制度环境、原油要素价格不确定性与企业现金持有——来自中国资本市场的经验证据

王 勇，郑海东，刘 锴

（中国石油大学（华东）经济管理学院，山东 青岛 266580）

一、引 言

现实中，资本市场并不完善，现金持有会影响企业价值，因此，现金持有一直成为实务界和学术界关注的热点问题。相关的研究分为现金持有动机和现金持有后果两大脉络。前者主要阐述影响企业现金持有水平的决定因素，后者则聚焦于现金持有究竟是损害、还是创造企业价值[1]。尤其是前者，伴随着企业现金占资产比重的持续上升[2-4]，现金持有动机研究一直备受众多学者的关注。Keynes（1936）认为，企业持有一定的现金主要源自交易动机和预防动机[5]。交易动机强调持有现金有助于降低交易成本；预防动机则关注现金持有赋予企业应对未预期情况的缓冲作用[6]。当前对现金持有动机的研究更集中于预防性动机上，关注的重点是现金持有量、现金流风险和融资约束之间的关系及其对企业投资产生的影响[7-9]。

近期部分文献将研究的视角从微观企业层面转向宏观层面，考察国家法律对股权保护程度差异[10]、经济周期波动[11-12]、宏观经济不确定性[6，13-14]等宏观层面因素对企业现金持有预防动机的影响。研究均发现，随着宏观层面不确定性的增加，企业会增加其现金持有量。

现实中，企业面临的不确定性不仅局限于企业微观层面和宏观经济层面，还包括中观的要素市场层面。Baker（2009）便指出，股票市场和信贷市场中资本供给不确定性会影响企业的融资行为（包括现金持有行为），并进一步影响投资行为[15]。而除了资本要素外，企业生产要素还包括劳动力、能源、土地等，其中，作为现代工业经济核心生产要素的原油要素供应和价格波动最为剧烈[16]。2005年Goldman Sacks发起的“世界经济发展的十大金融风险：核心观点对话”峰会中，世界原油供应及其价格波动被列为首位[17]。虽然众多企业的原材料投入并不涉及原油，但可能会投入汽油、燃料油等原油产品，而这些原油产品的消耗成本通常与原油价格具有高度的联动性[18]。即使部分企业不涉及原油及其产品的投入，但原油价格震荡依然可借助产业链的传导进而产生影响。有关统计数据显示，近98%的消费品在其产业链的部分环节涉及原油及其产品的投入。另外，原油价格波动还会影响煤炭价格的波动，进而增加企业经营的不确定性[19]。这会引发一个问题，即基于生产要素市场的中观层面，作为核心能源要素的原油价格不确定性是否会对中国上市公司现金持有水平产生重要的影响呢？其作用机理又是什么？

现有文献研究表明，中国商业银行信贷存在一定的“歧视”，即国有企业普遍受到“偏爱”，而民营企业则遭受“歧视”[20-22]，由此导致国有上市公司融资约束程度较民营上市公司更低[23]。鉴于不确定性与企业现金持有水平的正向关系会受到企业融资约束程度的影响[11，14]，承继上述研究思路，如果原油价格不确定性对上市公司现金持有水平产生影响，那么，更进一步，这种影响是否在国有与非国有上市公司中表现的有所差异呢？

当前，国内成品油价格总体上随着国际原油价格的波动而发生联动，但政府依然对此进行一定的管制。政府管制的存在会弱化国际原油价格不确定性对微观企业的影响[24]。这就会引发另一个问题，即如果原油价格不确定性对国内企业现金持有具有显著的影响，那么，随着政府管制程度的放松，即成品油定价市场化程度的提高，这种影响是否会更为显著？

这些问题的回答可进一步深化要素市场不确定性对企业现金持有水平及其作用机理的相关研究，同时还有助于深入理解中国特有的制度环境因素对上市公司现金持有决策行为的影响。为此，本文在理论剖析的基础上，采用递归模型实证检验原油要素价格不确定性对上市公司现金持有水平的影响及其作用机理，并进一步检验政府控股截面特征和成品油定价市场化改革对该影响的调节作用。在已有研究的基础上，本文可能的创新之一在于基于中观的要素市场层面，运用递归模型实证检验特定的原油要素价格不确定性对企业现金持有行为的影响及其具体的作用机理，进一步深化和丰富了不确定性影响企业现金持有行为的相关研究。同时，基于中国制度背景，实证考察了政府控股截面特征对上述影响的调节效应，为原油价格不确定性影响上市公司现金持有行为提供了中国资本市场独特的经验证据，这是本文的另一创新。另外，实证考察揭示了2009年成品油定价市场化改革对上述关系的调节作用，为市场化改革政策实施影响企业现金持有行为提供了转轨加新兴市场的独特经验证据。这是本文的又一创新。

二、理论分析与假设提出

随着中国工业化进程的加快，中国原油消耗水平上涨迅速，原油进口依存度居高不下。2012年的《BP世界能源统计年鉴》显示，200l至2011年期间，中国原油净进口年增长率为13.99%，原油进口依存度（表观消费）已上升至54.8%，而同期，世界跨区原油贸易量年增长率仅为1.7l%（分为原油进口量或出口量增长）[25]。尽管自1978年以来中国能源消费强度（单位GDP能耗）持续下降，但绝对水平仍偏高于美国、日本等发达国家。考虑到国内经济发展的现实需要，国内原油需求依然会保持较快增长，原油进口需求将呈现一定的刚性。另外，伴随着成品油定价市场化改革的持续深入，国内成品油价格与国际原油价格的联动性将日趋强化，时滞效应日趋下降。这些均表明国际原油价格不确定性会对中国的微观实体经济产生重要的影响[24]。

国际原油价格波动会导致作为企业原材料的原油及其产品或原油替代品的消耗成本具有不确定性，进而引发企业经营现金流的不确定性，使得企业经营风险变高，企业的预防性现金需求将增加。同时，已有研究还表明，信贷市场已成为不确定性影响微观实体经济的重要途径，即外部不确定性会增加企业的违约风险，进而限制企业信贷资源的获取[26]。Sialm（2006）、Croce et al.（2011）及Pástor et al.（2012）研究发现[27-29]，宏观不确定性还会增加权益风险溢价，加剧资本市场中的融资摩擦，进而影响企业债务和权益融资的融资成本及其可得性。中国上市公司虽然普遍偏好股权融资，但股权融资受到股市状态以及监管的严格控制，银行信贷等债务方式是公司主要的外部融资方式[22]。随着原油价格不确定性的提高，企业经营风险和违约风险增加。基于信贷风险的考虑，商业银行信贷意愿下降，同时信贷标准提高，进而增加企业的融资约束预期。未来融资能力的不确定性预期同样会使得企业现金储备需求增加。

那么，企业又通过何种方式来增加现金储备呢？基于实务期权理论，原油价格不确定性会导致作为企业原材料的原油及其产品的消耗成本不确定性，进一步引发企业投资收益的不确定性，这实际上赋予企业一个等待期权，促使企业推迟或放弃投资。基于企业产品需求方视角（如汽车），国际原油价格不确定性同样赋予产品需求方一个等待期权，促使其推迟购买企业产品。企业产品需求的下降同样会促使企业减少或放弃投资。因此，企业通过投资现金支出的减少使得增加现金储备变得可行。因此，本文提出相应的假设：

假设：原油要素价格不确定性对企业现金持有具有显著的正向影响，且至少部分是通过减少企业投资支出的中介渠道来实现。

三、研究设计

（一）数据来源与样本选取

鉴于2006年3月开始实施成品油与原油价格相挂钩的市场化定价改革，以及滞后期数据的考虑，样本选取时间区间为2007年第1季度至2012年第3季度，样本选取范围为沪深两市所有非金融类A股上市公司，公司相关数据来自RESSET数据库。出于数据代表性与精确性的考虑，删除缺失值以及总资产为零或负的样本；另外，要求样本公司上市时间至少1年，以满足滞后期数据的要求。最终，共获得31 469个样本，相关的行业分布如表1所示。

表1 样本行业分布表

（二）变量界定

（1）企业现金持有指标。主流文献对企业现金持有的普遍做法是以资产负债表中的现金与交易性金融资产之和占前期资产存量的比例进行衡量[6，14，30]。本文借鉴之作为企业现金持有的计量指标。

（2）企业投资支出指标。借鉴众多学者的研究设计[31-32]，以现金流量表季报中的“购建固定资产、无形资产和其他长期资产支付的现金”作为主测试变量，以资产负债表季报中的“固定资产、长期投资及在建工程的季度变化值”作为敏感性测试变量。

（3）原油要素价格不确定性的操作性计量。原油价格不确定性的计量指标包括两种。第一种，即以原油价格日报酬率的标准差作为油价不确定的计量指标[18，33]；其二就是以GARCH（广义自回归条件异方差）模型来进行模拟预测[33-34]。相比前者，后者更能反映原油收益的波动集群现象，其中GARCH（1，1）模型得到了较为普遍且有效的运用。本文同时采用这两种方法对原油价格不确定性进行计量。其中，对于单变量GARCH（1，1），计量期间从2006月1月1日至2012年9月30日。

基于自回归滞后阶数选择的众多准则结果，应选择滞后6期作为自变量，相应的GARCH（1，1）模型如公式（1）与（2）所示。其中，ht为GARCH（1，1）预测的原油日收益率的波动幅度，et为模型（2）中的残差，zt为欧洲北海布伦特轻质原油（Brent）第t日收益率，计算公式为（ln(pt/pt-1))，pt为第t日Brent原油现货交易的收盘价。之所以采用北海布伦特原油交易价格，首先是因为不同类型原油间具有较强的替代性，其价格波动趋势基本一致；第二是Brent原油供应相比WTI原油更为稳定，且当地因素影响较小，以之作为国际原油价格更为适合[35]；第三是因为自2006年开始，国内成品油出厂价格是以包括Brent在内的三地原油价格加权平均值为基准（布伦特∶迪拜∶米纳斯=4∶3∶3）。根据公式（1）估测的原油日收益率波动幅度ht，将之累加并除以季度内的交易天数，最终得到反映该季度油价不确定性的操作性计量指标hEt。

同时，以季度内每日原油实际日收益率的标准差作为原油价格不确定性的计量指标，进行敏感性分析，具体如公式（3）所示（N为季度内实际交易天数；E(zt)为季度内的油价日收益率算数平均值）。通过计算δt和hEt的皮尔逊相关系数，结果为0.960，两者走势基本一致。

（三）递归模型设定与检验程序

鉴于中国在国际原油市场中的定价权较弱，采用Brent油价来计量原油不确定性，可减轻模型的内生性问题。另外，考虑到企业资本投资行为具有持续性与不可逆性，当油价发生波动时，企业借助缩减投资支出来调整现金持有水平通常会存在着时滞。考虑到本文以季度数据进行实证分析，稳健起见，采用滞后2期和3期的hEit-2和hEit-3作为自变量进行相关假设的检验。为了防止未能观察到的潜在变量影响而引发的伪回归问题，本文采用个体固定效应模型，豪斯曼检验结果亦对此支持。

基于中介效应检验程序[36-37]，构建模型（4）、（5）和（6）形成递归（recursive）模型，以检验企业通过减少投资来增加现金储备的部分中介效应。模型（4）至（6）具体如下所示：

公式中的αi控制个体固定效应，ηt控制时间固定效应，εit残差项。模型（4）和（5）中加入的控制变量具体定义参见表2。模型（6）则基于模型（4）又加入了自变量Invest_cit。该递归模型的检验具体程序包括：第一步，进行模型（4）的多元回归，如果hEit-2回归系数显著为正，表明原油价格不确定性对公司现金持有水平具有显著的影响，进入下一步；第二步，进行模型（5）与（6）的回归分析，若模型（5）中hEit-2回归系数显著为负，模型（6）中Invest_cit回归系数显著为负且hEit-2回归系数显著为正，则意味着原油价格不确定性对公司现金持有正向影响的过程中，部分是通过降低公司投资支出的中介渠道来实现的。如果模型（6）中Invest_cit回归系数显著为负，但hEit-2回归系数不显著，则表明油价不确定性对公司现金持有正向影响的过程中，缩减公司投资支出的渠道发挥完全中介的作用。

表2 相关变量符号、名称与定义

四、实证检验与结果分析

（一）描述性统计结果分析

相关变量的描述性统计具体如表3所示。Cashit与Invest_cit等核心变量的均值与标准差统计结果表明，部分连续性变量数值变化幅度较大，表明离群值的存在。鉴于此，对连续型变量进行0～1%至99%～100%的Winsorize处理。更进一步，通过计算核心变量的皮尔逊相关系数发现，若不考虑其他变量的影响，油价不确定性替代变量的hEit-2和hEit-3与Cashit基本显著为正，与Invest_cit显著为负，与上述假设基本一致。另外，核心控制变量与hEit-2和hEit-3间的相关系数最高为0.104 0，反映检验模型的多重共线程度较轻（限于篇幅未列示）。

（二）递归模型的多元回归检验

表4列示了假设的递归模型多元回归结果。Panel A以作为自变量进行回归。在模型（4）中，回归系数在1%的水平内显著为正，表明原油价格不确定性对企业现金持有水平具有显著的正向影响，意味着可进一步进行中介效应的检验。模型（5）中，的回归系数显著为负，表明原油价格不确定性对公司投资支出具有显著的负向影响。模型（6）中，Invest_cit和回归系数显著性水平均在1%内，且回归系数数值及其显著性均低于模型（4）的回归结果，这意味着将Invest_cit加入回归模型（6）后，对Cashit的解释力下降，且同时考虑到模型（5）中回归系数显著为负，综合表明原油价格不确定性正向影响公司现金持有水平的过程中，缩减投资支出渠道发挥部分中介效应，支持上述假说。Panel B以作为自变量重新进行回归，回归结果保持稳定。

表4 原假设的递归模型多元回归结果

续表4

（三）敏感性分析

（1）本文依据公式（3），直接采用标准差模型计量原油价格不确定性，重新进行假设的回归检验，如表5中的Panel A所示。回归结果与表4完全一致，继续支持原假设。

（2）以ΔInvestit作为公司季度内投资支出的替代变量，重新进行假设的回归检验，回归结果表5中的Panel B所示。模型（5）中的hEit-2回归系数统计上不显著，为此借助Sobel联合检验进一步分析。Sobel检验的t值为0.648，p值0.517，统计显著性过低，未能进一步支持原假设，这可能是由于Δinvestit计量指标的噪音较大。Groudy et al.（2009）指出，Δinvest数值存在较多的负值，而这些负值更多反映企业固定资产衡量范围的变化，而非真正反映企业投资支出水平的变化程度[38]。

另外，为了减轻模型（6）中的Invest_cit与Cashit之间内生性问题，本文以滞后1期的Invest_cit-1作为自变量重新进行回归，回归结果一致，继续支持原假设；以WTI油价为国际油价代表，采用GARCH（1，1）模型进行原油价格不确定性的模拟预测，然后重新进行上述检验，回归结果保持一致；将滞后期的季度油价平均水平作为控制变量加入模型重新回归，结果依然一致；剔除油气开采企业在内的采掘业样本公司再进行检验，结果相同。总之，上述的敏感性测试结果表明相关的研究结论较为稳健。

表5 敏感性分析（1）和（2）多元回归结果

五、基于中国制度环境的拓展性分析

（一）政府控股截面特征的调节效应

相比非国有上市公司，国有上市公司背后隐含着政府的支持和担保，使得银行在给公司贷款时“偏爱”国有上市公司，“歧视”非国有上市公司[20-22]。另外，在面临较大的外部不确定性冲击时，各级政府往往通过提供财政补贴、追加投资、增加贷款、减免税收等，以确保国有上市公司的生存和发展。为此，即使原油价格不确定性加剧公司与银行之间的融资摩擦时，国有上市公司由于受到商业银行的青睐和政府的财政支持，其融资约束程度相比非国有上市公司更轻，现金储备的需求较弱。

另外，非国有上市公司的核心管理者一般是公司的控股性股东，持股比例高，与控股股东之间利益协调一致的程度更高，更倾向基于控股股东利益最大化的目标进行投资决策。因此，当油价波动不确定性较高时，非国有上市公司管理者就会减少投资，以获取较高的等待期权价值。这种投资调整会影响到地方经济的稳定发展。基于地方经济发展及政治晋升目标的考虑，作为国有上市公司控股股东的各级政府会干预所属国有上市公司，要求其尽量保持投资、甚至是扩大投资，以减轻油价波动对整个地方经济发展的负面影响。因此，从投资现金支出的视角，政府干预的存在使得国有上市公司通过降低投资现金支出水平进而增加现金储备变得难以实现。鉴于此，本文预期：相比非国有上市公司，原油价格不确定性通过降低公司投资支出进而影响现金持有水平在国有上市公司中表现得较弱。

借鉴温忠麟等（2006）有调节的中介效应检验程序[37]，本文以模型（4）、（5）和（6）为基础，引入政府控股替代变量State与（或）的交乘项，以形成新的递归模型以检验政府控股截面特征差异的调节效应，具体如下模型（7）、（8）和（9）所示。按照预期，模型（7）中的β1显著为正，β2显著为负；模型（8）中的λ1显著为负，λ2显著为正；模型（9）中的β*1显著为正，和显著为负。

表6 政府控股特征调节效应的多元回归分析

（二）成品油定价市场化改革的调节效应

自1998年以来，我国成品油定价机制一直在探索着市场化的改革道路。其中，2006年3月26日，国家发改委从国际成品油价格改为国际原油价格作为国内成品油定价的参考，并相应地修改了成品油价格的调控区间，调价周期由之前的1个月缩短为22天；2008年12月，成品油定价进入原油成本定价阶段，即以出厂价格为基础，加上流通环节差价来确定最高零售价，实行最高零售价格制度，从而赋予了成品油经营企业更多的定价自主权，国内成品油价格的变化次数逐步增加。2005年1月至2008年12月期间，国内成品油价格调整次数为11次（8涨3跌），而2009年1月至2012年12月期间的调整次数21次（13涨8跌）。简言之，伴随着成品油定价市场化改革的推进，政府对成品油价格的直接干预程度逐渐减少，国内成品油价格和国际原油价格的联动性越来越强[24]。鉴于此，基于2009年成品油定价市场化改革事件，将样本划分成品油定价市场化程度较低时期组（2007-2008年，Low degree）和较高时期组（2009-2012年，High degree），初步预期，原油价格不确定性与公司现金持有间的关系及其机理应在（High degree）组中表现得更为显著。

为了减轻多重共线性问题，本文以递归回归模型（4）、（5）和（6）为基础，进行分组回归检验，具体如表7所示。回归结果显示，相比成品油定价市场化程度较低时期（2005年至2008年期间），成品油定价市场化程度较高时期（2009年至2012年期间）的模型（4）至模型（6）中或回归系数基本显著，总体符合初步预期。为何在Panel B中的市场化程度较低时期组，现金持有水平会随着原油价格不确定性的增加而减少呢？这可能是由于随着原油价格不确定性增加，公司外部环境不确定性及其投资预期收益评价难度增加，加剧公司信息不对称程度[39]，赋予了管理者加速“企业帝国”建造的时机，最终表现为公司现金持有水平随着原油价格不确定性的增加而下降。

表7 成品油定价市场化改革调节效应的多元回归分析

六、结论与政策启示

本文基于中国制度背景，从中观的生产要素市场层面，运用递归模型实证考察特定的原油要素价格不确定性对企业现金持有的影响及其作用渠道。研究发现，国际原油价格不确定性显著正向影响中国上市公司的现金持有水平，且部分借助缩减公司投资支出的中介渠道来施加影响。基于中国制度环境的拓展性分析显示：相比非国有公司，原油价格不确定性通过降低企业投资支出进而影响现金持有在国有上市公司中表现的相对较弱；相比成品油定价市场化程度较低时期，原油价格不确定性通过降低企业投资支出进而影响现金持有在成品油定价市场化程度较高时期表现得更为显著。该研究成果不仅拓展了不确定性对企业现金持有水平影响及其作用机理的相关研究，同时还基于中国特殊的制度环境，为制度环境影响公司投融资行为（尤其是现金持有）提供了新兴加转轨市场独特的经验证据。

该研究发现的政策启示在于：随着我国成品油定价市场化改革进程的持续推进，国际原油价格不确定性会增加企业所面临的外部环境不确定性，进而促使企业减少投资，增加现金持有，这可能会影响到宏观经济的短期增长。为此，从短期来看，政府在积极推进成品油市场化改革的过程中，可进一步完善国内原油价格波动避险体系，为国内企业搭建规避油价风险的平台；从长期来看，政府应通过政府补贴、税收优惠等财政政策引导企业转向可再生能源的使用，以减少企业对原油的依赖，进而弱化原油价格不确定性的负面影响。

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