基于債務期限結構的現金持有模型分析

張玉華，于白雨，桑志奇

（1.山東建筑大學 商學院，山東 濟南250101；2.山東建筑大學 建筑城規學院，山東 濟南250101）

0 引言

債務期限結構對公司的現金持有決策具有重大影響。在企業債務總量既定的情況下，債務期限結構的確定等價于短期債務的確定（即等同于長期債務的確定）。相對于長期債務而言，短期債務具有名義利率較低、靈活性較高、契約條款相對簡單等優勢。同時，短期債務可以減少信息不對稱程度、傳遞公司未來前景的信號、約束管理者、減少債權人受債務人的掠奪，以及阻止投資不足和過度等優勢，但也具有再融資風險高的劣勢。Froot等提出再融資風險在企業對已到期的短期債務進行償還或展期時，如果企業的流動性或整體財務狀況較差，會導致其不得不以較高的成本融資［1］。研究者認為再融資風險較高時可導致錯過凈現值為正的投資項目，在極端情況下，企業不得不低價賣出公司重要資產［2］甚至破產清算［3-4］。胡媛成等研究發現，我國上市公司依靠長期負債支撐長期資產的比例相當低，約有3／4的上市公司的長期負債占長期資產的1／5［5］。我國債務市場發展較緩慢，且上市公司較容易獲得短期貸款的特征等，促使其普遍存在較高的短期債務比重，進而提高了公司的流動性風險，也加劇了公司的再融資風險。

現金持有是公司重要的財務決策，公司持有現金的動機分為交易性動機、預防性動機和投機性動機。較高的短期負債比重增加了公司的流動性風險，從而可能導致公司預防性動機的現金持有水平提高。戴志敏等研究發現，隨著長期負債剩余期限的減少，流動性風險增加，現金持有規模也隨之增加［6］，即企業債務期限結構的選擇必然會影響公司現金持有決策。但現有研究更偏好關注債務期限結構是否影響了現金持有決策，以及影響現金持有決策的其他因素［7-11］，且在債務期限結構方面僅僅就長期和短期負債做了區分，而并未就負債的構成、及其對現金持有的作用路徑進行深入分析，基于債務期限結構的現金持有模型分析則有助于實現對該問題的深入研究。為此，文章運用2008～2016年滬深A股上市公司數據，實證檢驗了債務期限結構與公司現金持有決策的相關性以及作用路徑。研究發現：較短的債務期限結構顯著增加了企業的現金持有量，從經營活動產生的現金流中儲備現金是公司提升現金持有水平的重要路徑，但是相對與短期負債指標而言，以短期借款為指標計量的債務期限結構下，公司從經營活動凈現金流中累積現金、提升現金持有水平的能力有所下降。結果表明：當債務期限結構較短，即面臨較高的再融資風險時，為了避免再融資過程中市場的摩擦所產生的不利影響，公司會傾向于持有更多的現金，體現了現金持有的預防性動機；在提升資金持有水平方面，公司從經營活動產生的凈現金流渠道積累更多的現金，而且相對于短期負債占比指標，短期借款占比越高，公司從經營活動凈現金流中積累現金提升現金持有水平的能力下降。

研究貢獻主要體現在：（1）通過構建多元回歸模型，對現金持有動因進行了理論分析和實證檢驗，當前相關研究認為企業主要是為了平滑現實經濟運行中各種摩擦而持有現金，結果表明：債務期限結構所導致的再融資風險，能增加企業的現金持有和現金積累動機，凸顯了現金持有的預防性動機，這對進一步理解公司現金持有行為有一定的啟示意義。（2）通過構建交互項并進行多元回歸模型分析，明晰了公司提升現金持有水平的路徑選擇，提出經營活動凈現金流是公司提升預防性動機下資金持有的重要渠道，并對債務期限結構中的債務內容進行細分，進一步將短期債務占比區分為短期負債占比和短期借款占比，發現相對于短期負債占比較高的公司，短期借款占比較高的公司利用經營活動凈現金流提升預防性現金持有水平的能力較低。

1 債務期限結構與公司現金持有決策原理與假設

1.1 債務期限結構與現金持有水平

Kraus等發展建立了權衡理論模型，即現金持有水平受現金持有收益和成本相權衡的影響［12］。相較于長期債務，短期債務既有優點也有缺陷。債務期限結構對公司現金持有的影響主要體現為對短期債務成本優勢與再融資過程中的市場摩擦成本的權衡。當短期債務的相對成本優勢上升時，企業應考慮縮短其債務期限結構占比。倘若企業能夠承受由于整體債務期限縮短而帶來的再融資風險時，則應該盡可能降低持有現金這種價值較低的資產，從而提升企業價值。反之，則應該持有較多的現金，以避免再融資過程中市場摩擦對企業產生的不利影響。因此，債務期限結構如何影響現金持有在于權衡短期債務融資的利弊，最大化現金持有資產的價值。

Allen等研究認為中國是典型的銀行主導型金融市場，借款是企業最重要的外部融資來源［13］，因各種因素影響，信貸市場摩擦成本較高，信貸資源分布不盡合理。很多企業不能及時足量地獲得銀行貸款，甚至無法獲得長期債務，導致最終不得不通過短債長投、借新債還舊債、或對舊債進行展期等方式，以持續使用外部資金。韓德宗等研究發現我國公司的融資構成中，銀行借款占絕對地位，商業信用居次，樣本公司短期融資比例均值接近89%［14］。王云升發現我國短期負債占比在2006～2007年之間幾乎達到20年來的最高值，隨后短期負債占比略有下降，但依然＞80%［15］。Harford等研究認為面對長期負債到期日的臨近，企業會增加現金持有水平應對日漸增長的流動型風險［16］。也就是說，不論是因為長期負債因到期時間轉為1年之內，還是其他形式形成的短期負債，一旦出現短期負債結構占比較大，企業將面臨較高的再融資風險及資金鏈斷裂而導致的其他風險，如再融資時的高利率風險、公司價值被低估的風險，以及公司資產被賤賣的風險［17］。因此，從預防動機上講，當企業流動負債較多時，公司為了避免再融資過程中市場摩擦的不利影響以及價值被低估甚至賤賣的風險，公司會傾向于采取更保守的現金持有政策，注重現金積累，提升現金持有水平。

假設1 公司短期債務占比與現金持有水平正相關，即如果公司債務中短期債務占比較大，則公司的現金持有水平較高。

1.2 債務期限結構與現金積累路徑

Myers等提出融資優序理論，指出為了使不對稱信息成本以及其他融資成本最小化，公司的最優融資順序是留存收益、安全性債務、風險性債務和權益融資［18］。鑒于我國銀行導向型融資市場特征，在既定再融資風險水平下，擴大再融資的日常摩擦成本較高，且債務的剛性較大，公司為了緩解較高的再融資風險，提升還債能力，會積極通過多種渠道儲備現金，經營活動產生的凈現金流是公司所能自主控制的成本較低的現金積累渠道。由此推論認為，當短期債務占比較大時，公司會傾向于從經營活動的現金流中積累現金。

假設2 公司債務占比和經營活動凈現金流的交互項與公司現金變動正相關，即當短期債務占比較大、再融資風險較高時，公司會積極通過累積經營活動產生的凈現金流而大幅提高公司的現金持有水平。

2 債務期限結構與公司現金持有決策研究模型構建

2.1 樣本選擇與數據來源

我國主要商業銀行大多在2008年之前完成上市，導致企業獲得貸款的條件發生較大變化。針對這一現實，研究樣本選擇為滬深兩市2008～2016年全部A股上市公司。財務指標的數據來源于國泰安CSMAR上市公司數據庫。借鑒已有研究，文章對樣本進行了如下篩選與處理：（1）剔除了金融、保險業的上市公司；（2）為了避免兼并重組對企業的影響，剔除了樣本區間內總資產增長率或銷售增長率＞100%的樣本；（3）剔除了相關數據缺失的樣本；（4）為消除極端值影響，文章對應用的主要連續變量，在1%和99%的水平進行極端值縮尾Winsorize處理。經過以上篩選，最后得到了1417家樣本公司數據，共12753個年度數據。

2.2 變量定義

2.2.1 因變量

因變量包括（1）公司現金持有水平，用CASH表示，該指標的計算采用了2種方法，即① 現金及現金等價物之和與總資產的比例［19］，用CASH1表示，該計量方式主要借鑒了Kalcheva等的做法；②現金及現金等價物之和與總資產中減去現金和現金等價物后的資產凈額的比例，用CASH2表示，這主要以Harford等的研究為參考［16］。（2）公司現金持有變動，用ΔCASH表示，該變量同樣使用了2種方法，即①本期現金及現金等價物之和減去上期現金及現金等價物后再除以總資產，用ΔCASH1表示；②本期現金及現金等價物之和減去上期現金及現金等價物后再除以總資產凈額，用ΔCASH2表示。

2.2.2 自變量

自變量為債務期限結構，用DM表示。通常衡量指標為短期債務占總債務的比重，但為了更詳細地了解公司所面臨的償債剛性差異，且更好區分并觀察商業性信用負債和銀行類短期負債等對公司積累現金流的影響，對債務期限結構進一步采用了2種計量指標：（1）DM1為短期負債占總債務的比重；（2）DM2為短期借款占總借款的比重。其中，短期負債中除了短期借款外，還包括應付票據、應付賬款、預收賬款、應付工資與福利費、應付股利、應交稅金等，長期負債除了長期借款外，也還包括公司債券和長期應付款等。因此，從涉及數據看，DM1比DM2的歸集量要大一些。

2.2.3 控制變量

現有文獻發現經營性現金流CFO、資本支出INV、公司規模SIZE、投資機會Q、紅利支出DIV和負債程度LEV等都與現金持有量存在一定的相關性［8-11］，故將其作為本研究的控制變量；同時，為控制行業和年度的影響，在回歸模型中加入行業和年度控制變量，見表1。

表1 變量定義表

2.3 研究方法與模型構建

借鑒Opler等和Dittmar的做法檢驗假設1，構建影響公司持有現金水平的因素實證模型，由式（1）表示為

式中：CASH為公司現金持有水平，采用CASH1和CASH2等2種計量方法逐次檢驗。DM為公司債務期限結構，并分別用DM1和DM2 2種計量指標逐次檢驗。若α1為正數，說明債務期限結構與公司現金持有水平之間正相關，并且α1越大說明債務期限結構對公司現金持有水平的影響越大，即當短期債務或者短期借款所占比重越大，企業會有較高的現金持有水平。

檢驗假設2時，可以構建ΔCASH與DM、CFO渠道的實證分析模型，由式（2）表示為

式中：ΔCASH代表公司的現金持有變動，分別用ΔCASH1和 ΔCASH2等2種計量指標逐次檢驗。CFO為公司經營活動產生的凈現金流，DM×CFO為債務期限結構與公司經營活動產生的凈現金流的交互項。與模型（1）相同，代表再融資風險的債務期限結構指標也將分別用DM1和DM2等2種計量方式逐次檢驗。模型中β3為既定再融資風險水平下，CFO對公司現金持有變動的效應，若β3為正數，則表示當短期債務占比提高時，公司為了降低再融資風險，緩解還款壓力，會積極地通過CFO渠道積累現金，從而增加現金持有水平。反之，若β3為負數，則表示再融資風險提高與CFO增加，并沒有改善公司的再融資風險狀況，公司現金持有水平下降。

3 債務期限結構與公司現金持有決策實證結果分析

3.1 描述性統計

表2列示了債務期限結構與公司現金持有決策實證模型（1）和（2）中主要研究變量的描述性統計結果。

由表2可以看出，我國上市公司現金持有比平均為 16.2%（CASH1）和21.5%（CASH2），中位數分別為12.9%和15.8%，高于世界上其他國家的平均現金持有水平（如Dittmar研究指出，世界上45個國家現金持有的中位數水平為6.6%［20］）；從現金持有變化上來看，上市公司傾向于逐年增加現金持有水平，但幅度較小，均值分別為0.001（ΔCASH1）和0.005（ΔCASH2）。債務期限結構方面，DM1（短期負債占總負債比例）的平均值高達80.4%，DM2（短期借款占總借款的比例）為72.7%，這說明我國上市公司中主要的負債為短期負債，短期負債償還壓力以及再融資風險都較大。此外，從控制變量來看，樣本的平均規模為21.63，投資占資產比例為0.057，Q值（成長機會）為 1.753，股利支付率為0.1，經營性凈現金占資產比例為0.44，平均負債率為 0.52，與前期相關研究基本一致［6-8，14］。

表2 描述性統計表

3.2 實證結果與分析

3.2.1 債務期限結構對我國上市公司現金持有水平的影響

表3是模型（1）債務期限結構與公司現金持有量的實證檢驗結果，根據對債務期限結構和公司現金持有水平計算指標的差異分別列示4組結果，其中結果（a）和（b）的因變量分別是 CASH1和CASH2，自變量是DM1（以短期負債占總負債比重度量的債務期限結構），結果（c）和（d）的因變量分別是CASH1和CASH2，自變量是DM2（以短期借款占總借款比重的債務期限結構）。表3中，***表示回歸系數在1%水平下顯著，**表示回歸系數在5%水平下顯著，*表示回歸系數在10%水平下顯著，后續表中含義相同。

表3 債務期限結構與公司現金持有表

由表3可知，DM1與公司現金持有水平之間的 系數均在1%水平上顯著為正，其相關系數分別為0.0329和0.0385；DM2也與公司現金持有水平之間的系數也均在1%水平上顯著為正，其相關系數分別為0.0183和0.0301。該實證結果說明，當公司的債務中短期債務較多、再融資風險較大時，公司傾向于提高公司現金持有水平，保持較高的現金持有量，該結論支持了假設1。

3.2.2 債務期限結構對我國上市公司現金積累路徑選擇的影響

表4是公司現金持有變動與債務期限結構、公司經營活動現金流積累之間的回歸結果，結果（e）和（f）的因變量分別是ΔCASH1和ΔCASH2，自變量為DM1；結果（g）和（h）的因變量分別是ΔCASH1和ΔCASH2，自變量 DM2。實證研究顯示：（1）DM1×CFO與 ΔCASH1和 ΔCASH2的相關系數分別為0.2766、0.4182，DM2×CFO與 ΔCASH1和 ΔCASH2的相關系數分別為0.1391、0.1828，且均在1%的水平上顯著，這說明當短期債務比重較高時，公司為了緩解償債壓力，降低再融資風險，把經營活動產生的凈現金流作為重要的現金積累渠道，較好地實現了現金持有水平的增長。結論支持了假設2。（2）DM1×CFO與ΔCASH1和ΔCASH2的相關系數分別為 0.2766、0.4182，DM2×CFO與 ΔCASH1和ΔCASH2的相關系數分別為0.1391、0.1828，說明相對于短期負債比重較高的公司，短期借款占比較高的公司從CFO中累積現金能力略弱一些，但都實現了現金持有水平的提升。

表4 債務期限結構與公司現金積累表

3.3 穩健性檢驗

（1）分析了2組因變量和自變量之間的相關性，具體結果如表5。通過對模型主要自變量和因變量進行多重共線性相關度分析發現，CASH1和CASH2、ΔCASH1和ΔCASH2的相關度較高，解釋變量中DM1與DM2相關度都比較高，并且DM1、DM2與CASH1、CASH2顯著正相關。同時，不少控制變量之間存在顯著相關關系，但相關系數不高，這意味著模型出現多重共線的可能性較低。

（2）因為短期借貸常常是一年內實現償付，而且因為普遍的短借長投現象，許多公司的債務期限結構具有一定的連續性，故用t-1期的債務期限結構替代t期以檢驗研究結論的穩健性，檢驗結果和研究結論基本一致。

4 結論

通過以上研究可知：

（1）DM1與CASH1、CASH2之間的相關系數分別為 0.0329和 0.0385，DM2與 CASH1、CASH2之間的相關系數分別為0.0183和0.0301，兩組系數均在1%水平上顯著為正。該實證結果說明，當公司債務中短期債務較多、再融資風險較大時，公司傾向于提高公司現金持有水平，保持較高的現金持有量。

（2）DM1×CFO與ΔCASH1和ΔCASH2的相關系數分別為0.2766、0.4182，DM2×CFO與 ΔCASH1和 ΔCASH2的相關系數分別為 0.1391、0.1828，兩組相關系數均在1%的水平上顯著。這說明當短期債務比重較高時，公司為了緩解償債壓力，降低再融資風險，會把經營活動產生的凈現金流作為積累現金的非常重要的渠道，并較好地實現了現金持有水平的增長；此外，兩組相關數據的差異說明，相對于短期負債比重較高的公司，短期借款占比較高的公司從經營活動凈現金流中累積現金持有水平的能力略弱一些，但都實現了現金持有水平的提升。

參考文獻：

［1］Froot K A，Scharfstein D S，Stein J C.Risk management：coordinating corporate investment and financing policies［J］.Journal of Finance，1993，48（5）：1629-1658.

［2］Diamond D W.Debtmaturity structure and liquidity risk［J］.The Quarterly Journal of Economics，1991，106（3）：709-737.

［3］Brunnermeier M K，Yogo M.A note on liquidity riskmanagement［J］. American Economic Review： American Economic Association，2009，99（2）：578-583.

［4］Choi J，Hackbarth D，Zechner J.Granularity of corporate debt［J］.Social Science Electronic Publishing，2013（5）：1-49.

［5］胡援成，劉明艷.中國上市公司債務期限結構影響因素：面板數據分析［J］.管理世界，2011（2）：175-177.

［6］戴志敏，樓杰云，周建鋒.長期負債期限結構、現金持有與股權分置改革［J］.浙江大學學報（人文社會科學版），2016，46（2）：160-174.

［7］劉井建，紀丹寧，王健.高管股權激勵計劃、合約特征與公司現金持有［J］.南開管理評論，2017，20（1）：43-56.

［8］袁衛秋.融資約束、投資效率與現金持有價值［J］.現代財經：天津財經大學學報，2014（3）：75-84.

［9］姜彭，王文忠，雷光勇.政治沖擊、不確定性與企業現金持有［J］.南開管理評論，2015，18（4）：130-138.

［10］蒲文燕，張洪輝.異質機構投資與上市公司現金持有［J］.宏觀經濟研究，2013（12）：113-120，129.

［11］張會麗，吳有紅.內部控制、現金持有及經濟后果［J］.會計研究，2014（3）：71-78.

［12］Kraus A，Lizenberger H R.Skewness preference and the valuation of risk assets［J］.Journal of Finance，1976，31（4）：1085-1100.

［13］Allen J，Amano R，Byrne D.P，et al.Canadian city housing prices and urban market segmentation［J］.Canadian Journal of Economics／Revue Canadienne Déconomique，2009，42（3）：1132-1149.

［14］韓德宗，向凱.從企業債權融資的現實看公司債券的發行——以醫藥、生物制品行業上市公司為例的實證分析［J］.浙江社會科學，2003（4）：73-77.

［15］王云升.我國上市公司債務期限結構研究［J］.南通大學學報（社會科學版），2015，31（3）：134-139.

［16］Harford J，Klasa S，Maxwell W F.Refinancing risk and cash holdings［J］.Journal of Finance，2014，69（3）：975-1012.

［17］Choi J，Hackbarth D，Zechner J.Granularity of corporate debt［R］.Center for Financial Studies，2013（3）：1-12.

［18］Myers C S，Majluf S N.Corporate financing and investment decisions when firms have information that investors do not have［J］.Journal of Finance Economics，1984，13（2）：187-221.

［19］Kalcheva I，Lins K V.International evidence on cash holdings and expected managerial agency problems［J］.Review of Financial Studies，2007，20（4）：1087-1112.

［20］Froot K，David S，Jeremy S.Risk management：coordinating corporate investment and financing policies［J］.Journal of Finance，1993，48（5）：1629-1658.