公司存在目标现金持有量吗，本文主要内容关键词为：现金论文,目标论文,公司论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
自2008年金融危机爆发以后，大批企业因资金链断裂而面临破产清算，“现金为王”成为企业的生存法则，现金在国内外企业总资产中所占的比重日益提高。据彭博社报道，2015年3月，日本公司的现金及存款总额上升3.6%，达到241万亿日元(约合1.96万亿美元)，创历史新高，企业现金囤积量连续26个季度处于上涨态势。就国内而言，截至2014年12月31日，上市公司有近1/6的账面资产是以现金形式存在的。现金是流动性较强的资产，公司持有现金虽有利于其抓住投资机会，但也会带来巨大的潜在成本，如监管成本和代理成本等。公司现金持有量过低会增加财务风险，而持有量过高则会降低资金使用效率，甚至引发代理问题。那么，公司究竟应该持有多少现金合适呢?公司是否存在目标现金持有量呢?对此，已有研究给出了不同的结论。有学者从现金持有的融资优序理论和代理理论出发，认为公司并不存在目标现金持有量(Myers and Majluf，1984；Jensen，1986)[1，2]。另一些学者则基于现金持有的权衡理论，从“股东财富最大化”的角度出发，认为现金持有是公司在权衡现金持有成本与收益的基础上确定的一个目标现金持有量，当实际现金持有量偏离该目标值时，其会进行调整。 公司是否存在目标现金持有量?最直接的检验方法是研究公司的现金持有量是否具有“均值回归”的特征及动态调整行为。还有一种方法是基于事件研究法，观察并购等投资事件对公司现金持有量的影响。并购需要强有力的资金支持，持有大量现金或拥有大量自由现金流的公司在并购中会选择现金对价方式(Jensen，1986；Martin，1996)[2，3]。另外，并购事件涉及的大量交易金额，对并购后公司的现金持有量具有一定的调整作用。因此，并购将公司的投资行为与现金持有决策联系起来，成为研究公司现金持有量动态调整的“机会”事件。 并购不仅是我国资本市场上重要的社会资源重新配置手段(姜涛等，2013)[4]，也是公司重要的投资行为。本文将采用事件研究法，利用并购交易这一可观测的独特投资事件，研究公司目标现金持有量的存在性及现金持有量的动态调整。本文首先分析主并公司现金持有量是否具有“均值回归”的特征，估计主并公司现金持有量动态调整速度以及主并公司并购前后现金持有量的变化趋势，检验公司是否存在目标现金持有量；然后从并购交易的视角研究公司现金持有量的动态调整过程，以期引导公司从并购决策的角度保持合理、科学的目标现金持有量，建立现金持有量动态调整机制，使现金持有量能够灵活地适应外部资本市场和公司内部投融资决策的变化，降低经营风险和财务风险，提高公司价值。 二、文献回顾 (一)公司并购与现金持有量调整 国内外关于公司并购与现金持有量关系的研究主要是沿着两条主线展开的：一是采用事件研究法、回归分析法，研究现金持有量对并购对价方式及并购融资方式选择的影响；二是采用回归分析法，研究公司并购对并购后现金持有量的影响。 Jensen(1986)[2]认为，拥有大量自由现金流的公司在并购中会选择现金对价方式。Martin(1996)[3]指出，当公司持有高额的现金或拥有充裕的现金流量时，其更可能在并购交易中使用现金支付。Alshwer等(2011)[5]基于公司所面临的融资约束程度，分析了现金持有量对并购对价方式选择的影响，发现融资约束公司的现金持有量越大，越有可能在并购交易中选择现金对价方式，而非融资约束公司的现金持有量对并购对价方式的选择没有显著影响。Martynova等(2009)[6]、翟进步等(2012)[7]发现，由于内部融资方式(自有资金)的融资成本最低，公司在现金持有量较多时，更可能采用自有资金作为并购融资方式。 Hubbard和Palia(1999)[8]发现，为了缓解融资约束所造成的投资不足，公司通过发动并购形成内部资本市场，以达到减少对外部资金依赖的目的。吴红军(2006)[9]以中国上市公司为研究样本进行了分析，得到了与Hubbard和Palia(1999)[8]相似的结论，即融资约束公司倾向于通过并购交易促使公司向集团化的方向发展，从而形成内部资本市场，增加内部可利用的资金，减少对外部资金的依赖。从Hubbard和Palia(1999)[8]、吴红军(2006)[9]的研究结论中可以得出公司并购与现金持有量之间的另外一层关系，即公司通过并购形成内部资本市场，有助于缓解外部融资约束，增加公司的现金持有量。 综上所述，作为公司重要的投资行为，并购是公司调整现金持有量的一种重要方式。但是，国内外学者尚未就公司如何利用并购行为调整现金持有量展开进一步的研究。 (二)现金持有量动态调整速度的估计方法 通过构建标准的局部调整模型或修正的局部调整模型，国内外学者分析了现金持有量的动态调整过程，并通过逐步改进估计方法，合理估计现金持有量的动态调整速度。局部调整模型是动态面板数据模型，其解释变量包含被解释变量的滞后项。已有文献对动态面板数据模型采用了不同的估计方法。在资本结构动态调整模型的估计中，Shyam-Sunder和Myers(1999)[10]采用了混合OLS进行估计。Flannery和Rangan(2006)[11]却认为，由于不可观测的公司个体特征因素(如公司文化等)会对公司的资本结构产生重大影响，所以应采用固定效应模型进行估计。但解释变量中包含的被解释变量滞后项，使得动态面板数据模型产生了内生性问题，采用混合OLS和固定效应估计得到的估计值是非一致性的，即混合OLS估计量上偏于其真实值，而固定效应估计量下偏于其真实值(Roodman，2006)[12]。基于此，Arellano和Bond(1991)[13]提出了“一阶差分广义矩估计”(First-difference GMM)。但在一阶差分方程中，水平变量的滞后项往往是弱工具变量，一阶差分GMM估计量可能存在严重的小样本偏误(连玉君、苏治，2008)[14]。因此，Arellano和Bover(1995)[15]、Blundell和Bond(1998)[16]又进一步提出了“系统广义矩估计”(System GMM)。相对于一阶差分广义矩估计量，系统矩估计量能够充分利用样本信息，其小样本偏误明显减少(Bond and Windmeijer，2002)[17]。由此可见，估计方法的选择对合理估计现金持有量动态调整速度起了关键性作用。 已有研究成果为本文的模型设定和估计方法选择提供了重要依据。为了充分利用样本信息，本文主要采用系统GMM方法估计现金持有动态调整模型。同时，为了增强检验结果的稳健性，本文分别采用混合OLS和固定效应估计现金持有动态调整模型，以得到被解释变量滞后项回归系数真实值的合理区间(Roodman，2006[12]。 三、理论分析与研究假设 在完美的资本市场中，公司可以无成本地从外部资本市场筹集到投资所需资金，这意味着公司的内部资金和外部资金不存在显著差异，因此，公司的最佳现金持有量应为零(Modigliani and Miller，1958)[18]。但是，现实的资本市场因存在信息不对称、代理成本和交易费用等问题而不可能完美，在投资机会、财务状况、经营风险等多方面因素的影响下，公司具有不同的现金持有动机(Keynes，1936)。过低的现金持有量会增加公司的财务风险，而过高的现金持有量则会降低公司的资金使用效率，甚至在一定程度上引发严重的代理问题。现金持有的静态权衡理论提出，目标现金持有量的持有成本是最低的，其给公司带来的经济效益也最大，实际现金持有量偏离该目标值时公司将进行调整(Kim et al.，1998；Opler et al.，1999)。但也有学者指出，由资本市场不完美所导致的调整成本以及公司现金持有超额或不足时的风险态度，将阻碍公司现金持有量的调整。基于此，国内外学者在静态权衡理论的基础上把调整成本和偏离成本纳入分析中，将“静态权衡理论”扩展为“动态权衡理论”。现金持有的动态权衡理论认为，公司存在目标现金持有量，且由于内外部环境处在不断变化之中，公司的实际现金持有量会上偏或下偏于目标现金持有量，而目标现金持有量也是会随时改变的。为了使现金持有成本达到最低，获取最大的经济效益，公司会利用各种投融资机会将实际现金持有量调整至目标现金持有量，但调整成本会影响这一过程，因此，调整只能是局部的(Ozkan A and Ozkan N，2004；连玉君、苏治，2008)。 由于现实的资本市场不完美，公司在没有足够的内部资金支持投资需求时，不得不寻求各种外部融资方式来筹集更多的资金，此时外部融资所附带的各种成本、限制等障碍就会出现，形成融资约束。并购不仅是我国资本市场上最重要的社会资源重新配置手段之一(刘淑莲，2010)[4]，也是公司重要的投资行为。为了缓解融资约束所带来的投资不足等，公司通过发动并购形成内部资本市场，增加现金持有量，以减少对外部资金的依赖(Hubbard and Palia，1999；吴红军，2006)[8，9]。另外，Jensen(1986)[2]、Martin(1996)[3]均发现，持有大量现金或拥有大量自由现金流的公司在并购中会选择现金对价方式。Martynova和Renneboog(2009)[6]、翟进步等(2012)[7]也认为，当公司的现金持有量较多时，其在并购中更可能采用自有资金作为并购融资方式。由此可见，作为重要的投资行为，并购是公司调整现金持有量的重要方式之一。 基于以上分析，本文提出如下假设：根据现金持有的动态权衡理论，公司存在目标现金持有量，且会利用并购交易这一机会积极地调整现金持有量，以缩小其与目标现金持有量的差距。 四、研究设计 (一)样本选取与数据来源 本文以2008年1月1日至2011年12月31日沪深上市公司成功完成的并购交易为样本，考察目标现金持有量的存在性。总样本区间以并购事件宣告年份为基准，并对主并公司并购前后各追踪三年，如某主并公司在2008年发生并购交易，则对其向前要追踪到2005年，向后要追踪到2011年。因此，本文的并购事件样本区间为2008～2011年，而总样本区间为2005～2014年。 本文按照以下标准对并购事件样本进行了筛选：(1)由于非上市公司的相关数据难以取得，故本文仅保留主并公司是上市公司的并购事件；(2)仅保留交易成功的并购事件；(3)将并购限定为上市公司资产收购、股权转让和吸收合并的行为，不包括资产剥离、资产置换、债务重组、股份回购等广义形式的并购活动；(4)仅保留完全以现金或股票作为并购对价方式的样本；(5)由于金融、保险行业具有特殊性，本文剔除了主并公司属于金融、保险行业的并购样本；(6)对于同一主并公司在一年内宣告两笔或两笔以上的并购交易，本文仅保留该上市公司在该年内交易总价最大的成功并购交易。对并购事件进行初步处理后，本文得到1 729笔成功并购交易的样本。 并购的相关数据来自于国泰安数据库中的中国上市公司并购重组研究数据库，主并公司样本期间各年末财务数据来自于国泰安的其他数据库，缺失的样本数据利用巨潮资讯网站、上海证券交易所和深圳证券交易所发布的年度报告信息进行补充。本文所有数据的预处理均使用Excel 2010，预处理后的数据则使用STATA 11.0进行统计分析。为了消除财务指标离群值的影响，本文对主要指标进行了Winsorized缩尾处理。 (二)模型设定与变量说明 1.现金持有均值回归模型。Opler等(1999)认为，如果公司的现金持有量存在“均值回归”现象，则可认为公司存在目标现金持有量；反之，如果公司的现金持有量不存在“均值回归”现象，则认为公司不存在目标现金持有量。本文借鉴Opler等(1999)的现金持有均值回归模型(1)，初步考察公司是否存在目标现金持有量。
其中：
分别表示主并公司i在第t年和第t-1年的实际现金持有量，现金持有量用年末现金及现金等价物余额与年末非现金资产(年末资产总额-年末现金及现金等价物余额)的比率进行度量(Opler et al.，1999；杨兴全、孙杰，2006)。 2.目标现金持有量估计模型。由于目标现金持有量具有不可观测性，故只能选择历史均值、行业均值等作为目标现金持有量的替代变量(Opler et al.，1999)。Bruinshoofd和Kool(2004)的研究表明，以公司特征为基础来估算目标现金持有量，能够提高估算结果的准确性和有效性。本文借鉴Opler等(1999)的现金持有量估计模型(2)，利用理论上可以对公司现金持有量产生影响的公司特征因素预测目标现金持有量。
其中：α为常数项；
为干扰项；
为影响公司现金持有量的公司特征因素，主要包括公司规模、现金流量、现金替代物、资本性支出、财务杠杆、投资机会、股利支付等指标。 (1)公司规模(Size)。由于发行证券会产生大量的固定成本并带来规模经济，大规模的公司在证券发行上要比小规模的公司更具优势，这意味着大规模公司的外部融资成本要小于小规模的公司(Barclay and Smith，1995)。同时，大规模的公司通过多元化经营可以分散风险，降低财务困境出现的概率，而小规模的公司进行债务融资时的限制性条款和约束条件较多，外部融资成本较高，出现财务困境和破产的可能性较大。因此，与大规模的公司相比，小规模的公司为了降低财务风险，倾向于持有较多的现金(Opler et al.，1999；辛宇、徐莉萍，2006)。连玉君(2008)、刘博研等(2012)却发现，与小规模的公司相比，大规模公司创造现金流的能力更强，其持有的现金也更多。本文中，公司规模的替代变量是总资产的自然对数。 (2)现金流量(Cashflow)。公司现金持有量的源泉之一是现金流量。基于现金持有的融资优序理论，现实的资本市场由于存在信息不对称、代理成本和交易费用等问题，公司外部融资需要花费大量的成本，为了降低融资成本，公司的现金流量越大，其现金持有量就越高(Opler et al.，1999；辛宇、徐莉萍，2006)。但从另一个角度来看，现金流量能够为公司的投资和偿还到期债务提供有效保障，现金流量越大，公司放弃有价值的投资机会和面临财务困境的可能性就越小，故现金流量越高的公司，其现金持有量越少(Kim et al.，1998)。本文中，现金流量的具体计算方法为：(息税折旧摊销前利润-利息-所得税-股利)/(总资产-现金及现金等价物)。 (3)现金替代物(Nwc)。公司的非现金流动资产具有流动性强的特点，资金短缺时，公司可以以较低的成本出售非现金流动资产，以筹集所需的现金。因此，非现金流动资产可视为公司的现金替代物，拥有较多现金替代物的公司通常持有较少的现金。本文中，现金替代物的具体计算方法为：(流动资产-流动负债-现金及现金等价物)/(总资产-现金及现金等价物)。 (4)资本性支出(Capex)。现金持有的静态权衡理论提出，资本性支出多的公司由于现金短缺的成本较大，故会持有较多的现金。同时，资本性支出的多少可以衡量公司投资机会的大小，资本性支出越多表明公司的投资机会越多，公司也就需要持有越多的现金，以避免因资金短缺而造成投资不足。但是，Opler等(1999)发现，资本性支出增多会导致公司的内部资源减少，积累下来的现金也就较少。本文中，资本性支出的具体计算方法为：购建固定资产、无形资产和其他长期资产支付的现金/(总资产-现金及现金等价物)。 (5)财务杠杆(Lev)。财务杠杆可以用来衡量公司资本结构决策中对负债筹资的利用程度，财务杠杆越大，说明公司的债务资金越多，其出现财务困境和破产的概率就越大。因此，基于预防性动机，为了降低出现财务困境或破产的可能性，财务杠杆越高的公司，其持有的现金应当越多(Teruel and Solano，2008)。但是，从另一个方面来看，财务杠杆反映了公司的举债能力，财务杠杆越大的公司举债能力越强，公司在需要资金时可以从外部及时借入资金，而不需要持有大量现金，增加持有成本。因此，财务杠杆越大的公司，举债能力越强，持有的现金越少(Kim et al.，1998；辛宇、徐莉萍，2006)。本文采用总负债与总资产的比率衡量财务杠杆。 (6)投资机会(Mtb)。获利性投资机会的增加意味着公司如果出现现金短缺，将被迫放弃好的投资机会(Opler et al.，1999)。同时，公司的投资机会越多，其出现财务困境和破产的可能性就越大，而在出现财务困境或破产的情况下，公司投资机会的可获利价值会快速下跌。为了避免投资不足，公司可获利的投资机会越多，其就应当持有越多的现金(Kim et al.，1998；辛宇、徐莉萍，2006)。本文中，市值账面比是投资机会的替代变量，具体的计算方法为：(股权市值+净债务市值)/总资产，非流通股权市值用流通股权市值代替。 (7)股利支付(Div)。Opler等(1999)认为，支付股利的公司为了抓住有利的投资机会，会利用不支付或少支付股利的方法减少外部筹资额，而且支付股利的公司更容易进入资本市场筹集资金，因此，支付股利的公司要比不支付股利的公司持有更少的现金。Ozkan等(2004)则认为，支付股利的公司为了保持股利政策不变，避免未来因现金短缺而被迫减少股利甚至取消股利支付，通常会持有较多的现金。杨兴全和孙杰(2006)的研究表明，为了避免未来支付股利时发生现金短缺，支付股利的公司要比不支付股利的公司持有较多的现金。本文用虚拟变量来衡量公司是否支付股利，公司当年发放现金股利赋值为1，不发放现金股利赋值为0。 3.现金持有量动态调整模型。借鉴Ozkan等(2004)、连玉君等(2008)的研究，本文采用局部调整模型(3)来描述主并公司现金持有量的动态调整过程：
将模型(2)带入模型(3)，可以得到公司现金持有量局部调整模型的另一种表现形式，即模型(4)：
模型(4)的解释变量包括被解释变量
的一阶滞后项(
)，故模型(4)为动态面板数据模型。为了避免个体异质性和内生性问题，本文采用系统GMM方法估计动态面板数据模型(4)。使用系统GMM方法进行估计时，模型(4)的干扰项不应存在序列相关。但是，差分后的干扰项必然存在一阶序列相关，故在使用系统GMM方法时需要检验差分后的干扰项是否存在二阶序列相关，本文在进行相关检验后给出了二阶序列相关检验的AR(2)P量。同时，为了检验工具变量的使用是否合理，本文进行了过度识别检验(Sargan检验)，并给出了Sargan P值。
五、实证结果分析 (一)描述性统计 主并公司2005～2014年各年度的现金持有量如表2所示。可以看出，各年度主并公司的现金持有量存在一定的差异，2009年主并公司现金持有量的均值和中位数均处于最高水平，这可能是因为2008年的金融危机导致很多企业因资金链断裂而破产，企业由此意识到持有充裕现金的好处，越来越多的企业开始遵循“现金为王”的生存法则。2012、2013年主并公司现金持有量的均值和中位数均出现一定幅度的下降，而2014年主并公司现金持有量的均值和中位数均处于最低水平，这可能是因为自2013年以来，全球经济温和复苏，我国的经济稳中向好，企业不断扩大投资规模，其现金持有量出现了一定幅度的减少。另外，各年度现金持有量的标准差在0.17～0.29之间，表明同一年度内各主并公司的现金持有量差异较大。所有年度主并公司现金持有量的中位数均低于其均值，表明大部分主并公司的现金持有量较少，而少数主并公司的现金持有量较多。
表3列示了主并公司2005-2014年相关变量的描述性统计结果。主并公司现金持有量的均值为0.202 7，中位数为0.132 6，现金持有量的均值大于中位数，说明主并公司现金持有量的横截面分布呈现右偏趋势，该数据分布与刘博研等(2012)研究的全部上市公司现金持有量分布情况一致。主并公司市账比的均值为2.292 5，说明主并公司的整体发展势头强劲，具有良好的成长性。主并公司资产负债率的均值和中位数分别为0.547 0和0.540 9，即半数以上的主并公司债务融资占总体融资的比例超过50%，说明债务资金是主并公司外部资金的重要组成部分。主并公司股利支付虚拟变量的均值为0.554 7，中位数为1，说明每年发放现金股利的主并公司占全部样本公司的一半以上，这可能是因为近年来证监会完善上市公司现金股利分红制度的诸多举措发挥了作用。
表4列示了主并公司现金持有量的绝对水平在并购前、并购中和并购后的差异。可以看出，在并购前三年(Year-3至Year-1)，主并公司的现金持有量逐年增加，并购当年(Year0)主并公司的现金持有量减少，而在并购后三年(Year+1到Year+3)，主并公司的现金持有量持续减少。并购前主并公司现金持有量增加的原因可能是，为了满足并购交易对大额资金量的需求，主并公司积累了大量的现金，以保障并购交易的顺利进行。并购当年主并公司现金持有量出现减少的原因可能是，并购交易花费了公司大量的资金。至于并购后主并公司现金持有量持续减少的原因，一方面可能是主并公司在并购整合期会面临许多新的挑战和风险，需要对企业战略、企业财务、组织机构、人力资源、企业资产及企业文化等多个方面进行整合，以实现“1+1＞2”的并购协同效应，而大量的人力、物力和财力付出会造成并购后主并公司的现金持有量减少；另一方面可能是并购交易扩大了主并公司的规模，而公司投资规模的扩大和可选择投资项目的增加，使得并购后公司的现金持有量减少。
图1 主并公司并购前后现金持有量的变化趋势(均值) 图1描绘了主并公司并购前后现金持有量的绝对水平(Cashhold)、目标现金持有量(
)和现金持有量的相对水平(实际现金持有量与目标现金持有量的偏差，即
-Cashhold)的变化过程。从现金持有量绝对水平(Cashhold)的变化中可以发现，并购前三年主并公司增加了现金持有量，其原因可能是主并公司需要积累大量的现金以满足并购交易对大额资金的需求；并购后三年主并公司的现金持有量持续减少，其原因可能是并购整合和投资增加花费了大量资金。从长期来看，虽然并购前主并公司增加了现金持有量，偏离了目标现金持有量，但并购后主并公司降低了现金持有量，其与目标现金持有量又趋于一致。此外，主并公司的实际现金持有量与目标现金持有量虽然存在一定的偏差，但偏离程度比较稳定，这在一定程度上说明公司存在目标现金持有量，由于受到调整成本等因素的影响，实际现金持有量会围绕目标现金持有量上下波动。 (二)相关性分析 为了避免模型中存在严重的多重共线性对回归结果产生的不利影响，本文在对模型(4)进行回归分析之前，采用Spearman相关系数对主要变量进行了相关性分析。表5列示了主并公司2005～2014年相关变量之间的Spearman相关系数。
从表5的结果来看，各主要变量之间两两相关系数的绝对值均小于0.5，说明模型(4)主要变量之间的相关性较弱，变量间的多重共线性不会对回归结果产生严重的不利影响。 (三)回归结果分析 1.现金持有均值回归模型的检验结果。表6列示了主并公司现金持有变化量(
)在至少5年的样本期间内的一阶自回归估计结果。结果显示，公司现金持有变化量(
)一阶滞后值(
)的系数为-0.211 0，且在1%的置信水平上显著，说明公司的现金持有量存在“均值回归”现象，初步证明了公司存在目标现金持有量。
图2描绘了主并公司现金持有变化量(
)在至少5年的样本期内一阶自回归系数(β)估计值的分布情况，β的描述性统计结果见表7。表7显示，现金持有变化量(
)一阶自回归系数(β)的均值为-0.258 4，中位数为-0.278 8，呈左偏性。表6和图2对主并公司现金持有均值回归模型的检验表明，主并公司的现金持有量具有向“均值回归”的特征，公司存在目标现金持有量，这意味着可能存在某些系统性因素使得公司不会任由现金持有量过高或过低，而是将其控制在一个相对稳定的范围内。
2.现金持有量动态调整模型的检验结果。表8和表9分别列示了全部主并公司和未发动并购公司①的现金持有量动态调整模型(4)在三种不同的估计方法下得到的回归结果，其中，表的第(1)列为混合OLS回归结果，第(2)列为固定效应下的回归结果，第(3)列为系统GMM的回归结果。表8和表9的第(3)列显示：AR(2)P值均不显著，说明本文在采用系统GMM方法估计现金持有量动态调整模型(4)时不存在二阶序列相关；Sargan检验的P值均不显著，说明本文在采用系统GMM方法估计现金持有量动态调整模型(4)时，选择的工具变量是合理的，不存在过度识别问题。② 根据表8的回归结果，在三种不同的估计方法下，
的系数(1-λ)各有差异，也就是说，不同的方法所估计的现金持有量动态调整速度有快有慢，但均在1%的置信水平上显著为正，这支持了现金持有的动态权衡理论。
在表8第(1)列的混合OLS估计结果中，
的系数表明主并公司向目标现金持有量动态调整的速度约为0.340 3(=1-0.659 7)，若以此速度进行现金持有量的动态调整，主并公司将要花费2.04年才能调整实际现金持有量与目标现金持有量偏差的50%(调整半周期=2.04年)。这种较慢的调整速度既有可能是受到调整成本的影响，也有可能是受到主并公司短期内遵循的现金持有融资优序理论和代理理论的影响。混合OLS估计方法由于没有考虑公司个体效应对主并公司目标现金持有量的影响，可能会导致估计结果出现偏误，因此，本文对模型(4)采用固定效应方法进行了估计，见表8的第(2)列。可以看出，在考虑了公司的个体效应后，
的系数有了较大幅度的降低，主并公司向目标现金持有量动态调整的速度达到0.749 0(=1-0.251 0)，现金持有量的调整半周期也从混合OLS估计方法下的2.04年降到0.93年。 Roodman(2006)[12]的研究表明，对于动态面板数据模型，被解释变量滞后项回归系数的混合OLS估计量和固定效应估计量分别上偏和下偏于其真实值，这两者构成了被解释变量滞后项回归系数真实值的合理区间。从表8第(1)、(2)列的结果来看，
的系数应介于0.251 0～0.659 7之间。为了避免混合OLS估计量和固定效应估计量出现偏误，本文采用系统GMM(Arellano and Bover，1995；Blundell and Bond，1998)[14，15]对模型(4)进行估计，回归结果见表8的第(3)列。从系统GMM的估计结果来看，
的系数为0.537 3，介于0.251 0～0.659 7之间，说明主并公司向目标现金持有量调整的速度约为0.462 7(=1-0.537 3)。若以此速度进行现金持有量的动态调整，主并公司调整实际现金持有量与目标现金持有量偏差的50%将要花费1.50年的时间(调整半周期为1.50年)。 表8的数据显示，在混合OLS和固定效应两种估计方法下，资本性支出(Capex)的回归系数均在1%的置信水平上显著为负，说明资本性支出增多会导致公司的内部资源减少，故积累下来的现金就较少，这与Opler等(1999)的研究结论一致。在混合OLS和固定效应两种估计方法下，投资机会(Mtb)的回归系数均在1%的置信水平上显著为正，说明当公司可获利的投资机会较多时，为了避免投资不足，公司倾向于持有较多的现金，这与Kim(1998)、辛宇和徐莉萍(2006)的研究结论一致。在固定效应和系统GMM两种估计方法下，公司规模(Size)的回归系数分别在1%和5%的置信水平上显著为正，说明与小规模的公司相比，大规模的公司创造现金流的能力更强，持有的现金也更多，这与连玉君和苏治(2008)、刘博研和韩立岩(2012)的研究结论一致。在混合OLS、固定效应和系统GMM三种估计方法下，现金替代物(Nwc)的回归系数均在1%的置信水平上显著为负，说明当公司发生资金短缺时，作为现金替代物的资产能够以较低的成本迅速转换为现金，因此，公司的现金替代物越多，其持有的现金就越少(连玉君、苏治，2008；刘博研、韩立岩，2012)。在混合OLS、固定效应和系统GMM三种估计方法下，财务杠杆(Lev)的回归系数均在1%的置信水平上显著为负，说明财务杠杆越大，公司的举债能力就越强，公司在需要资金时可以从外部及时借入资金，而不需持有大量的现金，增加现金的持有成本，故财务杠杆越大的公司持有的现金越少，这与Kim(1998)、辛宇和徐莉萍(2006)、连玉君和苏治(2008)、刘博研和韩立岩(2012)的研究结论一致。在混合OLS、固定效应和系统GMM三种估计方法下，现金流量(Cashflow)的回归系数分别在1%、1%和5%的置信水平上显著为正，说明公司的外部融资成本要比内部融资成本高，为了降低融资成本，现金流量越大，公司的现金持有量就越高(Opler et al.，1999；辛宇、徐莉萍，2006)。在系统GMM估计方法下，股利支付哑变量(Div)的回归系数在5%的置信水平上显著为负，即支付股利的公司在未来需要资金时可以通过减少股利支付获得低成本资金，而且支付股利的公司更容易进入资本市场筹集资金，故支付股利公司的现金持有量较少，这与Opler等(1999)的研究结论一致。 表9列示了未发动并购公司的现金持有量动态调整模型(4)在三种不同的估计方法下得到的回归结果。第(3)列显示，在系统GMM估计结果中，
的系数为0.597 1，介于固定效应估计量(0.309 4)与混合OLS估计量(0.620 7)之间，说明未发动并购的公司向目标现金持有量调整的速度约为0.402 9(=1-0.597 1)。若以此速度进行现金持有量的动态调整，未发动并购的公司调整实际现金持有量与目标现金持有量偏差的50%将要花费1.72年的时间(调整半周期为1.72年)。可见，与同一考察期内主并公司现金持有量的调整速度相比，未发动并购公司的现金持有量调整速度更慢。 本文估计的发动并购公司的现金持有量调整速度(0.462 7)要快于未发动并购公司的现金持有量调整速度(0.402 9)，说明并购作为重要的投资行为，是公司调整现金持有量的重要方式之一。当实际现金持有量偏离目标现金持有量时，公司会利用并购交易这一机会，积极地调整现金持有量，以缩小其与目标现金持有量的差距，本文的假设由此得到证明。
(四)稳健性检验 1.不同估计区间的稳健性检验。从表10不同估计区间的现金持有量动态调整模型的系统GMM估计结果来看，在Year[-3，-1]、Year[0，+1]、Year[+2，+3]三个估计区间，
的系数均在1%的置信水平上显著为正。在并购前三年到并购前一年(Year[-3，-1])这一区间，主并公司向目标现金持有量调整的速度约为0.341 7(=1-0.658 3)。若以此速度进行现金持有量的动态调整，主并公司的调整半周期为2.03年。在并购当年到并购后一年(Year[0，+1])这一区间，主并公司向目标现金持有量调整的速度约为0.459 3(=1-0.540 7)。若以此速度进行现金持有的动态调整，主并公司的调整半周期为1.51年。在并购后两年到并购后三年(Year[+2，+3])这一区间，主并公司向目标现金持有量调整的速度约为0.288 6(=1-0.711 4)。若以此速度进行现金持有量的动态调整，主并公司的调整半周期为2.40年。可见，主并公司并购交易期间(Year[0，+1])的现金持有量调整速度要快于并购前(Year[-3，-1])和并购后(Year[+2，+3])，说明公司利用并购交易这一机会积极地调整了现金持有量，以缩小其与目标现金持有量的差距。
2.不同并购对价方式下的稳健性检验。表11的数据显示，在并购前三年(Year[-3，-1])和并购后三年(Year[+1，+3])，采用现金对价方式或股票对价方式进行并购交易的主并公司，其现金持有量的绝对水平(Cashhold)存在显著差异，这一差异在并购前三年(Year[-3，-1])通过了5%置信水平的显著性检验，而在并购后三年(Year[+1，+3])通过了1%置信水平的显著性检验。从平均值来看，在并购前三年(Year[-3，-1])，采用现金对价方式进行并购交易的主并公司，其现金持有量的绝对水平要高于采用股票对价方式的主并公司，但在并购当年(Year0)和并购后三年(Year[+1，+3])，采用现金对价方式进行并购交易的主并公司，其现金持有量的绝对水平要低于采用股票对价方式的主并公司，这初步说明主并公司通过对并购对价方式进行选择调整了现金持有量。此外，图3显示，不论是采用现金对价方式还是股票对价方式的主并公司，其在并购前三年(Year[-3，-1])均增加了现金持有量，而在并购后三年(Yer[+1，+3])均减少了现金持有量。
图3 不同并购对价方式下主并公司现金持有量的变化趋势 本文还从现金持有量的相对水平(实际现金持有量与目标现金持有量的偏差，即
-Cashhold)的角度，进一步考察了不同并购对价方式下主并公司现金持有量的特征。表12的单因素检验结果显示：在并购前三年(Year[-3，-1])，采用现金对价方式进行并购交易的主并公司，其目标现金持有量偏差的均值绝对值要低于采用股票对价方式的主并公司，且采用现金对价方式进行并购交易的主并公司的目标现金持有量偏差均值处于现金持有超额状态(
-Cashhold的均值小于0)，而采用股票对价方式进行并购交易的主并公司的目标现金持有量偏差均值处于现金持有不足状态(
-Cashhold的均值大于0)；在并购后三年(Year[+1，+3])，采用现金对价方式进行并购交易的主并公司，其目标现金持有量偏差的均值绝对值要低于采用股票对价方式的主并公司，且采用现金对价方式进行并购交易的主并公司的目标现金持有量偏差均值处于现金持有不足状态(
-Cashhold的均值大于0)，而采用股票对价方式进行并购交易的主并公司的目标现金持有量偏差均值处于现金持有超额状态(
-Cashhold的均值小于0)。这一检验结果初步证明，主并公司通过并购对价方式的选择调整了实际现金持有量与目标现金持有量之间的偏差。
图4描绘了不同并购对价方式下目标现金持有量偏差的变化趋势，直观地反映出主并公司通过选择不同的并购对价方式调整了现金持有量。
图4 不同并购对价方式下目标现金持有量偏差的变化趋势 从图4中可以看出，在并购前三年(Year[-3，-1])，选择现金对价方式的主并公司为现金持有超额公司，其在交易中通过选择现金对价方式降低了现金持有量，随着现金持有量的减少，其在并购交易完成后三年(Year[+1，+3])逐渐调整为现金持有不足公司；在并购前三年(Year[-3，-1])，选择股票对价方式的主并公司为现金持有不足公司，随着公司规模的扩大和投资机会的增多，其在并购交易完成后三年(Year[+1，+3])创造出更多的利润，取得了更多的现金，逐渐调整为现金持有超额公司。 六、研究结论 本文以2008年1月1日至2011年12月31日沪深上市公司发生的1 729笔成功并购交易为研究样本，利用并购交易这一可观测的独特投资事件，研究了公司是否存在目标现金持有量，并得到三个结论。(1)采用现金持有均值回归模型(Opler et al.，1999)对主并公司现金持有量特征的分析结果表明，主并公司的现金持有量具有“均值回归”的特征，这意味着主并公司会将现金持有量控制在一个相对稳定的范围内。(2)采用动态面板数据模型对主并公司现金持有量动态调整的分析结果表明，系统GMM估计下主并公司向目标现金持有量调整的速度约为0.462 7(=1-0.537 3)，若以此速度进行现金持有量的动态调整，主并公司调整实际现金持有量与目标现金持有量偏差的50%将要花费1.50年(调整半周期为1.50年)的时间。本文采用系统GMM估计方法得到的主并公司现金持有量调整速度(0.462 7)要快于未发动并购公司的现金持有量调整速度(0.402 9)，说明公司存在目标现金持有量，且会利用并购交易这一机会积极调整现金持有量，以缩小其与目标现金持有量的差距。(3)本文通过分析不同估计区间和不同并购对价方式下主并公司现金持有量的特征，对研究结论进行了稳健性检验，检验结果支持了上述结论，表明本文的研究结论具有一定的稳健性。 现金持有量的确定是公司重要的财务决策，它不仅受到公司投融资决策和营运活动的影响，还受到外部资本市场环境和行业特征的影响。随着内外部环境因素的变化，公司的目标现金持有量也会发生改变，这就需要公司对现金持有量实行动态管理。具体来说，公司应依据实际现金持有量与目标现金持有量的偏离程度，对现金持有量进行相应的动态调整，以降低经营风险和财务风险，提高公司价值。同时，公司应加强公司治理机制建设，规范内控制度及内控信息披露，减轻外部投资者与公司管理者之间的信息不对称程度，提高公司的透明度，从而有利于外部融资成本的降低，为公司现金持有量的动态调整创造可行性前提。 本文间接证明了由于调整成本的作用，公司只能对现金持有量进行局部调整，而没有进一步研究公司在面临不同的调整成本时，现金持有量的调整速度是否具有显著性差异。因此，后续的研究应结合具体的调整成本分析现金持有量的动态调整速度，并进一步研究公司的融资约束程度及财务风险状况对现金持有量动态调整速度的影响。 ①未发动并购的公司包括2008年1月1日至2011年12月31日没有发动并购的公司和并购不成功的公司。 ②连玉君和苏治(2008)指出，由于一阶段GMM估计量存在异方差问题，在多数情况下，Sargan(1958)检验的原假设都会被拒绝，这意味着存在模型的设定偏误。因此，表8和表9的第(3)列所列示的回归结果均为两阶段GMM估计量。
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