超额现金持有水平

超额现金持有水平（精选6篇）

超额现金持有水平 第1篇

近年来企业现金持有行为受到学术界和实务界关注。 祝继高、陆正飞(2009)研究发现我国企业现金持有与总资产之比在0.2%到73.4%之间浮动,表明企业间现金持有水平差异巨大。是什么原因使得企业之间的现金持有水平差异如此巨大呢?以往研究表明,企业的现金持有行为不仅反映了企业的微观财务特征(辛宇等,2007),同时也反映了企业对宏观经济波动的应对(祝继高等,2009)。企业内部的财务特征与微观机制决定了现金持有决策的理性程度,外部宏观经济环境决定了其决策的效果 (辛宇等, 2007;王先柱等,2011)。货币政策作为外部宏观经济环境的一个显著指标,自然影响着企业的微观行为 (姜国华等, 2011),一旦货币政策从紧,信贷规模自然会受到限制,这时企业会提高现金持有水平(陆正飞等,2009)。现有文献将货币政策与上市公司现金持有行为联系起来 (陆正飞等,2009),也关注到完善内部控制制度会显著提高企业的现金持有价值(张会丽等,2014),但内部控制如何影响货币政策对上市公司现金持有行为的作用机理缺乏研究。基于上述分析,本文研究以下问题,第一,货币政策紧缩是否会使企业持有更多的超额现金,第二,高质量的内部控制是否会降低这种超额现金持有效应;第三,在不同的产权性质下,高质量内部控制的这种缓解效应是否会有所不同?借鉴辛宇、徐丽萍(2006)及孙健(2008)的研究模型,本文以新会计准则实施后的2007年至2012年全部A股上市公司为研究样本,对企业层面的超额现金持有水平做了估算。然后我们采用陆正飞等(2011)、郑军等(2013)的研究方法估算货币政策紧缩程度,考察货币紧缩是否导致企业超额持有现金,进而研究内部控制是否会缓解货币紧缩导致的超额现金持有。研究发现:(1) 与货币政策宽松时期相比,企业在货币政策紧缩时期的超额现金持有水平更高; (2)与低质量内部控制相比,高质量内部控制能显著缓解这种超额现金持有效应;进一步发现,这种效应主要发生在非国有企业,国有企业不显著。本研究的可能贡献在于, 研究货币政策波动背景下企业的内部控制质量对超额现金持有水平的影响,丰富了宏观货币政策波动对微观企业现金持有行为传导路径相关研究。

二、理论分析与研究假设

货币政策是中国人民银行通过改变货币的供给,调节利率与国民收入的调控工具。货币政策通过其传导机制与渠道影响企业融资约束程度,显著影响企业的现金持有量 (陆正飞等,2013),从而实现宏观调控目标。从银行的角度来看,银行信贷在货币政策紧缩时期更具选择性,债权人可能更加关注资金的安全,因此会寻求经营更加稳健的企业作为放贷对象。且紧缩的货币政策使得企业的不确定程度加大,这会加大企业管理层与银行等债权人之间的信息不对称程度,债权人很难判断企业的经营风险,不利于企业取得银行贷款。从企业本身来看,当央行货币政策趋于紧缩时,企业面临的外部不确定性提高,此时资金对于企业重要性不言而喻。我国是银行主导型金融市场,上市企业的主要融资渠道来自银行(陈栋等,2013),然而,此时由于紧缩的货币政策使货币的供给量减少,银行信贷存在 “信贷配给现象”,企业从外部取得融资较为艰难。货币政策紧缩时期,企业遭遇了更强的外部融资约束,企业利用现金流量积累现金的趋势将趋于稳健,当中央银行放宽货币政策,无形中降低了企业的融资约束,这时公司运用现金流积累现金的倾向会趋于降低(章贵桥,2013)。因此,企业为避免货币紧缩时期高额的外部融资成本,倾向于在内部积累“超额现金”,以预防未来的不确定性事件的发生。 因此本文提出如下假设:

H1:货币政策处于紧缩时期,企业将提高超额现金持有水平

内部控制作为公司治理的制度基础和实施机制,其健全和有效运行有利于制约、监督管理层的生产经营决策, 不仅能够提高现金的使用效率还能降低企业的融资约束。 内部控制由五大要素构成,首先良好的内控环境能够为企业提供了科学的组织环境,在货币政策紧缩时企业能够有效使用现金而非过多持有现金;其次风险评估能够在企业面对货币紧缩时期时选择合理的投资机会,提高现金的使用效率从而降低现金水平;作为内部控制具体方式和载体的内控活动,规范的内控活动能够在选择合理的投资机会之后使得投资有条不紊的进行,保证现金高效率的使用; 有效的内部控制有助于建立一个良好的信息与沟通系统, 合理保证企业管理层能实时掌握资金活动动态,确保企业经营顺利进行,同时,有效的内部控制有助于提高企业信息披露的质量,减轻管理层与投资者、债权人之间的信息不对称,在一定程度上缓解融资约束,降低企业融资成本; 监控活动能在企业形成较好的反馈机制,防止内部资金的滥用。而且良好的内部控制能够提高企业的经营效率和效果,一旦企业的经营效率效果提高以后财务报告就会“漂亮”,自然对银行传递了一个良性信号,银行自然在贷款时优先考虑高质量内部控制的企业。内部控制能降低信息不对称程度,内部控制水平的提高是企业期望从银行取得信贷的积极表现,他们可能认为此举能获得银行好感增强放贷意愿,从而缓解企业资金的干涸。因此,在货币紧缩时期,内部控制质量较高的企业超额现金持有水平应该较低。在银行信贷方面,我国银行对不同所有制的企业存在信贷歧视,银行在企业贷款时“偏爱”国有企业,“歧视”民营企业(陆正飞,2009)。当货币政策从紧时,非国有企业的融资渠道更会受到限制,但高质量内部控制可以向银行传递好感,增强其放贷意愿,非国有企业更可能会受益于高质量内部控制所带来的缓解货币紧缩政策的超额现金持有效应。因此本文提出如下假设:

H2:与低质量内部控制相比,高质量内部控制能显著缓解货币紧缩带来的超额现金持有效应,并且这种效应主要发生在非国有企业

三、研究设计

(一)样本选取及数据来源本文以新会计准则实施后的2007年-2012年全部A股为研究样本,行业分类采用证监会行业的分类标准,其中制造业采用明细分类。对样本筛选的顺序是:金融、保险行业具有特殊性,因此本文踢除此类行业的公司;连续亏损的企业其现金持有可能会出现异常,因此剔除被ST、PT企业;剔除数据缺失的公司,降低异常值对模型的影响,对所有连续型变量按1%分位数进行winsor极值处理。经过上述剔除和筛选及处理后,获得11539条公司年度数据作为估算超额现金持有水平的样本;由于本文要研究货币政策、内部控制及超额现金持有水平的关系,剔除内部控制指数缺失的公司,最后获得9554条公司年度数据作为本文的研究样本。本文数据来自于CSMAR数据库、Wind数据库和Resset数据库,统计分析软件为Stata. 13.0。

(二)模型构建与变量定义

(1)超额现金持有的计量模型。关于超额现金持有水平的预测模型参考辛宇、徐丽萍(2006)及孙健(2008),构建模型如下:

因变量现 金持有水 平参考Dittmar、Servaes(2003)、 Opler(1999)、孙健(2008)、辛宇等(2006)的研究,以(期末现金及现金等价物/ (期末总资产-期末现金及现金等价物))的自然对数为企业的实际现金持有水平,但行业对企业的现金持有水平影响较大,为保持一致口径,按上述学者研究惯例剔除行业因素的影响,即将上述结果减去所在行业的中位数水平。模型一估算出来的现金持有水平可以被看做上市公司正常的现金持有水平,而实际值与预测值的差异(即模型一的残差)就是我们所定义的超额现金持有,由于超额现金表现为现金短缺和现金冗余, 因此用超额现金持有的绝对值来表示超额现金持有水平,这一指标的含义是实际现金持有水平和正常现金持有水平的偏离程度,用absovercash表示。文中具体变量定义和计算见表1。

(2)货币政策的计量。有学者按照中国人民银行颁布的《货币政策执行报告》颁布的货币政策紧缩(适度)指数作为研究变量,并以季度数据为研究样本,如祝继高等 (2009),因本文研究的内部控制指数为年度变量,因此季度指数不适合研究需要,本文按照陆正飞等(2011)、郑军等(2013)的研究方法,采用mp估算货币政策的紧缩程度, mp(货币政策紧缩程度)=M2(货币和准货币)增长率-GDP (国内生产总值)增长率-CPI(居民消费价格指数)增长率。该指标越小,表示货币政策偏于紧缩。我们选择三个mp较小的年份即2007年、2010年、2011年作为货币政策紧缩时期,2008年、2009年、2012年为货币政策宽松时期。

(3) 货币政策与超额现金持有水平。参考了辛宇 (2006),孙健(2008)的研究,本文用以下模型来衡量货币政策对超额现金持有水平的影响:

controls是一组控制变量,包括资产负债率(lev)、银行债务(debt)、债务期限结构(debtstr)、现金流量(cf)、净营运资本率 (ncw)、 资本支出 (capex)、 经营者持 股比例 (operatehold)、第一大股东持股比例 (first)、管理费用率 (manage)、当年年报宣布发放股利(div)、上年年报宣布发放股利(divlast),此外还控制了产权性质(state)、企业规模 (size)、企业成长性(tobinq)、企业资产报酬率(roa)和行业 (ind)变量。

(4)货币政策、内部控制与超额现金持有水平。本文采用以下模型来估计内部控制在货币政策和超额现金持有之间的作用,此模型是在模型2的基础之上引入了内部控制质量(ic)和货币政策(mp)的交乘项(ic*mp)来考察内部控制在货币政策和超额现金持有之间的调节效应。

四、实证检验分析

(一)模型一的变量估算结果与回归分析表2显示了模型(1)各原始变量的描述性统计结果,按照行业调整后的企业现金持有水平最小值为-0.4231,最大值3.2021,平均值为0.1637,标准差为0.5024,表明我国企业现金持有水平较高,且差异较大。从表3的回归结果可以看出,模型修正后的拟合系数为0.4040,说明模型拟合效果较好,模型合理地预测了我国上市公司的现金持有水平的实际情况。其次,从各变量的回归结果来看,企业的资产规模、资产负债率、总资产周转率与上市公司现金持有显著负相关,资产现金流量回报率、总资产增长率、当年宣布发放股利、管理费用率4个变量与企业的现金持有显著正相关,且各变量均在0.01的置信水平上显著。

注:* 、**、*** 分别表示 10%、5%和 1%的显著水平,下同。

(二)模型二的描述性统计与相关性分析表4显示了模型二的变量描述性统计结果,结果显示我国上市公司超额持有水平平均值为0.1929,最小值为0.0001,最大值1.4237,标准差为0.2106,说明我国上市公司大部分存在超额持现现象,且差异很大;货币政策的均值为0.4771,标准差为0.4995,表明本文的样本期间货币政策存在差异;另外,上市公司内部控制质量的均值约为0.6821,最小值和最大值之间的差异很大,表明上市公司的内部控制质量之间存在巨大差异。表5显示了超额持有水平与各变量的相关系数以及显著性程度,货币政策紧缩(mp)均与现金超额持有水平相关性系数为0.0315,且在0.01的置信水平上显著, 初步验证H1,即货币政策紧缩时企业会进一步提高超额现金持有水平。内部控制 (ic) 的相关性系数为-0.0596并在0.01的置信水平上显著,初步表明内部控制质量越高超额现金持有水平越低,趋于合理水平。国有企业(state)的相关性系数显著为负,表明国有企业可能拥有更多的有利融资机会,从而显著降低超额持有的现金。

(三)模型二与模型三的多元回归结果分析

(1)货币政策与企业超额现金持有水平的关系。表6是货币政策与超额现金持有水平回归结果。表6第一列是在没有控制其他变量时将货币紧缩(mp)对超额现金持有水平进行回归的结果,发现货币政策(mp)的系数在1%的水平上显著为正;在第二列中增加了其他控制变量之后,仍然发现货币政策(mp)在1%的水平上显著为正,表明货币政策越紧缩,企业越持有更多的超额现金,假设一得到了验证。

注:因模型控制变量较多,这里只将各变量与超额现金持有的相关系数。

货币政策与超额现金持有水平

(2)货币政策、内部控制质量与超额现金持有水平之间关系。下面研究内部控制质量不同的企业其超额现金持有水平受货币政策变更影响是否有差异。表7是货币政策、 内部控制质量与超额现金持有水平回归结果,在表6的基础上考虑变量内部控制的影响,从表7第1列中可以看出, 货币政策(mp)的回归系数为正,并在0. 05的置信水平上显著,表明货币政策紧缩时企业会进一步提高超额现金持有水平,假设H1再次得到验证;内部控制与货币政策的交互项(ic*mp)为负,并在0.05的置信水平上显著,这表明在货币政策紧缩时期,高质量的内部控制能缓解超额现金持有水平;表7第2、3列的分样本检验发现高质量的内部控制缓解货币紧缩带来的超额现金持有效应主要发生在非国有企业,在国有企业中这种效应不显著。假设2得到验证。

(四)稳健性检验

按照内部控制质量的中位数将样本分成内部控制高低两组分别进行检验,结果如表8,从表8可以看出货币政策(mp)在两个子样本中均显著为正,但高质量内部控制子样本中货币政策系数明显小于低内部控制质量子样本中的系数,检验结果仍然支持了高质量的内部控制能够缓解紧缩货币政策带来的超额现金持有效应。

五、结论

超额现金持有水平 第2篇

现金是一项重要的财务指标, 它是公司能够正常运营的前提, 对公司的投资和融资等各方面都起到了至关重要的作用。我国的现金持有量一直处于高额持有的状态, 相比别的发达国家而言, 现金持有量超额很多。本文旨在结合前人的研究方法, 深入分析现金持有量的影响因素, 为投资者、公司管理层以及债权人等的决策行为提供有用的建议和新的思考角度;并在此基础上进一步分析超额现金和公司经营业绩之间的关系, 为公司的现金持有行为提供理论价值。

一、研究假设

国内外学者对现金持有量的影响因素研究了很多, 主要从公司财务特征和公司治理结构上来进行深入分析。本文在前人研究的基础上, 根据现金持有量的相关理论以及我国上市公司的发展情况, 提出现金持有量的影响因素的相关假设。

(一) 公司规模

笔者认为, 公司规模越大, 公司的运营成本越大, 为了保证公司的正常经营, 一般来说会留存较多的现金。同时, 大规模的公司面临的投资机会也较多, 产生的现金流量较大, 支付的现金水平也较高, 为了应对不时之需, 经常会持有较多的现金。近几年, 我国经济总体上来说还是处于良好的发展势头, 银行的贷款审批程序较为繁杂, 为了保证现金的及时性, 大规模的公司也倾向于多持有一些现金。因此假设1:公司规模越大, 现金持有量越多。

(二) 财务杠杆

由于我国近几年实行的宏观政策较为宽松, 鼓励企业进行贷款投资, 这样就使得因资产负债率高而发生财务危机的情况减少了很多。这用优序融资理论解释更为合理一些。因此假设2:财务杠杆越大, 现金持有量越少。

(三) 股权集中度

由于公司中代理问题的存在, 股权集中度越高, 对公司管理层的监督与约束越多, 这样就可以在一定程度上避免滥用职权谋私利的行为, 把现金用到更有利于公司发展的项目上。因此假设3:股权集中度越高, 现金持有量越少。

(四) 公司成长性

公司越具成长性, 对资金的需求就越多, 当不能满足所需资金需求时, 就只能放弃投资机会。因此, 为了获得有利的投资机会和规避风险, 公司就会选择持有现金。因此假设4:公司成长性越高, 现金持有量越多。

(五) 债务期限结构

为了保证公司的正常运营, 避免公司陷入难以逆转的财务困境, 公司一般倾向于持有较多的现金。由于信息不对称问题的存在, 当公司持有较多的短期债务时, 通常会被认为信息不对称程度较高, 这样就会使得公司对外筹资的难度增大, 为了保证公司的正常运营, 一般公司会持有较多的现金。综合以上两种说法, 都可以得到债务期限结构与现金持有量正相关的结论。因此假设5:短期债务越多, 现金持有量越多。

(六) 现金流量

现金流量是最能直接体现一个公司经营状况好坏的指标。笔者认为, 现金流量越多, 公司短缺现金的概率就会越少, 面临财务困境的概率也越少, 公司也就不倾向于持有太多的现金。因此假设6:现金流量越多, 现金持有量越少。

二、研究设计

(一) 变量定义

1. 因变量

因变量为现金持有量 (CASH) 。目前学术界主要存在着三种可供选择的计量方法: (1) Opler等以现金和现金等价物与在总资产中扣除现金和现金等价物后的资产净额的比例来衡量现金持有量; (2) Ozkan等采用了现金和现金等价物之和与总资产的比例来衡量现金持有量; (3) 姜宝强、毕晓方采用了资产减去现金及现金等价物之差去除现金及现金等价物, 再取商的自然对数来衡量现金持有量。为了研究结果的可比性, 本文选择了第二种方法, 即CASH= (现金+现金等价物) /总资产。

2. 解释变量

(1) 公司规模 (SIZE) 。国内外学者一般用总资产或销售收入的自然对数作为公司规模的替代变量。本文使用总资产自然对数为公司规模的替代变量。即SIZE=Ln (年末账面总资产) 。

(2) 财务杠杆 (LEV) 。本文以资产负债率作为财务杠杆的替代变量。即LEV=负债总额/总资产。

(3) 股权集中度 (FIRSHARE) 。本文以第一大股东持股比例来表示。

(4) 公司成长性 (M/B) 。本文用市净率来衡量公司的成长性。即M/B=公司总市值/账面价值。

(5) 债务期限结构 (STRU) 。本文以公司年末流动负债的总额与全部债务总额的比率来定义公司的债务结构。即STRU=流动负债/负债总额。

(6) 现金流量 (CASHFLOW) 。本文以企业自由现金流量占总资产的比重来表示。即CASHFLOW=企业自由现金流量/总资产。

根据以上指标的定义, 本研究的变量定义方式及符号整理如表1所示。

(二) 模型设计

按照现金持有量相关理论以及前文对现金持有量影响因素的假设, 笔者在前人研究模型的基础上, 以2010年数据为依据, 利用相关变量建立多元线性回归模型。建立的模型如下:

CASHi=a+b1SIZEi+b2LEVi+b3FIRSHAREi+b4M/Bi+b5STRUi+b6CASHFLOWi+εi

CASHi:表示2010年i公司的现金持有量

a:横截距, 为常数

bj:j从1到6, 表示估计系数值

εi:表示2010年i公司的误差项

(三) 样本选择

本文选取了沪深两市在2009年12月31日之前A股上市的公司, 观测期为2010年, 并且以制造业公司为研究对象。为消除异常数据的影响, 本文对所研究的样本作如下处理: (1) 剔除ST类公司; (2) 剔除同时发行B股和H股的上市公司; (3) 剔除数据不全的公司; (4) 剔除数据异常的样本公司。经过以上剔除工作, 本文研究的样本量为822个。

(四) 数据来源

本文的相关财务指标等数据来源于国泰安CSMAR数据库, 具有真实性和完整性。本文使用EXCEL和SPSS 19.0软件进行数据处理分析。

三、实证结果与分析

(一) 描述性统计分析

由表1可知, 我国制造业2010年现金持有量的均值为21.02%, 中值为13.52%, 远远高于美国和英国等国家公司的现金持有量, 总体上处于高额持有现金的状态。从公司规模来看, 标准差较大, 说明所选样本的公司规模差异较大。从资产负债率来看, 最高达到85.98%, 最低只有10.63%, 说明这些上市公司资本结构差异较大, 既有高负债的, 也有低负债的;然而, 资产负债率的均值为49%, 表明这些上市公司的负债情况总体上处于相对较低的水平。从第一大股东持股比例来看, 不同样本公司的差异非常大, 最小值是8%, 而最大值达到83.83%, 但平均为36.83%。从债务期限结构来看, 最大值将近1, 说明我国制造业中负债大多为流动负债, 这虽然在一定程度上降低了资本成本, 但是也在一定程度上增加了还款压力和财务风险。从公司市净率来看, 最大值将近30, 最小值仅为1, 说明我国制造业中既有发展很好也有濒临破产的公司;其均值将近6, 说明这些上市公司大多具有良好的成长性, 充分反映了我国经济近几年来正处于不断发展和完善的阶段。从现金流量来看, 均值为负, 说明这些公司总体上来说经营状况不是十分理想, 现金流量不是十分充裕。

(二) 相关性检验

为了观察自变量之间是否存在显著相关性而对回归结果产生影响, 本文先对自变量做相关性检验。其结果如表3所示。

由表3可知, 股权集中度和现金持有量的相关系数接近于0, 基本上没有相关关系, 但为了使研究更准确, 暂时还不将这一指标剔除。各指标之间相关系数的绝对值大部分都在0.1以下, 只有现金流量与各指标相关系数的绝对值在0.1以上, 最大为0.23, 表现出了较弱的相关关系, 但由于现金流量本身就与企业很多的财务指标有勾稽关系, 而且现实中也不存在完全不相关的这种情况, 因此我们可以认为这些指标之间都是不相关的, 或者仅存在较弱的相关关系, 对多元线性回归分析没有太大的影响。

(三) 多元回归检验

根据现金持有量影响因素的数学模型, 笔者利用SPSS19.0对样本公司这些变量进行了多元线性回归分析, 其结果如表4所示。

由表4可以看到, 模型的拟合优度较好, 调整后的拟合优度为0.505。再进行F检验, 其概率为0, 说明方程的显著性很好, 即因变量与解释变量之间的线性关系在总体上是显著成立的。最后进行T检验, 很明显发现模型中FIRSHARE的显著性非常不高, 其t检验的概率均超过了0.1, 这说明这个变量对模型的解释力度很弱, 应该予以剔除。

接下来, 就剔除FIRSHARE这个变量, 再次进行多元线性回归分析, 直到所有变量的T检验的概率在0.1以下。剔除后得到以下回归结果, 如表5所示。

由以上结果可知, 拟合优度为0.505, 说明模型对样本观测值的拟合优度较好。F检验的概率为0, 说明方程的拟合优度很好。最后再看变量的显著性检验, 其概率均在0.01以下, 说明这些变量在1%的显著性水平下显著。

从以上回归结果得知, 公司规模、财务杠杆、公司成长性、债务期限结构和现金流量都和公司的现金持有量有显著相关关系, 而股权集中度与公司的现金持有量无显著相关关系。

四、进一步的研究

超额现金与公司业绩的关系可以用两种理论来解释。出于代理理论, 超额现金越多, 公司管理层可能会滥用职权为自己谋私利, 产生相应的代理成本, 这势必会影响公司的经营业绩, 带来负面的影响。出于权衡理论, 超额现金越多, 公司将会面临更多的投资机会, 这样可以在一定的成本范围内选择收益最高的项目来投资, 从而提升公司的经营业绩, 带来正面的影响。笔者认为, 随着我国治理机制的逐步完善, 对公司管理层的约束越来越多, 出现滥用职权谋私利的情况被很好的克制住了;另外, 我国经济正处于不断发展和完善的阶段, 有大好的投资机会摆在公司面前, 他们应该会充分把握好这种机会, 进行有利的投资, 这就会给公司业绩带来正面的影响。对此, 我们将进一步检验公司持有的超额现金和经营业绩的相关性。

考虑到指标的延续性和客观性, 笔者选择总资产收益率和净资产收益率这两个指标作为因变量, 以衡量公司业绩。分别从总资产和净资产的利用效率进行评价, 能够较准确地反映一个公司的经营业绩。两个指标的表达公式如下:

ROA=净利润/资产平均总额

ROE=净利润/股东权益平均总额

同时选择正常现金持有量 (EXPCASH) 和超额现金持有量 (UNEXPCASH) 作为解释变量。根据上一章的研究结论, 对现金持有量有显著影响的因素有公司规模、财务杠杆、公司成长性、债务期限结构和现金流量。这些变量也是估计公司2010年正常的现金持有量的依据。

估计公司正常的现金持有量的公式为:

EXPCASHi:表示i公司2010年估计的正常现金持有量

a:横截距, 为常数

bj:j从1到5, 表示估计系数值

我们以Opler等的研究方法为基础, 根据现金持有量的影响因素确定的回归方程, 其残差项即为超额现金。也可以将式 (5-1) 估计出的正常现金持有量与2010年公司实际的现金相比较, 通过式 (5-2) 得出公司的超额现金。超额现金持有量的公式为:

UNEXPCASHi:表示i公司在2010年的超额现金持有量

CASHi:表示i公司在2010年的实际现金持有量

EXPCASHi:表示i公司在2010年估计的正常现金持有量

进一步研究的目的是检验公司持有超额现金时对公司业绩有何影响, 以此来分析代理理论和权衡理论哪个更适合解释公司的超额现金持有现象。为了避免本年超额现金和本年业绩因果关系的不确定性, 笔者将用2010年的超额现金与未来两年平均的公司业绩指标进行多元线性回归, 以此来研究超额现金对公司未来业绩的影响。建立的模型如表7。

ROAi:表示i公司在2011年和2012年平均的总资产收益率

ROEi:表示i公司在2011年和2012年平均的净资产收益率

表7和表8分别为超额现金与ROA、ROE的回归结果。

从研究结果来看, 模型调整的拟合优度不高, 仅有0.124。而从F检验和T检验来看, 其概率均为0, 说明方程和变量在显著性水平为1%的情况下极为显著。总体来说, 模型的可靠性还是很好的, 虽然模型的拟合优度不高, 但这并不是判断模型质量的唯一标准。

从EXPCASH和UNEXPCASH的系数来看, 均为正数, 并且系数值较大, 说明这两项对公司的ROA具有正面的影响, 并且极为显著。

从研究结果来看, 与上一个结论相似, 模型调整的拟合优度不太好, 仅有0.056, 这主要是因为影响公司的经营业绩的指标有很多, 比如股权结构、资本结构等。但由于本文主要研究的是超额现金与公司业绩的相关性, 因此不考虑其他的影响因素, 这必然会导致模型的拟合优度较差。但是, 模型的F检验和T检验都已经通过, 说明模型和变量在显著性水平在1%的情况下极为显著。从两项的回归系数来看, 均为正数, 说明超额现金对ROE的的影响是正面的。

五、结论和建议

本文以2010年沪深两市A股制造业公司为样本, 首先研究现金持有量的影响因素。笔者选取了公司规模、财务杠杆、股权集中度、公司成长性、债务期限结构和现金流量这7个指标作为解释变量, 运用SPSS 19.0软件, 通过建立多元线性回归模型进行实证分析, 检验各因素对现金持有量存在何种影响。研究结果表明:

公司规模、公司成长性和债务期限结构与现金持有量显著正相关;

财务杠杆和现金流量与现金持有量显著负相关;

股权集中度与现金持有量无显著性相关关系。

接下来, 笔者以现金持有量的影响因素的有效模型为基础, 取其残差项为公司当年的超额现金持有量, 以超额现金和正常现金作为解释变量;再以2011年和2012年总资产收益率和净资产收益率的平均值代表公司业绩, 分别将其作为因变量, 建立多元线性回归模型。经过实证检验最终得到结论:公司的超额现金会对公司未来的经营业绩产生正面的影响, 权衡理论更适合于解释超额现金与公司业绩的关系。

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[6]Opler T, Pinkowitz L, Stulz R, Williamson R.The determinants and implications of corporate cash holdings[J].Journal of Financial Economies, 1999, 52 (1) :3-46.

超额现金持有水平 第3篇

在公司金融文献中, 融资约束是指这样一种现象:外部融资成本明显高于内部融资成本, 内部融资和外部融资不能完全互相替代。建立在Modigliani and Miller (1958) 开创性研究基础上的新古典投资理论认为, 在一个完美的资本市场世界里, 内部融资和各种外部融资成本相同, 可完全互相替代, 公司财务状况与真实的投资决策无关, 现金持有也完全没有意义。然而, 现实中的资本市场并非是完美的。Kim, Mauer and Sherman (1998) 认为由于融资约束, 因此一部分公司资源会被投资于流动资产;Holmstrom and Tirole (2000) 、Almeida et al. (2004) 也都认为, 融资约束是影响公司现金持有行为的重要因素。因此, 从融资约束角度进行考察是公司现金持有研究的重要环节。而这里的关键工作是如何更好的度量公司面临的融资约束程度。衡量融资约束的指标很多, 但由于传统的融资约束代理指标只能以样本分组的方法考察不同类型企业受到的融资约束程度, 不能从企业层面直接识别, 并且不少分组标准还存在争议。而“债务融资溢价”指标不仅在概念上非常清晰, 能够作为一个有效的融资约束代理变量, 并且还可以在单个企业层面直接度量融资余额程度, 因此有必要在现金持有问题研究中引入该指标。借鉴了相关文献的研究, 利用中国A股 (非金融类) 上市公司2003-2012年的财务数据构造了“债务融资溢价”这一指标来衡量企业当期面临的融资约束程度, 并进行了回归分析。实证研究的结果证实了本文的理论判断。本文主要贡献在于:首次将“债务融资溢价”指标应用于公司现金持有的实证研究;证实了外部融资与公司持有的现金资产确实存在替代关系, 融资约束程度越严重, 公司越愿意动用自己的现金储备以减少外部融资成本对公司价值的侵蚀。

二、理论分析与研究假设

(一) 融资约束与现金持有

Kim, Mauer and Sherman (1998) 认为由于公司外部融资的成本高于内部融资, 因此一部分公司资源会被投资于流动资产。进一步, 他们指出流动资产回报低、机会成本高, 但其收益是最小化了未来的融资成本, 故最优流动资产持有水平取决于上述机会成本与收益的权衡。Holmstrom and Tirole (2000) 从理论上进行了分析, 认为流动性管理的原因源于公司对再融资的考虑。由于道德风险或逆向选择等问题导致的融资约束, 使企业资产不能以其完全的真实价值进行出售或抵押, 那么事前利于社会的流动性需求有可能不能满足, 除非企业提前准备好充足流动性, 即持有现金或银行信用额度。Almeida et al. (2004) 构建了一个多期模型并发现, 当公司面临融资约束时, 其现金持有的现金流敏感性显著为正, 而无融资约束的公司则没有表现出这一特征, 因此其结论是公司的现金资产储备倾向与公司所面临的融资约束程度密切相关。由此可见, 现金持有的基本目的是减少外部融资活动及其带来的融资成本, 使公司避免融资约束的影响, 从项目的投资中获得更多的正净现值。事实上, 融资约束是现金持有问题研究的一个基本出发点, 后续的相关研究基本上都在融资约束的假设上不断进行深化。然而, 如同投资-现金流敏感性的研究一样, 现金持有研究在融资约束与非融资约束的分组问题上也存在相同的困难。分组标准往往只能依靠一些先验的指标, 一些研究可能仅仅是因为分类方法不同, 就会造成结论的巨大差别, 影响研究的稳健性。

(二) 融资约束的度量方法

关于融资约束的全面研究开始于Fazzari et al. (1988) 的那篇经典文献, 随后的文献大多沿袭他们使用的方法, 即选择一个代理变量来表示融资约束, 然后使用这个变量为融资约束与非融资约束公司分组。但是, 关于融资约束代理变量的合理性及融资约束程度的度量问题一直是学术界争议的焦点。常用的分组指标包括:股利支付情况、公司规模、利息保障倍数等。比如:Fazzari et al. (1988) 根据公司股利支付的持续情况作为划分融资约束的标准, 认为持续支付较高股利的公司面临的融资约束程度较低;Devereux and Schiantarelli (1990) 在进行融资约束分组时, 依据的是公司资本存量价值;Bernanke and Gertler (1995) 认为, 利息保障倍数与其他反映公司财务健康的变量具有高度相关性, 并且概念清晰、计算简单。然而, 根据上述指标度量融资约束的主要问题在于:这些指标往往过于片面, 无法刻画融资约束企业的准确特征, 因而饱受争议。为克服上述问题, 另外一些学者通过构建指数来度量融资约束。Cleary (1999) 借鉴Altman (1968) 的财务预警Z指数, 运用多元判别分析方法所得的判别值作为度量公司所受融资约束程度的代理变量;Lamont et al. (2001) 依据Kaplan and Zingales (1997) 的思路构建了KZ指数;Whited and Wu (2006) 在标准欧拉投资方程中引入融资约束影子价格, 并通过GMM方法估计该影子价格, 构造出WW指数以衡量公司外部融资约束的程度;Hadlock and Pierce (2010) 依据公司规模和年龄构建了SA指数;屈文洲等 (2011) 构建了基于资本市场信息不对称的订单驱动市场PIN指数。虽然采用多变量构造指数的方法要比仅通过单一变量进行衡量更为合理一些, 但它们只能用于分组, 无法在单个企业层面直接度量融资约束。此外, 构建一些融资约束指数往往需要先对研究样本进行“预分组”处理, 而这种先验判断的合理与否直接影响融资约束指数的合理性, 目前为止似乎没有特别令人信服的预分组方法。

(三) 债务融资成本、融资约束与现金持有水平变化

债务融资是企业外部融资中的重要组成部分, 因此通过债务融资成本的角度衡量融资约束程度也是不少研究文献关注的焦点。Gertler et al. (1991) 在衡量融资约束时使用了风险资产和无风险资产之间的利率差。陈忠阳和刘吕科 (2009) 在研究中国企业信贷约束的衡量问题时, 指出企业贷款利率的高低可以直观的反映企业的融资约束程度。陆正飞等 (2010) 在计算债务成本时, 使用的是企业财务费用除以当年负债余额。Feenstra et al. (2011) 也使用了利息支出衡量企业债务融资成本, 并将其作为融资约束的代理变量用以分析融资约束对企业出口的影响。蔡晓慧 (2013) 从企业债务融资视角出发, 利用中国A股上市公司的财务信息估算了由融资约束形成的债务融资溢价指标, 发现该指标与融资约束下企业各种特征事实相一致。信息不对称导致的逆向选择和道德风险使贷款方不得不花费成本对企业调查、评级、监控, 这些审查监督成本推升放贷的固定成本, 导致企业债务融资溢价上升, 因此企业的债务融资溢价指标衡量了企业债务融资约束程度;而由于股权融资的风险溢价和债权融资的风险溢价往往是成比例的, 所以该指标可以全面衡量企业融资约束。还在投资-现金流敏感性框架下对指标合理性进行了两个角度的统计检验, 其结论是债务融资溢价指标能够有效度量企业融资约束, 债务融资溢价指标越大, 融资约束程度越严重。由于传统的融资约束代理指标只能以样本分组的方法考察不同类型企业受到的融资约束程度, 不能从企业层面直接识别, 并且分组标准还存在争议, 而债务融资溢价指标作为一个非常有效的融资约束代理变量, 能够在单个企业层面直接进行比较。因此, 根据本文研究目的, 借鉴蔡晓慧 (2013) 的计算方法, 利用企业财务数据来构建企业的融资约束指标, 并通过将该指标直接加入回归分析来实证本文的理论分析结论。根据前述文献回顾和理论分析可知, 现金持有是为了在融资约束程度更高的时候替代外部融资, 减少外部融资成本对投资项目净现值的侵蚀, 因此如果当期融资约束程度越高, 公司越会倾向于减少现金持有用于替代外部融资。由此, 提出本文的研究假设:

假设:在其他条件不变的情况下, 当期债务融资溢价指标越大, 企业越会降低现金持有水平

三、研究设计

(一) 样本选取与数据来源

由于CSMAR数据库财务报表附注部分只有2003年以后的数据, 并且计算和分析中需要使用滞后项, 因此本文从CSMAR数据库 (2013版) 选择了2001年到2012年沪深两市A股非金融类上市公司的年度财务数据作为初选样本, 并对样本公司进行了如下处理:剔除所有者权益或者总资产不为正, 以及主要变量存在缺失值的观测值;剔除了样本区间内总资产成长率大于100%的公司, 以防止兼并或重组等异常值的影响;对主要变量按1%和99%分位进行缩尾处理 (winsorization) , 以避免异常值的影响。由于一些指标计算中需要使用滞后项, 上市时间低于3年的上市公司因而也被剔除。最终实际参与回归的年度为2003年到2012年, 参与回归的观测值为11792个。

(二) 模型建立与变量定义根据前期相关文献的研究, 计量模型设定为:

D_CASHi, t=α0+α1premiumi, t+α2CFi, t+α3Qi, t+α4SIZEi, t-1+年度效应+εi, t

其中, 各个变量的定义如下: (1) 公司现金持有水平变化。与相关文献一致, 用货币资金加上短期投资衡量企业的现金持有水平, 用t年和t-1年的现金持有水平之差除以t-1年末公司总资产, 得到公司现金持有水平变化 (D_CASHi, t) , 作为模型的被解释变量。

(2) 融资约束导致的企业债务融资溢价。在上市企业的财务报表中, 无法直接观察企业发行债券、银行贷款的利率, 但可以观察到企业的利息支出, 以及流动负债、长期负债。具体的, i企业t期的利息支出interestit、短期负债shortdebtit和长期负债longdebtit满足下面等式:

其中, rst和rlt分别代表中国人民银行公布的t期商业银行短期贷款基准利率和长期贷款基准利率。ηit代表贷款方在人民银行公布的贷款基准利率基础上的上浮或者下浮利率部分。显然, 每个企业在每一期都是一个相同的ηit是一个简化的假设, 因此ηit反映的是企业在t期债务融资中利率的平均浮动情况。此外这里还假定了短期借款和长期借款有相同的利率浮动ηit。把上述计算公式经过简单变形, 可得:

上式中利息支出 (interestit) 数据可从利润表附注中财务费用的利息支出科目获得。短期负债 (shortdebtit) 和长期负债 (longdebtit) 的数据来自企业资产负债表。由于只有有息负债才需要支付利息, 因此令等式 (2) 中的短期负债 (shortdebtit) 等于短期借款与应付票据之和, 长期负债 (longdebtit) 等于长期借款与应付债券之和。由于这些债务数据都是存量数据, 而利息支出是流量数据, 因此将这些负债的数值都用年初数和年末数进行算术平均。rst和rlt数据由人民银行公布的金融机构贷款基准利率计算所得。具体的, 短期利率 (rst) 采用六个月以内 (含六个月) 的贷款利率;长期利率 (rlt) 采用一年至三年 (含三年) 的贷款利率。如果某年人民银行调整利率, 则采用简单算术平均获得该年度的贷款利率。基于以上变量的计算, 可以求出ηit。

需要注意的是ηit只是企业贷款利率与基准贷款利率之间的平均差额, 而不是由融资约束导致的企业债务融资溢价premium。它们之间的关系是:ηit=f (risk) +premiumit。其中, f (risk) 是企业层面本身的风险或违约概率, 这一风险源于经营生产中的不确定, 即使在没有信息不对称的MM定理的世界中仍然存在。只有去除了这一部分影响, 才能得到由融资约束所导致的企业债务融资溢价premium。若要剔除一个变量对另一个变量的影响, 相关文献中的通常做法是取回归的残差, 本文遵循这种常用方法, 并使用3年内的公司总资产利润率的标准差 (ROAsdit) 来衡量企业层面的风险。具体的, 将ηit进行缩尾处理 (winsorization) 后, 对ROAsdit进行控制年份和个体固定效应的面板数据回归, 并将其残差作为融资约束导致的企业债务融资溢价premiumit。其中, ROAsdit的回归系数在1%的水平以上 (t值5.40) 显著为正, 拟合优度为0.0315。由此可以得到融资约束导致的企业债务融资溢价premiumit, 并将其作为主要解释变量。根据研究假设, 预期premiumit的估计系数应该显著为负。

(3) 其他变量。根据Almeida et.al. (2004) 以及国内研究相关文献的处理, 加入了Tobin Q、年初公司规模SIZE、经营活动现金流量CF等变量作为控制变量, 并使用虚拟变量控制了年度效应。此外, 还在模型中逐步加入主营收入增长率 (SALE) 和有息负债率 (LEV) 等控制变量, 这些变量也是相关实证文献中常常使用的。通过这些变量的增减, 可以初步验证回归结果的稳健性。本文主要变量定义见表1。

四、实证分析

(一) 描述性统计

表2首先给出了ηit和premiumit的分位数统计。可以发现, 两个变量有相当部分都落入负值区域, 这意味着这些公司的债务融资不仅不存在溢价反而有折价, 与直觉和现实不符。但是蔡晓慧 (2013) 发现, 指标为负是数据现象, 企业融资溢价被整体低估是由于测量误差, 其来源主要是企业信息披露程度或数据质量, 因而企业融资约束低估是系统性的, 不会改变同一个样本中的企业融资约束的相对排序, 从而不会对回归结果造成影响。图1也给出了premiumit的频数图, 其形态近似服从正态分布, 比较符合经验直觉。因此, 本文将premiumit作为融资约束的代理变量加入回归模型不存在严重问题。表3给出了回归分析中主要变量的描述性统计。从该表可以得知, 统计期间内样本公司每年现金持有比例的调整变化 (D_CASH) 均值为1.3%, 中值为0.4%, 但是, 不同公司之间差距较大:标准差为8.9%, 最高的增加了39.1%, 最低的降低了21.8%。

(二) 相关性分析

表4给出了主要变量的相关系数。可以看到, 各变量的相关系数都比较小, 回归模型不会出现严重的多重共线性问题。

注:**p<0.05。

(三) 回归分析

对于面板数据回归模型的估计, 有固定效应模型、随机效应模型、混合回归模型之分。为此, 对本文模型进行了Hausman检验, 得到χ2值为418.75, p值为0.000, 拒绝了使用随机效应模型的原假设。其次进行了Chow检验, 计算所得的F值为1.11867, p值为0.00054, 拒绝了使用混合回归模型的原假设。因此, 使用固定效应模型对本文模型进行估计。此外, 为控制可能出现的异方差问题, 使用了经过怀特异方差修正的标准误, 从而使结果更稳健。表5给出了本文回归分析结果。变量premium是由融资约束导致债务融资溢价, 反映的是企业在当期面临的融资约束程度的高低排列情况, 因此, premium的估计系数反映了当期融资约束对现金持有水平变化的影响。表5第一列是本文回归模型的估计结果, 第二列到第五列是分别加入或替换不同控制变量之后的回归结果。可以发现, 不论控制变量如何增减变化, premium的估计系数始终在5%水平上显著为负, 并且其数值的变化幅度不大, 始终在-0.06到-0.08之间。这意味着由融资约束导致债务融资溢价在当期若提升1个单位, 那么公司的现金持有水平占总资产比例将在向下调整0.07个单位左右。结果与本文的预期相符, 即本文研究假设成立。这一实证结果说明, 现金资产与外部融资确实存在替代关系:当融资约束程度较高时, 企业会动用过去储备的现金资产来减少外部融资成本对企业正常运营和投资的影响。

注:括号中为t统计量, *p<0.1, **p<0.05, ***p<0.01。

(四) 稳健性检验

为了保证研究结果的稳健性, 进行了如下检验:首先, 控制了上市公司增发配股的影响, 因为这些活动会迅速增加上市公司的现金资产。具体而言, 直接删除了增发配股当年的观测值, 并重新进行回归。premium的系数为-0.073, 并仍在5%以上水平显著。另外, 上市公司IPO同样会迅速增加上市公司的现金资产, 但由于在样本筛选时已经删去了IPO年份少于3年的样本, 故IPO不影响本文的结果。其次, 为了排除金融危机及其后的“四万亿”计划对本文结果的影响, 剔除了2008和2009年的数据进行分析。premium的系数为-0.080, 并仍在1%以上水平显著。由此看来, 金融危机及其后的“四万亿”计划并未对结果产生影响。最后, 在计算premium时, 使用5年内的ROA标准差替代3年内的ROA标准差 (ROAsd) 。回归分析发现, premium的系数为-0.069, 并仍在5%以上水平显著。以上稳健性检验说明, 本文的结论是稳健的。

五、结论

超额现金持有水平 第4篇

一、文献综述

Opler等 (1999) 系统综述了现金持有的权衡理论、信息不对称理论以及代理理论、融资优序理论的现金解释模型。Jensen (1986) 提出了自由现金流假说, 分析了负债和财务杠杆收购与私有化交易对自由现金流的影响。自由现金流假说则成为现金管理研究领域以代理成本为视角研究的里程碑, 近年来对现金持有水平影响因素的理论分析和经验成果主要是基于代理成本理论。Harford (1999) 的研究表明, 现金较多的企业比其他企业更有可能实施并购, 并从股票回报率角度说明现金较多的企业并购活动导致企业价值下降。Dittmar等 (2003) 、Guney等 (2007) 以多国公司为样本检验投资者法律保护对现金持有量的影响, 结果发现, 在对投资者利益保护程度较高的国家中, 企业持有较少的现金。Pinkowitz、Stulz和Williamson (2006) , Dittmar和Mahrt-Smith (2007) , Kalcheva和Lins (2007) 研究发现, 一个国家的投资者法律保护越好, 公司治理越有效, 公司持有现金的价值越高。此外, Myers和Majluf (1984) 提出信息不对称理论, 认为当资本市场不完善时, 企业外部投资者与内部人之间由于存在信息不对称, 外部融资成本高于内部融资成本, 管理者更加倾向优先考虑内部融资。特别是对于存在融资约束的公司, 受制于高成本的外部融资, 企业可能为降低外部融资比例而放弃部分增加企业价值的正净现值项目, 从而导致投资不足。Mikkelson和Partch (2003) , Almeida等 (2004) 的研究为高成长公司或融资约束型公司持有更多现金以减少外部融资成本的观点提供了证据。

国内对现金持有水平的研究多以Opler等 (1999) 的研究作为基础, 侧重于利用国内数据实证检验而并不重视理论发展。张人骥、刘春江 (2005) 对股东保护与现金持有量的关系进行研究发现, 在股东保护较好的情况下, 上市公司现金持有量相对较低, 而股权结构影响下的股东保护与现金持有量具有负的线性相关性。辛宇、徐莉萍 (2006) 则从公司治理机制的角度研究了公司治理机制对超额现金持有水平的影响, 发现上市公司的微观治理机制越好, 其超额现金持有水平越低, 即对正常现金持有水平的偏离程度越小。彭桃英、周伟 (2006) 通过对上市公司高额现金持有的动因进行研究, 认为与代理理论相比, 权衡理论更适合解释我国企业的高额现金持有行为。杨兴全、孙杰 (2007) 检验了我国公司特质因素和公司治理机制对公司现金持有的影响, 也发现权衡理论与优序融资理论能够得到经验证据支持。张健光、张俊瑞 (2009) 研究发现公司现金持有水平高低的原因大多能用权衡理论、代理理论、信息不对称理论、融资优序理论等解释。此外, 杨兴全、张照南 (2008) 实证分析了我国上市公司持有现金的市场价值, 发现公司持有现金的价值小于账面价值, 并且受公司股权性质的影响。但是, 现有文献很少涉及公司现金持有水平与资本投资的关系, 更未考察这种关系是否会受上市公司政府控制性质的影响。

二、理论分析与研究假设

Shleifer和Vishny (1994) 认为国有企业是政治家实现个人目标的机构, 譬如通过国有企业为自己的支持者提供就业并为支持自己的企业提供融资。而我国建立资本市场的一个主要目的就是为国有企业筹集资金, 扶危解困。在我国资本市场上, 国有性质的终极控制人所控制的上市公司无论在数量上还是在规模上都处于绝对优势。相对于民营终极股东所控制的上市公司, 政府控制的上市公司能够更为便利地从外部进行融资, 从而无需保持较高的现金持有水平。而非政府控制的上市公司, 会存在较高的融资约束, 其外部融资成本高于政府控制的上市公司。因此, 非政府控制的上市公司希望保持较高的现金持有水平以维持经营的需要, 并在企业拥有投资机会时, 能够迅速调用现金资源进行投资。因此, 本文提出假设1:相对于非政府控制的上市公司, 政府控制的上市公司现金持有水平较低。

股权分散情况下企业出现过度投资问题的根源在于两权分离所形成的股东与经理的代理关系。目前越来越多的研究发现公司所有权结构呈现越来越集中的趋势, 无论是发达国家还是发展中国家都不同程度地存在着大股东控制 (徐莉萍等, 2006) 。在股权集中的所有权结构下, 控制性大股东为了追求控制权私有收益往往进行非效率投资, 企业自由现金流越多, 过度投资问题就越严重 (Jensen, 1986) 。然而当面对同样的投资机会时, 拥有不同现金流的企业投资支出水平并不相同。若企业的自由现金流为负, 即企业没有足够的资金进行投资, 再加上企业由于信息不对称将面临更高的外部融资约束, 而外部融资困难的增加将进一步导致企业难以筹集到足够的资金, 于是更可能出现投资不足问题。最后, 政府控制的上市公司存在目标多元化问题, 除了经济利益外, 社会福利和政治诉求都可能成为其目标, 那么其将承担更多的社会功能和政策性负担, 于是上市公司的政府控制性质会加剧其过度投资程度;而当上市公司存在投资不足时, 政府往往提供便利的融资机会, 其政府控制性质则会抑制其投资不足倾向。因此, 本文提出假设2:现金持有水平与过度投资正相关, 与投资不足负相关, 且现金持有水平与资本投资行为的关系会受到上市公司政府控制性质的影响。

三、模型设计与变量定义

1. 模型设计。

(1) 借鉴辛宇和徐莉萍 (2006) 的基于财务特征的现金持有水平估计模型, 本文构建现金持有水平估计模型如下:

该模型回归的残差视为超额现金持有, 记为exxjcyspit, 当exxjcyspit>0时, 视为现金充裕, 记为exxjcyspit+;当exxjcyspit<0时, 视为现金短缺, 记为exxjcyspit-。

(2) 上市公司政府控制性质与现金持有水平检验模型:

(3) 投资估计模型。参考Richardson (2006) 、辛清泉等 (2007) 和杨兴全 (2009) 的研究, 本文构建投资估计模型如下:

该模型的回归残差部分为非预期投资 (uneffectinv) 。当uneffectinv≥0时, 视为投资过度, 记为uneffectinv+;当uneffectinv<0时, 视为投资不足, 记为uneffectinv-。

(4) 政府控制、现金持有水平与资本投资行为检验模型:

以上模型各变量中的t代表第t年, t-1代表第t-1年。根据现有文献, 可知levit-1和ageit-1同资本投资呈负向关, xjcyspit-1、zzcit-1、invit-1将对资本投资产生正面影响。而对投资及现金持有水平影响因素的现有研究, 控制变量多从公司规模、经营业绩、财务杠杆和成长性进行控制。基于此, 本文也是从这几个方面对模型加以控制。此外, 为充分考虑行业效应和年度效应, 以上各模型中还加入了行业虚拟变量 (hy_dummy) 和年度虚拟变量 (nd_dummy) 。

2. 变量定义。详见表1。

四、实证分析

1. 样本选择与数据来源。

本文以我国沪深两市A股上市公司2005~2008年度的数据进行研究, 因考虑了滞后变量, 还使用了2004年的数据。为保证结果的准确性和客观性, 按如下原则进行样本筛选:剔除金融行业的公司;剔除2005~2008年被ST和PT的公司;剔除缺失值并对处于0~1%和99%~100%之间的极端值样本进行了winsorize处理。经过筛选, 最终得到5 178个样本, 其中2005~2008年的样本数分别为1 224、1 241、1 312、1 401个。本文样本数据均来源于CSMAR数据库, 数据收集整理、统计分析与回归处理均采用统计软件Stata11.0。

2. 主要变量的描述性统计与差异性检验。

对现金充裕组和现金短缺组中政府控制与否的描述性统计与差异性检验如表2所示。

注:均值的检验方法采用t检验;中位数的检验方法采用Wilcoxon秩和检验;***、**、*分别表示显著性水平为1%、5%、10% (双尾检验, 下同) 。

从表2统计检验结果可以看出, 无论是现金充裕组还是现金短缺组中政府控制的现金持有水平的均值和中位数都在1%的水平上显著低于非政府控制的上市公司, 这与假设1的观点一致。对于超额现金持有水平而言, 在现金充裕组中政府控制的上市公司的均值和中位数在1%水平上显著低于非政府控制的上市公司;在现金短缺组中其均值和中位数的绝对值也在1%水平上显著低于非政府控制的上市公司, 表明上市公司的现金持有水平会受到政府控制的影响。对于资本投资而言, 在现金短缺组中政府控制的上市公司的资本投资的均值和中位数都显著高于非政府控制的上市公司, 这可能是由于政府控制的公司融资约束较小而多将现金用于投资以致出现现金短缺。然而在现金充裕组中两者不存在显著性差异。对于非效率投资而言, 在现金充裕组中政府控制的上市公司过度投资的中位数在10%的水平上显著低于非政府控制的上市公司, 而投资不足的均值和中位数在1%的水平上显著低于非政府控制的上市公司, 表明政府控制能够在一定程度上缓解公司的非效率投资。但是在现金短缺组中, 无论是过度投资还是投资不足, 政府控制与否均不存在显著性差异。

3. 主要变量相关性分析。

从表3可以看出, 政府控制与现金持有水平呈显著负相关, 表明政府控制的上市公司现金持有水平要低于非政府控制的现金持有水平, 这与假设1一致。政府控制与现金充裕显著负相关, 与现金短缺显著正相关, 这进一步验证了假设1。现金持有水平与过度投资显著正相关, 与投资不足显著负相关, 这与假设2一致。然而政府控制与过度投资呈现负相关, 与投资不足呈正相关, 但都不显著, 估计这与单变量分析有关, 有待进一步验证。

4. 回归分析。

(1) 上市公司政府控制性质与现金持有水平的检验, 回归结果见表4。

注:各变量都通过了多重共线性检验, VIF值均小于2。括号内的数值为T值, 下同。

从模型 (1) 可以看出, 政府控制的哑变量与上市公司的现金持有水平在1%的水平上呈显著负相关, 表明相对于非政府控制的上市公司, 政府控制的上市公司现金持有水平较低, 假设1得到验证。此外, 由于衡量公司盈利能力的指标除了净资产收益率外还有现金流回报率 (xjlhbl) 、净利润率等, 又因为公司能否盈利很大程度上取决于公司的主体经营活动, 那么选择现金流回报率来衡量公司的盈利能力更具有说服力, 而衡量公司成长机会的指标主要有托宾Q值和营业收入增长率。同时, 上市公司的现金持有水平很可能会受到代理成本的影响, 故选择管理费用率 (glfyl) 对其进行控制。基于此, 利用现金流回报率、营业收入增长率分别代替净资产收益率和托宾Q值, 增加管理费用率对政府控制性质与现金持有水平进行检验, 检验结果如模型 (2) 所示。从该结果也可以看出, 政府控制的哑变量与上市公司的现金持有水平也在1%的水平上显著负相关, 假设1进一步得到验证。此外, 模型的拟合度也得到显著提高。现金流回报率和管理费用率也都在1%水平上显著, 表明上市公司的现金持有水平受到代理成本的显著影响。

(2) 政府控制、超额持有现金与资本投资的检验。表5是政府控制、超额持有现金与资本投资检验的回归结果。

从模型 (1) 对投资不足的回归结果可以看出, 超额现金持有水平与投资不足在1%水平上显著负相关, 即现金短缺的上市公司投资不足更严重。从模型 (2) 的回归结果不难看出, 在考虑政府控制的影响下, 超额现金持有水平与投资不足在1%水平上仍显著负相关, 但相关系数变小了, 而其与政府控制的交叉项在5%水平上显著正相关, 相对于模型 (1) 其拟合优度也有所提高, 表明上市公司的政府控制性质能够有效缓解其投资不足。假设2得到验证。从模型 (3) 的回归结果来看, 超额现金持有水平与过度投资正相关但不显著, 而在考虑政府控制影响的模型 (4) 的回归中也发现其与过度投资正相关但不显著, 其交叉项呈正相关但不显著, 表明政府控制在一定程度上可以强化公司的过度投资, 但并不明显。然而整体上表明现金持有水平与资本投资行为的关系会受到政府控制的影响。于是假设2基本得到验证。此外, 在所有的回归中, 控制变量除了营业收入增长率在过度投资中不显著外, 其余的都在1%水平上显著, 表明控制变量的控制是有效的。

5. 稳健性检验。

为检验上述结论的稳健性, 本文进行如下检验:用资本支出率代替资本投资进行上述模型的回归, 其中资本支出率为期末资本支出除以平均总资产;用营业收入增长率代替托宾Q值, 现金流回报率代替净资产收益率, 并增加管理费用率来对上述模型进行回归。其中, 营业收入增长率为营业收入的期末减去期初额再除以期初额, 用yysrzzl表示;现金流回报率为经营活动现金流净额除以总资产, 用xjlhbl表示;管理费用率为当期管理费用除以营业收入总额, 用glfyl表示, 衡量公司的委托代理成本。基于稳健性分析, 发现上述结论没有发生实质性差异, 故上述研究结论比较稳健。

五、研究结论

本文以我国沪深两市A股上市公司2005~2008年度的数据为研究对象, 基于政府控制视角对公司现金持有水平与资本投资行为进行研究。研究发现, 相对于非政府控制的上市公司, 政府控制的上市公司现金持有水平更低。进一步研究表明, 现金持有水平与过度投资正相关, 与投资不足显著负相关, 有利于克服投资不足。与现金充裕的上市公司相比, 现金短缺的上市公司投资不足更严重。而现金持有水平与资本投资行为的关系会受到上市公司政府控制性质的影响, 其中政府控制能够强化公司的过度投资, 而有效缓解其投资不足。这与政府控制的上市公司承担更多的社会功能和政策性负担的观点密切相关。

参考文献

[1].杨兴全等.我国上市公司现金持有行为研究.广州:暨南大学出版社, 2009

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[8].张健光, 张俊瑞.中国上市公司现金持有水平的实证研究.财经论丛, 2009;2

超额现金持有水平 第5篇

现金持有决策,即在进行资产配置时针对现金持有量所作的决策,是企业的一项重要理财行为,可以反映企业的财务战略和经营战略,现金持有水平则是其现金持有决策的表现形式。众所周知,房地产行业已成为中国国民经济的重要支柱产业,对社会进步、国民经济的作用和影响正在日益扩大。而且房地产行业是典型的资金密集型行业,因此其现金持有决策的确定以及决策效果如何都是值得研究的课题。本文拟以房地产上市公司为样本,通过描述性分析和回归分析等实证分析方法,从影响现金持有决策确定的主要因素和决策效果两方面进行研究,探求其现金持有行为与房地产公司的核心财务特征之间的关系,以及现金持有决策对其公司业绩的影响。

1 研究变量设计及样本选取

1.1 研究变量设计

为考察房地产上市公司的现金持有水平与公司核心的财务特征、公司业绩之间的关系,设置以下变量:

1)关于现金持有水平的衡量:

本文采用现金及现金等价物与总资产的比率来衡量,其中“现金及现金等价物”是指现金流量表中“期末现金及现金等价物余额”项目的金额,总资产采用资产负债表中的年末总资产,均采用合并报表数据。为表示方便,借鉴已有研究,在本研究中将这个比率称为“现金持有比率”。

2)关于核心财务特征的衡量:

企业核心财务特征主要从盈利能力和负债水平两方面来考虑,这是一个企业重要的财务表现[1]。盈利能力就是企业赚取利润的能力,反映企业盈利能力的指标很多,其中权益净利率最具综合性和代表力;资产负债率是衡量企业偿债能力的重要指标,本文采用资产负债率反映公司的负债水平。

3)关于公司业绩的衡量:

销售净利率是指净利润与销售收入的比率,可以概括企业的全部经营成果,是反映公司业绩的直接指标。本文采用销售净利率衡量房地产上市公司的业绩。

1.2 样本选取

为使样本数据更具代表性和稳定性,考虑到上市年限相对较长可确保公司行为相对成熟和避免异常值影响,剔除2009-2011年被ST、*ST等实行过特别处理和财务状况异常的公司后,选择了沪深两市2005年 12月31日之前上市的120家A股房地产上市公司作为样本。为使研究结果更具合理性,对所选的样本公司2009年至2011年共三年的财务数据进行研究。本研究的所有数据均来自国泰安(CSMAR)系列数据库。

2 房地产上市公司现金持有的现状分析

2.1 总体现金持有水平的描述性分析

根据样本房地产上市公司现金持有水平分布状况(见表1)可以看出:样本公司2009-2011年的现金持有比率主要集中在10%～20%,平均所占比例达到了39.17%,其次是10%～20% 的区间。而现金持有比率在20%以上的公司数量总体上呈逐年递减的趋势。

再从总体上进行描述性统计,从表2中可以看出:2009-2011年房地产上市公司平均的现金持有比率为15.14%,这与美国的8.1%、英国的9.9%水平相比显得偏高[2]。从各年的现金持有比率最大值和均值来看,房地产上市公司平均的现金持有水平较高,但呈现出逐年下降的趋势;从标准差来看,各房地产上市公司间现金持有水平存在较大的差别,但房地产上市公司现金持有行为的差异变化趋势较为明朗,差异度越来越小。

注:2009-2011年各年样本数皆为120家

2.2 高额现金持有情况分析

大多数文献认为,判断企业是否存在高额现金持有需要确定一个临界值,将在一定年限内现金持有比率连续超过临界值的企业认为是存在高额现金持有情况。本文借鉴宋常等的研究把2009-2011年间连续3年现金持有比率大于10%的公司定义为高额现金持有公司[3]。统计整理得出符合高额现金持有公司界定的公司样本47家,剩余的73家公司作为控制样本公司,即非高额现金持有公司。

1)双样本T检验。

按上述方法将样本公司分为高额现金持有和控制样本两类,运用SPSS16.0进行双样本T检验,由表3可知,双样本方差是否相等检验的结果为统计量F=0.146,对应的置信水平为0.703,即接受原假设,两样本方差相等。因此可采用双样本等方差T检验。计算的统计量t=6.117,对应的临界置信水平为0.000,因此拒绝原假设,表明高额现金持有公司和控制样本公司的三年平均现金持有比率存在显著差异。

2)高额现金持有公司的财务特征。

由表4可知,高额现金持有公司的平均现金持有比率远高于控制样本公司,但平均权益净利率却较低,说明高额现金持有公司的盈利能力要低于非高额现金持有公司。这可能是盈利能力较低而需要更多的货币资金保障公司的运营,因而现金持有水平与盈利能力的关系有待进一步实证检验。从资产负债率看,高额现金持有公司具有较低的负债水平,这可以理解为较高的现金持有水平减少了公司的外部负债融资需求。从总资产对数值看,高额现金持有公司仅略高于控制样本公司,表明作为高额现金持有公司与非高额现金持有公司在公司规模上并无显著差异。从债务结构看,高额现金持有公司的流动负债比率略高于控制样本公司,这两类公司的负债结构也可说没有显著差异。

3 实证分析

3.1 研究模型的构建

为了进一步探求房地产上市公司现金持有水平与其核心财务特征之间是否存在确定的线性关系,采用线性回归模型来分析房地产上市公司核心财务特征对其现金持有行为是否有影响及影响程度,建立以下多元回归模型:

Y=α+β1X1+β2X2+β3X3+β4X4+ε (1)

其中,α表示常数项,β1、β2、β3、β4表示回归模型的系数,以衡量解释变量、控制变量与被解释变量的数量关系,ε为随机误差项;Y是被解释变量,表示房地产上市公司的现金持有水平;解释变量X1为权益净利率;X2为资产负债率;许陈生等认为“加入控制变量可以排除一些重要变量对被解释变量的影响,从而更加准确地评价解释变量对被解释变量的影响作用”[4]。X3为总资产对数值,表示公司规模;X4为流动负债比率,表示公司负债结构,这两个指标均是控制变量。同时,为了避免偶然性,使实证结果更可靠,以上各变量均采用了2009-2011年的平均值。

为探求房地产上市公司现金持有决策的治理效应,可构建回归模型来分析房地产上市公司的现金持有水平对其业绩的影响,模型如下:

PER=α+βCASH+ε (2)

其中:PER为因变量,表示销售净利率,用以衡量房地产上市公司的业绩;CASH为自变量,表示现金持有比率;α为常数项,即表示除现金持有比率之外的其它因素对业绩的影响;β为自变量系数,表示现金持有比率对业绩的影响程度;ε为随机误差项。

3.2 现金持有与核心财务特征的回归结果分析

运用SPSS16.0进行回归分析,所得结果如表5所示:从全部因素的总体影响来看,在5%的显著性水平上,F=5.928>F0.05(4,60)=2.53,表明各自变量对房地产上市公司现金持有水平的共同影响是显著的;从各个解释变量、控制变量的影响来看,在5%的显著性水平上,t0.025(60)=2,从表5中可知,X1和X2的t 值都大于2,X3和X4的t值小于2,说明盈利能力和负债水平这两个因素对房地产上市公司现金持有水平的影响是显著的,而公司规模和负债结构对其公司现金持有水平的影响是不显著的,这可能是受样本数量和行业效应的影响。各变量的VIF值均远小于10,则可以认为模型1不存在严重的多重共线性。从回归系数上看,盈利能力和现金持有水平呈显著正相关,负债水平和现金持有水平呈显著负相关。盈利能力越高,则有更多的内部盈余积累,所需的外部负债融资则越少,假设不考虑投资机会和股利分配决策,则会存在高额持有现金的情况。这也支持了融资优序理论。

3.3 现金持有与公司业绩的回归结果分析

运用SPSS16.0对模型2进行回归分析,从表6可以看出:F=14.187表明方程整体性水平显著;t值用于检验单个变量的显著性,在5%的显著性水平下,查t分布表,自变量现金持有比率的系数的t统计值为3.767>t0.025(60)=2.132,说明解释变量通过T检验;判定系数较低,拟合优度不太理想,这可能是由于采用横截面数据的关系。另外,根据DW统计值可判断模型不存在自相关,因而模型通过检验。从回归系数上看,现金持有水平与因变量公司业绩呈显著正相关。回归结果表明房地产上市公司的现金持有水平对其业绩有显著的影响,其公司业绩会随着现金持有水平的提高而明显提高。

注:被解释变量为销售净利率,观测样本数n=120

4 结论及建议

以房地产上市公司为样本,通过实证分析的结果,得出如下结论:第一,目前有40%的房地产上市公司存在高额现金持有情况,高额现金持有公司的现金持有水平远高于非高额现金持有公司,但盈利能力和负债水平都较低。第二,公司盈利能力和负债水平是影响房地产上市公司现金持有水平的主要因素。房地产上市公司的盈利能力和现金持有水平呈显著正相关,负债水平和现金持有水平呈显著负相关。但描述性分析结果却显示盈利能力高的公司也具有较高的负债水平,而现金持有水平却较低。这可能与目前房地产上市公司投资机会较多、负债水平较高而需支付更多的现金有关,因而并不矛盾。也意味着盈利能力较低的公司没有充分发挥闲置资金的价值,应注意避免过多资金的闲置浪费。第三,房地产上市公司的现金持有水平与业绩呈显著正相关,表明房地产上市公司的现金持有决策对其业绩有显著的积极影响。较高的现金持有水平保证了能充分利用投资机会,从而提高获利可能性,进而改善公司业绩。

结合以上实证分析的结论,认为目前存在高额现金持有的房地产上市公司没有充分利用已有资金和投资机会,以致盈利能力较低。因此提出建议:房地产上市公司尤其是已存在高额现金持有情况的公司应增加现金持有总量并适当降低现金持有水平,但要进行动态调整,即在提高公司盈利能力和保持合理负债水平基础上,应结合融资能力来调控其现金持有水平。适当降低现金持有水平,是要求房地产上市公司应加强持有现金的管理,充分寻求投资机会,高效利用已有的现金,提升业绩从而增加现金持有总量。如果融资能力较强,可以适当降低现金持有比例;如果融资能力较弱,则其现金比例应在较高的水平。房地产上市公司可以选择弹性较大的融资方式,如发行可转换公司债券、租赁融资等,这样公司现金持有比例的控制弹性也相应较大了。当然,具体的现金持有决策还需要根据公司的具体情况,保持适度现金持有比例的总体原则为:既要保证日常生产经营活动和投资活动的需要,又避免现金的闲置。

摘要：选取沪深两市120家A股房地产上市公司作为样本,研究其2009—2011年的财务数据,运用描述性分析、双样本T检验分析房地产上市公司现金持有的现状,并构建回归模型探求房地产上市公司现金持有水平的影响因素及其决策效果。研究结果显示:目前房地产上市公司存在高额现金持有情况,盈利能力和现金持有水平呈显著正相关,负债水平和现金持有水平呈显著负相关,其现金持有水平对公司业绩有着显著的正向效应。

关键词：房地产上市公司,现金持有水平,盈利能力,负债水平,公司业绩

参考文献

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超额现金持有水平 第6篇

政治关联是一个世界性问题。Faccio(2006）的研究显示，不仅在俄罗斯、马来西亚、印度尼西亚等转型经济体或相对落后的发展中国家，而且在美国、日本等市场化程度较高的发达国家，政治关联都是一种常见的政企关系。我国有着不同于西方发达国家和其他转型经济体的特殊的法律、经济和政治制度背景，这为政治关联提供了滋生的土壤。本文基于我国特殊的制度背景，尝试性地将公司现金持有引入政治关联领域的研究中，主要考察政治关联对国有上市公司现金持有水平的影响。

政治关联会引致公司资产侵占（Caprio et al.,2013）、会计信息质量下降（Chaney et al.,2011）等公司治理问题。现金作为最易于被管理层侵占的资产，在公司治理恶化、代理冲突加剧的情况下，其持有水平很可能会受到影响。本文的研究发现，政治关联显著增加了国有上市公司的现金持有水平。在区分企业终极控制人的性质后发现，政治关联对中央国有上市公司的现金持有水平没有显著的影响，对地方国有上市公司的现金持有水平有显著的正向影响。

已有的政治关联领域的研究大多以民营企业为样本（胡旭阳，2006；余明桂和潘红波，2008；吴文锋等，2009），针对国有企业政治关联的研究相对不足。本文试图全面地揭示政治关联对国有企业现金持有水平的影响，以丰富和增进大家对政治关联问题的理解和认识。

二、文献综述、理论分析与研究假设

（一）文献综述

1. 政治关联与代理冲突。

政治关联属于一种稀缺资源，公司不可能无偿地获取政治租金。公司在建立、维护和提升政治关系的过程中，要支付相应的成本，甚至要把政治租金的一部分让渡给政治家（Shleifer和Vishny,1994）。政治关联成本的主要表现形式之一就是加剧公司的代理冲突。Bertrand et al.(2006）证实政治关联高管为了帮助现任政治家连任会改变公司的雇佣政策，如在竞选周期内雇佣超额员工等。政治关联公司因为负担了高额的生产经营成本，导致利润率下降，进而损害了股东的利益。梁莱歆和冯延超（2010）的研究也得出了相似的结论，其证据显示政治关联公司的雇员规模及雇佣成本显著高于非政治关联公司。

Fan et al.(2007）在以国有上市公司为主要样本的研究中发现，政治关联公司倾向于聘任具有政府背景而专业性较差的董事，以帮助公司实现政治目标，这会降低公司内部治理机制的有效性。Qian et al.(2011）以2002～2007年间592家中国上市公司为样本的研究证实，与非政治关联公司相比，政治关联公司的控股股东有着更为严重的掏空、以权谋私等侵占中小股东利益的行为。Su和Fung(2013）的研究也显示，政治关联会带来一系列社会成本，包括侵占股东利益、过度投资于净现值为负的项目、引发代理成本问题等。Caprio et al.(2013）进一步指出，政治关联不仅会引发政治家向公司索取政治回报的直接成本，而且会使政治关联公司偏离最优的资产结构，进而损害股东的利益。

2. 代理冲突与现金持有水平。

在存在代理冲突的情况下，管理层为追求自身利益可能会持有较多的现金。原因主要有两点：其一，如果管理者属于风险厌恶型，通过持有大量现金可以实现职位固守（Opler et al.,1999）。因为持有充足的现金可以增加公司的财务弹性、降低公司的破产风险，进而巩固和提升管理者声誉与人力资源价值，减少其失业的可能性。其二，管理者对特权消费的追求使其倾向于持有较多的现金。因为与其他资产相比，现金是一种最易于被管理层侵占的资产（Jensen和Meckling,1976;Myers和Rajan,1998）。通过持有现金，管理者可以拥有更大的特权消费弹性。同时，由于现金储备与自由现金流在性质上类似，现金持有使得管理者可以自由选择投资项目，尤其是一些无法通过资本市场融资而实施的项目。

国内外学者的经验研究支持了上述观点。Dittmar et al.(2003）的跨国研究显示，在投资者保护较弱的国家，管理层和控股股东更易于侵占公司资源，因而会持有较多的现金。张人骥和刘春江（2005）的研究表明，股东保护与公司现金持有量呈负相关关系。如果第一大股东绝对持股比例和相对持股比例较高且股本性质是国家股，则意味着股东保护较差，相应地公司现金持有水平也较高。Kalcheva和Lins(2007）以31个国家5 000多家公司为样本的跨国研究也证明，股东权益保护越弱，拥有控制权的管理层持有的现金越多。刘醒云和陈平（2008）的研究进一步指出，我国上市公司长期高额现金持有的动因是管理层消极怠工的代理问题。

罗琦和许俏晖（2009）则从大股东行为的视角探讨公司治理机制对公司现金持有水平的影响，研究结果显示：公司第一大股东持股比例越高，现金持有水平越高。他们认为，大股东的高持股比例预示着其拥有对公司较强的控制力和影响力，因而更易于利用其所控制的资金侵占中小股东的利益。Nikolov和Whited(2011）研究发现，管理层意图通过转移公司资源（如在职消费、转移定价或者直接盗用现金等方式）来谋取私利的动机，会导致更高比例的现金持有水平，因为现金比资本更易于转移和侵占。Al-Najjar(2013）基于巴西、俄罗斯、印度和中国等“金砖四国”的1 992家公司的研究显示，新兴市场条件下，在股东保护较弱的国家运营的公司持有较多的现金。杨兴全等（2014）认为管理层与股东的代理冲突是影响公司现金持有的关键因素，而管理层权力的大小直接反映了管理层和股东之间代理问题的严重程度，管理层权力大的公司，其现金持有水平显著较高。

（二）理论分析与研究假设

政治关联加剧了公司的代理问题，弱化了公司内部治理机制的监督和约束作用。内部治理机制不完善可能会导致政治关联公司持有较多的现金，这些自由现金流既可以成为管理层构筑职位壕沟的资本，也可以用于政治关系的维持、稳固和提升。国有上市公司与政府之间存在着天然的“血缘”关系，政府通过指派前任或现任政府官员担任公司高管（通常是董事长或总经理）或者直接赋予公司高管某种政治身份（党代表、人大代表、政协委员等）来强化对国有上市公司的控制权，最终实现其政治目标和社会目标。有政治关联的国有上市公司高管考虑到自己的政治前途，往往会背离股东财富最大化目标，为所谓的“政绩”工程项目建设留存大量的现金。而且，在中国“关系”文化盛行的社会环境中，政治关联公司的高管需要投入大量的资源来维持、稳固甚至提升与政府之间的关系，以获取政治晋升机会。基于上述分析，本文提出第一个研究假设：

H1：相对于无政治关联的国有上市公司，有政治关联的国有上市公司会持有较多的现金。

由于历史问题和体制方面的原因，国有上市公司也有着不同的终极控制人背景。依据终极控制人的性质，国有上市公司可以进一步划分为中央国有上市公司和地方国有上市公司。虽然中央政府和地方政府都是代表国家对所控制的企业履行出资人的职责，但是，两级政府的职能不同，导致其控制企业的动机和目标也存在着显著的差异。

通常情况下，中央政府扮演的“角色”更像是一个监督者。中央国有企业普遍具有资产规模大、市场份额高的特点，所从事的行业大都集中于国防、石油、电力、煤炭、航运等与国计民生息息相关的关键领域。因此，央企高管通常面临来自主管部门更为严格的监管（陈德球、陈运森，2013），管理层私利动机必然受到有效遏制。具有政治关联的央企高管为了获得政治地位的提升，会积极服从主管部门的指令并自觉约束机会主义行为，从而在一定程度上缓解了代理冲突。因此，本文认为政治关联对中央国有上市公司的现金持有水平没有显著的影响或者影响程度较弱。

与中央政府相比，地方政府扮演的“角色”更接近于一个代理人（夏立军、方轶强，2005）。地方政府从自身利益出发，赋予地方国有企业多重经营目标，如帮助政府扩大就业、促进地方经济发展、实现社会稳定等。具有政治关联的地方国企高管基于自身的政治晋升诉求，会千方百计地为积累“政绩”工程项目建设资金而留存现金。同时，由于地方政府在某种程度上要依赖有政治关联的地方国有企业来实现社会目标和政治目标，自然会减弱对有政治关联公司高管的监管力度，这为政治关联公司高管的利益侵占行为创造了有利条件。因此，笔者认为政治关联会强化地方国有上市公司持有高额现金的动机。基于上述分析，本文提出第二个研究假设：

H2：相对于中央国有上市公司，政治关联对地方国有上市公司的现金持有水平具有更显著的正向影响。

三、研究设计

（一）样本和数据

本文选取2005～2013年间在沪深证券交易所上市的A股国有上市公司为初始样本。国有上市公司包括中央国有上市公司和地方国有上市公司。在初始样本基础上，剔除当年IPO上市的样本，剔除金融类样本，剔除ST、PT类以及财务数据缺失的样本，并对公司特征连续变量上下1%样本进行Winsorize缩尾处理。

最终得到的有效样本数为5 223个，其中中央国有上市公司样本数为1 433个，地方国有上市公司样本数为3 790个。

我们主要通过手工搜集相关信息，以对公司董事长和总经理是否有政府工作背景、是否担任人大代表、政协委员和党代表进行甄别，最终构建了国有上市公司政治关联数据库。其他数据来源于WIND和CSMAR数据库。数据处理和模型估计使用软件STATA11.2完成。

（二）模型设定和变量定义

参考Opler et al.(1999）的研究结果，本文将回归方程设定为：

被解释变量CASH代表公司的现金持有水平，用现金及现金等价物除以总资产来衡量。

解释变量PC是政治关联虚拟变量。借鉴Faccio(2006）的研究，本文将公司政治关联界定为公司董事长或总经理是曾（现）任政府官员或者是曾（现）任人大代表、政协委员或党代表。PC衡量公司管理层（包括董事长和总经理）是否具有政治关联，如果具有政治关联，PC取值为1，否则为0。

其他变量为控制变量。其中，TA为公司规模，用总资产的自然对数来衡量；WC为净营运资本，等于流动资产减去流动负债和现金及现金等价物的差额除以总资产；CF为现金流量，等于经营活动产生的现金流量净额除以总资产；TQ为投资机会，等于总资产的市场价值与账面价值之比；CAP为资本支出，等于购建固定资产、无形资产和其他长期资产支付的现金除以总资产；LE为资产负债率，等于总负债与总资产之比；DI为公司是否发放现金股利的虚拟变量，发放股利取值为1，否则为0;OS为股权结构，等于实际控制人拥有上市公司所有权比例；SC为两权分离度，等于实际控制人拥有上市公司控制权比例与所有权比例之差；GDP为宏观经济变量，等于公司所在地金融机构贷款余额与地区生产总值之比；IND和YEAR分别为行业和年度虚拟变量。

本文主要考察回归方程中PC的系数α1的符号及其显著性。如果α1显著为正，则说明相对于无政治关联的国有上市公司而言，有政治关联的国有上市公司会持有较多的现金；如果α1显著为负，则说明与无政治关联的国有上市公司相比，有政治关联的国有上市公司会持有较少的现金。

四、实证结果与分析

（一）描述性统计

表1列示了变量的描述性统计结果。其中，A组报告了变量的均值、标准差、最小值、中位数和最大值等基本统计量。PC的均值为0.629，说明在5 223个国有上市公司样本中，公司董事长或总经理具有政治关联的样本数为3 285个，政治关联样本占比达62.9%。由此可见，政治关联在我国国有上市公司中普遍存在。

B组报告了不同样本中有政治关联样本组（PC=1）和无政治关联样本组（PC=0）的现金持有水平的均值比较结果。在国有上市公司总样本和中央国有上市公司子样本中，有政治关联样本组的现金持有比率均值高于无政治关联样本组，但两者之间的差异不显著。在地方国有上市公司子样本中，有政治关联样本组的现金持有比率均值显著高于无政治关联样本组。上述结果初步表明，公司管理层政治关联可能会导致国有上市公司持有较多的现金，而且相对于中央国有上市公司而言，政治关联对地方国有上市公司现金持有水平的影响可能更显著。

注：***表示在1%水平上显著。

（二）政治关联与现金持有水平的回归结果

采用混合最小二乘法（Pooled OLS）对回归方程进行估计。表2是国有上市公司全样本、中央和地方国有上市公司子样本的回归结果。国有上市公司全样本的回归结果中PC的系数在5%的水平上显著为正，表明有政治关联的国有上市公司比无政治关联的国有上市公司持有更多的现金，从而验证了H1。这一实证结果显示，政治关联加剧了国有上市公司的代理问题，进而强化了公司管理层持有高额现金的动机。

中央国有上市公司子样本的回归结果显示，PC的系数为正，但未通过显著性检验。这意味着中央国有上市公司管理层的政治关联对公司现金持有水平没有显著的影响，即中央国有上市公司的现金持有水平对政治关联是不敏感的。

地方国有上市公司子样本的回归结果表明，PC的系数为正且在1%的统计水平上显著，表明具有政治关联的地方国有上市公司比无政治关联的地方国有上市公司持有更多的现金。这意味着与中央国有上市公司相比，政治关联对地方国有上市公司的现金持有水平有更为显著的正效应，从而证实了H2。

注：***、**和*分别表示在1%、5%和10%的水平上显著；括号内的数字为对标准误按公司聚类调整后（clustered at the firm level）得到的t值，下同。

（三）稳健性检验

我们采取多种策略进行稳健性检验，以保证实证结果的可靠性。

首先，为了规避由解释变量和被解释变量的双向因果关系所导致的内生性问题，参考潘红波和余明桂（2010）的研究，对政治关联虚拟变量PC取滞后一期，对回归方程重新估计，回归结果列示于表3中列（1）、列（4）和列（7）。

其次，为了控制个体的异质性运用面板固定效应模型对回归方程进行估计，结果列示于表3中列（2）、列（5）和列（8）。

最后，以货币资金与短期投资之和除以总资产作为现金持有水平的替代指标，对回归方程进行混合OLS估计，结果参见表3中列（3）、列（6）和列（9）。

由表3中列（1）～列（3）国有上市公司的回归结果可知，PC的系数在1%或5%的统计水平上显著为正，意味着政治关联对国有上市公司的现金持有水平具有显著的正向影响，H1得到进一步证实。

由表3中列（4）～列（6）中央国有上市公司的回归结果可知，PC的系数虽然为正，但均未通过显著性检验，这说明政治关联对中央国有上市公司的现金持有水平没有显著的影响。

而表3中列（7）～列（9）地方国有上市公司的回归结果则显示，PC的系数为正且在1%或5%的水平上通过显著性检验，表明政治关联对地方国有上市公司的现金持有水平具有显著的正效应。上述实证结果与表2的估计结果基本一致，从而进一步支持了H2，即相对于中央国有上市公司，政治关联对地方国有上市公司现金持有水平的影响更为显著。

五、研究结论与启示

本文选取2005～2013年间沪深A股国有上市公司为研究样本，采用公司董事长或总经理是否具有政治关联作为政治关联的虚拟变量，实证考察了政治关联对公司现金持有水平的影响。

本文研究发现，国有上市公司政治关联与现金持有水平具有显著的正相关关系。这说明政治关联加剧了国有上市公司的代理问题，有政治关联的公司管理层倾向于留存更多的现金用于政府倡导的工程建设项目，以帮助其实现个人的政治晋升目标。

在基于企业终极控制人性质的进一步研究中发现，中央国有上市公司的政治关联对其现金持有水平没有显著影响，即中央国有上市公司高额现金持有的动机对政治关联并不敏感；地方国有上市公司的政治关联对其现金持有水平则具有显著的正向影响，即地方国有上市公司高额现金持有的动机对政治关联是敏感的。这是由于与中央国有上市公司相比，地方国有上市公司面临的外部监管相对较弱，管理层的利益侵占行为更加容易实施，因此有政治关联的地方国有上市公司具有更为强烈的高额现金持有动机。

本文的研究结论具有非常重要的启示：从某种程度上说，国有上市公司政治关联代理冲突效应的发挥与公司管理层的政治晋升诉求直接相关。因此，应改革国有上市公司尤其是地方国有上市公司的高管选拔任用机制，引入和推行职业经理人制度，弱化公司高管的政治晋升诉求。具体措施包括：一是加快从行政任命政府官员向市场化选拔机制转变，打破地方国企高管由政府主管部门任命的传统做法，努力突破地域和行业层面的界限，面向职业经理人市场公开招聘，实行竞聘上岗；二是健全国有上市公司高管的考核机制，将经营业绩和管理能力作为主要的考核指标，弱化对国企高管的行政激励。此外，还应加强对地方国有上市公司的监管，建立完善的外部监督机制，从制度上约束公司管理层的逐利动机。

摘要：本文选取20052013年间沪深A股国有上市公司为研究样本,实证考察了政治关联对公司现金持有水平的影响。研究发现,国有上市公司政治关联与现金持有水平具有显著的正相关关系。在基于企业终极控制人性质的进一步研究中发现,中央国有上市公司高额现金持有的动机对政治关联并不敏感,而地方国有上市公司高额现金持有的动机对政治关联是敏感的。研究结果表明,政治关联加剧了国有上市公司的代理问题,导致有政治关联的国有上市公司持有相对较多的现金。

关键词：政治关联,代理冲突,现金持有水平

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