现金持有水平的动态调整机理研究——基于融资约束视角

岳文忠，张淑英



现金持有水平的动态调整机理研究——基于融资约束视角

岳文忠，张淑英

摘要：上市公司需要更加专业化的现金管理水平。以我国2007—2013年811家上市公司的5 677个样本数据为研究对象，考察现金持有水平是否存在最佳量，并利用OLS模型、固定效应模型、系统GMM动态模型对中国上市公司样本进行实证检验。结果表明了我国上市公司确实存在最佳的现金持有量，现金持有水平存在动态调整。

关键词：融资约束；现金管理；动态调整；调整速度

我国上市公司间的内外部融资选择及现金持有水平存在较大差异。在已有研究结论的基础上，选择我国上市公司2007—2013年数据为研究样本，通过构建动态面板数据模型从公司规模、资本支出、经营现金流、财务杠杆、营业收入增长率、资产负债率等角度考察上市公司现金持有量是否存在动态调整，即是否存在一个最佳的现金持有量及其调整速度如何？

一、文献综述

（一）国外文献综述

20世纪末以来，国外学者们主要从权衡理论、融资优序理论、信息不对称理论、代理成本理论、公司治理及公司特征等方面展开实证研究。其中，大部分文献集中研究宏观经济、融资成本、财务制度以及流动性管理等因素对公司现金持有量的影响。例如，A.Ozkan以英国上市公司的面板数据为研究样本，构建模型检验企业现金持有水平是否存在最佳值［1］。研究结果显示英国上市公司确实存在一个最佳现金持有值，其实际持有水平与目标值之间由于存在调整成本需要进行动态调整。C.S.Kim等以美国上市公司的数据为研究对象，分析现金持有水平的影响因素，发现企业外部宏观环境及公司内部财务制度等因素均与企业的现金持有之间存在联系［2］。T.Opler等实证检验分析表明，在经济繁荣时期，因受到市场经济膨胀的影响，企业融资成本较低，公司现金持有量一般会相对较少；在经济衰退期，企业为了避免宏观经济带来的巨大冲击，会增加现金持有量，保证企业良好的支付能力和资金使用效率［3］。H.Almeida等通过构建以美国制造企业为研究对象的动态调整模型，分析经营现金流量以及企业的财务状况对现金持有的影响程度和敏感性差异，发现美国在经济萧条期有财务约束性的公司更具有现金积累倾向［4］。

（二）国内文献综述

周伟等以我国上市公司数据为研究对象，构建动态模型分析企业制度条件对现金持有量的影响，发现制度条件会进一步影响到公司最终制定的现金持有政策［5］。顾乃康等以我国沪深上市公司的数据为研究样本，分析了外部宏观经济变化对企业盈利性、成长性以及风险性的影响［6］。研究结论表明宏观经济越宽松，企业的现金持有越短缺。江龙等学者认为，在经济衰退期，外部融资环境较差，上市公司具有较高的现金积累；在经济繁荣期，受到宏观经济冲击的影响，国有上市公司的现金持有低于非国有上市公司［7］。该实证分析并没有表明有无融资约束条件下哪类公司具有更多的现金积累倾向，即现金持有受宏观经济的影响，但具体影响程度不显著。也有学者揭示了融资约束与企业现金持有的关系。金融危机爆发后，我国上市公司的现金持有成本较高，且现金持有的预防性动机增强［8-9］。

大多数学者通过构建动态面板数据模型来探讨公司现金持有水平是否存在动态调整及其调整速度。不同公司的融资约束状况不同，融资路径选择存在差异，并最终影响公司现金持有水平。因此，我们从融资约束这一角度出发，深入探讨影响企业现金持有量的主要因素及其相关关系，以及上市公司现金持有水平的调整速度。

二、研究设计

（一）样本选择

我们选取我国2007—2013年上市公司数据为研究对象进行实证检验，在样本选取时参照了以下标准：一是选取2007—2013年连续存在（未破产清算）的上市公司；二是剔除金融类上市公司，该行业较其他行业相比具有特殊性；三是剔除发行B股和H股的公司；四是剔除了研究对象数据不全的公司。经过筛选得到811家上市公司样本，总计5 677个样本公司有效观测值的平衡面板数据。采用Winsorization（缩尾）方法对异常值进行处理，消除公司层面连续变量离群值对结果的影响。所使用的财务数据来自RESSET金融数据库或根据我国上市公司2007—2013年度财务报表上的相关指标计算整理。对样本公司的研究变量进行描述性统计和模型回归分析采用Stata软件。

（二）变量定义

我们自定义了解释变量、被解释变量和控制变量三种类型。变量类型、名称、符号、描述及定义见表1。

表1　变量类型、名称、符号、描述及定义

（三）模型设定

假设cash*i，t为企业最佳现金持有水平，则有：

式中：t为时间；xki，t为控制变量向量；坠k为常数项向量；Ψi，t为随机误差项，Ψi，t>0。

根据企业对现金的需求情况，确定一个理想的现金持有量。为了使当前现金持有接近这个理想的最佳持有水平，公司将调节当前的现金持有，会产生一个调节机制，构建模型如下：

式中，Cashi，t为实际现金持有水平；Cash*i，t-Cashi，t-1为理想的现金持有水平。调节系数λ的值介于0～1之间，体现调整程度，反映一个公司将实际现金持有调节到最佳现金持有水平的能力，同时反映其存在调节成本。λ=0意味着调整成本大于收益，公司不能调整现有的现金结构，Cashi，t=Cashi，t-1。0<λ<1表示由于调整成本的存在使得公司只能进行部分调整，达不到最优现金持有水平。λ=1说明该公司可以立即进行调整，且不需要调整成本，即Cashi，t=Cash*i，t。λ>1表示存在过度调整，实际现金持有水平会超过最优水平。将模型2进行整理后可以得到实际现金持有水平为Cashi，t=λCash*i，t+（1-λ）Cashi，t-1。将模型2企业最优现金持有水平Cash*i，t带入并进行整理得：

式中：γ0=1-λ；γk=λ坠k；βi，t=λΨi，t（βi，t与Ψi，t具有同样性质）。

公司存在不可观测的因素，如企业文化、管理层能力、企业声誉等。这些因素在一定时期内给公司带来的影响是固定不变的，需要在模型3中添加一个固定影响因素ε。模型3可进一步转化为：

我们认为模型1的影响因素分别为营业收入增长率（Opeincmgrrt）、资本支出（Ce）、经营现金流（CFlow）、财务杠杆（Dbastrt）、公司规模（Size）、融资约束（Fd），因此构建回归模型如下：从模型5可以看出，我们的解释变量为现金持有水平的滞后项，表示上市公司上一年度的现金持有水平。企业某一年度的现金持有水平肯定会受上一年度实际水平的影响，我们选择将现金持有滞后项Cashi，t-1作为解释变量，将Cashi，t-1值作为工具变量。若将年度变量作为一项控制因素，则动态面板数据的假设模型为：

我们研究的是融资约束与现金持有水平的动态调整，即样本公司的现金持有是否存在理想值。我们选择现金持有滞后项为解释变量，融资约束为被解释变量，公司规模、资本支出等为控制变量。通过构建以上相关模型来进行实证检验分析。

三、回归结果分析

（一）描述性统计

1.总样本描述性统计

根据研究分析需要，对我们所定义的各个变量通过Stata软件进行描述性统计分析，由分析结果可知：

（1）现金持有水平的最大值为41.5%，最小值为8%，均值为13.3%，标准差为8.3%。这可能是由于样本对象的差异性不同，上市公司的现金持有水平之间存在较大差异。我们可从各相关因素出发来研究是什么因素导致公司现金持有水平的变化。

（2）不同公司的营业收入增长率差异较大，营业收入增长率最小的公司为-59.401，最大值为175.490。由于样本数据较大，该变量存在较大幅度变动。可以选择其作为研究现金持有水平动态调整的影响因素。

（3）资本支出的最大值为0.025 9，最小值为0，平均值为0.061，说明上市公司之间的资本支出存在较大差异，甚至有些公司的资本支出是0。

（4）经营现金流是一项成本大且风险高的活动，需要充足的现金用以周转。现金流量的最大值为0.022 5，最小值为-0.202，平均值为0.056，标准差为0.06，表明了不同上市公司的现金流量存在差异。

（5）资产负债率的均值为57.55。整个大样本的最大值为148.05%，最小值为19.67%，表明不同公司的财务杠杆存在较大差异。

（6）公司规模的最大值为25.145，最小值为18.784，标准差为1.208，表明不同公司的公司规模也存在差别。

2.分组样本的描述性统计

在总样本的描述性统计的基础上，根据实证研究的需要，将被解释变量融资约束按照实际控股人性质进行分组。由分组条件下描述性统计分析结果可推知：

（1）有融资约束与无融资约束企业均存在显著性变量，并且各变量都通过了不同水平的显著性检验。

（2）无融资约束型上市公司现金持有的平均值为12.6%，有融资约束型上市公司的现金持有的平均值为14%，说明有融资约束公司的现金持有大于无融资约束的公司。无融资约束分组下现金持有的标准差为0.078，有融资约束分组下现金持有标准差为0.087，说明有融资约束上市公司与无融资约束上市公司之间现金持有的差异较大。

（3）我们将研究样本根据实际控股人性质划分为国有和非国有，通过对分组后的研究样本进行描述性统计和对均值进行t检验，结果显示：营业收入增长率、资本支出、现金流量、资产负债率、公司规模这5个控制变量之间存在显著不同，即不同融资约束企业的各影响因素之间也存在较大差异。

（二）实证结果分析

1.现金持有量动态调整分析

我们采用OLS模型、固定效应模型、系统GMM模型三种方法对模型6进行回归。由回归结果可推知以下结论。

（1）OLS模型的回归结果显示现金持有水平的回归系数为正数，其调整速度为0.337，并且它通过了1%水平的显著性检验。资本支出的回归系数为负值，并且通过1%水平的显著性检验。它说明资本支出越多，越不利于企业现金持有水平的调整。这与张文君关于资本支出与现金持有量关系的研究结论结果一致［11］。经营现金流的回归系数为负值，表明现金流量与现金持有水平之间存在负相关，并且通过1%水平的显著性检验。资产负债率的回归系数为负数，并在5%水平下显著，表明了其与现金持有水平呈现显著负相关。这说明企业在资产负债率较高的情况下，企业没有较多的现金持有量。

（2）固定效应回归模型的结果表明现金持有水平的回归系数为正值，其调整速度为0.812，并且通过了1%水平的显著性检验。营业收入增长率的回归系数为正值，表明营业收入增长率与现金持有水平之间存在正相关关系，并且通过了5%水平的显著性检验。相对于第1种方法来说，营业收入增长率对现金持有水平的显著性较好。资本支出的回归系数为负数，并且在5%水平下显著，与张文君关于资本支出与现金持有量关系的研究结果一致［10］。经营现金流的回归系数为负数。与第1种方法相比，固定效应模型的结论是现金流量与现金持有水平之间存在负相关，并且通过了1%水平的显著性检验。

（3）系统（GMM）模型回归结果表明现金持有水平的回归系数为正值，其调整速度为0.505，并且通过了1%水平的显著性检验。营业收入增长率的回归系数为正值，表明营业收入增长率与现金持有水平之间存在正相关关系。它没有通过显著性检验，相对于前两种方法来说，营业收入增长率对现金持有水平的影响并不显著。资本支出的回归系数为负数，并且在1%水平下显著，表明了资本支出越小，对现金持有的调整越好；资本支出越大，越不利于现金持有的调整。它们之间呈现负相关。经营现金流量的回归系数为正值，这与江龙的研究结论一致，但是它没有通过显著性检验。资产负债率的回归系数为负数，并且通过了1%水平的显著性检验，表明了其与现金持有水平呈现显著负相关。这与肖明等财务杠杆与现金持有水平的研究结论一致［11］。这说明企业在资产负债率较高的情况下，企业没有较多的现金持有量。公司规模的回归系数为正值，并且在1%水平下显著，表明公司规模越大对企业现金持有的积累倾向越有利；反之，则不利于企业现金持有增加。这与吴娜的研究结论相悖［12］。

综上所述，三种模型的调整系数都在0～1。OLS模型未考虑其他影响因素，将总样本数混合分析，其现金持有的调整速度为0.337。固定效应模型中企业存在量化指标，而且不同公司有异质性，其调整速度为0.812。系统GMM模型考虑了解释变量的滞后性，消除了延期的影响，存在一个工具变量也就是内生变量，其调整速度为0.505。现金持有的调整速度取决于现金持有的调整系数。调整系数λ越大，调整速度越慢，花费的调整成本越多。综上所述，三种模型的回归结果存在一定差异性，需要进行动态研究来了解实际值偏向目标值的系数。我们的研究结果表明，我国上市公司的确存在一个目标现金持有量。系统GMM模型的结果理论上应处于OLS模型和固定效应模型之间，我们的实证结果与该理论较为吻合。

2.融资约束对现金持有量的动态调整分析

我们采用OLS模型、固定效应模型和系统GMM模型对模型6进行回归分析。当我们以企业实际控股人性质作为融资约束分组的依据时，可得以下结论。

（1）采用OLS模型估计不同融资约束条件下两个现金持有量动态调整速度时，当融资约束变量为0时（无约束），无融资约束公司现金持有水平的调整速度为0.319；当融资约束变量为1时（有约束），有融资约束公司现金持有水平的调整速度为0.357。两种条件下所得出的回归模型结果均通过了1%水平的显著检验。因此，在不考虑其他条件时，有融资约束的公司对现金持有水平的调整速度整体上大于无融资约束的公司。

（2）采用固定效应模型估计不同融资约束条件下两个现金持有量动态调整速度时，当融资约束变量为0时（无约束），无融资约束公司现金持有水平的调整速度为0.804；当融资约束变量为1时（有约束），有融资约束公司现金持有水平的调整速度0.823。两种条件下所得出的回归模型结果均通过了1%水平的显著性检验。在不考虑其他条件时，有融资约束的公司对现金持有水平的调整速度整体上大于无融资约束的公司。

（3）采用系统（GMM）模型估计不同融资约束条件下两个现金持有量动态调整速度时，当融资约束变量为0时（无约束），无融资约束公司现金持有水平的调整速度为0.463；当融资约束变量为1时（有约束），有融资约束公司现金持有水平的调整速度为0.529。两种条件下所得出的回归模型结果均通过了1%水平的显著性检验。在不考虑其他条件时，有融资约束的公司对现金持有水平的调整速度整体上大于无融资约束的公司。

综上所述，无论采用OLS模型、固定效应模型、还是系统GMM模型得出的结论均一致。三种模型下调整系数都在0～1之间，表明由于调整成本的存在，只能进行局部调整。企业以实际控股人性质进行融资约束分组时，不同上市公司的现金持有需求会以不同的速度向目标持有水平调整。即有融资约束的公司对现金持有水平的调整程度大于无融资约束的公司，并且各组调整速度的差异均在1%水平上显著。在理论上认为，系统GMM模型的回归结果介于固定效应模型和混合OLS模型之间，在有融资约束时三种模型的调整速度分别为0.357、0.529、0.804；无融资约束时调整速度分别为0.319、0.463、0.823。我们的实证分析得出的回归结果与该理论一致。

四、研究结论及建议

（一）研究结论

我们选取2007—2013年A股上市公司的5 677个平衡面板数据来进行实证研究。从上市公司现金持有水平的影响因素出发，通过构建回归模型来实证检验现金持有是否存在最佳值以及为企业提供不同融资约束下现金需求调整速度的参照值。实证结果表明如下。第一，通过OLS、固定效应、系统GMM三种模型的实证研究，回归分析得出的结果均认为我国上市公司的现金持有水平存在动态调整，即我国上市公司确实存在一个最佳的现金持有量。第二，企业的实际现金需求会向目标持有量进行调整。实际值与目标值偏离程度较大，意味着公司所需承担的流动性风险越大或者调整成本较高；偏离程度较小时，公司所面临的流动性风险较小，调整成本带来的收益较大。第三，当我们以公司实际控股人性质作为融资约束分组时，不同融资约束条件下企业的现金持有需求会以不同的速度向目标持有量调整。即有融资约束条件的公司对现金持有水平的调整速度整体上大于无融资约束的公司，并且各组调整速度的差异均在1%水平上显著。我们采用OLS模型、固定效应模型以及系统GMM模型得出的结论一致。

（二）政策建议

我们研究的创新点主要是基于我国上市公司有无融资约束的影响，实证分析了上市公司现金持有是否存在动态调整以及调整速度如何。通过实证检验回归结果来看，我国上市公司确实存在一个最优现金持有量，并且现金持有也存在动态调整。该结论不仅对政府部门开展宏观指导，而且对企业本身加强经营管理都具有积极的现实意义。在研究过程中，我们得到一些有益的启示并提出以下建议。

1.适当调整公司规模

公司规模的大小主要由企业的总资产决定。企业资金实力越雄厚，其规模相对较大；资金薄弱的企业规模较小。任何企业的资金来源渠道有两种：一种是债权人提供的；一种是所有者投入的。当公司的规模越来越大时，公司将面临各种发展壮大所带来的“困扰“，如财务杠杆是否均衡、管理层规模是否调整、员工工资待遇、同行业竞争等等。这些“困扰”往往会使企业忽视了内部产品研发创新活动，从而会降低公司的现金持有量。我们研究发现，公司规模越大，越有利于增加企业的现金持有水平，原因可能在于其适应外部宏观环境变化和内部管理制度较为健全；公司规模越小，其现金短缺的可能性就越大。所以，企业的规模应当在条件允许的前提下进行适当的调整，产生规模经济，增强获利能力，提高现金持有水平。

2.合理降低企业的资产负债率

我们的实证研究表明：企业的资产负债率越高，现金持有水平越低，企业的支付能力较差；资产负债率越低，现金持有较好，企业融资能力较强，从而保证了企业较好的偿债能力。我们实证研究的总样本的最大值为148.05%；最小值为19.675%，平均值为57.559%。该指标是衡量企业的总资产中有多少比例是通过借债来筹资的。一般而言，大企业50%左右合适、中小企业60%～70%合适、超过100%说明该公司没有净资产或者资不抵债。对企业而言，过高的负债率表示其背负着沉重的偿债压力。因此，根据上市公司的实际需要，通过合理的手段（增加资产、减少负债）适当降低企业的资产负债率，使其达到一个最优的现金持有水平。

3.提升上市公司现金管理水平

现金管理是企业一项经常性活动，也是企业管理层的重要目标之一。其主要目的是在合理合法的前提下尽快收回现金、延迟支付现金以及提高现金的周转速度。我们的研究结果显示：不同融资约束条件下企业的现金持有需求会以不同的速度向目标持有水平调整。有约束条件的企业由于自身原因会更积极对现金持有进行管理。需要根据各个企业对现金的需求状况，确定一个理想的现金持有，即目标值。因此，公司管理层加强现金的日常管理，保证企业良好的支付能力，对于提高现金使用效率具有更重要的现实意义。

当然，我们的实证检验也存在一定的缺陷与不足。如计量方法的局限性；研究样本选择的局限性；除了选择的研究变量外，还存在着影响现金持有水平的其他因素。未来对于目标现金持有水平的影响因素及其调整速度的深入研究将会持续进行。

参考文献：

[1] OZKAN A. Corporate Cash Holdings：An Empirical Investigation of UK Companies[J]. Journal of Banking and Finance，2004（28）.

[2] KIM C S，MAUER D C. The Determinants of Corporate Liquidity，Theory and Evidence [J]. Journal of Financial and Quantitative Analysis，1998（33）.

[3] OPLER T，PINKWORTE L，STULZ R. The Determinants and Implications of Corporate Cash Holdings[J]. Journal of Financial Economics，1999（52）.

[4] ALMEIDA H，CAMPELLO M，WEISBACH S. The Cash Flow Sensitivity Of Cash[J]. Journal of Finance，2004（59）.

[5]周伟，谢诗蕾.中国上市公司持有高额现金的原因[J].世界经济，2007（3）.

[6]顾乃康，万小勇.宏观经济条件、融资约束与现金持有水平[J].广西轻工业，2010（5）.

[7]江龙，刘笑松.经济周期波动与上市公司现金持有行为研究[J].会计研究，2011（6）.

[8]周铭山，任哲，李涛.产权性质、融资约束与现金调整：兼论货币政策的有效性[J].国际金融研究，2012（6）.

[9]赵岩.企业社会资本、融资约束与投资-现金流敏感性研究[J].湖南财政经济学院学报，2013（4）.

[10]张文君.经济周期、融资约束与现金持有的动态调整[J].会计研究，2014（2）.

[11]肖明，张群.基于宏观经济视角的我国上市公司现金持有量的研究[J].会计研究，2013（6）.

[12]吴娜.经济周期、融资约束与营运资本的动态协同选择[J].当代财经，2013（5）.

（编辑：唐龙）

基金项目：2014年安徽省高校人文社会科学研究重点项目“上市公司大股东合谋与制衡行为的形成机理”（SK2014A219）；2014年安徽省社科规划办课题“宏观经济波动对供应链营运资金管理影响研究”（AHSKQ2014D19）。

收稿日期：2015-11-20

作者简介：岳文忠（1982－），男，硕士，安徽科技学院（安徽凤阳233100）财经学院讲师，研究方向为公司治理和区域经济；张淑英（1977－），女，硕士，安徽科技学院财经学院副教授，研究方向为公司治理和区域经济。

中图分类号：F425

文献标识码：A

文章编号：1673-1999（2016）01-0074-05