我國零售業上市公司現金持有量影響因素研究

王廣生

(中國社會科學院，北京 100732)

早在150多年前，馬克思站在歷史和哲學的高度，闡明了現金的重要意義，提出現金流量決定企業成敗的觀點，并準確預見了現金在人類經濟社會發展中將要扮演越來越重要的角色。[1]上世紀末，西方企業已經出現持有大量現金及現金等價物的情況，西方學者主要從權衡理論、優序融資理論、信息不對稱理論以及公司治理等視角對企業現金持有量的影響因素進行研究。[2]我國有關學者也逐漸關注現金持有量問題(例如：祁鳴，1996；侯文濤，2000；邸麗、范廣坤，2001)，并形成了豐富的研究成果。目前學界已經達成這樣一個共識：現金持有量與企業所處的行業有密切關系，不同行業的企業現金持有水平有較大差異。[3]雖然零售業是一個傳統的競爭性行業，但是近年來隨著電子商務的崛起，消費者對于零售渠道的依賴程度大大降低，零售業迎來了全新的競爭環境和更加嚴峻的挑戰。據媒體報道，2017年的實體店店面關閉聲明多達7000次，零售業的破產申請多達662個。[4]在這一大背景下，研究并嘗試探析我國零售業上市公司的現金持有水平以及主要影響因素，對于零售業企業提高財務管理水平和經濟效益，進一步提高自身競爭力，具有重要的理論意義和實踐意義。

一、文獻回顧和假設提出

近年來，對于現金持有量的研究有了不少新的進展。以現金持有量為題在中國知網(CNKI)進行檢索，可以找出在核心期刊發表的文獻共計427篇。研究對象主要集中在上市公司，研究主題主要集中在公司治理、股權結構、信息不對稱、權衡理論等。對這些文獻進行關鍵詞共現網絡分析，可通過中國知網生成關鍵詞共現網絡圖(見圖1 現金持有量研究關鍵詞共現網絡圖)。從圖中可以看出，對于現金持有量研究的主題比較集中。下面我們就對其中的關鍵文獻進行簡要評述。

張人驥、劉春江(2005)基于991個上市公司樣本，從股權結構角度，對股東保護變量作出學術定義，在此基礎上對上市公司現金持有量與股東保護的二元關系進行研究，結果表明，不同上市公司之間的現金持有水平懸殊，現金持有水平與股東保護程度之間表現出負相關。[5]沈藝峰、況學文、聶亞娟(2008)探討了終極控股股東控制權和現金流權分離對于公司現金持有量的影響，結果表明，在控制權、現金流權兩權分離的情況下,國有終極控股股東對于高現金持有量水平具有較高的偏好，而且偏好是一種控股股東利益侵占動機。[6]羅琦、許俏暉(2009)對上市公司大股東行為與現金持有水平的二元關系進行實證研究，結論為第一大股東持股比例與公司現金持有量呈現正相關。[7]

楊興全、孫杰(2007)基于853家上市公司，探討了上市公司特質性因素和公司治理對公司現金持有量的影響，結果表明公司現金持有量與財務杠桿、銀行性債務、凈營運資本、國有股、董事會規模、股東保護程度等呈現負相關，與公司的投資機會、經營者持股等呈現正相關，建議我國企業從股權結構、董事會特征等方面，進一步完善公司治理機制。[8]楊興全、吳昊旻(2009)對行業特征對公司現金持有量的影響進行研究，結果表明我國上市公司的現金持有量在不同行業之間差異較為明顯，行業競爭的程度、商品獨特的程度與現金持有水平呈現正相關,產品市場競爭激烈、產品獨特程度高的公司偏向于持有更多的現金,以盡量保持其競爭優勢。[9]

廖理、肖作平(2009)對公司治理是否影響公司現金持有量進行研究，在控制公司特征因素的前提下,采用混合最小二乘法評估公司治理如何影響公司現金持有量，結果表明,公司治理在決定公司現金持有量方面具有重要作用，公司治理水平與現金持有量呈現負相關。[10]況學文、彭迪云、何恩良(2009)以我國上市公司為樣本，建立了兩個反映公司外部融資約束程度的綜合指數和兩個公司價值模型，對我國上市公司外部融資約束與公司現金持有量市場價值之間的關系進行實證研究，結論為非融資約束公司的現金持有量明顯低于融資約束公司的現金持有量。[11]

以上文獻是關于現金持有量研究的高被引文獻，除此之外，還有學者對于特定行業的現金持有量進行了研究，例如保險業(趙桂芹，2007)、醫藥制造業(謝幫生、魏遠竹，2011)出版業(何志勇，2017)等。我國學者對于零售業現金持有量的關注還較少，目前能檢索到的該主題文獻僅有一篇(孫奕馳、魯麗軍，2012)，該文獻以批發零售業上市公司的2007年至2011年度數據為對象，對于現金持有水平的影響因素進行分析，結果表明財務杠桿、銀行負債比例、企業成長性與現金持有水平呈現負相關，公司規模、現金替代物、流動負債比例、現金流量與現金持有水平表現出正相關，而管理費用率、大股東持股比例與現金持有水平無顯著關系。[12]這篇文獻雖然就零售業上市公司的現金持有量影響因素進行了研究，但是5年的時間序列偏短，在樣本數量有限(66家公司)的情況下自變量偏多(9個)，并且當時的零售業所面臨的市場競爭情況與當下有很大差異，因此有必要就本主題作進一步的研究。

基于現有文獻及有關常識，本研究提出以下假設：

H01：現金持有量與公司總資產增長率呈正相關。

H02：現金持有量與總負債增長率呈正相關。

H03：現金持有量與現金流凈額呈正相關。

H04：現金持有量與流動負債呈正相關。

圖1 現金持有量研究關鍵詞共現網絡圖(由中國知網生成)

二、研究方法和數據來源

研究方法對于學術研究尤為重要，是研究成敗的決定性因素之一。綜合考慮對于零售業上市公司現金持有量因素研究的可行性和科學性的基礎上，本研究采用面板數據進行分析，不僅能夠解決遺漏變量的問題，而且能夠兼顧橫截面與時間兩個維度，提高估計的精準程度。本研究選取的樣本為當前正常經營的零售業上市公司，分類依據為萬德數據庫行業分類，共獲得特力A等76家企業的數據。為確保時間序列數據量，本研究將季報作為研究數據。將所有企業2010年至2017年季報相關數據導出，對數據進行數據完整性檢驗，發現快樂購等13家企業在相關數據方面存在不同程度缺失，因此對這些企業予以剔除，最終形成63家零售業上市公司的完整數據，數據共計10080項。

(一)變量定義

我們對企業現金持有量的影響因素分析原則主要有：第一，分析企業經營因素，企業經營是企業最核心的經濟活動，是對企業現金持有產生影響的最重要的因素之一；第二，分析企業治理因素，這些因素能夠體現企業的理念和愿景，并直接影響到企業發展潛力和趨勢；第三，盡量采用定量研究方法，避免定性分析中的主觀因素。基于以上幾點考慮，本研究選取以下指標進行分析。[13]

本研究的被解釋變量是現金持有量，以現金及現金等價物期末余額(以下簡稱現金余額)來量化零售業上市公司的現金持有量，在數學模型中以CASH來表示。

考慮到樣本容量的限制，為確保研究的準確度，本研究對現有文獻中常用的二十多個解釋變量進行比較，最終選取4個解釋變量。一是公司總資產(ASSETS)，國內外許多文獻使用總資產來反映公司規模大小，本研究也使用這一方法。二是總負債(DEBT)，這一因素能夠較為充分地反映應企業從外界籌措資金的能力，以及外界對該企業發展勢頭的預期。三是經營活動產生的現金流量凈額(NETFLOW，以下簡稱現金流凈額)，該指標能夠反映企業盈利能力和盈利水平，判斷企業生命周期所處階段。四是流動負債合計(LIABILITY，以下簡稱流動負債)，通過流動負債合計，體現企業的債務情況。

由以上變量定義可構建多元線性回歸模型如下：

CASH=α+β1ASSETS +β2DEBT +β3NETFLOW +β4LIABILITY +ε

其中，α為截距，βi(i=1,2,3,4)為回歸系數，ε為隨機誤差項。

(二)變量檢驗

為保證多元線性回歸的科學性，本研究在進行描述性統計基礎上，首先進行變量間相關性分析，然后進行單位根檢驗。

將相關數據用EViews進行匯總，可得表1 變量描述性統計。

表1 變量描述性統計

表格來源：本研究根據所搜集數據自行匯總。

從表1所示被解釋變量的情況來看，63家零售業上市公司的現金持有量絕對值懸殊，標準差高達24億元，反映出這些公司之間規模存在顯著差異，這也與現有文獻提到的企業間現金持有量存在較大差異一致。從其它指標項來看，63家零售業上市公司的數據也有較大差異，反映出我國零售業上市公司自身情況各不相同。

從表2可以明顯看出，選取的變量之間具有一定的相關性，適合進行多元線性回歸。為了保證計算結果是有意義的，對面板數據進行單位根檢驗，研判其平穩性。將面板數據導入EViews進行ADF檢驗，變量及部分變量一階差分或對數的ADF檢驗結果如下表所示(見表3 變量ADF檢驗結果)。

表2 變量相關性一覽表

表格來源：本研究根據所搜集數據自行匯總。

表3 變量ADF檢驗結果

表格來源：本研究根據所搜集數據運用EViews導出。

從表2所顯示的運算結果可以看出，現金余額、現金流凈額、流動負債不具有單位根，是平穩序列；總資產、總負債具有單位根，是非平穩序列。由于總資產、總負債一階差分后經濟學意義不顯著，因此對總資產、總負債取對數后進行差分，其經濟學意義分別為總資產增長率、總負債增長率，進行ADF檢驗，結果不具有單位根，是平穩序列。

基于以上結果，我們采用現金余額、現金流凈額、流動負債，以及總資產、總負債的對數差分值進行估計，優化后的模型為：

CASH=α’+β1’DLNASSETS +β2’DLNDEBT +β3’NETFLOW +β4’LIABILITY +ε’

其中，α’為截距，βi’(i=1,2,3,4)為回歸系數，ε’為隨機誤差項。

在建立模型進行估計前，應當先進行模型設定形式檢驗，確定選擇固定效應還是隨機效應。我們對數據進行Hausman檢驗，從EViews中導出檢驗結果如下表所示(見表4 各變量Hausman檢驗結果)。從表中可以看出，P值為0.0000，因此，我們拒絕固定效應模型不存在系統差異的原假設，建立固定效應模型。

表4各變量Hausman檢驗結果

Test SummaryChi-Sq. StatisticChi-Sq. d.f.Prob.Cross-section random83.66574040.0000Cross-section random effects test comparisons:VariableFixedRandomVar(Diff.)Prob.DLNASSETS?1637.3114351646.29092031.3204840.1086DLNEBT?-778.297317-808.57570923.2070900.0000NETFLOW?0.1411300.1583360.0000040.0000LIABILITY?0.1402710.1478400.0000010.0000

表格來源：本研究根據所搜集數據運用EViews導出。

根據上述Hausman檢驗結果，我們建立固定效應模型進行估計，從EViews中導出估計結果(見表5 固定效應模型估計結果)。

表5固定效應模型估計結果

VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.C827.511328.1409829.405910.0000DLNASSETS?1637.311195.68808.3669480.0000DLNDEBT?-778.2973149.2568-5.2144840.0000NETFLOW?0.1411300.0269895.2292370.0000LIABILITY?0.1402710.00430932.555770.0000Fixed Effects (Cross)Effects SpecificationCross-section fixed (dummy variables)R-squared0.852428Mean dependent var1436.520Adjusted R-squared0.847263S.D. dependent var2452.179S.E. of regression958.3491Akaike info criterion16.60201Sum squared resid1.73E+09Schwarz criterion16.79334Log likelihood-16144.86Hannan-Quinn criter.16.67234F-statistic165.0632Durbin-Watson stat0.996662Prob(F-statistic)0.000000

表格來源：本研究根據所搜集數據運用EViews導出。

由固定效應模型估計結果可以看出，模型的整體擬合度較好，校正決定系數為0.88，明顯高于大部分現有文獻的擬合度0.24(胡國柳、王化成，2007)、0.26(楊興全、孫杰，2007)、0.33(吳海鵬，2012)、0.37(肖作平，2008)。

由表3可以得出標準化回歸方程為：

CASH=827.5113+1637.311DLNASSETS-778.2973DLNDEBT+0.141130NETFLOW +0.140271LIABILITY+ε’

從回歸結果還可以得出以下結論(可參見表6 原假設分析一覽表)：

第一，現金持有量與公司總資產增長率呈正相關。公司總資產的對數差分后的系數為1637.311，且這一系數在0.0000的水平上顯著。此系數的絕對值很高，這能夠說明現金持有量與公司總資產增長率呈現較強的正相關，也就是說現金持有量與公司規模的擴張呈正相關。

第二，現金持有量與總負債增長率呈負相關。總負債的對數差分后的系數為-778.2973，且這一系數在0.0000的水平上顯著。此系數的絕對值很高，能說明現金持有量與總負債的增長率呈現一定的負相關。這與原假設不一致，說明企業即使承擔的債務有所增長，還款的經濟壓力并不大，不需要使用過多現金償還債務。

第三，現金持有量與現金流凈額呈正相關。現金流凈額的系數為0.131642，且此系數在0.0000的水平上顯著。這一系數的絕對值不是很高，但是仍能說明現金持有量與現金流凈額呈現一定的正相關。這種相關性原因是經營活動產生的現金流量凈額是企業持有現金的重要途徑。

第四，現金持有量與流動負債呈正相關。流動負債的系數為0.141130，且這一數在0.0000的水平上顯著。這一系數的絕對值也不是很高，但是仍能說明現金持有量與流動負債呈現一定正相關。這種相關性說明企業流動負債越多，其現金持有量也越多，以規避財務危機。

表6 原假設分析一覽表

表格來源：本研究根據估計結果自行匯總。

三、結論與建議

本研究使用2010年至2017年的面板數據，對我國零售業上市公司現金持有量的影響因素進行實證分析，得出以下結論：現金持有量與公司總資產增長率、現金流凈額、流動負債呈正相關，現金持有量與總負債增長率呈負相關。

從本研究的數據來看，我國零售業上市公司普遍存在現金持有量較高的情況，平均現金及現金等價物期末余額占總資產的18.2%，這種大量持有現金的做法需要承擔較高的機會成本，還會在一定程度上降低盈利能力。這一情況反映出我國零售業上市公司的資本運作效率仍不高。因此有必要提高管理層及財務管理人員的業務能力，并充分利用持有的閑散資金開展有效的資本市場資源配置，進一步提高資本運作能力和運作效率，從而確保投資者的利益。在資本運作效率提高之后，現金持有量會相應地有所降低。

零售業上市公司現金持有量與總負債增長率呈現負相關，這說明債權人對零售業上市公司的債務約束性不強。其原因是債務約束大部分是軟約束而非硬約束，因此就沒有必要持有大量現金以應對還債壓力。但是，在經濟下行壓力加大的情況下，市場上也出現了個別債務違約事件，零售業上市公司要考慮到一些軟約束債務有可能轉化為硬約束債務，積極進行債務風險識別和債務風險監控。在國家政策層面，證監會等有關部門要建立上市公司債務違約應急管理制度，督促上市公司防控債務違約風險并進行及時充分揭示，促進資本市場持續、健康、穩定發展。

學術研究永無止境，本研究當然也存在一定的局限性，如對零售業上市公司現金持有量的影響因素眾多，不同因素的傳導途徑和作用機理也紛繁復雜，本研究僅選取了少量因素，而沒有全面系統地予以深入分析，而且本研究的結論還有待進一步的經驗證據確認。另外，零售業的變化很快，以盒馬生鮮為代表的“互聯網+零售”等新零售業態的出現和發展，強調顏值與體驗的零售直營店越來越多，也給研究帶來新的課題。總之，未來對于零售業上市公司現金持有量的深入探討更加值得我們期待。