011）。樊綱等（2011）利用我國(guó)各省份的市場(chǎng)化指數(shù)，定量考察了市場(chǎng)化改革對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用，發(fā)現(xiàn)市場(chǎng)化改革進(jìn)程的推進(jìn)改善了資源配置效率和微觀經(jīng)濟(jì)效率，從1997 年到2007 年，市場(chǎng)化指數(shù)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)達(dá)到年均1.45個(gè)百分點(diǎn)，這一時(shí)期全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)的39.23% 是由市場(chǎng)化改革貢獻(xiàn)的。市場(chǎng)化程度對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)將最終落腳在企業(yè)層面經(jīng)濟(jì)效率的改進(jìn)，本文推測(cè)市場(chǎng)化程度的加深將強(qiáng)化企業(yè)里不同因素對(duì)企業(yè)增長(zhǎng)的影響作用。據(jù)此，提出假設(shè)3：

假設(shè)3：市場(chǎng)化程度越高的地區(qū)，財(cái)務(wù)彈性對(duì)公司增長(zhǎng)的促進(jìn)作用越顯著。

表1 市場(chǎng)化程度測(cè)度指標(biāo)

表2 方差貢獻(xiàn)率

表3 旋轉(zhuǎn)成份矩陣

二、研究設(shè)計(jì)及模型建立

（一）市場(chǎng)化指數(shù)的構(gòu)建

對(duì)我國(guó)而言，市場(chǎng)化是由計(jì)劃經(jīng)濟(jì)過(guò)渡到市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)的過(guò)程，涉及到經(jīng)濟(jì)、法律、社會(huì)及政治體制多個(gè)方面，市場(chǎng)化程度測(cè)度應(yīng)全方位反映市場(chǎng)化進(jìn)程的整體情況，是一項(xiàng)復(fù)雜的系統(tǒng)測(cè)算工程?；谖覈?guó)特殊的國(guó)情，國(guó)內(nèi)一些學(xué)者探討了市場(chǎng)化程度的測(cè)度方法，主要從三個(gè)角度進(jìn)行：一是從時(shí)間序列角度來(lái)研究我國(guó)整體市場(chǎng)化改革的進(jìn)程水平（顧海兵，2000；北京師范大學(xué)經(jīng)濟(jì)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(lái)測(cè)度我國(guó)不同區(qū)域的市場(chǎng)化進(jìn)程（徐明華，1999；樊綱等，2011；游碧芙和應(yīng)千凡，2012）；三是從構(gòu)成市場(chǎng)化的細(xì)分因素角度，研究某個(gè)領(lǐng)域的市場(chǎng)化程度（陳宗勝和陳勝；1999；周業(yè)安和趙堅(jiān)毅，2005；莊曉玖，2008）。

借鑒游碧芙和應(yīng)千凡（2012）、樊綱等（2011）的研究成果，本文建立市場(chǎng)化程度測(cè)算指標(biāo)體系，采用因子分析法，測(cè)算我國(guó)浙江、江蘇、廣東、湖南、四川、湖北、甘肅、貴州、青海9個(gè)省份的市場(chǎng)化程度，考慮到本文實(shí)證部分將采用滯后一期面板數(shù)據(jù)模型，解釋變量為2009-2012年數(shù)據(jù)，故本文市場(chǎng)化程度的測(cè)算區(qū)間為2009-2012年。

1.市場(chǎng)化指數(shù)指標(biāo)體系構(gòu)建

本文將多方面多個(gè)指標(biāo)納入財(cái)務(wù)彈性測(cè)度的考慮因素，力求得到一個(gè)簡(jiǎn)單而有價(jià)值的指數(shù)對(duì)市場(chǎng)化水平進(jìn)行度量和說(shuō)明。通過(guò)借鑒和分析眾多學(xué)者研究中使用的有效指標(biāo)，同時(shí)考慮到數(shù)據(jù)的可得性和可量化性，本文最終選取了10項(xiàng)指標(biāo)用于市場(chǎng)化指數(shù)測(cè)算體系的構(gòu)建，這些指標(biāo)涉及到政府行為規(guī)范化、非國(guó)有經(jīng)濟(jì)發(fā)展、要素市場(chǎng)發(fā)育、法律保護(hù)推進(jìn)等方面。各指標(biāo)的具體計(jì)算方法如表1所示。

對(duì)于測(cè)算指標(biāo)體系中的逆指標(biāo)，如政府消費(fèi)占最終消費(fèi)的比重、非稅收收入占財(cái)政收入的比重、財(cái)政支出占GDP的比重，本文對(duì)其進(jìn)行相反數(shù)正向化變換，從而使得指標(biāo)大小、因子分析法最終得分均與市場(chǎng)化程度正相關(guān)。

表4 2009-2012年9個(gè)省份市場(chǎng)化指數(shù)

表5 變量描述性統(tǒng)計(jì)

表6 模型（1）回歸結(jié)果

2.市場(chǎng)化指數(shù)的測(cè)算程序

首先，本文對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行了KMO 和Bartlett 檢驗(yàn)，經(jīng)過(guò)檢驗(yàn)，指標(biāo)體系的KMO值為0.774，一般認(rèn)為，KMO小于0.5時(shí)不適合進(jìn)行因子分析，同時(shí)，本文檢驗(yàn)了各指標(biāo)的相關(guān)性，通過(guò)觀察指標(biāo)相關(guān)矩陣，發(fā)現(xiàn)大多數(shù)指標(biāo)的相關(guān)系數(shù)大于0.3，再次證明可以運(yùn)用因子分析法進(jìn)行市場(chǎng)化指數(shù)測(cè)算。表2列示了各成份的方差貢獻(xiàn)率。

按照特征值大于1的標(biāo)準(zhǔn)，提取了前3個(gè)因子，第1個(gè)因子的方差貢獻(xiàn)率為56.881%，第2個(gè)因子的方差貢獻(xiàn)率為17.159%，第3個(gè)因子的方差貢獻(xiàn)率為11.099%，前3個(gè)因子的累計(jì)方差貢獻(xiàn)率達(dá)到85.139%，也就是說(shuō)這3個(gè)因子可以解釋原始指標(biāo)85.139%的信息。一般認(rèn)為，累計(jì)方差貢獻(xiàn)率達(dá)到60%即可說(shuō)明因子分析法有效，達(dá)到80%以上說(shuō)明結(jié)果較好。

選擇最大方差法，得到旋轉(zhuǎn)后的因子載荷矩陣。如表3所示，第1個(gè)因子主要由非稅收收入占財(cái)政收入的比重、財(cái)政支出占GDP的比重、規(guī)模以上非國(guó)有控股企業(yè)占規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)的比重、非國(guó)有投資額占全社會(huì)固定資產(chǎn)投資額的比重、非國(guó)有城鎮(zhèn)單位就業(yè)人員工資占城鎮(zhèn)單位就業(yè)人員工資的比重、保險(xiǎn)密度、三種專(zhuān)利申請(qǐng)批準(zhǔn)量/城鎮(zhèn)從業(yè)人員數(shù)構(gòu)成，第2個(gè)因子主要由政府消費(fèi)占最終消費(fèi)的比重、GDP/技術(shù)市場(chǎng)成交額構(gòu)成，第3個(gè)因子主要由城鎮(zhèn)就業(yè)人員增加比重構(gòu)成。

根據(jù)因子分析結(jié)果，以提取的前3個(gè)因子的方差貢獻(xiàn)率為權(quán)數(shù)求得9個(gè)省份2009-2012年的綜合得分，以該得分作為各省份市場(chǎng)化指數(shù)，衡量市場(chǎng)化程度，得分越高，市場(chǎng)化指數(shù)越大，相應(yīng)的市場(chǎng)化程度越高。

需要注意的是，因子分析法計(jì)算得出的數(shù)據(jù)是均值為0，標(biāo)準(zhǔn)差為1的標(biāo)準(zhǔn)化后的數(shù)據(jù)，所以得分為負(fù)并不能說(shuō)明負(fù)相關(guān)，僅表示其低于平均水平。計(jì)算出的市場(chǎng)化指數(shù)如表4所示。

另外，本文分別計(jì)算了2009-2012年9個(gè)省份的市場(chǎng)化指數(shù)的平均值，用以衡量9個(gè)省份歷年的市場(chǎng)化程度整體水平，通過(guò)觀察發(fā)現(xiàn)，隨著時(shí)間的推移，市場(chǎng)化指數(shù)逐漸增大，說(shuō)明我國(guó)的市場(chǎng)化正在不斷提高。

（二）模型建立與變量設(shè)計(jì)

考慮到市場(chǎng)化程度對(duì)財(cái)務(wù)彈性的影響以及財(cái)務(wù)彈性對(duì)公司增長(zhǎng)的影響未必能在當(dāng)期直接體現(xiàn)，可能需要一個(gè)時(shí)間周期，本文將解釋變量與被解釋變量設(shè)計(jì)成一期滯后。

為了檢驗(yàn)假設(shè)1中市場(chǎng)化程度對(duì)財(cái)務(wù)彈性的影響，在借鑒以往學(xué)者的研究思路下，本文建立面板數(shù)據(jù)模型（1）：

其中，被解釋變量FFI為財(cái)務(wù)彈性指數(shù)，本文參照馬春愛(ài)和韓新華（2014）構(gòu)建的財(cái)務(wù)彈性測(cè)算體系計(jì)算財(cái)務(wù)彈性；解釋變量MI為市場(chǎng)化指數(shù)，本文利用因子分析法測(cè)算市場(chǎng)化指數(shù)。本文同時(shí)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(gè)控制變量。SIZE表示公司規(guī)模，為企業(yè)上期總資產(chǎn)的自然對(duì)數(shù)；REV表示經(jīng)營(yíng)能力，為企業(yè)上期主營(yíng)業(yè)務(wù)收入較前一期的增加額，并進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)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(jià)/上期每股凈資產(chǎn)計(jì)算得出。

為了檢驗(yàn)假設(shè)2中財(cái)務(wù)彈性對(duì)公司增長(zhǎng)的影響以及假設(shè)3中不同市場(chǎng)化程度下財(cái)務(wù)彈性對(duì)公司增長(zhǎng)的影響，在借鑒以往學(xué)者的研究思路下，本文建立面板數(shù)據(jù)模型（2）：

其中，被解釋變量公司增長(zhǎng)GROWTH為主營(yíng)業(yè)務(wù)收入增長(zhǎng)率（崔學(xué)剛，2007；孫維峰，2013），用“（企業(yè)當(dāng)期主營(yíng)業(yè)務(wù)收入-企業(yè)上期主營(yíng)業(yè)務(wù)收入）/企業(yè)上期主營(yíng)業(yè)務(wù)收入”計(jì)算得來(lái)；解釋變量FFI為企業(yè)上期的財(cái)務(wù)彈性指數(shù)。同時(shí)引入了SIZE（劉秀玲，2009）、MANAGE（梁爾昂，2014）和NPS（梁爾昂，2014）三個(gè)控制變量。SIZE表示公司原有規(guī)模，為企業(yè)上期總資產(chǎn)的自然對(duì)數(shù)；MANAGE表示內(nèi)部管理水平，為企業(yè)上期管理費(fèi)用的自然對(duì)數(shù)；NPS表示銷(xiāo)售凈利率，由“企業(yè)上期凈利潤(rùn)/上期營(yíng)業(yè)收入”計(jì)算得出。

（三）樣本選取和數(shù)據(jù)來(lái)源

考慮到金融危機(jī)對(duì)企業(yè)財(cái)務(wù)狀況的影響，本文選取2008年金融危機(jī)之后的數(shù)據(jù)，即2010-2013年我國(guó)上市公司為研究對(duì)象，因?yàn)楸疚哪Ｐ捅唤忉屪兞繙笠黄冢虼私忉屪兞亢涂刂谱兞渴?009-2012年數(shù)據(jù)，被解釋變量是2010-2013年數(shù)據(jù)。我國(guó)市場(chǎng)化程度發(fā)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(gè)市場(chǎng)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(shuō)明性，剔除了金融行業(yè)上市公司以及ST和*ST公司。本文研究采用面板數(shù)據(jù)模型，選用平衡面板數(shù)據(jù)，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(gè)上市公司5年的數(shù)據(jù)。

本文財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)來(lái)自CCER數(shù)據(jù)庫(kù)，在測(cè)算市場(chǎng)化程度時(shí)所有宏觀經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)來(lái)自歷年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》，數(shù)據(jù)通過(guò)Excel進(jìn)行處理，運(yùn)用SPSS18.0和STATA12.0軟件進(jìn)行研究分析。

表7 模型（2）回歸結(jié)果

三、實(shí)證結(jié)果分析

（一）變量描述性統(tǒng)計(jì)分析

對(duì)模型（1）和模型（2）中的各變量進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)分析，結(jié)果如表5所示。

通過(guò)觀察表5可以看出，2010-2013年財(cái)務(wù)彈性的最小值為0.0205，最大值為0.9397，說(shuō)明不同公司的財(cái)務(wù)彈性相差較大。本文按照9個(gè)省份2009-2012年的市場(chǎng)化指數(shù)綜合排名的高低進(jìn)行分組，市場(chǎng)化指數(shù)平均值大于0的為一組，定義為高市場(chǎng)化程度組，包括浙江、江蘇、廣東、湖北、湖南、四川；市場(chǎng)化指數(shù)平均值小于0的為一組，定義為低市場(chǎng)化程度組，包括貴州、甘肅、青海?？梢钥闯觯呤袌?chǎng)化程度組滯后一期的財(cái)務(wù)彈性平均水平為0.3297，而低市場(chǎng)化程度組滯后一期的財(cái)務(wù)彈性的平均水平為0.3044，表明市場(chǎng)化程度越高的分組，其財(cái)務(wù)彈性水平越高，在一定程度上說(shuō)明財(cái)務(wù)彈性和市場(chǎng)化程度之間呈正相關(guān)關(guān)系。公司增長(zhǎng)GROWTH的最小值為-0.9466，最大值為43.6071，說(shuō)明樣本公司增長(zhǎng)差距較大，平均值為0.2325，說(shuō)明樣本公司平均主營(yíng)業(yè)務(wù)收入增長(zhǎng)率為23.25%，增長(zhǎng)程度較大。

（二）實(shí)證結(jié)果及分析

本文在確定模型（1）和模型（2）的最終回歸結(jié)果前分別運(yùn)用固定效應(yīng)模型和隨機(jī)效應(yīng)模型進(jìn)行了回歸，對(duì)適合何種類(lèi)型的模型進(jìn)行了Hausman檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果均為P=0.0000，因此，均選擇固定效應(yīng)模型。

模型（1）的回歸結(jié)果如表6所示，可以發(fā)現(xiàn)市場(chǎng)化程度和財(cái)務(wù)彈性在5%顯著性水平下呈正相關(guān)關(guān)系，說(shuō)明市場(chǎng)化程度越高的地區(qū)，公司財(cái)務(wù)彈性越大，與本文的預(yù)期結(jié)果一致，假設(shè)1得到驗(yàn)證。這可能是因?yàn)槭袌?chǎng)化程度越高，公司的現(xiàn)金持有量越大，面臨的融資約束越小，同時(shí)過(guò)度投資行為更能夠得到抑制，從而使公司具有較高的財(cái)務(wù)彈性水平。

模型（2）的回歸結(jié)果按照全樣本回歸和分組回歸分別列示在表7：首先，對(duì)于全樣本，財(cái)務(wù)彈性和公司增長(zhǎng)在5%顯著性水平下正相關(guān)，財(cái)務(wù)彈性對(duì)公司增長(zhǎng)具有正向促進(jìn)作用，假設(shè)2得到驗(yàn)證。這是因?yàn)楣颈３至己玫呢?cái)務(wù)彈性更有利于其捕捉投資機(jī)會(huì)，為公司增長(zhǎng)提供了良好的財(cái)務(wù)能力支持。其次，在分組回歸中，高市場(chǎng)化程度地區(qū)，財(cái)務(wù)彈性對(duì)公司增長(zhǎng)在10%顯著性水平下有正向促進(jìn)作用；低市場(chǎng)化程度地區(qū)，財(cái)務(wù)彈性對(duì)公司增長(zhǎng)具有正向促進(jìn)作用，但并不顯著。也就是說(shuō)，市場(chǎng)化程度越高的地區(qū)，財(cái)務(wù)彈性對(duì)公司增長(zhǎng)的促進(jìn)作用越顯著，假設(shè)3得到驗(yàn)證。原因是市場(chǎng)化程度高的地區(qū)，資源的配置更為合理，經(jīng)濟(jì)體的運(yùn)行效率較高，一旦有了充足的財(cái)務(wù)投資能力，公司的增長(zhǎng)能力更強(qiáng)。

四、穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了使結(jié)論更具說(shuō)服力，考慮用總資產(chǎn)增長(zhǎng)率（劉秀玲，2009）作為公司增長(zhǎng)的替代變量從模型（2）的回歸結(jié)果（略）。可以發(fā)現(xiàn)，全樣本財(cái)務(wù)彈性與公司增長(zhǎng)在1%顯著性水平下正相關(guān)，說(shuō)明財(cái)務(wù)彈性對(duì)公司增長(zhǎng)具有正向促進(jìn)作用。高市場(chǎng)化程度地區(qū)的財(cái)務(wù)彈性與公司增長(zhǎng)在1%顯著性水平下正相關(guān)，低市場(chǎng)化程度地區(qū)的財(cái)務(wù)彈性與公司增長(zhǎng)在10%顯著性水平下正相關(guān)。說(shuō)明財(cái)務(wù)彈性對(duì)公司增長(zhǎng)具有正向促進(jìn)作用，同時(shí)市場(chǎng)化程度越高的地區(qū)，財(cái)務(wù)彈性對(duì)公司的促進(jìn)作用越顯著。這與本文之前的研究結(jié)論一致。

五、結(jié)論

本文以我國(guó)9個(gè)省份2010-2013年的上市公司為研究對(duì)象，構(gòu)建了市場(chǎng)化程度測(cè)算指標(biāo)體系，利用面板數(shù)據(jù)實(shí)證檢驗(yàn)了市場(chǎng)化程度、財(cái)務(wù)彈性與公司增長(zhǎng)之間的關(guān)系。得出以下研究結(jié)論：（1）市場(chǎng)化程度與財(cái)務(wù)彈性正相關(guān)。市場(chǎng)化程度越高，企業(yè)的財(cái)務(wù)彈性越高，企業(yè)更有能力應(yīng)對(duì)未來(lái)不確定的資金需求。（2）財(cái)務(wù)彈性正向影響公司增長(zhǎng)。公司保持良好的財(cái)務(wù)彈性，可以增強(qiáng)企業(yè)的投資能力，提高投資效率，促進(jìn)資源得到有效、合理的利用，為公司增長(zhǎng)提供了良好的財(cái)務(wù)支持。（3）市場(chǎng)化程度越高的地區(qū)，財(cái)務(wù)彈性對(duì)公司增長(zhǎng)的促進(jìn)作用越顯著。市場(chǎng)化程度高的地區(qū)，經(jīng)濟(jì)體的運(yùn)行效率較高，一旦有了充足的財(cái)務(wù)投資能力，公司的增長(zhǎng)更顯著。因此，公司應(yīng)加強(qiáng)財(cái)務(wù)彈性管理，保持一定的財(cái)務(wù)彈性水平來(lái)促進(jìn)公司增長(zhǎng)，尤其是低市場(chǎng)化程度地區(qū)的企業(yè)財(cái)務(wù)彈性水平較低，更應(yīng)該提高財(cái)務(wù)彈性水平。同時(shí)，我國(guó)應(yīng)加強(qiáng)市場(chǎng)化建設(shè)，為企業(yè)保持持續(xù)增長(zhǎng)提供良好外部環(huán)境。

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作者單位：河北經(jīng)貿(mào)大學(xué)會(huì)計(jì)學(xué)院中國(guó)石油大學(xué)（北京）工商管理學(xué)院