經濟周期、公司現金持有及其動態調整

宋靜云

經濟周期、公司現金持有及其動態調整

宋靜云

本文通過對2202家上市公司13691個樣本數據的實證研究，檢驗了2003-2013年間宏觀經濟因素對公司現金持有行為的影響。本文的實證證據表明，相對于經濟周期波動的擴張階段，上市公司在經濟周期波動的收縮階段的現金持有水平更高。同時，相對于經濟周期波動的擴張階段，上市公司在經濟周期波動的收縮階段的現金持有調整速度較慢。本文的研究有助于政府部門提高宏觀調控水平和決策指導能力，有利于企業把握宏觀經濟發展規律，科學制訂并合理實行現金持有政策。

經濟周期 現金持有水平 調整速度 動態調整

一、引言

現金是公司最具流動性、最重要的資產，對企業的健康運營和持續發展具有重要的戰略意義，同時，又由于它的稀缺性和極易被代理人隨意使用的特點，企業的現金持有水平一直是理論界關注的重要問題。國內外學者對公司現金持有水平展開了多方面研究，主要集中于從預防性動機、交易性動機、稅收動機、代理成本動機等方面進行分析和考察。但本文擬從企業所處的外部宏觀環境出發，將經濟周期分為經濟擴張期與經濟收縮期，試圖基于宏觀經濟政策下的微觀企業行為視角，分析宏觀經濟波動對企業現金持有行為的影響。

《人大研究報告》指出，2015年中國宏觀經濟在外部環境輕度改善、內部大改革全面展開、宏觀經濟政策相繼定位等多重力量作用下，GDP增速呈現“底部波動”、“輕度回緩”的態勢。十八屆三中全會出臺的《中共中央關于全面深化改革若干重大問題的決定》揭開全面改革大幕，改革必將在未來相當一段時期內對中國宏觀經濟運行機制及宏觀經濟走勢產生基礎性作用。2015年將是中國全面落實十八屆三中全會精神、全面推行結構性改革的第一年，將是近20年來政治、社會、經濟最為復雜的一年。同時，2015年也是世界經濟步入“宏觀政策逐步常態化，結構性改革全面深化”的大調整與大過渡的一年。宏觀經濟作為企業運行的大環境，宏觀經濟的變化必然對企業的現金持有行為有重大影響。在這個新的經濟態勢下，通過研究經濟周期與企業現金持有及其動態調整，為公司科學制定并合理實施現金持有政策，加強企業的經營管理，把握經濟活動的主動權都具有積極的現實意義。

二、文獻回顧與研究假設

上世紀九十年代末，針對公司現金持有行為的研究得到了理論與實務界的廣泛關注。西方學者主要從權衡理論、優序融資、委托代理、融資約束、公司治理結構以及銀企關系等方面展開研究，并且取得了豐碩的研究成果。伯南科和格特勒認為，投資水平依賴于企業的資產負債表狀況，較高的現金流量和資產凈值對于投資有直接或間接的正面影響，直接的影響是因為它增加了內部融資的來源，間接的影響是因為它提供了更多的抵押品而減少外部融資成本。當企業遭受到經濟中的正向沖擊或負向沖擊，其凈值隨之升高或降低時，經由信貸市場的作用會將這種沖擊對經濟的影響放大，這種效應稱為金融加速器效應。Bernanke et al.（1996）指出經濟周期波動中的金融加速器效應是由金融市場缺陷 （ 投融資雙方的信息不對稱） 造成的，投資者為保障資金安全，在信息甄別機制下會對負向沖擊反應過度，從而產生沖擊的乘數效應，即經濟運行中的一點小的沖擊會導致極大的波動。Baum et al.（2004） 分析了宏觀經濟不確定性對企業現金持有預防性動機的影響。

經濟的周期波動作為企業所處的大環境，必定會對企業的現金持有產生影響。在市場經濟條件下，企業家們越來越多地關心經濟形勢，也就是 “經濟大氣候”的變化。一個企業生產經營狀況的好壞，既受其內部條件的影響，又受其外部宏觀經濟環境和市場環境的影響。一個企業，無力決定它的外部環境，但可以通過內部條件的改善，來積極適應外部環境的變化，充分利用外部環境，并在一定范圍內，改變自己的小環境，以增強自身活力，擴大市場占有率。因此，作為企業家對經濟周期波動必須了解、把握，并能制訂相應的對策來適應周期的波動，否則將在波動中喪失生機。

已有大量文獻基于融資約束理論對經濟周期波動與現金持有水平之間的關系進行研究。基于預防性動機，企業為了抵御外部融資約束，現金持有水平與經濟周期密切相關。在經濟擴張期，企業的外源性融資成本下降，外部融資能力增加，需要保持的現金持有量下降。因此，企業的營運資金占用和投資支出都顯著提高，從而推動產出增加，經濟進一步繁榮。反之，在經濟收縮期，企業外源性融資成本上升，外部融資能力下降，出于預防性動機，企業會提高現金持有水平。因此，將有部分資金退出生產，導致產出下降，經濟進一步衰退。從本質上說，持有高額的現金儲備可以被視為企業經理人購買的一項期權，在經濟衰退期下執行這一權利，能夠換得企業的長遠發展（Baum等，2006）。對此，羅琦和張克中（2007）認為，當企業能夠預期到經濟不確定性導致的現金短缺風險時，基于預防性動機，往往會通過減少當期投資和增加當期現金儲備來提高跨期投資選擇權的價值。在經濟波動中，經濟收縮時企業的外部融資能力下降，面臨的融資約束程度提高，導致具有更高的緩沖需求，所有這些因素促使企業提高現金持有水平。基于此，本文提出假設1：

假設1：相對于經濟周期波動的擴張階段，上市公司在經濟周期波動的收縮階段的現金持有水平更高。

近些年以來，隨著計量經濟學實證方法在處理動態面板數據方面的研究不斷深入，研究現金持有問題的實證方法已經逐漸由靜態走向動態。已有研究發現，企業的最優現金持有水平并不是一個固定的現金持有比例，而是一個不斷變化的現金持有比例范圍，企業基于內外部條件的變化不斷地進行著現金持有的動態調整。Opler et al.（1999）等最早提出了企業存在最優現金持有水平及調整行為的觀點，開啟了研究公司現金持有動態調整的先河，他們發現，企業的現金持有水平圍繞某一目標值呈現波動式調整，并最終向該目標值進行調整。Ozkan et al.（2002）是最早利用動態調整模型和面板模型方法研究現金持有問題的探索者。他們通過建立部分現金持有動態調整模型，并以1984-1999年英國公司為樣本研究發現，英國公司存在最優現金持有水平，且由于調整成本的存在，企業只能對現金持有進行“部分性”調整。

在 MM理論定義的完美資本市場中，由于不存在調整成本，公司的現金持有量可以迅速調整至目標水平。與之形成鮮明對比的另一個極端例子是，當現金持有調整面臨無限大的成本時，公司則不存在向目標水平進行調整的動機。在公司的實際經營過程中，現金持有水平往往會偏離目標值，出現持有不足或持有過度的情形。在不同的偏離狀態下，現金持有的調整方式存在很大的差異。例如，當公司過度持有現金時，可以通過投資支出（包括兼并收購） 增加現金股利。提高經理薪酬，以及增加研發支出和廣告支出等方式來降低現金持有水平； 當現金持有不足時，一方面可以通過出售部分非核心資產或發行股票（如增發或配股） 的方式開源，另一方面也可以以降低現金股利、減少經理人薪酬，或縮減研發和廣告支出等方式來節流。當然，在調整過程中這可以采用上述方式的組合。然而，上述兩種情況下的調整成本是不同的，相對而言，降低現金持有面臨的成本更低一些，而增加現金持有的成本則較高，因此公司降低現金持有的調整速度更快。基于此，本文提出假設2：

假設：2：相對于經濟周期波動的擴張階段，上市公司在經濟周期波動的收縮階段的現金持有調整速度較慢。

三、研究設計

（一）樣本選取和數據來源

本文選取2003-2013年滬深A股上市公司為樣本，并進行了如下處理：一是剔除金融類行業的上市公司；二是剔除ST公司；三是剔除含B股或H股的樣本，因為這些公司面臨不同的監管環境，從而對其現金持有政策產生影響；四是剔除資不抵債的上市公司；五是剔除部分數據缺失的公司；六是剔除2003-2013年間當年上市的公司，因為IPO對企業的現金持有水平有較大的影響。經過處理后，最終得到 2202上市公司總計13691家公司10年觀察樣本值。在實證分析之前，針對模型的主要變量，對小于1%和大于99%的分位數均做了縮尾處理，目的在于克服樣本離群值的影響。財務數據來源于深圳國泰安 （ GTA） 經濟金融研究數據庫 （CSMAR數據庫），宏觀經濟數據來自于《國家統計局》。

（二）回歸模型

為了檢驗經濟周期波動因素對上市公司現金持有量水平的影響，本文在借鑒OPSW（1999）模型的基礎上，建立了如下回歸模型（1），其中GRGDPt為第t期的宏觀經濟變量。

公司現金持有是一個動態調整的過程，不同時點上的公司最佳現金持有量具有動態變化的特征，因此，僅以現金持有量的高低來判斷現金持有的行為是否合理并不穩健。考慮到上述因素，本文參考Garcia et al.（2009）、連玉君等（2010）的研究方法，采用如下（2）模型估計目標現金的持有水平，（3）部分調整模型來反映公司實際現金持有量的調整速度，從而有助于更好地驗證不同環境下現金持有行為的合理性。

其中Cashi，t＊表示公司i在第t年的目標現金持有水平，即最佳現金持有水平。向量組Xi，t為實證研究中一般會控制現金持有的影響因素，包括公司規模（Size）、資本結構（Lev）、成長機會（Tobin）、現金流量（Gf）、資產結構（Tang）、流動性（Liq）、投資支出（Inv）等變量。Cashi，t與Cashi，t-1之差為本期的實際調整量。調整系數可解釋為企業向目標水平調整的速度，其值介于0到1之間。如果=0，表明調整成本大于調整的收益，公司不會進行任何的調整；當0<<1，則說明在存在調整成本的情況下，公司只進行了部分調整；如果=1，則意味著企業調整成本為零，企業可以在一個期間內完成全部調整，即公司i在第t年的現金持有量正好是企業的最佳現金持有水平上。將（2）代入（3），等到如下基礎模型（4）。

表1　變量定義及計量

表2　主要變量的描述性統計（總樣本）

圖1　2003-2013年樣本公司的現金持有

為了考察經濟周期波動對現金持有調整速度的影響，在（ 4） 式右邊加入當期經濟增長率（GRGDP）和滯后一期現金持有量Cashi，t-1的交互項得到擴展的部分調整模型（5）。此時，公司現金持有調整系數是用1減變量Cashi，t-1的回歸系數。因此，調整系數。

在（5） 式的所有待估系數中，根據公式可得公司的現金持有量受到變量Cashi，t-1的系數（1-） 與交乘項的系數?的影響。而本文的研究目的，是重點關注交乘項的系數?，原假設為?=0，即現金持有調整是一個固定值，公司現金持有的調整不受經濟周期波動的影響。由于GRGDP一般情況下為正，如果?的符號為正，則說明現金持有調整速度會隨經濟增長的提高而降低，反之則會隨經濟增長的降低而提高。

上述模型是一個典型的動態面板模型。內生性問題使得OLS和固定效應估計都是有偏的，存在動態面板偏差，比較好的解決方法就是使用系統據估計（System GMM）。為此，本文采用Arellano和Bond（1995）提出的廣義系統矩估計法進行估計，以克服個體異質性與內生性問題。因為系統估計量能夠比較充分地運用整個樣本信息，所以有利于更加有效地降低小樣本導致的偏誤。

（三）變量定義

本文將重點分析宏觀經濟因素對公司現金持有率的影響，被解釋變量為現金持有比率（Cash），解釋變量為國內生產總值年增長率 （ GRGDP）。同時，采用Dittmar&Mahrt-Smith（2007） 回歸模型中使用的各項公司特征變量作為控制變量，如公司規模（Size）、資本結構（Lev）、成長機會（Tobin）、現金流量（Gf）、資產結構（Tang）、流動性（Liq）、投資支出（Inv）。主要變量定義見表1。

四、實證研究結果

（一）變量的描述性統計

表2列示了對總樣本各主要變量的描述性統計結果，圖1列示了樣本公司現金持有水平均值與國內生產總值增長率的變動趨勢。與連玉君等（ 2010）的實證分析進行比較，可發現本文的實證數據特征與其非常接近。連玉君等的研究樣本是1999年至2006年的上市公司，該樣本的現金持有平均值為13.7%，本文的現金持有平均值為16.8%，說明近年來公司的現金持有水平略有提高，這與國外的情況很相似。

平均來說，樣本公司的現金持有量占期初總資產比率為16.8%，而且不同公司的現金持有水平差異較大，現金持有水平最小的公司其現金持有量僅占總資產的0.7%，而現金持有水平最大的公司其現金持有量占總資產的比率高達60.8%。國內生產總值增長率（GRGDP）均值為9.5%，最大值為11.9%（2007年），說明2007年達到本輪經濟周期的波峰位置，但受隨后受到2008年國際金融危機沖擊和國內調整的影響，經濟增速開始減緩，公司的現金持有水平顯著提高。在2005-2006年，我們可以看到，現金持有水平也有所提升，這也許可以歸功于2005年4月啟動的股權分置改革。同時，由表3可以大致看出，當國內生產總值增長率（GRGDP）持續增長時，公司現金持有水平均值相對減少，反之亦然。由此初步驗證了本文提出的研究假設1，即相對于經濟周期波動的擴張階段，上市公司在經濟周期波動的收縮階段的現金持有水平更高。

（二）相關性分析

表3報告了主要變量的相關性分析結果。從表3可以看出，無論是Spearman還是Pearson相關系數，國內生產總值增長率（GRGDP）與公司現金持有（Cash）均顯著負相關，這表明當國內生產總值增長率增長較快時，公司現金持有水平有所降低，反之亦然。

（三）回歸結果及其分析

本部分從靜態和動態兩個角度，對經濟周期對公司現金持有及其動態調整速度的影響進行實證檢驗，然后，分別從靜態與動態角度進一步地將研究樣本以企業性質分組，分別考察在不同企業性質下，經濟周期對現金持有水平的影響。

1.經濟周期與公司現金持有的靜態回歸結果

表3　主要變量的相關性分析

表4　經濟周期與公司現金持有的回歸結果

表5　經濟周期與公司現金持有動態調整的回歸結果

表4列示了靜態角度下經濟周期與現金持有水平的回歸結果，并且為了進一步考察二者之間的相關關系在不同性質的企業中是否有所不同，本文進一步將全部樣本按照企業性質分為國有企業與非國有企業，重新進行相同的回歸分析。從表4可以看出，所有回歸檢驗的F統計量及其相伴概率（p=0.000）都非常顯著。同時通過對解釋變量進行Spearman與Pearson相關系數進行檢驗，發現各相關系數都在0.5以下，可以認為解釋變量之間不存在明顯的多重共線性問題。上述結果表明，模型（1）對各變量的線性擬合是顯著有效的，并且無論是國有企業還是非國有企業，國內生產總值增長率（GRGDP）與公司現金持有（Cash）均顯著負相關。

從表中估計結果來看，總體樣本公司的國內生產總值增長率（GRGDP）的系數為-0.307，并且在1%的水平上顯著，表明經濟處于擴張期時，公司現金持有水平越低。上述分析驗證了假設1提出的相對于經濟周期波動的擴張階段，上市公司在經濟周期波動的收縮階段的現金持有水平更高，同時我們可以進一步發現，非國有上市公司現金持有水平（Cash）與國內生產總值增長率（GRGDP）之間關系較國有上市公司更為顯著。

2.經濟周期與公司現金持有的動態回歸結果

對于動態面板模型而言，基于OLS的估計量上偏于Casht-1系數的真實值； 基于固定效應的估計量則下偏于Casht-1系數的真實值（Roodman，2009）。因此，基于上述兩個估計量可以確定Casht-1系數真實值的大致區間。為此，分別采用OLS和FE方法估計模型（5） ，發現系統GMM方法估計出的 Casht-1系數都介于OLS和FE估計量之間。

表5呈現了相關模型的回歸結果。可以根據前文推導出的公式數來計算現金持有的調整速度。對于總樣本來說，調整速度=1-（0.734-2.171XGRGDP）=0.266+2.171XGRGDP；對于國有公司來說，調整速度=1-（0.819-2.598XGRGDP）=0.181+2.598XGRGDP；對于非國有公司來說，調整速度=1-（0.489-2.393XGRGDP）=0.511+2.393XGRGDP。根據上式可以發現，無論是國有還是非國有公司，當處于經濟周期波動的擴張階段，上市公司在經濟周期波動現金持有調整速度較快；當處于經濟周期波動的收縮階段，上市公司在經濟周期波動現金持有調整速度較慢。從而驗證了前文的理論判斷。

運用模型（5） 計算企業的現金持有調整速度，優點在于可以直觀計算出調整的半周期。以2013年為例，當年的GRGDP為7.7%，根據，可以計算得出當年總樣本公司的調整速度為0.167，對應的調整半周期（調整半周期=ln2/調整速度）為4.150年。其經濟意義是，公司在2013 年要調整到目標現金持有水平必須要8.300年。同理，非國有公司的調整速度為0.381，對應的調整半周期為1.819；國有公司的調整速度為0.695，對應的調整半周期為0.997；比較二者可以發現： 不僅非國有公司的調整周期要長些，而且調整速度的邊際效應存在顯著差異國有公司現金持有調整速度受經濟周期波動的影響更大，說明其現金持有水平的調整能力更強。可能的原因在于： 一是基于融資約束的外部環境，非國有公司的現金持有即使在經濟繁榮期也不會過多低于目標水平，而是將保持在一個合理的區間。因此現金持有向目標水平調整的動機不是很強，表現為調整速度對外部因素不敏感。連玉君等（2010）也發現，調整成本的存在使得公司傾向于維持一個目標調整區間，并且在此區間內調整速度較慢。二是對于國有控股公司而言，因為其面對更多更豐富的融資渠道，所以能更充分地權衡各種融資方式的相對凈收益。國有公司對于現金持有的調整成本更為敏感，表現為調整速度對外部沖擊敏感。

（四）穩健性檢驗

為了確保研究結論的可靠性，本文還進行了如下穩健性檢驗：（1）對現金持有水平（Cash）的衡量，用“現金及現金等價物/總資產”來替代。（2）考慮到行業差異可能對本文的結論產生影響，把樣本限定為制造業公司重新進行回歸。上述結果與前文的研究結論無實質性差異。

五、研究結論

本文通過對2202家上市公司13691個樣本數據的實證研究，檢驗了2003-2013年間宏觀經濟因素對公司現金持有行為的影響。通過實證檢驗分析，本文得出如下結論： （1） 相對于經濟擴張時期，公司在經濟收縮時期將面臨較差的外部融資環境，如融資約束程度較高，融資成本上升等，為應對宏觀沖擊的不利影響，公司會具有較高的現金持有水平，并且民營上市公司的外部融資環境較為嚴峻，除外部融資約束程度較高外，還可能面臨因國有銀行借貸導致的融資難問題，因而，民營上市公司較國有上市公司具有較高的現金持有水平 。（2） 實證證據表明，相對于經濟周期波動的擴張階段，上市公司在經濟周期波動的收縮階段的現金持有調整速度較慢。

然而，經濟周期波動對企業現金持有水平的影響因素眾多，其傳導途徑及運作機理紛繁復雜，本研究不可能全面予以分析，相關結論還有待進一步的經驗證據確認。未來對于宏觀經濟周期波動影響上市企業投融資行為的深入探討更加值得我們期待。

作者單位：新疆石河子大學

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