利率市场化与公司现金持有

■李 卓，杜善重

一、问题的提出

利率市场化是指资金借贷的价格（利率）以中央银行的基准利率为基础，根据金融市场的供求进行自主调整的行为（张伟华等，2018）。利率市场化改革极大地改变了企业的融资约束与治理环境（Tsai et al.，2014；杨筝等，2017），对企业的经营决策产生了重要的影响。而现金作为公司中最重要的流动资产，是企业生存与发展的关键，但鲜有学者关注利率市场化对公司现金持有的影响。

已有关于公司现金持有水平及其价值的研究主要围绕信息不对称与代理成本两方面。一方面，部分学者结合社会性负担（陈德球和董志勇，2014）、外资银行进入（杨兴全等，2017）等因素来解释融资约束对于企业现金持有可能产生的影响；另一方面，高额现金持有容易加剧代理问题，相关学者从投资者保护（Pinkowitz et al.，2006）、金融生态环境（孙刚，2010）、内部控制质量（张会丽和吴有红，2014）、国企混改（杨兴全和尹兴强，2018）等视角来探讨了代理成本对现金持有的作用关系。利率市场化改革作为我国金融体制改革的重要组成内容，对微观企业的融资约束与治理环境会产生深刻影响，其对企业现金持有的影响存在以下两个路径。

一是利率市场化影响现金持有的融资约束渠道。利率市场化不仅可以削弱利率管制导致的资金供求扭曲现象，还能够提升金融机构的定价权，使其分担部分企业的经营风险，从而缓解企业的融资约束问题（王东静和张祥建，2007）。与此同时，利率市场化在调节信贷市场资本供求关系、匹配利率与贷款风险方面也能够发挥积极作用，从而消除信贷市场的融资摩擦（战明华和应诚炜，2015）。因此，利率市场化在一定程度上有助于缓解企业面临的融资约束问题（Koo and Shin，2004）。但利率市场化改革并非一定带来企业信贷资金的增加：一方面，在利率市场化改革的背景下，银行拥有了一定的自主定价权，银行可以通过提高利率的方式来管理客户的高风险（陈胜蓝和马慧，2018）。但在存在金融摩擦的情况下，利率上升带来的高贴现率问题会降低客户的抵押品现值，增加了外部融资成本（战明华和应成炜，2015）；另一方面，由于占据主体地位的国有商业银行往往面临监管机构严密的控制与监督，利率市场化带来的市场不确定性使得银行在发放贷款时更加谨慎从而降低了商业银行过度扩张信贷的冲动（陈胜蓝和马慧，2018）。这不仅使公司获取贷款的门槛提升，而且导致公司面临更严重的融资约束，公司在这种情况下为缓解自身面临的外部融资约束会提升现金持有水平。基于以上分析，本文认为利率市场化会强化企业面临的融资约束进而提升其持有现金的动机。

二是利率市场化影响现金持有的治理效应路径。首先，利率市场化改革使得公司获取银行信贷的条件更加严格，这在一定程度上能够倒逼企业进行内部治理结构的优化，有效抑制高管的机会主义行为，现金被滥用的可能性有所降低，能够更多地用于股东价值最大化投资（如研发投入等）来实现公司价值的提升，而在信息不对称的背景下，公司持有的现金又能够有效发挥研发平滑效用（Brown and Petersen，2011），进而也会促使企业提升现金持有水平；其次，在利率市场化改革的背景下，商业银行具有更大的自主选择权，其更可能通过成本优势来选择那些风险较低、信息更透明并且有利可图的优质客户，在减少代理成本的同时又强化了对受贷企业的监督作用。这使得企业与银行之间的资金供求会逐渐趋于平衡，企业的过度资金需求会得到遏制（Ameer，2003），受贷公司会根据资金缺口的大小来对现金持有水平进行调整（李井林和刘淑莲，2015）；最后，随着利率市场化改革的深入，公司在选择信贷机构的来源方时会更加多元，银行间的竞争更加激烈（He and Wang，2012），进而使得商业银行在谨慎放贷的同时削弱了其过度扩张信贷的冲动，这在一定程度上降低了受贷企业对资金的过度需求，使得受贷企业未来现金流风险会不断增长，从而促使其现金持有水平不断提高（Bates et al.，2009）。基于以上分析，在利率市场化改革的背景下，现金持有的治理效应得以充分发挥从而提升了企业持有现金的动机。

利率市场化对公司现金持有水平的影响可能还与产权性质、公司成长性和公司违约风险三个方面相关联。一方面，国有企业拥有较丰富的政治资源，与政府和银行天然的紧密联系为其提供了隐性担保；另一方面，由于银行和国有企业的终极控制人是政府，政府在追求企业价值最大化时，往往兼顾社会目标，这使政府终极控制人有理由在企业财务状况不佳甚至破产清算时，阻止公司进入破产程序，从而使其债务治理效应不能真正发挥，故而利率市场化对公司现金持有的影响可能因产权性质的不同而有所差异。由于高成长性公司存在的信息不对称问题更严重、投资不足成本更高（杨兴全和张照南，2008）。当公司内部资金不足而又面临融资约束时，高成长企业为了缓解外部融资约束以及捕捉投资机会将增持现金。同时，利率市场化能够发挥治理效应从而抑制高成长性公司带来的高管机会主义行为，降低现金被滥用的可能性，促使公司现金持有水平的提升。由此可见，利率市场化对公司现金持有的影响可能与公司成长性密切相关。利率市场化改革尤其是贷款利率下限的放开使得商业银行在选择贷款对象时更偏好于业绩良好或违约风险较低的企业（陈胜蓝和马慧，2018；郑曼妮等，2018）。同时高风险公司可能会面临控制权转移问题，为了避免控制权转移的风险，管理层会努力按期还本付息，这在一定程度上对管理层起到了正面约束作用。这说明公司违约风险是影响利率市场化和公司现金持有之间关系的重要情境因素。

基于上述分析，本文以我国2007～2017年沪深A股非金融类上市公司为研究样本，重点探究以下问题：利率市场化与公司现金持有水平的关系如何？利率市场化通过哪种机制影响了其现金持有水平？融资约束渠道还是治理效应路径？利率市场化对现金持有水平的影响是否因产权性质、公司成长性以及公司违约风险而有所差异？利率市场化下的现金持有行为最终是否带来了企业价值的提升？

本文可能的贡献在于：一是本文从利率市场化改革入手来探讨其对公司现金持有的影响，为系统评价我国利率市场化改革的经济后果提供了部分经验证据，丰富了宏观金融政策对企业微观行为的相关研究；二是进一步揭示了利率市场化对现金持有的影响机制与经济后果，并兼顾了企业内部情境因素的影响，形成了利率市场化与现金持有研究的完整路径，丰富和补充了现金持有的研究；三是本文为现阶段利率市场化改革背景下企业如何调整自身的现金持有水平提供了一定的理论依据，对企业的现实经济行为具有一定的参考价值。

二、研究设计

（一）样本选择与数据收集

由于2006年会计准则发生变化，考虑到数据的可比性以及公司财务数据的可得性，本文选择了2007～2017年沪深A股非金融类上市公司为原始样本，并进行了如下处理：第一，剔除资产及营业收入为负或0、资产负债率大于1、ST类型的上市公司；第二，剔除财务数据不全的样本；第三，剔除观测值缺失的样本，最终得到19552个公司年度观测值。其中，所有财务数据均来自CSMAR数据库，而利率相关指标的原始数据均来自中国人民银行网站。此外，为避免异常值对回归结果的影响，本文分别对除虚拟变量外的所有连续变量进行上下1%的Winsorize处理。

（二）模型设计与变量定义

为检验利率市场化对公司现金持有水平的影响，本文参照Opler et al.（1999）与Chen et al.（2014）的研究设计，建立如下的回归模型（1）：

其中，下标i和t分别表示公司和年份，ε表示残差。此外，为避免可能的遗漏变量，本文控制了时间固定效应（Year）和行业固定效应（Ind），并采用面板的固定效应模型进行回归检验。

1.被解释变量（Cash），参照已有研究（陆正飞等，2013；杨兴全等，2016），定义为（货币资金+交易性金融资产）/（总资产-现金及现金等价物）。

2.解释变量（Intlib），本文借鉴王舒军和彭建刚（2014）的专家打分法以及刘金山和何炜（2014）的赋值合成法两种多指标合成的利率市场化进程指标（Intlib1、Intlib2）来度量利率市场化。其中，Intlib1包含了专家打分赋值，且对利率市场化进程的度量截至2013年。由于无法得到每种指标的赋值，并且考虑到除2015年存款利率上限最终放开外，2013年后没有重要的利率市场化标志性事件发生（张伟华等，2018），所以本文采用张伟华等（2018）的做法，在Intlib1中2014～2017年的利率市场化进程指标直接采用了2013年的结果。图1列示了2000～2017年Intlib1和Intlib2两种衡量方式下的利率市场化程度走势，从图中我们可以看出，我国利率市场化指数呈现波动上升趋势。

图1 2000～2017年利率市场化指数

3.根据现有研究，本文的控制变量包括：公司投资（Capex）、成长性（Grow）、公司规模（Size）、经营现金流（Cf）、资产负债率（Lev）、营运资本（Nwc）及企业上市年龄（Age）；与此同时，本文还控制了年度（Year）和行业（Ind）的影响。具体定义如表1所示。

表1 变量定义

（三）描述性统计及相关性分析

1.主要变量的描述性统计

表2为本文主要变量的描述性统计，说明现金持有水平在公司间存在较大差异，且近年来我国的利率市场化程度正稳步上升并有待进一步加强。需要特别说明的是，Intlib1的中值、75%分位值和最大值均相同的原因在于本文采用2013年数据代替了2014～2017年数据且2007～2012年的数据变化不大，中值等于最大值是完全可能的，75%分位值只能说明有75%的数据低于0.806，故而三者相同是可行的。

表2 主要变量的描述性统计

进一步地，本文根据利率市场化程度的高低分组进行了单变量检验，从表3结果可以发现，在Intlib1中现金持有水平的均值和中值明显高于Intlib2，不论是Intlib1还是Intlib2，利率市场化程度高的子样本的现金持有水平显著高于利率市场化程度低的子样本。

表3 单变量检验

2.相关性分析

表4列示了样本变量之间的Pearson和Spearman相关系数。其中被解释变量Cash与解释变量Intlib1、Intlib2在1%的水平上显著相关，表明利率市场化与公司现金持有水平之间有着密切的关系，具体影响有待进一步回归检验。表4中所有变量之间不存在相关系数过高的问题，各相关系数均未超过0.6，结合回归后的VIF检验，各变量间不存在明显的共线性。

表4 相关性分析

三、实证检验与回归分析

（一）利率市场化与公司现金持有水平的基本回归结果

表5 利率市场化与公司现金持有水平

续表5

由表5分析可看出，Intlib1无论是采用面板的固定效应FE（列（1）的系数为0.790且在1%水平显著）还是随机效应PE（列（2）的系数为0.123且在1%水平显著），Intlib2的回归结果亦如此，均在1%水平显著，回归系数分别为0.402和0.063，表明利率市场化对公司现金持有水平存在明显的正相关关系。

（二）稳健性检验

1.内生性问题

为了保证结果稳健，本文首先借鉴郑曼妮等（2018）对利率市场化的测度方法，通过2013年贷款基础利率集中报价和发布机制正式运行这一外生冲击事件，运用双重差分估计法检验利率市场化对公司现金持有水平的影响。具体来说：一是将贷款都来自首批LPR报价行的企业赋值为1，否则为0作为处理变量Treat；二是将年份为2013年以后的，赋值为1，否则为0作为实验期虚拟变量Post2013；三是将处理变量和实验期虚拟变量的交互项（Treat×Post2013）引入公司现金持有水平的模型中，用以检验“2013年LPR集中报价和发布机制运行”这一利率市场化外生事件对公司现金持有水平的影响。结果同样证明了利率市场化对公司现金持有水平的显著正相关关系，与上述结论一致。

在此基础上，为了更好地证实利率市场化影响了公司现金持有，本文对上述的回归结果进行了安慰剂检验（Placebo Test）。具体来说，考虑到利率市场化对公司现金持有水平影响的滞后性，并尽量避免事件点选择的主观性，在进行安慰剂（Placebo Test）时借鉴了王红建等（2018）将窗口期向前挪至2年（即Post为2011年），然后与Treat构造交互项来进行安慰剂检验。检验结果表6显示，无论是简单的OLS回归（列（1）Treat×Post2011的系数为0.001不显著），还是选用面板的固定效应FE（列（2）Treat×Post2011的系数为-0.000不显著）及随机效应RE（列（3）Treat×Post2011的系数为0.002不显著），结果都未发现利率市场化对公司现金持有水平存在明显的影响关系，安慰剂检验通过，即间接证实利率市场化对公司现金持有的影响是显著正相关的。

表6 安慰剂检验

其次，本文将Intlib1和Intlib2两种衡量利率市场化进程的指数分别滞后一期Intlib1t-1和Intlib2t-1重新进行回归，回归结果亦支持了主要结论，如表7（列（1）和列（2））所示。为避免基本模型潜在的遗漏变量及控制变量间可能存在的内生性问题，一方面，通过增加诸如公司股利政策（Div）、研发投入（R&D）以及现金流波动（Sdcfo）等影响公司现金持有的控制变量（列（3）和列（4））所示，或删除与公司现金持有可能存在反向因果关系的控制变量诸如资本投资（Capex）与资产负债率（Lev）等（列（5）和列（6））所示。系列稳健性检验进一步支持了前述结论。

表7 内生性检验——反向因果与变量增减

2.其他敏感性测试

第一，替换被解释变量，为了避免变量衡量方式对研究结果可能带来的影响，本文重新定义了现金持有水平，将现金持有水平定义为经行业调整的现金与总资产之比，重新进行了回归，回归结果保持不变；第二，排除宏观经济因素对研究结果的影响，考虑到宏观金融环境、央行的货币政策和其他利率政策也会对利率市场化对公司现金持有的作用产生一定影响，本文参照黄继承和姜付秀（2015）的做法，对模型（1）进行拓展，加入GDP增长率、M2增长率、对金融机构贷款1年期利率这3个宏观层面的控制变量进行检验，所得结果保持不变；第三，换用模型，考虑到现金持有的动态变化，本文纳入上一期的现金持有水平（Casht～1），并使用系统矩估计（SGMM）的回归结果也保持不变。

四、机制检验与进一步分析

（一）利率市场化与公司现金持有的机制检验

1.利率市场化影响公司现金持有水平的融资约束渠道检验

本文借鉴Chen et al.（2014）的研究设计，同时为了一定程度上减少内生性的影响，又借鉴了Custódio and Metzger（2014）的方法，对除Intlib以外的解释变量采用滞后处理。建立如下现金-现金流敏感性（如模型（2））来检验利率市场化影响公司现金持有水平的融资渠道：

其中，被解释变量为现金持有变动额（△Cash，定义△Cash=现金持有水平的期初期末差额/总资产）；解释变量为现金流（Cf，定义Cf=经营活动现金流净额/总资产）。模型（2）中还增加了投资机会（Q，定义Q=（市值+负债账面价值）/资产账面价值）、公司规模（Size）、资本投资（Capex）、非现金营运资本变动额（△Nwc）、短期负债变动额（△Debt，短期负债总额/总资产）。利率市场化实施后，若融资约束变大，则现金-现金流敏感性会变强，β3的系数应显著为正。

表8 利率市场化影响公司现金持有水平的融资约束渠道

续表8

从表8的结果中可以看出，无论是采用面板的固定效应 FE（交互项Intlibi，t×Cfi，t-1在列（1）和列（3）的系数分别为-0.175和-0.069且均不显著）还是随机效应 RE（交互项 Intlibi，t×Cfi，t-1在列（2）和列（4）的系数分别为0.121和0.157且均不显著），利率市场化均未对现金-现金流敏感性产生显著作用，即利率市场化并没有强化企业的融资约束问题。

2.利率市场化影响公司现金持有水平的治理效应路径检验

本文借鉴Harford et al.（2008）的方法来估计超额现金持有水平，如模型（3）所示。其中模型残差为Resid。并参照Richardson（2006）的方法来估计企业的过度投资，如模型（4）所示。在此基础上，通过构建模型（5）来研究利率市场化对超额现金持有水平下的过度投资（△Over）的影响，来检验利率市场化影响公司现金持有水平的治理效应路径。

其中，模型（3）新增控制变量总资产收益率（Roa，净利润/总资产）、现金流波动（sdCf，年度行业内经营性现金流量净额的标准差）和企业研发投入（R&D，无形资产净额/总资产）。模型（4）新增控制变量个股回报率（Return，年末个股收益率）。模型（5）中的被解释变量为经年度行业中值调整后的过度投资（△Over），解释变量Resid为模型（3）的残差，代表超额现金持有水平，DResid为超额现金持有水平的变动额，并新增控制变量每股盈余（PE，每股收益率）。如果利率市场化减少了超额现金持有水平引致的过度投资，则模型（5）中的利率市场化（Intlib）与超额现金持有水平（Resid）的交互项系数β3应显著为负。

从表9中可以看出，无论是采用面板的固定效应FE（交互项Residt-1×Intlibt-1在列（1）的系数为-0.182且在1%水平显著，列（3）的系数为-0.126且在5%水平显著）还是随机效应RE（交互项Residt-1×Intlibt-1在列（2）的系数为-0.162且在1%水平显著，列（4）的系数为-0.115且在1%水平显著），利率市场化均能抑制企业超额现金持有导致的过度投资行为，说明随着利率市场化的推行强化了公司的治理机制、抑制了高管用于过度投资的代理问题，从而避免了留存现金的耗散。

然而由于信息不对称的存在，企业保持较高的现金持有水平可能导致低收益，恶化潜在的代理冲突，同时还有利于捕捉投资机会或平滑企业的研发投入。那么，企业较高的现金持有水平是否会用于企业的研发投入来实现股东利益最大化？因此，本文进一步将模型（5）的被解释变量更换为经年度行业中值调整后的企业研发（R&D，无形资产净额/总资产）来探讨利率市场化能否促使企业将超额现金持有用于更多的企业研发。从表9的回归结果中发现，无论是采用面板的固定效应FE（交互项Residt-1×Intlibt-1在列（5）的系数为0.069且在5%水平显著，列（7）的系数为0.029且在1%水平显著）还是随机效应RE（交互项Residt-1×Intlibt-1在列（6）的系数为0.054且在10%水平显著，列（8）的系数为0.013且在5%水平显著），利率市场化均能促使企业超额现金持有用于企业的研发投入，说明利率市场化在优化公司现金持有行为的同时显著增加了公司现金持有水平。

（二）横截面差异检验

利率市场化对公司现金持有水平的影响可能存在横截面差异，本文分别从产权性质、公司成长性以及公司违约风险3个方面进行了横截面差异检验。

1.产权性质的影响

由于国有银行和国有企业的终极控制人为政府，政府为国有企业提供了一种隐性担保，这使政府终极控制人有理由在企业财务状况不佳甚至破产清算时进行救助式的干预，从而影响利率市场化治理效应的有效发挥。因此，与国有企业相比，非国有企业受利率市场化改革引致的治理效应可能更加显著，其增持现金的动机和需求也就较强。为了验证该观点是否成立，本文将使用两种利率市场化进程指标（Intlib1、Intlib2）分别与非国有企业（Nonstate，当为非国有企业时取值为1，否则取值为0）进行交互来捕捉利率市场化对公司现金持有水平的影响。回归结果如表10所示，从结果中发现，利率市场化对公司现金持有水平的正相关影响在非国有企业中更显著（列（1）Intlib1×Nonstate的系数为0.185且在1%水平显著，列（2）Intlib2×Nonstate的系数为0.087且在1%水平显著），该结果与预期一致，这表明利率市场化对公司现金持有水平的正向影响主要存在于非国有企业。

表9 利率市场化影响公司现金持有水平的治理效应路径

2.公司成长性的影响

一般来说，高成长性公司面临较多的投资机会，企业内部现金持有水平较高能够在满足企业投资需求的同时降低投资的成本，面对利率市场化改革的现实情境，高成长性公司会通过增持现金来缓解自身面临的投资不足问题。与此同时，高成长性可能会刺激管理层的机会主义行为，加剧公司代理冲突（杨兴全和吴昊旻，2011），利率市场化带来的治理效应能够有效抑制高管的机会主义行为，降低现金被滥用的可能性，从而进一步提升企业的现金持有动机。为了进一步验证公司成长性的影响，本文设置了成长性哑变量Grow，以公司的主营业务收入增长率（Growth）作为公司成长性的反映指标。当公司的主营业务收入增长率大于主营业务收入增长率中位数时，Grow取1，否则为0。并通过进行交互（Intlib×Grow）来捕捉利率市场化对公司现金持有水平的影响。从表10的回归结果中可以发现，利率市场化对公司现金持有水平的正相关影响在高成长性公司中更显著（列（3）Intlib1×Grow的系数为0.041且在5%水平显著，列（4）Intlib2×Grow的系数为0.035且在1%水平显著），表明利率市场化对公司现金持有水平的正向影响在高成长性公司更显著。

3.公司违约风险的影响

在利率市场化改革的背景下，公司对金融机构选择更加多元，并加剧了银行间的竞争，商业银行面临的风险控制力度加大并且更偏好于经济效益好、盈利能力强的低风险公司（陈胜蓝、马慧，2018）。与此同时，商业银行面临监管机构的控制和监督，使其发放贷款时会更加谨慎，面对需要资金的高风险公司，由于风险控制力度的加大，这在一定程度上降低其向高风险企业发放贷款的动机，此时高风险公司在获取外部资金方面受阻从而提升了其内源融资的动机，因而会提高自身的现金持有水平以满足企业的资金需求。为了验证该观点是否成立，本文借鉴会计信息的Z-Score①Z值=1.2×（营运资金/资产总额）+1.4×（留存收益/资产总额）+3.3×（息税前利润/资产总额）+0.6×（权益的市场价值/负债的账面价值）+（销售收入/资产总额）。来衡量公司违约风险（HR）。当Z值小于1.81时则表明企业存在很大的破产风险取值为1，定义为高风险公司。否则取值为0，定义为低风险公司。并通过进行交互（Intlib×HR）来捕捉利率市场化对公司现金持有水平的影响。从表10的回归结果中可以发现，利率市场化对公司现金持有水平的正相关影响在高风险公司中更显著（列（5）Intlib1×HR的系数为0.153且在1%水平显著，列（6）Intlib2×HR的系数为0.091且在1%水平显著），表明违约风险促进了利率市场化与公司现金持有水平的相关性。

（三）经济后果分析

前文发现利率市场化通过抑制超额持现的过度投资，并通过增加企业研发支出进而优化了公司现金持有行为。那么，利率市场化对公司现金持有的影响最终是否会提升企业价值呢？本文进一步在模型（5）的基础上借鉴杨兴全和尹兴强（2018）的方法构造模型（6），其中被解释变量为企业的账面价值MV（△Roa，经年度行业中值调整后的总资产收益率），来探讨利率市场化影响下的公司现金持有最终是否提升了企业价值。

表10 基于产权性质、成长性以及违约风险的异质性检验

表11汇报了利率市场化影响下的超额持现对企业价值的影响的回归结果。由结果易得，利率市场化虽然对公司现金持有水平具有显著的正相关影响，但最终并没有带来企业价值的显著提升（列（1）和列（4）Residt-1×Intlibt-1的系数均不显著）。其原因可能是管理层并未将通过抑制过度投资所增加的现金留存完全投入到企业的研发支出，上述行为可能恶化代理冲突，从而弱化了利率市场化对公司现金持有水平的正向作用。在上述结果下，本文按年度行业均值细分期末企业留存现金进行回归，结果发现，当期末留存现金水平较低时，利率市场化能够使企业价值显著提升（列（3）Residt-1×Intlib1t-1的系数为 0.339且在1%水平显著，列（6）Residt-1×Intlib2t-1的系数为0.168且在10%水平显著），而在现金留存水平较高的样本中，Residt-1×Intlibt-1的系数虽然为正但并不显著，这说明在现金留存水平较低的公司中，利率市场化通过抑制超额持现过度投资的同时，并将其用于企业研发支出，使得公司的现金持有行为得以优化并显著提升了其账面价值。

五、研究结论与政策启示

基于我国利率市场化改革的现实背景，本文以2007～2017年我国非金融类上市公司为研究样本，探讨了利率市场化对公司现金持有水平的作用关系、影响机制及其经济后果。本文主要的研究结果表明：一是利率市场化与公司现金持有水平正相关；二是利率市场化主要通过治理效应路径影响了公司现金持有，利率市场化在抑制超额持现的过度投资、促使公司现金持有水平增加的同时，还增加了企业的研发投入；三是利率市场化对公司现金持有的影响主要存在于非国有、高成长性以及高违约风险的企业中，并且利率市场化下的现金持有行为对企业价值的提升作用主要存在于现金持有水平较低的样本。

表11 利率市场化与公司现金持有价值

本文的政策启示在于：利率市场化通过强化公司治理、有效缓解代理冲突进而优化了公司现金持有行为（抑制过度投资、增加研发支出），且在公司期末留存现金水平较低时带来了企业价值效应的显著提升。因此，应不断推进利率市场化改革，为优化企业微观行为提供良好的外部环境。由于利率市场化对公司现金持有的影响会因产权性质、公司成长性以及公司违约风险的不同而存在一定的差异。上市公司应该紧密结合自身特征，制定合理的投融资计划，从而发挥现金持有最大的效用。与此同时，政府部门在制定相关宏观金融政策时，不仅应该在考虑企业特性的基础上“对症下药”，而且应该进一步深化金融体制改革，营造公平良好的金融环境，促进企业健康发展。