人民币汇率波动、融资约束与企业现金持有_人民币对美元汇率论文

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      现阶段人民币汇率波动明显。2014年起,人民币由单边快速升值转为贬值,至2014年年底,人民币对美元汇率中间价累计贬值约0.36%。但自2005年7月汇改至2013年年底,人民币对美元累计升值35.7%。

      汇率政策不仅属于国家重要宏观经济调控手段之一,也是国家调节国际贸易收支平衡非常关键的政策杠杆与工具,随着我国成为世界第一贸易大国后,其重要性尤为凸显。国际贸易学认为,人民币汇率波动与变化对进出口商品价格具有显著传导效应,继而对进出口型企业成本、销售及收入产生作用与影响,并通过相关传导机制与路径作用于国内商品与资产价格生成,进而传导并作用于诸多非涉外行业与非进出口型企业。人民币汇率政策作为国家调控内外贸易收支最主要杠杆与工具之一,其波动与变化必然对企业外部融资环境等产生显著影响,企业的营运、筹资和投资等决策必然依据人民币汇率波动程度进行相应调整与应对。这样,汇率波动也将对微观企业的实体经营和财务状况等产生一定作用,譬如对企业绩效、盈余管理和企业价值产生特定影响等,这其中对企业现金流运行是否产生作用,若有,又将呈现出何种特性与特质,这将是本文探索的主题。文献梳理后发现,现阶段国内鲜有学者基于人民币汇率波动对企业现金持有展开研究。近年来,国外会计学者纷纷提出会计研究应打破单一范式与方法,不断创新;国内会计学者做出了积极响应,在财务会计领域进行了多方位、多角度的探索(姜国华和饶品贵,2011)。一般而言,结合国家宏观经济政策与微观企业行为展开财务会计研究,不仅能为国家运用人民币汇率杠杆调控国内经济形势、实现产业倾斜等提供理论支持,而且可以为特定企业管理层,在人民币汇率波动时期如何结合企业性质和规模,确定本企业适宜的现金持有水平,防范现金流断流风险,提供实践指导。

      二、文献回顾

      Modigliani and Miller(1958)指出,当资本市场呈完美情形,企业可以根据需要及时获取企业发展所需资金,换言之,企业不必思考持有一定现金进行流动性预防。然而,现实中不存在完美市场,融资约束情形确实存在。若存在融资约束,企业现金持有政策又将如何选择,非融资约束企业与融资约束企业在现金持有上是否存在差异;在人民币汇率波动情形下,两类企业现金持有又将呈现出何种特质,这些将是本文讨论的主要问题。

      (一)汇率政策与现金持有

      Shapiro(1975)发现汇率政策变动传导至企业已经签订的项目并且影响到以现金结算的项目,进而作用于企业预期现金流。Dornbusch and Fisher(1980)认为汇率波动对企业的现金流、股价及其走向产生作用。Hodder(1982)研究发现,汇率变化对企业成本与销售产生影响,继而对企业现金流运行产生一系列作用与影响。Flood and Lessard(1986)认为企业可以根据汇率走向开展现金流管理,从而提高汇率风险管理水平,实现企业价值最大化。Smith and Stulz(1985)指出企业汇率风险管理及其模型的建立应以企业现金流运行变化为依据。Bodnar and Gentry(1993)研究发现,汇率变化影响企业股价和预期现金流流量与流速,继而导致企业产生经营风险。Chen et al.(2015)指出企业现金持有量与个人主义呈负相关关系,与风险规避呈正相关关系。

      祝继高和陆正飞(2009)实证发现企业现金持有水平与央行紧缩货币政策呈反向关系。张西征(2010)研究发现,央行实施的不同货币政策,会通过多个路径对企业内外部筹资能力产生显著作用,继而对企业投资方式与能力造成影响。饶品贵和姜国华(2011)发现,当央行实施偏紧货币政策时,负债融资与企业下一年度业绩显著正相关。陈冬华等(2012)研究表明,在利率管制情形下,融资约束较强和贷款规模较大的企业隐形资本成本较高,且国企变民营后企业隐性资本成本明显上升。肖明和吴慧香(2013)考察发现,宏观经济环境对公司现金持有具有显著影响,相同宏观经济政策,国有控股公司现金持有水平显著低于非国有控股公司。杨兴全等(2014)研究表明,宏观经济政策与行业竞争显著影响公司现金持有行为,在紧缩货币政策和行业竞争加剧情形下,存在融资约束企业显著增加现金持有。吴昊旻和谢广霞(2015)研究发现,我国上市公司现金持有表现为正向价值效应,融资约束增强了公司现金持有的价值效应。

      上述文献从企业视角并结合融资约束理论,研究了企业现金持有价值、持有水平及现金-现金流敏感性等问题。然而,研究企业现金持有等相关管理行为不可忽视宏观经济政策要素。众所周知,企业现金持有及现金流受诸多因素影响,既有企业内部自身因素,如企业的资本结构、公司财务状况、行业特质等,也有外部宏观因素,如国内外经济形势、经济周期、宏观经济政策(货币、利率政策)等。这些宏观经济调控政策必将通过一定传导机制与路径作用于微观企业经济行为,现金与现金流管理行为自然置于其中。上述文献回顾可以发现,从宏观政策研究微观企业经营与财务行为文献,从货币政策等研究视角居多,国外已有学者关注汇率政策与企业现金流之间的联系,国内虽也有部分学者从人民币汇率波动研究微观企业实体财务行为,但他们的研究领域往往集中在人民币汇率传导效应产生的宏观经济后果,而基于人民币汇率波动经过相关传导路径及机制来研究企业现金持有的文献并不多见。

      (二)现金持有与融资约束

      出于现金流动性需要,防止企业现金流断流,结合外部融资环境和企业内部资本市场现状等,企业通常会在留存收益中,或在权益资本中保留一定现金及其相关等价物(下文统称为现金),以备不时之需;且当企业面临外部融资约束程度较强时,基于稳健性考量,往往增强企业现金持有量。凯恩斯(1983)指出,基于流动性思考,企业一般会持有一定量现金防范风险。然而,当市场信息完全对称等完美条件全部满足时,企业发展所需资金可以从外部按需获得,企业无需持有现金展开预防。Jensen(1986)研究发现,企业内部持有大量现金时,管理层谋求私利机会不易被治理层监管。Fazzari et al.(1988)认为融资约束和投资—现金流敏感性为单调上升线性关系,当存在融资约束时,企业投资行为受到限制,但企业内部的充分现金可以缓解该限制。与Fazzari et al.(1988)研究结果不一致,Kaplan and Zingales(1997)研究发现,融资约束和投资—现金流敏感性不是单调上升,而是单调下降的线性关系。Stulz(1990)认为若企业内部资金丰裕,即便存在外部融资约束,投资正NPV项目仍可依计划而行。Gilchrist and Himmelberg(1995)发现企业流动资金较少和面临融资约束时,往往会加强现金持有。Opler et al.(1999)研究发现,企业现金持有量与融资约束程度显著正相关,即融资约束程度越高,现金持有量越多。Almeida et al.(2004)发现,与非融资约束组相比,融资约束组企业的现金流波动性较强,表现出较高的现金—现金流敏感性,且在经济不景气时现金持有量更高。Khanna and Palepu(2006)认为,若存在外部融资约束情形,应合理确定留存收益中的现金持有水平,既可防范风险又可适时投资。Arslan et al.(2006)研究表明,相比非融资约束企业,融资约束企业表现出较高的投资—现金流敏感性。Denis and Sibilkov(2007)发现,相比不存在融资约束的企业,融资约束企业的现金持有价值显著较高。Bruinshoofd(2009)发现,存在融资约束企业,现金持有不足时,其现金持有水平调整速度显著加快;现金持有过度时,调整速度缓慢。Yu et al.(2013)运用我国台湾上市公司数据发现,董事会成员和管理层持股较高时,企业现金持有水平较高。

      张人骥和刘春江(2005)发现股东权益保护与现金持有量呈负相关关系,即股东权益保护越好,企业现金持有量越低。章晓霞和吴冲锋(2006)研究发现,融资约束和非融资约束企业的现金—现金流敏感性并不存在显著差别。胡国柳和王化成(2007)研究发现,现金持有量与公司规模、投资成长机会、公司股利支付率等显著正相关,而与企业寿命、财务杠杆等显著负相关。李金等(2007)研究表明,存在融资约束企业表现出显著为正的现金—现金流敏感性。罗进辉和万迪昉(2008)研究表明,企业现金持有量与企业债务期限呈反向关系,即企业现金持有持有水平与短期债务正相关,与长期债务负相关。连玉君等(2008)指出现金—现金流敏感性可以作为度量融资约束的变量。顾乃康和孙进军(2009)实证检验发现,相比非融资约束企业,存在融资约束的企业,其融资约束程度与现金持有水平呈显著正相关关系。沈红波等(2010)研究发现,市场化程度和金融发展状况对降低公司现金—现金流敏感性有显著作用。罗琦和胡志强(2011)认为,控股股东自利动机增强时,企业现金—现金流敏感性上升。陆正飞和韩非池(2013)研究发现,受产业政策鼓励发展的企业,其持现水平与企业成长性显著正相关;在行业中持现水平较高并受到产业政策支持的企业,其持现水平与企业价值显著正相关。刘星等(2014)研究表明,在面临同等融资约束情境下,集团成员企业的现金持有量显著高于独立企业。

      上述文献梳理发现,国内外学者往往通过投资—现金流敏感性、现金持有价值、现金持有水平、现金—现金流敏感性等指标作为检验依据,国内学者的研究结论多与国外学者的研究结论一致,结论的差异可能是由于我国金融市场仍不发达,或我国相关制度背景与国外存在差异等所致。

      三、制度背景、理论分析与研究假说

      汇率政策不仅属于国家重要宏观经济调控政策之一,也是国家调节国际贸易收支平衡非常关键的政策杠杆与工具,尤其随着我国成为世界第一贸易大国后,其重要性尤为凸显。国家在制定与实施宏观经济政策时,往往设想通过一定传导机制与路径作用于微观企业营运行为,寄望于此干预企业经济产出与效益,实现行业倾斜,达到国家调控经济预想之目标。开放经济条件下,人民币汇率波动与变化不仅对我国经济形势产生巨大影响,对世界经济波动趋向也有一定作用。

      (一)人民币汇率波动与现金持有动机理论分析

      凯恩斯货币需求理论——预防性动机。基于汇率政策间接传导机制和货币供给机制,央行将依据汇率政策紧密配合货币政策机制,对银行准备金制度及相关利率政策进行调整。当央行实行宽松人民币汇率政策①时,基于配合机制往往同步推出稳健与偏紧的货币政策。各商业银行受此政策调控,必将结合银行信贷配给制度,审慎思考各自放贷规模及风险补偿机制。企业可从外部获得筹资额减少,为防范现金流断流风险,企业在此阶段会增加现金持有。反之,情境将发生反向改变。

      弗里德曼的现代货币数量论——货币主义模式的传导机制。货币是通过相对价格机制对现实经济发生直接影响的,若央行实施宽松的人民币汇率政策,当人民币升值超过一定程度时,部分企业出口规模受限,销售下降,收入减少,而国内材料基于价格粘性与工资刚性效应,银行等金融机构必对此类企业放贷持谨慎态度。我国目前仍属于发展中国家,人民币汇率的强大传导效应将对进出口商品价格产生作用,进而传导至国内相关资产与价格,如房地产价格、CPI等,最终影响国内金融信贷政策,由此势必对国内银行信贷额度及规模产生冲击。

      职业经理人声誉与信任理论。企业经理人一旦获取管理层职位,一方面,出于绩效与激励动机,努力工作以获得晋升和更多的福利与报酬;另一方面,出于谨慎性考虑,防止企业破产影响其未来职业生涯和声誉等,会对企业现金持有水平有自利动机顾虑,一般根据外部融资环境展开应对性调节。当面临恶劣外部融资环境时,现金流充裕的企业,一般不会出现现金流断流情形,破产概率低,公司得以存续,经理人的职位得以保留。若此阶段企业现金流断流,发生破产,经理人的职业声誉与生涯均会受到严重影响。当面对严峻筹资形势时,企业管理层往往通过销售收入集聚现金流以增加现金持有,防止企业现金流断流,预防企业陷入财务困境。可见,出于职业生涯和个人声誉等思考,依据外部环境变迁状况,企业管理层有调节与积累企业现金流之动机。因此,当人民币汇率偏紧时,依据前述分析,外部融资约束环境减缓,企业现金持有应该呈下降趋势;对比而言,在人民币升值过快时,企业预防性动机增强,出于审慎性思考往往增持现金,现金持有随之发生变化。

      据此,本文提出假说1:当人民兑美元汇率呈贬值或者升值极为缓慢情形时,企业现金持有下降。

      (二)不同融资约束情境下人民币汇率波动与企业现金持有

      国家出台的不同宏观经济政策之间往往存在相互配合或相互制衡机制,以此平衡不同经济政策之间的调控作用,使得不同政策的作用均衡和谐,实现一国经济健康与良性发展。

      蒙代尔—弗莱明理论,即一国若实行浮动汇率制度,货币政策将发生效用,宽松的货币政策可能带来贸易逆差,偏紧的货币政策可能带来贸易顺差。因此,可以使用汇率政策工具来左右或调整一国的贸易收支状况。当本币升值,该国进出口贸易则有“奖入限出”效用,相反,当本币贬值,该国进出口贸易则有“奖出限入”效用。换言之,当人民币升值较快时,货币供给机制发生作用,外部融资状况恶化,即货币政策与汇率政策相互配合,一般而言央行将采用稳健或适度偏紧货币政策,而此对金融信贷市场将产生一定影响,各商业银行信贷量将会趋于下降,而此必将形成连锁效应,信贷规模减少,甚至出于风险与不确定性考虑,谨慎性策略更加保守,使得既定放贷量更加减少。此时,制造出口型企业外部融资约束明显增强,对于存在融资约束企业而言,无疑为雪上加霜,出于防备现金流断流风险,该类企业预防性思考与动机明显增加,往往在此阶段增加现金持有。当然,也有一类企业不受影响,如国内高端白酒企业,其大部分甚至全部原材料取之国内,销售市场也以国内为主,人民币汇率波动对其影响微乎其微,此类企业在此阶段现金流敏感性不强。

      汇率间接传导机制——资产与商品价格和货币供给机制,即当人民币升值较快或人民币汇率政策相对较为宽松,销售收入降低,企业本源现金及现金流下降,出于防备需要,存在融资约束企业将显著增加现金持有,表现出较强的现金流敏感性。此时,出口型企业的销售及收入很可能受到较大冲击。就我国出口贸易而言,主要为劳动力密集型制造业产品为主,商品自身价格弹性较小,而人民币汇率传导效应必将通过一定传导机制作用于该类产品,从而给该类出口企业带来一定影响。一般而言,相比人民币贬值具有消极作用,由此造成该类企业销售份额及国外市场占有率下降,企业营业收入减少,更令人担忧的是该类企业材料来源往往在国内,而国内也有一定通货膨胀及物价上涨因素,鉴于商品价格粘性机制作用,相关原材料价格此阶段非但不跌,反而随之上涨,再加上工资刚性等,使得此类企业内忧外患,财务风险迅速增加。对于存在融资约束的该类企业,生产经营与财务状况将趋于更加严峻态势,出于现金流断流防范需要,该类企业往往在此阶段增加现金持有。

      鲍莫—托宾的货币需求理论:权衡持币的机会成本。当人民币汇率政策偏紧或升值缓慢时,信贷额度及企业间自然筹资额度也将相应得到缓解,外部筹资额可能增加,由此可以减轻企业融资约束,不必持有较多现金,因为持有较多现金将导致机会成本上升,企业可能的投资收益因此而减少。因此,人民币汇率偏紧时,企业现金持有下降。

      信号传递理论——即由于人民币汇率政策宽松或人民币升值较快时,内外部融资约束程度增强下的连带效应。以出口为主的制造加工企业,尤其是材料采购仍以国内采购为主的企业,由于商品一般存在价格粘性,工资薪酬具有刚性,在人民币升值背景下,销售下降,收入减少,该类企业现金及现金流运行将出现变化,尤其是中小型企业甚至可能出现财务困境。显然,相比人民币贬值时期,企业间自然筹资将面临较强外部融资约束程度。就行业总体而言,出口企业之间、行业内企业之间拆借市场将受到一定冲击,拆借规模趋于下滑,这更加剧了企业外部融资约束程度。对于存在融资约束企业,外部筹资形势不容乐观,此类企业必有增加现金持有之动机。

      基于上述分析,本文提出假说2:当人民兑美元汇率呈贬值或升值极为缓慢情形时,存在融资约束特质企业,其现金持有水平下降,而非融资约束企业对此不敏感。

      四、研究设计

      (一)样本选择与数据来源

      本文的研究期间为2003至2011年。选择2003年作为研究起始年,基于以下考虑:2003年我国银监会正式成立,相比以往,中国人民银行既是汇率政策的制定者,又是监管者,双重身份可能弱化了汇率政策调控目标的实现;银监会成立后,监督与监管力度可能加强,确保汇率政策调控目标实现的程度得以提升。此外,2003至2011年,人民币汇率波动频繁:2003至2005年6月,人民币汇率政策采用固定汇率制度,人民币对美元几乎不升值,甚至个别季度出现贬值;2005年7月至2008年6月,人民币对美元升值较快;而在金融危机期间(2008年7月至2010年6月),人民币升值极为缓慢,部分季度停滞甚至贬值;金融危机后,2010年7月起人民币对美元开始缓慢升值。人民币对美元汇率在不同季度波动起伏,微观企业现金持有行为在这样的起伏期间随之发生变化,在融资约束与非融资约束企业则明显表现出不同特征。

      在样本选择方面,本文选取沪深A股上市公司为研究对象,依据检验需要分别选取季度和年度数据,共生成45 165个公司/季度有效观测值。本文运用大样本数据进行检验,数据来源于CCER和WIND财务数据库,并剔除了ST、PT公司、金融类及类似企业及未能获得充分数据的上市公司,人民币兑美元汇率中间价来源于国家外汇管理局,各季度升值比率通过计算得到,为消除异常值的影响,本文对部分变量在0.01水平上进行了winsorize处理,统计分析软件是Stata12。

      (二)模型与变量设计

      为了验证本文提出的假说,借鉴Almeida et al.(2004)、Bao et al.(2012)等模型,本文构建如下回归模型:

      

      模型中,

表示公司i第t季与第t-1季度现金持有的变化量,界定为企业期末货币资金与一般能在短期内变现的投资(2007年之前为短期投资,2007年之后为交易性金融资产)之和,人民币汇率波动变量(erp)定义为偏松与偏紧的0-1变量,现金流变量(cfo)定义为企业i在t季度的经营现金流量净额。

      本文以国家外汇管理局公布的每日人民币对美元汇率牌价为基准,计算了36个季度升值比率,人民币汇率波动偏紧与偏松的界定,依据Kreinin(1977)汇率传导效应定义②,此后诸多文献与教材均以此为基础,将汇率传递的标准涵义概括为,进出口商品的国家双方汇率改变1%引起的以进出口国货币结算或按某一国际货币结算的进出口商品价格改变的百分比(Goldberg and Knetter,1997;Webber,1999;Coughlin and Pollard,2000;Marazzi et al.,2005;刘晓辉和范从来,2007;黄志刚,2009)。出于稳健性与审慎性思考,本文计算了2003~2011年9年间36个季度人民币对美元升值比率,并以累积每3个月(每季)人民币对美元升值比率不超过1%定义升值比率缓慢或偏紧的人民币汇率政策,erp用0表示,以每季度人民币对美元升值比率超过1%定义升值比率较快或宽松的人民币汇率政策,erp用1表示。纵观人民币这9年来36个季度人民币对美元升值幅度,相比有些季度升值程度达到2%或3%,如此界定也符合谨慎性考量。

      在相关控制变量设计上,本文借鉴了Almeida et al.(2004)等学者做法,在模型中控制了以下变量:size为企业规模,以t季度末总资产自然对数表示,ddebt为负债总额变化量在t季度与t-1季度对比值,capex为资本性支出,用当期购置与出售固定资产等资产剩余净额来衡量,growth为主营业务收入增长率,dnwc为营运资金变化量在t季度与t-1季度对比值,quarter、industry分别为季度和行业控制变量,若为绝对值变量,则是与当期总资产对比生成的相对值。

      

      依据Bao et al.(2012)等研究和本文假说1的理论分析,如果企业存在融资约束,其现金持有应显著为正,cfo应显著为正。依据Almeida et al.(2004)、Bao et al.(2012)等学者和假说2分析,当人民币汇率波动偏紧,本文特指为人民币对美元升值幅度缓慢甚至停滞,基于货币政策与汇率政策配合机制,存在融资约束企业的外部融资形势得以缓解,企业应减持现金,即模型中的

交叉项回归系数应显著为负。若企业不存在融资约束,则其现金持有波动不明显。

      五、实证检验结果与分析

      (一)描述性统计

      表2报告了变量的描述性统计结果:cfo均值为0.02,中位数为0.016;dcash均值为0.009,中位数为0。表中各主要变量波动变化不大,样本分布状况总体而言比较均匀。

      

      依据上文对人民币汇率波动偏紧与偏松界定,本文对模型中主要变量进行了差异性检验,结果见表3。表3可见,现金持有变化量与现金流各自均值和中位数的差异均在1%水平上显著。

      

      (二)相关性检验

      表4报告了变量相关性检验结果。表4可见,dcash与cfo、erp、ddebt、capex、growth在1%水平上显著相关,模型中主要变量的相关系数都不高于0.3,说明本文设计的模型多重共性问题较弱。

      

      本文模型设计中有

交叉项,由此产生多重共线性概率加大,出于稳健性思考,本文对主要变量VIF值进行检测,其中cfo变量VIF值为1.54,

交乘项VIF值为1.22,说明模型的多重共线性较弱。

      (三)回归分析

      表5报告了模型的多元回归结果。其中,第(1)列为全样本回归分析结果:cfo的回归系数为0.259,在1%水平上显著;ep*cfo的回归系数为-0.024,也在1%水平上显著。回归结果验证了人民币汇率波动偏紧或人民币对美元升值幅度缓慢时,企业增持现金的思考与倾向趋于下降或放松,本文的假说1得到支持。

      为检验假说2,本文将总样本分为融资约束组和非融资约束组。Ritter(1987)、Titman and Wessels(1988)、唐建新等(2010)认为公司规模可以作为衡量企业融资约束的代理变量,规模较小或多元化程度较低的公司,业绩变动的不确定性大,财务风险高,到公开资本市场融资时,受到限制多,且要支付较高融资成本溢价,向银行进行信用贷款可能受到歧视,信贷资金量受限。我国信贷基础为国家信贷配给制度,即国家实施信贷总额限制。依据权衡理论,若信贷供应量扩大,则表明央行实施了宽松的货币信贷政策,此时外部融资环境舒缓,筹资成本减弱,企业获得信贷融资难度下降,即使在融资约束程度较高公司,其融资约束也有可能得到减缓,获得信贷资源的可能性增加。从现有文献分析,使用公司规模度量企业融资约束程度已成为常用标准。因而,本文将样本观察值中总资产的自然对数小于总资产自然对数中位数的企业界定为融资约束企业,反之,则视为不存在融资约束公司。表5的第(2)、(3)列为分组检验结果,两组现金流cfo的回归系数均显著为正,说明我国上市公司普遍存在融资约束,与Almeida et al.(2004)研究结论一致,即存在融资约束企业现金流显著为正。交乘项

的回归结果因组而异:在融资约束组,交乘项

的回归系数为负(-0.019),在1%水平显著;在非融资约束组,交乘项

的回归系数虽为负,但不显著。本文的假说2由此得到验证,即人民币汇率偏紧或人民币对美元升值速度较为缓慢时,外界融资约束减缓,筹资环境得到改善,企业此时利用现金流增加现金持有意图放松,但对非融资约束组却没有产生显著影响。

      

      (四)进一步检验

      为了进一步验证假说,本文运用固定效应模型(fixed effects model)和随机效应模型(random effects models)展开检验,结果见表6。表6可见,现金流cfo的回归系数显著为正,表明我国上市公司普遍存在融资约束,加入人民币波动情形后,交乘项

的回归系数在两种模型下均显著为负,说明人民币汇率波动偏紧时,或人民币对美元升值速度较为缓慢时,企业管理者利用现金流积累现金、增加现金持有意图放松,从而本文假说1得到验证。

      

      表6的Hausman检验结果支持固定效应模型(fixed effects model)。为了进一步验证假说2,本文运用固定效应模型进行了分样本检验,结果见表7。表7可见,在融资约束组,交乘项

的系数为-0.015且在1%水平上显著,而在非融资约束组,交乘项

的系数为0.106,且不显著。本文的假说2得到验证。

      (五)行业分样本检验

      本文按行业展开了分样本验证,检验结果见表8。分样本dcash表示公司i汇兑损益额占第t季度现金持有量的变动相比第t-1季度的变化量达到30%及以上,如此界定可在一定程度上反映汇率波动对分样本公司现金流产生的影响(样本观测值由45165个下降至6667个)。表8第(1)列可见,现金流cfo的回归系数为0.183,在1%水平显著,假说1得到验证。按行业分样本后,两组现金流cfo的回归系数均为正。

的回归系数为负,考虑到人民币对美元升值幅度缓慢时,

的回归系数只在融资约束组显著为负(回归系数为-0.142,在5%水平上显著),而在表8第(4)栏的非融资约束组则不显著,说明人民币对美元升值幅度缓慢时对于降低现金-现金流敏感性只在融资约束组发挥作用,同样支持本文假说2。

      

      六、稳健性检验

      本文用企业净利润加折旧衡量企业经营净现金流,运用前述模型进行检验,所得结论(见表9)与前述回归结果基本一致。如表9所示,现金流cfo的回归系数为正,在1%水平上显著,交乘项

的回归系数显著为负,假说1得到验证。分组后,两组现金流cfo的回归系数仍显著为正,加入人民币汇率波动情形后,交乘项

的回归系数在融资约束组显著为负,而在非融资约束组为正,也不显著。

      

      本文进行了异方差稳健性检验,同样支持假说1和假说2,结果见表10。如表10所示,现金流cfo的回归系数为正,在1%水平上显著;交乘项

的回归系数显著为负。加入人民币汇率波动情形后,交乘项

的回归系数在融资约束组显著为负,而在非融资约束组为正,也不显著。

      本文加入ST公司样本,将新样本再次分为融资约束与非融资约束两组,回归结果如表11所示:两组现金流cfo的回归系数均显著为正,加入人民币汇率波动因素后,交乘项

的回归系数在融资约束组显著为负,而在非融资约束组为正,也不显著。

      

      

      七、结论与启示

      本文借鉴Kreinin(1977)、Almeida et al.(2004)、Marazzi et al.(2005)、刘晓辉和范从来(2007)、黄志刚(2009)、Yu et al.(2015)等学者的理论与思想,以我国2003~2011年A股上市公司为样本,考察了人民币汇率波动、融资约束和现金持有之间的内在联系。研究发现,当人民币汇率波动趋于紧缩时,外部融资约束减缓,企业现金持有随之发生变化,企业利用现金流增加现金持有倾向趋于减弱。进一步研究发现,人民币对美元汇率波动趋于偏紧时,存在融资约束特质公司,企业管理者利用现金流增加现金持有意图减弱,而非融资约束公司的这一意图并不显著。

      

      本文属于宏观经济政策与微观企业行为互动研究,选取人民币汇率政策与企业现金持有联动关系展开考察。首先,基于人民币汇率波动并结合外部筹资融资约束特质,研究微观企业现金持有所呈现出的特征,为人民币汇率传导机制与作用路径提供了新的研究视角,即人民币汇率波动作用于微观企业现金流,可以通过融资约束机制来实现。其次,本文研究发现,人民币汇率波动会通过一定传导路径与机制对微观企业实体现金流运行产生作用,尤其对存有外汇资产较多的企业的影响较为直接,继而逐渐传导至大多数企业,丰富了人民币汇率政策调控对微观企业的经济后果——企业现金持有研究。最后,本文的研究发现对微观企业实体管理层具有如下启示:在对企业进行现金流运营与管理时,随着时间与环境变迁,应密切关注宏观经济政策变化,就本文而言,人民币汇率政策应是重要宏观政策之一。企业管理层应密切关注人民币汇率波动及其走向,及时改变与调整企业现金持有政策,使得企业现金流运行形成健康与良性循环。

      ①借鉴相关文献,本文将每季度人民币对美元升值比率超过1%定义为升值比率较快或较为宽松的人民币汇率政策。

      ②一国汇率变化达到1%及以上将导致按进口国货币标明的进口价格改变和按出口国货币或外汇结算币标明的出口价格改变的程度。

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人民币汇率波动、融资约束与企业现金持有_人民币对美元汇率论文
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