企業(yè)家經(jīng)濟預(yù)期、融資約束與預(yù)防性現(xiàn)金管理

張西征

(東華大學(xué) 旭日工商管理學(xué)院,上海,200051)

一、引 言

近年來，世界經(jīng)濟周期性波動中金融因素對實體經(jīng)濟的影響日趨增強，有關(guān)宏觀經(jīng)濟周期波動對微觀企業(yè)流動性沖擊的研究已成為企業(yè)財務(wù)管理政策中的一個重要課題，對經(jīng)濟周期如何影響企業(yè)現(xiàn)金持有管理的研究尤其受到學(xué)者的關(guān)注。從既有的文獻來看，相關(guān)研究主要集中在經(jīng)濟周期波動對企業(yè)現(xiàn)金持有的現(xiàn)實影響上(如Bates等，2009；祝繼高和陸正飛，2009；Duchin等，2010)，較少關(guān)注企業(yè)家經(jīng)濟預(yù)期因素在經(jīng)濟周期波動中對企業(yè)現(xiàn)金持有的潛在影響。然而，正如Perez(2009)所指出的，企業(yè)家預(yù)期因素對企業(yè)經(jīng)營的影響可能更大。從理論和實踐上搞清楚企業(yè)家經(jīng)濟預(yù)期對我國企業(yè)現(xiàn)金持有管理的潛在影響，以及融資約束在其中發(fā)揮的調(diào)節(jié)作用，將有助于揭示經(jīng)濟周期波動影響中國企業(yè)現(xiàn)金持有管理的作用機理，可以更清楚地考察企業(yè)外部融資約束異質(zhì)性對企業(yè)經(jīng)營的影響，從而對分析我國現(xiàn)階段的金融市場缺陷、完善我國金融市場具有指導(dǎo)意義。因此，本文重點關(guān)注經(jīng)濟周期波動對企業(yè)現(xiàn)金持有的潛在影響，通過考察企業(yè)家信心指數(shù)變化對企業(yè)現(xiàn)金持有管理的影響，以及融資約束在其中發(fā)揮的調(diào)節(jié)作用，來探究企業(yè)家經(jīng)濟預(yù)期、融資約束和企業(yè)預(yù)防性現(xiàn)金持有管理三者之間的關(guān)系。

本文主要基于企業(yè)現(xiàn)金持有的權(quán)衡理論、融資約束理論和代理理論，分析了企業(yè)家經(jīng)濟預(yù)期對企業(yè)預(yù)防性現(xiàn)金持有管理的影響機理，以及企業(yè)家經(jīng)濟預(yù)期對不同融資約束程度的企業(yè)預(yù)防性現(xiàn)金持有管理的影響差異、對不同外部金融市場環(huán)境下的企業(yè)預(yù)防性現(xiàn)金持有管理的影響差異、對不同實際控制人性質(zhì)的企業(yè)預(yù)防性現(xiàn)金持有管理的影響差異。在實證部分，借鑒Ang和Smedema(2011)的實證模型，利用企業(yè)家信心指數(shù)作為企業(yè)家經(jīng)濟預(yù)期的代理變量，使用衡量公司融資約束程度的主流方法：Kaplan-Zingales指數(shù)(簡稱KZ指數(shù))、Whited-Wu指數(shù)(簡稱WW指數(shù))和Cleary指數(shù)(簡稱CI指數(shù))，檢驗了企業(yè)家經(jīng)濟預(yù)期對企業(yè)預(yù)防性現(xiàn)金持有管理的影響。結(jié)果顯示，針對企業(yè)家經(jīng)濟預(yù)期的變化，企業(yè)明顯存在預(yù)防性現(xiàn)金持有調(diào)整行為，兩者之間存在反向變化關(guān)系；融資約束越強的企業(yè)，其預(yù)防性現(xiàn)金持有水平的調(diào)整程度越大；東部地區(qū)的企業(yè)預(yù)防性現(xiàn)金持有水平調(diào)整程度明顯小于中西部地區(qū)的企業(yè)；低公司治理水平的國有控股企業(yè)，其預(yù)防性現(xiàn)金持有水平的調(diào)整程度明顯大于非國有控股企業(yè)；高公司治理水平的國有控股企業(yè)，其預(yù)防性現(xiàn)金持有水平的調(diào)整程度明顯小于非國有控股企業(yè)。

下文的安排：第二部分是梳理相關(guān)文獻，提出研究假設(shè)；第三部分是實證設(shè)計與數(shù)據(jù)；第四部分是實證結(jié)果分析；第五部分得出研究結(jié)論。

二、理論文獻分析與研究假設(shè)提出

企業(yè)現(xiàn)金持有的權(quán)衡理論認為，企業(yè)最佳持有現(xiàn)金水平是對現(xiàn)金持有成本和收益進行權(quán)衡的結(jié)果?，F(xiàn)金持有成本既包括交易成本，也包括因流動性不足導(dǎo)致的無效率投資損失。與現(xiàn)金持有成本相對應(yīng)，企業(yè)現(xiàn)金持有收益主要包括節(jié)約的交易成本和降低的無效率投資兩方面。凱恩斯(1936)將企業(yè)持有現(xiàn)金帶來的交易成本節(jié)約稱為交易性動機，將持有現(xiàn)金減少的無效率經(jīng)營與投資行為稱為預(yù)防性動機，即企業(yè)為了應(yīng)對經(jīng)營的不確定性、把握有利的投資機會、避免陷入財務(wù)困境而持有現(xiàn)金。Opler等(1999)系統(tǒng)地研究了企業(yè)現(xiàn)金持有管理的決策和含義，發(fā)現(xiàn)企業(yè)現(xiàn)金持有水平存在序列負相關(guān)性，說明企業(yè)為維持最佳現(xiàn)金持有目標，存在主動地調(diào)整現(xiàn)金持有水平的行為。這些研究較好地解釋了企業(yè)現(xiàn)金持有的靜態(tài)權(quán)衡關(guān)系，但沒有考慮企業(yè)現(xiàn)金持有隨經(jīng)濟波動的動態(tài)變化。

近幾年，隨著世界經(jīng)濟周期波動中金融因素對實體經(jīng)濟影響程度的日益增強，一些文獻開始關(guān)注企業(yè)當前和未來投融資之間跨期權(quán)衡對預(yù)防性現(xiàn)金持有的影響，將現(xiàn)金持有的靜態(tài)權(quán)衡推向動態(tài)權(quán)衡。Almeida等(2011)提供了一個理論模型，詮釋了企業(yè)融資與投資之間的跨期依賴關(guān)系，當企業(yè)面對未來融資約束時，企業(yè)家需要權(quán)衡當前和未來投融資之間的關(guān)系。經(jīng)濟周期波動改變了企業(yè)當前和未來融資難易程度和投資機會，預(yù)防性現(xiàn)金持有的跨期調(diào)配行為必定會發(fā)生。這得到了Bates等(2009)、Campello等(2010)的實證研究的支持。Bates等(2009)調(diào)查了美國在1998—2006年間企業(yè)現(xiàn)金持有水平增加的原因，發(fā)現(xiàn)企業(yè)最佳現(xiàn)金持有水平的均衡函數(shù)沒有變化，企業(yè)增加現(xiàn)金持有的主要原因是現(xiàn)金流波動的增加，而不是代理沖突的變化。Campello等(2010)調(diào)查了美國、歐洲和亞洲的1 050家企業(yè)的CFO，發(fā)現(xiàn)企業(yè)在2008年金融危機期間，受信貸約束的影響削減了大量現(xiàn)金儲備。這些研究表明，經(jīng)濟周期變化會對企業(yè)現(xiàn)金持有產(chǎn)生影響，但對經(jīng)濟周期波動具體如何影響了企業(yè)現(xiàn)金持有并沒有深究。

國內(nèi)學(xué)者對中國企業(yè)現(xiàn)金持有行為也進行了廣泛的研究，并取得了豐碩的成果。國內(nèi)學(xué)者主要沿著兩個脈絡(luò)展開研究：一是從代理理論出發(fā)，揭示公司治理機制不完善對企業(yè)現(xiàn)金持有行為的影響(如張人驥和劉春江，2005；辛宇和徐莉萍，2006；楊興全和張照南，2008；羅琦和胡志強，2011等)，主要的研究結(jié)論是：提高公司治理水平，控制控股股東的道德風(fēng)險，降低代理成本，可以降低企業(yè)的現(xiàn)金持有量；二是從權(quán)衡理論出發(fā)，揭示由制度因素導(dǎo)致的融資約束對企業(yè)現(xiàn)金持有行為的影響(如周偉和謝詩蕾，2007；連玉君和蘇治，2008；劉博研和韓立巖，2010等)，主要的研究結(jié)論是：融資約束使企業(yè)的流動性管理行為更加積極和謹慎。也有一些文獻探討宏觀經(jīng)濟因素對企業(yè)現(xiàn)金持有管理的影響，并得到了許多有意義的結(jié)論。例如，祝繼高和陸正飛(2009)利用中國人民銀行發(fā)布的“貨幣政策指數(shù)”研究了貨幣政策與企業(yè)現(xiàn)金持有的關(guān)系；江龍和劉笑松(2011)檢驗了宏觀經(jīng)濟因素對公司現(xiàn)金持有行為的影響。這兩篇研究文獻也為本研究提供了借鑒和參考。但是，他們主要關(guān)注的是宏觀經(jīng)濟因素本身對企業(yè)現(xiàn)金持有的現(xiàn)實影響，沒有關(guān)注企業(yè)家經(jīng)濟預(yù)期對企業(yè)現(xiàn)金持有的潛在影響。

隨著經(jīng)濟主體面臨的不確定性和決策風(fēng)險的不斷增加，預(yù)期因素已經(jīng)成為影響經(jīng)濟波動的重要因素。事實上，經(jīng)濟學(xué)家在很早以前就認識到了預(yù)期的變化會對個體行為以及政策效果產(chǎn)生實際影響，從而導(dǎo)致經(jīng)濟周期波動。例如，早在1927年，英國著名經(jīng)濟學(xué)家阿瑟·庇古(Arthur Pigou)就指出：商人們的預(yù)期變化——此外再沒有別的東西——構(gòu)成了產(chǎn)業(yè)波動的直接原因或者前導(dǎo)。最近，莊子罐等(2012)基于我國數(shù)據(jù)的研究也發(fā)現(xiàn)，預(yù)期沖擊是改革開放以來中國經(jīng)濟周期波動最主要的驅(qū)動力，預(yù)期沖擊可以解釋超過三分之二的經(jīng)濟總量波動。中國企業(yè)家調(diào)查系統(tǒng)(2011)實施的問卷跟蹤調(diào)查結(jié)果也顯示，隨著企業(yè)家對2012年經(jīng)濟預(yù)期信心回落，企業(yè)的資金和土地緊張程度上升，企業(yè)訂貨、產(chǎn)銷、庫存等指標有所回落。這表明，企業(yè)家經(jīng)濟預(yù)期已經(jīng)成為影響企業(yè)經(jīng)營行為的主導(dǎo)力量?；陬A(yù)防性現(xiàn)金持有理論，企業(yè)家經(jīng)濟預(yù)期應(yīng)該是影響企業(yè)預(yù)防性現(xiàn)金持有的主要決定因素，當企業(yè)家對未來經(jīng)濟發(fā)展的信心不足時，企業(yè)應(yīng)該會通過增加現(xiàn)金持有來應(yīng)對未來資金的不足。由此提出本文的第一個假設(shè)：

假設(shè)1：企業(yè)家經(jīng)濟預(yù)期的信心程度與企業(yè)現(xiàn)金持有水平負相關(guān)。

自Fazzari等(1988)開創(chuàng)性地探究融資約束對企業(yè)財務(wù)政策的影響以來，大量的文獻專注于這方面的研究。早期的研究主要關(guān)注融資約束對企業(yè)資本性投資和經(jīng)營支出的影響，近期開始出現(xiàn)一些分析融資約束影響企業(yè)融資政策的文獻(如Faulkender和Wang,2006；Sufi,2006)，在這些研究中，雖然有些文獻考慮到了企業(yè)儲備現(xiàn)金進行跨期調(diào)配的動態(tài)管理問題，但都沒有考慮經(jīng)濟周期波動的因素。大量理論和實證研究發(fā)現(xiàn)，企業(yè)外部融資能力與經(jīng)濟周期密切相關(guān)，宏觀經(jīng)濟因素對不同融資約束的企業(yè)會產(chǎn)生不同的影響，金融傳導(dǎo)機制的作用在經(jīng)濟繁榮時期與在經(jīng)濟蕭條時期是不對稱的，對小公司的作用更明顯(如Gertler和Gilchrist，1994；Cooley和Quadrini，2006)。讓·梯若爾(2000)在使用道德風(fēng)險模型研究宏觀經(jīng)濟的不確定性沖擊時發(fā)現(xiàn)，經(jīng)濟的不利沖擊會將信貸資金從融資約束強的企業(yè)向融資約束弱的企業(yè)擠壓。這些研究表明，經(jīng)濟衰退對那些具有較強融資約束的企業(yè)影響會更大，此類企業(yè)更容易陷入財務(wù)危機甚至破產(chǎn)。按照預(yù)防性現(xiàn)金持有的動態(tài)權(quán)衡理論，此類企業(yè)在經(jīng)濟衰退到來前，儲備現(xiàn)金的邊際收益將會更高，增加現(xiàn)金持有水平的動機更強。由此提出本文的第二個假設(shè)：

假設(shè)2：企業(yè)外部融資能力越弱，企業(yè)家經(jīng)濟預(yù)期對企業(yè)現(xiàn)金持有水平的影響越強。

企業(yè)外部融資的難易程度不僅取決于企業(yè)自身因素，還取決于外部金融市場環(huán)境。我國改革開放的梯度推進基本上是自東向西、先沿海后內(nèi)陸逐步展開的，導(dǎo)致不同區(qū)域和地區(qū)之間的經(jīng)濟發(fā)展水平存在明顯差異，無論是實體經(jīng)濟的發(fā)展和市場化水平，還是金融業(yè)的發(fā)展和市場化水平，東部沿海地區(qū)都明顯高于中西部地區(qū)。根據(jù)樊綱等人研究并公布的《中國市場化指數(shù)：各地區(qū)市場化相對進程2011年報告》，東部地區(qū)的金融業(yè)市場化程度仍然高于中西部地區(qū)。金融發(fā)展水平是制約企業(yè)外部融資的關(guān)鍵因素，劉志遠和張西征(2010)研究發(fā)現(xiàn)，在金融業(yè)市場化程度低的區(qū)域，企業(yè)融資約束水平明顯高于金融業(yè)市場化程度高的地區(qū)。當企業(yè)外部融資環(huán)境不佳時，企業(yè)為了提高應(yīng)對宏觀經(jīng)濟波動的沖擊，其預(yù)防性現(xiàn)金持有水平將會顯著高于外部融資環(huán)境較好的企業(yè)，由此提出本文的第三個假設(shè)：

假設(shè)3：中西部地區(qū)企業(yè)家經(jīng)濟預(yù)期對企業(yè)現(xiàn)金持有水平的影響要強于東部地區(qū)。

需要注意的是，企業(yè)預(yù)防性現(xiàn)金持有水平對企業(yè)家經(jīng)濟預(yù)期反應(yīng)的強弱不僅取決于企業(yè)外部融資約束程度，還會受企業(yè)經(jīng)營者風(fēng)險偏好程度和經(jīng)營風(fēng)格的影響。在我國，不同實際控制人性質(zhì)的企業(yè)，其公司治理水平和外部融資能力之間存在系統(tǒng)性差異。張西征(2013)在研究企業(yè)所有權(quán)結(jié)構(gòu)對企業(yè)研發(fā)投資的影響時發(fā)現(xiàn)，國有控股股東為企業(yè)帶來的資源效應(yīng)較強，而公司治理效應(yīng)較弱；私人控股股東為企業(yè)帶來的資源效應(yīng)較弱，而公司治理效應(yīng)較強。一些研究也表明，中國商業(yè)銀行在分配信貸資金時對非國有公司存在“信貸歧視”，相對于國有控股企業(yè)，非國有控股企業(yè)受到的融資約束更強(Brandt和Li,2003；方軍雄，2007；申慧慧等，2012)。因此，基于不同性質(zhì)實際控制人帶來的資源效應(yīng)，預(yù)期國有控股公司的現(xiàn)金持有水平對企業(yè)家經(jīng)濟預(yù)期的反應(yīng)要強于非國有控股公司。下文稱之為國有控股的“資源效應(yīng)觀”。然而，國有控股公司往往存在產(chǎn)權(quán)不清、所有者“缺位”問題，其公司治理水平相對較弱，經(jīng)營管理者受到的監(jiān)督較少。相對于民營控股公司的經(jīng)營者，國有控股公司的經(jīng)營者缺乏企業(yè)家精神，其經(jīng)營行為往往較為保守，當企業(yè)經(jīng)營管理者預(yù)期宏觀經(jīng)濟發(fā)展狀況惡化時，會大幅增加企業(yè)現(xiàn)金持有水平，預(yù)防企業(yè)出現(xiàn)財務(wù)風(fēng)險；同時，國有控股為企業(yè)帶來的外部融資優(yōu)勢，也為國有控股公司經(jīng)營者快速調(diào)整預(yù)防性現(xiàn)金持有水平帶來了便利。下文稱之為國有控股的“公司治理效應(yīng)觀”。由此我們認為，企業(yè)家經(jīng)濟預(yù)期對不同實際控制人性質(zhì)企業(yè)的預(yù)防性現(xiàn)金持有管理的影響，就存在兩個競爭性假設(shè)：

假設(shè)4：從公司治理效應(yīng)觀看，相對于非國有控股公司，國有控股公司的預(yù)防性現(xiàn)金持有水平對企業(yè)家經(jīng)濟預(yù)期變化的反應(yīng)更強。

假設(shè)5：從資源效應(yīng)觀看，相對于非國有控股公司，國有控股公司的預(yù)防性現(xiàn)金持有水平對企業(yè)家經(jīng)濟預(yù)期變化的反應(yīng)更弱。

三、實證設(shè)計

(一)實證模型構(gòu)建

在考察企業(yè)應(yīng)對經(jīng)濟周期波動的預(yù)防性現(xiàn)金管理之前，首先要考察企業(yè)是否存在現(xiàn)金持有目標。我們借鑒Opler等(1999)的做法，使用公式(1)來檢驗企業(yè)現(xiàn)金持有水平的自回歸系數(shù)，如果自回歸系數(shù)為負，說明企業(yè)存在現(xiàn)金持有的目標性管理，不讓現(xiàn)金持有水平太高或者太低。

ΔCashi,t=α+βΔCashi,t-1+εi,t

(1)

其中，Δ是一階差分因子；Cashi,t是企業(yè)i在t時期的實際現(xiàn)金持有水平；Cashi,t-1是企業(yè)i在t-1期的實際現(xiàn)金持有水平；ε是隨機擾動項。

如果企業(yè)為維持財務(wù)彈性進行跨期現(xiàn)金調(diào)配，企業(yè)會根據(jù)維持財務(wù)彈性需求的目標現(xiàn)金持有水平調(diào)整當前的實際現(xiàn)金持有水平。

(2)

企業(yè)目標現(xiàn)金持有水平可表示為企業(yè)特征與企業(yè)管理者對經(jīng)濟周期波動預(yù)期的函數(shù)：

(3)

其中，Xi，t是影響企業(yè)目標現(xiàn)金持有水平的特征向量，參考Opler等(1999)、Ang和Smedema (2011)等的研究來確定具體的影響因素；Pt是企業(yè)家對經(jīng)濟周期波動的預(yù)期；γ反映企業(yè)家經(jīng)濟預(yù)期對企業(yè)目標現(xiàn)金持有水平的影響。

將(3)式代入(2)式，整理得：

Cashi,t=(1-λ)Cashi,t-1+Xi,tδ+ρPi+εi,t

(4)

其中，δ=λβ；ρ=λγ。ρ反映企業(yè)家經(jīng)濟預(yù)期對企業(yè)現(xiàn)金持有水平的實際影響，受企業(yè)家經(jīng)濟預(yù)期對企業(yè)目標現(xiàn)金持有水平的影響力度與企業(yè)現(xiàn)金持有水平調(diào)整速度的共同作用。通過γ=ρ/λ，可得到企業(yè)家經(jīng)濟周期預(yù)期影響企業(yè)目標現(xiàn)金持有水平的力度。

本文借鑒Opler等(1999)、Bates等(2009)、Ang和Smedema(2011)的企業(yè)目標現(xiàn)金持有水平估計模型[見(5)式]來估算我們的企業(yè)目標現(xiàn)金持有水平。

Cashi,t= (1-λ)Cashi,t-1+ρPt+β1Cfi,t+β2Cfsdi,t+β3Mbi,t+β4Tfi,t+β5IKi,t

+β6Dri,t+β7Wci,t+β8Sizei,t+β9Salei,t+β10Levi,t+εi,t

(5)

由于我國企業(yè)財務(wù)數(shù)據(jù)缺少企業(yè)研發(fā)支出數(shù)據(jù)，將企業(yè)資本投資水平和研發(fā)投資水平兩個指標合并為一個指標，使用企業(yè)每年購買固定資產(chǎn)和無形資產(chǎn)支出的現(xiàn)金流與總資產(chǎn)之比來綜合衡量企業(yè)長期投資支出情況，其他指標與他們的指標相一致。表1給出了各變量的定義和計算方法。

表1變量定義及計量說明

(二)數(shù)據(jù)與主要變量的定義

1.企業(yè)財務(wù)數(shù)據(jù)。企業(yè)財務(wù)數(shù)據(jù)使用中國滬、深兩市上市公司年度面板數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來自國泰安數(shù)據(jù)庫(CSMAR)，考慮到金融企業(yè)較為特殊，剔除了全部金融行業(yè)企業(yè)樣本。由于企業(yè)家信心指數(shù)從2000年第四季度才開始發(fā)布，為了數(shù)據(jù)期限的匹配，本文選取的企業(yè)數(shù)據(jù)從2001年開始。為了控制極端值的影響，對各變量上下1%分位的數(shù)據(jù)進行了Winsorizing縮尾處理。本文使用的企業(yè)各年度樣本數(shù)以及現(xiàn)金持有水平的中位數(shù)情況見表2。

表2樣本公司數(shù)與企業(yè)現(xiàn)金持有水平的描述統(tǒng)計

2.企業(yè)家經(jīng)濟預(yù)期數(shù)據(jù)。有關(guān)企業(yè)家經(jīng)濟預(yù)期的測度，國外的文獻多是使用間接衡量。如Ang和Smedema(2011)在研究企業(yè)是否為經(jīng)濟衰退做準備時，沿用Estrella和Mishkin(1998)的做法，使用美國長、短國債收益差的斜率來間接衡量。由于我國金融行業(yè)的市場化程度有待提高，利率的市場化程度比較低，間接衡量方法不適合我國的實際情況。本文選擇了國家統(tǒng)計局定期公布的企業(yè)家信心指數(shù)來直接衡量企業(yè)家對經(jīng)濟周期波動的預(yù)期。在具體計算時，根據(jù)中國證監(jiān)會1999年版《上市公司行業(yè)分類指引》的行業(yè)劃分標準，分行業(yè)確定該行業(yè)的企業(yè)家信心指數(shù)，使用分行業(yè)的年內(nèi)均值來衡量企業(yè)家對該行業(yè)未來的經(jīng)濟預(yù)期，具體是：(1)金融業(yè)使用“社會服務(wù)業(yè)”企業(yè)家信心指數(shù)；(2)公用事業(yè)使用“交通運輸、倉儲及郵電通信業(yè)”企業(yè)家信心指數(shù)；(3)房地產(chǎn)業(yè)使用“房地產(chǎn)業(yè)”企業(yè)家信心指數(shù)；(4)綜合行業(yè)使用“總體”的企業(yè)家信心指數(shù)；(5)工業(yè)使用“工業(yè)”企業(yè)家信心指數(shù)；(6)商業(yè)使用“批發(fā)和零售貿(mào)易、餐飲業(yè)”企業(yè)家信心指數(shù)。

3.企業(yè)現(xiàn)金持有水平的衡量。許多文獻使用現(xiàn)金和現(xiàn)金等價物之和與總資產(chǎn)的比作為企業(yè)現(xiàn)金持有水平指標，Opler等(1999)、Bates等(2009)、Ang和Smedema (2011)等認為該指標的分布存在右偏，直接使用企業(yè)現(xiàn)金持有比率進行研究會影響研究結(jié)果的有效性，取對數(shù)能夠消除變量的右偏性。因此，本文使用企業(yè)持有的現(xiàn)金和現(xiàn)金等價物之和與企業(yè)總資產(chǎn)之比的對數(shù)，來衡量企業(yè)現(xiàn)金持有水平。

4.企業(yè)融資約束的衡量?，F(xiàn)有文獻對于企業(yè)融資約束衡量存在多種方法，主流的計量方法有公司規(guī)模大小、是否支付股利、KZ指數(shù)、WW指數(shù)和CI指數(shù)。考慮到不同行業(yè)公司規(guī)模差異較大，使用公司規(guī)?？赡苁苄袠I(yè)因素影響較大，公司是否支付現(xiàn)金股利受現(xiàn)金持有水平的影響，使用體現(xiàn)公司特征因素的單一指標來計量公司融資約束，不易控制這些指標與現(xiàn)金持有水平本身的內(nèi)生性關(guān)系。因此，本文使用KZ指數(shù)、WW指數(shù)和CI指數(shù)這三個綜合指標來衡量企業(yè)融資約束水平。具體使用時，將計算得到的三個指數(shù)進行了標準化處理。三個綜合指標的計算方法是：

KZ=-1.00191CF+3.13919TLTD-39.36780TDIV-1.31476CASH+0.28264Q

WW=0.938-0.091CF-0.062DIVPOS+0.021TLTD-0.044LNTA+0.102ISG-0.0335SG

CI=-0.11905CURAT-1.90367TLTD+0.00138COVER+1.45618IMARG+2.03604SG-0.04772SLACK

上述三式中，CF表示現(xiàn)金流量與賬面總資產(chǎn)之間的比率；TLTD表示長期有息負債與賬面資產(chǎn)的比率；TDIV表示現(xiàn)金股利與賬面資產(chǎn)的比率；CASH表示貨幣資金持有量與賬面資產(chǎn)的比率；Q表示市凈率；DIVPOS是個啞變量，如果公司支付股利，該變量是1，否則是0；SG表示企業(yè)實際銷售收入增長率；ISG是行業(yè)銷售收入增長率；LNTA是總資產(chǎn)的自然對數(shù)；TDIV表示現(xiàn)金股利與賬面資產(chǎn)的比率；CURAT是流動比率，即流動資產(chǎn)與流動負債之比；COVER是利息保障倍數(shù)，即稅息前盈余除以利息支出；IMARG表示銷售利潤率，即凈利潤除以銷售收入；SLACK的分母是固定資產(chǎn)凈值，分子等于“現(xiàn)金+短期投資+0.5×存貨+0.7×應(yīng)收賬款-短期借款”。

四、實證結(jié)果與分析

(一)企業(yè)是否存在現(xiàn)金持有目標

借鑒Opler等(1999)的處理方法，使用前面的(1)式分企業(yè)檢驗各自現(xiàn)金持有水平的自相關(guān)系數(shù)。由于估算自回歸系數(shù)需要較長的時間序列，這里我們只估算了時間序列超過五期以上的企業(yè)現(xiàn)金持有水平的自回歸系數(shù)，得到1 559個自回歸系數(shù)，中位數(shù)是-0.181，均值是-0.172，都稍低于Opler等(1999)使用美國數(shù)據(jù)估算的結(jié)果，他們估算的結(jié)果是-0.242，這可能源于兩國企業(yè)經(jīng)營的市場化程度和金融、法律環(huán)境不同。負的自回歸系數(shù)說明企業(yè)確實存在現(xiàn)金持有目標，企業(yè)在主動管理現(xiàn)金持有水平。

(二)企業(yè)家經(jīng)濟預(yù)期對預(yù)防性現(xiàn)金持有的影響

對(5)式分別進行了最小二乘估計(OLS)、固定效應(yīng)的面板估計(Panel)和動態(tài)面板的系統(tǒng)廣義矩估計(GMM)，表3是企業(yè)家經(jīng)濟預(yù)期是否對企業(yè)預(yù)防性現(xiàn)金持有管理產(chǎn)生系統(tǒng)性影響的檢驗結(jié)果。很明顯，在三個估計結(jié)果中，企業(yè)家經(jīng)濟預(yù)期變量的系數(shù)都顯著為負。這表明，隨著經(jīng)濟預(yù)期的改變，企業(yè)家會適時調(diào)整企業(yè)目標現(xiàn)金持有水平。企業(yè)家對未來經(jīng)濟發(fā)展狀況的信心越高，企業(yè)的目標現(xiàn)金持有水平就越低；反之，企業(yè)的目標現(xiàn)金持有水平就越高。可見，企業(yè)存在預(yù)防性現(xiàn)金持有動機。

表3企業(yè)家經(jīng)濟預(yù)期對預(yù)防性現(xiàn)金持有管理的影響

注：被解釋變量為Cash；*表示在10%水平上顯著，**表示在5%水平上顯著，***表示在1%水平上顯著;M1是殘差一階自相關(guān)的檢驗結(jié)果;M2是殘差二階自相關(guān)的檢驗結(jié)果。

由dln(Cash*)/dP=(dCash*/dP)/Cash*=γ可知，根據(jù)企業(yè)家經(jīng)濟預(yù)期變量的系數(shù)可以推算企業(yè)目標現(xiàn)金持有水平隨企業(yè)家信心指數(shù)變動的力度。企業(yè)家信心指數(shù)每增加1單位，即bP=1，則企業(yè)目標現(xiàn)金持有水平調(diào)減的力度可表示為ΔCash*/Cash*=γ，根據(jù)三種估計得出的系數(shù)ρOLS=-0.0023572、ρpanel=-0.0031274、ρGMM=-0.0035029和λOLS=0.7362852、λpanel=0.4834547、λGMM=0.3542634，可計算得出γOLS=-0.003201477、γpanel=-0.006468858和γGMM=-0.009887841。這表明，企業(yè)家信心指數(shù)每降低1單位，企業(yè)目標現(xiàn)金持有水平的增長率約在0.003～0.009。依據(jù)這三個影響力度指標值，企業(yè)家信心指數(shù)在樣本期間的最低點和最高點相差40多點。按40點計算，從企業(yè)家信心指數(shù)的頂峰到低谷，三種估計得出的企業(yè)目標現(xiàn)金持有水平將增加12.04%、22.86%和32.80%，具體計算方法為：

企業(yè)目標現(xiàn)金持有水平增長率=[1-(1+γ)40]/1

(三)企業(yè)外部融資約束發(fā)揮的調(diào)節(jié)效應(yīng)

為了考察企業(yè)外部融資約束對企業(yè)家經(jīng)濟預(yù)期影響預(yù)防性現(xiàn)金持有的調(diào)節(jié)效應(yīng)，我們在(5)式的基礎(chǔ)上加入衡量企業(yè)外部融資約束程度變量以及企業(yè)融資約束變量與企業(yè)家經(jīng)濟預(yù)期變量的交互項。之后，分別進行了最小二乘估計(OLS)、固定效應(yīng)的面板估計(Panel)和動態(tài)面板的系統(tǒng)廣義矩估計(GMM)，結(jié)果見表4。在9個估計結(jié)果中，企業(yè)家經(jīng)濟預(yù)期變量的系數(shù)都顯著為負，依然支持假設(shè)1。

表4融資約束程度對企業(yè)家經(jīng)濟預(yù)期影響預(yù)防性現(xiàn)金持有的調(diào)節(jié)效應(yīng)

注：被解釋變量為Cash；*表示在10%水平上顯著，**表示在5%水平上顯著，***表示在1%水平上顯著;M1是殘差一階自相關(guān)的檢驗結(jié)果;M2是殘差二階自相關(guān)的檢驗結(jié)果。

從企業(yè)融資約束變量的系數(shù)看，使用不同指數(shù)計量融資約束所得到的結(jié)果不一致。以WW指數(shù)和CI指數(shù)計量融資約束時，融資約束變量的系數(shù)都顯著為正，這表明公司融資約束程度越高，現(xiàn)金持有水平就越高，這與多數(shù)文獻的研究結(jié)果相一致。但是，以KZ指數(shù)計量融資約束時，其變量的系數(shù)都顯著為負，表明公司融資約束程度越高，現(xiàn)金持有水平就越低，這與直覺經(jīng)驗不符。實際上，Whited和Wu(2006)在研究融資約束風(fēng)險時就注意到，依據(jù)KZ指數(shù)對公司融資約束排序，融資約束越強的公司，其現(xiàn)金持有水平越低，銷售增長率越大，這與公司存在融資約束的直覺經(jīng)驗不符。而依據(jù)WW指數(shù)對公司融資約束進行排序，融資約束越強的公司，其現(xiàn)金持有水平越高。Whited和Wu(2006)由此認為，相對于KZ指數(shù)，他們構(gòu)建的WW指數(shù)更好地抓住了公司融資約束水平。Franzoni(2009)也指出，KZ指數(shù)界定的融資約束公司，主要是那些低現(xiàn)金儲備、低現(xiàn)金流和高杠桿的公司；WW指數(shù)界定的融資約束公司，主要是那些規(guī)模小、股權(quán)依賴性高、低現(xiàn)金流和高成長行業(yè)中增長速度較低的公司；CI指數(shù)界定的融資約束公司，主要是那些低成長、低邊際收益、具有較少資源覆蓋債務(wù)負擔(dān)的公司。可見，依據(jù)不同指數(shù)估算的結(jié)果之間出現(xiàn)矛盾是必然的，這反而表明我們計算的KZ指數(shù)、WW指數(shù)和CI指數(shù)較為有效。

在估計(5)式時，沒有加入企業(yè)融資約束變量與企業(yè)現(xiàn)金持有水平變量滯后項的交互項，相當于施加了一個強約束，即不同融資約束企業(yè)的實際現(xiàn)金持有水平的調(diào)節(jié)速度λ相同，因而，根據(jù)企業(yè)融資約束變量與企業(yè)家經(jīng)濟預(yù)期變量交互項的系數(shù)ρ的大小，就可以直接推斷不同融資約束企業(yè)的目標現(xiàn)金持有水平隨著企業(yè)家經(jīng)濟預(yù)期變化而變化的程度。從企業(yè)融資約束變量與企業(yè)家經(jīng)濟預(yù)期變量交互項的系數(shù)看，WW指數(shù)與企業(yè)家經(jīng)濟預(yù)期變量交互項的三個系數(shù)都顯著為負，這表明企業(yè)家經(jīng)濟預(yù)期對強融資約束企業(yè)的目標現(xiàn)金持有水平影響較大，支持了假設(shè)2；CI 指數(shù)與企業(yè)家經(jīng)濟預(yù)期變量交互項的三個系數(shù)都為負，Panel估計結(jié)果在1%水平上顯著，GMM估計結(jié)果在10%水平上顯著，OLS估計結(jié)果不顯著，部分支持了假設(shè)2；KZ指數(shù)與企業(yè)家經(jīng)濟預(yù)期變量交互項的三個系數(shù)也都為負，除GMM估計結(jié)果不顯著外，OLS估計結(jié)果在10%水平上顯著，Panel估計結(jié)果在5%水平上顯著，也部分支持了假設(shè)2。實際上，Hennessy等(2007)研究發(fā)現(xiàn)，KZ指數(shù)與WW指數(shù)的最大區(qū)別是，依據(jù)KZ指數(shù)確定的融資約束公司主要是債務(wù)依賴的公司，依據(jù)WW指數(shù)確定的融資約束公司主要是股權(quán)依賴的公司?？紤]到我國上市公司對債務(wù)融資的依賴性較低，而股權(quán)融資的依賴性較高，因此，相對于KZ指數(shù)，WW指數(shù)更好地測度了我國上市公司的融資約束水平，依據(jù)WW指數(shù)得到的研究結(jié)果可能更貼近實際。另外，考慮到CI指數(shù)的估計結(jié)果也基本支持假設(shè)2，因此我們認為假設(shè)2得到了驗證。

(四)企業(yè)所屬地區(qū)和實際控制人性質(zhì)的影響

為了考察企業(yè)家經(jīng)濟預(yù)期對不同地區(qū)、不同實際控制人性質(zhì)企業(yè)預(yù)防性現(xiàn)金持有水平的影響差異，首先，將企業(yè)按照注冊地分為東部地區(qū)和中西部地區(qū)兩類，定義一個地區(qū)啞變量(見表1)；其次，將企業(yè)按實際控制人性質(zhì)分為國有控股公司和非國有控股公司兩類，定義一個實際控制人性質(zhì)啞變量(見表1)；最后，在(5)式的基礎(chǔ)上，引入企業(yè)實際控制人性質(zhì)啞變量與企業(yè)家經(jīng)濟預(yù)期變量的交互項，以及企業(yè)所屬地區(qū)啞變量與企業(yè)家經(jīng)濟預(yù)期變量的交叉項，來檢驗實際控制人性質(zhì)和所屬地區(qū)對企業(yè)預(yù)防性現(xiàn)金持有水平的影響。

在表5的第2～4欄中給出了不同地區(qū)企業(yè)之間在預(yù)防性現(xiàn)金管理力度上是否存在差異的檢驗結(jié)果。從企業(yè)所屬地區(qū)啞變量與企業(yè)家經(jīng)濟預(yù)期變量之間交互項的系數(shù)可知，三種估計結(jié)果都顯著為正，這說明，相對于中西部地區(qū)，東部地區(qū)的企業(yè)現(xiàn)金持有水平對企業(yè)家經(jīng)濟預(yù)期的變化反應(yīng)較弱，假設(shè)3得到支持。另外，根據(jù)OLS估計結(jié)果中企業(yè)所屬地區(qū)啞變量的系數(shù)(該系數(shù)顯著為負)可知，整體而言，東部地區(qū)的企業(yè)現(xiàn)金持有水平普遍低于中西部地區(qū)，這也與東部地區(qū)金融市場環(huán)境較完善、企業(yè)外部融資約束較小、現(xiàn)金持有水平較低的觀點相一致。需要說明的是，由于企業(yè)所屬地區(qū)在各年度沒有發(fā)生變化，在做Panel估計和GMM估計時，企業(yè)所屬地區(qū)啞變量(East)被自動剔除，只參與了OLS估計。

表5企業(yè)所屬地區(qū)和實際控制人性質(zhì)對預(yù)防性現(xiàn)金持有管理的影響

注：被解釋變量為Cash；*表示在10%水平上顯著，**表示在5%水平上顯著，***表示在1%水平上顯著;M1是殘差一階自相關(guān)的檢驗結(jié)果;M2是殘差二階自相關(guān)的檢驗結(jié)果。

在表5的第5～7欄中，給出了不同實際控制人性質(zhì)的企業(yè)之間在預(yù)防性現(xiàn)金管理力度上是否存在差異的檢驗結(jié)果。從企業(yè)控制人性質(zhì)啞變量與企業(yè)家經(jīng)濟預(yù)期變量之間交互項的系數(shù)可知，三種估計結(jié)果都為負，OLS估計和Panel估計的系數(shù)不顯著，GMM估計的系數(shù)在1%水平上顯著。OLS估計和Panel估計的結(jié)果表明，不同控制人性質(zhì)的企業(yè)在預(yù)防性現(xiàn)金調(diào)整力度上沒有顯著性差異，但GMM估計結(jié)果表明，國有控股公司的預(yù)防性現(xiàn)金調(diào)整力度顯著強于非國有控股公司。從三種估計的有效性和一致性程度來講，動態(tài)面板廣義矩估計更加可靠，由此我們認為，整體來看，相對于非國有控股公司，國有控股公司現(xiàn)金持有水平對企業(yè)家經(jīng)濟預(yù)期變化的反應(yīng)程度更加強烈，假設(shè)4得到了支持。從企業(yè)實際控制人性質(zhì)啞變量的系數(shù)來看，三個估計結(jié)果都為正，同樣只有GMM估計的系數(shù)在1%水平上顯著，這說明，相對于非國有控股公司，國有控股公司現(xiàn)金持有水平較高。需要說明的是，由于企業(yè)實際控制人性質(zhì)在不同年度有所變化，在OLS估計中，企業(yè)實際控制人性質(zhì)啞變量的系數(shù)主要反映國有控股和非國有控股兩類企業(yè)現(xiàn)金持有水平的差異，而在Panel估計和GMM估計中，企業(yè)實際控制人性質(zhì)啞變量的系數(shù)，主要反映企業(yè)實際控制人性質(zhì)由非國有控股轉(zhuǎn)變?yōu)閲锌毓蓵r企業(yè)現(xiàn)金持有水平的變化。

(五)對實際控制人性質(zhì)影響的分組檢驗

根據(jù)前文的理論分析，相對于非國有控股公司，國有控股公司現(xiàn)金持有水平對企業(yè)家經(jīng)濟預(yù)期變化的反應(yīng)程度本身就存在矛盾性理論預(yù)期。從國有控股帶來的資源效應(yīng)角度來看，預(yù)期國有控股公司現(xiàn)金持有水平對企業(yè)家經(jīng)濟預(yù)期變化的反應(yīng)程度弱于非國有控股公司；但是，從國有控股帶來的公司治理效應(yīng)角度看，預(yù)期國有控股公司現(xiàn)金持有水平對企業(yè)家經(jīng)濟預(yù)期變化的反應(yīng)程度強于非國有控股公司。

為了驗證這一分析，按照國有控股公司直接控股股東的持股比例中位數(shù)，逐年將國有控股公司分為高公司治理水平的國有企業(yè)和低公司治理水平的國有企業(yè)兩類，我們認為直接控股股東持股比例越高，對公司經(jīng)營者的控制就越到位，公司治理水平就越高。相對于非國有控股公司，高公司治理水平的國有控股為公司帶來的主要是資源效應(yīng)，對企業(yè)家經(jīng)濟預(yù)期的改變，此類國有控股公司將表現(xiàn)出較弱的預(yù)防性現(xiàn)金持有水平調(diào)整行為。相反，相對于非國有控股公司，低公司治理水平的國有控股雖然也為公司帶來了資源效應(yīng)，但由于其公司治理水平較弱，對企業(yè)家經(jīng)濟預(yù)期的改變，此類國有控股公司將表現(xiàn)出較強的預(yù)防性現(xiàn)金持有水平調(diào)整行為。因此，我們將兩類國有控股公司分別與整體非國有控股公司組合成兩組樣本——高公司治理水平組和低公司治理水平組，分組進行檢驗，結(jié)果見表6。

表6實際控制人性質(zhì)對企業(yè)預(yù)防性現(xiàn)金持有管理的影響

注：被解釋變量為Cash；*表示在10%水平上顯著，**表示在5%水平上顯著，***表示在1%水平上顯著;M1是殘差一階自相關(guān)的檢驗結(jié)果;M2是殘差二階自相關(guān)的檢驗結(jié)果。

從公司實際控制人性質(zhì)啞變量的系數(shù)、實際控制人性質(zhì)啞變量與企業(yè)家經(jīng)濟預(yù)期變量交互項的系數(shù)來看，兩組估計結(jié)果截然不同。在高公司治理水平組，實際控制人性質(zhì)啞變量的系數(shù)都為負， Panel估計在5%水平上顯著，GMM估計在1%水平上顯著；實際控制人性質(zhì)啞變量與企業(yè)家經(jīng)濟預(yù)期變量交互項的系數(shù)都為正，Panel估計在5%水平上顯著，GMM估計在1%水平上顯著。這表明，針對企業(yè)家經(jīng)濟預(yù)期的變化，高公司治理水平的國有控股公司，其預(yù)防性現(xiàn)金持有水平調(diào)整弱于非國有控股公司，并且國有控股公司現(xiàn)金持有水平較低。這與國有控股的資源效應(yīng)觀的預(yù)期一致，假設(shè)5得到支持。在低公司治理水平組，實際控制人性質(zhì)啞變量的系數(shù)都為正， Panel估計和GMM估計都在1%水平上顯著；實際控制人性質(zhì)啞變量與企業(yè)家經(jīng)濟預(yù)期變量交互項的系數(shù)都為負，Panel估計在5%水平上顯著，GMM估計在1%水平上顯著。這表明，針對企業(yè)家經(jīng)濟預(yù)期的變化，低公司治理水平的國有控股公司，其預(yù)防性現(xiàn)金持有水平調(diào)整強于非國有控股公司，并且國有控股公司現(xiàn)金持有水平較高。這與國有控股的公司治理觀的預(yù)期一致，假設(shè)4得到支持。由此可見，國有控股的資源效應(yīng)觀和公司治理效應(yīng)觀都成立。

(六)穩(wěn)健性檢驗與結(jié)果討論

為了檢驗上文實證研究結(jié)論的穩(wěn)健性，首先，將樣本公司數(shù)據(jù)切成均衡面板數(shù)據(jù)，只保留2000年之前上市并且在這12年間都存在完整數(shù)據(jù)的公司，來控制各年度公司數(shù)量不同的影響，對前面的實證結(jié)果進行再檢驗；其次，直接使用我國每年GDP的增長率作為企業(yè)家經(jīng)濟預(yù)期的替代變量，對前面的實證結(jié)果重新進行檢驗。結(jié)果是：企業(yè)家經(jīng)濟預(yù)期對預(yù)防性現(xiàn)金持有管理是否存在影響的檢驗結(jié)果沒有變化；企業(yè)融資約束程度發(fā)揮調(diào)節(jié)效應(yīng)的檢驗結(jié)果與前文的檢驗結(jié)果基本一致；對企業(yè)所屬地區(qū)影響的檢驗結(jié)果與前文相一致；對企業(yè)實際控制人性質(zhì)影響的檢驗結(jié)果與前文相比稍有變化；平衡面板的估計結(jié)果與前文相一致；在使用GDP增長率衡量企業(yè)家經(jīng)濟預(yù)期的估計結(jié)果中，GMM估計結(jié)果與前文估計結(jié)果相一致，但OLS估計結(jié)果和Panel估計結(jié)果與前文不一致，這也正好契合了前文的分析，相對于非國有控股公司，國有控制股公司現(xiàn)金持有水平對企業(yè)家經(jīng)濟預(yù)期變化的反應(yīng)程度本身就存在矛盾性理論預(yù)期，企業(yè)實際控制人性質(zhì)的整體影響的檢驗結(jié)果表現(xiàn)出一些不穩(wěn)健也在預(yù)期之中；實際控制人性質(zhì)影響企業(yè)預(yù)防性現(xiàn)金持有管理的分組檢驗的檢驗結(jié)果沒有變化。由此認為，上文的實證結(jié)果是穩(wěn)健的。

需要說明的是，Ang和Smedema(2011)(下文簡稱AS)發(fā)現(xiàn)無融資約束低的企業(yè)存在較強的預(yù)防性現(xiàn)金儲備調(diào)整，而融資約束高的企業(yè)沒有表現(xiàn)出預(yù)防性現(xiàn)金儲備調(diào)整。這似乎與本文的實證結(jié)果相悖。究其原因，主要是由于使用的樣本數(shù)據(jù)有別，本文的樣本數(shù)據(jù)采用的是我國上市公司數(shù)據(jù)，這些公司雖然在融資約束程度上存在差別，但是整體而言，我國上市公司的外部融資相對容易。換言之，本文的樣本數(shù)據(jù)相當于AS的低融資約束的公司樣本，我們觀察到所有的企業(yè)都存在預(yù)防性現(xiàn)金持有儲備行為。AS將高融資約束企業(yè)沒有預(yù)防性現(xiàn)金儲備的原因歸結(jié)為這些公司不是不想儲備，而是沒有能力儲備。從有無能力儲備現(xiàn)金角度來看，我國上市公司不存在無能力儲備現(xiàn)金來應(yīng)對經(jīng)濟波動的問題，因而本文觀察到所有公司都存在預(yù)防性現(xiàn)金儲備行為也合乎情理，與AS的結(jié)論并不相悖。同時，本研究還豐富了AS的研究結(jié)論，相當于對AS中有能力儲備現(xiàn)金應(yīng)對經(jīng)濟周期波動的企業(yè)樣本進行再分類考察，來觀察融資約束對企業(yè)預(yù)防性現(xiàn)金持有的影響。本文發(fā)現(xiàn)融資約束相對較高的公司，其預(yù)防性現(xiàn)金儲備應(yīng)對經(jīng)濟波動的動機更強。

五、結(jié)論與政策建議

本文基于企業(yè)預(yù)防性現(xiàn)金持有的權(quán)衡理論、融資約束理論和代理理論，探討了企業(yè)家經(jīng)濟預(yù)期、融資約束程度和企業(yè)預(yù)防性現(xiàn)金持有三者之間的理論關(guān)系，并利用中國上市公司數(shù)據(jù)進行了實證檢驗。結(jié)果顯示，企業(yè)預(yù)防性現(xiàn)金持有水平與企業(yè)家經(jīng)濟預(yù)期之間呈現(xiàn)反向變化關(guān)系：融資約束越強的企業(yè)，其預(yù)防性現(xiàn)金持有水平受企業(yè)家經(jīng)濟預(yù)期的影響程度越大。這表明，企業(yè)管理現(xiàn)金的預(yù)防性行為受企業(yè)家對經(jīng)濟未來發(fā)展預(yù)期的影響，并且融資約束越大的企業(yè)，這種預(yù)防性需求越強烈。

研究企業(yè)家經(jīng)濟預(yù)期對不同地區(qū)的企業(yè)現(xiàn)金持有水平的影響時發(fā)現(xiàn)，相對于中西部地區(qū)的企業(yè)，東部地區(qū)的企業(yè)現(xiàn)金持有水平對企業(yè)家經(jīng)濟預(yù)期的反應(yīng)較弱。這表明，良好的外部融資環(huán)境能夠緩解企業(yè)家經(jīng)濟預(yù)期對企業(yè)預(yù)防性現(xiàn)金持有水平的影響。

研究企業(yè)家經(jīng)濟預(yù)期對不同實際控制人性質(zhì)的企業(yè)現(xiàn)金持有水平的影響時發(fā)現(xiàn)，整體而言，相對于非國有控股企業(yè)，國有控股企業(yè)現(xiàn)金持有水平對企業(yè)家經(jīng)濟預(yù)期的反應(yīng)沒有較穩(wěn)定的顯著性差異，但是分組檢驗結(jié)果表明，在高公司治理組，國有控股公司的預(yù)防性現(xiàn)金持有水平的調(diào)整弱于非國有控股公司；在低公司治理組，國有控股公司的預(yù)防性現(xiàn)金持有水平的調(diào)整強于非國有控股公司。這表明，企業(yè)家經(jīng)濟預(yù)期對企業(yè)預(yù)防性現(xiàn)金持有的影響程度不僅受企業(yè)外部融資約束大小的影響，還受企業(yè)的公司治理水平的影響。相對于非國有控股公司，雖然國有控股為公司帶來了資源效應(yīng)，公司外部融資約束較小、公司治理水平較高的國有控股公司，其預(yù)防性現(xiàn)金持有的需求較低，對企業(yè)家經(jīng)濟預(yù)期的反應(yīng)較弱；但是公司治理水平較低的國有控股公司，由于所有者缺位、公司治理不足，其經(jīng)營管理者受公司所有者約束較低，經(jīng)營行為較為保守，結(jié)果是其預(yù)防性現(xiàn)金持有的需求較高，對企業(yè)家經(jīng)濟預(yù)期的反應(yīng)較強。

根據(jù)我國企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營的具體情況，結(jié)合本文的研究結(jié)論，可以得出以下政策啟示：

1.合理引導(dǎo)企業(yè)家對經(jīng)濟波動的預(yù)期，有助于緩解經(jīng)濟周期波動。在經(jīng)濟由繁榮轉(zhuǎn)向衰退時，如果企業(yè)家信心快速下降，采取防守性現(xiàn)金持有行為，會使經(jīng)濟狀況變得更加糟糕，使一國經(jīng)濟陷入惡性循環(huán)；相反，如果設(shè)法增加企業(yè)家信心，就能夠緩解企業(yè)增加預(yù)防性現(xiàn)金持有行為，從而緩解經(jīng)濟波動對企業(yè)其他經(jīng)營行為的沖擊，阻止經(jīng)濟衰退的慣性，也有助于促使經(jīng)濟快速走出衰退的陰影。

2.加快金融創(chuàng)新，建立完善的金融市場，尤其是要加快中西部地區(qū)的金融市場建設(shè)。開發(fā)西部的規(guī)劃和實施已進行了多年，中西部地區(qū)的經(jīng)濟也取得了較大的發(fā)展，但與東部地區(qū)相比仍有很大差距，尤其在金融市場建設(shè)方面，政府仍需要在政策上給予扶持，以便促進中西部地區(qū)的金融市場發(fā)展，為中西部地區(qū)的企業(yè)創(chuàng)造良好的金融市場環(huán)境，這將有助于我國經(jīng)濟更好、更快地發(fā)展。

3.加快推進國有控股公司的股權(quán)多元化建設(shè)，完善國有企業(yè)的公司治理。國有控股公司在“國資委—國有控股公司—國有企業(yè)”三層構(gòu)架的國有資產(chǎn)管理體系中處于中間層，國有控股公司的股權(quán)多元化建設(shè)，是解決國有獨資公司在治理結(jié)構(gòu)、激勵約束機制上弊端的根本路徑。說到底，公司治理問題實質(zhì)上是由股權(quán)結(jié)構(gòu)決定的，加快推進國有控股公司的股權(quán)多元化建設(shè)，有助于完善國有企業(yè)的公司治理，提升公司經(jīng)營者的企業(yè)家精神。

[1]Almeida H, et al. Corporate financial and investment policies when future financing is not frictionless[J]. Journal of Corporate Finance, 2011, 17(3): 675-693.

[2]Ang J and Smedema A. Financial flexibility:Do firms prepare for the recession[J].Journal of Corporate Finance,2011,17(3):774-787.

[3]Bates T, et al. Why do us firms hold so much more cash than they used to?[J]. Journal of Finance, 2009, 64(5): 1985-2021.

[4]Bernanke B and Gertler M. Agency costs, net worth and business fluctuations[J]. American Economic Review, 1989,79(1): 14-31.

[5]Brandt L and Li H. Bank discrimination in transition economics: Ideology, information, or incentives?[J]. Journal of comparative Economics, 2003, 31(3): 387-413.

[6]Campello M, et al. The real effects of financial constraints: Evidence from a financial crisis[J]. Journal of Financial Economics, 2010, 97(3): 470-487.

[7]Cooley T F and Quadrini V. Monetary policy and the financial decisions of firms[J]. Economic Theory, 2006, 27(1): 243-270.

[8]Duchin R, et al. Costly external finance, corporate investment and the subprime mortgage credit crisis[J]. Journal of Financial Economics, 2010, 97(3): 418-435.

[9]Estrella A and Mishkin F. Predicting U S recessions: Financial variables as leading indicators[J]. Review of Economics Statistics, 1998, 80(1): 45-61.

[10]Faulkender M and Wang R. Corporate financial policy and the value of cash[J]. Journal of Finance, 2006, 61(4): 1957-1990.

[11]Fazzari S M, et al. Financing constraints and corporate investment[J]. Brookings Papers on Economic Activity, 1988, (1): 141-206.

[12]Franzoni F. Underinvestment vs. overinvestment: Evidence from price reactions to pension contributions[J]. Journal of Financial Economics, 2009, 92(3):491-518.

[13]Gertler M and Gilchrist S. Monetary policy, business cycles and the behavior of small manufacturing firms[J]. Quarterly Journal of Economics, 1994, 109(2): 309-340.

[14]Keynes J M. The general theory of employment, interest and money[M]. Harcourt Brace, London, 1936.

[15]Opler T, et al. The determinants and implications of corporate cash holdings[J]. Journal of Financial Economics, 1999, 52(1): 3-46.

[16]Perez A. Credit constraints, firms’ precautionary investment, and the business cycle[C]. EFA 2009 Bergen Meetings Paper, Department of Economics and Business, Universitat Pompeu Fabra. Ramon Trias Fargas，Barcelona (Spain)，2009：25-27.

[17]Sufi A. Bank lines of credit in corporate finance: an empirical analysis[J]. Review Financial Studies, 2006,22(3): 1057-1088.

[18]Whited T.M and Wu G. Financial constraints risk[J]. The Review of Financial Studies, 2007, 19(2):531-559.

[19]方軍雄. 所有制、制度環(huán)境與信貸資金配置[J]. 經(jīng)濟研究, 2007,(12): 82-92.

[20]江龍, 劉笑松. 經(jīng)濟周期波動與上市公司現(xiàn)金持有行為研究[J]. 會計研究, 2011,(9): 40-46.

[21]連玉君, 蘇治. 上市公司現(xiàn)金持有:靜態(tài)權(quán)衡還是動態(tài)權(quán)衡[J]. 世界經(jīng)濟, 2008,(10): 84-96.

[22]劉博研, 韓立巖. 公司治理、不確定性與流動性管理[J]. 世界經(jīng)濟, 2010,(2):141-159.

[23]劉志遠, 張西征. 投資/現(xiàn)金流敏感性能反映公司融資約束嗎?——基于外部融資環(huán)境的研究[J]. 經(jīng)濟管理, 2010, 32(5):105-112.

[24]羅琦, 胡志強. 控股股東道德風(fēng)險與公司現(xiàn)金策略[J]. 經(jīng)濟研究, 2011,(2): 125-137.

[25]讓·梯諾爾著，王永欽, 許海波, 佟珺等譯. 公司金融理論[M]. 北京:中國人民大學(xué)出版社, 2007.

[26]申慧慧, 于鵬, 吳聯(lián)生.國有股權(quán)、環(huán)境不確定性與投資效率[J]. 經(jīng)濟研究, 2012,(7):113-125.

[27]辛宇, 徐莉萍. 公司治理機制與超額現(xiàn)金持有水平[J]. 管理世界, 2006,(5): 136-141.

[28]楊興全, 張照南. 制度背景、股權(quán)性質(zhì)與公司持有現(xiàn)金價值[J]. 經(jīng)濟研究, 2008,(12): 111-122.

[29]余明桂, 夏新平, 鄒振松. 管理者過度自信與企業(yè)激進負債行為[J]. 管理世界, 2006,(8):104-112.

[30]張西征. 中國企業(yè)所有權(quán)結(jié)構(gòu)對研發(fā)投資影響的研究[J]. 管理學(xué)報, 2013,10(10):1492-1501.

[31]中國企業(yè)家調(diào)查系統(tǒng). 企業(yè)經(jīng)營者對宏觀形勢及企業(yè)經(jīng)營狀況的判斷、問題和建議——2011·中國企業(yè)經(jīng)營者問卷跟蹤調(diào)查報告[J]. 管理世界, 2011,(12): 55-67.

[32]周偉, 謝詩蕾. 中國上市公司持有高額現(xiàn)金的原因[J]. 世界經(jīng)濟, 2007,(7): 67-74.

[33]祝繼高, 陸正飛. 貨幣政策、企業(yè)成長與現(xiàn)金持有水平變化[J]. 管理世界, 2009,(3):152-158.

[34]莊子罐, 崔小勇, 龔六堂等. 預(yù)期與經(jīng)濟波動——預(yù)期沖擊是驅(qū)動中國經(jīng)濟波動的主要力量嗎?[J]. 經(jīng)濟研究, 2012,(6): 46-59.