现金持有水平

现金持有水平（共9篇）

现金持有水平 篇1

摘要：选择中小板和创业板50家中小电子企业和40家中小信息服务企业的面板数据为样本,应用实证方法分析中小企业债务来源结构对现金持有水平的影响,并对中小电子企业和中小信息服务企业的现金持有水平进行横向比较。结果显示,中小电子企业和中小信息服务企业的现金持有水平均与经营负债率正相关,与金融负债率负相关,而且中小电子企业现金持有水平大大低于中小信息服务企业现金持有水平。因此,中小企业应该通过设计合理的债务来源结构来维持合理的现金持有水平。

关键词：中小企业,债务来源结构,现金持有水平,经营负债

企业现金管理是财务管理的重要内容之一,也是证券市场的热点话题。关于企业现金持有行为的文献较多,研究角度也各不相同,比如公司治理、负债融资规模、期限结构等角度。本文将从债务来源结构的角度研究电子行业、信息服务行业中小企业的现金持有行为,并进行对比分析,从而为中小企业现金管理提供咨询建议。

一、研究设计

(一)样本选择与数据来源

本研究的样本为中小板和创业板2010 年上市的50 家电子行业中小企业、40 家信息服务行业中小企业,其数据来源于这些公司2010 年IPO时公开披露的财务报表及其相关资料。

(二)变量界定

本研究的自变量为企业债务来源结构,选择金融负债率和经营负债率作为衡量债务来源结构的指标,因变量为现金持有水平,选择现金占总资产的比率作为衡量指标。

(三)研究假设

本研究提出两个假设。假设一:中小企业现金持有水平与金融负债率呈正相关关系。企业持有银行贷款等金融负债越多,其现有现金就越多。假设二:中小企业现金持有水平与经营负债率呈正相关关系。企业经济交易越多,企业经营负债就越多,其持有现金就越多。

(四)回归模型

根据以上研究假设,本研究将现金持有水平作为因变量,金融负债率和经营负债率作为自变量建立如下回归模型:

二、中小电子企业债务来源结构与现金持有水平实证分析

(一)描述性统计结果

从上页表2 可以看出,中小电子企业的资产负债率均值为49.1%,金融负债率均值为33.47%,经营负债率均值为60.54%,经营负债率大大高于金融负债率。现金持有水平的均值为24.38%,表明现金持有水平较低。

(二)回归分析结果

采用回归分析法检验经营负债率和金融负债率对现金持有水平的影响及其显著性,回归结果(见表3)。回归分析结果表明,Pr为<0.0001,R-Square为0.1990,回归模型比较有效。电子行业中小企业现金持有水平与金融负债率负相关,Pr值为0.0002;与经营负债率正相关,Pr值为0.1057。这表明电子行业中小企业金融负债率越高,其现金持有水平越低;经营负债率越高,其现金持有水平越高。

三、中小信息服务企业债务来源结构与现金持有水平实证分析

(一)描述性统计结果

从表4 可以看出,信息服务行业中小企业的资产负债率均值为37.33% ,金融负债率均值为17.5% ,经营负债率均值为77.54%,经营负债率大大高于金融负债率。现金持有水平的均值为38.55%,表明现金持有水平较高。

(二)回归分析结果

采用回归分析法检验经营负债率和金融负债率对现金持有水平的影响及其显著性,回归结果(见表5)。回归分析结果表明,Pr为<0.0001,R-Square为0.3177,回归模型比较有效。信息服务行业中小企业现金持有水平与金融负债率负相关,Pr值为0.0001;与经营负债率正相关,Pr值为0.0001。这表明信息服务中小企业金融负债率越高,其现金持有水平越低;经营负债率越高,其现金持有水平越高。

四、电子行业与信息服务行业中小企业现金持有水平的比较分析

电子行业中小企业现金持有水平的均值为24.38%,而信息服务行业中小企业现金持有水平的均值为38.55%,两者相差较大。其主要原因可能在于:中小电子企业和中小信息服务企业的现金持有水平均与金融负债率负相关,与经营负债率正相关,而中小电子企业金融负债率均值为33.47%,大大高于中小信息服务企业金融负债率均值(17.5%);中小电子企业经营负债率均值为60.54%,大大低于中小信息服务企业金融负债率均值(77.54%)。中小信息服务企业较高的经营负债率和较低的金融负债率导致了其较高的现金持有水平,中小电子企业较低的经营负债率和较高的金融负债率导致了其较低的现金持有水平。

五、研究结论与建议

根据上述实证分析,形成以下结论与建议:

第一,中小电子企业和中小信息服务企业的现金持有水平均与经营负债率正相关,与金融负债率负相关;这表明其金融负债率越高,现金持有水平越低;经营负债率越高,现金持有水平越高。第二,中小电子企业现金持有水平低于中小信息服务企业现金持有水平,其主要原因可能在于:中小电子企业金融负债率大大高于中小信息服务企业金融负债率,中小电子企业经营负债率大大低于中小信息服务企业金融负债率。第三,中小电子企业和中小信息服务企业的债务来源结构中金融负债率低于经营负债率,表明中小企业金融负债融资比经营负债融资更加困难。第四,我们建议中小电子企业和中小信息服务企业可以科学合理设计债务来源结构,使得经营负债率和金融负债率保持在比较合理的范围内,以维持最佳现金持有水平。这样既有利于避免中小企业的现金闲置,尽量发挥其最大效益,又有利于防止中小企业现金流困难,防范资金链断裂风险,提高中小企业现金管理水平。

融资约束、现金持有与研发平滑 篇2

关键词：研发投资；研发平滑；融资约束；现金持有

中图分类号：F406.3 文献标识码：A 文章编号：1000—176X（2012）10—0086—06

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一、引 言

2007年9月4日，财政部下发《关于企业加强研发费用财务管理的若干意见》（财企[2007]194号）文件，提出了企业可以建立研发准备金制度，根据研发计划及资金需求，提前安排资金，确保研发资金的需要。由于该建议尚未上升到会计准则与会计制度层面，企业还没有进行研发准备金的会计处理。但基于研发投资的可持续性，企业建立研发准备金制度是必要的，因为企业通过研发准备金制度的建立可保证现金流不足情况下的研发投资需要，这实际上是一种研发平滑。研发平滑是有积极意义的，对于面临融资约束的企业，特别是那些主要依靠不稳定资源进行融资的企业，一个相对平滑的研发支出是保证研发投资战略实现的一项重要的财务政策。之所以强调相对平滑的研发支出是一项重要的财务政策，是因为研发调整成本是巨大的。企业在职研发人员的工资、奖金、津贴、补贴、社会保险费、住房公积金等人工费用以及外聘研发人员的劳务费用是研发费用的常规构成部分，缩减研发支出，必然缩减研发员工。如果为了应对融资方面暂时的被动而缩减研发支出，那么未来就需要雇佣新的研发员工，增加额外的研发人员培训费与培养费。而且，企业关键研发信息常常因为研发员工的解雇而为竞争对手所利用，从而降低了企业的研发价值。尽管我们反对“大厨式”的研发，提倡“程序式”研发，但研发管理水平的提高非一朝一夕的事。鉴于研发调整成本的昂贵，利用研发平滑节约调整成本是必要的。

那么，企业是否具有研发平滑动机？是否进行了研发平滑，本文通过考察2008—2010年中小企业板上市的高新技术企业，实证检验分析现金持有对研发平滑的作用，为建立与完善企业研发准备金制度提出建议。

二、理论分析与研究假设

资本市场不完全所导致的内部、外部融资成本存在着差异，是融资约束的根源[1]。融资约束是指在资本市场不完善的情况下，企业由于内外部融资成本存在较大差异，导致内外融资具有不完全替代性，并由此产生投资低于最优水平、投资决策过于依赖企业内部资金的问题[2]。根据融资约束的基本内涵，可以认为融资约束是我国企业普遍存在的问题。那么，采用什么方法判断融资约束存在并给予计量十分重要。对融资约束的计量较为常用的方法是财务指标评分模型[3]、门槛回归模型[4]、随机前沿法[5]及股利支付率、商业票据评级、债券评级和KZ指数等。

我国尚无发达的债券市场与评级机制，对上市企业的股利支付率并没有做出强制性要求，但对现金分红有相应的规定，2008年10月中国证券监督管理委员会颁布的《关于修改上市公司现金分红若干规定的决定》指出，上市公司“最近三年以现金方式累计分配的利润不少于最近三年实现的年均可分配利润的百分之三十”。所以，本文采用是否派现作为判断企业是否存在融资约束的标准：按最近三年以现金方式累计分配的利润大于最近三年实现的年均可分配利润的30%的企业为非融资约束类企业，小于等于的为融资约束类企业。

会计准则规定，狭义现金是指企业库存现金及可以随时支付的存款，广义的现金是指现金及现金等价物。中国上市企业的现金持有水平较高，祝继高和陆正飞根据 Dittmar等的方法计算了中国上市企业的现金持有比率，1998 年中国上市企业的现金持有比率约为 16.8%，1998—2007 年中国上市企业的平均现金持有比率约为 24%[6]。已有研究成果发现，产权结构、企业治理、投资者保护和企业透明等因素会影响企业的现金持有水平，然而这些因素不是最基本的决定因素，融资约束是决定企业内部持有现金的最根本原因[7]。Han 和 Qiu采用 1997—2002 年美国上市企业的季度数据，发现具有融资约束的企业会因为现金流波动性的增大而增加现金持有[8]。现有文献常用两种方法衡量现金持有水平：一是直接用现金及现金等价物金额来衡量；二是用货币资金加上短期投资衡量。本文用现金及现金等价物金额来衡量现金持有量。

因为研发投资成为高新技术企业的一项主要投资活动，Keynes最早提出了企业持有流动资产的重要动机就是帮助企业获取有价值的投资机会的观点[1]。Bates 等发现，1980—2006年美国企业出于预防性动机不断增加现金持有，他们的研究结果表明，现金流风险变大、持有的存货和应收账款减少以及不断增加企业研发是美国企业持续提高现金持有水平的原因[9]。Pinkowitz 和Willamson发现，研发密集型产业的现金边际价值最高[10]。

对于一个持续研发的企业，研发平滑是减少研发支出波动的一种积极行为。由于企业研发投资的持续性，现金持有对研发平滑有重要作用，较多研究成果表明融资约束是决定企业内部持有现金的最根本原因，面临融资约束的企业更有动机加强资产流动性管理来平滑研发，以缓冲因融资约束而影响的研发现金流。所以，提出假设：

假设1：面临融资约束企业的研发平滑强度高于非融资约束企业。

研发融资是研发支出的保证，研发活动的高风险性使得企业研发资金来源变得十分狭窄且不稳定。Hall的研究发现对于成长中的高新技术企业来说，融资约束更为强烈，即能得到的债务融资很少或没有[11]。刘振以中国上市高新技术企业2006—2008年非面板数据实证分析了三大融资来源（内源融资、股权融资和负债融资）对企业R&D投资的影响关系。研究发现，中国上市高新技术企业R&D投资主要依靠内源融资和股权融资，负债并不适合R&D投资[12]。

笔者认为，对于那些主要依靠不稳定资源进行融资的企业，现金持有与现金流量对研发平滑非常重要。Acharya等研究了现金储备与债务政策，指出具有较高套期保值的企业更倾向于建立现金储备[13]，Kim 和 Weisbach通过研究38个国家公开发行股票的发行动机，发现研发投资随股票发行的增加而增加[14]。Brown 等研究发现20世纪90年代末21世纪初的美国研发投资总额出现周期性波动与股票发行有关 [15]。我们提出假设：

假设2：在面临融资约束的企业，研发支出与同步、滞后的现金流量正相关，与同步、滞后的股票发行正相关。

三、 研究设计

（一）样本选择与数据来源

我国新《企业会计准则》对研发信息的披露做了新的规定，本文选取的样本为2008—2010年度中小企业板块中的高新技术企业，同时剔除ST类企业，得到331个样本。其中，2008年有87家企业未披露研发信息，2009年有25家、2010年有18家。本文需要平衡样本数据，剔除了2008年87家未披露研发信息的企业后，剩余244家。依据上文的分组标准，得到非融资约束组71家，融资约束组173家。研发支出数据来源于上市企业年度报告中的董事会报告，如果董事会报告中没有披露研发支出，则研发支出金额=资产负债表中的开发支出+费用化的研究开发金额（管理费用明细表中的技术开发费或研究开发费用或研究管理费用或技术和研究费等）。其余数据来源于RESSET数据库。

（二）变量选取和回归模型

1.研发平滑计量方法与被解释变量

图1统计分析了2005年以来我国高新技术企业研发投入的资金来源结构。从图中数据可以看到我国高新技术企业研发投入中企业资金占绝对主导地位。

鉴于我国企业研发资金的企业主导型特征，研发支出的变化量与营业收入变化量的比率可以计量研发平滑，如果该比率小于1，则说明存在研发平滑。

因应计制下的会计收益具有虚拟性，所以，从保证持续研发能力的储备来看，研发强度RDi，t与经营活动现金持有量变化量的相关系数可以更好地计量研发平滑，如果该系数为负值且表现出显著性，则说明企业存在研发平滑。本文用该方法计量研发平滑。

被解释变量用研发强度表示，研发强度=研发支出/营业收入。

2.解释变量

现金持有量的变化量（同步ΔCashholdingsi，t；滞后ΔCashholdingsi，t—1）、现金流量（同步Cashflowi，t；滞后Cashflowi，t—1）、股票发行净额（同步Stkissuesi，t；滞后Stkissuesi，t—1）为解释变量。各解释变量均除以同期的总资产。

3.控制变量

销售收入增长、企业规模对研发支出有重要影响，取营业收入增长率（Sgwthi，t）、企业规模（Sizei，t，总资产的对数）为控制变量。

4.检验模型

根据以上变量，构建检验模型如下：

RDi，t=α+β1RDi，t—1+β2ΔCashholdingsi，t+β3ΔCashholdingsi，t—1+β4Cashflowi，t

+β5Cashflowi，t—1+β6Stkissuesi，t

+β7Stkissuesi，t—1+β8Sgwthi，t+β9Sizei，t+εi，t

四、研究结果和分析

（一）描述性统计分析

表1显示，t期非融资约束组的研发强度均值为0.053，融资约束组的均值为0.049；t—1期非融资约束组的研发强度均值为0.055，融资约束组的均值为0.047。非融资约束组的研发强度明显高于约束组。且非融资约束组的研发强度总体呈上升趋势，约束组的研发强度总体呈下降趋势。融资非约束组现金持有量均值也高于约束组。

（二）回归结果分析

表2表明，整体性检验F值通过检验，非融资约束组的调整的R2为0.787，约束组的为0.860，方程拟合优度高。从方差膨胀因子与容忍度来看，解释变量之间不存在多重共线性问题。

由于研发活动的持久性强，因此滞后的研发支出RDi，t—1回归系数应该接近1，融资约束组的RDi，t—1回归系数为0.932，非融资约束组的为0.772，回归结果证明了研发活动具有累积性特征。

融资约束组的回归系数的绝对值大于非融资约束组，并且研发强度与本期的现金持有量的变化量在10%的水平上显著，能够说明面临融资约束的企业研发平滑动机更强。但研发支出变化量与同期、滞后的经营活动现金持有量变化量的相关系数并未全部出现负值，且没有全部通过显著性检验，虽能证明企业存在一定程度的研发平滑，但效果不明显。特别是对面临融资约束可能性很小的企业，现金持有量的改变对研发强度影响的证据很少，研发强度与同步、滞后的现金流量、股票发行的预期符号较多不符，假设H2未通过检验。结合描述性统计结果来看，现金流量均值为负值，增发股票与配股的企业不多，说明处于金融危机期间的（2008—2010年）中小高新技术企业资金链非常紧张，再融资能力不强。

（三）稳健性检验

被解释变量采用R&D投资所形成的技术知识存量DS并取对数，控制变量中以应收账款（取对数）替代营业收入增长率。

对于DS的测算，常用的方法是永续盘存法，即：

DSt=DSFt+（1—ρ）DSt—1

DSFt=∑nmτmEt—m（1）

DSt、DSt—1表示t期、t—1期的技术知识存量，ρ表示技术知识存量的折旧率，DSFt表示t期的技术知识流量，是由以前的R&D投资，经过时间的滞后所形成的技术知识存量的累计。n为R&D投资形成技术知识存量的最长滞后年限；τm为R&D投资在第i年形成的技术知识的份额。Et—m表示在t—m期的R&D投资额。

由于各行业滞后的分布信息难以确切把握，故一般用平均滞后期来进行推算，用θ表示平均滞后期，则当τm=1时m=θ，τm=0时m≠θ，由此可以得出DSFt=Et—θ，即设定某一年的R&D投资，在经过θ年以后全部形成技术知识，那么，t期的技术知识流量，就可以用平均滞后θ年后的R&D投资额来代替。实际上R&D存在一定失败概率p，那么，t期的技术知识流量，就可以用平均滞后θ年后的R&D投资额与概率1—p的乘积来代替。故（1）式可修正为：

DSt=DSFt+（1—ρ）DSt—1

DSFt=（1—p）∑nmτmEt—m（2）

但p难以获得，故本文维持某一年的R&D投资在经过θ年以后全部形成技术知识的假设。

基期的技术知识存量可以用下面式子求出：

DSt，j=Et，j+1νt，j+ρ（3）

其中，Et，j+1为基期以后第一年的R&D投资额，νt，j为基期以后R&D投资的增长率，由于基期的确定不同，v就不同，或者说v并非固定增长率。运用永续盘存法估算资本存量，一般来说基年选择越早，基年资本存量估计的误差对后续年份的影响就会越小，限于数据条件，基期资本存量的估算在我国的已有研究文献中基本定为1952年和1978年[16]。但技术知识存量的基期确定，目前的研究文献还没有形成经验年限。我们采用测算年度初始年份后的第一年R&D投资额除以R&D投资的平均增长率与折旧率之和（相当于折现率）作为基期的技术知识存量。故（3）式修改为：

DStj=Et，j+1v—t，j+ρ（4）

目前国外在计算ρ时，有三种主要方法：第一种是直接根据专利年限的倒数来计算折旧率；第二种是通过计算专利的净收益来估算，即计算专利各期收益贴现总额和专利更新的差额；第三种是国际上通行的将折旧率设定为15%。第一种各个产品专利年限不同，不好取定；第二种需要大量专利收益的数据，这些不容易得到，甚至是根本就没有对这方面进行统计。显然，直接测算技术知识存量的折旧率是很困难的，诸多文献中有的采用问卷调研法，有的直接采用国外经验数据。张军等人估算出来的物质资本折旧率9.6%，考虑到新知识对旧知识的替代应该快于物质资本的替代，其折旧率就应该高于物资资本存量的折旧率，我国R&D资本存量应高于9.6%[17]。15%主要是针对发达国家的折旧率，对于发展中的我国，合理的折旧率应该在两位数之间。再结合《企业所得税法实施条例》第六十七条规定：无形资产的摊销年限不得低于10年。本文设定ρ=110×100%=10%。限于数据的难获得性，本文对θ分别取1年、2年作为R&D投入形成技术知识流量的滞后期，计算各个样本某个时点上R&D投资形成的技术知识存量。

经过以上改进，假设H2仍然未通过检验，由此，我们进一步验证了高新技术企业虽然存在研发平滑，但效果不明显，企业研发资金链断裂风险大。

五、结论与建议

由于研发具有高的调整成本，并且研发融资具有不稳定性，所以，企业在应对短暂的财务危机或金融动荡时，通过研发平滑维持一个相对平稳的研发支出，对中小高新技术企业的可持续发展具有重要意义。

2008—2010年度，处在金融危机期间的中小高新技术企业融资困境更加突出，实证检验结果发现面临融资约束组的企业研发平滑动机强于非融资约束组。但对面临融资约束可能性很小的企业，现金持有量的改变对研发强度影响的证据很少，并且，按照预期，对于依赖现金持有进行研发平滑的企业来讲，由于用于研发的自由现金流动性的降低，同步与滞后的现金持有量的变化量的回归系数应该为负，而实际结果并未与预期完全相符，说明企业面临融资困境的可能性较低时，企业为减少现金持有成本，会降低研发平滑强度[18]。本文的一个理论贡献是给出了研发平滑计量方法，并拓展了企业现金持有的影响因素。

鉴于企业高的研发调整成本和高的研发投资风险，建议建立与完善企业研发准备金制度，以支持高新技术企业研发上的可持续性。研发准备金按一定标准计提，如按销售额基准法（研发准备金=销售收入×研发准备金提取比率）、利润基准法（研发准备金=税后利润×研发准备金提取比率）、项目风险法（研发准备金=研发总支出—研发总支出×期望成功率）等方法计提。提取研发准备金是为了减少企业研发投资风险，具体研发项目已经确定、预算管理较为成熟的企业，可以根据研发计划及资金需求，按一定比例提前安排资金，实行预算管理[19]。若项目研发失败则将该项目的所有资本化支出用研发准备金补偿，这样可以大大减少企业研发投资的风险，不至于研发资金链断裂而导致其它研发项目终止，起到了研发平滑作用。

参考文献：

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现金持有水平 篇3

大量经验研究表明,中央银行实施的货币政策措施能够影响宏观经济的总产出。Bernanke(1994)发现,货币政策主要通过利率传导机制、信贷传导机制和资产价格传导机制来影响实体经济。

利率传导机制是货币政策的传统传导渠道。凯恩斯认为,利率传导机制主要通过利率水平影响计划投资和进出口来实现。当货币政策紧缩时,货币供应量减少,利率水平上升,这样导致投资收益超过银行贷款利息的产业减少,资本成本提高,企业投资下降。Mishkin(1995)对货币政策的信贷传导机制进行了分析,认为紧缩的货币政策将使银行的存款减少,这将使企业贷款难度增加,能获得的贷款金额减少,最终导致企业的投资水平下降。投资水平的下降会使整个社会的总产出下降,从而实现货币政策调控宏观经济运行的目的。

由于我国的金融制度环境比较特殊,企业的融资渠道较少,除少部分私募基金公司、小额贷款公司等民间融资机构外,企业取得融资的主要来源是银行。而国家政策极易对银行业产生影响,因此企业的融资行为受货币政策变动影响较大。Kashyap等(1993)通过研究美国企业外部融资的构成,发现紧缩的货币政策会减少对企业的贷款供给,进而减少企业的投资行为。Gaiotti(2001)通过分析意大利1984 ~ 1999 年的数据,得出货币政策对企业投资的影响主要通过增加企业资本成本和现金流来实现。

二、研究假设

信息不对称理论认为,市场经济活动中不同人员对信息的了解程度存在差异。由信息不对称而产生的融资约束以及由此而造成的内、外部资金成本差异使得企业会以高于内部资金的成本筹集外部资金。当货币政策趋于紧缩时,银行的存款减少,银行可供贷款的资金减少,企业的外部融资成本将提高。信息不对称会使得公司价值被投资者低估,使得公司从外部获取资金的能力减弱。此时,企业会通过持有的现金对外部融资约束进行对冲,降低投资—现金流敏感性。

委托代理理论认为,委托人与代理人的效用函数不同,必然会导致两者产生利益冲突。由于缺乏对超额持有现金的监督,管理者可能会为了实现较高的经营业绩目标而盲目进行扩张和投资,从而引发过度投资的问题。当货币政策趋于宽松时,公司受到的融资约束程度较低,从外部获取资金的能力增强。经理层薪酬与公司业绩的正相关关系使得经理层为了提升公司业绩而盲目扩大投资规模,导致公司过度投资,这表现为公司的现金持有可以提高投资—现金流敏感性。

根据以上分析,本文提出两个假设:

假设1:货币政策紧缩,企业现金持有将会降低投资—现金流敏感性,公司存在投资不足。

假设2:货币政策宽松,企业现金持有将会提高投资—现金流敏感性,公司存在过度投资。

三、研究样本与研究设计

(一)研究样本与数据来源

本文以我国2010 ~ 2014 年深市A股制造业上市公司为研究对象,剔除原始样本中∗ST、ST公司;剔除2010年以后上市和退市的公司;剔除数据不全的公司;剔除总资产或者所有者权益为负的公司;剔除异常值。经过以上剔除后,得到177 家公司的3186 个季度观测值。财务数据来自CSMAR数据库,货币政策偏紧指数来自中国人民银行网站。

(二)主要变量定义

本文选取投资水平作为因变量,货币政策与现金持有水平为自变量。变量定义如下:

1. 货币政策:对货币政策紧缩程度的衡量主要采用中国人民银行和国家统计局发布的《银行家问卷调查》中的货币政策感受指数。

2. 现金持有水平:本文主要研究在不同的货币政策环境下,企业现金持有水平对投资—现金流敏感性影响的差异,采用货币资金及短期投资之和与总资产的比率来衡量企业现金持有水平。

3. 投资水平:不同学者对投资水平的量化方式不同,本文研究与实际生产经营活动相关的资本性支出行为,包括公司构建固定资产、无形资产及其他长期资产的投资,主要关注公司投资的增量,所以采用本期构建固定资产、无形资产和其他长期资产所支付的现金与期初总资产的比率来衡量投资水平。

考虑到我国资本市场的不完善,本文加入销售增长率补充解释投资机会;加入现金流比率,控制内部现金流对公司投资的影响;加入资产负债率、短期借款比率和公司规模控制对公司财务状况的影响;为了控制其他宏观经济因素和季度特征,加入年度哑变量和季度哑变量。主要变量的定义及计算方法如表1所示:

(三)研究设计

本文借鉴罗琦、肖文翀等(2007)的做法,运用托宾Q模型来检验货币政策对公司投资的影响。通过构建包含现金、现金流交叉项的投资模型,检验在不同的货币政策下,现金持有水平对公司投资的影响。本文构建回归模型如下:

其中:ε为随机干扰项;β为方程系数;CASHKi,t×CFK表示现金持有水平与现金流的交互变量。β6为正时,表示投资—现金流敏感性随着现金持有量的增加而提高,支持投资过度的解释;β6为负时,表示投资—现金流敏感性随着现金持有量的增加而降低,支持投资不足的解释。

四、实证分析与回归结果

(一)描述性统计

对主要变量的季度均值做描述性统计,结果如下页表2所示。由表2可以看出,2011年的货币政策类型为紧缩,这期间的货币政策偏紧指数远高于全样本平均值0.3253。从投资率的季度变化趋势可以看出,2011年的投资率有三个季度超过了全样本的平均值3.44%,其中第四季度的投资率为最大值6.73%。另外,2010 年第四季度的托宾Q值为2.5686,为样本期间的季度最大值,并且自2010 年第四季度开始,连续四个季度的托宾Q值均明显高于其他时期。较高的投资率与托宾Q值说明2011 年市场投资机会较多,大部分公司投资热情高涨,国民经济发展过热。基于此,央行在2011年一直实施紧缩的货币政策,旨在通过货币政策的调整,抑制经济的过热发展。

从现金状况来看,2011年度的现金持有比率大多高于其他时期,然而该时期的现金流比率均低于平均水平,并在2011 年第一季度达到最低值-0.0037。这说明当经济发展过快时,央行会实行从紧的货币政策抑制经济发展过热,而紧缩的货币政策会使外部融资约束增加,企业获取外部资金的难度加大,企业会根据外部资本成本变化情况调整现金储备,一般倾向于提高现金持有水平,缩小外部债务融资规模。

(二)相关性分析

为分析在没有其他变量影响的情况下各变量之间的相关关系,对主要变量进行双变量相关性分析,结果如下页表3所示。由表3可以看出,在1%的显著性水平上,公司投资率与货币政策偏紧指数、销售增长率、现金流比率、托宾Q值、资产负债率、短期借款比率及公司规模正相关;在5%的显著性水平上,公司投资率与现金持有比率正相关。这说明货币政策作为央行调节经济增长速度的工具,与公司投资有着显著的相关性。由于经济增长较快时,投资机会较多,公司投资率较高,此时,为了防止经济过热发展,央行一般会采取紧缩的货币政策来调节经济,所以在没有控制投资机会时,货币政策偏紧指数与公司投资率正相关。同样,现金持有水平越高,公司可用于投资的资本越充足,公司的投资率越高,故现金持有水平与公司投资率正相关。总之,公司投资决策的影响因素较多,当前的宏观经济政策、投资机会、公司的现金流状况、公司财务状况等都可能对其投资水平产生影响。

注:左下方为Spearman相关系数,右上方为Pearson相关系数。∗∗∗、∗∗、∗分别表示在1%、5%和10%的水平上显著(双尾检验)。

(三)回归分析

本文将货币政策的紧缩程度量化为货币政策偏紧指数,对2010年第一季度至2014年第二季度的公司财务面板数据进行全样本回归分析。进一步,本文根据实施不同货币政策的不同阶段,将样本分别组成面板数据进行回归,从而检验在不同货币政策阶段,现金持有对投资—现金流敏感性的影响,进而研究其是否导致过度投资。回归结果见下页表4。

(1)在全样本回归检验中,在1%的显著性水平上,投资水平与货币政策偏紧指数、现金持有量和现金流的交互变量负相关,与托宾Q值、销售增长率、现金流比率、现金持有比率、资产负债率及公司规模正相关。这说明货币政策紧缩对投资有抑制作用,在不考虑货币政策所属时期的情况下,投资对现金流的敏感性随着现金持有量的增加而降低,公司可能存在投资不足。

(2)货币政策紧缩时期的样本回归结果显示,在1%的显著性水平上,投资水平与货币政策偏紧指数、现金持有比率×现金流比率负相关,系数分别为-0.2033 和-0.1835。这说明在货币政策紧缩时期,偏紧的货币政策会降低投资水平,与全样本的研究结果一致。由于货币政策紧缩时期银行吸收存款数量减少,可供贷款数量下降,公司融资约束增加。这种情况下,公司倾向于增加现金持有来防止由于融资困难可能发生的现金短缺,在面对较好的投资机会时,很可能因为融资难度较大而放弃,所以公司该时期的投资—现金流敏感性随现金持有量的增加反而降低,公司存在投资不足,验证了假设1。

注：∗∗∗、∗∗、∗分别表示在1%、5%和10%的水平上显著。

托宾Q值、销售增长率系数显著为正,说明投资机会对公司投资水平具有显著影响。资产负债率、公司规模与投资水平显著正相关,说明偿债能力较强、规模较大的公司,投资水平较高。短期借款比率与投资水平不存在相关性,可能是因为公司短期借款主要用于短期资本周转,而不是用于投资。

(3)货币政策宽松时期的样本回归结果显示,在1%的显著性水平上,投资水平与货币政策偏紧指数、现金持有比率×现金流比率相关,系数分别为-0.0987 与0.3732。与前文的研究结果一致,偏紧的货币政策会降低投资水平。

由于货币政策宽松时期外部融资约束较弱,公司从外部获取资金的能力增强,管理层为了增加自身福利,减少公司受外部市场的约束,更倾向于提高现金的持有水平。所以公司该时期投资对现金流的敏感性随现金持有量的增加而增加,公司存在过度投资,验证了假设2。

(四)稳健性检验

为了验证模型的稳健性,本文用定性方法替代货币政策偏紧指数衡量货币政策,用0表示宽松型的货币政策,用1表示紧缩型的货币政策;用调整后的托宾Q值衡量企业成长性;用货币资金衡量企业的现金持有水平。考虑到货币政策影响的滞后性,本文同时加入上季度货币政策偏紧指数对面板数据进行回归分析。稳健性检验主要结果保持不变,说明本文研究结果较可靠。

五、研究结论与建议

通过上述研究可以得出,宏观的货币政策通过影响企业外部融资成本与融资环境,进而作用到微观企业,影响微观企业的经济活动、投资行为。在货币政策紧缩时期,企业受外部融资约束影响较大,从外部获得资金的能力减弱,公司表现为投资不足。在货币政策宽松时期,企业的外部融资成本降低,宽松的货币政策对企业投资支出具有促进作用。然而,随着现金持有量的增加,投资—现金流敏感性增强,管理层为实现个人利益,存在使用内部资金过度投资的行为,表现为投资对现金流敏感,公司存在过度投资。

在货币政策紧缩时期,企业不能因为外部融资难度增加而放弃对企业有利的投资机会,应合理评估投资成本,根据实际情况选择投资机会,不能为了节约资金而使企业发展受阻。在货币政策宽松时期,企业较易获取外部融资,此时,应加大对管理层的约束力度,完善企业投资审批制度,防止管理层为了提升业绩而盲目投资。充分认识到货币政策对公司投资行为的影响,以及货币政策变动背景下现金持有水平对投资的影响,可以在企业面对宏观货币政策变化而做出相应的经济决策时,为企业提供有针对性和更清晰的策略选择,为公司制定正确的现金管理策略和投资战略提供帮助。

参考文献

黄志忠,谢军.宏观货币政策、区域金融发展和企业融资约束——货币政策传导机制的微观证据[J].会计研究,2013(1).

姜国华,饶品贵.宏观经济政策与微观企业行为[J].会计研究,2011(3).

章贵桥,陈志红.宏观货币政策、融资约束与现金—现金流敏感性[J].金融经济学研究,2013(3).

罗琦,肖文翀,夏新平.融资约束抑或过度投资——中国上市企业投资—现金流敏感度的经验证据[J].中国工业经济,2007(9).

现金持有水平 篇4

关键词：股权性质 多元化经营 现金持有

0 引言

现金作为企业一项重要的流动资产，是企业得以生存的“血液”，一旦出现现金危机，企业将面临资金链断裂甚至是濒临破产的风险。从现金的来源看，外部资本市场是企业资金来源的一条重要渠道。然而，信息不对称和代理问题的存在使外部资本市场变得不完美，而且外部资本市场很大程度上还受到国家宏观政策调控的影响。多元化经营所形成的内部资本市场也是企业资金来源的重要渠道。作为发展内部资本市场的主要方式之一，多元化经营在我国上市公司中非常普遍，已成为我国上市公司发展战略的重大趋势。由于我国资本市场并不发达，并且政策性较强，相比较国有企业而言，民营企业外部融资约束的存在，使企业必须要考虑现金的内部来源，通过自身积累一定的现金持有量以保证经营、投资活动的顺利进行。其中一个重要的途径就是通过多元化经营在公司内部创造一个相对于外部资本市场在资源配置方面成本更低的内部资本市场。本文选取现金持有这一财务行为，并按股权性质将研究样本分为国有企业及民营企业两大类，由于这两类企业在融资约束和代理问题上有着迥异的差别，为本文研究现金持有动机提供了方便。

1 理论分析与假设提出

1.1 民营企业与多元化经营对现金持有水平的影响

民营企业经营相对独立，内部治理存在较少的代理问题，那么民营企业进行多元化也是着眼于企业的发展和经营业绩的提高。即使多元化经营可能会难以避免地给企业带来诸如过度投资等成本，但是笔者认为，较好的公司治理环境可以抑制民营企业的多元化带来的负面影响，因此可以无需考虑民营企业代理动机下的现金持有行为。其次，民营企业面临着天然的融资约束，外部融资困难使得民营企业更加依赖内部融资渠道，而多元化经营所形成的内部资本市场无疑为民营企业的融资难问题提供了“帮助之手”，使其可以通过内部资本市场进行投融资。故本文提出假设一：

H1：对于民营企业而言，其他条件相同的情况下，多元化经营的内部资本市场可以缓解外部融资约束，因而显著降低现金持有水平。

1.2 国有企业与多元化经营对现金持有水平的影响

国有企业因其国有性质的所有权，有其天然的融资优势，容易受到政府的扶持，接受其非市场的融资安排。因此，相比较民营企业而言，其面临的融资约束要小很多。然而与民营企业不同，国有企业的经营会受到政府较多的行政干预，因此国有企业的多元化经营也存在其特有的问题。但国有企业多元化经营的背后往往存在较为严重的代理问题。国有企业股东与管理者之间的代理问题表现管理层侵占公司现金来建造个人帝国、扩大在职消费，大肆挥霍企业资源以谋取个人私利提供了捷径。这些都增强了企业管理者积累现金的动机；此外，国有大股东与中小股东之间的代理问题表现为在外部资本市场欠发达的情况下，控股股东通过关联交易、违规担保等方式挪用资金的可能性。故本文提出相对立的假设二：

H2：对于国有企业而言，其他条件相同的情况下，多元化经营的内部资本市场会加剧代理问题，因而显著增加现金持有水平。

2 实证分析

2.1 样本选取与数据来源

本文以2008-2012年沪深两市所有A股上市公司为初选样本，由于在回归中涉及滞后一期和提前一期的数据，故样本最终定为2009-2011年的上市公司，并剔除下列样本：①金融保险业上市公司；②当年被证监会特别处理的公司，即ST类公司；③当年IPO的上市公司；④数据缺失的上市公司。经上述筛选后，样本量变为3665户年。本文根据企业实际控制人的性质将样本分成两组，其中，将实际控制人隶属于中央、地方政府或国有企业的上市公司划分为国有样本，将实际控制人隶属民营或外资背景的上市公司划分为民营。

本文涉及的多元化经营数据来源于Wind金融数据库和CSMAR数据库。数据处理及回归分析采用STATA11.0统计分析软件。

2.2 定义变量与模型选择

2.2.1 多元化经营的测度

本文涉及的多元化经营程度采用的是收入的赫芬达尔——赫希曼指数（Herfindahl-Hirsch man Index，简称HHI指数）进行衡量。该指数的计算公式为：HHI=Σpi2，其中pi为某公司营业收入中i行业收入占总收入的比重。可见，HHI 指数随企业多元化程度的提高而降低，当企业专营单一业务时，该指数为1，相比较已有研究采用的行业数作为多元化程度的衡量标准，HHI指数的准确性更高。在下文的回归方程中笔者采用哑变量DIVi，t，当HHI指数小于全样本中位数时，DIVi，t取1；当HHI指数大于或等于全样本中位数时，DIVi，t则取0。

2.2.2 现金持有量回归模型

现金持有量为Ln（Cashi，t/NAi，t），即Cashi，t与NAi，t之比的对数。其中Cashi，t为公司t期期末的现金持有量，以期末现金及交易性金融资产（2006年及以前为短期投资）之和表示；NAi，t为非现金资产，以t期期末总资产-期末的现金持有量表示。

为检验多元化经营程度对企业现金持有水平的影响，本文借鉴OPSW（1999）现金持有量决定因素模型，并结合国内财务报表披露特点及财务指标的可获得性，进行一定的修正后予以估计现金持有量。最终得出以下模型：

ln（■）=β0+β1DIVi，t+β2lnNAi，t+β3■+β4■+β5■+β6■+β7LEVi，t+β8■+β7LEVi，t+β8■+γYear+δindustry+εi，tendprint

2.2.3 控制变量

本文选取的控制变量有企业规模Ln（NAi，t）（t期期末非现金资产的对数）、自由现金流FCFi，t（以t期期末净利润+折旧与摊销表示，用t期期末非现金资产标准化）、净营运资本NWCi，t（以t期期末流动资产-流动负债-现金表示，用t期期末非现金资产标准化）、企业市价MVi，t（以t期期末流通股市价+非流通股股数×每股净资产+负债账面价值表示，用t期期末非现金资产标准化）、财务杠杆LEVi，t（t期期末公司的资产负债率）、现金股利Dividendi，t（t期股利支付哑变量，支付股利取1，否则取0）。

2.3 实证结果与分析

2.3.1 描述性统计

表1为现金持有水平和回归方程各变量的描述性统计表，包括各财务特征变量的描述性统计特征。可以看出2009年-2011年期间，我国上市公司现金持有的平均值为23.57%，要高于西方发达国家和日本、韩国等东亚国家（大多不超过20%），说明高额的现金持有是我国上市公司的较为普遍的一大特征。并且，各样本间现金持有水平差异很大，表现为最小值为0.003几乎接近0，最大值为6.3926；而均值0.2357也要小于中位数0.1609，说明过半样本的现金持有水平没有达到平均水平，中国上市公司的现金分布体现了较强的个体差异，这也是符合现金持有水平分布的一般规律的。

表1 变量描述性统计表

■

2.3.2 回归检验

在全样本回归中，HHI指数所代表的多元化经营程度（DIV）的系数0.0065虽为正，但并不显著。原因可能是多元化经营确实与现金持有量无关，也可能是某些因素将全样本平均化了。因此，考虑到可能存在某些未纳入方程的因素的影响，本文在此将全样本进一步分为国有样本组和民营样本组两个子样本，以控制企业性质这一因素。

民营企业样本组的回归结果显示，与全样本和国有样本组的相反，多元化经营程度DIV与现金持有量成反比，系数为-0.2018，且在1%水平上显著为负。说明民营企业由于内部资本市场的存在，缓解了可能面临的融资约束，使其减少了预防性现金持有量，也相应降低了现金持有成本；其次，由于民营企业良好的公司治理机制降低了企业的代理成本，减弱了管理者通过积累现金缔造个人帝国的可能性。因此，多元化经营程度会降低企业的现金持有水平，这是企业治理机制良好的表现。故假设一得到证实。

从国有样本组的回归结果中可以看出，与全样本一样，多元化经营程度DIV与企业现金持有量成正比，但系数0.0680在1%水平上显著为正。说明对于国有企业而言，多元化经营形成的现金流缓解融资约束，对现金持有量起替代作用的这一效应并不明显，相反，这种影响更多的表现在对现金存量的积累上，这证实了国有企业存在的双重代理问题。因此假设二得到验证。

3 研究结论

本文以2009-2011年我国所有A股上市公司作为研究样本，在回顾国内外文献的基础上，实证分析了我国不同股权性质的上市公司多元化经营的经济后果，包括多元化经营对企业现金持有水平的影响。

本文的研究表明：

第一，总体而言，多元化经营程度对企业现金持有水平的影响不显著，笔者认为是某些因素内部抵消的结果；

第二，本文考虑了我国转轨经济这一特殊的制度背景后，认为股权性质是影响多元化经营经济后果的重要因素，因此将研究样本进一步划分为国有企业和民营企业。研究发现：对于国企而言，存在着控股股东利用内部资本市场进行利益侵占这一现象；此外还存在着管理者通过内部资本市场积累现金建造个人帝国，扩大在职消费的现象，双重因素加剧了代理问题，表现为多元化经营的程度与现金持有水平呈正比；与国有企业相反，民营企业受制于融资约束的影响，有强烈的动机进行现金的预防性储备和高效运用，表现为多元化经营程度与现金持有水平呈反比。

参考文献：

[1]王彦超.融资约束、现金持有与过度投资[J].金融研究，2009（7）：121-133.

[2]杨兴全，张照南.制度背景、股权性质与公司持有现金价值[J].经济研究，2008（12）：111-123.

[3]袁玲.大股东控制、多元化经营与公司价值[J].经济经纬，2012（6）：113-117.

[4]罗琦，胡志强.控股股东道德风险与公司现金策略[J].经济研究，2011（2）：125-137.

作者简介：

屈晶（1979-），女，河南驻马店人，黄淮学院讲师，中南财经政法大学博士，研究方向：资本市场。endprint

2.2.3 控制变量

本文选取的控制变量有企业规模Ln（NAi，t）（t期期末非现金资产的对数）、自由现金流FCFi，t（以t期期末净利润+折旧与摊销表示，用t期期末非现金资产标准化）、净营运资本NWCi，t（以t期期末流动资产-流动负债-现金表示，用t期期末非现金资产标准化）、企业市价MVi，t（以t期期末流通股市价+非流通股股数×每股净资产+负债账面价值表示，用t期期末非现金资产标准化）、财务杠杆LEVi，t（t期期末公司的资产负债率）、现金股利Dividendi，t（t期股利支付哑变量，支付股利取1，否则取0）。

2.3 实证结果与分析

2.3.1 描述性统计

表1为现金持有水平和回归方程各变量的描述性统计表，包括各财务特征变量的描述性统计特征。可以看出2009年-2011年期间，我国上市公司现金持有的平均值为23.57%，要高于西方发达国家和日本、韩国等东亚国家（大多不超过20%），说明高额的现金持有是我国上市公司的较为普遍的一大特征。并且，各样本间现金持有水平差异很大，表现为最小值为0.003几乎接近0，最大值为6.3926；而均值0.2357也要小于中位数0.1609，说明过半样本的现金持有水平没有达到平均水平，中国上市公司的现金分布体现了较强的个体差异，这也是符合现金持有水平分布的一般规律的。

表1 变量描述性统计表

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2.3.2 回归检验

在全样本回归中，HHI指数所代表的多元化经营程度（DIV）的系数0.0065虽为正，但并不显著。原因可能是多元化经营确实与现金持有量无关，也可能是某些因素将全样本平均化了。因此，考虑到可能存在某些未纳入方程的因素的影响，本文在此将全样本进一步分为国有样本组和民营样本组两个子样本，以控制企业性质这一因素。

民营企业样本组的回归结果显示，与全样本和国有样本组的相反，多元化经营程度DIV与现金持有量成反比，系数为-0.2018，且在1%水平上显著为负。说明民营企业由于内部资本市场的存在，缓解了可能面临的融资约束，使其减少了预防性现金持有量，也相应降低了现金持有成本；其次，由于民营企业良好的公司治理机制降低了企业的代理成本，减弱了管理者通过积累现金缔造个人帝国的可能性。因此，多元化经营程度会降低企业的现金持有水平，这是企业治理机制良好的表现。故假设一得到证实。

从国有样本组的回归结果中可以看出，与全样本一样，多元化经营程度DIV与企业现金持有量成正比，但系数0.0680在1%水平上显著为正。说明对于国有企业而言，多元化经营形成的现金流缓解融资约束，对现金持有量起替代作用的这一效应并不明显，相反，这种影响更多的表现在对现金存量的积累上，这证实了国有企业存在的双重代理问题。因此假设二得到验证。

3 研究结论

本文以2009-2011年我国所有A股上市公司作为研究样本，在回顾国内外文献的基础上，实证分析了我国不同股权性质的上市公司多元化经营的经济后果，包括多元化经营对企业现金持有水平的影响。

本文的研究表明：

第一，总体而言，多元化经营程度对企业现金持有水平的影响不显著，笔者认为是某些因素内部抵消的结果；

第二，本文考虑了我国转轨经济这一特殊的制度背景后，认为股权性质是影响多元化经营经济后果的重要因素，因此将研究样本进一步划分为国有企业和民营企业。研究发现：对于国企而言，存在着控股股东利用内部资本市场进行利益侵占这一现象；此外还存在着管理者通过内部资本市场积累现金建造个人帝国，扩大在职消费的现象，双重因素加剧了代理问题，表现为多元化经营的程度与现金持有水平呈正比；与国有企业相反，民营企业受制于融资约束的影响，有强烈的动机进行现金的预防性储备和高效运用，表现为多元化经营程度与现金持有水平呈反比。

参考文献：

[1]王彦超.融资约束、现金持有与过度投资[J].金融研究，2009（7）：121-133.

[2]杨兴全，张照南.制度背景、股权性质与公司持有现金价值[J].经济研究，2008（12）：111-123.

[3]袁玲.大股东控制、多元化经营与公司价值[J].经济经纬，2012（6）：113-117.

[4]罗琦，胡志强.控股股东道德风险与公司现金策略[J].经济研究，2011（2）：125-137.

作者简介：

屈晶（1979-），女，河南驻马店人，黄淮学院讲师，中南财经政法大学博士，研究方向：资本市场。endprint

2.2.3 控制变量

本文选取的控制变量有企业规模Ln（NAi，t）（t期期末非现金资产的对数）、自由现金流FCFi，t（以t期期末净利润+折旧与摊销表示，用t期期末非现金资产标准化）、净营运资本NWCi，t（以t期期末流动资产-流动负债-现金表示，用t期期末非现金资产标准化）、企业市价MVi，t（以t期期末流通股市价+非流通股股数×每股净资产+负债账面价值表示，用t期期末非现金资产标准化）、财务杠杆LEVi，t（t期期末公司的资产负债率）、现金股利Dividendi，t（t期股利支付哑变量，支付股利取1，否则取0）。

2.3 实证结果与分析

2.3.1 描述性统计

表1为现金持有水平和回归方程各变量的描述性统计表，包括各财务特征变量的描述性统计特征。可以看出2009年-2011年期间，我国上市公司现金持有的平均值为23.57%，要高于西方发达国家和日本、韩国等东亚国家（大多不超过20%），说明高额的现金持有是我国上市公司的较为普遍的一大特征。并且，各样本间现金持有水平差异很大，表现为最小值为0.003几乎接近0，最大值为6.3926；而均值0.2357也要小于中位数0.1609，说明过半样本的现金持有水平没有达到平均水平，中国上市公司的现金分布体现了较强的个体差异，这也是符合现金持有水平分布的一般规律的。

表1 变量描述性统计表

■

2.3.2 回归检验

在全样本回归中，HHI指数所代表的多元化经营程度（DIV）的系数0.0065虽为正，但并不显著。原因可能是多元化经营确实与现金持有量无关，也可能是某些因素将全样本平均化了。因此，考虑到可能存在某些未纳入方程的因素的影响，本文在此将全样本进一步分为国有样本组和民营样本组两个子样本，以控制企业性质这一因素。

民营企业样本组的回归结果显示，与全样本和国有样本组的相反，多元化经营程度DIV与现金持有量成反比，系数为-0.2018，且在1%水平上显著为负。说明民营企业由于内部资本市场的存在，缓解了可能面临的融资约束，使其减少了预防性现金持有量，也相应降低了现金持有成本；其次，由于民营企业良好的公司治理机制降低了企业的代理成本，减弱了管理者通过积累现金缔造个人帝国的可能性。因此，多元化经营程度会降低企业的现金持有水平，这是企业治理机制良好的表现。故假设一得到证实。

从国有样本组的回归结果中可以看出，与全样本一样，多元化经营程度DIV与企业现金持有量成正比，但系数0.0680在1%水平上显著为正。说明对于国有企业而言，多元化经营形成的现金流缓解融资约束，对现金持有量起替代作用的这一效应并不明显，相反，这种影响更多的表现在对现金存量的积累上，这证实了国有企业存在的双重代理问题。因此假设二得到验证。

3 研究结论

本文以2009-2011年我国所有A股上市公司作为研究样本，在回顾国内外文献的基础上，实证分析了我国不同股权性质的上市公司多元化经营的经济后果，包括多元化经营对企业现金持有水平的影响。

本文的研究表明：

第一，总体而言，多元化经营程度对企业现金持有水平的影响不显著，笔者认为是某些因素内部抵消的结果；

第二，本文考虑了我国转轨经济这一特殊的制度背景后，认为股权性质是影响多元化经营经济后果的重要因素，因此将研究样本进一步划分为国有企业和民营企业。研究发现：对于国企而言，存在着控股股东利用内部资本市场进行利益侵占这一现象；此外还存在着管理者通过内部资本市场积累现金建造个人帝国，扩大在职消费的现象，双重因素加剧了代理问题，表现为多元化经营的程度与现金持有水平呈正比；与国有企业相反，民营企业受制于融资约束的影响，有强烈的动机进行现金的预防性储备和高效运用，表现为多元化经营程度与现金持有水平呈反比。

参考文献：

[1]王彦超.融资约束、现金持有与过度投资[J].金融研究，2009（7）：121-133.

[2]杨兴全，张照南.制度背景、股权性质与公司持有现金价值[J].经济研究，2008（12）：111-123.

[3]袁玲.大股东控制、多元化经营与公司价值[J].经济经纬，2012（6）：113-117.

[4]罗琦，胡志强.控股股东道德风险与公司现金策略[J].经济研究，2011（2）：125-137.

作者简介：

现金持有水平 篇5

尽管现金是企业获利能力较低的资产, 但却是一个企业成立、周转、偿债、投资的必要因素, 因此企业保持一定的现金持有率以应对各种可能的情况。但是企业的现金持有并不是固定的, 内部治理和管理环境以及各种外部因素都会对其造成影响。以往的研究基本都是从企业的治理环境、行业特征对企业的现金持有特点进行解释, 但是这些相对稳定的因素并不能完全解释包括现金持有变化在内的多种行为。本文从宏观的货币政策角度分析其对不同融资约束程度企业的冲击效应, 即从宏观货币政策结合企业面临的融资约束去解释企业现金持有行为。选择这一角度的原因是银行信贷渠道作为我国企业资金来源的重要的渠道, 而货币政策是影响银行信贷的重要因素, 此外在金融市场不发达, 制度不完善的地区, 融资约束程度可能会更强, 企业的现金持有政策更为重要。

二、理论分析与研究假设

1. 货币政策与现金持有变化

货币政策影响微观经济活动的途径主要有利率途径、货币渠道和信贷渠道, 由于我国特殊的金融和制度环境, 我国的货币传导途径主要是通过以银行为中心的信贷渠道4, 5。信贷传导渠道 (包括利率传导渠道) 影响微观企业活动的主要途径是通过影响企业外部的融资成本和融资规模对企业的资本支出和投资行为进行调整6。由于我国金融体制与国外存在很大差异, 金融环境和制度较为特殊, 银行在我国金融体系中占据中重要的重要, 企业的外部融资除了少数的未规范的的民间金融, 商业银行仍然是企业融资的重要来源7。我国的金融监管当局也承认了这一事实, 2009年时任银行监督委员会主席的阎庆民在英国金融时报撰文表示中国的M2与国内生产总值之比已经高达180.6%, 这远远超过了欧盟 (100%) 和美国 (60%) 的平均水平, 而且银行信贷的基本上上呈现出急剧上升的趋势。M2是影响信贷的直接因素, 而且受到政府的直接控制, 所以文章认为我国的货币政策对经济个体的现金持有呈现出这样一种规律:当货币政策趋于宽松时, 货币供应量充足, 此外投资机会也较多, 持有现金会造成较高的机会成本, 企业会采取较低的现金持有策略, 并降低现金持有比率的增速。而当货币政策趋紧时, 处于预防性动机企业会增加现金持有水平, 并且提高现金持有比率的增速。基于上述分析文章提出第一个假设:

H1:货币政策紧缩程度与企业现金持有变化程度正相关。

2. 融资约束与企业融资

货币政策具有典型的非对称效应, 这种非对称效应会主要是主管预期、传导机制和市场制度环境共同作用的结果8。而货币政策是与预期、传导机制、市场制度的有效性紧密相连的国家短期调控政策, 并且它存在着逆周期的现象, 这也就意味着短期需求是企业在货币政策调整中的重要的考虑因素。但是不同企业满足其短期需求的方式并不一致:低融资约束企业很容易的通过进入信贷市场之外的其他市场 (商业票据市场) 来满足其短期需求, 化解货币政策的冲击, 而高融资约束企业只能依靠信贷市场或者不规范的金融漏损满足其短期需求。由于融资约束程度较高的企业更难获得信贷支持, 所以在面对货币政策和经济环境波动的冲击时, 相比于低融资约束程度企业, 它们更有可能提高其现金持有以应对各种风险11。基于上述论述, 文章提出本文的第二个假设:

H2:融资约束程度越到的企业现金持有更容易受到货币政策的冲击。

三、实证分析

1. 数据来源

为了全面考察我国近十年货币政策对企业现金持有的冲击, 本文选择了我国A股所有上市公司作为研究样本, 时间跨度为2005年到2012年, 间隔为季度, 这主要考虑到货币冲击具有短期性的效应。本文公司层面的数据来源于国泰君安数据库、中国人民银行官方网站、新浪财经。为了保证研究的稳定性和可行性, 本文剔除了特殊行业和数据不全的企业, 最后得到了32352个样本数据。

2. 模型设计

文章借鉴了Almeida等和祝继高、陆正飞的回归模型, 提出本文的基本回归模型

3. 变量选取

(1) 被解释变量。为了考察货币政策对不同融资约束程度的冲击效应, 本文将主要的被解释变量定义为现金持有比率的季度之间的差异, 同时现金持有比率也是考察货币政策对样本企业现金持有策略的影响, 本文将现金持有比率也纳入了考察的范畴。

(2) 解释变量。本文的解释变量为货币政策和融资约束, 货币政策变量运用了中国人民银行公布的《全国银行家问卷调查报告》中的货币政策偏紧指数作为货币政策的变量, 融资约束程度分别用了KZ指数、产权性质、规模衡量。选择KZ指数作为判断标准的原因是企业的融资约束与企业的信息不对称程度以及化解信息不对称的能力和企业的投资机会密切相关, 而且它能最大限度的反映企业融资约束造成的结果, 此外KZ指数综合考虑了企业的财务状况和现实状况。KZ指数的具体算法如下:首先, 按照是否发放现金股利、资产负债率、托宾Q值和现金、经营现金流 (NCF) 与总资产之比进行分类, 如果发放现金股利, KZ1=0, 否则为1;如果资产负债率、托宾Q值、现金与总资产之比、NCF与总资产之比低于中位数, KZ2、KZ3、KZ4、KZ5=0, 否则为1;最后算KZ1-KZ5之和, 并将其按照排序逻辑回归模型与现金股利/总资产、资产负债率、托宾Q、现金/总资产、NCF/总资产进行回归, 求得系数, 最后用估计系数求出估计值。按照上述程序, 本文计算的逻辑回归的结果为KZ指数=-37.98*现金股利/总资产+3.69*资产负债率+0.62*托宾Q值-6.64*现金/总资产-13.5*经营现金流量/总资产。KZ指数的评判标准为如果企业的KZ指数大于或者等于该季度KZ指数65%分位数时被认为是高融资约束企业, 如果该企业的KZ指数小于或者等于该季度KZ指数的35%, 被认为是低融资约束企业, 中间程度的为中等程度的融资约束企业。选择产权性质的原因是国有控股程度越高的企业越有可能与银行和掌握信贷资源分配的政府建立关系, 即便是拥有极强抵押能力的大公司也存在着这种现象。本文将产权性质分为非国有企业、地方国企、央企三类, 并赋值为2、1、0。

选择企业规模的原因是小公司由于成立时间较短, 信贷风险较大 (无充足的抵押品) , 严重的代理成本等比大公司的融资约束程度高12。本文按照总资产35%、65%分位数将融资约束程度分为三类, 并赋值为2、1、0。

(3) 控制变量。本文借鉴了国内外的相关研究, 选取了上季度的货币政策偏紧指数、经营活动现金流量变化程度和企业资产规模作为控制变量。

3.回归结果分析

*表示在10%水平下显著, **表示在5%水平下显著, ***表示在1%水平下显著

表2模型二是现金持有增长率与货币政策紧缩程度的回归分析结果。首先货币政策指数系数为正, 这意味着企业的现金持有与货币政策的紧缩程度显著正相关, 这意味着当企业面临货币政策紧缩时, 会出于预防性动机提高现金类资产在总资产的份额, 当货币政策紧缩程度降低时, 企业会降低现金类资产的增速, 文章的第二个假设得到了验证。其次货币政策偏紧指数与融资约束程度的交叉项的系数显著为正, 且其与MC系数之和大于零, 这说明了融资约束程度越强的企业其现金持有的变化程度更大, 这验证了文章的第三个假设。文章还验证了货币政策滞后效应, 文章还验证了货币政策的滞后效应, BMC的系数为显著为负, 这说明了货币政策对企业的现金持有变化有负面冲击, 这与祝继高、卢正飞的滞后货币政策对现金持有没有解释能力的结论相反, 但是货币政策的短期滞后规律与经济环境有关。

*表示在10%水平下显著, **表示在5%水平下显著, ***表示在1%水平下显著

*表示在10%水平下显著, **表示在5%水平下显著, ***表示在1%水平下显著

表3产权性质作为融资约束标准的分析结果, 表4为资产规模作为融资约束判断标准的分析结果。

四、研究结论与政策建议

1. 研究结论

本文以所有A股上市公司2005年-2012年的四个季度 (32352个样本) 数据为研究样本, 对我国企业的现金持有行为进行考察。在对国内外现金持有相关文献进行分析之后, 构建本文的理论和模型框架, 通过逻辑回归和其他数据筛选的方式构建企业的融资约束指标, 进而将该指标与货币政策紧缩指数相结合研究货币政策对我国企业现金持有的冲击效应。本文的研究结论如下:

第一, 货币政策的趋紧程度与上市公司的现金持有变化程度成正相关关系, 当货币政策紧缩时, 企业基于预防性动机进行调高现金持有率, 当货币政策宽松时, 由于没有预防性动机, 企业会降低现金持有的速度。

第二, 融资约束程度不同的企业随着货币政策的紧缩对现金持有的调整不同。为了满足自身需求在银根紧缩期间, 为缓解外部融资约束, 满足未来投资需求, 高融资约束的企业会增加更多的现金, 而货币政策对于低融资约束企业的冲击会因为其自身的产权性质、规模效应和自身在资金市场的地位而相对较小。

2. 政策建议

针对上述研究结论, 文章提出了如下的政策建议:由于货币政策在不同融资约束企业之间的非对称效应, 货币当局在决定或者调整货币政策走向时, 要辅以灵活的信贷利率政策, 区别对待不同融资约束程度 (规模、产权性质) 企业。此外金融市场的信贷歧视是货币政策造成不同融资约束程度企业货币政策非对称效应发生的重要途径, 所以政府部门应该深化利率市场化改革, 加快金融市场化进程;对于企业而言, 首先应该对自身的融资状况作出合理的评估, 融资约束除了外部的因素影响外, 自身“原罪”也是无法避免的, 正视自身的状况, 然后在做出合理的现金现金持有策略。对于容易受到调控政策影响的融资约束企业, 应该考虑自身的经营、规模、财务状况做出合理的流动性安排, 如果在信贷市场无法满足企业的资金需求, 应该考虑现金类资产的替代品, 比如同样流动性很强, 同时也有助于企业经营的商业信用。

摘要：现金是企业获利能力较低的资产, 但却是一个企业成立、周转、偿债、投资的必要因素, 货币政策则是影响企业流动性安排的重要因素。本文将微观企业现金持有行为与宏观货币调控政策结合起来分析了货币政策对不同融资约束程度的企业的影响, 并得出了融资约束程度越高的企业其现金持有越容易受到货币政策的冲击的结论。

关键词：货币政策,融资约束,现金持有行为

参考文献

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[11]梁权熙, 田存志, 詹学斯.宏观经济不确定性_融资约束与企业现金持有行为[J].金融研究, 南方经济2012 (4) :51-71.

现金持有水平 篇6

现金持有水平是每个公司面临的重要财务决策,公司的现金持有水平与公司特征具有密切联系,学者们对此进行了大量的实证研究和分析。Ozkan(2004)对英国上市公司进行研究,发现公司现金持有水平与财务杠杆、流动资产呈负相关关系;与现金流量情况、投资机会呈正相关关系。Haushalter(2007)研究表明,上市公司的现金持有水平与产品竞争程度呈正相关关系。肖作平(2008)研究发现,不同行业的上市公司现金持有水平存在明显的差异,财务杠杆和股利支付情况也会明显影响公司的现金持有水平。本文基于学者们的研究,分析中国上市公司特征因素对现金持有水平的影响。

一、公司现金持有理论

在一个完美的资本市场中,由于信息完全对称、不存在交易成本,公司可以及时、无成本地从市场中获取所需要的资金,因此公司没有必要去持有现金。然而,现实的资本市场并不是完美的,信息不对称、交易成本等因素使得公司必须持有一定数量的现金。公司持有现金的相关理论主要包括以下理论。

(一)权衡理论

Litzenberger、Kraus(1973)提出了现金持有的权衡理论,该理论认为公司持有现金时,既能够产生收益,也能够产生成本,需要综合权衡收益和成本的基础上,来确定最佳的现金持有水平,当边际收益等于边际成本时,这是公司持有的现金水平达到最佳。凯恩斯(1936)提出了持有货币资金的三方面动机,即交易性动机、预防性动机和投机性动机,基于此,提出了交易成本模型,根据边际效应理论,可以获得企业最佳的现金持有水平。Baumol(1952)、Miller(1966)分别对交易成本模型进行了拓展,提出了更加合理的度量模型。

(二)委托代理理论

Meckling、Jenson(1976)提出了现金持有的委托代理理论,由于人并不是完全理性的以及信息非对称性的存在,公司股东与管理层之间会存在着利益冲突的问题,这样会使得公司管理人员牺牲股东的利益来增加自己的利益,这样会产生代理成本问题。公司管理层倾向于持有较多的现金,保持正常的生产经营,股东们倾向于持有较少的现金,而将现金用于投资,这样就会产生委托代理问题。

(三)融资优序理论

Majluf、Myers(1984)提出了现金持有的融资优序理论,该理论认为,当公司进行筹资时,为了降低融资成本,存在筹资顺序的偏好,首先偏好于内部筹资,先来使用公司持有的现金来投资。如果需要从外部来筹资的话,先采用债务融资方式,然后是权益融资方式。

(四)自由现金流理论

Jenson(1986)提出了现金持有的自由现金流理论,公司持有一定量的现金与股东之间的利益是相违背的,与经理层的利益是相一致的,这与委托代理理论的观点相类似。公司的经理层愿意持有较多的现金是因为,现金是公司的内部资金,可以避免外部的监管与约束,这样即使出现经营性困境和财务危机,也能够立即解决困难,帮助企业渡过难关,成为日常经营的缓冲器,不会危机到管理层的利益和职位。

二、研究设计

(一)样本选择

本文选取2010—2012 年中国A股上市公司作为研究样本,数据来源于CSMAR数据库。其中,剔除金融类上市公司,金融类上市公司由于其自身业务特点而持有大量现金。剔除ST/PT类、资不抵债等财务状况异常的上市公司,公司财务状况异常会导致现金持有量非正常的变化。剔除当年上市的公司,一般来说,公司在上市当年的现金持有量往往会高于正常水平。剔除数据缺失的上市公司,最后得到的样本共有3 760 个观测值。

(二)变量定义

被解释变量:现金持有水平。对于现金持有水平的度量,主要有三种不同的度量方法。Opler(1999)采用现金与现金等价物占总资产扣除现金与现金等价物的比率来测量上市公司的现金持有水平;Ozkan(2002)、Guney(2003)采用现金与现金等价物总和占总资产的比例来测量上市公司的现金持有水平;Faulkender(2000)采用现金与现金等价物占销售收入的比例来测量上市公司的现金持有水平。本文采用Ozkan(2002)、Guney(2003)提出的方法来度量上市公司的现金持有水平,即采用现金与现金等价物总和占总资产的比例来测量上市公司的现金持有水平。

解释变量:主要是上市公司的主要特征因素,具体(如表1 所示)。

三、实证研究结果分析

(一)描述性统计

对于所选样本的变量描述性统计(如表2 所示)。

全部样本的现金持有水平均值为0.1549,中位数为0.1362,均值大于中位数,说明现金持有水平的数据分布呈现右偏态分布,最大值为0.7415,最小值为0.0005,标准差为0.1056,说明样本公司间的现金持有水平有较大的差异。公司特征因素的统计结果如表2 所示,可以看出不同公司间存在较大的差异。

(二)实证模型

本文所选择的变量间的方差膨胀因子最大值为4.125,最小值为1.257,表明变量间不存在多重共线性的问题,因此采用如下模型进行实证研究。

(三)实证结果

根据公式(1)进行多元回归分析,实证结果(如表3所示),回归结果表明,R方为0.265,调整后的R方为0.253,F值为24.754,对应的P值为0.000,说明模型的回归结果比较好,能够用来解释公司特征因素对现金持有水平的影响。

实证研究结果表明,公司规模与现金持有水平呈负相关关系,并且在1%水平下显著,说明规模大的公司容易从外部获取资金;财务杠杆与现金持有水平呈负相关关系,并且在1%水平下显著,说明公司的举债能力越强,现金持有水平越低;现金流量与现金持有水平呈正相关关系,并且在1%水平下显著,这个与预期方向相反;股利支付情况与现金持有水平呈正相关关系,并且在1%水平下显著,说明股利支付会影响到公司持有的资金水平,需要补充更多的资金持有水平;资产结构与现金持有水平呈负相关关系,并且在1%水平下显著,说明公司持有有形资产越多,越容易从外部获取资金。

研究结论

本文以2010—2012 年中国A股上市公司作为研究样本,实证检验了公司特征因素对现金持有水平的影响。研究结果表明,公司规模、财务杠杆、资产结构均与现金持有水平呈负相关关系,并且在1%水平下显著;现金流量、股利支付情况均与现金持有水平呈正相关关系,并且在1%水平下显著。

摘要：现金持有水平是每个公司面临的重要财务决策,公司的现金持有水平与公司特征具有密切联系。选取2010—2012年中国A股上市公司作为研究样本,实证检验了公司特征因素对现金持有水平的影响。研究结果表明,公司规模、财务杠杆、资产结构均与现金持有水平呈负相关关系,并且在1%水平下显著;现金流量、股利支付情况均与现金持有水平呈正相关关系,并且在1%水平下显著。

现金持有水平 篇7

由于公司内部管理者比外部投资者知道更多的内部信息, 所以Myers和Majluf (1984) 提出经典的融资优序理论, 认为在这种信息不对称情况下, 与外部融资相比较, 公司更偏好内部融资。公司对现金的持有能有效避免信息不对称而带来的成本增加且抓住有增长机会的投资。武晓玲、詹志华、张亚琼 (2007) 从资本市场信息不对称角度, 认为资本市场的事前信息不对称和事后信息不对称会分别导致事前高的融资成本与事后高的代理成本。

公司对现金的持有也是有成本的, 管理者会利用这种获取方便的资源为自己谋求私利, 侵害股东利益。Jensen (1986) 认为, 由于信息不对称, 外部投资者很难得知和监督管理者的行动, 这使得自由现金流问题变得更加严重。金雪军、王利刚 (2007) 发现公司治理较差、委托代理问题严重的公司现金持有量反而更低。Harford (2008) 等发现, 对于美国投资者保护弱的公司, 由于管理者热衷于对外并购而不愿意对内进行投资, 所以公司持有较少现金, 因此而减少了对有增长机会的项目投资。

二、研究设计

1. 研究假设。

公司在资本市场融资存在浮动成本和信息不对称成本, 公司流动性能使公司从事一些新的投资项目, 避免这些外部融资成本的约束, 所以在不透明的信息环境下, 公司持有现金更有价值, 而这种情况下, 持有现金的价值是股东和管理者共同利益之所在。基于此, 提出第一个假设:

假设1:公司现金持有和信息不对称正相关。

此假设称之为现金持有的经营灵活性假说。

管理者基于私利使用现金的动机和能力取决于企业的信息环境:企业信息环境好, 投资者和管理者之间信息不对称程度低, 投资者如果有能力监督管理者, 就会愿意让管理者持有更多现金, 并期望管理者利用现金能够给投资者带来更多的收益;如果相反, 企业信息环境不好, 投资者和管理者之间信息不对称程度高, 投资者又没有能力去监督管理者, 则信息不对称程度高, 委托代理问题更加严重, 导致管理者谋求私利而滥用现金, 因此, 我们可以给出第二个假设:

假设2:公司现金持有和信息不对称负相关, 信息不对称程度越高, 公司现金持有越少。

此假设称之为现金持有的谋求私利性假说。

2. 信息不对称变量。

Diamond (1985) 认为公司内部管理者和外部投资者之间的较高的信息不对称程度会导致流动性提供者和知情交易者之间的信息不对称程度加深, 所以其利用上市公司股票交易高频数据直接测度知情交易概率PIN作为信息不对称的代理变量。

本文利用序贯交易模型估计公司每年的PIN值, 模型表示公司i在交易日j的交易过程, 用联合似然函数表示:

最大化由交易量形成的联合似然函数估计每个公司每年度的参数值。

公司每年度的知情交易概率为:

3. 实证模型。

借鉴Harford, Mansi, Maxwell (2008) 的理论在模型中加入信息不对称变量, 构建如下信息不对称对现金持有水平非平稳面板实证模型:

三、样本选择与数据来源

本文选择的2004~2009年我国上市公司股票交易数据和财务数据来自国泰安 (CSMAR) 数据库和万得 (WIND) 金融资讯终端数据库, 经过如下筛选: (1) 剔除一年中股票交易天数少于200天的公司, 保证计算知情交易概率的稳定性。 (2) 剔除金融保险类。 (3) 剔除ST、*ST的公司。 (4) 剔除A+H和A+B的公司, 此类公司所处信息环境和一般的A股上市公司不同。 (5) 剔除有缺失值和资料不全的公司。

另外, 数据的处理和计算利用SAS软件和MATLAB软件, 回归分析利用STATA10.0软件。

四、实证结果与分析

变量定义见表1。

主要变量统计特征见表2。

从表2可以看出, 2004~2009年间, 我国上市公司现金持有水平平均值达到25.32%~30.22%左右, 公司现金持有水平的中位数要小于均值水平, 即有50%以上的公司现金持有水平没有达到均值水平, 符合上市公司现金持有量分布的特点和规律。知情交易概率的均值和中位数分别为0.110和0.106, 并不比美国纽约证券交易所NYSE的高, EHO (2002) 分析的PIN均值为0.191, 其原因在于我国股票交易量大、流动性充足, 以及卖空机制没有真正形成。

表3为信息不对称对现金持有水平影响的实证结果, 样本量为5 348个, 在控制相关公司财务变量、公司治理变量、年度以及行业变量之后, 发现信息不对称与现金持有水平之间显著负相关。本文尝试利用股价非同步波动性作为信息不对称变量, 得到相同的结论。限于篇幅, 在此没有报告。

五、结论

本文选取我国沪深两市两千余家上市公司2004~2009年相关财务指标值和公司治理变量指标值作为控制变量, 在控制行业和年度哑变量之后, 可以发现信息不对称和真实的公司现金持有水平以及行业调整之后的现金持有水平显著负相关, 相关系数分别为-0.332 3和-0.335 8, 实证结果支持假说2, 即信息不对称程度越高, 管理者出于私利, 可能会滥用现金资产, 而没有支持假说1。

因此, 要加强证券市场信息环境建设, 同时提高上市公司治理, 最终才能提高中国资本市场资源配置效率。

摘要：本文以沪深上市公司2004～2009年数据为基础, 利用知情交易概率作为信息不对称代理变量, 研究我国上市公司信息不对称和现金持有量之间的关系。实证结果表明, 信息不对称与我国上市公司现金持有量呈显著负相关, 并支持自由现金流理论和委托代理理论。信息不对称程度越高, 投资者越没有能力去监督和约束管理者利用现金谋求私利的行为。

关键词：信息不对称,知情交易概率,现金持有

参考文献

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[5].武晓玲, 翟明磊.经理层机制与上市公司现金持有研究.山西财经大学学报, 2010;1

现金持有水平 篇8

一、理论分析与预测

权衡理论是从现金持有的边际成本和边际收益角度对公司现金持有决策进行分析, 认为公司从资金的内部使用角度出发, 会找到一个适合自己的最优现金持有水平, 并以此作为公司现金持有决策的基础。与之不同的是, 融资优序理论是从外部融资市场的角度出发, 认为公司的现金持有水平是公司盈利能力、投资决策、融资决策等一系列财务特征的被动产出函数, 此时公司并不存在一个所谓的最优现金持有水平。

尽管考察权衡模型和融资优序模型都认为包括公司规模、盈利能力、现金流量、成长性、财务杠杆、债务的期限结构、股利支付、资本性投资支出等一系列财务特征变量是公司现金持有水平的主要影响因素, 并认为一部分变量对现金持有水平影响的预测方向都是相同的, 但在大多数时候这两个理论对同一现金持有水平影响因素的预测结果却是截然相反的。

二、研究设计

1、样本选取与数据来源

本文以2003—2010年的沪深两市A股上市公司为样本, 同时按照以下规则剔除样本:第一, 考虑到金融行业的特殊性, 金融类上市公司被剔除;第二, 按惯例剔除2003—2010年之间被ST、PT、暂停上市、退市、净额资产是负数或者主营业务收入是负数的公司;第三, 因为通过资本市场公开再融资对现金持有水平影响较大, 为避免再融资对现金持有水平带来的突发影响, 剔除在2003—2010年通过资本市场有配股、增发、发行可转债的公司;第四, 为了保证具有连续八年数据的样本, 还要避免首次公开发行 (IPO) 对现金持有水平的影响, 选取上市日期为2003年之前的公司;第五, 剔除数据缺失样本。经过上述剔除程序后, 共获得1023家上市公司共8年的8184个有效观测值。本文研究的财务报表数据来自于中国经济研究中心提供色诺芬 (CCER) 数据库, 而股权结构及公司治理数据取自于国泰安数据服务中心 (CSMAR) , 统计分析软件则采用stata10.0完成。

2、变量定义与设计

现金持有水平 (Cash) :公司期末现金及现金等价物余额。

资产规模 (Lnasset) :以公司期末总资产的自然对数作为公司规模的代理变量进行计量。

盈利能力 (ROA) :采用总资产回报率作为盈利能力代理变量, 计算公式为 (利润总额一营业外收支净额+当年费用化利息支出) /平均总资产。

现金流量 (Cashfolw) :通常有两种计量方法:一是采用 (净利润+折旧+摊销) 作为代理变量;考虑到净利润计算过程中的复杂性, 本文采用的另一种办法是用经营活动净现金流量进行计量, 计算公式为 (经营活动净现金流量/年末总资产) 。

财务杠杆 (Leverage) :采用总资产负债率表示, 计算公式为 (年末总负债/年末总资产) 。

债务期限结构 (Debt STRU) :采用流动负债和总负债之比表示。

成长性 (Grow) :综合考虑本文选用总资产增长百分比用以表示成长性, 计算公式为 (公司年末总资产—年初总资产) /年初总资产。

现金股利支付 (div_dummy) :虚拟变量, 如果公司在下一年度向股东支付本年度的现金股利, 则该变量为1, 否则为0。

资本性投资支出 (Captial) :用现金流量表中的 (购建固定资产、无形资产和其他长期资产所支付的现金+权益性投资所支付的现金+购买或处置子分公司支付的现金) /年末总资产进行计算。

三、实证结果

1、描述性统计分析

表1提供了各变量的平均值、最小值、最大值、中位数及标准差。从表1中可以看出, 我国上市公司平均现金持有水平相对较高;从财务杠杆来看, 我国上市公司也普遍呈现出高负债的特征;从成长性和盈利能力来看, 我国上市公司有较大差别, 其标准差分别为12.4465和4.9823;从现金股利支付来看, 我国上市公司发放现金股利的情况相对较少, 其均值仅为0.2362, 中位数为0, 说明超过一半的公司没有发放现金股利。

2、多元回归统计分析

表2是我国上市公司现金持有水平财务特征影响因素的多元回归统计分析结果。模型 (1) 是混合数据 (pooled data) 多元回归统计分析结果, 模型 (2) 、 (3) 则分别是面板数据 (panel data) 的固定效应和随机效应回归结果。在表2里能够明显看出, 所有变量在三个模型中均在10%显著水平下通过了相关性检验, 说明我国上市公司的现金持有水平确实是受到这些财务特征变量的影响, 且采用不同回归模型时的分析结果基本类似, 说明本文的分析结论具有较高的稳健性。

第一, 公司规模与公司现金持有水平系数为正, 支持融资优序理论的解释, 说明我国上市公司规模越大持有的现金水平越高。

第二, 盈利能力与公司现金持有水平系数为负, 支持权衡理论的解释, 表明盈利能力强、公司治理好的上市公司其现金持有水平反而较低。

第三, 现金流量与公司现金持有水平系数为正, 支持融资优序理论的解释, 同样说明了大量现金流量的存在可能影响管理层现金持有水平决策。

第四, 财务杠杆与公司现金持有水平系数为负, 支持融资有序理论的观点, 一部分的原因是我国上市公司由于受到融资约束, 在遇到现金短缺的状况下, 大多数的上市公司都是以举债的方式来脱离困境。另一方面, 也同样说明我国上市公司财务风险防范能力低下, 因为大量的现金被用于利息的开支和债务的偿还, 这必然会导致现金持有水平的下降和二者之间的负相关关系。

第五, 债务的期限结构与公司现金持有水平系数为正, 与两种理论预测相一致, 说明短期债务作为我国上市公司流动资金的主要筹集方式和上市公司的现金持有水平保持严格的同向变动趋势。

第六, 成长性与公司现金持有水平系数为正, 与两种理论预测相一致, 说明成长性高、投资机会多的公司, 不管是出于对交易成本和预防动机的考虑, 还是出于对外部融资成本的考虑, 都会持有较高的现金水平以满足投资所需。

第七, 现金股利支付与公司现金持有水平系数为正, 支持权衡理论的解释, 说明需要发放股利的公司一般会为了发放股利而大量持有现金, 不支持发放股利公司的约束则较小。

第八, 资本性投资支出与公司现金持有水平系数为正, 支持权衡理论的观点, 说明更多资本性投资支出的公司一般会储备较高水平现金。

综合以上结论, 我们可以发现权衡理论和融资优序理论对我国上市公司现金持有水平都具有较强的解释力, 虽然通过比较来看, 支持融资优序理论略多一些, 但并未发现哪种理论具有显著优势。事实上, 我国上市公司现金持有水平的决定因素不仅多, 而且复杂, 并不是由某一个单一的理论可以对其进行完全的解释, 而是对于不同的财务特征变量应该采用不同的理论进行解释, 其背后的意义也不尽相同。

四、结语

我国上市公司的现金持有水平与资产规模、现金流量、债务期限结构、成长性、现金股利支付以及资本支出存在显著正相关关系, 而与盈利能力和财务杠杆存在显著负相关关系, 而且在我国上市公司现金持有水平的问题上, 融资优序理论、权衡理论都给其做出了相关解析, 并未发现哪种理论对我国上市公司现金持有决策具有显著优势。

参考文献

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[2]于东智、胡国柳、王化成:企业的现金持有决策与公司治理分析[J].金融论坛, 2006, 11 (10) .

[3]彭桃英、周伟:中国上市公司高额持有动因研究[J].会计研究, 2006 (5) .

现金持有水平 篇9

企业价值的内涵极其丰富。从整体和系统的观点来看,企业价值就是企业以其特定资源组合所形成的生产效率高、盈利能力强及成长空间大的能力,也是既有投资者和潜在投资者对企业的一种预期(李向前,2005)。本文借鉴信号理论的观点描述“企业价值”,即“企业价值”是指企业管理层通过选择与实施特定决策而向市场传达的关于企业价值的信号,同时也是企业投资者基于该价值信号对企业财务状况、成长能力、治理状况等所构建的综合实力的评价与预期。

现金是企业经营中极为重要的财务资源, 也是企业流动性管理的重要方面。现金紧缺则是企业当前面临的普遍问题,直接关系到企业的生存大计。因此,根据企业的实际需求合理配置现金资源, 日益成为企业流动性管理的核心关注及实现企业价值管理目标的重要手段。在这个意义上企业现金持有水平决策几乎上升到了财务战略的高度,对企业实现价值最大化目标具有重要影响。

“可持续增长学说”认为 ,创造与维持竞争优势 ,谋求长期生存与发展是企业实现价值最大化目标的途径。企业的可持续发展是按照一定的生命周期运行的, 而企业在不同生命周期阶段所面临的环境条件及所具备的资源、能力是迥异的, 企业生命周期理论提供了一个研究企业动态发展的框架, 有助于分析企业财务决策与生命周期阶段特征的适应性,以及这种适应性对企业价值的影响。

二、现金持有水平决策对企业价值的影响机制

根据信息不对称理论, 若假定企业内部人与外部投资者均是“理性人”,则内部人会通过特定决策行为向市场传递有关企业资源能力与风险的信号, 以表明企业的真实价值。外部投资者理性地接受信息并分析企业特定财务决策传递的信号意义,评估企业的资源与能力状况,并根据资本市场完全竞争原则估测与支付合理的证券投资价格。就现金持有水平决策而言,从其影响因素入手,分析决策所传递的企业财务战略信号,有助于评估企业财务需求,分析引发特定需求的财务特征及风险特征, 从而帮助理解企业现金持有水平的决策动机,有利于对企业价值进行理性评价。

现金持有水平是企业流动性管理的重要方面, 关乎企业资金供应及投资、融资规划。无论是凯恩斯从宏观经济学的货币需求角度,还是后续学者从交易成本、代理成本、权衡理论、信息不对称理论、自由现金流理论、战略价值理论等微观经济角度,均就企业现金持有水平的交易、预防、投资、投机功能及其代理问题进行了多视角的研究,探讨企业现金持有水平决策对于企业价值的影响。从这个意义讲,将其提升到财务战略的高度是恰如其分的。

从静态角度, 笔者认为权衡理论较适合用以解释企业现金持有水平决策问题。权衡理论认为持有现金会同时给企业带来收益和成本, 现金持有水平决策反映了企业的一种理性行为,是企业基于特定财务需求,在权衡现金持有成本与收益之后做出的一种理性选择(彭桃英、周伟,2006)持有现金的成本指:持有成本(包括:代理成本、信息不对称成本、管理费用和机会成本)和短缺成本(主要指外部融资交易成本)。持有现金的收益包括:避免陷入财务困境所导致的损失;面临融资约束时仍能适时把握投资机会的收益避免或节约的外部融资成本;避免的现有资产变现损失(杨兴全、孙杰,2006)。因此,对于“现金持有水平决策如何影响企业价值”的问题也是基于理性评价决策企业如何权衡比较持有现金的“收益”与“成本”予以解释的。即:评判企业现金持有水平决策能否促进企业价值提升, 有赖于合理评价决策企业能否在分析本企业风险与资源、能力基础上,识别由这些特征所驱动的现金财务需求, 并视现金持有收益与成本对现金需求的作用方向与影响程度,做出“为了获得更多利益而承担相应成本”的现金持有水平决策。

从动态角度,企业生命周期理论为企业基于特定生命周期阶段的财务决策提供了一个动态视角。企业的持续发展一般蹈循着一定的生命轨迹,并在生命周期不同阶段面临着不同环境条件,具备不同的资源与能力特征,由此形成企业不同生命周期阶段的特殊财务需求。因此,在企业生命周期的动态框架中分析企业现金持有水平决策对其价值的影响,有利于投资者理性地解析企业现金持有水平决策所传递的信号,并将该决策与企业生命阶段特征的匹配程度作为评估企业价值的重要标准。本文以万科公司为例进行分析。

三、万科公司案例分析

资金犹如房地产业的血液,维系着房地产业开发建设的生命循环,以现金持有水平为核心的现金财务决策成为房地产企业财务战略的重要着眼点。另外,房地产业发展趋势受宏观经济形势和政策影响,呈现出较为显著的周期特征,房地产上市公司则在行业增长趋势中展开了生命周期轨迹。鉴于此,本文选取房地产上市公司中具有代表性的万科公司进行分析,藉此窥豹一斑,力图发掘我国上市公司不同生命周期阶段现金持有水平决策对企业价值的影响规律。

上世纪末至本世纪的前十年, 我国房地产业的繁荣使万科这样早期涉足的公司经历了行业发展的黄金十年,并在此期间进入快速增长的成长阶段。在全球经历2008年金融危机后,万科公司房地产业务的增速因楼市低迷而放缓,进入业务发展相对平稳的成熟阶段。因此,就本文的分析期间(1998-2009年)而言,万科公司基本上经历了由成长到成熟的发展路径,并先后在1997-1999年、2005-2007年期间经历了两次发展高潮。

(一)成长期的现金持有水平决策与企业价值

1.企业成长期的现金持有水平决策。企业进入成长期,业务迅速发展,投资规模扩大,企业具有迫切的资金需求,以满足快速增长的需要。因此,企业可从“增收”(增加经营现金净流量,并通过外部融资获得筹资现金净流入)和“节支”(降低付现成本,同时减少现金分配支出)等方面考虑增加现金持有,以满足企业流动性需求。然而,高额现金持有也兼有利弊,因此,成长期企业通常会在降低交易成本、融资约束成本、由于现金流不确定性造成的财务风险与规避代理成本之间权衡利弊而做出现金持有水平决策, 以利于实现企业价值最大化目标。

以万科公司为例,在成功实施区域化、集约化、标准化的经营战略后,其房地产开发业务取得了长足发展。然而宏观经济驱动的高速增长, 使房地产开发企业面临资金窘境。从现金满足交易动机而言,万科公司现金持有水平决策以满足公司经营战略所需资金为目标, 旨在降低公司的交易成本;从现金满足投资动机而言,万科公司现金持有水平决策以增强公司财务弹性为目标, 旨在确保公司适时把握投资机会。

2. 万科公司成长期现金持有水平决策对其价值的影响。对资金的巨大需求使房地产开发企业现金持有水平决策成为影响企业价值的重要因素。考察万科公司自由现金流量与经营活动、投资活动、筹资活动现金净流量的关系可知:1998-2004年间,经营活动现金流量基本能够“收支相抵”, 其净流入构成了自由现金流的全部来源;2004-200年间,由于公司资本支出逐年增长,自由现金流出现了超出经营活动现金净流量的缺口, 考虑公司实施新型交易战略和及时捕捉项目投资机会的资金需求, 万科公司积极调整现金融资决策, 通过股权融资和债务融资并举的方式保障了房地产经营和资本支出的现金需要。由图1、图2(资料来源:万德(WIND)数据库)可以看出:在1998-1999年、20052007年两个高速成长阶段,随着现金持有水平 (以“现金/流动资产”、“现金/营运资产”和“现金/总资产”指标表示)的提高,公司价值(以取对数后的公司市场价值表示)也在显著提升。

总体而言, 万科公司在成长期提高现金持有水平的财务决策, 较好地满足了公司在高速增长阶段持有现金的交易需求与投资需求, 使万科公司在现金财务战略实施方面较好地配合了自身的竞争战略和经营战略, 促进了公司价值的提升。

(二)成熟期的现金持有水平决策与企业价值

1.企业成熟期的现金持有水平决策。企业进入成熟期后,由于销售规模的扩大和盈利水平的维稳,企业一般已积累了丰沛的现金, 相对于逐渐减少的经营需求和投资机会而言,这种积累导致企业超量持有现金;同时,在成熟期,投资者的收益回报期望上升,为树立良好的价值形象,企业愿意向股东派发现金股利,使得企业的现金持有水平下降。因此,成熟期企业会在降低自由现金流的代理成本、提高资金使用效率和资产营运效率、贯彻企业的现金股利分配政策与提升企业的财务灵活性间权衡利弊, 做出有利于实现企业价值最大化的现金持有水平决策。

经过1997-2007年十年的成长蓄势, 万科公司积累了雄厚的资金实力。然而,房地产业竞争白热化及商业机会日益稀缺, 加上房地产开发企业长期以来高负债率造成的低财务弹性问题、单纯追求规模扩张造成的收益质量降低等问题, 使步入成熟期的万科公司在现金资源的筹集和投放方面, 提高了对营运效率和投入产出效果的重视,将提高增长内涵、强化成本管理和费用控制提上日程,并将优化资产结构作为新阶段的工作重点。相应地,在现金持有水平决策方面也基于收益和成本的权衡而实施了规模控制。

2.万科公司成熟期现金持有水平决策对其价值的影响万科公司成熟期的现金持有水平决策体现了公司通过权衡比较该项财务决策所产生的收益和成本, 基于理性判断所作出的有利于提升公司价值的策略抉择。2008年以后,万科公司的现金持有水平逐渐下降,但公司价值却持续提升。成熟期的万科公司现金持有水平对其公司价值的影响机制可从以下方面解释:

(1)成熟期企业可持续发展能力的获得与维持是体现其价值含量的核心指标, 也是成熟期企业现金持有水平决策的基本目标。从影响企业可持续发展的因素来看,在面临开发成本提高、资源配置效率低下、外部融资依赖性过高的情况下, 成熟期的万科公司将增长模式由粗放的规模扩张转变为以深度挖掘客户需求、改进产品设计、提高产品质量、推行工业化建设为特征的内涵增长。现金财务决策也相应调整,奉行“量入为出”原则,以房屋降价、促进销售、出售土地、收缩战线、缩减开支为手段,使收入、净利润与各类现金流重新回归一致,现金流结构得到显著改善(王薇薇、汤谷良,2010)。

(2)成熟期企业坚持稳健增长的现金股利分配政策有利于回报股东, 向市场传递有关企业 价值的积极信 息2008-2010年 ,万科公司每股现金股利分别为0.05元、0.0元、0.10元,向市场传达出公司经营稳健、收益丰厚、财务状况良好的正面信号,有利于提振投资人信心。

(3)成熟期企业降低现金持有水平有利于拓展多元化融资渠道,促使企业构建最佳资本结构的同时,打造本企业在资本市场的知名度。万科公司借助资本市场平台,通过债务和权益融资工具筹得发展资金,同时不断创新融资工具构建了全行业最为成熟的多元化融资渠道和最为丰富的创新融资工具,由此改善了公司资本结构状况、增强了公司未来现金供给的战略部署。

总体而言, 万科公司在成熟期降低现金持有水平的财务决策, 在其面临宏观经济环境变化而导致的增长机会减少之际,较好地适应了公司“回归理性增长”的战略规划,在控制投资、融资增长速率与规模的同时,提高了资产营运效率与资源配置效率,改善了现金流结构,维持了财务稳健有利于公司实现可持续发展,从而有利于公司价值的提升。

四、小结