融资约束、现金流风险与现金持有的预防性动机.pdf

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第4期 总第210期 2009年 4月 商 业 经 济 与 管 理 JOURNAL OF BUSINESS ECONOMICS No．4 Vo1．210 Apr．2009 融资约束、现金流风险与现金持有的预防性动机 顾乃康 ． (中山大学 管理学院， 孙进 军 广东 广州 510275) 摘 要：文章基于现金持有的预防性动机来研究企业的现金持有量与现金流风险之间的关 系。研究结果表明对面临融资约束的企业来说 ，现金流风 险对现金持有量存在显著 的正向影响。 这意味着融资约束企业具有显著的预防性现金持有动机。在利用倾向得分理论解决了分组的非 随机性对研究结论的影响后，研究结果同样支持了前述研究结论。 关键词：融资约束；现金流风险；现金持有的预防性动机；现金持有倾向 中图分类号：F234．4 文献标识码：A 文章编号：1000—2154(2009)04—0073一O9 一 、 引言 企业所持有的现金(或现金及其等价物)是大多数企业的重要资产之一。就我国的上市企业而言，在 2005年末 ，仅非金融业上市企业所持有的现金就达 5339亿元，平均约占总资产的 13％①。与其他资产相 比，企业的现金资产是一项不能带来足够价值的资产，但是 ，企业为什么持有如此多的现金?Keynes认为 企业主要是 因为交易性动机和预防性动机而持有现金[1]。交易性动机是指企业 出于满足 日常交易 的需要 而持有现金：而如果企业无法充分分散未来现金流的风险，那么企业有必要在当前积累现金以应对未来的 不时之需或抓住未来有利的投资机会 ，这便是持有现金的预防性动机 。 近来的一些研究开始关注预防性动机 。这些研究关注的重点是企业的融资能力、现金流风险对企业现 金持有量的影响。Opler等注意到了现金流风险和企业融资能力对现金持有的影响，并发现具有更大成长 机会、更具风险性以及更难进入资本市场的企业持有更多的现金[2]30Almeida等的实证研究结果发现受到 融资约束的企业有显著为正的现金一现金流敏感度，而没有融资约束的企业不具有这种系统关系_3]。Han 和Qiu研究了现金持有、现金流风险和融资约束之间的关系，他们发现较大的现金流风险会促使企业保留 更多的现金储备HJ5 。 本文就是从预防性动机出发探讨我国上市企业的现金持有行为以及持有倾向。本文的主要研究特色 是：第一．从企业的内部特征、外部的金融市场发展程度以及内外部因素交叉作用这三个层面来区分企业 收稿 日期 ：2008—11—13 基金项目：国家自然科学基金项 目(70772079)；教育部人文社会科学项 目(07JA630023)；2007年度中山大学笸川优秀青 年奖学基金资助 作者简介：顾乃康(1965一)，男 ，江苏无锡人 ，中山大学管理学院教授，管理学博士 ，主要从事公司财务研究 ；孙进军 (1977一)，男，湖北天门人，中山大学管理学院金融学博士研究生，主要从事公司财务研究。 ① 此数据是在没有剔除任何样本的情况下统计得到的。在本文所选取的6666个样本下，现金占总资产的比率均值 为 l7％ 74 商 业 经 济 与 管 理 2009年 的融资约束状况，以便细致地考察特定制度环境下企业的预防性现金持有倾向。第二，检验融资约束企业 与非融资约束企业的现金流风险对现金持有量的影响程度。第三，在借助倾向得分理论解决分层的非随机 性问题基础上．进一步检验我国上市公司的预防性现金持有行为。 二、研究假设 MM定理表明，如果资本市场是完全的，那么企业的投资决策与融资决策无关，外源融资可以完全替 代企业的内源资金 ]。但是，在不完全的资本市场条件下，企业的投资将不得不依赖于其内部的财务状况 以及外部的融资能力，具体包括内源资金的可获得性、是否可利用债券或权益进行融资、进入信贷市场的 难易程度等因素。也即，企业的融资能力会对企业的现金持有、投资支出等财务行为产生重要影响。 现金持有预防性动机的理论认为 ，如果企业无法充分分散未来现金流的风险 ，那么企业有必要在当前 积累现金以应对未来投资的需要。Han和 Qiu建立了一个三期模型来研究企业现金持有决策中现金流风 险的作用[4]46-50。该模型认为如果未来投资的边际回报是凸的 ，那么对于给定的现金持有量而言 ，现金流风 险的增加将提高未来投资的边际回报。在每个时期，由于没有融资约束的企业都可以凭借其足够的融资能 力来实施当期的最优投资决策，因而其不会在当期储备现金以应对未来现金流风险所导致的投资资金不 足的问题。但对于面临融资约束的企业而言，由于较难从外部获得融资来源，融资约束企业的资金需要将 不得不主要依靠内源资金(当期现金流及现金储备)来满足，所以为了抓住现金流风险影响下的未来有利 投资机会，融资约束企业就会在当期减少投资以节省内源资金并增加现金持有量。他们的实证研究支持了 他们的理论研究结果，发现现金流风险对融资约束企业的现金持有量具有显著的正向影响，而非融资约束 企业不具有这样的关系[4153o程建伟和周伟贤的研究也表明高成长性公司中现金流风险与现金持有量呈正 相关性_611∞，但他们没能进一步检验融资约束对预防性现金持有的影响。 与国外企业不同，我国企业所面临的融资约束除了取决于企业的内部财务状况和经营特征外，还取决 于外部的制度特征。一个对企业融资约束产生重要作用的制度因素是金融市场发展程度。近年来 ，虽然我 国金融发展的总体水平取得了一定的发展但还不发达，且各地区之间的金融发展水平仍有较大的差异。而 这种差异性会直接影响所在地企业获得外源资金的来源和渠道 。并进而影响企业的现金持有行为。在金融 市场发展程度较低的地区，包括信贷市场在内的金融市场发展较为缓慢，这些省市的企业通过信贷市场筹 集资金变得更为困难。在外部融资来源不足的情况下，企业就有可能通过内部融资来筹集资金．从而增加 企业的现金持有比率以避免日后的现金流风险。李斌和江伟考察了金融市场发展程度与企业融资约束之 间的关系，并发现金融发展水平的提高可以减轻企业的融资约束[71。因此，不仅从企业的内部特征而且从 外部的制度特征来识别企业是否遭受融资约束并在此基础上研究企业持有 现金的预防性动机是 十分必 要 的。 因此，本文的假设如下：无论是依据企业内部特征还是外部的制度特征识别的融资约束企业和非融资 约束企业 ，对前者来说 ，现金流风险与现金持有量呈显著的正相关性，而后者不存在这种关系。 样本、变量与研究设计 本文的研究样本为在沪深两市上市的企业，样本期间是 1998—2005年①。为了尽可能保证数据的有效 性，本文依照以下原则进行样本筛选：剔除金融类上市企业：剔除审计报告被出具无法表示意见、否定意见 或者没有披露审计意见的企业；剔除权益为负、主营业务收入为零等数据异常的企业；剔除缺失任何变量 ① 由于计算现金流波动性需要使用到两期的数据，所以本文回归分析的样本期间为2000—2005年。 第4期 顾乃康，孙进军：融资约束、现金流风险与现金持有的预防性动机 75 数据的企业。据此，在样本期间内，共获得 6666个观察值。本文所使用的全部数据来源于 WIND数据库。使 用 STATA10进行 回归分析 我们将使用模型(1)来检验企业现金持有的预防性动机： CA SH =OrlVA R + 2C儿 O + 3GRD 7W + ， + + o~6DEB + 7FIR +Ol80U死+ TA TE~,+rl +71 + (1) 因变量现金持有比率 CASH定义为货币资金与短期投资之和与净资产 (即总资产账面价值减去货币 资金和短期投资)之比。自变量现金流风险使用现金流的标准差 VAR来衡量，即指样本期间￡一2年至 年 “经营活动产生的现金流量净额／净资产”的标准差 ，计算现金流标准差的起始年份为 1998年。在模型 (1)中，我们还控制了影响现金持有的企业特征变量，包括现金流量CFLOW(经营活动产生的现金流量净 额与净资产之比)、成长性 GROWTH(市账比，即总资产帐面价值／总资产市场价值，其中总资产市场价值 为负债账面价值与权益市场价值之和)、股利发放虚拟 变量 DIV(当年发放股利时取 1，否则 为 0)、企业规 模 SIZE(总资产账面价值的自然对数)以及负债比率 DEBT(总负债账面价值／总资产账面价值)。为了控制 企业内部治理因素对现金持有的影响，我们还控制了第一大股东持股比例 FIR、外部大股东持股比例 OUT (持股 5％以上的其他大股东持股之和与总股本之比)和股权性质 STATE(第一大股东为国有股赋值为 1． 否则为 0)。此外 ，豫是企业效应 ，假设其不随时间而变化 ； 是年度虚拟变量 ，反映了时间效应 ； 是残差 扰动项。 我们从企业的内部特征和外部的金融市场发展程度来区分融资约束企业和非融资约束企业。企业特 征方面的分层指标包括是否发放股利 、企业规模大小以及陷入财务危机的可能性。与前两个指标相比，陷 入财务危机的可能性是一个识别是否面临融资约束的更强的指标。分层方法为：(1)样本期内任何一年都 没有发放股利的企业被认为存在融资约束，否则为非融资约束企业；(2)按照企业规模分布的四分位数分 层，即规模最小的那部分企业为融资约束企业，规模最大的那部分企业为非融资约束企业；(3)我们采用刘 京军和秦宛顺的研究结果 ，并按照财务危机可能性分布的四分位数进行分层，即陷入财务危机的可能 性最大的那部分企业被认为存在融资约束，而最小的那部分企业被认为不存在融资约束；(4)依照金融市 场的发展程度分层 ，在此本文以樊纲和王小鲁E9-11 编制 的 2000—2002各省市的“金融业市场化程度”指数作 为标准，并按照该指数分布的四分位数进行分层，即那些位于金融业市场化程度最低的省份的企业为融资 约束企业 ，而那些在金融业市场化程度最高的省市的企业为非融资约束企业；(5)除此之外，我们还依据企 业规模和外部金融市场发展程度两个内外部因素进行交叉分层．我们将四分位分类中规模最小且所在省 市金融业市场化进程最低的企业视为融资约束企业 ，相反的情形视作非融资约束企业 。 四、描述性统计分析 表 1报告了各变量的描述性统计分析结果。从表中可见，我国上市企业的平均现金持有比率为 24．5％。表 1还表明 ，现金流风险 VAR的均值为 0．076，标准差为 0．106。另外 ，变量之间的相关性检验结果 表明，第一大股东持股比例和外部大股东持股比例之间的相关系数为一0．546，公司规模和成长性之间的相 关系数为一0．478。除此之外，其它 自变量之间的相关系数均较小。出于篇幅的考虑，本文未列示变量之间的 相关系数表。 ①刘京军和秦宛顺通过面板数据模型建立了上市企业陷入财务困境的动态模型，利用企业当年的财务数据预测下一 年度企业陷入财务困境的可能性，模型的判别准确率 比较高。具有参考价值。他们估计的 Logit模型为：Logit=0．7028×债务资 产比率一12．6307x留存收益／资产总额一10．183x息税前利润／资产总额一1．9618x资产收益率一1．1134x净资产收益率一6．4677 E咖。 76 商 业 经 济 与 管 理 2009伍 表 1 描述性统计 结果 变量 均值 标准差 25 分位值 中值 75 分位值 CASH o．245 O‘291 o．089 0．162 0．297 VAR o．076 0．106 0．031 o．054 0．O93 CFL0W 0．063 0．14 0．009 0．056 0．111 GR0WTH 1．434 0．555 1．095 1．266 1．583 DIV 0．687 0．464 O 1 1 SIZE 21．128 0．918 20．526 21．037 21．66 DEBT 0．469 O．182 0．386 0．472 0．6 FIR 0．434 0．169 O-29l 0．425 0．575 OUT O．111 O．134 O 0．058 O．2l STATE 0．589 0．492 O 1 1 五、企业现金持有的预防性动机检验结果与分析 通常有两种方法来进行样本的分层检验。一是使用虚拟变量代表子样本后使用全部数据进行回归检 验。这种方法的一个不足之处是，当子样本之间的观测值有较大差异时，观测值多的子样本就会对最后的 统计结果产生较大的影响。二是对各子样本分别进行回归分析。在本研究中，由于样本期内未分配股利的 企业仅有424家(见表 2)，且在按照金融业的市场化程度进行分层时各省市的样本数也存在较大的差异， 所以，为了避免各子样本数量大小对统计结果的影响，我们采用后一种检验方法进行回归分析。固定效应 回归结果见表 2 表 2 融资约束 、现金流风 险与预防性现金持有的检 验结 果 股利分配 企业规模 发生财务困境的可能性 金融业市场化进程 企业规模与金融业市场化进程 变量 否(1) 是(2) 小(3) 大(4) 大(5) 小(6) 低(7) 高(8) 小与低(9) 大与高(10) 约束 非约束 约束 非约束 约柬 非约束 约束 非约柬 约束 非约束 0．946 { 0．104 0．037 0．04 O．6Ol } 0．184 1．119籼k 0．355 1．812籼 0-216 VAR (3_39) (0．82) (0．16) (0．26) (3．91) (1．76) (2．67) (1．67) (2) (1．06) 0．257** O．3l7 0．257 0l4} 0．408*} 0．088 0．139 0．526$} 0．52 0．256** CFLOW (2．11) (2) (1．31) (7．09) (5．51) (0．54) (0．83) (6-29) (1．63) (2．47) 0．055** 0．014 -0．052** 0．018 0．007 -0．0o5 0．086 一O．oo6 0．112 -0．0o5 GR0WTH (2．O1) (0．84) (一2．37) (0．63) (O．55) (一0．18) (1．34) (一0．28) (0．73) (一0．O7) 0．035* ：tc 0．O79 }} 一O．017 -0．045 }{ 一0．003 -0．049 0．013 0 062 -0．oo5 DIV (3．75) (2．61) (一1．64) (一2．93) (一0．16) (一0．78) (0．66) (0．27) (一0．23) 0．084 0．055** o．068** O．199* ％ O．151 年 O．109* 0．294 0．058 SIZE (1．3) (4．24) (2．36) (4．82) (2．42) (2．83) (1．35) (1．1) — o．205** 一O．342}$} -o-397 一O．2l9 -o．084 一0．6l 8籼 一O．137 一0．177 -0．679 一0．225 DEBT (一2．15) (一7．54) (一4．55) (一4．16) (一1．51) (一6．13) (一0．79) (一1．66) (一1．35) (一1．64) ①我们也用动态面板数据的二步GMM估计方法进行了模型设定检验，估计结果并没有实质性变化。 第4期 顾乃康，孙进军：融资约束、现金流风险与现金持有的预防性动机 77 续表 股利分配 企业规模 发 生财务 困境的可能性 金融业市场化进程 企业规模与金融业市场化进程 变量 否(1) 是(2) 小(3) 大(4) 大(5) 小(6) 低(7) 高(8) 小与低(9) 大与高(10) 约束 非约束 约束 非约束 约束 非约束 约束 非约束 约束 非约束 - 0-22 -0．O46 0．043 -0．037 0．071 O．214 一1．841 一O．462 -3．386 一1．154 FIR (一0．8) (一0．7) (0．2) (一0．51) (0．44) (1．41) (一2．9) (一1．6) (一1．28) (一4．23) - 0．313 0．041 -0．O46 0．074 -0．073 O．291籼 一1．534** 一O．334 -2．863 -0．427 0UT (一1．32) (0．63) (一0．22) (0．9) (一0．6) (2．27) (一2．52) (一1．05) (一1．12) (一1．48) O．0o4 一O．012 一0．032 一O．0D0I4 0．003 一0．04 一O．058 一0．038** 一O．o09 一O．028 STATE (O．1) (一1．38) (一1．54) (一0．04) (0．19) (一1．83) (一1．64) (一2-43) (一0．1) (一1．45) 424 6242 l666 l666 1666 1665 362 133O l17 329 Adj R 0．569 0．552 0．557 O．73 0．451 0．762 0．673 0。58 0．651 0．726 注：(1)到(10)报告的是固定效应回归结果；第(9)个回归的子样本为规模较小且位于金融市场发展程度较低地区的企业，第 (1O)个回归的子样本为规模较 大且位 于金融市场发展程度较 高地 区的企业 ；金融业市场化程度使用 了2000—2002的数据 ； 、 分别表示在 l％和5％水平下显著；括号内为t值。 从表 2可以看出：(1)由模型(1)到模型(6)④的企业特征分层结果可知，除了企业规模的分层回归结果 外．就没有分配股利、发生财务危机可能性较大的融资约束企业而言，现金流风险显著性地增加了其现金 持有量，而非融资约束企业则不存在这种显著性的关系。(2)由模型(7)到模型(8)的结果可知，位于金融市 场发展程度较低地区的融资约束企业其现金持有比率与现金流风险之间具有显著的正相关性，而位于金 融市场发展程度较高地区的非融资约束企业却没有这种显著的统计关系。这是因为在金融市场发展程度 较低的地区，企业的外部融资来源比较有限，由此企业倾向于通过增加当前的现金储备来避免未来可能遭 遇的现金流风险。(3)由模型(9)到模型(1O)的结果可知，那些企业规模较小且位于金融市场发展程度较低 地区的企业可能更易遭受到融资约束．而统计结果表明这些企业其现金持有比率与现金流风险呈显著的 正相关性；反之，按此分层的非融资约束企业则不存在这种显著的系统关系。此外，与单独按企业特征、外 部金融市场发展程度的分层统计结果相比，在交叉分层下。现金流风险对那些企业规模较小且位于金融市 场发展程度较低地区的融资约束企业的影响更大。我们以模型(5)为例来说明回归结果的经济意义：从平 均意义上看 ，对发生财务危机可能性较大的融资约束企业来 说 ，当现金流风险变动一个单位的标准差时 ， 融资约束企业的现金持有比率在平均意义上将变动 6．37％②。由此可见，上述实证结果支持了本文的研究 假设，即面临融资约束的企业其现金持有具有预防性动机。 从表 2的控制变量的 回归结果还可以发现 ：(1)现金持有比率和来 自经 营活动的现金流之间具有显著 的正相关关系。这意味着企业通过内源资金来增加现金储备。(2)规模较大的企业倾向于持有更多的现金 。 可能的原因是大企业的经营业绩一般较好．从而会自然地积累了更多的现金。(3)负债比率较高的企业似 乎倾向于持有较少的现金。这可能是因为具有充足财务资源的企业使用部分现金流来偿还到期负债。该统 计结果也与程建伟和周伟贤的一致 6j1∞。(4)值得注意的是，在本文的统计中我们没有发现所控制的三个治 理变量与现金持有量之间存在着稳定的统计关系。 ①模型6(以下的模型7、8、9、10、5)是基本回归方程(模型 1)在融资约束和非融资约束公司不同分类下的回归模型与 结果 。 ② 由表 l知，现金流风险的标准差为0．106。在估计系数为0．601下，现金流风险变动一个单位的标准差对现金持有比 率变动的影响为6．37％(0．106~0．601x100％)。 78 商 业 经 济 与 管 理 2009正 六、企业预防性现金持有倾向的检验结果与分析 在上文中，我们依据四个标准分别将样本划分为融资约束企业和非融资约束企业两个子样本，并分别 进行统计检验。然而，当观察值在要比较的两个子样本之间并不是随机分配时，就会出现选择偏差，从而影 响结论的可靠性。为此，本文使用 Dehejia和Wahba的倾向得分理论和方法_l，j①来匹配本文中的融资约束 子样本与非融资约束子样本，以使这两个子样本具有近似相同的现金持有倾向，并进一步检验企业现金持 有的预防性动机。 根据倾向得分理论，我们建立如下用于检验企业的预防性现金持有倾向的 Logit模型，并依据该模型 的统计结果拟合得到样本企业的现金持有倾向得分。 CASHDUM．=o~l Ra+ 2C凡 0 + 3G 0 阳 + ， + o~SIZE +ol6DEB +or7FIR + 8D + TA TE +rl +rl + (2) 在模型(2)中，因变量的取值方法为：如果企业的现金持有比率高于25％，则视为高现金持有企业，取值为 l；否则赋值为 0②。模型(2)所控制的 自变量及其定义与模型(1)相同。 在现金持有倾向的Logit检验中，我们以企业规模为标准来区分融资约束企业和非融资约束企业。之 所以以企业规模作为标准，一是因为企业规模包含了企业的整体信息，二是因为在模型(1)的检验中，按照 企业规模进行分层时的回归结果没有支持本文的假设，从而有必要进行深入探讨。现金持有倾向分析的具 体步骤如下：按照现金持有倾向得分将融资约束企业进行排序，剔除任何小于融资约束企业持有倾向得分 最小值和大于融资约束企业现金持有倾向得分最大值的非融资约束企业；然后按现金持有倾向得分将融 资约束企业平均分为三层，即“低倾向”、“中等倾向”和“高倾向”，再根据非融资约束企业的持有倾向得分 将其分别匹配进入这三个分层中。表3列示了对融资约束和非融资约束企业的现金持有倾向、现金持有量 均值以及现金流风险均值的比较结果。 由表 3的“企业数目”行可知，只有 310家企业具有较高的现金持有倾向。在“现金持有倾向得分均值” 行中，尽管融资约束企业和非融资约束企业在“低倾向”和“高倾向”分层中现金持有倾向得分具有统计上 的显著性差异，但就经济意义而言，这种差异却非常小。因此，在低中高三个现金倾向分层中，我们可认为 融资约束企业和非融资约束企业具有相似的现金持有倾向。然而，尽管各层中企业的现金持有倾向相似， 但“现金持有比率均值”行以及 2000年和 2005年“现金持有比率均值”行均显示，在现金持有倾向最高的 分层中．融资约束企业的现金持有量无论在统计意义还是经济意义上显著高于非融资约束企业；与2000 年相比，在 2005年，无论是融资约束企业还是非融资约束企业，在三个现金持有倾向分层中，其 2005年的 现金持有比率均呈增加的趋势。从“现金流风险均值”行看，无论在哪层，融资约束企业的现金流风险在统 计和经济意义上均显著高于非融资约束企 业；这种情形尤其是在“高倾 向”分层中更为明显。这在一定程度 上意味着，由于融资约束企业通常具有更高的现金流风险，因此导致其相对持有更多的现金。这在一定程 度上支持了本文的假设。从表 3中，我们还可以看出：现金持有倾向的提高伴随着现金持有比率的提高；不 同倾向下的现金流风险具有较大的差异，尤其是高倾向下的融资约束企业其现金流风险最大。 ① 倾向得分被定义为观察对象被分配到某～组的可能性(在本文的研究中即是企业选择持有高额现金的倾向)，这种 可能性由一个包含众多独立变量的模型来估计。经过倾向得分调整之后，两组样本就会具有最大的可比性，从而提高了结论 的准确性和可靠性。 ②该选择标准基于样本企业的平均现金持有量。本文的描述性统计结果表明样本企业的平均现金持有比率为24．5％。 在此基础 上 ．我们取整 25％后作为选择标准。 第4期 顾乃康，孙进军：融资约束、现金流风险与现金持有的预防性动机 79 表 3 不同现金持有倾 向分层 的均值 比较结果 按照现金持有倾向得分分层 变量 企业类型 低倾 向 中等倾向 高倾向 1．融资约束企业 555 556 555 企业数 目 2．非融资约束企业 872 484 31O 3．融资约束企业 0．062* O．182 0．44}{ 现金持有倾 向得分均值 4．非融资约束企业 0．058 0．18 0．393 5．融资约束企业 O．172 0．227** 0．43十 现金持有 比率均值 6．非融资约束企业 0．182 0．199 0．24 现金持有比率均值 7．融资约束企业 0．149 O．215 0-333}} (2000年 ) 8 ． 非融资约束企业 O．154 O．17l 0．228 现金持有比率均值 9．融资约束企业 O．167 0．272 0．632** (2005年) 10 ． 非融资约束企业 0．181 0．19 0．206 11．融资约束企业 0．097* 0．063** 0．1O6籼 现金流风险均值 12．非融资约束企业 0．062 0．054 0．083 注 ： 、 分别表示在 l％、5％水平下显著。 在此基础上，我们利用现金持有倾向的不同分层下所形成的融资约束企业和非融资约束企业子样本 考察现金流风险对企业现金持有量的影响，固定效应回归结果见表 4。我们发现，对于融资约束企业来说 ， 当现金持有倾向较低时，现金流风险对其现金持有比率具有显著的影响(见列(11))，而随着现金持有倾向 的增大 ，也即当融资约束的企业其积累的现金达到一定程度后 ，现金流风险对现金持有量 的显著影响消失 了(见列(13)和(15))。这似乎说明当现金持有量积累到一定额度、能够满足未来的投资需要后，即使未来 的现金流风险较大，企业也不需再出于预防性动机来继续增加现金储备。而当现金持有比率较低时，企业 将出于预防性动机而更加注重内部的资金积累，由此现金流风险对现金持有量就具有显著影响。从表4也 不难看出，对于非融资约束企业而言，无论是现金持有倾向较高还是较低，现金流风险都不能显著地影响 企业的现金持有行为。总之，按照倾向得分进行样本匹配后的处理结果依然支持本文的假设 ，即融资约束 企业的所持现金具有预防性动机。 表 4 现金持有倾 向分层下 的融资 约束 、现金流风 险与预 防性现 金持有的检验结果 低倾向 中等倾向 高倾向 约束(11) 非约束(t2) 约束(13) 非约束(14) 约束(15) 非约束(16) 0．268** 0．248 0．782 0．362 0．814 0．681 VAR (6．95) (1．56) (1．34) (1．16) (0．82) (O．79) 0_371籼 0．393 $ 0．238 0．431 1．267*} 0．27 CFLOW (2．33) (4．66) (0．83) (1．4) (2．4) (0．56) - 0．015 -0．O3l -0．029 0．023 一0．138卓 -0．034 GR0WTH (一1．2) (一1．52) (一0．57) (0．29) (一2．11) (一0．17) - 0．033 -0．029 0．001 -0．027 -0．087 0．Ol1 DIV (～0．82) (一1．52) (0．02) (一1．04) (一0．93) (0．24) 0．053 0．036 0．157 0．059 -0．247 O．186 SIZE (1．14) (0．85) (1．86) (1．1) (一1．75) (1．46) 80 商 业 经 济 与 管 理 2009 续表 低倾向 中等倾向 高倾向 约束(11) 非约束(12) 约束(13) 非约束(14) 约束(15) 非约束(16) - 0．2l6}} 一O．144 -0．602*} 一0．128 一1．17籼 丰 一0．85 DEBT (一2．11) (一1．44) (～2．04) (一0．68) (一3．02) (一1．46) 0．129 O．125 -0．175 0．115 -0．887 0．285 FIR (O．59) (1．17) (一0．56) (0_43) (一1．35) (0-35) 0-22 0．074 一O．196 0．143 一0．464 0．212 0UT (1．17) (0．55) (一0．91) (0．78) (一1．19) (0．79) 0．001 一0．0l1 0．006 一0．o08 -0．148"* -0．034 sTA，ITE (0．04 ) (一0．62) (0．16) (一0．21) (一2．14) (一0．57) n 555 872 556 484 555 3l0 Adj R 0．794 0．826 0．635 0．693 0．833 0．775 注：本表列(11)到(16)报告的是固定效应回归结果； 、 分别表示在 l％和5％水平下显著；括号内为t值。 七、稳健性检验 第一，行业因素的影响。位于不同行业之中的企业其现金持有行为可能会有较大的差异，在这里，我们 使用现金持有比率的年度行业中值(INDCASH)来控制行业因素的影响以考察行业因素是否会影响本文 的实证结果①。我们发现 ，与表 2的实证结果相比，控制住行业因素后的实证结果并没有发生重大变化。因 此 ．行业因素并不会影响到本文的实证结果以及结论。 第二，动态性问题与内生性问题。现金持有的动态权衡理论认为企业现金持有量的决定是一个动态过 程，而模型(1)是一个静态模型。另外，影响现金持有量的一些外在冲击(如利率、通货膨胀率)同时也会影 响到模型(1)中的自变量(比如现金流、成长机会和负债率)，这将会导致内生性问题；而且模型(1)所包含 的资本结构和股利支付因素有可能是与现金持有量决策同时决定的，这又可能会产生交叉因果关系所导 致的内生性问题。因此，为了考察模型的设定问题及可能存在的内生性问题对回归结果的影响，我们使用 动态面板数据的 GMM估计方法 、利用全部数据进行检验②。我们发现 ，固定效应结果和动态 GMM结果具 有一致性 ．这说明内生性问题和动态性问题对最终 回归结果的影响较小 。 第三，融资约束分层的稳健性分析。为了检验不同的分类标准是否会影响最终的回归结果．我们还按 照三分位分层后进行 了稳健性分析。结果依然表明，融资约束企业的现金流风险会显著性 的增加现金持有 比率，而非融资企业不具有这样的关系。 第四，现金持有倾向的稳健性检验。首先，为了检验现金持有倾向不同的分层对最终结果的影响，我们 在四分位分层的基础上进行了统计分析。结果依然表明各层中的融资约束企业和非融资约束企业具有相 近的持有倾向，融资约束企业的现金持有比率依然高于非融资约束企业。而且，此时的回归统计结果依然 与前述的回归结果一致。其次，我们利用回归方法来确定高额现金持有企业 ，以考察高额现金持有企业的 不同判断方法是否影响到现金持有倾向分析结果④。我们以模型(1)得出的残差作为判断高额现金持有企 ① 我们依据中国证监会公布的行业分类标准、按照门类(即以一位字母为标准)进行行业分类。 ② 进行动态GMM估计要求有较多的样本量，且要求样本至少连续五年有数据。因此，我们用全部样本来进行稳健性检验。 ( 虽然这种判断方法考虑了影响现金持有的诸多因素，但其回归结果易受估计方法和所选择的自变量的影响，故而所 判定的高额现金持有企业样本也随之会呈现出较大的变动性。即使如此，出于稳健性检验的目的，我们仍根据这种方法来辨 别高额现金持有企业并进行与前述同样的统计分析。 第4期 顾乃康，孙进军：融资约束、现金流风险与现金持有的预防性动机 81 业的标准，即残差大于 0则视为高现金持有企业 ，否则为低现金持有企业。经检验发现所得出的统计结果 也基本没有发生变化。 八、结论 文章基于现金持有的预防性动机来研究企业的现金持有量与现金流风险之间的关系。研究结果表明 对面临融资约束的企业来说，现金流风险对现金持有量存在显著的正向影响，而非融资约束企业则不具有 这种显著关系。这意味着融资约束企业具有显著的预防性现金持有动机。在利用倾向得分理论解决了分组 的非随机性对研究结论的影响后，研究结果仍支持现金持有的预防性动机预期。此外 ，此实证结果具有一 定的稳健性 。 本研究结果也进一步支持了顾乃康和孙进军关于现金价值的研究结论，即融资约束大的企业所持的 额外现金具有更高的价值_13]。对那些面临筹集外源资金困难的企业来说，由于持有现金可避免外部融资时 可能面临的较高交易成本且可有助于抓住未来随时出现的投资机会，所以当这些企业增持额外现金时市 场将会给予较高的价值评价。因此，面临融资约束的企业有必要持有更多的现金。本研究结果也表明金融 市场的发展能够减轻企业面临的融资约束程度。这意味着继续推进我国初有成效的金融改革、解决各地区 之间不平衡的金融发展水平将有助于改善我 国企业可能面临的融资障碍。 参考文献： [1]凯恩斯．就业 、利息和货币通现 (重译本 )[M]．北京 ：商务印书馆 ，2004：201—202． [2]OPLER T，PINKOWITZ L，STULZ R，WILLIAMSON R．The Determinants and Implications of Corporate Cash 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