內部資本市場、融資約束與現金持有水平的動態調整

崔志霞，孟祥瑞

1 安徽理工大學 經濟與管理學院，安徽 淮南 232001 2 河北經貿大學 會計學院，石家莊 050061

引言

在MODIGLIANI et al.[1]提出的完美資本市場中，企業無需持有備用的現金，原因是外源融資不會產生任何成本。但實際上因外部資本市場中存在信息不對稱、代理沖突和投資者保護制度不完善等問題，導致高昂的外源融資成本，使企業需要持有現金來滿足預防性動機、交易性動機、投機性動機和代理性動機等。OPLER et al.[2]認為存在目標現金持有水平，并發現偏離目標水平會對企業價值和股東財富產生負向影響；OZKAN et al.[3]、連玉君等[4]和ORLOVA et al.[5]相繼對目標現金持有水平進行系統分析，且一致認為企業有調整現金持有水平偏差的動機。

在新興經濟體國家中，企業集團這一組織形式因其規模經濟、風險分擔和多元化經營等優勢備受企業界人士的青睞。STEIN[6]和SHIN et al.[7]認為企業總部為了實現利益最大化，有動機通過內部資本市場將有限的資源投放給回報更高的項目。學者們對于集團內部資本市場相關問題的探究不斷深入，認為內部資本市場有效運作具有優化資本配置、緩解信息不對稱、強化監督激勵和分散經營風險等功能，因此，有效的內部資本市場彌補了外部資本市場的不足，對于企業集團的生存和發展起到支撐作用[8-10]。

綜合有關現金持有行為和內部資本市場的理論研究結果，本研究發現學者們主要從宏觀經濟環境和微觀企業內部治理結構等方面對現金持有水平靜態層面的影響因素進行探究，而有關現金持有水平的動態調整的研究從研究視角、內容和方法等方面還存在進一步完善的空間。鑒于此，本研究從內部資本市場運作這一視角，運用系統廣義矩估計方法考察企業現金持有水平的動態調整行為，檢驗融資約束的間接影響，以期對企業如何有效采取流動性管理策略提供有價值的建議。

1 相關研究評述

現金是流動性最強的資產，其持有水平在一定程度上反映了企業當前實際的經營狀況和可能面臨的財務風險，因此企業現金持有水平問題一直是理論界和實務界關注的重點。已有研究主要從宏觀經濟環境和微觀企業內部治理結構等方面探討企業現金持有行為的影響因素。在宏觀經濟環境方面，蔡衛星等[11]認為貨幣政策對企業現金持有水平有顯著影響；潘俊等[12]以地區信貸市場指數測量企業外部金融市場發育程度，發現外部金融市場影響現金持有價值；LUO et al.[13]和GARCA-TERUEL et al.[14]研究發現企業與金融機構的關系顯著影響現金持有水平。在微觀企業內部治理結構方面，OZKAN et al.[3]以英國上市公司為研究樣本，研究結果表明管理層持股比例影響企業現金持有水平，并且這一影響不隨董事會結構的變化而變化；NIKOLOV et al.[15]和YU et al.[16]的研究結果證實管理層貨幣薪酬、董事會持股比例對企業現金持有水平有一定的影響；竇歡等[17]研究發現大股東對企業自有資金的侵占效應損害了現金持有價值。另外，也有學者研究企業特征對現金持有行為的影響，WASIUZZAMAN[18]以馬來西亞上市公司為研究樣本、MARTNEZ-SOLA et al.[19]以西班牙中小企業為研究樣本，研究發現企業的成長機會、現金流、流動性替代物、研發支出、財務杠桿比率和股利支付率等顯著影響現金持有水平。

已有關于現金持有行為的研究多是籠統地聚焦于證券市場中的上市企業，鮮有研究對企業集團內的現金持有行為進行探討，這很可能導致現有現金持有行為的研究結論存在片面性。梳理已有關于集團內部資本市場的研究，黃俊等[20]、CLINE et al.[21]和TAN et al.[10]通過實證研究表明，內部資本市場有效運作具有優化資本配置、緩解信息不對稱、強化監督激勵等功能，對企業的生存和發展起到支撐作用；李焰等[22]和邵軍等[23]通過案例分析發現，內部資本市場無效運作是集團化發展失敗的主導因素。這主要是由于系族企業內部資本配置隱秘性高、信息透明度差等導致財務風險加大。FIER et al.[24]實證研究發現，企業通過內部資本市場運作調整實際資本結構與目標資本結構之間的偏差。本研究在內部資本市場有效論和無效論的兩種觀點下，探討集團成員企業現金持有水平的動態調整行為。

同時，本研究進一步分析融資約束問題對現金持有水平偏差調整行為的影響。在新興市場國家中融資約束問題已經成為制約企業發展的重要瓶頸之一，當前學術界有關融資約束問題的研究已經從聚焦于中小企業擴展到全部企業，甚至是企業集團。WHITED[25]、劉宇堯等[26]和陳作華等[27]認為，中小企業具有的自身經營范圍窄、信用等級低、擔保抵押品缺失等特征往往造成融資難的問題；謝軍等[28]和KWON et al.[29]研究發現，融資約束問題不僅是中小企業迫切需要解決的問題，也是企業集團面臨的關鍵問題。融資約束問題在受金融市場發展水平影響的同時[30-32]，對企業的流動性管理行為也有較大影響。DENIS et al.[33]的研究結果表明，受融資約束的企業(以下簡稱融資約束企業)更積極地實施流動性管理策略。綜上所述，本研究探討企業的現金持有水平的動態調整行為，檢驗集團內部資本市場的效率性和融資約束對現金持有水平的動態調整的影響。

2 理論分析和研究假設

根據權衡理論，企業在衡量持有現金的收益和成本后，產生目標現金持有水平，偏離目標現金持有水平對公司價值產生負向影響[34-35]，即造成偏離成本。調整偏離目標現金持有水平的偏差導致交易成本，當交易成本小于偏離成本時，企業才有動力調整偏差，也正是由于交易成本的存在，偏差的調整僅僅是部分調整。調整速度是指實際調整的變化值與總偏差的比值，不同的交易成本是造成調整速度差異的主要原因[36]。

調整偏離目標現金持有水平偏差的交易成本包括代理成本、監督成本和信息成本等[37-38]。①代理成本。控制權與現金流權分離可能導致管理層為了鞏固自身地位、謀取私利、擴大自主權等目的而不愿意調整偏離目標現金持有水平的偏差，進而產生代理成本。②監督成本。當企業向銀行貸款時，因信息不對稱使債務人需要提供額外擔保或支付較多的利息，以彌補債權人的監督成本。DITTMAR et al.[39]以45個國家的上市公司為研究樣本，研究結果表明在投資者保護制度不完備的國家里，企業更傾向于持有高額的現金，以減輕對銀行貸款的依賴。③信息成本。在不完美的資本市場環境中，往往發生錯誤傳遞信息，進而產生信息成本。OZKAN et al.[3]研究發現，企業發放股利并不能向投資者傳遞未來經營業績良好的信號。

中國證券市場正處于新興加轉軌的階段，金融體系不健全、市場監督較弱、企業生存周期短等問題依然嚴重，上市企業時刻面臨被兼并收購的巨大壓力，為增強企業市場談判力和風險承擔能力，具有特殊內部治理結構的大型聯合組織體——企業集團應運而生。企業集團通過嚴格的等級制度對各分部進行監督控制，在一定程度上減少了分部經理人的私利行為。與獨立企業相比，企業集團更容易獲得外部資本的支持，因為成員企業通過交叉持股、內部借貸、互相擔保和關聯交易而形成多樣的財務關系，增強了企業集團的債務償還能力，降低了債務到期違約的道德風險，從而銀行和其他金融機構愿意借款給企業集團[40]，促使成員企業更為積極地對偏離目標現金持有水平的偏差進行調整。因此，集團內成員企業在調整現金持有水平偏差時代理成本較低。

在因代理沖突和信息不對稱而導致的不完美資本市場中，企業集團內成員企業比獨立企業有更穩定的現金流[41]，減少了企業對外部資金的需求，從而企業內部現金流受到外部信息波動的影響較小。企業集團或許會因生產某個知名品牌的產品而具有聲譽效應[8]，塑造和傳播良好聲譽不僅在一定程度上減輕了因外部信息遺漏、增加和改動等產生的錯誤傳遞對企業集團流動性管理的負面影響，也有利于企業集團獲得更多投資者的信任，從而緩解現金持有水平的動態調整過程中的信息不對稱問題。因此，集團內成員企業在調整現金持有水平的偏差時信息成本較低。

企業集團利用內部資本市場有效運作對資本進行集聚和再次分配，其單個成員企業投資新項目的資金不僅來源于自身現金流，還來自集團內其他成員企業的現金流[42-43]，但這一外來現金流小于企業自身的現金流[7]。集團內成員企業之間自有資金的流動性和可利用性減輕了企業對債務資金的依賴，致使企業在運營過程中借款需求減少，從而減少了債權人在現金調整過程中的干預監督。因此，集團內成員企業在調整現金持有水平偏差時監督成本較低。

因投資者保護制度的缺失，與獨立企業相比，企業集團具有較強競爭力，更容易獲得外部融資，尤其是當企業集團有高生產率的項目時，外部投資者在提供資金支持時可能設置較少的附加條件[44]，這減少了企業在調整現金持有水平偏差時被監督的可能性。中國金融市場發展水平落后于西方的發達國家，使企業融資受限，外源融資成本往往高于內源融資成本，因此中國企業集團更可能利用內部資本市場以減少外源融資[10]。外來資本的減少使企業集團更高效率地利用內部資金滿足投資需求，這也有助于提高現金持有水平的動態調整速度。

綜上所述，現金持有水平在偏離目標水平后，與獨立企業相比，集團內成員企業調整偏差的成本更小，促使企業調整偏差的行為更加積極，這有助于提高現金持有水平的動態調整速度。因此，本研究提出假設。

H1與獨立企業相比，企業集團內成員企業向目標現金持有水平調整的速度更快。

內部資本市場對于企業集團的生存和發展有重要作用，尤其是在新興市場國家中，內部資本市場可能比外部資本市場更有效，如有效內部資本市場具有的優化資本配置功能可以使企業集團更高效地集聚資本以及在各分部之間對資本進行再次分配[45]。企業集團利用內部資本市場運作可以將缺少投資機會但有較多現金流分部的剩余現金流轉移到有較佳投資機會但現金流匱乏的分部[43]。有效內部資本市場通過權威機制與價格機制的有機結合，在資本集聚和分配過程中實施監督激勵，改善資本配置效率，具有挑選優勝者的功能[6]。內部資本市場有效運作提高了集團內資金的流動性，有利于成員企業加強和改善流動性管理，從而調整現金持有水平偏差的行為更加積極。

另外，不完善的外部市場監督機制和內部冗余的組織部門等問題可能導致低效或無效的內部資本市場運作。企業集團在資本配置過程中，部門經理人的權利斗爭和投資機會的異質性、復雜性很容易導致資本的錯誤配置，造成跨部門補貼和平均主義(社會主義)[7]。企業集團CEO與部門經理人之間構建的非正式關系也增加了部門經理人討價還價的可能性，從而可能導致尋租行為[46]。由于部門經理人對企業資源沒有剩余所有權，所以沒有動力配合企業集團CEO高效率地配置資本[29]。企業集團的股權集中、金字塔結構、家族控制和董事連鎖任職等特征也可能加重內部資本市場的財富轉移效應。內部資本市場低效或無效運作不利于集團內資金的正常流動，對成員企業的流動性管理產生負向影響，從而可能造成消極被動的現金持有水平的動態調整行為。

因此，綜合考慮上述兩方面的理論分析，本研究認為，與低效(無效)內部資本市場運作中的集團內成員企業相比，有效的內部資本市場運作能促使集團內成員企業向目標現金持有水平調整的速度更快。

此外，內部資本市場有效運作具有的優化資本配置、緩解信息不對稱、強化監督激勵和分散經營風險等功能，對于融資約束企業來說具有重要作用[47-48]，而且融資約束與現金持有行為之間也存在密切關系。連玉君等[4]和VENKITESHWARAN[49]一致認為融資約束影響企業的流動性管理行為，在企業實際現金持有水平偏離目標現金持有水平時，融資約束企業更有動力調整偏離目標現金持有水平的偏差；DENIS et al.[33]研究發現，對于融資約束企業，現金持有能增加投資，所以現金持有更具有價值；NGUYEN et al.[35]實證研究發現，融資約束程度影響現金持有水平，且現金持有水平與公司價值的非線性關系隨融資約束程度的變化而變化。因此，結合上述理論分析，本研究認為，內部資本市場對融資約束集團內成員企業現金持有水平的動態調整行為有顯著的積極作用，也就是說，受融資約束的集團內成員企業為了提高現金持有的邊際價值，具有更強的動機進行流動性管理，也正是基于此動機，可能更加積極地利用內部資本市場對現金持有水平進行動態調整。

綜上所述，內部資本市場的效率性對集團內成員企業向目標現金持有水平調整的速度產生影響，且有效內部資本市場具有的優化資本配置、緩解信息不對稱和強化監督激勵等功能減少了調整偏離目標現金持有水平的交易成本，加快了調整速度。與此同時，受融資約束的集團內成員企業對于流動性資產有更強的調整動機，從而更積極地利用內部資本市場采取流動性管理策略，具體表現為在現金持有水平偏離目標水平后，受融資約束的集團內成員企業調整現金持有水平偏差的速度更快。因此，本研究提出假設。

H2a內部資本市場的效率性對現金持有水平的動態調整速度有顯著影響，且有效的內部資本市場能促使集團內成員企業向目標現金持有水平調整的速度更快；

H2b內部資本市場對受融資約束的集團內成員企業現金持有水平的動態調整行為有顯著的積極作用，在現金持有水平偏離目標水平后，受融資約束的集團內成員企業更積極地利用內部資本市場向目標水平調整，使現金持有水平的動態調整速度更快。

3 研究設計

3.1 樣本選取和數據來源

本研究選取2010年至2017年中國深滬證券交易所的所有A股和B股的上市企業為初始樣本。在經歷了金融危機影響后，2009年10月正式設立中國創業板，多層次的資本市場體系逐步完善，為企業融資拓寬了渠道，對社會資本的流動性產生重要影響。因此，選擇設立創業板后的2010年作為收集樣本數據的起始年，能夠使本研究各年份的樣本數據具有一定的可比性和可靠性。

借鑒已有相關研究中的做法定義附屬于企業集團的上市企業(即集團內成員企業)，具體做法如下：根據企業年報披露的股權控制鏈信息和新聞媒體報道的信息等對上市企業的控股股東進行層層追溯，若兩家或兩家以上的上市企業在同一年度的實際控制人可以追溯到同一經濟主體(即同一企業、金融機構或個人)，則認為這些上市企業附屬于企業集團，并稱這些上市企業為集團內成員企業。本研究定義集團內成員企業采取的做法與LENSINK et al.[8]和楊棉之等[43]的做法一致。

對上述初始樣本進行篩選和處理：①剔除ST類和*ST類的上市企業，因為與正常經營的企業相比，這些企業的財務狀況已出現異常；②剔除金融類上市企業和資不抵債的上市企業；③剔除相關財務數據不完整或存在差錯的上市企業；④為了更精確地排除極端值對研究結果的影響，本研究對相關連續變量進行1%分位數以下和99%分位數以上的winsorize縮尾處理。最終得到附屬于269家企業集團的1 007家上市企業8年共8 056個企業-年度觀測值，以及1 212家獨立企業8年共9 696個企業-年度觀測值，包括集團內成員企業和獨立企業的全樣本為2 219家企業8年共17 752個企業-年度觀測值。

本研究使用的相關財務數據來源于CSMAR數據庫、RESSET數據庫、新浪財經和中財網等，通過查詢企業披露的相關財務報表，經過手工收集整理和計算獲得所需的財務指標。

3.2 變量說明和模型設定

3.2.1 現金持有水平的動態調整速度和調整半周期的測算

本研究從現金持有水平的動態調整速度和調整半周期兩個方面刻畫企業現金持有水平的動態調整行為。首先，根據OPLER et al.[2]、BATES et al.[50]和鄭培培等[51]的相關研究，影響目標現金持有水平的企業特征變量主要包括：企業規模(Siz)：企業資產總額的自然對數；固定資產占比(Tan)：固定資產與總資產的比值；現金流量(Flo)：經營現金流量與總資產的比值；投資機會(Tob)：總資產賬面價值減去股權賬面價值加上股權市場價值再除以總資產賬面價值的比值；投資支出(Inv)：構建固定資產、無形資產、其他長期資產支付的現金與處置固定資產、無形資產、其他長期資產收到的現金之間的差值再除以總資產的比值；資本結構(Lev)：總負債與總資產的比值；資產收益率(Roa)：凈利潤與平均總資產的比值。

由上述企業特征變量測算企業目標現金持有水平，然后基于實際現金持有水平和目標現金持有水平建立部分調整模型，測算企業現金持有水平的動態調整速度以及根據系數估計值計算調整半周期。

目標現金持有水平的線性估計模型為

Casi,t=βxXi,t-1+εi,t

(1)

(2)

估計現金持有水平的動態調整速度的部分調整模型為

(3)

將(2)式代入(3)式，整理后得到檢驗模型，即

Casi,t=(1-λ)Casi,t-1+λβxXi,t-1+ηi,t

(4)

3.2.2 上市企業是否附屬于企業集團的影響

本研究對深滬交易所上市企業是否附屬于企業集團(Gro)進行統計，定義若上市企業附屬于企業集團，Gro=1，否則Gro=0。

上市企業是否附屬于企業集團對現金持有水平的動態調整速度影響的驗證模型為

Casi,t=(1-λ)Casi,t-1+δ1Casi,t-1·Groi,t-1+

(5)

3.2.3 內部資本市場存在性的影響

企業集團化發展的主要動機之一在于構建內部資本市場，這是由于內部資本市場有效運作具有的優化資本配置、強化監督激勵和緩解信息不對稱等功能提升了企業集團的競爭力。本研究構建模型驗證企業集團存在內部資本市場這一猜想，即

l4Salj,I,t-1+l5Roaj,I,t-1+l6Debj,I,t-1+

∑Yea+∑Ind+εj,I

(6)

在(6)式中，若l1和l2均顯著，說明I集團內j成員企業的投資不僅來自企業自身產生的現金流，還來自I集團除j以外其他成員企業的現金流，此時說明I集團內存在內部資本市場。假設Icm為集團內部資本市場的存在性，若企業集團存在內部資本市場，Icm=1，否則Icm=0。經過檢驗，本研究證實了企業集團存在內部資本市場這一猜想，所得檢驗結果與SHIN et al.[47]和楊棉之等[43]對于內部資本市場存在性的檢驗結果一致。

檢驗內部資本市場的存在性影響現金持有水平的動態調整速度的模型為

Casi,t=(1-λ)Casi,t-1+δ2Casi,t-1·IcmI,t-1+

(7)

3.2.4 內部資本市場效率性的影響

基于MAKSIMOVIC et al.[52]的現金流敏感性思想，王峰娟等[53]對中國企業集團內部資本市場效率的測量方法進行改進，提出調整的利潤敏感系數模型，并以華潤創業為例驗證了新方法的可靠性和合理性。因此，本研究采用該方法測量內部資本市場運作效率，模型為

(8)

其中，ApsI,t為成員企業附屬于I集團當期的內部資本市場效率，Pj,t-1為j成員企業滯后1期的利潤，PI,t-1為I集團內全部成員企業滯后1期總的利潤，BAj,t-1為j成員企業滯后1期的賬面資產，BAI,t-1為I集團內全部成員企業滯后1期總的賬面資產。

(8)式根據集團內部成員企業的投資機會以及內部資本流向判斷內部資本市場是否有效，若集團對內部投資機會較多的成員企業給予更多的資本支持，則Aps>0，即內部資本市場有效；反之Aps≤0，即內部資本市場無效。本研究對Aps做虛擬變量處理，當內部資本市場有效時，Aps=1；當內部資本市場無效時，Aps=0。

檢驗內部資本市場的效率性對現金持有水平的動態調整速度影響的模型為

Casi,t=(1-λ)Casi,t-1+δ3Casi,t-1·ApsI,t-1+

(9)

3.2.5 融資約束的影響

參考ALMEIDA et al.[54]、HADLOCK et al.[55]和SHEU et al.[56]的研究，對融資約束的測量方法大致可以劃分為兩種類型。一類是單個變量的方法，包括企業年齡、銀行債務和股利支付率；另一類是構建指數的方法，包括SA指數、KZ指數和Z指數。

為了確保研究結果具有一定的準確性和穩健性，并且便于與先前學者得出的研究結論進行比較，本研究選取被學術界廣泛使用的股利支付率和KZ指數作為融資約束的測量標準。同時以均值作為劃分非融資約束企業和融資約束企業的分組界點，即若在2010年至2017年樣本區間，某企業股利支付率(或KZ指數)的平均值大于全部企業股利支付率(或KZ指數)在相同樣本區間的平均值，則該企業被歸入非融資約束組；若其平均值小于全部企業股利支付率(或KZ指數)在相同樣本區間的平均值，則該企業歸入融資約束組。

KZ指數的計算公式為

KZ=-1.002Flo+0.283Tob+3.139Deb-

39.368Div-1.315Cas

(10)

其中，Div為股利支付率，是負指標，等于現金股利總額與凈利潤的比值。

檢驗融資約束對現金持有水平的動態調整速度影響的模型為

Casi,t=(1-λ)Casi,t-1+δ4Casi,t-1·IcmI,t-1+

κCasi,t-1·IcmI,t-1·Divi,t-1/KZi,t-1+φ4IcmI,t-1+

(11)

4 實證研究結果

4.1 描述性統計分析

表1給出變量的描述性統計結果。由表1可知，樣本企業的現金持有水平均值為0.162，該數值比較接近于其他相關研究的統計結果[37]。現金持有水平的最大值達到0.981，但最小值卻為0.0003，說明不同企業的現金持有水平存在很大差異。樣本企業投資支出均值為0.243，最大值達到0.971，然而現金流量均值為0.037，最大值卻為0.873，從整體上看，樣本企業自有的現金流無法滿足其投資的需求，可能需要集團內部其他企業現金流的支持。鑒于這種情況，集團內成員企業之間資金的流動或許對于內部資本市場運作具有重要的促進作用。

表1 變量的描述性統計結果Table 1 Resutls for Descriptive Statistics of Variables

4.2 相關性分析

表2給出變量的Pearson和Spearman相關系數檢驗結果。從Pearson相關系數檢驗結果看，內部資本市場效率性與現金持有水平之間顯著負相關，表明有效的內部資本市場運作可以減少企業的現金持有水平。現金持有水平與企業規模、固定資產占比、現金流量、投資支出、資本結構均顯著負相關，相關性最大的是與固定資產占比，系數為-0.369；而現金持有水平與投資機會和資產收益率顯著正相關，相關系數最大值為0.127。同理，從Spearman相關系數檢驗結果看，內部資本市場效率性與現金持有水平仍顯著負相關。其他變量之間的相關性和顯著性未發生較大變化，且各相關系數也均低于學界通常認為的多重共線性門檻值[34]。因此，本研究主要變量之間不存在多重共線性問題。

表2 相關系數Table 2 Correlation Coefficients

4.3 模型回歸結果分析

表3給出根據現金持有水平的動態調整模型得到的估計結果，所有結果均采用系統廣義矩估計得出。AR(1)、AR(2)以及對應的p值表明可以接受擾動項無自相關的原假設，Sargan以及對應的p值表明使用的工具變量均有效。綜合以上兩個檢驗結果表明，本研究進行的系統廣義矩估計合理有效。由表3可知，第2列的檢驗結果以集團內成員企業為研究樣本，滯后1期現金持有水平的估計系數為0.501，在1%水平上顯著，進而得出現金持有水平的動態調整速度為0.499，對應的調整半周期為1.003年；第3列的檢驗結果以獨立企業為研究樣本，滯后1期現金持有水平的估計系數為0.615，在1%水平上顯著，進而得出現金持有水平的動態調整速度為0.385，對應的調整半周期為1.426年；第4列的檢驗結果以包括集團內成員企業和獨立企業的全樣本為研究對象，滯后1期現金持有水平的估計系數為0.522，在1%水平上顯著，進而得出現金持有水平的動態調整速度為0.478，對應的調整半周期為1.066年。從上述各樣本的調整速度和調整半周期可知，集團內成員企業的現金持有水平的動態調整速度快于獨立企業現金持有水平的動態調整速度，對應的調整半周期較短，H1得到驗證。

表3 現金持有水平的動態調整模型的檢驗結果Table 3 Test Results for Dynamic Adjustment Model of Cash Holding Level

表4給出檢驗企業集團和內部資本市場效率性對現金持有水平的動態調整影響的估計結果。

表4 企業集團、內部資本市場效率性 對現金持有水平的動態調整的影響Table 4 Impacts of Business Group and Internal Capital Market Efficiency on the Dynamic Adjustment of Cash Holding Level

表5 內部資本市場和融資約束 對現金持有水平的動態調整的影響： 用股利支付率測量融資約束Table 5 Impacts of Internal Capital Markets and Financing Constraints on the Dynamic Adjustment of Cash Holding Level: Dividend Payment Rate as a Measure of Financing Constraints

表6給出以KZ指數測量的融資約束對現金持有水平的動態調整影響的估計結果，其中，非融資約束組樣本為8 885，融資約束組樣本為8 867。由表6可知，當以KZ指數測量融資約束時，在第3列非融資約束組的樣本中，滯后1期現金持有水平的估計系數為0.243，在1%水平上顯著；滯后1期現金持有水平與內部資本市場存在性交互項的估計系數為-0.011，但不顯著；滯后1期現金持有水平、內部資本市場存在性與融資約束三者交互項的估計系數為-0.0002，仍不顯著。因此，現金持有水平的動態調整速度為0.757，對應的調整半周期為0.490。

表6 內部資本市場、融資約束對現金持有水平 動態調整的影響：用KZ指數測量融資約束Table 6 Impacts of Internal Capital Markets and Financing Constraints on the Dynamic Adjustment of Cash Holding Level: KZ Index as a Measure of Financing Constraints

綜合表5和表6中各組的估計結果，本研究發現非融資約束組與融資約束組的現金持有水平的動態調整差異明顯，在現金持有水平偏離目標水平后，受融資約束的集團內成員企業更積極利用內部資本市場向目標現金持有水平調整。說明內部資本市場對受融資約束的集團內成員企業現金持有水平的動態調整行為有顯著的積極作用，也就是說，內部資本市場對受融資約束的集團內成員企業現金持有水平的動態調整的正向影響更為明顯，從而使現金持有水平的動態調整速度更快。

4.4 影響效應再檢驗

為進一步驗證上述結果的準確性，本研究采用傾向得分匹配法對內部資本市場和融資約束的影響再次進行檢驗。傾向得分匹配法是基于反事實推斷模型，前提假設為：一是條件獨立假設，即可以找到一組協變量，控制這組協變量后，內部資本市場存在性選擇是隨機的；二是共同支撐假設，也就是不存在內部資本市場與存在內部資本市場的傾向得分須有重疊的部分。本研究以企業特征變量的描述性統計值來表示樣本的個體特征，找到一組與存在內部資本市場企業特征相似的不存在內部資本市場的企業，進行一對一樣本配對。本研究在對配對后樣本回歸分析前，先進行平衡性檢驗，發現匹配后樣本的所有匹配變量均不存在顯著的組間均值差異。通過最鄰近方法對存在內部資本市場樣本與不存在內部資本市場樣本進行不可放回的一對一精確匹配，并且不允許并列，最終得到匹配后參與回歸的樣本8 056個公司-年度觀測值。

表7給出關于內部資本市場和融資約束影響效應的檢驗結果。對于不存在內部資本市場的樣本，由表7的(3)列和(4)列可知，滯后1期現金持有水平的估計系數均在1%水平上顯著為正；滯后1期現金持有水平與融資約束交互項的估計系數均為負數，但不顯著。對于存在內部資本市場的集團內成員企業樣本，(5)列和(6)列的結果表明，滯后1期現金持有水平的估計系數均在1%水平上顯著為正；滯后1期現金持有水平與融資約束交互項的估計系數均顯著為負，說明受融資約束的集團內成員企業更積極地調整實際現金持有水平至目標水平。對于全樣本，(1)列和(2)列的結果表明，滯后1期內部資本市場存在性與融資約束交互項的估計系數均顯著為正，說明融資約束有助于強化內部資本市場存在性對現金持有水平偏差調整行為的影響。

表7 內部資本市場和融資約束影響的再檢驗Table 7 Re-testing Impacts of Internal Capital Markets and Financing Constraints

5 內生性檢驗和穩健性檢驗

5.1 內生性檢驗

考慮到本研究可能存在樣本選擇性誤差和變量之間互為因果關系的內生性問題，采取Heckman兩階段法和工具變量法解決上述問題。

(1)Heckman兩階段法。首先，在Heckman第1階段運用Probit選擇模型，選取企業特征變量判斷上市企業是否附屬于企業集團，具體而言，以全樣本作為研究對象，以上市企業是否附屬于企業集團為因變量，進行Probit回歸分析，并且求出逆米爾斯比率(Imr)。其次，在Heckman第2階段中，以附屬于企業集團的上市企業(集團內成員企業)為研究對象，以現金持有水平為因變量，將第1階段的逆米爾斯比率作為控制變量。具體檢驗結果見表8的第3列，逆米爾斯比率的估計系數顯著為正，說明可以運用Heckman兩階段法糾正樣本選擇問題。Heckman第2階段的檢驗結果表明，各變量的估計系數和顯著性水平均與預期基本一致。

表8 內生性檢驗結果Table 8 Endogenous Test Results

(2)工具變量法。有效工具變量需要滿足兩個基本條件：一是工具變量與內生變量相關，二是工具變量與隨機擾動項不相關。考慮到政府行政主管部門頒布的有關企業集團發展的文件對于內部資本市場有重要影響，而且用這些外生政策構建工具變量從而克服內生性問題在已有微觀企業研究中較為普遍。如GIANNETTI et al.[57]對企業董事會國際化情況的研究中，以海外人才引進政策作為工具變量，準確檢驗了企業高管對績效的影響。

本研究選取外生政策作為工具變量的理由如下：外生政策對于內部資本市場的存在和效率均有一定的影響，但對現金持有水平偏差的調整行為能否被觀察到沒有影響，這主要是由于，從當期看外生政策數目取值已經固定，具體做法可參考周廣肅等[58]的研究。本研究通過構建外生政策變量作為內生變量內部資本市場的工具變量，對外生政策(Pol)變量的測量方法為，若截至樣本數據收集日期，某企業集團內各成員企業所在地區(省市)政府部門發布的有關企業集團政策文件數大于企業集團內全部成員企業所在地區(省市)政府部門發布的有關企業集團政策文件數的均值，表明外生政策對企業集團的發展有更積極的促進作用，有利于內部資本市場的存在和有效運作，此時定義Pol=1，否則Pol=0。

將工具變量放入模型中，采用兩階段最小二乘法對該內生性問題進行檢驗和處理。在采用工具變量法前，先進行Hausman檢驗，檢驗結果見表8的第4列。結果表明，Hausman檢驗的卡方值為40.425，對應的p值為0，表明采用工具變量法進行估計是必要的。回歸結果表明，兩階段最小二乘法的第1階段的F值大于10，排除了弱工具變量的可能性。最終的檢驗結果表明前文的研究結果具有一定的可靠性。

5.2 穩健性檢驗

常見的穩健性檢驗方法包括替換變量、更換計量方法和改變樣本數據區間等，為了檢驗本研究結果的穩健性，采用替換變量和改變樣本數據區間的方法。

(1)以貨幣資金和短期投資之和與總資產的比值替代上文采用的現金和現金等價物之和與總資產的比例，重新測量上市企業的現金持有水平，再以相同的方法檢驗上市企業是否附屬于企業集團對現金持有水平的動態調整的影響，表9給出穩健性檢驗結果。由表9穩健性檢驗(1)的結果可知，滯后1期現金持有水平與上市企業是否附屬于企業集團交互項的估計系數為-0.538，在1%水平上顯著。因此，上市企業是否附屬于企業集團對現金持有水平的動態調整行為有顯著影響，當上市企業附屬于企業集團時，現金持有偏差的調整更快。上述結果表明，改變測量現金持有水平的變量對研究結果沒有實質性影響。

(2)以傳統的現金流敏感性法替代上文采用的調整的利潤敏感系數法，重新測算內部資本市場的效率性，即以成員企業現金流替代其利潤觀察敏感性系數的正負是否發生變化，經計算后發現敏感性系數正負性未發生變化，表明內部資本市場效率性與上文測算結果一致，同時檢驗內部資本市場效率性對現金持有水平的動態調整行為的影響。由表9穩健性檢驗(2)的結果可知，滯后1期現金持有水平與內部資本市場效率性交互項的估計系數為-0.041，在1%水平上顯著，表明內部資本市場效率性對現金持有偏差調整行為有顯著的積極作用，所得結果與上文結果一致。該檢驗結果中其他變量估計系數的正負性和顯著性與上文結果相比沒有發生明顯變化。

(3)考慮到企業是否存在融資約束問題的分組界點可能對現金持有水平的動態調整產生影響，為驗證該影響是否存在，本研究以中位數替代上文的均值作為分組界點，再次劃分非融資約束組和融資約束組企業，并且按著上文采用的步驟對融資約束的影響進行檢驗。因為以中位數進行分組，故樣本觀測值有所改變。表9穩健性檢驗(3)給出以股利支付率和KZ指數測量融資約束時的檢驗結果，觀測值的數量發生變化，但變化幅度較小，并且融資約束對現金持有水平的動態調整速度和調整半周期的影響并未發生顯著性改變。

表9 穩健性檢驗結果Table 9 Robustness Test Results

綜上所述，在考慮變量替換和樣本數據區間變化的差異后，所得檢驗結果與上文研究結果基本一致，表明本研究的結果穩健可靠。

6 結論

現金持有問題一直備受理論界和實務界關注，本研究利用2010年至2017年中國深滬證券交易所上市企業的數據，實證分析集團內成員企業與獨立企業現金持有水平的動態調整的差異，進一步檢驗內部資本市場效率性和融資約束對現金持有水平的動態調整的影響。研究結果表明，①從各樣本的調整速度和調整半周期可以看出，集團內成員企業的現金持有水平的動態調整速度快于獨立企業現金持有水平的動態調整速度，對應的調整半周期更短；②上市企業是否附屬于企業集團對現金持有水平的動態調整行為有顯著影響，在現金持有水平偏離目標水平后，附屬于企業集團的上市企業能更積極地對現金持有水平進行調整，從而加快了現金持有水平的調整速度，縮短了現金持有調整半周期；③內部資本市場的效率性對現金持有水平的動態調整行為有顯著影響，在現金持有水平偏離目標水平后，有效的內部資本市場能夠促使現金持有水平的動態調整速度更快，縮短了現金持有水平的調整半周期；④內部資本市場對受融資約束的集團內成員企業現金持有水平的動態調整行為有顯著的積極作用，在現金持有水平偏離目標水平后，受融資約束的集團內成員企業更積極地利用內部資本市場向目標水平調整，這將促使向目標現金持有水平調整的速度更快。

本研究結論對于企業的流動性管理具有重要的啟示意義。①國家政府部門應鼓勵企業向集團化和規模化經營的組織形式發展，同時為集團內部成立財務公司提供政策性支持，幫助企業實現財務資源整合，提高資金利用率，增強流動性管理能力，減少向目標現金持有水平調整的成本。②與非融資約束企業相比，融資約束企業對于現金持有是否處于目標水平的問題更應該加以重視，在現金持有偏離目標水平后，應積極地采取措施進行調整，避免出現資金鏈斷裂的現象。③立足于經濟發展的現實，企業須正確認識內部資本市場在現金持有調整中的積極作用，并且能夠合理有效地運用內部資本市場的功能。因此，在宏觀經濟環境和企業內部因素雙重影響下，內部資本市場對于企業改善流動性管理具有重要的現實意義。

本研究還存在一定的局限性。首先，本研究以中國深滬證券交易所A股和B股上市企業為研究樣本，研究結論是否也適用于其他國家企業還有待進一步探討；其次，本研究考察內部資本市場效率性對現金持有水平的動態調整的影響，內部資本市場活躍程度是否對現金持有水平的動態調整也有顯著影響，還需要未來研究進行深入分析。