我国零售业上市公司现金持有量影响因素研究

王广生

(中国社会科学院，北京 100732)

早在150多年前，马克思站在历史和哲学的高度，阐明了现金的重要意义，提出现金流量决定企业成败的观点，并准确预见了现金在人类经济社会发展中将要扮演越来越重要的角色。[1]上世纪末，西方企业已经出现持有大量现金及现金等价物的情况，西方学者主要从权衡理论、优序融资理论、信息不对称理论以及公司治理等视角对企业现金持有量的影响因素进行研究。[2]我国有关学者也逐渐关注现金持有量问题(例如：祁鸣，1996；侯文涛，2000；邸丽、范广坤，2001)，并形成了丰富的研究成果。目前学界已经达成这样一个共识：现金持有量与企业所处的行业有密切关系，不同行业的企业现金持有水平有较大差异。[3]虽然零售业是一个传统的竞争性行业，但是近年来随着电子商务的崛起，消费者对于零售渠道的依赖程度大大降低，零售业迎来了全新的竞争环境和更加严峻的挑战。据媒体报道，2017年的实体店店面关闭声明多达7000次，零售业的破产申请多达662个。[4]在这一大背景下，研究并尝试探析我国零售业上市公司的现金持有水平以及主要影响因素，对于零售业企业提高财务管理水平和经济效益，进一步提高自身竞争力，具有重要的理论意义和实践意义。

一、文献回顾和假设提出

近年来，对于现金持有量的研究有了不少新的进展。以现金持有量为题在中国知网(CNKI)进行检索，可以找出在核心期刊发表的文献共计427篇。研究对象主要集中在上市公司，研究主题主要集中在公司治理、股权结构、信息不对称、权衡理论等。对这些文献进行关键词共现网络分析，可通过中国知网生成关键词共现网络图(见图1 现金持有量研究关键词共现网络图)。从图中可以看出，对于现金持有量研究的主题比较集中。下面我们就对其中的关键文献进行简要评述。

张人骥、刘春江(2005)基于991个上市公司样本，从股权结构角度，对股东保护变量作出学术定义，在此基础上对上市公司现金持有量与股东保护的二元关系进行研究，结果表明，不同上市公司之间的现金持有水平悬殊，现金持有水平与股东保护程度之间表现出负相关。[5]沈艺峰、况学文、聂亚娟(2008)探讨了终极控股股东控制权和现金流权分离对于公司现金持有量的影响，结果表明，在控制权、现金流权两权分离的情况下,国有终极控股股东对于高现金持有量水平具有较高的偏好，而且偏好是一种控股股东利益侵占动机。[6]罗琦、许俏晖(2009)对上市公司大股东行为与现金持有水平的二元关系进行实证研究，结论为第一大股东持股比例与公司现金持有量呈现正相关。[7]

杨兴全、孙杰(2007)基于853家上市公司，探讨了上市公司特质性因素和公司治理对公司现金持有量的影响，结果表明公司现金持有量与财务杠杆、银行性债务、净营运资本、国有股、董事会规模、股东保护程度等呈现负相关，与公司的投资机会、经营者持股等呈现正相关，建议我国企业从股权结构、董事会特征等方面，进一步完善公司治理机制。[8]杨兴全、吴昊旻(2009)对行业特征对公司现金持有量的影响进行研究，结果表明我国上市公司的现金持有量在不同行业之间差异较为明显，行业竞争的程度、商品独特的程度与现金持有水平呈现正相关,产品市场竞争激烈、产品独特程度高的公司偏向于持有更多的现金,以尽量保持其竞争优势。[9]

廖理、肖作平(2009)对公司治理是否影响公司现金持有量进行研究，在控制公司特征因素的前提下,采用混合最小二乘法评估公司治理如何影响公司现金持有量，结果表明,公司治理在决定公司现金持有量方面具有重要作用，公司治理水平与现金持有量呈现负相关。[10]况学文、彭迪云、何恩良(2009)以我国上市公司为样本，建立了两个反映公司外部融资约束程度的综合指数和两个公司价值模型，对我国上市公司外部融资约束与公司现金持有量市场价值之间的关系进行实证研究，结论为非融资约束公司的现金持有量明显低于融资约束公司的现金持有量。[11]

以上文献是关于现金持有量研究的高被引文献，除此之外，还有学者对于特定行业的现金持有量进行了研究，例如保险业(赵桂芹，2007)、医药制造业(谢帮生、魏远竹，2011)出版业(何志勇，2017)等。我国学者对于零售业现金持有量的关注还较少，目前能检索到的该主题文献仅有一篇(孙奕驰、鲁丽军，2012)，该文献以批发零售业上市公司的2007年至2011年度数据为对象，对于现金持有水平的影响因素进行分析，结果表明财务杠杆、银行负债比例、企业成长性与现金持有水平呈现负相关，公司规模、现金替代物、流动负债比例、现金流量与现金持有水平表现出正相关，而管理费用率、大股东持股比例与现金持有水平无显著关系。[12]这篇文献虽然就零售业上市公司的现金持有量影响因素进行了研究，但是5年的时间序列偏短，在样本数量有限(66家公司)的情况下自变量偏多(9个)，并且当时的零售业所面临的市场竞争情况与当下有很大差异，因此有必要就本主题作进一步的研究。

基于现有文献及有关常识，本研究提出以下假设：

H01：现金持有量与公司总资产增长率呈正相关。

H02：现金持有量与总负债增长率呈正相关。

H03：现金持有量与现金流净额呈正相关。

H04：现金持有量与流动负债呈正相关。

图1 现金持有量研究关键词共现网络图(由中国知网生成)

二、研究方法和数据来源

研究方法对于学术研究尤为重要，是研究成败的决定性因素之一。综合考虑对于零售业上市公司现金持有量因素研究的可行性和科学性的基础上，本研究采用面板数据进行分析，不仅能够解决遗漏变量的问题，而且能够兼顾横截面与时间两个维度，提高估计的精准程度。本研究选取的样本为当前正常经营的零售业上市公司，分类依据为万德数据库行业分类，共获得特力A等76家企业的数据。为确保时间序列数据量，本研究将季报作为研究数据。将所有企业2010年至2017年季报相关数据导出，对数据进行数据完整性检验，发现快乐购等13家企业在相关数据方面存在不同程度缺失，因此对这些企业予以剔除，最终形成63家零售业上市公司的完整数据，数据共计10080项。

(一)变量定义

我们对企业现金持有量的影响因素分析原则主要有：第一，分析企业经营因素，企业经营是企业最核心的经济活动，是对企业现金持有产生影响的最重要的因素之一；第二，分析企业治理因素，这些因素能够体现企业的理念和愿景，并直接影响到企业发展潜力和趋势；第三，尽量采用定量研究方法，避免定性分析中的主观因素。基于以上几点考虑，本研究选取以下指标进行分析。[13]

本研究的被解释变量是现金持有量，以现金及现金等价物期末余额(以下简称现金余额)来量化零售业上市公司的现金持有量，在数学模型中以CASH来表示。

考虑到样本容量的限制，为确保研究的准确度，本研究对现有文献中常用的二十多个解释变量进行比较，最终选取4个解释变量。一是公司总资产(ASSETS)，国内外许多文献使用总资产来反映公司规模大小，本研究也使用这一方法。二是总负债(DEBT)，这一因素能够较为充分地反映应企业从外界筹措资金的能力，以及外界对该企业发展势头的预期。三是经营活动产生的现金流量净额(NETFLOW，以下简称现金流净额)，该指标能够反映企业盈利能力和盈利水平，判断企业生命周期所处阶段。四是流动负债合计(LIABILITY，以下简称流动负债)，通过流动负债合计，体现企业的债务情况。

由以上变量定义可构建多元线性回归模型如下：

CASH=α+β1ASSETS +β2DEBT +β3NETFLOW +β4LIABILITY +ε

其中，α为截距，βi(i=1,2,3,4)为回归系数，ε为随机误差项。

(二)变量检验

为保证多元线性回归的科学性，本研究在进行描述性统计基础上，首先进行变量间相关性分析，然后进行单位根检验。

将相关数据用EViews进行汇总，可得表1 变量描述性统计。

表1 变量描述性统计

表格来源：本研究根据所搜集数据自行汇总。

从表1所示被解释变量的情况来看，63家零售业上市公司的现金持有量绝对值悬殊，标准差高达24亿元，反映出这些公司之间规模存在显著差异，这也与现有文献提到的企业间现金持有量存在较大差异一致。从其它指标项来看，63家零售业上市公司的数据也有较大差异，反映出我国零售业上市公司自身情况各不相同。

从表2可以明显看出，选取的变量之间具有一定的相关性，适合进行多元线性回归。为了保证计算结果是有意义的，对面板数据进行单位根检验，研判其平稳性。将面板数据导入EViews进行ADF检验，变量及部分变量一阶差分或对数的ADF检验结果如下表所示(见表3 变量ADF检验结果)。

表2 变量相关性一览表

表格来源：本研究根据所搜集数据自行汇总。

表3 变量ADF检验结果

表格来源：本研究根据所搜集数据运用EViews导出。

从表2所显示的运算结果可以看出，现金余额、现金流净额、流动负债不具有单位根，是平稳序列；总资产、总负债具有单位根，是非平稳序列。由于总资产、总负债一阶差分后经济学意义不显著，因此对总资产、总负债取对数后进行差分，其经济学意义分别为总资产增长率、总负债增长率，进行ADF检验，结果不具有单位根，是平稳序列。

基于以上结果，我们采用现金余额、现金流净额、流动负债，以及总资产、总负债的对数差分值进行估计，优化后的模型为：

CASH=α’+β1’DLNASSETS +β2’DLNDEBT +β3’NETFLOW +β4’LIABILITY +ε’

其中，α’为截距，βi’(i=1,2,3,4)为回归系数，ε’为随机误差项。

在建立模型进行估计前，应当先进行模型设定形式检验，确定选择固定效应还是随机效应。我们对数据进行Hausman检验，从EViews中导出检验结果如下表所示(见表4 各变量Hausman检验结果)。从表中可以看出，P值为0.0000，因此，我们拒绝固定效应模型不存在系统差异的原假设，建立固定效应模型。

表4各变量Hausman检验结果

Test SummaryChi-Sq. StatisticChi-Sq. d.f.Prob.Cross-section random83.66574040.0000Cross-section random effects test comparisons:VariableFixedRandomVar(Diff.)Prob.DLNASSETS?1637.3114351646.29092031.3204840.1086DLNEBT?-778.297317-808.57570923.2070900.0000NETFLOW?0.1411300.1583360.0000040.0000LIABILITY?0.1402710.1478400.0000010.0000

表格来源：本研究根据所搜集数据运用EViews导出。

根据上述Hausman检验结果，我们建立固定效应模型进行估计，从EViews中导出估计结果(见表5 固定效应模型估计结果)。

表5固定效应模型估计结果

VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.C827.511328.1409829.405910.0000DLNASSETS?1637.311195.68808.3669480.0000DLNDEBT?-778.2973149.2568-5.2144840.0000NETFLOW?0.1411300.0269895.2292370.0000LIABILITY?0.1402710.00430932.555770.0000Fixed Effects (Cross)Effects SpecificationCross-section fixed (dummy variables)R-squared0.852428Mean dependent var1436.520Adjusted R-squared0.847263S.D. dependent var2452.179S.E. of regression958.3491Akaike info criterion16.60201Sum squared resid1.73E+09Schwarz criterion16.79334Log likelihood-16144.86Hannan-Quinn criter.16.67234F-statistic165.0632Durbin-Watson stat0.996662Prob(F-statistic)0.000000

表格来源：本研究根据所搜集数据运用EViews导出。

由固定效应模型估计结果可以看出，模型的整体拟合度较好，校正决定系数为0.88，明显高于大部分现有文献的拟合度0.24(胡国柳、王化成，2007)、0.26(杨兴全、孙杰，2007)、0.33(吴海鹏，2012)、0.37(肖作平，2008)。

由表3可以得出标准化回归方程为：

CASH=827.5113+1637.311DLNASSETS-778.2973DLNDEBT+0.141130NETFLOW +0.140271LIABILITY+ε’

从回归结果还可以得出以下结论(可参见表6 原假设分析一览表)：

第一，现金持有量与公司总资产增长率呈正相关。公司总资产的对数差分后的系数为1637.311，且这一系数在0.0000的水平上显著。此系数的绝对值很高，这能够说明现金持有量与公司总资产增长率呈现较强的正相关，也就是说现金持有量与公司规模的扩张呈正相关。

第二，现金持有量与总负债增长率呈负相关。总负债的对数差分后的系数为-778.2973，且这一系数在0.0000的水平上显著。此系数的绝对值很高，能说明现金持有量与总负债的增长率呈现一定的负相关。这与原假设不一致，说明企业即使承担的债务有所增长，还款的经济压力并不大，不需要使用过多现金偿还债务。

第三，现金持有量与现金流净额呈正相关。现金流净额的系数为0.131642，且此系数在0.0000的水平上显著。这一系数的绝对值不是很高，但是仍能说明现金持有量与现金流净额呈现一定的正相关。这种相关性原因是经营活动产生的现金流量净额是企业持有现金的重要途径。

第四，现金持有量与流动负债呈正相关。流动负债的系数为0.141130，且这一数在0.0000的水平上显著。这一系数的绝对值也不是很高，但是仍能说明现金持有量与流动负债呈现一定正相关。这种相关性说明企业流动负债越多，其现金持有量也越多，以规避财务危机。

表6 原假设分析一览表

表格来源：本研究根据估计结果自行汇总。

三、结论与建议

本研究使用2010年至2017年的面板数据，对我国零售业上市公司现金持有量的影响因素进行实证分析，得出以下结论：现金持有量与公司总资产增长率、现金流净额、流动负债呈正相关，现金持有量与总负债增长率呈负相关。

从本研究的数据来看，我国零售业上市公司普遍存在现金持有量较高的情况，平均现金及现金等价物期末余额占总资产的18.2%，这种大量持有现金的做法需要承担较高的机会成本，还会在一定程度上降低盈利能力。这一情况反映出我国零售业上市公司的资本运作效率仍不高。因此有必要提高管理层及财务管理人员的业务能力，并充分利用持有的闲散资金开展有效的资本市场资源配置，进一步提高资本运作能力和运作效率，从而确保投资者的利益。在资本运作效率提高之后，现金持有量会相应地有所降低。

零售业上市公司现金持有量与总负债增长率呈现负相关，这说明债权人对零售业上市公司的债务约束性不强。其原因是债务约束大部分是软约束而非硬约束，因此就没有必要持有大量现金以应对还债压力。但是，在经济下行压力加大的情况下，市场上也出现了个别债务违约事件，零售业上市公司要考虑到一些软约束债务有可能转化为硬约束债务，积极进行债务风险识别和债务风险监控。在国家政策层面，证监会等有关部门要建立上市公司债务违约应急管理制度，督促上市公司防控债务违约风险并进行及时充分揭示，促进资本市场持续、健康、稳定发展。

学术研究永无止境，本研究当然也存在一定的局限性，如对零售业上市公司现金持有量的影响因素众多，不同因素的传导途径和作用机理也纷繁复杂，本研究仅选取了少量因素，而没有全面系统地予以深入分析，而且本研究的结论还有待进一步的经验证据确认。另外，零售业的变化很快，以盒马生鲜为代表的“互联网+零售”等新零售业态的出现和发展，强调颜值与体验的零售直营店越来越多，也给研究带来新的课题。总之，未来对于零售业上市公司现金持有量的深入探讨更加值得我们期待。