金融危机、调整成本与企业现金持有调整速度的不对称性
[中图分类号]F275
[文献标识码]A
[文章编号] 1673-5595（2015）04-0019-05
一、引言
企业是否存在目标现金持有量以及企业如何调整其现金持有水平是现金持有研究最基本的问题。权衡理论认为企业会比较持有现金的成本和收益，从而确定其目标现金持有量。当实际现金持有量偏离目标时，企业会对其进行朝向目标的调整。但是这种趋向于目标的调整并不是完全的，而是渐进的动态过程，原因在于存在调整成本。[1]调整速度反映企业从偏离目标回复到目标的快慢程度，调整成本的大小决定调整速度的高低。关于现金持有动态调整的文献通常都假设企业具有相同的调整速度，而针对调整速度不对称性的研究则比较少见。
本文以中国2002―2012年上市公司的平衡面板数据为样本，基于现金持有调整成本存在异质性的分析，实证检验企业现金持有向目标调整的速度是否存在不对称性。2008年爆发的金融危机造成全球性经济衰退，宏观经济环境的变化会影响到调整成本，因此本文将重点分析金融危机如何影响调整成本，实证考察金融危机对企业现金持有量向目标调整动态的影响。
二、理论分析与假设
企业持有现金主要是基于交易性动机、投机性动机和预防性动机，持有现金的收益正是源于这些动机的实现。企业拥有现金可以减少对外部融资的依赖，降低融资成本;现金也可以使企业在把握投资机会、调整产品战略方面占据先机，增加企业价值;持有较多现金还有利于企业应对现金流不确定的风险，增强财务灵活性。由于现金的收益率低，持有现金意味着企业必须放弃其他收益率更高的投资机会，因此存在机会成本。此外，根据自由现金流假说，企业过多的现金储备更容易产生代理成本。最优现金持有水平是企业对上述收益和成本权衡比较的结果。现有的关于现金持有行为的研究主要集中于最优现金持有量及其影响因素的研究。Opler等研究了现金持有的影响因素，其实证结果支持现金持有的静态权衡理论。[2]346
静态权衡理论假设当企业特征和外部环境变化导致偏离目标现金持有量时，企业能够立即调整到目标现金水平。在实际中，交易成本及其他调整成本的存在可能会影响企业向目标现金持有的调整速度。为了克服静态权衡模型的缺陷，Ozkan Aydin和Ozkan Neslihan提出了现金持有的部分目标调整模型，该模型考虑了企业存在调整滞后的可能性。[3]21032134
部分调整模型通常假设企业向目标现金持有量进行调整的速度是对称的，也即高于目标的超额现金持有企业与低于目标的现金持有不足企业向目标现金持有调整的速度是一致的，这一假设没有考虑这两类企业向目标现金持有调整的方式不同可能导致的调整成本的异质性。超额现金持有企业通过降低现金持有量调整到趋近目标，现金持有不足企业则通过提高现金持有量调整到趋近目标。从会计恒等式变换的现金等式：现金=负债+所有者权益-非流动资产-流动资产（不包括现金），可以比较清晰地窥见现金变动的原因。通过还债、发放股利或回购股票、加大投资、增加成本等方式可以导致现金减少;通过借款、发行股票、减少投资或出售资产、降低成本等方式可以增加现金。Dittmar 和Duchin发现，从调整成本的角度，消耗现金的成本比构建现金的成本要低。[1]也就是说，超额现金持有企业降低现金持有所面对的调整成本要低于现金不足企业增加现金持有所面对的调整成本。如果调整成本是影响调整速度的关键因素，调整成本的不同必然会造成不一致的调整速度。据此分析，本文提出如下假设：
假设1：企业向目标现金持有量的调整速度具有不对称性，即超额现金持有企业向目标现金持有量的调整速度（向下调整速度）应当快于现金持有不足企业向目标现金持有量的调整速度（向上调整速度）。
不仅现金持有偏离目标的状态会影响企业的调整成本，融资约束和不确定性环境对调整成本也会产生影响。Denis等研究发现，融资约束会促使企业持有更多现金，以满足未来的投资需求，融资约束下企业持有现金具有更高的边际价值。[4]万良勇、饶静也发现，当企业面临的宏观、行业和个体的不确定性程度较高时，其现金持有价值也较高。[5]在上述情况下，现金持有增加的价值将影响调整成本，从而影响现金持有向目标调整速度的不对称性。
对于超额现金持有的企业，由于现金持有价值上升，降低现金持有量会损失这部分增量价值，这相当于加大了整体的调整成本，因此这些企业会减缓向下调整现金的速度，以保持更大的财务灵活性。
中国石油大学学报（社会科学版）2015年8月
第31卷第4期刘杨珂，等：金融危机、调整成本与企业现金持有调整速度的不对称性
对于现金持有不足的企业，增加现金持有量将获得这部分增量价值，因此这些企业加快向上调整现金持有的意愿会增强。
2008年爆发的金融危机造成全球性经济衰退，企业经营环境恶化，外部融资更加困难。张名誉、李志军发现金融危机会显著增加现金持有的调整成本。[6]金融危机为检验上述关系提供了条件，因此本文提出如下假设：
假设2：在金融危机期间，超额现金持有企业向下调整的速度会降低。 假设3：现金持有不足企业向上调整的速度会加快。
三、研究设计
（一） 研究模型
1.调整速度不对称模型
本文借鉴Ozkan Aydin和Ozkan Neslihan提出的部分目标调整模型[3]21032134，构建现金持有向目标调整速度的不对称模型：
Cash*i，t=βXi，t（1）
Cashi，t-Cashi，t-1=λ（Cash*i，t-Cashi，t-1）（2）
模型（1）中，Cash*i，t为i企业在第t年的目标现金持有量;Xi，t为反映现金持有成本和收益的企业特征向量;β为系数向量。模型（1）假定目标现金持有量Cash*i，t由企业特征决定。
模型（2）中，Cashi，t为i企业在第t年的实际现金持有量;
Cashi，t-Cashi，t-1为i企业在第t年现金持有的实际调整量;
Cash*i，t-Cashi，t-1为上期现金持有与当期目标的偏离量，即当期的目标调整量;
λ为企业向目标现金持有量调整的速度。根据上文的分析，λ应当介于0和1之间。
将模型（1）代入模型（2），可以得到动态调整模型：
Cashi，t=λβXi，t+（1-λ）Cashi，t-1（3）
对模型（3）回归，可以同时得到调整速度λ和影响目标现金持有量的系数β，由此可以计算得到i企业在第t年的目标现金持有量Cash*i，t以及现金持有的目标调整量Cash*i，t-Cashi，t-1。如果实际现金持有量高于目标值（即
Cash*i，t-Cashi，t-1<0），则这些企业属于超额现金持有企业;如果实际现金持有量低于目标值（即
Cash*i，t-Cashi，t-1>0），则这些企业属于现金持有不足企业。为了检验向目标现金持有量的调整速度是否存在不对称性，本文构建如下模型：
Cashi，t-Cashi，t-1=λd（DEV）（EXC）+
λu（DEV）（INS）（4）
模型（4）中，DEV是现金持有量的目标调整量，DEV=Cash*i，t-Cashi，t-1;
EXC为虚拟变量，如果企业属于超额现金持有，设EXC等于1，否则为0;INS为虚拟变量，如果企业属于现金持有不足，设INS等于1，否则为0;λd为现金持有从高于目标的状态向目标调整的速度，即向下调整速度;λu为现金持有从低于目标的状态向目标调整的速度，即向上调整速度。根据假设1，λd应当快于λu，即
λd>λu。
2. 金融危机对调整速度不对称性的影响模型
为了检验金融危机对现金持有调整速度不对称性的影响，在模型（4）中增加金融危机虚拟变量，将模型（4）扩展如下：
Cashi，t-Cashi，t-1=λd（DEV）（EXC）+
λu（DEV）（INS）+λcd（DEV）（EXC）（Cris）+
λcu（DEV）（INS）（Cris）
（5）
在模型（5）中，Cris为金融危机虚拟变量，金融危机期（Cris）设为1，其他年份设为0。λcd反映金融危机对现金持有向下调整速度的影响;λcu反映金融危机对现金持有向上调整速度的影响。根据假设2，λcd<0，而λcu
可能大于0、等于0或小于0。
（二） 变量设定
其一，现金持有量（Cash）：本文采用货币资金/总资产衡量企业现金持有量。
其二，公司特征变量：借鉴Opler等的研究结果，[2]346本文选择如下企业特征变量作为目标现金持有量的影响因素：
市账率（MB）：（总资产账面值-权益账面值+权益市值）/总资产账面值;
规模（Size）：总资产的自然对数;
现金替代物（Liq）：（流动资产-流动负债-货币资金）/总资产;
财务杠杆（Lev）：总负债/总资产;
现金流（Cflow）：经营活动现金流净额/总资产;
资本支出（Capex）：购建固定资产、无形资产和其他长期资产支付的现金/总资产;
股利支付（Div）：虚拟变量，支付股利为1，不支付股利为0。
其三，行业控制变量（Med）：企业所处行业现金持有量的中位数，按照中国CSRC行业分类法，将制造业按次类划分，其余均按门类划分。
其四，金融危机虚拟变量（Cris）：本文将2002―2007年作为金融危机前期，Cris=0;将2008―2012年作为金融危机影响期，Cris=1。
（三）数据
本文以中国沪深两市非金融类上市公司为样本，观测区间为2002―2012年，样本数据来源于色诺芬经济金融数据库。样本筛选标准为：样本企业2002―2012年一直存在;剔除2002―2012年被ST、PT的公司;剔除资产负债率大于100%的公司以及关键数据缺失的公司。为了防止离群值的影响，本文对各变量在第1与第99百分位上进行缩尾处理（winsorize）。经过以上筛选后的最终样本为737家企业的平衡面板数据，包含8107个企业年数据，表1是样本的描述性统计结果。
表1样本描述性统计
变量观测值均值中位数标准差最大值最小值
Cash810701580135010405280014
MB810716051339074250010921
Size8107218402169011082516019860
Liq81070114010802090632-0367 Lev810704900503017308290079
Cflow81070055005400770264-0179
Capex810700600043005602660
Div810706351048110
Med810701380130002902220081
四、实证结果
（一） 目标现金持有量
为了分析各变量与现金持有量的关系，本文将现金持有量进行四分位，分别计算各个分位段每个变量的均值。由表2可以看出，企业特征变量与现金持有量之间基本上都表现出单调关系。其中，市账率、现金替代物、财务杠杆、现金流、股利支付与现金持有量呈正向关系，规模和资本支出呈负向关系。利用普通最小二乘法（OLS）对静态模型（1）和动态模型（3）进行回归，回归结果见表2最后两栏。可以看出，静态模型的回归结果中各变量与现金持有量的关系几乎都表现出统计上的显著性。在加入了现金持有量的滞后项并控制了年度效应后，市账率和规模与现金持有量的关系不再显著，但调整R2有显著提高。从模型（3）的回归结果可以看到，现金持有量滞后项的系数为06868，由此可以计算出调整速度为03132，这表明样本公司在2002―2012年平均调整速度为3132%。
（二）调整速度的不对称性及金融危机的影响
表3是模型（2）、（4）、（5）的回归结果，回归方法采用OLS，目标现金持有量根据模型（3）的回归结果计算得出。
第一栏是模型（2）的回归结果，从中可以看到企业向目标现金持有量的调整速度为3132%，与用模型（3）估计的调整速度一致。
第二栏是模型（4）的回归结果，高于目标的企业向下调整，速度为3730%，低于目标的企业向上调整，速度为2397%，且都在1%水平上显著，这一结果验证了调整速度不对称性的存在。
第三栏是模型（5）的回归结果，一方面，向下调整速度为3915%，向下调整与金融危机交互项的系数为-472%，且在1%水平显著，也即，非金融危机期企业向下调整速度为3915%，而金融危机期则下降到3443%，说明高现金持有企业在金融危机期减缓了向下调整的速度，这一结果验证了本文的假设3，表明在金融危机时，企业面对未来的不确定性加大，超额现金持有企业出于预防动机，更倾向于储备现金以保持较高的财务灵活性。另一方面，向上调整与金融危机交互项的系数为负，但在统计上不显著，说明现金持有不足企业向上调整的速度没有显著变化。这一结果没有支持本文的假设3，其原因可能是，在不确定环境和融资约束加剧的情况下，现金持有不足企业虽然有加快向上调整现金持有量的意愿，但增加现金持有带来的增量价值仍未能超过金融危机期间严重的融资约束所引致的增量调整成本，致使企业加快调整的愿望难以实现。
表2现金持有量的影响因素
变量第1分位第2分位第3分位第4分位模型（1）模型（3）
Cash005301090168030306868***
（9375）
MB149015391609178200041**-00005
（243）（-042）
Size21970218802183021660-00032***-00004
（-293）（-059）
Liq000300630138025302449***01027***
（4240）（2418）
Lev052105160497042700396***00392***
（564）（805）
Cflow005000480049007503555***03550***
（2632）（3775）
Capex0070006400580048-00402**-01964***
（-215）（-1466）
Div059006040659068900080***-00041***
（376）（-279）
Med012701340140015006801***01781***
（2006）（731）
常数项00671***-00078
（275）（-046）
年度效应控制
N81077370
Adj-R20333206943
注：***、**分别表示1%、5%水平上显著。
表3调整速度不对称性及金融危机的影响
变量模型（2）模型（4）模型（5）
DEV03132***
（6142）
DEV×Cris
DEV×EXC03730***03915***
（4248）（3805）
DEV×INS02397***02482***
（2358）（1812）
DEV×EXC×Cris-00472***
（-347）
DEV×INS×Cris-00127
（-081）
常数项-0000000065***00063***
（-000）（641）（621）
N737073707370
Adj-R2033850344603456
注：***表示1%水平上显著。
（三）稳健性检验
本文对动态调整模型（3）采用控制年度的OLS进行回归，从而得到目标现金持有的估计值。由于OLS没有考虑样本企业不随时间变化的个体效应，无法解决内生性问题，许多学者认为利用系统GMM方法得出的结论更为稳健，更适合时间跨度较短、公司数目较大的面板数据，因此本文用系统GMM方法估计目标现金持有量进行稳健性检验。利用系统GMM方法估计模型（3），在得到目标现金持有量的估计后，再对模型（2）、（4）、（5）进行OLS回归，回归结果见表4。表4显示，超额现金持有企业向下的调整速度为41%，现金持有不足企业向上的调整速度为2587%，并且都在1%水平上显著;向下调整与金融危机交互项的系数为-758%，在1%水平上显著，向上调整与金融危机交互项的系数为负，但统计上不显著。所以，利用系统GMM方法估计目标现金持有量，调整速度估计值有所变化，但调整速度不对称性以及金融危机对调整动态的影响结论仍然成立。 表4稳健性检验结果
变量模型（2）模型（4）模型（5）
DEV03415***
（5943）
DEV×Cris
DEV×EXC04100***04407***
（4112）（3747）
DEV×INS02587***02636***
（2265）（1729）
DEV×EXC×Cris-00758***
（-493）
DEV×INS×Cris-00056
（-032）
常数项-0000500061***00059***
（-081）（593）（569）
N737073707370
Adj-R2032390330203322
注：***表示1%水平上显著。
五、结论
本文选取中国上市公司2002―2012年平衡面板数据，实证检验企业向目标现金持有调整速度的不对称性以及金融危机对调整动态的影响。将企业按照实际现金持有量与目标现金持有量的偏离状态划分为超额现金持有企业和现金持有不足企业，构建现金持有不对称调整模型。在此模型的基础上加入金融危机虚拟变量，进一步分析金融危机对现金持有不对称调整的影响。
研究发现，超额现金持有企业向下调整速度显著快于现金持有不足企业向上调整速度，验证了企业向目标现金持有的调整速度具有不对称性。这一结果也支持消耗现金的调整成本低于构建现金的调整成本这一观点。
金融危机一方面使得企业持有现金的边际价值上升，另一方面又造成企业融资成本加大，从而影响企业向目标现金持有的调整成本和调整速度。实证研究发现，金融危机发生后，超额现金持有企业向下调整的速度减缓，现金持有不足企业向上调整的速度没有显著变化，这表明金融危机下持有现金的边际价值增加可能是企业向下调整速度减缓的主要原因，而危机引发的高额融资成本成为企业向上调整的主要障碍。这一结果也进一步显示出金融危机发生后，由于环境的不确定性和融资难度加大，企业持有现金的预防性动机明显增强。
