社會信任與現金持有動態調整：作用機制與調整效果
——基于尋租理論的解釋

羅付巖，班 旭

(1.桂林理工大學商學院，廣西 桂林 541004；2.東北財經大學會計學院，遼寧 大連 116025)

一、引 言

近年來我國經濟高速發展，但社會生活中依然存在道德失范、誠信缺失的現象，不利于經濟和社會的長遠發展。改變信任缺失的現象，積極營造信任環境，迫在眉睫。黨的十八大明確提出要加強誠信建設，重要的是加強社會主義核心價值體系建設。誠信作為我國社會主義核心價值觀的重要組成部分，對于保障社會持續健康穩定的發展具有重要意義。因此，培育誠信意識、重建社會信任軟環境顯得至關重要。社會信任作為一種非正式制度，更是一種文化現象，屬于除人力資本和物質資本以外的社會資本范疇[1]。現有部分文獻發現社會信任在正式制度缺失的情況下發揮積極作用：在宏觀上促進經濟增長[2]與金融市場的發展[3]；在微觀上，降低企業違規行為[4]與財務風險[5]，克服企業融資困難，獲得更多的貿易信貸[6]。但張茵等(2017)[7]卻發現社會信任可能被濫用，公司利用信任去尋租，提升避稅水平。可見，從理論上看，社會信任具有兩面性，究竟是發揮道德約束作用還是容易被尋租利用？這一問題仍然需要實證研究予以檢驗。

現金資產作為流動性最強的資產，是企業生產經營的血液，現金持有水平決定著企業的競爭能力和可持續發展能力。但是，現有文獻的研究只停留在社會信任對現金持有量的研究，如賀京同等(2015)[8]、Dudley et al.(2016)[9]分別從權衡理論和代理理論視角解釋企業現金持有行為，且研究結論尚未統一。更重要的是，尚未有文獻探討社會信任是否會影響企業現金持有動態調整行為、影響機理及作用效果。這些問題都為本文的研究留下了探索空間。MM理論認為在完美的資本市場中，企業的內外部融資成本沒有差異，且不存在調整成本，現金持有決策與企業價值無關，而且，企業實際現金持有量能夠迅速調整到目標值。但在現實資本市場中，由于信息不對稱的存在及內外部融資成本的差異，企業會持有一定量的現金。國內外學者分別從權衡理論、代理理論、啄食理論等來解釋現金持有行為。其中，權衡理論在現有研究中占據主導地位，得到了學術界的廣泛認可。Opler et al.(1999)[10]最早提出企業現金持有存在最優值的觀點，實際現金持有量與目標值之間呈現出“偏離——趨近——再偏離——再趨近”的動態調整趨勢。已有文獻發現這種動態調整受多種因素影響，在宏觀層面，主要包括市場化進程[11]、宏觀經濟政策以及經濟周期的變動[12][13]。在微觀層面，主要有企業異質性[14][15]、企業內部特征[16][17]、融資約束程度[18]等。制度環境作為一種外部因素，對我國經濟發展的作用同樣不可忽視。但在制度環境中，只有鐘海燕等(2014)[11]從市場化進程的正式制度角度研究了國有企業的現金持有動態調整速度，鮮有文獻從非正式制度視角考察現金持有動態調整行為。

鑒于此，本文將非正式制度與企業現金持有財務決策行為相結合，從社會信任的視角分析其對現金持有動態調整的影響機制和作用后果，可能的研究貢獻在于：第一，探討了社會信任對微觀企業現金持有財務決策的影響，研究發現社會信任被管理者利用，引發道德風險，降低了優化現金持有動態調整動機，導致現金持有動態調整速度變慢、偏離程度增大。結論為企業管理層會利用社會信任進行尋租提供了新證據，同時，還啟發我們必須重視社會信任道德風險的作用。第二，拓展了現金持有動態調整在非正式制度(社會信任)層面的研究。制度環境對微觀企業行為的研究成為近年來的研究熱點，現有文獻主要從市場化進程等正式制度環境考察了現金持有動態調整的影響因素[11]，但缺乏非正式制度的研究。本文以當前積極培育和踐行社會主義核心價值觀的背景為切入點，研究社會信任對現金持有動態調整的影響，豐富和發展了現金持有動態調整領域的研究框架。第三，建立了“社會信任水平→現金持有動態調整→企業經營效率”的作用機制及調整效果的研究路徑。縱觀現有文獻，缺乏對現金持有動態調整作用效果的研究。為彌補不足，本文考察了現金持有偏離程度對企業經營效率的影響，完善了“社會信任水平高→現金持有動態調整速度慢、實際現金持有與目標值之間偏離程度大→企業經營效率低”這一框架體系。

二、理論分析與假設提出

(一)社會信任與現金持有動態調整速度

社會信任對企業現金持有動態調整的影響有兩種觀點：社會信任的道德約束觀與道德風險觀。社會信任的道德約束觀認為社會信任會加快現金持有動態調整速度。第一，社會信任能夠發揮道德約束作用，彌補正式制度的不足。當前，我國正處于新興加轉軌的關鍵時期，相關法律法規等正式制度尚不健全，但社會信任等非正式制度與正式制度相互依存、互為補充，對宏觀經濟發展及微觀企業行為起到“潤滑劑”效果[19]。社會信任這一非正式制度在正式制度所不及之處可以較好地發揮作用，約束人們之間的生產交易活動，在一定程度上可以作為企業內部監管制度的補充，為股東提供一種保護機制[20]，以防范道德危機發生。林鐘高等(2016)[5]發現高水平的社會信任可以降低內控缺陷引起的財務風險，企業會更加關注持有高額現金的機會成本及由此引發的低質量過度投資等損害股東財富的活動。所以，處于社會信任水平越高的企業會采取更積極的現金持有調整措施，加快現金持有調整速度。

第二，社會信任有助于加強溝通交流，降低信息不對稱帶來的不確定因素，以減輕企業融資約束現象。嚴重的信息不對稱使企業陷于融資約束困境，然而，社會信任通過建立彼此間合作的傾向，有助于促進溝通交流，尤其是在陌生人之間、陌生的環境下，較少出現相互欺騙的可能[21]，穩定了投資者心理預期，降低企業不確定因素，減少企業與投資者之間信息不對稱程度。對于處于高社會信任水平的企業而言，管理者受到道德規范的影響，傾向于及時披露財務信息，提升信息透明度，而不是隱藏壞消息[22]。企業所處地區社會信任水平越高，在一定程度上說明企業間的合作意識和社會誠信意識較強，投資者也更信任企業決策行為。社會信任為管理者和股東帶來信息分享，營造高效、透明的交易環境，減少合同執行中的機會成本和道德風險，使契約更好的執行[5]。社會信任水平越高，在資本市場上融資更容易，往往減少現金持有量[8]。這樣，高水平的社會信任使企業通過外部融資調整現金持有的成本降低，企業更加關注自身的現金持有結構，加快了現金持有動態調整速度。

社會信任的道德風險觀認為社會信任會減慢現金持有動態調整速度。首先，企業較嚴重的代理問題會加重管理者利用社會信任進行尋租，表現為提高現金持有量，以增強對現金流的實際控制權。由于所有權和經營權的分離，企業會產生較嚴重的代理沖突，如管理者侵占股東權益、大股東侵占中小股東權益。現金作為流動性最強的資產，極易成為管理者追求個人私利、進行帝國消費的最好工具，高額現金持有成為代理問題的一個信號[23]。代理問題嚴重的企業集團現金持有量向目標值調整的速度慢、調整半周期長[14]。Dudley et al.(2016)[9]發現位于高社會信任水平國家的企業現金持有量更高，并非以分派現金股利、回購股票形式減少現金持有。基于權衡理論，此類公司實際現金持有水平超過目標值時，便會減少下期現金持有。然而，現金持有調整的惰性理論認為，由于調整成本(如進行外部融資時產生的交易成本)的存在，當現金持有量在向目標值進行動態調整時，存在調整惰性，調整速度近乎于零[24]。鑒于此，企業存在嚴重的代理問題，管理者以攫取企業現金資源為目的，利用社會信任進行尋租，從而增加現金持有量，現金調整動機不足，會減緩下期現金持有量向目標值動態調整的速度。

其次，管理層利用社會信任進行尋租，會加重他們的道德風險。管理者尋租主要是指其利用職務之便占用企業資源以獲得財富的增加，尤其是對于企業中流動性最強的現金資產，管理者出于完全理性人考慮，在經濟利益的驅使以及外部投資者保護制度不完善、企業內部監管不完備的情況下，有更強烈的動機利用社會信任進行尋租。張茵等(2017)[7]發現社會信任水平越高，企業避稅程度越嚴重，證明社會信任作為非正式制度被管理者尋租利用，存在“失靈”的情況。社會信任被管理者利用意味著當企業出現現金短缺時，憑借社會信任也能很快地在資本市場上進行融資。這樣管理者會產生一種預期：即使企業所持有現金不足以滿足投資決策的需要，也可以利用社會信任籌集到所需資金。社會信任作為一種文化軟約束，是經濟正常發展運行的基石，一旦信任缺失將引發嚴重的道德風險問題。道德風險的存在容易使管理者侵占現金資產、濫用現金，以滿足個人私利，難以優化企業現金持有結構，弱化現金持有動態調整速度。而且，社會信任被管理者尋租利用的可能性越大，說明管理者出現道德風險越嚴重，進而現金持有的調整動機也就越弱，從而表現出較慢的調整速度。

基于以上分析，提出競爭性假設1：

H1-0：基于社會信任的道德約束觀，社會信任水平越高，現金持有動態調整速度越快；

H1-1：基于社會信任的道德風險觀，社會信任水平越高，現金持有動態調整速度越慢。

(二)社會信任與現金持有偏離程度

一方面，從社會信任發揮道德約束作用的角度分析，社會信任能夠抑制現金持有偏離程度。社會信任為管理者和股東之間創造公開、透明的交易環境，保證了相關信息的真實度[25]。當企業內部監督管理機制不完善時，能夠通過社會信任在道德上的約束，降低企業生產經營過程中的機會成本和道德風險，使管理者更遵守社會制度、誠信意識增強，投資者也會更信任管理層的決策行為。因此，社會信任在一定程度上緩解了外部投資者與企業之間的信息不對稱，幫助企業拓寬融資渠道。企業內部無須留存大量現金[8]，在關注自身現金持有策略的情況下，改善現金持有動機更強，企業實際現金持有量只是圍繞目標值進行小幅波動。所以，在社會信任道德約束作用的影響下，企業實際現金持有量與目標值之間的偏離程度更低。

另一方面，從社會信任被管理者尋租利用的角度分析，社會信任會加大現金持有偏離程度。由于企業存在較嚴重的委托代理問題，管理者與股東之間所追求的目標不一致，管理者往往出于短視行為，為防止資金鏈斷裂，會從自身利益出發進行尋租。社會信任為他們提供了方便，讓企業流動性最強的現金資產保持在較高水平[9][26]，從而增強管理者對現金流的實際控制權，目的是為追逐私利構建帝國消費，或者出于職位績效考慮為進行無效率投資、大范圍并購等活動做準備。特別是在企業存在較嚴重的委托代理問題時，這種尋租更加嚴重，導致企業實際現金持有量越來越偏離其目標現金持有水平，而非表現出向目標值趨近。因此，管理者一旦利用社會信任進行尋租，會加大實際現金持有與目標值之間的偏離程度。綜上，提出競爭性假設2：

H2-0：高水平的社會信任能夠抑制現金持有偏離程度；

H2-1：高水平的社會信任能夠加大現金持有偏離程度。

三、研究設計

(一)樣本選擇及數據來源

本文選取2007～2017年滬深A股上市公司相關財務數據作為初始研究樣本，并根據如下原則對樣本數據進行剔除：(1)剔除*ST、*PT的公司；(2)剔除金融保險類上市公司；(3)剔除數據具有缺失值的樣本；(4)所有變量均在1%的水平上進行雙邊縮尾處理，以克服極端值的影響。樣本中相關財務數據均來自CSMAR和CCER數據庫。

(二)核心變量定義

1.現金持有水平。參照Dudley et al.(2016)[9]、蔣水全等(2018)[13]的設定，使用“現金和現金等價物(包括短期投資以及交易性金融資產)的余額與總資產的比值”進行衡量。該值越大，說明企業現金持有水平越高。

2.社會信任。參考劉寶華等(2016)[27]的做法，使用三個指標衡量社會信任水平，分別為我國各省守信用情況調查、2011年各省百人人均獻血率和中國城市商業信用環境指數。我國各省守信用情況調查數據是來自張維迎等(2002)[1]在2000年委托“中國企業家調查系統”對全國31個省份超15000家企業進行問卷調查，對結果進行加權平均后得到各省的社會信任綜合評分，評分值越大，說明該省的社會信任環境越好。人均獻血率指標主要參考潘越等(2009)[21]的界定，用“當年該省無償獻血毫升數除以該省人口數”衡量。人均獻血率越高，說明社會信任環境越好。采用中國城市商業信用環境指數作為社會信任的替代指標，用于穩健性檢驗。該指數取值在0～100之間，數值越大，說明社會信任環境越好。需要說明的是，由于社會信任變化相對比較緩慢，在一段時間內會保持穩定，可以使用該省某年的社會信任水平作為該省某段時間內社會信任指標的替代[6]。

(三)模型設定

1.社會信任與現金持有動態調整速度模型

參照蔣水全等(2018)[13]、連玉君等(2008)[24]的研究方法，建立如下現金持有動態調整模型來估計企業現金持有動態調整速度：

(1)

(2)

其中，ρ為常數項，Xi,t為一組與企業現金持有相關的公司特征變量及社會信任水平，連玉君等(2008)[24]認為在確定目標現金持有水平時，需要結合企業的交易性動機和預防性儲蓄動機兩大因素考慮。基于交易性動機，企業為滿足日常生產經營的需要，必須持有一定數額的現金，為此，選取資本支出、現金股利支付、企業規模以及財務杠桿比率衡量企業出于交易性動機而持有的現金。其次，基于預防性儲蓄動機，由于我國資本市場尚不健全，融資具有不確定性，企業為避免陷入融資困境，必須持有一定的現金。為此，選擇現金流量和凈營運資本衡量企業出于預防性儲蓄動機而持有的現金。另外，在經濟發展過程中，持有現金也有助于企業把握投資機會，選擇投資機會作為影響目標現金持有水平的因素。τi和?t分別為反映公司文化等個體特征效應和宏觀經濟狀況變化的虛擬變量，μi,t為隨機干擾項。將式(2)帶入式(1)中，整理得到現金持有部分調整模型：

(3)

其中，α=γρ，φ=1-γ，πk=γβk，ωi=γτi，σt=γ?t，ξi,t=γui,t。模型中重點關注調整系數φ，φ越大，則γ值(γ=1-φ)越小，說明現金持有動態調整速度越慢，反之，則說明調整速度快。

為檢驗社會信任對現金持有動態調整速度的影響，在現金持有部分調整模型(3)的基礎上引入社會信任變量以及社會信任與現金持有交乘項，構建擴展的現金持有調整模型：

(4)

模型(4)中，通過整理可知在社會信任的影響下，現金持有動態調整速度重新定義為φ′=φ0+λTrusti,t-1=1-(1-γ0+λTrusti,t-1)=γ0-λTrusti,t-1。由于社會信任水平一般為大于零的數值，所以，重點關注社會信任與現金持有交乘項前的系數λ。如果λ大于0，則說明現金持有動態調整速度隨著社會信任水平的增加而減慢，即假設H1-1得證，反之，則說明調整速度會加快，即假設H1-0得證。

由于在擴展的現金持有部分調整模型(4)中，解釋變量(Cashi,t)包含了被解釋變量的滯后一期(Cashi,t-1)，屬于典型的動態面板模型，所以采用系統GMM方法進行估計。為了檢驗干擾項ξi,t不存在二階序列相關及選擇的工具變量的合理性，在實證檢驗部分列示了二階序列相關的AR(2)統計量和過度識別檢驗的Sargan統計量。

2.社會信任與現金持有偏離程度模型

為了檢驗社會信任對實際現金持有量偏離目標值的影響，構建如下模型：

Disi,t=α0+α1Trusti,t-1+α2Controlsi,t-1+∑Year+∑Ind+ζi,t

(5)

綜上所述，上述模型中涉及的主要變量定義、符號及計算方法匯總見下表1。

表1 主要變量定義表

四、實證結果

(一)基本回歸分析

1.描述性統計

表2列示了相關變量的描述性統計分析，企業現金持有量(Cash)參差不齊，最小值為0.011，最大值為0.728。另外，其標準差為0.126，說明我國上市公司間現金持有量存在明顯差距，從其平均數(0.178)大于中位數(0.144)，可以看出企業現金持有水平呈現右偏分布。

表2 主要變量描述性統計分析

以我國各省守信用情況(Trust1)作為社會信任的衡量指標時，統計數據顯示最小值為0.041，最大值為2.189，平均值為0.801，標準差為0.655；以各省百人人均獻血率(Trust2)作為社會信任的衡量指標時，統計數據顯示最小值為0.611，最大值為1.912，平均值為1.082，標準差為0.327，與劉寶華等(2016)[27]的統計結果基本一致，表明我國地區間社會信任環境存在較大差異。其他變量的取值均在合理范圍之內，此處不再贅述。

2.社會信任與現金持有動態調整速度的回歸分析

表3是采用系統GMM方法對模型(4)進行估計，以探討社會信任對現金持有動態調整速度的影響。第(1)列是以我國各省守信用情況調查作為社會信任的替代指標進行的實證分析，其中現金持有前的系數為0.553，t值為10.28，在1%的水平上顯著為正，說明上期現金持有量會顯著影響當前現金持有水平。社會信任與現金持有滯后項的交乘項系數為0.146，t值為2.70，在1%的水平上與當期現金持有顯著正相關。第(2)列中社會信任與現金持有滯后項的交乘項系數仍然在1%的水平上顯著為正，同樣支持了假設H1-1，說明社會信任的道德風險觀占優。實證結果說明社會信任水平越高，現金持有動態調整速度越慢，主要原因在于管理者出現道德風險，利用社會信任進行尋租，為構建帝國消費而攫取企業現金，難以做出優化現金持有結構的決策，從而表現出現金持有動態調整速度減慢。(1)下文表中的AR(1)p值均為0.000，說明模型中干擾項存在一階序列相關，而AR(2)p值基本大于5%，說明模型中的干擾項基本不存在二階序列相關問題；另外，表中Sargan檢驗的p值基本都大于5%，說明模型中設置的工具變量基本不存在過度識別問題。特在此說明，下文不再贅述。

表3 社會信任對現金持有動態調整速度的影響(N=16047)

3.社會信任與現金持有偏離程度的回歸分析

表4列示了社會信任對現金持有偏離程度的影響，前兩列為不加入控制變量的結果，看到社會信任的系數在1%的水平上顯著為正，當加入控制變量后，這種正相關性并沒有改變，表明社會信任被管理者利用引發道德風險，從而加大現金持有偏離程度，假設H2-1得證，相關數據詳見表4。

表4 社會信任對現金持有偏離程度的影響(N=16047)

(二)影響機制分析

基于理論分析，為了驗證社會信任影響現金持有動態調整的尋租機制，參考申宇等(2015)[28]的做法，用超額管理費用作為尋租的代理變量。表5為社會信任影響現金持有動態調整的路徑分析結果。前兩列為不加入控制變量的結果，發現社會信任在1%的水平上顯著正向影響超額管理費用。后兩列為加入控制變量的實證結果，發現社會信任至少在5%的水平上與超額管理費用正相關(系數分別為0.001、0.009，t值分別為2.18、6.91)，且加入控制變量后的擬合優度有所提升，模型擬合效果較好。實證結果驗證了社會信任的道德風險觀，表明社會信任降低現金持有動態調整的路徑為管理者利用了社會信任，加重了尋租風險。

表5 社會信任影響現金持有動態調整的路徑

(三)異質性分析

1.產權異質性對社會信任與現金持有動態調整速度的影響

企業的產權屬性不僅會影響到管理者對股東的侵占能力，甚至對侵占動機產生影響，尤其在法律體制不完善時這種影響程度更大[29]。為了考察產權異質性的影響，將樣本企業分為國有企業和非國有企業，再次對模型(4)進行回歸，相關實證結果詳見表6第(1)～(4)列，重點關注社會信任與現金持有交乘項的系數。前兩列選取我國各省守信用情況調查作為社會信任的替代指標，發現在國有企業中，社會信任與現金持有滯后項的交乘項系數不顯著，而在非國有企業中，交乘項系數均在1%的水平上顯著為正(系數為0.060，t值為3.01)。第(3)～(4)列同樣表明，社會信任對現金持有動態調整速度的影響只在非國有企業中顯著，說明在非國有企業中，社會信任顯著降低了現金持有動態調整速度。可能的原因主要在于：相較于國有企業，非國有企業中的管理者受政策約束較小，誠實守信程度有待提高，加之內部監督體制不完善，導致非國有企業中的管理者更容易利用社會信任進行尋租，持有過多現金而懈怠現金持有動態調整，表現出更慢的調整速度。

表6 異質性分析：社會信任對現金持有動態調整速度的影響

2.內部治理機制對社會信任與現金持有動態調整速度的影響

基于委托代理理論，管理者與股東之間目標不一致也會使管理者將現金用于非效率投資。為驗證管理者利用社會信任進行權力尋租，濫用企業現金行為，參照李莉等(2014)[30]使用兩職合一指標衡量董事會監督治理機制。按照公司董事長與總經理是否兩職合一分為兩組，分別討論社會信任對現金持有動態調整的影響，相關實證結果列于表6。在第(5)列兩職合一組中，社會信任與現金持有滯后項的交乘項系數為0.271，t值為2.04，在5%的水平上顯著為正，在第(6)列兩職分離組中，交乘項系數不顯著。將社會信任衡量指標替換為各省百人人均獻血率后，與上述實證結果保持一致。說明社會信任降低現金持有調整速度在兩職合一組中更顯著，當兩職合一時，管理者擁有絕對的權力，這為其謀取個人私利提供了便利條件，更容易利用社會信任進行尋租，引發道德風險，攫取企業現金資產，從而難以優化現金持有結構，表現出現金持有調整速度減慢。

(四)現金持有偏離后的經濟后果研究

為研究現金持有動態調整的作用效果，進一步構建模型(6)探究現金持有偏離程度對企業經營效率的影響。

Turnoveri,t=ψ0+ψ1Disi,t-1+ψ2Controlsi,t-1+∑Year+∑Ind+εi,t

(6)

模型(6)被解釋變量為企業經營效率(Turnoveri,t)，借鑒廖俊平等(2010)[31]的研究方法，選用資產周轉率(主營業務收入與平均總資產的比值)衡量，解釋變量現金持有偏離程度(Dis)的定義同上。其余控制變量為現金持有量(Cash)、資本結構(Tangible)、企業規模(Size)、財務杠桿(Lev)、投資機會(TobinQ)以及年度、行業等控制變量。其中，重點關注現金持有偏離程度的系數ψ1，如果ψ1小于零，則說明現金持有偏離程度越大，企業經營效率越差，反之，則說明經營效率越好。

表7中前兩列為不加入控制變量的結果，發現在不同社會信任水平上計算出的現金持有偏離程度在5%的水平上與經營效率顯著負相關。當加入控制變量后，第(3)列為用我國各省守信用情況調查作為社會信任的替代指標計算出的現金持有偏離程度，其系數為-0.122，t值為-2.50，在5%的水平上與企業經營效率負相關，第(4)列中現金持有偏離程度依然與經營效率顯著負相關。實證結果表明企業實際現金持有量通常會偏離目標現金持有水平，偏離程度越大，經營效率越差，從而不利于企業自身價值最大化。

表7 現金持有偏離程度對企業經營效率的影響(N=15955)

(五)穩健性檢驗

本文從四個方面進行穩健性檢驗。第一，參照劉寶華等(2016)[27]的做法，使用各省高等教育水平以及交通狀況作為社會信任的工具變量，并采用兩階段最小二乘法解決實證過程中出現的內生性問題；第二，將社會信任從低到高排序后，將小于33百分位定義為社會信任較低組，大于66百分位定義為社會信任較高組，分別采用普通最小二乘法、固定效應估計方法以及系統GMM方法對模型(4)進行估計；第三，用中國城市商業信用環境指數替換社會信任指標，檢驗其對現金持有動態調整及偏離程度的影響；第四，考慮到我國企業在2008年受外界金融危機的影響，其內部現金持有量會有較大波動，所以將樣本時間重新界定為2009～2017年，重新對模型進行回歸。以上實證結果均未發生實質性變化，說明研究結論具有一定的穩健性(限于篇幅，未予列示)。

五、研究結論與啟示

在當前我國積極培育和踐行社會主義核心價值觀的時代背景下，凸顯社會信任對經濟社會發展影響的重要性。在微觀領域，社會信任對企業現金持有動態調整具有重要的影響，盡管有關現金持有動態調整的研究已被國內外學者廣泛關注，但是從非正式制度的社會信任視角進行研究比較罕見。利用2007～2017年滬深A股非金融類上市公司相關數據，實證檢驗了社會信任對現金持有動態調整的影響，并深入探究其內在機制與作用效果，得出如下研究結論：首先，社會信任降低了現金持有動態調整速度，加大了現金持有偏離程度；其次，檢驗了二者的影響機制，發現管理者利用社會信任進行尋租，從而缺乏優化現金持有動態調整的動機；再次，對社會信任影響現金持有動態調整的異質性分析，發現相較于國有企業、董事長與總經理兩職分離的企業，社會信任對現金持有動態調整速度的抑制作用主要在非國有企業、董事長與總經理兩職合一的企業中；最后，進一步探究現金持有動態調整的作用效果后，發現實際現金持有量與目標值之間的偏離程度越大，經營效率越差，越不利于企業的持續性發展。

本文豐富了現金持有動態調整的理論框架，從非正式制度的社會信任視角，為理解公司現金持有動態調整提供了一個新的證據，具有一定的現實意義。首先，對于公司而言，應該做好流動性現金管理，以積極的態度進行現金持有動態調整。現金持有量的確定是企業最重要的財務決策，現金持有調整速度越慢，與目標現金持有水平的偏離程度就越大，進而導致公司經營效率下降。因此，公司要加強內部監督，完善公司治理機制，制定合理的現金持有決策，積極調整現金持有量，把握最優現金持有結構。其次，要培養管理者的誠信意識。現階段社會道德水平出現滑坡之勢，管理者一旦利用社會信任謀取私利，便會損害公司價值。為了降低管理者的道德風險，要推進誠信道德建設，提高管理者的道德水平。