现金持有量：增加还是损害公司业绩？

孙进军

（广东金融学院 金融系，广东 广州 510275）

现金持有量：增加还是损害公司业绩？

孙进军

（广东金融学院 金融系，广东 广州 510275）

通过放松现金持有量与公司业绩之间是线性关系的假设，从线性（平均效应）和非线性（现金持有量不同水平下的区间效应）两方面探讨现金持有量对公司业绩的影响。结果发现，虽然平均而言，现金持有量有利于提升公司业绩，但是随着现金持有量的提升，公司业绩却呈现逐渐下降的趋势。进一步地结合投资支出来分析不同现金水平下公司业绩呈下降趋势的主要原因，结果发现现金水平的提升易引发企业的过度投资行为，并最终导致公司业绩的下降。同时，还发现融资约束和成长性也会影响现金持有量与公司业绩之间的关系。

现金持有量；公司业绩；过度投资；平均效应；区间效应

一、引言

在公司财务领域内，由Keynes（1936）[1]发展而来的现金持有量理论强调交易成本和机会成本之间的权衡、利益相关者之间的代理冲突、公司和外部资本市场之间的信息不对称。一方面，作为一种最易被侵占的资产，如何配置企业的内部财务资源反映了代理冲突的核心问题。持有高额现金有利于降低发生财务困境的可能性，因而管理者会增加现金持有量，从而达到职位保护的目的。同时，管理者会因为公司规模和薪酬之间的联系而将现金投资于一些净现值为负的项目以求扩大公司规模，或者出于职位保护的目的而将现金运用于一些堑壕性的投资行为。可见，根据代理理论，管理者会因为自身私利而积累和使用现金，从而损害公司业绩。另一方面，资本市场的非完善性促使外部投资者总是倾向于折价购买公司证券，所以，在面临较高的外部融资成本时，管理者就不愿意借助于外部融资和放弃一些盈利性的投资项目。根据融资优序理论以及预防性动机，由于现金持有量有利于预防未来现金流不足的风险，降低公司对外部资本市场的依赖，增加公司投资于盈利性项目的能力，所以为避免流动性短缺或丧失盈利性的投资机会，公司就会持有较多的现金。

可见，大部分研究都认为现金持有量要么增加、要么损害公司业绩，二者不可能并存。事实上，这两种效应很可能会同时存在，因为无论是从代理冲突、还是从非完善资本市场角度进行的研究都得到了实证结果的支持。所以，本文将放松大部分研究假定的公司业绩与现金持有量之间存在单调性关系的假设，从线性（平均效应）和非线性（现金持有量的不同水平，即区间效应）两方面来检验现金持有量对公司业绩的影响，并且联系企业的过度投资行为来考察其中的作用机理。

二、研究设计

（一）变量与模型

根据现金持有量的融资优序理论以及预防性动机，本文提出假设1：企业的现金持有量与公司业绩具有正相关性。根据现金持有量的代理理论，本文提出的另一个竞争性研究假设2：企业的现金持有量与公司业绩具有负相关性。为检验上述假设，我们使用以下模型进行实证检验：

其中，公司经营业绩使用总资产收益率（ROA）衡量；现金持有量使用现金（货币资金与交易性金融资产之和）与“净资产”（即总资产减去现金，后同）之比的自然对数（LnCASH）来衡量。此外，控制变量是：公司规模（总资产的自然对数，LnAsset）、负债比率（公司总负债除以总资产，DEBT）、产品市场业绩（销售收入自然对数的变动额，dLnSALES）、现金流（经营而来的现金流除以净资产，CF）、投资支出（购建固定资产、无形资产和其他长期资产所支付的现金，INVEST）和股利支付虚拟变量（DIV）。i和t分别表示第i个企业和第t年。ηi是企业效应，假设其不随时间而变化；ηt是年度虚拟变量，反映了时间效应；νi,t是残差扰动项。

我们将从两个方面来减轻可能存在的内生性问题对研究结论的影响。第一，现金持有量既可能是公司业绩的反映，也可能会对公司业绩产生影响，这意味着公司业绩和现金持有量之间会产生双向因果关系。为此，我们对模型中的所有自变量均取滞后一期。第二，如果公司业绩和现金持有量同时受到行业特征等一些不可观测的共同因素的影响，那么就会导致二者之间的伪相关关系。为此，我们对模型中的全部变量使用年度行业均值进行调整以剔除那些不可观测的因素。

（二）样本

本文样本为2000—2011年的沪深两市A股上市企业，并且依照以下原则进行初步筛选：剔除审计报告被出具无法表示意见、否定意见或者没有披露审计意见的企业；剔除金融类上市企业（证监会行业代码I）；剔除财务数据有缺失或异常的企业。进一步地，由于要对变量使用年度行业均值调整，所以本文将剔除某年某行业中的观测值不足10个的行业。其中，行业分类原则是：除制造业公司采取一位字母加两位数字进行分类之外，其他行业按一位字母加一位数字分类。为了减轻离群值的影响，我们对回归模型中的变量（除了股利支付虚拟变量）均按照头尾1%分位数进行Winsorized处理。经过上述筛选之后，我们共获得12807个观察值。本文所涉及的数据来源于WIND数据库。

三、实证结果

（一）描述性统计分析

本文首先报告未经年度行业均值调整的原始变量的均值，并对低现金持有量和高现金持有量两组子样本（按现金持有量的年度行业均值为标准、按年度进行二分位分层）进行均值比较检验，结果见表1。不难发现，样本公司的平均现金持有量（CASH）为23.7%。子样本均值比较检验表明：在高现金持有量子样本中，公司业绩较高（ROA为0.066，ROE为0.083），产品市场业绩增加较快（0.165），现金流量也较多（0.082），而且这些差异均具有统计意义上的显著性。另外，高现金子样本的公司规模均值为21.364，显著地低于低现金子样本，这意味着持有较多现金的公司不一定就是大规模公司；高现金公司和低现金公司的投资支出没有显著性的差异。

表1 描述性统计结果

（二）现金持有量与公司业绩的实证结果与分析

表2考察公司持有现金是否能提升公司业绩。由模型（1）可知：现金持有量的回归系数为0.005，且在1%的水平上显著；这说明就平均而言，较多的现金持有量有利于提升公司业绩。这样的实证结果支持了研究假设1。我们也使用净资产回报率（ROE）反映公司业绩，相关研究中现金持有量的常用衡量方式进行了稳健性检验，但结果依然支持假设。企业如果是出于偿付债务的需要而持有现金，那么现金就不会被用于一些可以提升公司业绩的用途。因此，我们也使用扣除负债后的现金除以净资产来衡量企业的现金持有量，但实证结果依然支持假设。限于篇幅，我们没有报告这些实证结果。

Fresard（2010）的研究表明公司现金持有量具有增加产品市场业绩的战略性意义，这意味着现金持有量会影响旨在于增加产品市场业绩的战略选择。而孙进军和顾乃康（2012）[2]还发现公司战略是企业现金持有量决策的重要影响因素。结合这两项研究的实证结果来看：由于产品市场业绩直接影响公司的经营业绩，所以模型中可能会存在因果关系方面的内生性问题。另外，一些研究表明企业经营业绩存在滞后性的影响，这说明应该控制滞后一期的公司业绩变量。为了控制交叉因果关系和因变量滞后项所带来的动态性问题对估计结果的影响，我们使用动态面板数据的两步差分GMM估计方法进行分析，模型（2）中模型残差项（存在一阶自相关、不存在二阶自相关）和工具变量的过度识别约束检验（Hansen检验结果不具有显著性）的检验结果表明此方法是适用的。不难发现，现金持有量对公司业绩影响显著为正，依然支持了研究假设1。

表2 现金持有量与公司业绩的实证结果

按照自由现金流量理论，企业持有过高的现金往往被视为代理冲突的表现，这意味着现金持有量的不同水平可能对公司业绩存在不同的影响。为此，模型（3）纳入了现金持有量的平方项。由结果可知：现金持有量对公司业绩的影响依然为正；而现金持有量平方项的回归系数为-0.002，且在1%的水平上显著。实证结果在支持假设1的同时，也说明企业持有高额的现金会损害公司业绩。现金持有量对公司业绩的影响与现金的使用有关，为此，模型（4）纳入现金持有量与企业投资支出的交互项。结果表明，现金持有量与经营业绩呈显著的正相关性，而交互项与经营业绩之间呈显著性的负相关性。这意味着，如果保持现金持有量不变，比竞争者多投资的企业反而会降低企业的经营业绩。

（三）敏感性测试：融资约束与成长性

第一，非完善资本市场导致企业的融资能力呈现出强弱之分，从而使企业的现金持有量决策受到融资约束的影响。对于那些融资约束公司而言，由于外部融资能力受到限制，从而有必要持有更多的现金以满足未来的需要。因此，如果基于非完善资本市场得出的假设1成立，那么融资约束公司的现金持有量对公司业绩的影响应该更大。

表3 现金持有量与公司业绩：融资约束和成长性的影响

为尽量保证研究结论的稳健性，本文从内外两方面来区分融资约束和非融资约束两个子样本。其中，外部变量是金融业市场化程度，数据来源于樊纲和王小鲁（2009）[3]编制的2000—2007年各省市“金融业市场化程度”指数；内部变量则是公司规模和现金持有量。具体地，我们分别按照金融市场发展程度、公司规模和现金持有量分年度进行两分位数分层，并将所在省市金融业市场化进程较低、规模较小、现金持有量较少的企业视为融资约束企业，相反的情形视作非融资约束企业，子样本分层检验结果见表3模型（5）至（10）。不难发现，融资约束公司的现金持有量对公司业绩具有显著性的正向影响，而且与非融资约束公司相比，影响程度更大。这支持了研究假设1。

第二，高成长性公司的投资不足会更加严重、外部融资成本也更高。本文使用市账比（总资产市场价值除以账面价值，总资产市场价值为负债的账面价值、未流通股的账面价值与流通股的市场价值之和）来衡量成长机会，并分年度进行两分位数分层，子样本分层检验结果见表3模型（11）至（12）。由结果可知，成长性较高公司的现金持有量对公司业绩具有显著性的正向影响，而且与成长性较低公司相比，正向影响程度更大。这也支持了研究假设1。

四、现金持有与公司业绩实证结果的检验

（一）现金持有量对公司业绩的非线性影响：区间效应检验

上文发现现金持有量对公司业绩的影响显著为正，其隐含的假定为二者之间是单调性的线性关系。但是，模型（3）中现金持有量平方项的回归系数显著为负，这说明现金持有量的水平不同，其对公司业绩的影响也不一样，即公司业绩与现金持有量之间的关系是非线性的。为此，我们基于样条回归（spline regression）方法，利用n-1个节点将旧现金持有量变量转换为n个反映了现金持有量不同水平的新变量，n个新变量的回归系数就可反映不同现金持有量水平对公司业绩的不同影响（即现金持有量对公司业绩的区间效应）。具体地，若以Sk（k=1，…，n-1）代表新旧变量转换时的不同节点值，以X代表旧变量，则n个新变量的取值方法为：X1=min[X，S1]，Xk=max[min[X，Sk]，Sk-1]－Sk-1，k=2，…，n；不难发现，这样的赋值方法考虑了函数在节点处的连续性。考虑到研究结论的稳健性，我们使用三种不同的节点取值方法：首先，由于回归模型中的变量都经过年度行业均值进行调整，所以我们用变量均值（设定为0）作为节点值，这样可以将原现金持有量分为低于行业均值和高于行业均值两个新变量。其次，由于变量分布的偏度问题会对标准参数假设检验的显著性水平产生影响，所以我们以现金变量均值的±1.5σ作为节点值（σ为经年度行业均值调整后的LnCash的标准差），这样可以获得低于-1.5σ、-1.5σ到+1.5σ、高于+1.5σ三个代表现金持有量不同水平的新变量。再次，结合前两种取值方法，以-1.5σ、0、+1.5σ三个节点值将变量分为四个新变量。检验结果见表4①出于篇幅的缘故，表4与表5没有列出控制变量的估计结果。。

模型（13）表明：现金水平低于行业均值时，现金持有量对经营业绩影响显著为正（回归系数为0.007，具备1%的显著性水平）；现金水平超过行业均值时，现金持有量对经营业绩的回归系数下降为0.001，而且显著性消失；F检验结果也拒绝了两个现金回归系数相等的原假设。使用两种节点取值方法所得到的回归结果并没有发生实质性的变化。可见，不同现金持有量水平对公司业绩的影响并不一样，较低的现金持有量有利于公司业绩的提升，而较高的现金持有量则会损害公司业绩。因此，区间效应的实证检验结果支持了假设2。

表4 现金持有量与公司业绩：融资约束和成长性的影响

（二）现金持有量对过度投资的平均效应与区间效应检验

表2和表4的估计结果显示，虽然平均而言，现金持有量有助于增加公司业绩，但是二者之间却是非线性的关系，随着公司持有的现金越来越多，公司业绩呈现下降趋势。很显然，现金持有量的经济效应与现金的使用模式有关系。受到模型（4）的启发，我们将检验现金持有量与过度投资的关系。如果在平均意义上，现金持有量对公司业绩具有正向影响，那么现金持有量与发生过度投资的可能性之间应为负向关系；如果随着现金持有水平的提升，公司业绩呈现下降趋势，那么现金持有量与发生损害公司业绩的过度投资可能性的区间效应将呈上升的趋势。

表5 现金持有对企业过度投资的平均效应与区间效应

借鉴孙进军和顾乃康（2012）[2]的做法，我们使用“购建固定资产、无形资产和其他长期资产所支付的现金”（Invest）来衡量企业的投资支出，回归分析时除以净资产并且经年度行业均值进行调整。另外，我们控制了公司规模（总资产的自然对数，LnAsset）、负债比率（Debt）和产品市场业绩（ΔLnSales）、现金流（经营而来的现金流除以净资产，即CF）。这些控制变量均取滞后一期且同样经过年度行业均值调整。在此基础上，我们使用固定效应估计结果的残差来识别企业的过度投资状态。若残差为正，则过度投资（OVERINVEST）取值为1，否则为0。然后，我们使用Logit模型进行检验，结果见表5。

模型（16）表明，现金持有量的回归系数为-0.077，且具有1%的显著性。这意味着，就平均效应而言，企业持有的现金被用于过度投资的可能性较低，因而企业持有现金有利于提升公司业绩。这从一个侧面支持了假设1。

模型（17）至（19）考察不同现金水平下企业发生过度投资可能性（样条分解及变量转化方法同前）。由模型（17）可知：现金持有水平低于行业均值时，企业现金持有量与过度投资可能性之间的关系显著为负（回归系数为-0.27，且具有1%的显著性）；现金持有水平高于行业均值时，企业现金持有量与过度投资可能性之间的关系则显著为正（回归系数大幅度地上升到0.197，且在1%的水平上显著）；F检验结果也拒绝了两个现金回归系数相等的原假设。模型（18）和（19）也得出了类似的估计结果。结合上文的实证结果可以发现，随着现金水平的提升，企业可能更多地发生了无益于公司业绩提升的过度投资行为，并最终导致公司业绩的下降。这一结果也支持了国内其他学者关于我国企业过度投资行为的实证研究所得出的结论。所以，这里的实证结果也从一个侧面支持了假设2。

五、结论

本文放松现金持有量对公司业绩存在单调性影响的研究假设，从平均效应和区间效应两方面来检验现金持有量在公司业绩中所体现的经济效应。结果表明：就平均效应而言，现金持有量有利于公司提升经营业绩，而且对于融资约束或成长性较高的公司而言，现金持有量提升公司业绩的效应更大，这样的结果支持了假设1；就区间效应而言，现金持有量对经营业绩的区间效应呈现出下降的趋势，这样的结果支持了假设2。为考察现金持有量和公司业绩之间的经济机理，本文还检验了现金持有量与发生过度投资可能性，发现：就平均效应而言，现金持有量与发生过度投资可能性之间的关系为负；就区间效应而言，现金持有量对发生过度投资的区间效应呈现出上升的趋势。综合起来看，我们认为：就平均而言，由于现金持有量导致过度投资的可能性较低，因此现金持有量能提升公司业绩；然而，当企业持有的现金越来越多时，企业会更易发生滥用现金的过度投资行为，其结果导致公司的经营业绩下降。

[1]Keynes J M.The General Theory of Employment,Interestand Money[M].London:McMillan,1936.

[2]孙进军，顾乃康.产品市场竞争影响企业现金持有量吗?——基于掠夺理论的实证研究[J].投资研究，2012，（8）：18-29.

[3]樊纲，王小鲁.中国市场化指数——各地区市场化相对进程报告[M].北京：经济科学出版社，2009.

（责任编辑：张艳峰）

1003-4625（2014）08-0005-05

F830.91

A

2014-06-16

本文为国家自然科学基金项目“市场折（溢）价与企业资本结构的决定及动态性研究”（71272203）；教育部人文社会科学研究一般项目（青年基金项目）“管理者特征与公司财务决策的持续性与差异性——基于现金持有量决策的研究”（14YJC630115）；中央财政专项资金“金融学省级重点学科建设项目”。

孙进军（1977-），男，湖北天门人，经济学博士，讲师，研究方向：公司财务。