公司現(xiàn)金持有量與股票橫截面收益率:基于中國股市的實(shí)證分析

羅 琦,韓曉虹,汪守松

(武漢大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院,湖北武漢 430072)

公司現(xiàn)金持有量與股票橫截面收益率:基于中國股市的實(shí)證分析

羅 琦,韓曉虹,汪守松

(武漢大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院,湖北武漢 430072)

近年來國外學(xué)者分別從公司持有現(xiàn)金的預(yù)防性動(dòng)機(jī)和市場時(shí)機(jī)理論的角度出發(fā),認(rèn)為公司現(xiàn)金持有量與股票收益率之間存在正的、或者負(fù)的關(guān)聯(lián)。本文基于中國股市數(shù)據(jù)實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果表明,中國公司現(xiàn)金持有量并不影響股票橫截面收益率。我們認(rèn)為導(dǎo)致這個(gè)結(jié)果的原因在于中國股市的不成熟,股市長期的同漲同跌使得公司面臨的總量風(fēng)險(xiǎn)較大,公司出于預(yù)防性動(dòng)機(jī)普遍持有大量現(xiàn)金,現(xiàn)金持有量因此不能反映出單個(gè)公司面臨的風(fēng)險(xiǎn)大小差別。

公司現(xiàn)金持有量;股票預(yù)期收益率;因素模型

一、引言

近年來圍繞公司現(xiàn)金持有行為的研究涌現(xiàn)出越來越多的成果,引起越來越多學(xué)者的關(guān)注。目前甚至有學(xué)者分析認(rèn)為,公司現(xiàn)金持有量與未來股票收益率之間存在關(guān)聯(lián),并提出將公司現(xiàn)金持有量作為影響股票收益率的第四個(gè)因素添加到Fama and French(1992)三因素模型中[1]。不過,對公司現(xiàn)金持有量如何影響股票收益率,學(xué)者們存在不同的看法。

Palazzo(2009)基于公司持有現(xiàn)金的預(yù)防性動(dòng)機(jī),對公司現(xiàn)金持有量與股票收益率之間的關(guān)系進(jìn)行了理論分析和實(shí)證檢驗(yàn),研究發(fā)現(xiàn)公司現(xiàn)金持有量和股票收益率之間存在顯著的正相關(guān)關(guān)系[2]。Palazzo(2009)分析認(rèn)為,高風(fēng)險(xiǎn)公司更容易在未來遇到現(xiàn)金流短缺的危機(jī),需要持有較多的現(xiàn)金,而高風(fēng)險(xiǎn)對應(yīng)地需要高收益。同樣地,Simutin(2009)研究發(fā)現(xiàn)高現(xiàn)金持有量的公司與低現(xiàn)金持有量的公司相比有較高的股票收益率[3]。

而 Greenwood(2004)用美國 1947-2003年的股市數(shù)據(jù)實(shí)證檢驗(yàn)卻發(fā)現(xiàn)公司現(xiàn)金持有量與股票收益率之間呈現(xiàn)顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系,他用市場時(shí)機(jī)理論解釋了這種負(fù)相關(guān)關(guān)系:公司在價(jià)值被高估的時(shí)候發(fā)行股票進(jìn)行融資,但卻沒有將融資所得現(xiàn)金進(jìn)行有效的投資,而是以現(xiàn)金的形式持有并在市場價(jià)值被低估的時(shí)候消費(fèi)現(xiàn)金[4]。Greenwood(2004)進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn),在大量外部融資和高現(xiàn)金持有量同時(shí)存在的年份,股票收益率和現(xiàn)金持有量之間的負(fù)相關(guān)系更加明顯。

上述兩種關(guān)于公司現(xiàn)金持有量與股票收益率之間關(guān)系的分析和解釋事實(shí)上是基于公司金融中兩種不同的理論基礎(chǔ),即有效資本市場假說和行為公司金融理論。預(yù)防性動(dòng)機(jī)的解釋符合有效資本市場假說,認(rèn)為公司現(xiàn)金持有量對股票收益率的影響是沒有被 Fama和 French(1993)三因素模型中的市場風(fēng)險(xiǎn)、規(guī)模和賬面市值比因素包含的風(fēng)險(xiǎn)因素,超額收益是高風(fēng)險(xiǎn)的補(bǔ)償,不存在風(fēng)險(xiǎn)調(diào)整后的超額收益。市場時(shí)機(jī)假說的解釋則與行為公司金融的理論觀點(diǎn)一致,將現(xiàn)金持有量與股票收益率之間的負(fù)相關(guān)關(guān)系歸結(jié)為公司管理者的偏好行為,因?yàn)楣芾碚咂脙?nèi)部融資,進(jìn)入資本市場說明可以利用暫時(shí)的套利機(jī)會(huì)獲取利益,他們在公司價(jià)值被高估的時(shí)候進(jìn)行融資,但是融資資金并不全部用于投資而是以現(xiàn)金形式積累。

本文對中國公司現(xiàn)金持有量與股票預(yù)期收益率之間的關(guān)系進(jìn)行了探討。在中國當(dāng)前背景下,一方面市場機(jī)制不完善、資本市場不發(fā)達(dá),許多公司面臨外部融資難的問題,這些融資約束型公司需要持有現(xiàn)金防范風(fēng)險(xiǎn);另一方面我國資本市場在十多年的迅速發(fā)展過程中,顯現(xiàn)出過度投機(jī)、股價(jià)嚴(yán)重偏離公司基本價(jià)值的特點(diǎn),政府行政導(dǎo)向與投資者非理性行為對股票市場價(jià)格的形成具有很大的影響。因此,探討中國公司現(xiàn)金持有量是否對股票收益率產(chǎn)生影響,或者進(jìn)一步講,公司現(xiàn)金持有量能否為投資者提供有效的投資信息,這在中國當(dāng)前背景下具有特殊、重要的意義。

本文首先對樣本期間數(shù)據(jù)進(jìn)行 Fama-Macbeth(1973)橫截面回歸來檢驗(yàn)現(xiàn)金持有量對股票收益率的影響,結(jié)果顯示,反映公司現(xiàn)金持有水平因素的回歸系數(shù)并不顯著。我們進(jìn)一步采用動(dòng)態(tài)組合分析對樣本平均收益率與公司現(xiàn)金持有量之間的關(guān)系進(jìn)行考察,結(jié)果顯示股票收益率沒有隨著公司現(xiàn)金持有量的變化呈現(xiàn)有規(guī)律的變動(dòng),高現(xiàn)金持有樣本組和低現(xiàn)金持有樣本組的平均股票收益率并不存在顯著的差異。最后我們在 Fama和 French(1993)三因素模型的基礎(chǔ)上加入反映流動(dòng)性差異的收益率因素 (HCMLC),結(jié)果顯示時(shí)間序列的四因素回歸模型并沒有顯著提高 Fama和French(1993)三因素模型的解釋力度。上述檢驗(yàn)的結(jié)果表明,中國公司現(xiàn)金持有量并不影響股票預(yù)期收益率,投資者參照公司現(xiàn)金持有水平進(jìn)行投資不可能獲得超額收益。

在公司現(xiàn)金持有行為的研究文獻(xiàn)中,中國公司被認(rèn)為持有高額的現(xiàn)金持有量,而本文研究發(fā)現(xiàn)公司現(xiàn)金持有量對股票收益率不產(chǎn)生影響。我們認(rèn)為,由于中國的現(xiàn)實(shí)情況表現(xiàn)為市場強(qiáng)大的驅(qū)動(dòng)力導(dǎo)致股市長期同漲同跌、總量風(fēng)險(xiǎn)和現(xiàn)金流不確定性大且公司大都面臨著嚴(yán)重的外部融資約束,因此,中國上市公司出于預(yù)防性動(dòng)機(jī)普遍持有高額的現(xiàn)金,現(xiàn)金持有量也就不能反映出單個(gè)公司面臨的風(fēng)險(xiǎn)大小差別。此外,本文研究發(fā)現(xiàn)三因素模型中的賬面市值比效應(yīng)在中國市場上也并不顯著,三因素模型的檢驗(yàn)結(jié)果中超過 1/3股票樣本組合的回歸常數(shù)項(xiàng)為正且顯著不為零,這表明中國股票市場上存在經(jīng)市場風(fēng)險(xiǎn)調(diào)整過的超額收益。至于導(dǎo)致中國股市上超額收益的深層次原因,有待進(jìn)一步深入探討。

本文接下來的部分這樣安排:第二部分是相關(guān)文獻(xiàn)的評述,第三部分介紹數(shù)據(jù)、樣本及變量,第四部分為實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果及其分析,最后第五部分總結(jié)全文。

二、相關(guān)文獻(xiàn)

20世紀(jì) 80年代以前,經(jīng)典金融理論以有效資本市場假說為基礎(chǔ),認(rèn)為公司股票價(jià)格能夠快速、準(zhǔn)確地反映所有信息,任何利用已公開信息的投資策略都不可能獲得超額收益。根據(jù)資本資產(chǎn)定價(jià)模型 (CAPM),股票收益率與表示該資產(chǎn)系統(tǒng)風(fēng)險(xiǎn)大小的β系數(shù)成線性關(guān)系,理性套利行為使得不存在經(jīng)系統(tǒng)風(fēng)險(xiǎn)調(diào)整過后的超額收益,投資者承擔(dān)更高的系統(tǒng)風(fēng)險(xiǎn)就應(yīng)該獲得更高的預(yù)期收益作為補(bǔ)償。

CAPM模型因其邏輯的簡潔性在很長一段時(shí)間內(nèi)一直是資產(chǎn)定價(jià)的主要依據(jù)。但從上世紀(jì) 80年代開始,學(xué)者們逐漸發(fā)現(xiàn)許多與 CAPM模型預(yù)測不一致的“異象”或“迷”。如 Basu(1977)首先提出了市盈率比效應(yīng),他在實(shí)證研究中發(fā)現(xiàn)低市盈率的股票比高市盈率的股票賺取明顯高的收益率[5]。其他一些重要的異象包括賬面市值比效應(yīng)、規(guī)模效應(yīng)、杠桿效應(yīng)、短期收益動(dòng)量效應(yīng)、長期收益反轉(zhuǎn)效應(yīng)以及對信息反應(yīng)過度和反映不足的現(xiàn)象等。

圍繞上述“異象”,傳統(tǒng)金融學(xué)家和行為金融學(xué)家展開了激烈的爭論。傳統(tǒng)金融學(xué)家繼續(xù)嘗試用理性定價(jià)的思想對“異象”進(jìn)行解釋,而行為金融學(xué)家則構(gòu)造了大量基于信念和偏好的資產(chǎn)定價(jià)模型來詮釋這些“異象”。在這些研究成果的基礎(chǔ)上,Fama和 French(1993)通過大量實(shí)證檢驗(yàn)歸納出包含市場系統(tǒng)風(fēng)險(xiǎn)、規(guī)模效應(yīng) (Size effect)和價(jià)值效應(yīng) (BM effect)的三因素模型。三因素模型的提出消除了一部分“異象”,并且在各國的實(shí)證中得到了很好的應(yīng)用,受到了學(xué)者們較為廣泛的認(rèn)同。

然而,爭論并沒有因此而停止。如進(jìn)一步有學(xué)者認(rèn)為“異象”本身就是不真實(shí)的,是“數(shù)據(jù)挖掘”的結(jié)果。而接下來最為激烈的爭論依然來自有效資本市場假說和行為公司金融理論之間的分歧。Fama和 French(1993)三因素模型雖然承認(rèn)存在 CAPM無法解釋的現(xiàn)象,但他們并不認(rèn)為 Size effect和 BM effect是市場無效的證據(jù),而認(rèn)為這兩者代表了沒有被系統(tǒng)風(fēng)險(xiǎn)β所包含的額外風(fēng)險(xiǎn),超額收益只是對投資者所承擔(dān)這些額外風(fēng)險(xiǎn)的補(bǔ)償。但是,Lakonishok et al.(1994)認(rèn)為 BM effect的出現(xiàn)是由于投資者對公司基本面過度反應(yīng)造成的[6]。Daniel和 Titman(1997)也認(rèn)為 Size和 BM不是風(fēng)險(xiǎn)因素,而是代表投資者對小規(guī)模公司和價(jià)值公司的偏好,投資者偏好導(dǎo)致這些特征因素對公司股票收益率產(chǎn)生影響[7]。關(guān)于三因素模型是風(fēng)險(xiǎn)模型還是特征模型,學(xué)者們所得到的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)并不一致,研究結(jié)論無法統(tǒng)一,至今還是爭論不休。

Fama和 French(1992)三因素模型中的 Size和BM效應(yīng)通過實(shí)證檢驗(yàn)得到,而不像 CAPM模型的β那樣具有嚴(yán)格的理論邏輯。但三因素模型提供了一個(gè)異于 CAPM模型的分析方法,引導(dǎo)后續(xù)的學(xué)者去探尋包含更多因子的股票收益率模型。關(guān)于公司現(xiàn)金持有量是否影響股票收益率的探討,即是沿著這一分析思路而展開的。

公司現(xiàn)金持有行為的研究成果表明,現(xiàn)金水平受公司規(guī)模、投資機(jī)會(huì) (用市場價(jià)值與賬面價(jià)值之比表示)、財(cái)務(wù)杠桿等因素的影響,而這些因素在股票收益率“異象”的探討中都不同程度地涉及到,既然如此,公司現(xiàn)金持有量能否作為一個(gè)獨(dú)立的因素影響股票橫截面收益率呢?

Palazzo(2009)從現(xiàn)金的預(yù)防性動(dòng)機(jī)出發(fā),認(rèn)為持有現(xiàn)金可以抵御融資約束從而防范風(fēng)險(xiǎn),指出現(xiàn)金持有量對股票橫截面收益率是有影響的,并通過實(shí)證檢驗(yàn)給出了一致的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。進(jìn)一步地,Palazzo(2009)以 Kim等 (1998)分析公司現(xiàn)金持有量決定因素的三期模型為基礎(chǔ),增加了投資者風(fēng)險(xiǎn)厭惡偏好,通過分析公司現(xiàn)金流與總量風(fēng)險(xiǎn)相關(guān)性,推導(dǎo)出融資約束風(fēng)險(xiǎn)大的公司預(yù)期融資成本高、因而持有較多現(xiàn)金并得到較高風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)的結(jié)果。Simutin(2009)研究發(fā)現(xiàn)超額現(xiàn)金水平高的公司具有較高的股票收益率,并且這些公司投資機(jī)會(huì)多、投資支出也大。S imutin(2009)分析指出,公司持有超額現(xiàn)金是為了防范投資機(jī)會(huì)喪失的風(fēng)險(xiǎn),這一風(fēng)險(xiǎn)隨著投資機(jī)會(huì)的實(shí)施而減小,現(xiàn)金持有量與股票收益率之間的關(guān)系也就開始減弱。

Greenwood(2004)則是關(guān)注到股票發(fā)行后有低回報(bào)的金融異象,認(rèn)為導(dǎo)致這一現(xiàn)象的原因在于融資資金如何使用。他進(jìn)一步發(fā)現(xiàn),公司在收益率較低的時(shí)期積累現(xiàn)金,在收益率高的時(shí)期消費(fèi)現(xiàn)金,并且外部融資多的年份現(xiàn)金持有量相對增加,現(xiàn)金水平的高低明顯地表現(xiàn)為是沒有將融資資金用于有效的投資支出。為了解釋為什么沒有將融資資金進(jìn)行有效的投資而是以現(xiàn)金形式持有,Greenwood(2004)分析了現(xiàn)金持有與計(jì)劃投資、實(shí)際投資、延遲的計(jì)劃投資以及總杠桿之間的關(guān)系,排除了現(xiàn)金的這種持有是因?yàn)轭A(yù)計(jì)有好的投資機(jī)會(huì)或者是融資后發(fā)現(xiàn)投資機(jī)會(huì)消失的結(jié)果。Greenwood(2004)因此而得出結(jié)論,公司現(xiàn)金水平是管理者利用市場時(shí)機(jī)發(fā)行股票而套利的結(jié)果,由于高估的股價(jià)未來會(huì)下跌,所以公司現(xiàn)金持有量與股票收益率之間是負(fù)相關(guān)關(guān)系。

Greenwood(2004)與 Palazzo(2009)、Simutin(2009)等學(xué)者的觀點(diǎn)截然相反,前者從行為公司金融的市場時(shí)機(jī)理論出發(fā),認(rèn)為公司現(xiàn)金持有量與股票收益率負(fù)相關(guān),而后者基于預(yù)防性動(dòng)機(jī)假說認(rèn)為公司現(xiàn)金持有量與股票收益率正相關(guān)。但分歧并非就是如此簡單。如 Lamont等 (2001)更早就發(fā)現(xiàn)了公司融資約束與股票收益率之間的負(fù)相關(guān)關(guān)系,這與預(yù)防性動(dòng)機(jī)假說所依據(jù)的融資約束公司有風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)的理論是相悖的[8]。Lamont(2001)想籍此說明市場更加偏好非融資約束公司,其實(shí)質(zhì)是要用行為金融的觀點(diǎn)解釋股票收益率。再比如,McLean(2008)也認(rèn)為公司會(huì)將發(fā)行股票所得資金以現(xiàn)金形式持有,但他認(rèn)為這一傾向源于預(yù)防性動(dòng)機(jī),這一分析顯得與 Greenwood(2004)又不相同。McLean(2008)比較了預(yù)防性動(dòng)機(jī)高和低的公司、以及發(fā)行后現(xiàn)金持有量高和低的公司在發(fā)行股票后的市場回報(bào)率,結(jié)果表明,高預(yù)防性動(dòng)機(jī)的公司將股票發(fā)行所獲資金的大部分保留為現(xiàn)金,而那些僅具有較弱預(yù)防性動(dòng)機(jī)的公司則將大部分融資資金花費(fèi)掉,并且高預(yù)防性動(dòng)機(jī)的公司在發(fā)行股票后,其股價(jià)有著更好的市場表現(xiàn)[9]。

另外,還有學(xué)者研究了現(xiàn)金持有量變動(dòng)與股票收益率間的關(guān)系,如 Oler和 Picconi(2008)發(fā)現(xiàn)公司現(xiàn)金持有量有一個(gè)預(yù)期的最優(yōu)水平,當(dāng)現(xiàn)金持有量向最優(yōu)水平變動(dòng)時(shí),會(huì)有一個(gè)正的股票收益率;反之,當(dāng)現(xiàn)金持有量的變動(dòng)背離最優(yōu)水平時(shí),則會(huì)導(dǎo)致負(fù)的股票收益率[10]。而 Chandrashekar和 Rao(2009)則定義了一個(gè)“現(xiàn)金生產(chǎn)率”指標(biāo),這一指標(biāo)與公司現(xiàn)金水平負(fù)相關(guān),即若兩公司創(chuàng)造價(jià)值的能力相同,那么現(xiàn)金水平低的公司“現(xiàn)金生產(chǎn)率”高[11]?！艾F(xiàn)金生產(chǎn)率”高的公司使用資本的成本低,而這意味著投資者對公司股票預(yù)期的收益率低,因此,公司現(xiàn)金持有量與股票收益率是正相關(guān)的。

中國公司被認(rèn)為持有高額現(xiàn)金,國內(nèi)學(xué)者一般從融資約束、或者是代理沖突的角度解釋中國公司的現(xiàn)金持有行為,同時(shí)也有學(xué)者認(rèn)為我國上市公司持有高額現(xiàn)金是公司過去市場擇時(shí)行為累積的影響結(jié)果[12],但國內(nèi)還沒有人進(jìn)一步探討公司現(xiàn)金持有量如何影響股票收益率。本文即是在這樣一種背景下對我國上市公司現(xiàn)金持有量與股票收益率之間的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)并嘗試給出一種解釋。我們實(shí)證檢驗(yàn)的基礎(chǔ)是 Fama和 French(1992)三因素模型,因?yàn)閲鴥?nèi)學(xué)者對 Fama和French(1992)三因素模型在中國股市上的適用性進(jìn)行了大量的檢驗(yàn),基本的觀點(diǎn)是認(rèn)為三因素模型比 CAPM模型更能解釋中國股市的橫截面收益率,吳世農(nóng)和許年行 (2004)更是進(jìn)一步研究指出Fama和 French(1992)三因素模型在中國股市收益率的預(yù)測中表現(xiàn)為風(fēng)險(xiǎn)因素而不是特征因素[13]。

三、數(shù)據(jù)、樣本以及變量

(一 )數(shù)據(jù)及樣本

本文選取 1996年 5月 -2006年 4月 10年間深滬兩市所有上市 A股作為樣本,剔除了金融性公司、ST和 PT公司以及年度會(huì)計(jì)報(bào)表中所有者權(quán)益合計(jì)為負(fù)的公司。由于規(guī)模、賬面市值比和現(xiàn)金持有量要用到前一年末的會(huì)計(jì)數(shù)據(jù)、事前β(Pre-β)的計(jì)算使用了前一年整年收益率的日數(shù)據(jù),因此還剔除了當(dāng)年新上市公司和前一年上市不足100天的公司。實(shí)證部分所使用的數(shù)據(jù)主要包括公司基本財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)、股票收益率數(shù)據(jù)和銀行利率數(shù)據(jù),其中各年度各公司的資產(chǎn)負(fù)債表數(shù)據(jù)來源于萬得 (W IND)咨詢,其他所有數(shù)據(jù)均源于國泰安(CS MAR)數(shù)據(jù)庫。

為方便表述,本文以下部分將每年 5月 1日到次年的 4月 30日作為一個(gè)年度稱為實(shí)驗(yàn)?zāi)甓?將1月 1日到 12月 31日稱為一個(gè)會(huì)計(jì)年度。實(shí)驗(yàn)?zāi)甓冗x取的依據(jù)是,我國規(guī)定年度財(cái)務(wù)報(bào)表的最后公布日期為 4月 30日,這樣的選擇保證了在投資和預(yù)測之前所有的數(shù)據(jù)是可獲取的。表 1列出了實(shí)驗(yàn)?zāi)甓葍?nèi)各期的樣本數(shù)量。

(二 )變量定義

Fama和 French(1992)在分析股票收益率的各種“異象 ”時(shí),使用了 Fama-Macbeth(1973)橫截面回歸。為了確定在中國公司現(xiàn)金持有量是否與股票收益率之間具有顯著的關(guān)系,本文首先對樣本逐月做橫截面的 Fama-Macbeth回歸,然后構(gòu)造反映現(xiàn)金持有量差異的收益率指標(biāo) (HCMLC),并在 Fama和 French(1993)三因素模型的基礎(chǔ)上進(jìn)行樣本組合的時(shí)間序列分析。實(shí)證檢驗(yàn)過程中所涉及的變量及其計(jì)算方法見表 2。

需要加以說明的是,表 2中的β有事前β(pre-β)和事后 β(post-β)之分。Fama和 French(1992)中 pre-β是根據(jù)實(shí)驗(yàn)?zāi)甓绕鹗紩r(shí)間前 7個(gè)月到前 29個(gè)月的月度數(shù)據(jù)計(jì)算,而本文中 pre-β為下載國泰安的年β數(shù)據(jù),這一指標(biāo)是用會(huì)計(jì)年度當(dāng)年有效交易日滿 100天的股票日收益率和市場超額收益率回歸所得。這一方法與 Fama和French(1992)有所不同,但顯得更符合中國公司β值相對易變的特點(diǎn)。

本文 post-β的計(jì)算采用與 Fama和 French(1992)一樣的方法,用整體 120個(gè)月的月超額收益率時(shí)間序列計(jì)算所得。具體來講,首先將 t實(shí)驗(yàn)?zāi)甓裙善卑凑?t-1年 4月 30日股票市值分為Big,Median,Small三組,為了消除規(guī)模對β影響,進(jìn)一步在股票市值的分組中根據(jù) pre-β的大小再分為 big,median,small三組,這樣得到樣本組合 (BbBmBsMbMmMsSbSmSs)共 9個(gè)。然后,計(jì)算每個(gè)股票組合市值加權(quán)平均的一個(gè)月收益率 Ri,再用 CAPM單因素模型的時(shí)間序列回歸可以得到每個(gè)小組一個(gè) post-β,并令其代表每個(gè)實(shí)驗(yàn)?zāi)甓葘儆谠摻M合的所有公司的市場β值。每個(gè)實(shí)驗(yàn)?zāi)甓葎t按照此步驟重新分組并計(jì)算一次。

表 1 各期樣本量 (1996年 5月 -2006年 4月)

表 2 變量定義表

為了保證β的計(jì)算不會(huì)導(dǎo)致結(jié)果的偏差,筆者在計(jì)算 t年各月的 pre-β時(shí),也曾用 t-1實(shí)驗(yàn)?zāi)甓鹊娜耆諗?shù)據(jù)進(jìn)行了計(jì)算;計(jì)算 post-β時(shí),作者也采用 t實(shí)驗(yàn)?zāi)甓饶耆鲜腥盏娜粘~收益率計(jì)算。不同計(jì)算方法的結(jié)果都一致,限于篇幅未作一一匯報(bào)。

四、實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果

(一 )Fama-Macbeth檢驗(yàn)

我們首先借用由 Fama和MacBeth(1973)開創(chuàng)的橫截面回歸方法檢驗(yàn)現(xiàn)金持有量是否對股票收益率產(chǎn)生影響。檢驗(yàn)中的被解釋變量是股票超額收益率 (ri-rf),為月度化指標(biāo);解釋變量是事后β(post-β)、規(guī)模 (Size)、賬面市值比 (BM)及現(xiàn)金持有量 (CH)。在所有實(shí)驗(yàn)?zāi)甓葍?nèi)的 120個(gè)月每個(gè)月對股票超額收益率做一次橫截面回歸,然后將所得系數(shù)序列看作隨機(jī)時(shí)間序列,在股票收益服從正態(tài)分布的假設(shè)下計(jì)算出每個(gè)解釋變量的回歸系數(shù)及相應(yīng)的 t檢驗(yàn)值。結(jié)果見表 3。

表 3第 (1)行中的結(jié)果顯示,post-β、Size對股票超額收益率有顯著影響,但 BM效應(yīng)不顯著。第 (2)行中加入了現(xiàn)金持有量因素,結(jié)果顯示該因素 (CH)對股票收益率沒有顯著影響。第 (3)行中是用股票超額收益率單獨(dú)對 CH做回歸,CH的系數(shù)仍然不顯著。Fama和MacBeth(1973)橫截面檢驗(yàn)結(jié)果表明,中國股市上公司現(xiàn)金持有量對股票收益率沒有影響,這與國外一些學(xué)者的研究結(jié)論并不一致。

表 3中的結(jié)果還顯示,賬面市值比 (BM)的系數(shù)不顯著、但接近于顯著,這在一定程度上反映出了三因素模型在中國股市上面臨的現(xiàn)狀,目前國內(nèi)學(xué)者關(guān)于中國股市上是否存在 BM效應(yīng)還沒有取得完全一致的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)[14-16]。

(二)動(dòng)態(tài)組合分析

我們進(jìn)一步通過動(dòng)態(tài)組合分析考察公司現(xiàn)金持有量與股票收益率之間的關(guān)系是否具有一定之規(guī)。動(dòng)態(tài)樣本組合的構(gòu)造是每個(gè)實(shí)驗(yàn)?zāi)甓劝凑?Size和 BM各 3等分進(jìn)行交叉分組,然后每個(gè)小組中再按照 CH高低等分成 5個(gè)小組。在此基礎(chǔ)上,求出每個(gè)小組以市值加權(quán)平均的月收益率,并對高現(xiàn)金持有量和低現(xiàn)金持有量組合的收益率差進(jìn)行 t檢驗(yàn)。動(dòng)態(tài)組合分析的結(jié)果見表4。

從表 4中可以看出,在控制了規(guī)模和價(jià)值兩個(gè)已知的因素后,平均收益并沒有隨 CH的變動(dòng)呈現(xiàn)有規(guī)律的變化,高現(xiàn)金持有量和低現(xiàn)金持有量組合平均收益率差額之間也不存在顯著差異。表 4中的結(jié)果進(jìn)一步表明,中國公司現(xiàn)金持有量對股票收益率并不產(chǎn)生影響。

表 3 Fama-Macbeth橫截面回歸結(jié)果 Post-β

表 4 動(dòng)態(tài)組合平均收益率分析

(三)因素模型分析

最后,我們在 Fama和 French(1993)三因素模型的基礎(chǔ)上加入反映現(xiàn)金持有量差異收益率的第四個(gè)因素 HCMLC,構(gòu)造用于時(shí)間序列分析的四因素模型,考察其是否能夠更好地解釋股票橫截面收益率。在樣本組合的構(gòu)造中,每個(gè)實(shí)驗(yàn)?zāi)甓榷际且砸?guī)模 (Size)、賬面市值比 (BM)以及現(xiàn)金持有量 (CH)的 3等分進(jìn)行交叉分組,得到每年的 27個(gè)樣本組合,每個(gè)樣本組合的 S MB、HML、以及 HCMLC的計(jì)算參見表 1。因素模型檢驗(yàn)的結(jié)果列于表5和表 6中。

因素模型分析中的常數(shù)項(xiàng)反映了經(jīng)其他因素調(diào)整后依然無法被解釋的超額收益率,如果三因素模型能夠完全解釋股票收益率的變化,常數(shù)項(xiàng)應(yīng)該顯著為 0,否則常數(shù)項(xiàng)顯著地不為 0。表 5中 27個(gè)組合的常數(shù)項(xiàng)有 10個(gè)在 1%的檢驗(yàn)水平下顯著大于 0,這說明在中國三因素模型并不能很好的完全解釋股票超額收益率,一定有其他因素的存在使得股票定價(jià)出現(xiàn)了系統(tǒng)的偏差。

表 5 三因素回歸模型分析Ri-rf=α+β(Rm-rf)+ηSMB+λHML+ε

表 6中四因素模型的回歸結(jié)果顯示,在加入現(xiàn)金持有量的收益率因素 HCMLC后,常數(shù)項(xiàng)不為零的項(xiàng)反而從 10個(gè)增加到 11個(gè),并沒有改善對這些股票組合收益率的解釋能力,并且HCMLC的回歸系數(shù)少有顯著。此外,表 7中三因素模型與四因素模型擬合優(yōu)度比較的結(jié)果顯示,加入 HCMLC模型的解釋力度整體上講也沒有什么提高。這些結(jié)果一致表明,中國公司現(xiàn)金持有量并不能解釋股票橫截面收益率的差異。

表 6 四因素回歸模型分析Ri-rf=α+β(Rm-rf)+ηSMB+λHML+υHCMLC+ε

表 7 三因素模型與四因素模型擬合優(yōu)度比較

五、結(jié)論與討論

Palazzo(2009)基于現(xiàn)金流與總量風(fēng)險(xiǎn)相關(guān)的觀點(diǎn)認(rèn)為,融資約束公司面臨的風(fēng)險(xiǎn)也較大,所持有的現(xiàn)金對股票收益率產(chǎn)生正的影響。Greenwood(2004)則認(rèn)為管理者利用股票錯(cuò)誤定價(jià)的市場時(shí)機(jī)進(jìn)行融資,導(dǎo)致較高的現(xiàn)金水平對股票收益率產(chǎn)生負(fù)的影響。而本文利用中國數(shù)據(jù)實(shí)證檢驗(yàn)的結(jié)果表明,公司現(xiàn)金持有量對股票收益率沒有影響,與 Palazzo(2009)預(yù)防性動(dòng)機(jī)假說和 Greenwood(2004)市場時(shí)機(jī)的觀點(diǎn)都不相符。

我們認(rèn)為,中國股市長期的同漲同跌、總量風(fēng)險(xiǎn)大且大部分公司面臨嚴(yán)重的外部融資約束等方面的原因可能導(dǎo)致中國上市公司出于預(yù)防性動(dòng)機(jī)普遍持有高額的現(xiàn)金,現(xiàn)金持有量并不能反映出單個(gè)公司面臨的風(fēng)險(xiǎn)大小差別,從而也就不能導(dǎo)致股票橫截面收益率的差異。而中國股市上的賣空限制以及政府當(dāng)局對市場的嚴(yán)格監(jiān)管限制了公司對市場時(shí)機(jī)的利用,同漲同跌的整體波動(dòng)也增加了進(jìn)出市場融資套利的風(fēng)險(xiǎn)和成本,因此,市場時(shí)機(jī)的觀點(diǎn)并不能用于解釋中國公司現(xiàn)金持有量與股票收益率之間的關(guān)系。

盡管中國公司現(xiàn)金持有量不足以導(dǎo)致股票收益率的差異,但是普遍較高的現(xiàn)金持有水平反映了中國股市的不完善,也反映出公司面臨普遍的融資約束。現(xiàn)金的低收益會(huì)影響股東利益,因此,改善中國股市的融資環(huán)境、發(fā)展資本市場解決普遍的融資約束問題是優(yōu)化我國公司現(xiàn)金持有行為的根本舉措。

此外,本文沒有發(fā)現(xiàn) Fama和 French(1993)三因素模型適用于中國股市的有力證據(jù)。Fama-Macbeth檢驗(yàn)顯示 BM效應(yīng)并不顯著,并且三因素模型回歸中 27個(gè)組合的常數(shù)項(xiàng)有 10個(gè)在 1%的顯著水平上大于 0,這說明在三因素模型并不能很好地解釋中國股市的超額收益率?？赡艽嬖谄渌蛩厥沟霉善倍▋r(jià)出現(xiàn)系統(tǒng)的偏差,至于是風(fēng)險(xiǎn)因素還是由投資者非理性偏好所導(dǎo)致的特征因素,也還需要進(jìn)一步深入探討。

[1]Fama EF,French KR.The Cross-Section of Expected Stock Returns[J].Journal of Finance,1992(47):427-465.

[2]Palazzo D.Firm's Cash Holdings and the Cross-Section of Equity Returns [Z]. Working Paper,New York University,2009.

[3]SimutinM.Excess Cash Holdings,Risk,and Stock Returns[Z].Working Paper,University ofBritish Columbia,2009.

[4]Greenwood R.Aggregate Corporate Liquidity and Stock Returns[Z].Working Paper,Harvard Business School,2004.

[5]Basu S.The Inves tment Performance of Common Stocks in Relation to Their Price-Earnings Ratios:A Test of the EfficientMarket Hypothesis[J].Journal of Finance,1977(32):663-682.

[6]Lakonishok J,Shleifer A,Vishny RW.Contrarian Investment,Extrapolation,and Risk[J].The Journal of Finance,1994(49):1541-1578.

[7]Daniel K,Titman S.Evidence on the Characteristics of Cross SectionalVariation in Stock Returns[J].The Journal of Finance,1997(52):1-33.

[8]Lamont O,Polk C,Saá-Requejo J.Financial Constraints and Stock Returns[J].The Review of Financial Studies Summer,2001(14):529-554.

[9]McLean RD.Share Issuance and Cash Holdings:Evidence ofMarket Timing or PrecautionaryMotives[Z].Working Paper,2008.

[10]OlerD,PicconiM. Implicationsof SuboptimalCash Holdings for Current and FutureMarket Returns[Z].Working Paper,Kelley School ofBusiness:Indiana University,2008.

[11]Chandrashekar S,Rao RKS.The Productivity of Corporate Cash Holdings and the Cross-Section of Expected Stock Returns[Z].Working Paper,Advanced Research Center of State Street GlobalAdvisors,and University of Texas,2009.

[12]況學(xué)文,彭迪云.市場擇時(shí)、大股東控制與現(xiàn)金持有量研究[J].山西財(cái)經(jīng)大學(xué)學(xué)報(bào),2008(4):112-120.

[13]吳世農(nóng),許年行.資產(chǎn)的理性定價(jià)模型和非理性定價(jià)模型的比較研究——基于中國股市的實(shí)證分析 [J].經(jīng)濟(jì)研究,2004(6):105-116.

[14]儀垂林,黃興旺,等.中國證券市場三因素模型分析[J].南京經(jīng)濟(jì)學(xué)院學(xué)報(bào),2001(5):43-47.

[15]楊 忻,陳展輝.中國股市三因子資產(chǎn)定價(jià)模型實(shí)證研究[J].數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究,2003(12):137-141.

[16]鄧長榮,馬永開.三因素模型在中國市場上的實(shí)證研究[J].管理學(xué)報(bào),2005(5):591-596.

(本文責(zé)編:海 洋)

Corporate Cash Holdings and the Cross-Section of Expected Stock Returns:Evidence from Chinese StockMarket

LUO Qi,HAN Xiao-hong,WANG Shou-song
(School of Econom ics and M anagem ent,W uhan University,W uhan430072,China)

In recent years,researches have explained both the positive and negative relationships between corporate cash holdings and stock returns from the perspective of precautionarymotive and the market timing theory respectively.Based on the data of Chinese stock market,this paper finds out that cash holdings in China have no significant impact on stock returns.We argue that the immaturity of Chinese stock market is the main reason.W ith huge aggregate risks caused by a long-run co-moving trend of all stocks in China,most companies carry large amountof cash and thus the levelof cash holdings is unlikely resulted from the idiosyncratic risk.

corporate cash holdings;expected stock returns;factormodel

F832.5

A

1002-9753(2010)09-0163-10

2010-03-16

2010-08-21

國家自然科學(xué)基金管理科學(xué)部面上項(xiàng)目(70872035);教育部人文社會(huì)科學(xué)規(guī)劃基金面上項(xiàng)目 (08JA630059);武漢大學(xué)自主科研項(xiàng)目(人文社會(huì)科學(xué))研究成果,得到“高?；究蒲袠I(yè)務(wù)費(fèi)專項(xiàng)資金”資助。

羅 琦 (1969-),男,湖北松滋人,武漢大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院副教授,東京工業(yè)大學(xué)工學(xué)博士,研究方向:公司金融。