社会信任与现金持有动态调整：作用机制与调整效果——基于寻租理论的解释

罗付岩，班 旭

(1.桂林理工大学商学院，广西 桂林 541004；2.东北财经大学会计学院，辽宁 大连 116025)

一、引 言

近年来我国经济高速发展，但社会生活中依然存在道德失范、诚信缺失的现象，不利于经济和社会的长远发展。改变信任缺失的现象，积极营造信任环境，迫在眉睫。党的十八大明确提出要加强诚信建设，重要的是加强社会主义核心价值体系建设。诚信作为我国社会主义核心价值观的重要组成部分，对于保障社会持续健康稳定的发展具有重要意义。因此，培育诚信意识、重建社会信任软环境显得至关重要。社会信任作为一种非正式制度，更是一种文化现象，属于除人力资本和物质资本以外的社会资本范畴[1]。现有部分文献发现社会信任在正式制度缺失的情况下发挥积极作用：在宏观上促进经济增长[2]与金融市场的发展[3]；在微观上，降低企业违规行为[4]与财务风险[5]，克服企业融资困难，获得更多的贸易信贷[6]。但张茵等(2017)[7]却发现社会信任可能被滥用，公司利用信任去寻租，提升避税水平。可见，从理论上看，社会信任具有两面性，究竟是发挥道德约束作用还是容易被寻租利用？这一问题仍然需要实证研究予以检验。

现金资产作为流动性最强的资产，是企业生产经营的血液，现金持有水平决定着企业的竞争能力和可持续发展能力。但是，现有文献的研究只停留在社会信任对现金持有量的研究，如贺京同等(2015)[8]、Dudley et al.(2016)[9]分别从权衡理论和代理理论视角解释企业现金持有行为，且研究结论尚未统一。更重要的是，尚未有文献探讨社会信任是否会影响企业现金持有动态调整行为、影响机理及作用效果。这些问题都为本文的研究留下了探索空间。MM理论认为在完美的资本市场中，企业的内外部融资成本没有差异，且不存在调整成本，现金持有决策与企业价值无关，而且，企业实际现金持有量能够迅速调整到目标值。但在现实资本市场中，由于信息不对称的存在及内外部融资成本的差异，企业会持有一定量的现金。国内外学者分别从权衡理论、代理理论、啄食理论等来解释现金持有行为。其中，权衡理论在现有研究中占据主导地位，得到了学术界的广泛认可。Opler et al.(1999)[10]最早提出企业现金持有存在最优值的观点，实际现金持有量与目标值之间呈现出“偏离——趋近——再偏离——再趋近”的动态调整趋势。已有文献发现这种动态调整受多种因素影响，在宏观层面，主要包括市场化进程[11]、宏观经济政策以及经济周期的变动[12][13]。在微观层面，主要有企业异质性[14][15]、企业内部特征[16][17]、融资约束程度[18]等。制度环境作为一种外部因素，对我国经济发展的作用同样不可忽视。但在制度环境中，只有钟海燕等(2014)[11]从市场化进程的正式制度角度研究了国有企业的现金持有动态调整速度，鲜有文献从非正式制度视角考察现金持有动态调整行为。

鉴于此，本文将非正式制度与企业现金持有财务决策行为相结合，从社会信任的视角分析其对现金持有动态调整的影响机制和作用后果，可能的研究贡献在于：第一，探讨了社会信任对微观企业现金持有财务决策的影响，研究发现社会信任被管理者利用，引发道德风险，降低了优化现金持有动态调整动机，导致现金持有动态调整速度变慢、偏离程度增大。结论为企业管理层会利用社会信任进行寻租提供了新证据，同时，还启发我们必须重视社会信任道德风险的作用。第二，拓展了现金持有动态调整在非正式制度(社会信任)层面的研究。制度环境对微观企业行为的研究成为近年来的研究热点，现有文献主要从市场化进程等正式制度环境考察了现金持有动态调整的影响因素[11]，但缺乏非正式制度的研究。本文以当前积极培育和践行社会主义核心价值观的背景为切入点，研究社会信任对现金持有动态调整的影响，丰富和发展了现金持有动态调整领域的研究框架。第三，建立了“社会信任水平→现金持有动态调整→企业经营效率”的作用机制及调整效果的研究路径。纵观现有文献，缺乏对现金持有动态调整作用效果的研究。为弥补不足，本文考察了现金持有偏离程度对企业经营效率的影响，完善了“社会信任水平高→现金持有动态调整速度慢、实际现金持有与目标值之间偏离程度大→企业经营效率低”这一框架体系。

二、理论分析与假设提出

(一)社会信任与现金持有动态调整速度

社会信任对企业现金持有动态调整的影响有两种观点：社会信任的道德约束观与道德风险观。社会信任的道德约束观认为社会信任会加快现金持有动态调整速度。第一，社会信任能够发挥道德约束作用，弥补正式制度的不足。当前，我国正处于新兴加转轨的关键时期，相关法律法规等正式制度尚不健全，但社会信任等非正式制度与正式制度相互依存、互为补充，对宏观经济发展及微观企业行为起到“润滑剂”效果[19]。社会信任这一非正式制度在正式制度所不及之处可以较好地发挥作用，约束人们之间的生产交易活动，在一定程度上可以作为企业内部监管制度的补充，为股东提供一种保护机制[20]，以防范道德危机发生。林钟高等(2016)[5]发现高水平的社会信任可以降低内控缺陷引起的财务风险，企业会更加关注持有高额现金的机会成本及由此引发的低质量过度投资等损害股东财富的活动。所以，处于社会信任水平越高的企业会采取更积极的现金持有调整措施，加快现金持有调整速度。

第二，社会信任有助于加强沟通交流，降低信息不对称带来的不确定因素，以减轻企业融资约束现象。严重的信息不对称使企业陷于融资约束困境，然而，社会信任通过建立彼此间合作的倾向，有助于促进沟通交流，尤其是在陌生人之间、陌生的环境下，较少出现相互欺骗的可能[21]，稳定了投资者心理预期，降低企业不确定因素，减少企业与投资者之间信息不对称程度。对于处于高社会信任水平的企业而言，管理者受到道德规范的影响，倾向于及时披露财务信息，提升信息透明度，而不是隐藏坏消息[22]。企业所处地区社会信任水平越高，在一定程度上说明企业间的合作意识和社会诚信意识较强，投资者也更信任企业决策行为。社会信任为管理者和股东带来信息分享，营造高效、透明的交易环境，减少合同执行中的机会成本和道德风险，使契约更好的执行[5]。社会信任水平越高，在资本市场上融资更容易，往往减少现金持有量[8]。这样，高水平的社会信任使企业通过外部融资调整现金持有的成本降低，企业更加关注自身的现金持有结构，加快了现金持有动态调整速度。

社会信任的道德风险观认为社会信任会减慢现金持有动态调整速度。首先，企业较严重的代理问题会加重管理者利用社会信任进行寻租，表现为提高现金持有量，以增强对现金流的实际控制权。由于所有权和经营权的分离，企业会产生较严重的代理冲突，如管理者侵占股东权益、大股东侵占中小股东权益。现金作为流动性最强的资产，极易成为管理者追求个人私利、进行帝国消费的最好工具，高额现金持有成为代理问题的一个信号[23]。代理问题严重的企业集团现金持有量向目标值调整的速度慢、调整半周期长[14]。Dudley et al.(2016)[9]发现位于高社会信任水平国家的企业现金持有量更高，并非以分派现金股利、回购股票形式减少现金持有。基于权衡理论，此类公司实际现金持有水平超过目标值时，便会减少下期现金持有。然而，现金持有调整的惰性理论认为，由于调整成本(如进行外部融资时产生的交易成本)的存在，当现金持有量在向目标值进行动态调整时，存在调整惰性，调整速度近乎于零[24]。鉴于此，企业存在严重的代理问题，管理者以攫取企业现金资源为目的，利用社会信任进行寻租，从而增加现金持有量，现金调整动机不足，会减缓下期现金持有量向目标值动态调整的速度。

其次，管理层利用社会信任进行寻租，会加重他们的道德风险。管理者寻租主要是指其利用职务之便占用企业资源以获得财富的增加，尤其是对于企业中流动性最强的现金资产，管理者出于完全理性人考虑，在经济利益的驱使以及外部投资者保护制度不完善、企业内部监管不完备的情况下，有更强烈的动机利用社会信任进行寻租。张茵等(2017)[7]发现社会信任水平越高，企业避税程度越严重，证明社会信任作为非正式制度被管理者寻租利用，存在“失灵”的情况。社会信任被管理者利用意味着当企业出现现金短缺时，凭借社会信任也能很快地在资本市场上进行融资。这样管理者会产生一种预期：即使企业所持有现金不足以满足投资决策的需要，也可以利用社会信任筹集到所需资金。社会信任作为一种文化软约束，是经济正常发展运行的基石，一旦信任缺失将引发严重的道德风险问题。道德风险的存在容易使管理者侵占现金资产、滥用现金，以满足个人私利，难以优化企业现金持有结构，弱化现金持有动态调整速度。而且，社会信任被管理者寻租利用的可能性越大，说明管理者出现道德风险越严重，进而现金持有的调整动机也就越弱，从而表现出较慢的调整速度。

基于以上分析，提出竞争性假设1：

H1-0：基于社会信任的道德约束观，社会信任水平越高，现金持有动态调整速度越快；

H1-1：基于社会信任的道德风险观，社会信任水平越高，现金持有动态调整速度越慢。

(二)社会信任与现金持有偏离程度

一方面，从社会信任发挥道德约束作用的角度分析，社会信任能够抑制现金持有偏离程度。社会信任为管理者和股东之间创造公开、透明的交易环境，保证了相关信息的真实度[25]。当企业内部监督管理机制不完善时，能够通过社会信任在道德上的约束，降低企业生产经营过程中的机会成本和道德风险，使管理者更遵守社会制度、诚信意识增强，投资者也会更信任管理层的决策行为。因此，社会信任在一定程度上缓解了外部投资者与企业之间的信息不对称，帮助企业拓宽融资渠道。企业内部无须留存大量现金[8]，在关注自身现金持有策略的情况下，改善现金持有动机更强，企业实际现金持有量只是围绕目标值进行小幅波动。所以，在社会信任道德约束作用的影响下，企业实际现金持有量与目标值之间的偏离程度更低。

另一方面，从社会信任被管理者寻租利用的角度分析，社会信任会加大现金持有偏离程度。由于企业存在较严重的委托代理问题，管理者与股东之间所追求的目标不一致，管理者往往出于短视行为，为防止资金链断裂，会从自身利益出发进行寻租。社会信任为他们提供了方便，让企业流动性最强的现金资产保持在较高水平[9][26]，从而增强管理者对现金流的实际控制权，目的是为追逐私利构建帝国消费，或者出于职位绩效考虑为进行无效率投资、大范围并购等活动做准备。特别是在企业存在较严重的委托代理问题时，这种寻租更加严重，导致企业实际现金持有量越来越偏离其目标现金持有水平，而非表现出向目标值趋近。因此，管理者一旦利用社会信任进行寻租，会加大实际现金持有与目标值之间的偏离程度。综上，提出竞争性假设2：

H2-0：高水平的社会信任能够抑制现金持有偏离程度；

H2-1：高水平的社会信任能够加大现金持有偏离程度。

三、研究设计

(一)样本选择及数据来源

本文选取2007～2017年沪深A股上市公司相关财务数据作为初始研究样本，并根据如下原则对样本数据进行剔除：(1)剔除*ST、*PT的公司；(2)剔除金融保险类上市公司；(3)剔除数据具有缺失值的样本；(4)所有变量均在1%的水平上进行双边缩尾处理，以克服极端值的影响。样本中相关财务数据均来自CSMAR和CCER数据库。

(二)核心变量定义

1.现金持有水平。参照Dudley et al.(2016)[9]、蒋水全等(2018)[13]的设定，使用“现金和现金等价物(包括短期投资以及交易性金融资产)的余额与总资产的比值”进行衡量。该值越大，说明企业现金持有水平越高。

2.社会信任。参考刘宝华等(2016)[27]的做法，使用三个指标衡量社会信任水平，分别为我国各省守信用情况调查、2011年各省百人人均献血率和中国城市商业信用环境指数。我国各省守信用情况调查数据是来自张维迎等(2002)[1]在2000年委托“中国企业家调查系统”对全国31个省份超15000家企业进行问卷调查，对结果进行加权平均后得到各省的社会信任综合评分，评分值越大，说明该省的社会信任环境越好。人均献血率指标主要参考潘越等(2009)[21]的界定，用“当年该省无偿献血毫升数除以该省人口数”衡量。人均献血率越高，说明社会信任环境越好。采用中国城市商业信用环境指数作为社会信任的替代指标，用于稳健性检验。该指数取值在0～100之间，数值越大，说明社会信任环境越好。需要说明的是，由于社会信任变化相对比较缓慢，在一段时间内会保持稳定，可以使用该省某年的社会信任水平作为该省某段时间内社会信任指标的替代[6]。

(三)模型设定

1.社会信任与现金持有动态调整速度模型

参照蒋水全等(2018)[13]、连玉君等(2008)[24]的研究方法，建立如下现金持有动态调整模型来估计企业现金持有动态调整速度：

(1)

(2)

其中，ρ为常数项，Xi,t为一组与企业现金持有相关的公司特征变量及社会信任水平，连玉君等(2008)[24]认为在确定目标现金持有水平时，需要结合企业的交易性动机和预防性储蓄动机两大因素考虑。基于交易性动机，企业为满足日常生产经营的需要，必须持有一定数额的现金，为此，选取资本支出、现金股利支付、企业规模以及财务杠杆比率衡量企业出于交易性动机而持有的现金。其次，基于预防性储蓄动机，由于我国资本市场尚不健全，融资具有不确定性，企业为避免陷入融资困境，必须持有一定的现金。为此，选择现金流量和净营运资本衡量企业出于预防性储蓄动机而持有的现金。另外，在经济发展过程中，持有现金也有助于企业把握投资机会，选择投资机会作为影响目标现金持有水平的因素。τi和ϑt分别为反映公司文化等个体特征效应和宏观经济状况变化的虚拟变量，μi,t为随机干扰项。将式(2)带入式(1)中，整理得到现金持有部分调整模型：

(3)

其中，α=γρ，φ=1-γ，πk=γβk，ωi=γτi，σt=γϑt，ξi,t=γui,t。模型中重点关注调整系数φ，φ越大，则γ值(γ=1-φ)越小，说明现金持有动态调整速度越慢，反之，则说明调整速度快。

为检验社会信任对现金持有动态调整速度的影响，在现金持有部分调整模型(3)的基础上引入社会信任变量以及社会信任与现金持有交乘项，构建扩展的现金持有调整模型：

(4)

模型(4)中，通过整理可知在社会信任的影响下，现金持有动态调整速度重新定义为φ′=φ0+λTrusti,t-1=1-(1-γ0+λTrusti,t-1)=γ0-λTrusti,t-1。由于社会信任水平一般为大于零的数值，所以，重点关注社会信任与现金持有交乘项前的系数λ。如果λ大于0，则说明现金持有动态调整速度随着社会信任水平的增加而减慢，即假设H1-1得证，反之，则说明调整速度会加快，即假设H1-0得证。

由于在扩展的现金持有部分调整模型(4)中，解释变量(Cashi,t)包含了被解释变量的滞后一期(Cashi,t-1)，属于典型的动态面板模型，所以采用系统GMM方法进行估计。为了检验干扰项ξi,t不存在二阶序列相关及选择的工具变量的合理性，在实证检验部分列示了二阶序列相关的AR(2)统计量和过度识别检验的Sargan统计量。

2.社会信任与现金持有偏离程度模型

为了检验社会信任对实际现金持有量偏离目标值的影响，构建如下模型：

Disi,t=α0+α1Trusti,t-1+α2Controlsi,t-1+∑Year+∑Ind+ζi,t

(5)

综上所述，上述模型中涉及的主要变量定义、符号及计算方法汇总见下表1。

表1 主要变量定义表

四、实证结果

(一)基本回归分析

1.描述性统计

表2列示了相关变量的描述性统计分析，企业现金持有量(Cash)参差不齐，最小值为0.011，最大值为0.728。另外，其标准差为0.126，说明我国上市公司间现金持有量存在明显差距，从其平均数(0.178)大于中位数(0.144)，可以看出企业现金持有水平呈现右偏分布。

表2 主要变量描述性统计分析

以我国各省守信用情况(Trust1)作为社会信任的衡量指标时，统计数据显示最小值为0.041，最大值为2.189，平均值为0.801，标准差为0.655；以各省百人人均献血率(Trust2)作为社会信任的衡量指标时，统计数据显示最小值为0.611，最大值为1.912，平均值为1.082，标准差为0.327，与刘宝华等(2016)[27]的统计结果基本一致，表明我国地区间社会信任环境存在较大差异。其他变量的取值均在合理范围之内，此处不再赘述。

2.社会信任与现金持有动态调整速度的回归分析

表3是采用系统GMM方法对模型(4)进行估计，以探讨社会信任对现金持有动态调整速度的影响。第(1)列是以我国各省守信用情况调查作为社会信任的替代指标进行的实证分析，其中现金持有前的系数为0.553，t值为10.28，在1%的水平上显著为正，说明上期现金持有量会显著影响当前现金持有水平。社会信任与现金持有滞后项的交乘项系数为0.146，t值为2.70，在1%的水平上与当期现金持有显著正相关。第(2)列中社会信任与现金持有滞后项的交乘项系数仍然在1%的水平上显著为正，同样支持了假设H1-1，说明社会信任的道德风险观占优。实证结果说明社会信任水平越高，现金持有动态调整速度越慢，主要原因在于管理者出现道德风险，利用社会信任进行寻租，为构建帝国消费而攫取企业现金，难以做出优化现金持有结构的决策，从而表现出现金持有动态调整速度减慢。(1)下文表中的AR(1)p值均为0.000，说明模型中干扰项存在一阶序列相关，而AR(2)p值基本大于5%，说明模型中的干扰项基本不存在二阶序列相关问题；另外，表中Sargan检验的p值基本都大于5%，说明模型中设置的工具变量基本不存在过度识别问题。特在此说明，下文不再赘述。

表3 社会信任对现金持有动态调整速度的影响(N=16047)

3.社会信任与现金持有偏离程度的回归分析

表4列示了社会信任对现金持有偏离程度的影响，前两列为不加入控制变量的结果，看到社会信任的系数在1%的水平上显著为正，当加入控制变量后，这种正相关性并没有改变，表明社会信任被管理者利用引发道德风险，从而加大现金持有偏离程度，假设H2-1得证，相关数据详见表4。

表4 社会信任对现金持有偏离程度的影响(N=16047)

(二)影响机制分析

基于理论分析，为了验证社会信任影响现金持有动态调整的寻租机制，参考申宇等(2015)[28]的做法，用超额管理费用作为寻租的代理变量。表5为社会信任影响现金持有动态调整的路径分析结果。前两列为不加入控制变量的结果，发现社会信任在1%的水平上显著正向影响超额管理费用。后两列为加入控制变量的实证结果，发现社会信任至少在5%的水平上与超额管理费用正相关(系数分别为0.001、0.009，t值分别为2.18、6.91)，且加入控制变量后的拟合优度有所提升，模型拟合效果较好。实证结果验证了社会信任的道德风险观，表明社会信任降低现金持有动态调整的路径为管理者利用了社会信任，加重了寻租风险。

表5 社会信任影响现金持有动态调整的路径

(三)异质性分析

1.产权异质性对社会信任与现金持有动态调整速度的影响

企业的产权属性不仅会影响到管理者对股东的侵占能力，甚至对侵占动机产生影响，尤其在法律体制不完善时这种影响程度更大[29]。为了考察产权异质性的影响，将样本企业分为国有企业和非国有企业，再次对模型(4)进行回归，相关实证结果详见表6第(1)～(4)列，重点关注社会信任与现金持有交乘项的系数。前两列选取我国各省守信用情况调查作为社会信任的替代指标，发现在国有企业中，社会信任与现金持有滞后项的交乘项系数不显著，而在非国有企业中，交乘项系数均在1%的水平上显著为正(系数为0.060，t值为3.01)。第(3)～(4)列同样表明，社会信任对现金持有动态调整速度的影响只在非国有企业中显著，说明在非国有企业中，社会信任显著降低了现金持有动态调整速度。可能的原因主要在于：相较于国有企业，非国有企业中的管理者受政策约束较小，诚实守信程度有待提高，加之内部监督体制不完善，导致非国有企业中的管理者更容易利用社会信任进行寻租，持有过多现金而懈怠现金持有动态调整，表现出更慢的调整速度。

表6 异质性分析：社会信任对现金持有动态调整速度的影响

2.内部治理机制对社会信任与现金持有动态调整速度的影响

基于委托代理理论，管理者与股东之间目标不一致也会使管理者将现金用于非效率投资。为验证管理者利用社会信任进行权力寻租，滥用企业现金行为，参照李莉等(2014)[30]使用两职合一指标衡量董事会监督治理机制。按照公司董事长与总经理是否两职合一分为两组，分别讨论社会信任对现金持有动态调整的影响，相关实证结果列于表6。在第(5)列两职合一组中，社会信任与现金持有滞后项的交乘项系数为0.271，t值为2.04，在5%的水平上显著为正，在第(6)列两职分离组中，交乘项系数不显著。将社会信任衡量指标替换为各省百人人均献血率后，与上述实证结果保持一致。说明社会信任降低现金持有调整速度在两职合一组中更显著，当两职合一时，管理者拥有绝对的权力，这为其谋取个人私利提供了便利条件，更容易利用社会信任进行寻租，引发道德风险，攫取企业现金资产，从而难以优化现金持有结构，表现出现金持有调整速度减慢。

(四)现金持有偏离后的经济后果研究

为研究现金持有动态调整的作用效果，进一步构建模型(6)探究现金持有偏离程度对企业经营效率的影响。

Turnoveri,t=ψ0+ψ1Disi,t-1+ψ2Controlsi,t-1+∑Year+∑Ind+εi,t

(6)

模型(6)被解释变量为企业经营效率(Turnoveri,t)，借鉴廖俊平等(2010)[31]的研究方法，选用资产周转率(主营业务收入与平均总资产的比值)衡量，解释变量现金持有偏离程度(Dis)的定义同上。其余控制变量为现金持有量(Cash)、资本结构(Tangible)、企业规模(Size)、财务杠杆(Lev)、投资机会(TobinQ)以及年度、行业等控制变量。其中，重点关注现金持有偏离程度的系数ψ1，如果ψ1小于零，则说明现金持有偏离程度越大，企业经营效率越差，反之，则说明经营效率越好。

表7中前两列为不加入控制变量的结果，发现在不同社会信任水平上计算出的现金持有偏离程度在5%的水平上与经营效率显著负相关。当加入控制变量后，第(3)列为用我国各省守信用情况调查作为社会信任的替代指标计算出的现金持有偏离程度，其系数为-0.122，t值为-2.50，在5%的水平上与企业经营效率负相关，第(4)列中现金持有偏离程度依然与经营效率显著负相关。实证结果表明企业实际现金持有量通常会偏离目标现金持有水平，偏离程度越大，经营效率越差，从而不利于企业自身价值最大化。

表7 现金持有偏离程度对企业经营效率的影响(N=15955)

(五)稳健性检验

本文从四个方面进行稳健性检验。第一，参照刘宝华等(2016)[27]的做法，使用各省高等教育水平以及交通状况作为社会信任的工具变量，并采用两阶段最小二乘法解决实证过程中出现的内生性问题；第二，将社会信任从低到高排序后，将小于33百分位定义为社会信任较低组，大于66百分位定义为社会信任较高组，分别采用普通最小二乘法、固定效应估计方法以及系统GMM方法对模型(4)进行估计；第三，用中国城市商业信用环境指数替换社会信任指标，检验其对现金持有动态调整及偏离程度的影响；第四，考虑到我国企业在2008年受外界金融危机的影响，其内部现金持有量会有较大波动，所以将样本时间重新界定为2009～2017年，重新对模型进行回归。以上实证结果均未发生实质性变化，说明研究结论具有一定的稳健性(限于篇幅，未予列示)。

五、研究结论与启示

在当前我国积极培育和践行社会主义核心价值观的时代背景下，凸显社会信任对经济社会发展影响的重要性。在微观领域，社会信任对企业现金持有动态调整具有重要的影响，尽管有关现金持有动态调整的研究已被国内外学者广泛关注，但是从非正式制度的社会信任视角进行研究比较罕见。利用2007～2017年沪深A股非金融类上市公司相关数据，实证检验了社会信任对现金持有动态调整的影响，并深入探究其内在机制与作用效果，得出如下研究结论：首先，社会信任降低了现金持有动态调整速度，加大了现金持有偏离程度；其次，检验了二者的影响机制，发现管理者利用社会信任进行寻租，从而缺乏优化现金持有动态调整的动机；再次，对社会信任影响现金持有动态调整的异质性分析，发现相较于国有企业、董事长与总经理两职分离的企业，社会信任对现金持有动态调整速度的抑制作用主要在非国有企业、董事长与总经理两职合一的企业中；最后，进一步探究现金持有动态调整的作用效果后，发现实际现金持有量与目标值之间的偏离程度越大，经营效率越差，越不利于企业的持续性发展。

本文丰富了现金持有动态调整的理论框架，从非正式制度的社会信任视角，为理解公司现金持有动态调整提供了一个新的证据，具有一定的现实意义。首先，对于公司而言，应该做好流动性现金管理，以积极的态度进行现金持有动态调整。现金持有量的确定是企业最重要的财务决策，现金持有调整速度越慢，与目标现金持有水平的偏离程度就越大，进而导致公司经营效率下降。因此，公司要加强内部监督，完善公司治理机制，制定合理的现金持有决策，积极调整现金持有量，把握最优现金持有结构。其次，要培养管理者的诚信意识。现阶段社会道德水平出现滑坡之势，管理者一旦利用社会信任谋取私利，便会损害公司价值。为了降低管理者的道德风险，要推进诚信道德建设，提高管理者的道德水平。