孫進(jìn)軍

（廣東金融學(xué)院 金融系，廣東 廣州 510275）

現(xiàn)金持有量：增加還是損害公司業(yè)績(jī)？

孫進(jìn)軍

（廣東金融學(xué)院 金融系，廣東 廣州 510275）

通過(guò)放松現(xiàn)金持有量與公司業(yè)績(jī)之間是線性關(guān)系的假設(shè)，從線性（平均效應(yīng)）和非線性（現(xiàn)金持有量不同水平下的區(qū)間效應(yīng)）兩方面探討現(xiàn)金持有量對(duì)公司業(yè)績(jī)的影響。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，雖然平均而言，現(xiàn)金持有量有利于提升公司業(yè)績(jī)，但是隨著現(xiàn)金持有量的提升，公司業(yè)績(jī)卻呈現(xiàn)逐漸下降的趨勢(shì)。進(jìn)一步地結(jié)合投資支出來(lái)分析不同現(xiàn)金水平下公司業(yè)績(jī)呈下降趨勢(shì)的主要原因，結(jié)果發(fā)現(xiàn)現(xiàn)金水平的提升易引發(fā)企業(yè)的過(guò)度投資行為，并最終導(dǎo)致公司業(yè)績(jī)的下降。同時(shí)，還發(fā)現(xiàn)融資約束和成長(zhǎng)性也會(huì)影響現(xiàn)金持有量與公司業(yè)績(jī)之間的關(guān)系。

現(xiàn)金持有量；公司業(yè)績(jī)；過(guò)度投資；平均效應(yīng)；區(qū)間效應(yīng)

一、引言

在公司財(cái)務(wù)領(lǐng)域內(nèi)，由Keynes（1936）[1]發(fā)展而來(lái)的現(xiàn)金持有量理論強(qiáng)調(diào)交易成本和機(jī)會(huì)成本之間的權(quán)衡、利益相關(guān)者之間的代理沖突、公司和外部資本市場(chǎng)之間的信息不對(duì)稱。一方面，作為一種最易被侵占的資產(chǎn)，如何配置企業(yè)的內(nèi)部財(cái)務(wù)資源反映了代理沖突的核心問(wèn)題。持有高額現(xiàn)金有利于降低發(fā)生財(cái)務(wù)困境的可能性，因而管理者會(huì)增加現(xiàn)金持有量，從而達(dá)到職位保護(hù)的目的。同時(shí)，管理者會(huì)因?yàn)楣疽?guī)模和薪酬之間的聯(lián)系而將現(xiàn)金投資于一些凈現(xiàn)值為負(fù)的項(xiàng)目以求擴(kuò)大公司規(guī)模，或者出于職位保護(hù)的目的而將現(xiàn)金運(yùn)用于一些塹壕性的投資行為?？梢?jiàn)，根據(jù)代理理論，管理者會(huì)因?yàn)樽陨硭嚼e累和使用現(xiàn)金，從而損害公司業(yè)績(jī)。另一方面，資本市場(chǎng)的非完善性促使外部投資者總是傾向于折價(jià)購(gòu)買公司證券，所以，在面臨較高的外部融資成本時(shí)，管理者就不愿意借助于外部融資和放棄一些盈利性的投資項(xiàng)目。根據(jù)融資優(yōu)序理論以及預(yù)防性動(dòng)機(jī)，由于現(xiàn)金持有量有利于預(yù)防未來(lái)現(xiàn)金流不足的風(fēng)險(xiǎn)，降低公司對(duì)外部資本市場(chǎng)的依賴，增加公司投資于盈利性項(xiàng)目的能力，所以為避免流動(dòng)性短缺或喪失盈利性的投資機(jī)會(huì)，公司就會(huì)持有較多的現(xiàn)金。

可見(jiàn)，大部分研究都認(rèn)為現(xiàn)金持有量要么增加、要么損害公司業(yè)績(jī)，二者不可能并存。事實(shí)上，這兩種效應(yīng)很可能會(huì)同時(shí)存在，因?yàn)闊o(wú)論是從代理沖突、還是從非完善資本市場(chǎng)角度進(jìn)行的研究都得到了實(shí)證結(jié)果的支持。所以，本文將放松大部分研究假定的公司業(yè)績(jī)與現(xiàn)金持有量之間存在單調(diào)性關(guān)系的假設(shè)，從線性（平均效應(yīng)）和非線性（現(xiàn)金持有量的不同水平，即區(qū)間效應(yīng)）兩方面來(lái)檢驗(yàn)現(xiàn)金持有量對(duì)公司業(yè)績(jī)的影響，并且聯(lián)系企業(yè)的過(guò)度投資行為來(lái)考察其中的作用機(jī)理。

二、研究設(shè)計(jì)

（一）變量與模型

根據(jù)現(xiàn)金持有量的融資優(yōu)序理論以及預(yù)防性動(dòng)機(jī)，本文提出假設(shè)1：企業(yè)的現(xiàn)金持有量與公司業(yè)績(jī)具有正相關(guān)性。根據(jù)現(xiàn)金持有量的代理理論，本文提出的另一個(gè)競(jìng)爭(zhēng)性研究假設(shè)2：企業(yè)的現(xiàn)金持有量與公司業(yè)績(jī)具有負(fù)相關(guān)性。為檢驗(yàn)上述假設(shè)，我們使用以下模型進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)：

其中，公司經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)使用總資產(chǎn)收益率（ROA）衡量；現(xiàn)金持有量使用現(xiàn)金（貨幣資金與交易性金融資產(chǎn)之和）與“凈資產(chǎn)”（即總資產(chǎn)減去現(xiàn)金，后同）之比的自然對(duì)數(shù)（LnCASH）來(lái)衡量。此外，控制變量是：公司規(guī)模（總資產(chǎn)的自然對(duì)數(shù)，LnAsset）、負(fù)債比率（公司總負(fù)債除以總資產(chǎn)，DEBT）、產(chǎn)品市場(chǎng)業(yè)績(jī)（銷售收入自然對(duì)數(shù)的變動(dòng)額，dLnSALES）、現(xiàn)金流（經(jīng)營(yíng)而來(lái)的現(xiàn)金流除以凈資產(chǎn)，CF）、投資支出（購(gòu)建固定資產(chǎn)、無(wú)形資產(chǎn)和其他長(zhǎng)期資產(chǎn)所支付的現(xiàn)金，INVEST）和股利支付虛擬變量（DIV）。i和t分別表示第i個(gè)企業(yè)和第t年。ηi是企業(yè)效應(yīng)，假設(shè)其不隨時(shí)間而變化；ηt是年度虛擬變量，反映了時(shí)間效應(yīng)；νi,t是殘差擾動(dòng)項(xiàng)。

我們將從兩個(gè)方面來(lái)減輕可能存在的內(nèi)生性問(wèn)題對(duì)研究結(jié)論的影響。第一，現(xiàn)金持有量既可能是公司業(yè)績(jī)的反映，也可能會(huì)對(duì)公司業(yè)績(jī)產(chǎn)生影響，這意味著公司業(yè)績(jī)和現(xiàn)金持有量之間會(huì)產(chǎn)生雙向因果關(guān)系。為此，我們對(duì)模型中的所有自變量均取滯后一期。第二，如果公司業(yè)績(jī)和現(xiàn)金持有量同時(shí)受到行業(yè)特征等一些不可觀測(cè)的共同因素的影響，那么就會(huì)導(dǎo)致二者之間的偽相關(guān)關(guān)系。為此，我們對(duì)模型中的全部變量使用年度行業(yè)均值進(jìn)行調(diào)整以剔除那些不可觀測(cè)的因素。

（二）樣本

本文樣本為2000—2011年的滬深兩市A股上市企業(yè)，并且依照以下原則進(jìn)行初步篩選：剔除審計(jì)報(bào)告被出具無(wú)法表示意見(jiàn)、否定意見(jiàn)或者沒(méi)有披露審計(jì)意見(jiàn)的企業(yè)；剔除金融類上市企業(yè)（證監(jiān)會(huì)行業(yè)代碼I）；剔除財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)有缺失或異常的企業(yè)。進(jìn)一步地，由于要對(duì)變量使用年度行業(yè)均值調(diào)整，所以本文將剔除某年某行業(yè)中的觀測(cè)值不足10個(gè)的行業(yè)。其中，行業(yè)分類原則是：除制造業(yè)公司采取一位字母加兩位數(shù)字進(jìn)行分類之外，其他行業(yè)按一位字母加一位數(shù)字分類。為了減輕離群值的影響，我們對(duì)回歸模型中的變量（除了股利支付虛擬變量）均按照頭尾1%分位數(shù)進(jìn)行Winsorized處理。經(jīng)過(guò)上述篩選之后，我們共獲得12807個(gè)觀察值。本文所涉及的數(shù)據(jù)來(lái)源于WIND數(shù)據(jù)庫(kù)。

三、實(shí)證結(jié)果

（一）描述性統(tǒng)計(jì)分析

本文首先報(bào)告未經(jīng)年度行業(yè)均值調(diào)整的原始變量的均值，并對(duì)低現(xiàn)金持有量和高現(xiàn)金持有量?jī)山M子樣本（按現(xiàn)金持有量的年度行業(yè)均值為標(biāo)準(zhǔn)、按年度進(jìn)行二分位分層）進(jìn)行均值比較檢驗(yàn)，結(jié)果見(jiàn)表1。不難發(fā)現(xiàn)，樣本公司的平均現(xiàn)金持有量（CASH）為23.7%。子樣本均值比較檢驗(yàn)表明：在高現(xiàn)金持有量子樣本中，公司業(yè)績(jī)較高（ROA為0.066，ROE為0.083），產(chǎn)品市場(chǎng)業(yè)績(jī)?cè)黾虞^快（0.165），現(xiàn)金流量也較多（0.082），而且這些差異均具有統(tǒng)計(jì)意義上的顯著性。另外，高現(xiàn)金子樣本的公司規(guī)模均值為21.364，顯著地低于低現(xiàn)金子樣本，這意味著持有較多現(xiàn)金的公司不一定就是大規(guī)模公司；高現(xiàn)金公司和低現(xiàn)金公司的投資支出沒(méi)有顯著性的差異。

表1 描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

（二）現(xiàn)金持有量與公司業(yè)績(jī)的實(shí)證結(jié)果與分析

表2考察公司持有現(xiàn)金是否能提升公司業(yè)績(jī)。由模型（1）可知：現(xiàn)金持有量的回歸系數(shù)為0.005，且在1%的水平上顯著；這說(shuō)明就平均而言，較多的現(xiàn)金持有量有利于提升公司業(yè)績(jī)。這樣的實(shí)證結(jié)果支持了研究假設(shè)1。我們也使用凈資產(chǎn)回報(bào)率（ROE）反映公司業(yè)績(jī)，相關(guān)研究中現(xiàn)金持有量的常用衡量方式進(jìn)行了穩(wěn)健性檢驗(yàn)，但結(jié)果依然支持假設(shè)。企業(yè)如果是出于償付債務(wù)的需要而持有現(xiàn)金，那么現(xiàn)金就不會(huì)被用于一些可以提升公司業(yè)績(jī)的用途。因此，我們也使用扣除負(fù)債后的現(xiàn)金除以凈資產(chǎn)來(lái)衡量企業(yè)的現(xiàn)金持有量，但實(shí)證結(jié)果依然支持假設(shè)。限于篇幅，我們沒(méi)有報(bào)告這些實(shí)證結(jié)果。

Fresard（2010）的研究表明公司現(xiàn)金持有量具有增加產(chǎn)品市場(chǎng)業(yè)績(jī)的戰(zhàn)略性意義，這意味著現(xiàn)金持有量會(huì)影響旨在于增加產(chǎn)品市場(chǎng)業(yè)績(jī)的戰(zhàn)略選擇。而孫進(jìn)軍和顧乃康（2012）[2]還發(fā)現(xiàn)公司戰(zhàn)略是企業(yè)現(xiàn)金持有量決策的重要影響因素。結(jié)合這兩項(xiàng)研究的實(shí)證結(jié)果來(lái)看：由于產(chǎn)品市場(chǎng)業(yè)績(jī)直接影響公司的經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)，所以模型中可能會(huì)存在因果關(guān)系方面的內(nèi)生性問(wèn)題。另外，一些研究表明企業(yè)經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)存在滯后性的影響，這說(shuō)明應(yīng)該控制滯后一期的公司業(yè)績(jī)變量。為了控制交叉因果關(guān)系和因變量滯后項(xiàng)所帶來(lái)的動(dòng)態(tài)性問(wèn)題對(duì)估計(jì)結(jié)果的影響，我們使用動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)的兩步差分GMM估計(jì)方法進(jìn)行分析，模型（2）中模型殘差項(xiàng)（存在一階自相關(guān)、不存在二階自相關(guān)）和工具變量的過(guò)度識(shí)別約束檢驗(yàn)（Hansen檢驗(yàn)結(jié)果不具有顯著性）的檢驗(yàn)結(jié)果表明此方法是適用的。不難發(fā)現(xiàn)，現(xiàn)金持有量對(duì)公司業(yè)績(jī)影響顯著為正，依然支持了研究假設(shè)1。

表2 現(xiàn)金持有量與公司業(yè)績(jī)的實(shí)證結(jié)果

按照自由現(xiàn)金流量理論，企業(yè)持有過(guò)高的現(xiàn)金往往被視為代理沖突的表現(xiàn)，這意味著現(xiàn)金持有量的不同水平可能對(duì)公司業(yè)績(jī)存在不同的影響。為此，模型（3）納入了現(xiàn)金持有量的平方項(xiàng)。由結(jié)果可知：現(xiàn)金持有量對(duì)公司業(yè)績(jī)的影響依然為正；而現(xiàn)金持有量平方項(xiàng)的回歸系數(shù)為-0.002，且在1%的水平上顯著。實(shí)證結(jié)果在支持假設(shè)1的同時(shí)，也說(shuō)明企業(yè)持有高額的現(xiàn)金會(huì)損害公司業(yè)績(jī)?，F(xiàn)金持有量對(duì)公司業(yè)績(jī)的影響與現(xiàn)金的使用有關(guān)，為此，模型（4）納入現(xiàn)金持有量與企業(yè)投資支出的交互項(xiàng)。結(jié)果表明，現(xiàn)金持有量與經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)呈顯著的正相關(guān)性，而交互項(xiàng)與經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)之間呈顯著性的負(fù)相關(guān)性。這意味著，如果保持現(xiàn)金持有量不變，比競(jìng)爭(zhēng)者多投資的企業(yè)反而會(huì)降低企業(yè)的經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)。

（三）敏感性測(cè)試：融資約束與成長(zhǎng)性

第一，非完善資本市場(chǎng)導(dǎo)致企業(yè)的融資能力呈現(xiàn)出強(qiáng)弱之分，從而使企業(yè)的現(xiàn)金持有量決策受到融資約束的影響。對(duì)于那些融資約束公司而言，由于外部融資能力受到限制，從而有必要持有更多的現(xiàn)金以滿足未來(lái)的需要。因此，如果基于非完善資本市場(chǎng)得出的假設(shè)1成立，那么融資約束公司的現(xiàn)金持有量對(duì)公司業(yè)績(jī)的影響應(yīng)該更大。

表3 現(xiàn)金持有量與公司業(yè)績(jī)：融資約束和成長(zhǎng)性的影響

為盡量保證研究結(jié)論的穩(wěn)健性，本文從內(nèi)外兩方面來(lái)區(qū)分融資約束和非融資約束兩個(gè)子樣本。其中，外部變量是金融業(yè)市場(chǎng)化程度，數(shù)據(jù)來(lái)源于樊綱和王小魯（2009）[3]編制的2000—2007年各省市“金融業(yè)市場(chǎng)化程度”指數(shù)；內(nèi)部變量則是公司規(guī)模和現(xiàn)金持有量。具體地，我們分別按照金融市場(chǎng)發(fā)展程度、公司規(guī)模和現(xiàn)金持有量分年度進(jìn)行兩分位數(shù)分層，并將所在省市金融業(yè)市場(chǎng)化進(jìn)程較低、規(guī)模較小、現(xiàn)金持有量較少的企業(yè)視為融資約束企業(yè)，相反的情形視作非融資約束企業(yè)，子樣本分層檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表3模型（5）至（10）。不難發(fā)現(xiàn)，融資約束公司的現(xiàn)金持有量對(duì)公司業(yè)績(jī)具有顯著性的正向影響，而且與非融資約束公司相比，影響程度更大。這支持了研究假設(shè)1。

第二，高成長(zhǎng)性公司的投資不足會(huì)更加嚴(yán)重、外部融資成本也更高。本文使用市賬比（總資產(chǎn)市場(chǎng)價(jià)值除以賬面價(jià)值，總資產(chǎn)市場(chǎng)價(jià)值為負(fù)債的賬面價(jià)值、未流通股的賬面價(jià)值與流通股的市場(chǎng)價(jià)值之和）來(lái)衡量成長(zhǎng)機(jī)會(huì)，并分年度進(jìn)行兩分位數(shù)分層，子樣本分層檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表3模型（11）至（12）。由結(jié)果可知，成長(zhǎng)性較高公司的現(xiàn)金持有量對(duì)公司業(yè)績(jī)具有顯著性的正向影響，而且與成長(zhǎng)性較低公司相比，正向影響程度更大。這也支持了研究假設(shè)1。

四、現(xiàn)金持有與公司業(yè)績(jī)實(shí)證結(jié)果的檢驗(yàn)

（一）現(xiàn)金持有量對(duì)公司業(yè)績(jī)的非線性影響：區(qū)間效應(yīng)檢驗(yàn)

上文發(fā)現(xiàn)現(xiàn)金持有量對(duì)公司業(yè)績(jī)的影響顯著為正，其隱含的假定為二者之間是單調(diào)性的線性關(guān)系。但是，模型（3）中現(xiàn)金持有量平方項(xiàng)的回歸系數(shù)顯著為負(fù)，這說(shuō)明現(xiàn)金持有量的水平不同，其對(duì)公司業(yè)績(jī)的影響也不一樣，即公司業(yè)績(jī)與現(xiàn)金持有量之間的關(guān)系是非線性的。為此，我們基于樣條回歸（spline regression）方法，利用n-1個(gè)節(jié)點(diǎn)將舊現(xiàn)金持有量變量轉(zhuǎn)換為n個(gè)反映了現(xiàn)金持有量不同水平的新變量，n個(gè)新變量的回歸系數(shù)就可反映不同現(xiàn)金持有量水平對(duì)公司業(yè)績(jī)的不同影響（即現(xiàn)金持有量對(duì)公司業(yè)績(jī)的區(qū)間效應(yīng)）。具體地，若以Sk（k=1，…，n-1）代表新舊變量轉(zhuǎn)換時(shí)的不同節(jié)點(diǎn)值，以X代表舊變量，則n個(gè)新變量的取值方法為：X1=min[X，S1]，Xk=max[min[X，Sk]，Sk-1]－Sk-1，k=2，…，n；不難發(fā)現(xiàn)，這樣的賦值方法考慮了函數(shù)在節(jié)點(diǎn)處的連續(xù)性。考慮到研究結(jié)論的穩(wěn)健性，我們使用三種不同的節(jié)點(diǎn)取值方法：首先，由于回歸模型中的變量都經(jīng)過(guò)年度行業(yè)均值進(jìn)行調(diào)整，所以我們用變量均值（設(shè)定為0）作為節(jié)點(diǎn)值，這樣可以將原現(xiàn)金持有量分為低于行業(yè)均值和高于行業(yè)均值兩個(gè)新變量。其次，由于變量分布的偏度問(wèn)題會(huì)對(duì)標(biāo)準(zhǔn)參數(shù)假設(shè)檢驗(yàn)的顯著性水平產(chǎn)生影響，所以我們以現(xiàn)金變量均值的±1.5σ作為節(jié)點(diǎn)值（σ為經(jīng)年度行業(yè)均值調(diào)整后的LnCash的標(biāo)準(zhǔn)差），這樣可以獲得低于-1.5σ、-1.5σ到+1.5σ、高于+1.5σ三個(gè)代表現(xiàn)金持有量不同水平的新變量。再次，結(jié)合前兩種取值方法，以-1.5σ、0、+1.5σ三個(gè)節(jié)點(diǎn)值將變量分為四個(gè)新變量。檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表4①出于篇幅的緣故，表4與表5沒(méi)有列出控制變量的估計(jì)結(jié)果。。

模型（13）表明：現(xiàn)金水平低于行業(yè)均值時(shí)，現(xiàn)金持有量對(duì)經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)影響顯著為正（回歸系數(shù)為0.007，具備1%的顯著性水平）；現(xiàn)金水平超過(guò)行業(yè)均值時(shí)，現(xiàn)金持有量對(duì)經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)的回歸系數(shù)下降為0.001，而且顯著性消失；F檢驗(yàn)結(jié)果也拒絕了兩個(gè)現(xiàn)金回歸系數(shù)相等的原假設(shè)。使用兩種節(jié)點(diǎn)取值方法所得到的回歸結(jié)果并沒(méi)有發(fā)生實(shí)質(zhì)性的變化?？梢?jiàn)，不同現(xiàn)金持有量水平對(duì)公司業(yè)績(jī)的影響并不一樣，較低的現(xiàn)金持有量有利于公司業(yè)績(jī)的提升，而較高的現(xiàn)金持有量則會(huì)損害公司業(yè)績(jī)。因此，區(qū)間效應(yīng)的實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果支持了假設(shè)2。

表4 現(xiàn)金持有量與公司業(yè)績(jī)：融資約束和成長(zhǎng)性的影響

（二）現(xiàn)金持有量對(duì)過(guò)度投資的平均效應(yīng)與區(qū)間效應(yīng)檢驗(yàn)

表2和表4的估計(jì)結(jié)果顯示，雖然平均而言，現(xiàn)金持有量有助于增加公司業(yè)績(jī)，但是二者之間卻是非線性的關(guān)系，隨著公司持有的現(xiàn)金越來(lái)越多，公司業(yè)績(jī)呈現(xiàn)下降趨勢(shì)。很顯然，現(xiàn)金持有量的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)與現(xiàn)金的使用模式有關(guān)系。受到模型（4）的啟發(fā)，我們將檢驗(yàn)現(xiàn)金持有量與過(guò)度投資的關(guān)系。如果在平均意義上，現(xiàn)金持有量對(duì)公司業(yè)績(jī)具有正向影響，那么現(xiàn)金持有量與發(fā)生過(guò)度投資的可能性之間應(yīng)為負(fù)向關(guān)系；如果隨著現(xiàn)金持有水平的提升，公司業(yè)績(jī)呈現(xiàn)下降趨勢(shì)，那么現(xiàn)金持有量與發(fā)生損害公司業(yè)績(jī)的過(guò)度投資可能性的區(qū)間效應(yīng)將呈上升的趨勢(shì)。

表5 現(xiàn)金持有對(duì)企業(yè)過(guò)度投資的平均效應(yīng)與區(qū)間效應(yīng)

借鑒孫進(jìn)軍和顧乃康（2012）[2]的做法，我們使用“購(gòu)建固定資產(chǎn)、無(wú)形資產(chǎn)和其他長(zhǎng)期資產(chǎn)所支付的現(xiàn)金”（Invest）來(lái)衡量企業(yè)的投資支出，回歸分析時(shí)除以凈資產(chǎn)并且經(jīng)年度行業(yè)均值進(jìn)行調(diào)整。另外，我們控制了公司規(guī)模（總資產(chǎn)的自然對(duì)數(shù)，LnAsset）、負(fù)債比率（Debt）和產(chǎn)品市場(chǎng)業(yè)績(jī)（ΔLnSales）、現(xiàn)金流（經(jīng)營(yíng)而來(lái)的現(xiàn)金流除以凈資產(chǎn)，即CF）。這些控制變量均取滯后一期且同樣經(jīng)過(guò)年度行業(yè)均值調(diào)整。在此基礎(chǔ)上，我們使用固定效應(yīng)估計(jì)結(jié)果的殘差來(lái)識(shí)別企業(yè)的過(guò)度投資狀態(tài)。若殘差為正，則過(guò)度投資（OVERINVEST）取值為1，否則為0。然后，我們使用Logit模型進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果見(jiàn)表5。

模型（16）表明，現(xiàn)金持有量的回歸系數(shù)為-0.077，且具有1%的顯著性。這意味著，就平均效應(yīng)而言，企業(yè)持有的現(xiàn)金被用于過(guò)度投資的可能性較低，因而企業(yè)持有現(xiàn)金有利于提升公司業(yè)績(jī)。這從一個(gè)側(cè)面支持了假設(shè)1。

模型（17）至（19）考察不同現(xiàn)金水平下企業(yè)發(fā)生過(guò)度投資可能性（樣條分解及變量轉(zhuǎn)化方法同前）。由模型（17）可知：現(xiàn)金持有水平低于行業(yè)均值時(shí)，企業(yè)現(xiàn)金持有量與過(guò)度投資可能性之間的關(guān)系顯著為負(fù)（回歸系數(shù)為-0.27，且具有1%的顯著性）；現(xiàn)金持有水平高于行業(yè)均值時(shí)，企業(yè)現(xiàn)金持有量與過(guò)度投資可能性之間的關(guān)系則顯著為正（回歸系數(shù)大幅度地上升到0.197，且在1%的水平上顯著）；F檢驗(yàn)結(jié)果也拒絕了兩個(gè)現(xiàn)金回歸系數(shù)相等的原假設(shè)。模型（18）和（19）也得出了類似的估計(jì)結(jié)果。結(jié)合上文的實(shí)證結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，隨著現(xiàn)金水平的提升，企業(yè)可能更多地發(fā)生了無(wú)益于公司業(yè)績(jī)提升的過(guò)度投資行為，并最終導(dǎo)致公司業(yè)績(jī)的下降。這一結(jié)果也支持了國(guó)內(nèi)其他學(xué)者關(guān)于我國(guó)企業(yè)過(guò)度投資行為的實(shí)證研究所得出的結(jié)論。所以，這里的實(shí)證結(jié)果也從一個(gè)側(cè)面支持了假設(shè)2。

五、結(jié)論

本文放松現(xiàn)金持有量對(duì)公司業(yè)績(jī)存在單調(diào)性影響的研究假設(shè)，從平均效應(yīng)和區(qū)間效應(yīng)兩方面來(lái)檢驗(yàn)現(xiàn)金持有量在公司業(yè)績(jī)中所體現(xiàn)的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)。結(jié)果表明：就平均效應(yīng)而言，現(xiàn)金持有量有利于公司提升經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)，而且對(duì)于融資約束或成長(zhǎng)性較高的公司而言，現(xiàn)金持有量提升公司業(yè)績(jī)的效應(yīng)更大，這樣的結(jié)果支持了假設(shè)1；就區(qū)間效應(yīng)而言，現(xiàn)金持有量對(duì)經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)的區(qū)間效應(yīng)呈現(xiàn)出下降的趨勢(shì)，這樣的結(jié)果支持了假設(shè)2。為考察現(xiàn)金持有量和公司業(yè)績(jī)之間的經(jīng)濟(jì)機(jī)理，本文還檢驗(yàn)了現(xiàn)金持有量與發(fā)生過(guò)度投資可能性，發(fā)現(xiàn)：就平均效應(yīng)而言，現(xiàn)金持有量與發(fā)生過(guò)度投資可能性之間的關(guān)系為負(fù)；就區(qū)間效應(yīng)而言，現(xiàn)金持有量對(duì)發(fā)生過(guò)度投資的區(qū)間效應(yīng)呈現(xiàn)出上升的趨勢(shì)。綜合起來(lái)看，我們認(rèn)為：就平均而言，由于現(xiàn)金持有量導(dǎo)致過(guò)度投資的可能性較低，因此現(xiàn)金持有量能提升公司業(yè)績(jī)；然而，當(dāng)企業(yè)持有的現(xiàn)金越來(lái)越多時(shí)，企業(yè)會(huì)更易發(fā)生濫用現(xiàn)金的過(guò)度投資行為，其結(jié)果導(dǎo)致公司的經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)下降。

[1]Keynes J M.The General Theory of Employment,Interestand Money[M].London:McMillan,1936.

[2]孫進(jìn)軍，顧乃康.產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)影響企業(yè)現(xiàn)金持有量嗎?——基于掠奪理論的實(shí)證研究[J].投資研究，2012，（8）：18-29.

[3]樊綱，王小魯.中國(guó)市場(chǎng)化指數(shù)——各地區(qū)市場(chǎng)化相對(duì)進(jìn)程報(bào)告[M].北京：經(jīng)濟(jì)科學(xué)出版社，2009.

（責(zé)任編輯：張艷峰）

1003-4625（2014）08-0005-05

F830.91

A

2014-06-16

本文為國(guó)家自然科學(xué)基金項(xiàng)目“市場(chǎng)折（溢）價(jià)與企業(yè)資本結(jié)構(gòu)的決定及動(dòng)態(tài)性研究”（71272203）；教育部人文社會(huì)科學(xué)研究一般項(xiàng)目（青年基金項(xiàng)目）“管理者特征與公司財(cái)務(wù)決策的持續(xù)性與差異性——基于現(xiàn)金持有量決策的研究”（14YJC630115）；中央財(cái)政專項(xiàng)資金“金融學(xué)省級(jí)重點(diǎn)學(xué)科建設(shè)項(xiàng)目”。

孫進(jìn)軍（1977-），男，湖北天門人，經(jīng)濟(jì)學(xué)博士，講師，研究方向：公司財(cái)務(wù)。