宏觀經(jīng)濟(jì)風(fēng)險(xiǎn)影響公司現(xiàn)金持有量的機(jī)制與效果

王義中,袁 珺

(浙江大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，浙江 杭州 310027)

宏觀經(jīng)濟(jì)風(fēng)險(xiǎn)影響公司現(xiàn)金持有量的機(jī)制與效果

王義中,袁 珺

(浙江大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，浙江 杭州 310027)

宏觀經(jīng)濟(jì)風(fēng)險(xiǎn)對(duì)公司投融資行為有顯著影響。本文以2007～2015年滬深兩市2291家上市公司的非平衡面板數(shù)據(jù)為樣本，分析宏觀經(jīng)濟(jì)風(fēng)險(xiǎn)影響公司現(xiàn)金持有量的機(jī)制，并探究其影響效果。經(jīng)驗(yàn)結(jié)果表明:宏觀經(jīng)濟(jì)風(fēng)險(xiǎn)顯著影響上市公司現(xiàn)金持有量行為，即宏觀經(jīng)濟(jì)風(fēng)險(xiǎn)越大，則公司持有現(xiàn)金越多，反之亦然；與國(guó)有企業(yè)相比，非國(guó)有企業(yè)的現(xiàn)金持有行為對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)風(fēng)險(xiǎn)更加敏感；金融危機(jī)期間，宏觀經(jīng)濟(jì)風(fēng)險(xiǎn)對(duì)現(xiàn)金持有量產(chǎn)生負(fù)向影響。

公司現(xiàn)金持有量；宏觀經(jīng)濟(jì)風(fēng)險(xiǎn)；融資約束

一、引 言

眾多文獻(xiàn)證明，宏觀經(jīng)濟(jì)因素會(huì)顯著影響公司投融資行為[1][2][3]。宏觀經(jīng)濟(jì)風(fēng)險(xiǎn)會(huì)導(dǎo)致公司的業(yè)績(jī)下降，造成公司的現(xiàn)金流短缺[4]，加大經(jīng)營(yíng)和財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)。宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)讓公司難以對(duì)未來(lái)經(jīng)濟(jì)發(fā)展做出判斷，公司會(huì)出于預(yù)防動(dòng)機(jī)持有更多現(xiàn)金[5]。Arslan、 Florackis和Ozkan(2006)[6]發(fā)現(xiàn)，金融危機(jī)時(shí)期，現(xiàn)金是公司抵御風(fēng)險(xiǎn)的有效工具。若管理者在高宏觀經(jīng)濟(jì)風(fēng)險(xiǎn)時(shí)期制定合理的現(xiàn)金政策，則能夠保證公司有效應(yīng)對(duì)各種挑戰(zhàn)。因此，探討宏觀經(jīng)濟(jì)風(fēng)險(xiǎn)對(duì)公司現(xiàn)金持有量的影響不僅有助于理解宏觀因素作用于公司投融資行為的現(xiàn)金流渠道，而且能夠理解在不同宏觀經(jīng)濟(jì)環(huán)境中的公司現(xiàn)金持有量行為。本文的貢獻(xiàn)在于：首次研究宏觀經(jīng)濟(jì)風(fēng)險(xiǎn)影響公司現(xiàn)金持有量的機(jī)制及其效果；區(qū)分金融危機(jī)與非金融危機(jī)時(shí)期，國(guó)有企業(yè)與非國(guó)有企業(yè)，討論宏觀經(jīng)濟(jì)風(fēng)險(xiǎn)影響公司現(xiàn)金持有量的異質(zhì)性。

二、理論分析與研究假說(shuō)

我國(guó)企業(yè)外部融資主要依靠國(guó)有銀行[7]，動(dòng)蕩宏觀經(jīng)濟(jì)環(huán)境使得銀行準(zhǔn)確預(yù)測(cè)收益的能力大大削弱，使其放貸行為更加保守[8]，同時(shí)加劇了銀行與公司之間的信息不對(duì)稱程度，導(dǎo)致公司融資難度增加和外部融資成本提高[9][10][11]。公司更多只能依靠?jī)?nèi)部融資，而持有現(xiàn)金作為緩沖，可以預(yù)防因資金短缺引起的一系列問題[12][13]。由此提出如下假說(shuō)：

假說(shuō)1：宏觀經(jīng)濟(jì)風(fēng)險(xiǎn)越大，公司現(xiàn)金持有量越多。反之，越少。

然而，公司現(xiàn)金持有量的增加并不意味著公司現(xiàn)金流會(huì)增加。宏觀經(jīng)濟(jì)風(fēng)險(xiǎn)增大對(duì)公司流動(dòng)性產(chǎn)生不利影響，公司會(huì)調(diào)整現(xiàn)金持有比例來(lái)保持充足流動(dòng)性[14]。宏觀經(jīng)濟(jì)風(fēng)險(xiǎn)越大，則未來(lái)經(jīng)濟(jì)不確定性程度越高，王義中和宋敏(2014)[3]認(rèn)為這導(dǎo)致了公司外部需求下降以及經(jīng)營(yíng)活動(dòng)產(chǎn)生的現(xiàn)金流減少。由此提出如下假說(shuō)：

假說(shuō)2：宏觀經(jīng)濟(jì)風(fēng)險(xiǎn)越大，公司經(jīng)營(yíng)活動(dòng)產(chǎn)生的現(xiàn)金流越小。反之，越大。

進(jìn)一步考察企業(yè)性質(zhì)的差異，相對(duì)于國(guó)有企業(yè)，非國(guó)有企業(yè)獲得的銀行貸款較少，債務(wù)期限結(jié)構(gòu)更短[15]，所受融資約束較大。因而，非國(guó)有企業(yè)面臨著更為嚴(yán)重的信貸歧視，更難獲得銀行信貸[16]。由此可以推斷，國(guó)有企業(yè)與非國(guó)有企業(yè)在融資約束程度上的差異，使得兩類不同企業(yè)的現(xiàn)金持有水平對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)因素的敏感程度不同。融資約束越強(qiáng)的公司，其現(xiàn)金持有水平對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)環(huán)境更敏感[17]。由此提出如下假說(shuō)：

假說(shuō)3：與國(guó)有企業(yè)相比，非國(guó)有企業(yè)在宏觀經(jīng)濟(jì)風(fēng)險(xiǎn)大時(shí)現(xiàn)金持有傾向更強(qiáng)。

三、數(shù)據(jù)和變量

(一)樣本選擇和數(shù)據(jù)來(lái)源

本文選擇2007～2015年滬深兩市上市公司為樣本，并依據(jù)以下原則進(jìn)行篩選：(1)剔除金融類和保險(xiǎn)類公司；(2)剔除連續(xù)虧損的公司，即ST公司；(3)剔除數(shù)據(jù)缺失的公司。篩選后最終獲得2,291家公司共15,239個(gè)觀測(cè)值的非平衡面板數(shù)據(jù)。對(duì)所有公司層面的連續(xù)變量數(shù)據(jù)進(jìn)行縮尾處理(Winsorize)消除異常值的影響，即把位于1%和99%分位數(shù)以外的數(shù)據(jù)用1%和99%分位數(shù)替換。本文所使用的財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)來(lái)自國(guó)泰安CSMAR數(shù)據(jù)庫(kù)，個(gè)股交易數(shù)據(jù)來(lái)自銳思RESSET數(shù)據(jù)庫(kù)，宏觀經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)來(lái)自國(guó)際貨幣基金組織國(guó)際金融數(shù)據(jù)庫(kù)。

(二)變量度量

1.宏觀經(jīng)濟(jì)風(fēng)險(xiǎn)

參考既有文獻(xiàn)，選取中國(guó)季度實(shí)際GDP變化率，運(yùn)用廣義自回歸條件異方差模型即GARCH(1,1)的條件方差度量宏觀經(jīng)濟(jì)風(fēng)險(xiǎn)。

2.現(xiàn)金持有量

借鑒現(xiàn)有文獻(xiàn)，使用貨幣資金和有價(jià)證券之和與總資產(chǎn)之比度量公司現(xiàn)金持有量[18]。

3.信息不對(duì)稱

參考于蔚等(2012)[19]的方法，使用公司日個(gè)股交易數(shù)據(jù)，運(yùn)用主成分分析方法，構(gòu)建公司與外部投資者之間信息不對(duì)稱程度的代理變量ASY。ASY越大，股票流動(dòng)性越差，則信息不對(duì)稱問題越嚴(yán)重。

4.控制變量

遵從現(xiàn)有文獻(xiàn)的方法[20]，控制變量包括：現(xiàn)金流、托賓Q、公司規(guī)模、凈營(yíng)運(yùn)資本、短期負(fù)債和資產(chǎn)負(fù)債率。表1為所有變量的定義和計(jì)算方法。

表1 變量定義

(三)描述性統(tǒng)計(jì)

表2為公司層面變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。由表2可知，公司現(xiàn)金持有量的最小值為0.0012，而最大值為0.6875，說(shuō)明不同公司的現(xiàn)金持有水平差距較大。信息不對(duì)稱程度最小值為-0.2329，而最大值為0.7846，表明不同公司面臨的逆向選擇有較大差異。

表2 描述性統(tǒng)計(jì)

(四)相關(guān)性分析

表3相關(guān)性分析顯示，變量之間的相關(guān)系數(shù)總體較小，不存在多重共線性問題。宏觀經(jīng)濟(jì)風(fēng)險(xiǎn)、信息不對(duì)稱程度、公司現(xiàn)金流、托賓Q與公司現(xiàn)金持有量正相關(guān)，而短期負(fù)債與公司資產(chǎn)負(fù)債率與公司現(xiàn)金持有量負(fù)相關(guān)。

表3 相關(guān)性分析

圖1 現(xiàn)金持有情況和宏觀經(jīng)濟(jì)風(fēng)險(xiǎn)對(duì)照?qǐng)D

圖1簡(jiǎn)單描述了樣本期間公司現(xiàn)金持有水平與宏觀經(jīng)濟(jì)風(fēng)險(xiǎn)之間的關(guān)系。如圖1所示，當(dāng)宏觀經(jīng)濟(jì)風(fēng)險(xiǎn)變大，公司現(xiàn)金持有量呈增加趨勢(shì)；當(dāng)宏觀經(jīng)濟(jì)風(fēng)險(xiǎn)變小，公司現(xiàn)金持有量呈減小趨勢(shì)。這種趨勢(shì)初步支持了理論假設(shè)。

另外，以宏觀經(jīng)濟(jì)風(fēng)險(xiǎn)的均值為界，將樣本分為高/低宏觀經(jīng)濟(jì)風(fēng)險(xiǎn)組，對(duì)公司現(xiàn)金持有量進(jìn)行了平均值和中位數(shù)檢驗(yàn)。其中，均值檢驗(yàn)對(duì)應(yīng)的是T檢驗(yàn)結(jié)果，中值對(duì)應(yīng)的是Wilcoxon檢驗(yàn)結(jié)果。根據(jù)表4，高宏觀經(jīng)濟(jì)風(fēng)險(xiǎn)時(shí)期，公司現(xiàn)金持有量均值比低宏觀經(jīng)濟(jì)風(fēng)險(xiǎn)時(shí)期高出0.037，并在1%的水平上顯著；而公司現(xiàn)金持有量的中位數(shù)則高出低宏觀經(jīng)濟(jì)風(fēng)險(xiǎn)時(shí)期0.0627，并且在1%的水平上顯著。該結(jié)論表明，宏觀經(jīng)濟(jì)風(fēng)險(xiǎn)不同時(shí)，上市公司的現(xiàn)金持有量存在顯著差異。

表4 均值檢驗(yàn)與中值檢驗(yàn)

四、回歸結(jié)果及分析

(一)宏觀經(jīng)濟(jì)風(fēng)險(xiǎn)對(duì)公司現(xiàn)金持有量的影響

借鑒Becker and Ivashina(2013)[21]、Erel et al.(2012)[1]、Ariccia et al.(2017)[22]等文獻(xiàn)，當(dāng)回歸模型含有宏觀時(shí)間序列變量，由于時(shí)間固定效應(yīng)會(huì)吸收并削弱變量的解釋力，所以在回歸模型中未控制時(shí)間固定效應(yīng)，只控制了公司效應(yīng)，并對(duì)回歸系數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)誤進(jìn)行公司層面的聚類調(diào)整[23]。本文將計(jì)量模型設(shè)計(jì)如下：

Cashholdingsi,t=β0+β1MRi,t+β2cashflowi,t+β3qi,t+β4sizei,t+β5NWCi,t+β6shortdebti,t+β7leveragei,t+firmi+εi,t

表5為具體的回歸結(jié)果。模型(1)為宏觀經(jīng)濟(jì)風(fēng)險(xiǎn)對(duì)公司現(xiàn)金持有量的單獨(dú)影響，模型(2)是同時(shí)考慮其他控制變量對(duì)公司現(xiàn)金持有量的共同影響。結(jié)果表明，宏觀經(jīng)濟(jì)風(fēng)險(xiǎn)的回歸系數(shù)顯著為正，說(shuō)明高宏觀經(jīng)濟(jì)風(fēng)險(xiǎn)會(huì)導(dǎo)致公司現(xiàn)金持有量增加，反之則會(huì)減少現(xiàn)金持有量。該結(jié)論與假說(shuō)1一致。

注:*** 、** 和* 分別表示t值在1%、5%和 10%的顯著性水平。下同。

表6 信息不對(duì)稱程度對(duì)現(xiàn)金持有量的影響(被解釋變量：現(xiàn)金持有量)

現(xiàn)金流、托賓Q、公司規(guī)模對(duì)公司現(xiàn)金持有量的影響均顯著為正。公司會(huì)從經(jīng)營(yíng)活動(dòng)產(chǎn)生的現(xiàn)金流中節(jié)省出現(xiàn)金，因此現(xiàn)金流對(duì)公司現(xiàn)金持有量有積極影響。托賓Q代表公司的成長(zhǎng)機(jī)會(huì)，其值較大的公司更需要持有現(xiàn)金。而凈營(yíng)運(yùn)資本、短期負(fù)債和資產(chǎn)負(fù)債率對(duì)公司現(xiàn)金持有量的影響顯著為負(fù)。因?yàn)閮魻I(yíng)運(yùn)資本可以被看作是現(xiàn)金的替代物[24]，作為公司的可用資源與現(xiàn)金產(chǎn)生競(jìng)爭(zhēng)關(guān)系[25]。資產(chǎn)負(fù)債率高的公司往往需要支付更多利息，公司現(xiàn)金持有量因而減少[26]。

(二)宏觀經(jīng)濟(jì)風(fēng)險(xiǎn)影響公司現(xiàn)金持有量的作用機(jī)制

由假說(shuō)1，宏觀經(jīng)濟(jì)風(fēng)險(xiǎn)增加會(huì)提高資本市場(chǎng)的信息不對(duì)稱程度，影響公司外部融資成本，進(jìn)而影響到公司的現(xiàn)金持有行為。由表6經(jīng)驗(yàn)結(jié)果可知，ASY×MR的回歸系數(shù)顯著為正，說(shuō)明當(dāng)宏觀經(jīng)濟(jì)風(fēng)險(xiǎn)越大時(shí)，信息不對(duì)稱程度越高的公司，越傾向于積累現(xiàn)金流以應(yīng)對(duì)不確定性。

(三)區(qū)分金融危機(jī)與非金融危機(jī)的影響

接下來(lái)考慮區(qū)分不同的樣本時(shí)期，宏觀經(jīng)濟(jì)風(fēng)險(xiǎn)對(duì)公司現(xiàn)金持有量的影響。定義2007年至2009年為金融危機(jī)時(shí)期[27]?；貧w結(jié)果如表7所示，發(fā)現(xiàn)非金融危機(jī)時(shí)期，宏觀經(jīng)濟(jì)風(fēng)險(xiǎn)越大，公司現(xiàn)金持有量越多。而金融危機(jī)時(shí)期，宏觀經(jīng)濟(jì)風(fēng)險(xiǎn)對(duì)公司現(xiàn)金持有量影響顯著為負(fù)，即宏觀經(jīng)濟(jì)風(fēng)險(xiǎn)增大，則公司現(xiàn)金持有量反而減少。

進(jìn)一步理解表7中金融危機(jī)期間，宏觀經(jīng)濟(jì)風(fēng)險(xiǎn)越大則公司現(xiàn)金持有量反而增多的回歸結(jié)果。我們?cè)诒?中考慮宏觀經(jīng)濟(jì)風(fēng)險(xiǎn)對(duì)現(xiàn)金流影響而不是對(duì)現(xiàn)金持有量的影響。由表8可知，宏觀經(jīng)濟(jì)風(fēng)險(xiǎn)的回歸系數(shù)顯著為負(fù)(模型(7)和(8))，說(shuō)明宏觀經(jīng)濟(jì)風(fēng)險(xiǎn)增加會(huì)導(dǎo)致公司現(xiàn)金流減少。該結(jié)論與研究假說(shuō)2一致。進(jìn)一步區(qū)分金融危機(jī)時(shí)期(模型(9)和(10))，發(fā)現(xiàn)宏觀經(jīng)濟(jì)風(fēng)險(xiǎn)對(duì)公司現(xiàn)金流的影響在金融危機(jī)時(shí)期與非金融危機(jī)時(shí)期均顯著。而且在金融危機(jī)期間，回歸系數(shù)為-0.045，明顯小于非金融危機(jī)時(shí)期的-0.033，這說(shuō)明在金融危機(jī)期間，宏觀經(jīng)濟(jì)風(fēng)險(xiǎn)對(duì)公司現(xiàn)金流的負(fù)向影響更大。

表7 區(qū)分金融危機(jī)期間的影響(被解釋變量：現(xiàn)金持有量)

表8宏觀經(jīng)濟(jì)風(fēng)險(xiǎn)對(duì)公司現(xiàn)金流的影響(被解釋變量：現(xiàn)金流)

變量總體回歸模型(7)模型(8)金融危機(jī)時(shí)期模型(9)非金融危機(jī)時(shí)期模型(10)MR-0029???-0043???-0045??-0033???(-1087)(-1486)(-224)(-920)q000100020001(096)(105)(093)size-0006???-0007-0000(-346)(-062)(-014)nwc-0133???-0311???-0129???(-1662)(-1194)(-1406)shortdebt-0173???-0319???-0187???(-1319)(-775)(-1180)leverage-0022??-0092???-0013(-246)(-305)(-121)Constant0044???0209???02700081(5997)(574)(120)(141)公司效應(yīng)控制控制控制控制樣本量15，23915，2393，69511，544調(diào)整后R20011000757011700798F1182778728815973

(四)區(qū)分國(guó)有與非國(guó)有企業(yè)的影響

根據(jù)表9的回歸結(jié)果，國(guó)有企業(yè)組與非國(guó)有企業(yè)的宏觀經(jīng)濟(jì)風(fēng)險(xiǎn)變量的系數(shù)均顯著為正，但國(guó)有企業(yè)樣本中宏觀經(jīng)濟(jì)風(fēng)險(xiǎn)變量的回歸系數(shù)為0.013，遠(yuǎn)小于非國(guó)有企業(yè)的0.130，說(shuō)明與國(guó)有企業(yè)相比，非國(guó)有企業(yè)的現(xiàn)金持有量受宏觀經(jīng)濟(jì)風(fēng)險(xiǎn)的影響更大。該結(jié)論與研究假說(shuō)3一致。

(五)宏觀經(jīng)濟(jì)風(fēng)險(xiǎn)對(duì)現(xiàn)金持有量變化量的影響

遵從Almeida et al.(2004)[20]的現(xiàn)金-現(xiàn)金流敏感性模型，進(jìn)一步探究宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)對(duì)公司現(xiàn)金持有量變化量的影響。由表10，宏觀經(jīng)濟(jì)風(fēng)險(xiǎn)變量的回歸系數(shù)顯著為正，說(shuō)明宏觀經(jīng)濟(jì)風(fēng)險(xiǎn)越大，則公司現(xiàn)金持有量變動(dòng)也越大。

表9 宏觀經(jīng)濟(jì)風(fēng)險(xiǎn)影響公司類型的異質(zhì)性(被解釋變量：現(xiàn)金持有量)

表10宏觀經(jīng)濟(jì)風(fēng)險(xiǎn)對(duì)現(xiàn)金持有量變化量的影響(被解釋變量：現(xiàn)金持有量變化量)

變量模型(13)模型(14)MR1137???1360???(1050)(1076)cashflow2101???(319)q0076??(220)size0195??(222)nwc-0184(-040)shortdebt-1727??(-219)leverage0006(001)Constant0517???-3818??(1722)(-205)公司效應(yīng)控制控制樣本值15，23915，239調(diào)整后R200068200112F11022341

五、穩(wěn)健性檢驗(yàn)

(一)度量變量方式的變化

1.解釋變量變化

采用中國(guó)月度CPI變化率的條件方差的年度均值作為解釋變量，度量宏觀經(jīng)濟(jì)風(fēng)險(xiǎn)，由表11的模型15，宏觀經(jīng)濟(jì)風(fēng)險(xiǎn)變量的系數(shù)為0.137，符號(hào)與正文中的一致。

2.被解釋變量變化

以現(xiàn)金及現(xiàn)金等價(jià)物除以總資產(chǎn)減去現(xiàn)金及現(xiàn)金等價(jià)物的差[28]作為被解釋變量，表11模型(16)宏觀經(jīng)濟(jì)風(fēng)險(xiǎn)變量的回歸系數(shù)為0.190，與基準(zhǔn)回歸基本一致。

表11 現(xiàn)金持有量模型穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果(被解釋變量：現(xiàn)金持有量)

(二)樣本區(qū)間的變化

將樣本區(qū)間擴(kuò)展至1998第1季度至2015年第4季度，表12為具體的回歸結(jié)果。表12顯示，各變量的回歸系數(shù)沒有明顯變化，宏觀經(jīng)濟(jì)風(fēng)險(xiǎn)對(duì)公司現(xiàn)金持有量具有顯著的影響，當(dāng)宏觀經(jīng)濟(jì)風(fēng)險(xiǎn)增大，公司現(xiàn)金持有水平提高。結(jié)論與基準(zhǔn)回歸結(jié)果保持一致。

表12 1998～2015年宏觀經(jīng)濟(jì)風(fēng)險(xiǎn)與現(xiàn)金持有量實(shí)證結(jié)果(被解釋變量：現(xiàn)金持有量)

表13內(nèi)生性穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果(被解釋變量：現(xiàn)金持有量)

變量模型(19)模型(20)MR＿us0074???0035???(806)(430)cashflow0081???(577)q0007???(1127)size0001(063)nwc-0026???(-394)shortdebt-0214???(-1941)leverage-0190???(-2692)Constant0157???0240???(5579)(955)樣本量15，23915，239調(diào)整后R20008240195F65035155

注:()內(nèi)為Z值，***p<0.01,**p<0.05,*p<0.1。

(三)內(nèi)生性問題

參考王義中和宋敏(2014)[13]的方法解決內(nèi)生性問題。采用滯后1期的美國(guó)宏觀經(jīng)濟(jì)風(fēng)險(xiǎn)作為工具變量，運(yùn)用兩階段最小二乘法(2SLS)進(jìn)行回歸。表13的經(jīng)驗(yàn)結(jié)果顯示，各變量的回歸系數(shù)沒有出現(xiàn)明顯變化。

六、總結(jié)性評(píng)論

本文以我國(guó)2007～2015年滬深兩市上市公司為樣本，探討宏觀經(jīng)濟(jì)風(fēng)險(xiǎn)影響公司現(xiàn)金持有量的機(jī)制及其效果，區(qū)分金融危機(jī)和企業(yè)性質(zhì)，討論影響的異質(zhì)性，并對(duì)結(jié)果進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。主要研究結(jié)論是：宏觀經(jīng)濟(jì)風(fēng)險(xiǎn)越大，公司現(xiàn)金持有量越多，而宏觀經(jīng)濟(jì)風(fēng)險(xiǎn)越小，公司現(xiàn)金持有量越少；在金融危機(jī)時(shí)期，公司經(jīng)營(yíng)受到不利影響，導(dǎo)致現(xiàn)金流減少，進(jìn)而使該時(shí)期宏觀經(jīng)濟(jì)風(fēng)險(xiǎn)對(duì)公司現(xiàn)金持有量影響為負(fù)，而在非金融危機(jī)時(shí)期，宏觀經(jīng)濟(jì)風(fēng)險(xiǎn)對(duì)公司現(xiàn)金持有量影響依然為正；宏觀經(jīng)濟(jì)風(fēng)險(xiǎn)對(duì)融資約束程度高的非國(guó)有企業(yè)的現(xiàn)金持有行為影響更大，而對(duì)融資約束程度低的國(guó)有企業(yè)影響較小。

由上述結(jié)論得出一些政策內(nèi)涵：首先，非國(guó)有企業(yè)的融資約束程度更高，因而其現(xiàn)金持有行為更容易受宏觀經(jīng)濟(jì)風(fēng)險(xiǎn)的影響。因此，應(yīng)進(jìn)一步完善制度建設(shè)，為非國(guó)有企業(yè)融資創(chuàng)造更好的制度環(huán)境。其次，在宏觀經(jīng)濟(jì)動(dòng)蕩較大時(shí)期，擴(kuò)張貨幣政策并不能有效地促進(jìn)私人企業(yè)投資，因?yàn)槠髽I(yè)更傾向于積累現(xiàn)金來(lái)應(yīng)對(duì)未來(lái)的不確定性，增加的現(xiàn)金流入并不能使企業(yè)產(chǎn)生更多的投資需求。因此，在宏觀經(jīng)濟(jì)風(fēng)險(xiǎn)較大時(shí)期，積極財(cái)政政策如減免稅收、增加政府投資等，更有可能刺激有效投資需求。

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(責(zé)任編輯:原蘊(yùn))

TheEffectsandMechanismoftheImpactofMacroeconomicRiskonCorporateCashHoldings

WANG Yizhong, YUAN Jun

(School of Economics, Zhejiang University, Hangzhou 310027, China)

Macroeconomic risk has significant impacts on corporate investment and financing. We choose 2,291 listed corporations’ unbalanced panel data from 2007 to 2015 as sample to analyze the mechanism of the impact of macroeconomic risk and make a probe into its effects. The empirical results show that the larger the macroeconomic risk is, the more corporate cash holdings are; and vice versa. What’s more, compared with the state-owned enterprises, the corporate cash holdings of the non-SOEs are more sensitive to the macroeconomic risk. However, during the financial crisis, macroeconomic risk negatively influences the corporate cash holdings.

Corporate Cash Holdings; Macroeconomic Risk; Financing Constraints

2017-04-24

浙江省哲學(xué)社會(huì)科學(xué)規(guī)劃課題資助(11ZJQN037YB)

王義中(1978-)，男，安徽安慶人，浙江大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院教授；袁珺(1997-)，女，安徽亳州人，浙江大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院學(xué)生。

F276.6

:A

:1004-4892(2017)09-0056-09