毕业论文——供需不确定性、市场竞争与现金持有

供需不确定性、市场竞争与现金持有来自中国上市公司的经验证据内容摘要本文研究了市场供需不确定性对中国上市公司现金持有行为的影响。针对 2000-2006 年期间 637 家上市公司的经验研究表明，现金持有水平与市场供需不确定性负相关。这一关系在寡头竞争行业中最为显著，完全竞争行业次之，而垄断性行业最低。上述结果表明，中国上市公司的现金持有行为主要表现为短期逐利动机，并不支持国外学者普遍认为的预防性动机假说。这主要源于中国上市公司破产压力较低，使之过度追求短期资本回报，并没有将现金持有当作一种风险管理工具。关 键 词现金持有；不确定；预防性动机； 短期逐利动机一引 言上市公司的现金持有行为是公司财务研究的热点之一，前期研究主要以代理成本理论、啄食理论和权衡理论为基础。如 Dittmar and Mahrt-Smith(2007)、Harford et al.(2008)、辛宇和徐丽萍(2006a),以及沈艺峰等(2008)等重点研究了股权结构对于企业现金持有行为的影响；辛宇和徐丽萍(2006b)、程建伟和周伟贤(2007)则为啄食理论提供了经验上的支持；而彭桃英和周伟(2006)、周伟和谢诗蕾(2007)，以及连玉君和苏治(2008)却发现权衡理论能较好的解释中国上市公司的现金持有行为。然而，以上研究均集中于公司内部因素对现金持有行为的影响，缺乏对外部因素，尤其是不确定性的考察。在一个竞争性的市场中，原材料价格的波动、财政和货币政策的调整以及经济周期等因素都可能增大上市公司投融资决策的不确定性，进而影响其现金持有行为。本文的目的便在于考察中国上市公司的现金持有行为与不确定性之间的关系。从理论上讲，当不确定性增大时，公司可能采取两种截然不同的现金持有政策。一方面，为了应对由于不确定性增大而带来的破产风险，公司会出于预防性动机提高现金持有比例，从而使得现金持有与不确定性正相关；另一方面，由于现金持有在所有资产中收益率最低，公司也可能出于提高资产短期收益率的目的，将现金投资于回报率更高的资产上，从而使得 就针对中国上市公司的研究而言，只有罗琦和张克中（2007）以加速器理论为基础，从理论上分析了经济周期对现金持有行为的影响。其他学者则主要通过时间虚拟变量来控制宏观因素的影响。1现金持有与不确定性负相关。显然，若公司面临的破产压力较高，预防性动机将起主导作用，而当公司破产压力较小时，短期逐利动机将起主导作用。本文研究发现，不同于成熟市场上市公司(如，Han and Qiu, 2007)，中国上市公司的现金持有行为并不支持预防性动机假说，而主要表现为短期逐利动机，即现金持有与不确定性负相关。这一结论在考虑行业竞争特征的情况下得到了进一步的证实。究其原因，一方面，中国上市公司的破产压力普遍较低，使其风险意识较为淡薄，这在很大程度上弱化了其预防性动机；另一方面，中国特殊的制度背景使得上市公司经理人过分关注短期收益，表现出强烈的短期逐利动机。后文结构安排如下：第二部分在文献回顾的基础上提出研究假说，第三部分为研究设计，第四部分呈现实证结果和分析，最后做出总结。二文献综述与研究假说（一）不确定性与现金持有的相互关系前文已经提到，市场不确定性可能对公司的现金持有行为产生两种截然不同的影响，主要决定于预防性动机与短期逐利动机的相对强弱。预防动机假说由Keynes(1936)最早提出，认为当不确定性增大时，公司会提高现金持有比例，以应对可能发生的融资约束。后续大量针对成熟市场的实证研究为这一理论预期提供了经验支持。如Opler et al.(1999)针对美国上市公司的研究发现，行业现金流波动增大时企业会倾向于增加现金持有，Mikkelson and Partch(2003)发现持续高现金持有的公司业绩并不逊色于竞争对手。Han and Qiu(2007)则进一步建立模型，对Keynes(1936)的理论预期给出了更为严谨的论证，而其经验研究也同样支持这一假说。Baum et al.(2007)以德国上市公司为研究对象，发现当行业风险增加的时企业倾向于增加其现金持有量。另一些研究则从不同的角度进一步深化了上述理论预期。如Lee(2005)通过对比1997年金融危机前后韩国公司的投资行为，发现金融危机后韩国公司的投资明显减小，而现金持有比例却显著增加，原因在于经理人在经历金融危机后更加趋向于风险规避。Custbdio et al.(2005)则从融资约束角度进行了研究，发现当经济不景气时，面临融资约束的公司会提高其现金持有比例，而不存在融资约束的公司则不会采取这种行为。融资约束公司的预防性动机之所以更强，是因为现金持有比例的提高能有效缓解其后续外部融资压力，提高其投资灵活性。Almeida et al. (2004)、Archarya et al.(2007)等学者的研究也得到了相似的结论。短期逐利动机主要源于现金持有的资产收益特征。现金持有通常被用作交易和支付工具，主要是为了保持公司的流动性，以降低转换成本和交易成本。如，Miller and Orr (1966)发现，随着转换成本的提高，公司倾向于持有更多的现金。Myers and Majluf (1984)则认为，现金持有的提高有助于降低公司与外部资本市场之间的信息不对称程度，能够有效缓解融资2约束。然而，在所有资产中，现金持有的回报率是最低的，持有比例过高会导致较高的机会成本，进而降低公司的资产回报率。因此，经理人有动机在保持支付能力的前提下尽量减少现金持有，将现金投资到其他盈利性强的项目中去。当经理人的短期业绩压力较大，而破产风险较低时，这一动机会更加强烈。Baum et al. (2006)为这一动机提供了理论和经验支持。综合上述分析，我们发现当不确定性增加时，公司的现金持有行为到底表现为何种动机主要决定于公司面临的破产压力和业绩压力。虽然多数公司的目标都是盈利最大化，但当破产风险随着不确定的增加而迅速增加时，现金持有的预防性动机将起到主导作用；而当破产风险较低，且经理人以短期收益最大化为目标时，短期逐利动机将主导公司的现金持有行为。就中国上市公司而言，我们认为当不确定性增大时，其现金持有行为将主要表现为短期逐利动机。一方面，中国上市公司面临的破产压力较小。由于多数上市公司都具有国企转型背景，传统的预算软约束仍然普遍存在，使得银行对公司的经营行为并不具有刚性约束力。虽然自破产法实施以来，这一状况有所改善，但相对成熟市场公司而言，中国上市公司的面临的破产风险仍然很低。此外，由于缺乏有效的退出机制，中国上市公司面临的兼并收购压力也较低。另一方面，特殊制度背景使得中国上市公司经理人往往以短期盈利最大化为目标。原因在于，中国尚缺乏有效的经理人市场，声誉机制的长期监督作用无法对经理人的行为产生约束。同时，国企转型背景使得多数上市公司仍然存在政企不分的现象，在这种机制下，追求职位升迁的经理人重点关注的是其任期内的业绩，而非长期业绩。虽然目前部分公司试图通过股权激励机制改善这一状况，但其效果欠佳（夏纪军和张宴，2008）。基于上述分析，我们提出本文的第一个研究假设：H1：中国上市公司的现金持有主要表现为短期逐利动机，不确定性与现金持有负相关。（二）产品市场竞争的影响一系列研究表明，产品市场竞争程度会影响公司的现金持有行为，如 Campello et al.(2006)、Haushalter et al.(2007)、Schroth and Szalay (2007)、以及 Frsard(2008)。为此，我们尚需检验在考虑产品市场竞争的情况下，本文提出的第一个研究假设是否依然成立。我们的基本思想是，面对不确定的增加，公司面临的破产风险和短期业绩压力的相对大小与其所处行业的竞争程度存在密切关系，这会进一步影响其现金持有行为。具体分析如下。对于垄断行业而言（如能源、电力行业），得益于其特殊的资源和政策优势，这类公司的破产风险非常低。这类公司往往与国有银行之间保持着长期稳定关系，使其在资本市场中面临的信息不对称程度较低。当拥有好的投资机会时，这类公司往往可以通过商业信用、银行短期贷款等方式迅速获得大量流动资金。因此，即使市场不确定性增加，此类公司也不会出于预防性动机而大幅提高其现金持有比例。此外，垄断性行业具有相对稳定的现金流和强大的市场控制力，竞争的缺乏使企业具有较为宽松的外部环境，这使得其经理层的短期业绩压力较小，因此也不会表现出强烈的短期逐利动机。综合而言，在垄断性行业中，不确定性不会显著影响公司的现金持有行为。3在寡头行业中，公司间的竞争是最为激烈的，行为方式也更为复杂。其一，在寡头市场中，有限的竞争对手使得公司间的业绩具有很强的可比性，从而增加了经理人的业绩压力。在这种情况下经理人对短期利润最大化有更为迫切的追求。如 Akdou and Mackay (2008)研究表明，相对于垄断行业和完全竞争行业，寡头市场的竞争程度事实上是最高的。同时，寡头市场具有最高的投资-托宾 Q 敏感度和最快的投资速度，即寡头市场中的企业不会放过任何可能的投资机会。其二，虽然在寡头市场中，不确定性的增大会明显提高公司的破产概率，但如前文所言，中国上市公司的破产压力普遍较低，而具有寡头特征的公司又多为国企转型而来，相比于短期业绩压力，这些公司的破产压力位居其次。因此，在业绩压力较高而破产风险较低的情况下，此类公司将表现出最强的短期逐利动机，即现金持有与市场不确定性会高度负相关。在完全竞争的市场中，企业是市场价格的接收者，虽然经理人业的业绩压力高于垄断市场，但由于公司数量众多，公司之间业绩的可比性低于寡头市场，经理人的短期业绩压力也就相对较低；就不确定性导致的破产风险而言，完全竞争行业介于垄断行业和寡头竞争行业之间。因此，我们预期此类企业的短期逐利动机介于上述两类公司之间。基于上述分析，我们提出本文的第二个研究假设：H2：在寡头市场中，短期逐利动机最强，完全竞争市场次之，垄断市场最弱。三研究设计基于上述分析，本文建立了如下模型来研究市场不确定性对于现金持有行为的影响：CASH it = 0 + 1 DUNCERit + 2 SUNCERit + 3 INVTit + 4 CFLOWit + 5CASHVOLit (1) + 6 LEVit + 7 TOBIN it + 8 CAPTLABit + i + t + it其中，0 为常数项，i 和 t 分别为反应个体效应和时间效应的虚拟变量， it 为随机干扰项。我们重点关注供给不确定性（DUNCER）和需求不确定性（SUNCER）对现金持有比例(CASH)影响。对于假设 1，我们预期，在针对样本总体的回归中，1 和 2 应显著为负。对于假设 2，我们预期在垄断行业中 1 和 2 不显著，寡头行业中 1 和 2 显著为负，而完全竞争行业中 1和 2 则介于前两者之间。同时，借鉴 Haushalter et al.（2007）以及连玉君和苏治（2008），我们还在模型(1)中加入了如下控制变量：投资支出（INVT）、现金流量（CFLOW）、现金流波动性（CASHVOL）、成长性指标（TOBIN）、负债率(LEV)、人均资本密度（CAPTLAB）。下面，我们依次介绍现金持有和不确定性的衡量指标、市场竞争类型的划分方式，以及样本的筛选方法。（一）现金持有量代理指标对于现金持有量的衡量，文献中主要有三种定义方式：（1）现金及现金等价物/总资产（Ozkan and Ozkan，2004；Guney et al.，2003；胡国柳等，2006）；（2）现金及现金等价物/4净资产，其中，净资产=总资产-现金及现金等价物（Opler et al.，1999；辛宇和徐丽萍，2006b）；（3）（货币资金+短期投资）/总资产（胡国柳和王化成，2007)。从会计角度讲，前两种方式定义的现金持有量更具流动性，因为货币资金和短期投资的定义比现金及现金等价物要宽泛，变现能力也相对较低。本文采用第一种定义方法，采用另外两种方法衡量现金持有并不影响本文的基本结论。（二）不确定性的衡量指标文献中对不确定性的衡量主要通过股票价格波动来衡量，如 Baum et al.(2007, 2008)。但由于中国股市与基本面偏离较大，噪音成分较多，公司经理人在进行投资或现金持有决策时可能较少考虑股价波动的影响。因此，我们借鉴 Showalter(1999)的处理方法，采用需求不确定性和供给不确定性两个指标来衡量公司面临的市场不确定性，二者分别以主营业务收入和主营业务成本为基础进行测算。由于企业在市场中同时扮演着原材料需求者和成品供给者的双重身份，而原料和产品都是具有价格弹性的，一种材料价格的上升可能促使公司选择其它替代品，因此，采用这种方法衡量不确定性比仅仅采用价格波动性更为合理。1.需求的不确定性的衡量。根据 Showalter(1999)的研究，企业主营业务收入(Sale)的变动一般是可以通过时间序列资料预测的，实际观测值与预测值之间的偏离可以视为公司内部无法预测的外来需求冲击。我们使用公司的年度样本对以下销售趋势方程进行回归：Salet = + t + t(2)模型(2)的 OLS 残差 t 反映了不可预测的外部需求冲击，为控制公司主营业务收入异质性的影响，我们采用主营业务收入对 t 的绝对值进行标准化，得到需求不确定性的衡量指标Duncer1 如下：Duncer1 = lnt2(3)Salet为了保证结果的稳健性，我们还采用如下两种方式估计了需求冲击 t ：Sale= + t + t2 + t(4)t12Sale= + t + t 2 + t3+ t(5)t123通过在式(2)的基础上增加二次项 t2 和三次项 t3 ，可以捕捉样本区间内公司主营业务收入可能存在的周期性波动特征，由此我们进一步定义了衡量需求不确定性的另外两个指标：Duncer2 和 Duncer3。 受限于篇幅，在第二种和第三种定义下的结果未能呈现，有兴趣的读者可以向作者索取。 需要说明的是，(4)式和(5)式中时间趋势t的高次项的个数对应着公司在样本区间内产品周期的个数。然而，在模型中进一步加入t的更高次项对需求和供给不确定性的估计并没有太大的帮助。此外，相对于产品周期波动较小的公司而言，波动较大的公司必然面临更大的不确定性。因此，若一家公司在高阶趋势项设定下的 t 较大，那么在低阶趋势项设定下得到的 t 也必然较大。考虑到本文的样本区间较短，我们在文章的主体部分以(2)式为基础衡量不确定性，而在稳健性分析中则以(4)式和(5)式为基础作进一步检验。52.供给不确定性的衡量。供给不确定性的衡量方法与需求不确定性相似：Cost t = + t + t(6)其中，Cost 为主营业务成本。得到(6)式的 OLS 残差 t 后，采用类似于(3)式的方法便可得到供给不确定性的衡量指标 Suncer1、Suncer2 和 Suncer3。（三）市场竞争程度的衡量我们采用文献中普遍使用的赫芬达尔指数(Herfinndahll-Hirschman Index，Hirschman，1964)来衡量市场竞争强度。该指数等于行业内所有企业市场份额 ai 的平方和，即nHH = 1002 i2(6)i=1其中，ai 为第 i 家公司的市场份额。在行业内的公司数量一定的情况下， HH 越小，表明该行业内相同规模的企业就越多，行业内部的竞争就越激烈。美国司法部在1992 年兼并指南第一章第 5 条里根据 HH（赫芬达尔指数）将市场集中度分为三类：非集中市场（HH 指数1800），一定程度的集中市场（1000HH1800）。参考这一标准，本文对垄断行业、寡头行业和竞争行业进行了分类，见表 1。为了避免中国市场与美国市场的差异可能导致的分组偏误，我们在后续分析中还分别采用（800,2000）以及（1200,1600）两种分组方式对本文的结论进行了稳健性检验。表 1基于 HH 指数的行业分类HH 指数HH10001000HH1800行业的竞争类型竞争行业寡头行业垄断行业（四）样本筛选本文数据来源于 CCER 色诺芬金融研究数据库，样本区间为 2000-2006 年。筛选原则如下：(1)选取 2000 年 1 月 1 日以前上市且仅发行 A 股的公司；(2)剔除金融类和 ST/PT 类公司；(3)剔除负债率大于 100%，事实上已经资不抵债的公司；(4)为防止兼并或重组的影响，剔除样本区间内总资产成长率或销售成长率大于 100%的公司。最后共得到 637 家公司共4399 个观察值。本文的数据处理和模型估计工作均采用 STATA10.0 软件完成。文中所涉及的主要变量的基本统计量和计算方法列示于表 2。表 2变量的描述性统计及计算方法变量名含义平均值标准差最小值最大值计算方法CASH现金持有00.74货币资金/总资产INVT投资率0.060.06-0.040.75投资支出/总资产CFLOW现金流0.060.08-0.501.02现金流/总资产TOBIN公司成长性1.340.390.125.00公司的市场价值/账面价值LEV负债率0.470.180.001.00总负债/总资产CASHVOL现金流波动12.18公司现金流的标准差CAPTLAB人均资本密度13.851.1311.1719.85总资产/总人数的对数值6四结果及分析（一）市场不确定性与现金持有对假设 1 的检验结果呈现于表 3。整体而言，现金持有与不确定性负相关，因此中国上市公司的现金持有行为主要表现为短期逐利动机，支持假设 1。具体而言，在第(1)栏和第(2)栏中，我们分别采用需求不确定性 Duncer1 以及供给不确定性 Suncer1 来衡量公司面临的市场不确定性。结果表明，需求不确定性 Duncer1 与现金持有在 1%水平上显著负相关，而供给不确定性 Suncer1 对现金持有则没有显著影响。这一结果事实上进一步印证了本文的假设 1，因为相对于供给不确定性，需求不确定性与资本回报之间存在更为直接的关系。在第(3)栏中，我们同时考虑了需求不确定性和供给不确定性，上述结论并未发生实质性变化。表 3供需不确定性对于企业现金持有的实证结果（1）全样本（2）全样本（3）全样本（4）国有（5）民营Duncer1-0.515*-0.507*-0.433*-0.693*(-3.559)(-3.503)(-2.585)(-1.894)Suncer1-0.121-0.094-0.074-0.158(-0.996)(-0.776)(-0.526)(-0.522)INVT-5.455*-5.177*-5.463*-7.629*5.408(-2.669)(-2.530)(-2.672)(-3.294)(0.924)CFLOW20.129*20.226*20.076*20.963*18.633*(13.907)(13.942)(13.854)(12.219)(5.583)TOBIN3.662*3.852*3.665*3.810*3.509*(9.958)(10.57)(9.964)(9.027)(3.383)LEV-17.371*-17.338*-17.334*-16.372*-16.289*(-13.974)(-13.915)(-13.933)(-11.088)(-5.292)CASHVOL-5.247*-6.589*-5.183*-4.555*-5.082(-3.500)(-4.548)(-3.452)(-2.466)(-1.481)CAPTLAB1.308*1.227*1.305*1.717*-0.047(5.195)(4.885)(5.185)(5.869)(-0.062)CONS0.3110.9030.072-6.43219.236*(0.085)(0.245)(0.02)(-1.510)(1.732)N4399439943993520666Adj-R20.1520.1490.1520.1440.172F93.17191.21381.59159.98112.455注：* ,* 和* 分别表示在 1%，5%和 10%水平上显著，括号中为 t 值。我们还进一步将样本公司划分为国有企业和民营企业，结果分别列示于第(4)栏和第（5）栏。在国有企业样本组中，需求不确定性与现金持有在 1%水平上显著负相关，而在民营企 从另一个角度来看，相比于主要由外部因素导致的需求不确定性而言，供给不确定性可以通过企业内部技术革新、开源节流等方式得到一定程度的控制。这也从微观层面表明，中国目前已经由卖方市场转入买方市场，相比较投资而言，需求已经成为推动经济发展的更为主要的力量。7业样本组中，二者的相关性则较低，仅在 10%水平上显著。这表明，虽然中国上市公司的现金持有行为整体上表现为短期逐利动机，但在国有企业中表现的更为明显。可能的原因是，国有企业的预算软约束使其破产风险明显低于民营企业，同时，部分国企高管也兼任政府官员，使其可能出于突出政绩的目的而过分追求短期业绩。两种因素的共同作用使得国有上市公司具有更强的动机去追求短期资本回报，从而表现出比民营企业更强的短期逐利动机。（二）不同竞争程度下的不确定性与现金持有对假设 2 的检验结果列示于表 4。从第(1)栏针对垄断行业的估计结果来看，现金持有与需求不确定性之间并不存在显著的相关性，这与前文的理论分析是一致的。相较而言，针对寡头行业和完全竞争行业的估计结果则呈现了截然不同的关系：现金持有与需求不确定性显著负相关，结果分别列示于表 4 第(2)栏和第(3)栏。同时我们也注意到，相对于完全竞争行业而言(-0.414)，寡头行业表现出更为强烈的短期逐利动机(-1.231)。因此，我们的结果支持假设 2。需要说明的是，这一结果事实上是对假设 1 的进一步印证。具体而言，上市公司的现金持有行为究竟表现为何种动机，取决于外界破产压力和和经理人短期业绩压力的相对大小。就中国上市公司而言，上市公司的退出机制尚不完善，不确定性的增大带来的破产风险非常有限，从而使得经理人的短期逐利动机无法得到很好的监督和控制。表 4不同竞争类型中供需不确定性对于企业现金持有的影响分析(1) 垄断(2) 寡头(3) 竞争Duncer10.677-1.231*-0.414*(0.619)(-2.801)(-2.668)Suncer1-1.121-0.312)-0.04(-1.084)(-0.692)(-0.313)INVT8.004-5.337-6.110*(0.648)(-0.987)(-2.704)CFLOW41.434*18.893*19.737*(3.603)(4.382)(12.734)TOBIN2.1551.995*4.078*(0.616)(1.799)(10.32)LEV-28.839*-15.115*-17.437*(-2.675)(-4.905)(-12.665)CASHVOL3.287-16.229*-4.518*(0.138)(-2.479)(-2.922)CAPTLAB-0.718-0.4441.700*(-0.178)(-0.641)(6.264)CONS27.73730.161*-6.119(0.492)(2.860)(-1.550)N845483767Adj-R20.3060.1450.159F3.4159.44473.735注：* ,* 和* 分别表示在 1%，5%和 10%水平上显著，括号中为 t 值。8（三）稳健性检验为了保证本文结论的稳健性，我们还进行了如下两个方面的检验。其一，我们采用前文第三部分构造两组不确定性指标 Duncer2/Suncer2 和Duncer3/Suncer3 替代表 4 中的不确定性指标 Duncer1/Suncer1，分别对模型(1)进行了估计，结果列示于表 5 中 A 栏和 B 栏。虽然估计系数有所差别，但本文的基本结论并未发生实质性变化。表 5稳健性检验结果：使用不确定性指标 2 和 3A、采用 Duncer2、Suncer2 衡量不确定性B、采用 Duncer3、Suncer3 衡量不确定性垄断寡头竞争垄断寡头竞争Duncer20.588-1.216*-0.386*(0.563)(-2.789)(-2.499)Suncer2-1.135-0.274-0.143(-1.224)(-0.642)(-1.116)Duncer31.487-1.165*-0.347*(1.055)(-2.617)(-2.191)Suncer3-1.556-0.223-0.15(-1.529)(-0.503)(-1.097)INVT7.954-5.271-6.149*9.772-4.947-6.105*(0.648)(-0.975)(-2.722)(0.800)(-0.915)(-2.702)CFLOW42.357*18.947*19.679*40.856*19.127*19.673*(3.709)(4.394)(12.697)(3.599)(4.432)(12.684)TOBIN1.9541.999*4.093*2.1182.001*4.113*(0.56)(1.803)(10.36)(0.613)(1.801)(10.411)LEV-28.800*-15.166*-17.381*-28.952*-15.220*-17.363*(-2.682)(-4.921)(-12.623)(-2.737)(-4.933)(-12.607)CASHVOL4.017-16.269*-4.495*-2.818-16.706*-4.575*(0.172）(-2.485)(-2.909)(-0.117)(-2.553)(-2.948)CAPTLAB-0.692-0.4531.696*-1.201-0.4281.689*(-0.175)(-0.654)(6.254)(-0.304)(-0.612)(6.224)CONS27.40130.382*-6.39534.1330.177*-6.342(0.492)(2.884)(-1.617)(0.615)(2.843)(-1.604)N845483767845483767Adj-R20.3090.1440.1590.3210.1420.159F3.479.41173.823.6699.24973.588注：* ,* 和* 分别表示在 1%，5%和 10%水平上显著，括号中为 t 值。其二，考虑到对假设 2 的检验结果可能会受到行业竞争类型划分标准的影响，我们分别以(800,2000)和(1200,1600)为分组界点，重新定义了样本公司的行业竞争类型，进而分别估计模型(1)，结果列示于表 6。可以看出，本文的结论仍然成立。9表 6稳健性检验结果：使用新的竞争类型划分标准A、HH 指数划分界点(800,2000)B、HH 指数划分界点(1200,1600)垄断寡头竞争垄断寡头竞争Duncer10.677-0.674*-0.479*0.677-1.738*-0.406*(0.619)(-2.063)(-2.920)(0.619)(-3.453)(-2.650)Suncer1-1.121-0.023-0.074-1.121-0.158-0.077(-1.084)(-0.085)(-0.547)(-1.084)(-0.309)(-0.612)Invt8.004-1.603-6.890*8.0048.02-6.479*(0.648)(-0.376)(-2.883)(0.648)(0.778)(-3.065)CFLOW41.434*16.582*20.057*41.434*20.260*19.668*(3.603)(4.442)(12.665)(3.603)(4.317)(12.785)TOBIN2.1553.275*3.947*2.1550.5734.086*(0.616)(3.556)(9.724)(0.616)(0.454)(10.462)LEV-28.839* -19.921* -16.257*-28.839*-13.536*-17.140*(-2.675)(-8.238)(-11.056)(-2.675)(-3.567)(-12.851)CASHVOL3.287-10.204*-3.789*3.287-12.063-4.763*(0.138)(-2.697)(-2.304)(0.138)(-1.612)(-3.099)CAPTLAB-0.718-0.3251.861*-0.7180.3541.477*(-0.178)(-0.619)(6.451)(-0.178)(0.435)(5.566)CONS27.73725.970*-8.523*27.73721.923*-3.397(0.492)(3.285)(-2.037)(0.492)(1.781)(-0.878)N848953420843443971Adj-R20.3060.1650.1520.3060.1880.154F3.41518.17663.773.4157.99274.867注：* ,* 和* 分别表示在 1%，5%和 10%水平上显著，括号中为 t 值。五结 论本文从市场不确定性角度研究了中国上市公司现金持有行为的动机。研究表明，在市场不确定性增大时，中国上市公司倾向于减少现金持有，表现出强烈的短期逐利动机。与之不同的是，前期针对成熟市场的研究表明，上市公司在市场不确定性增大时，通常会增加现金持有，主要表现为预防性动机。这一差异的深层制度原因有二：一是由于预算软约束的存在和外部接管压力不足，中国上市公司的破产风险对市场不确定性的敏感度较低，从而使公司没有动机提高现金持有比例；二是激励机制的短期化使得经理人面临较高的短期业绩压力，过度追求短期资本回报。在考虑产品市场竞争后，上述结论得到了进一步的深化。我们发现，在寡头竞争市场中，上市公司表现出最为强烈的短期逐利动机；在垄断市场中，这种动机并不显著；而完全竞争市场中的短期逐利动机则介于寡头和垄断之间。这是因为，在寡头市场中，经理人之间的业绩具有很强的可比性，竞争程度也最为激烈，致使经理人具有最大的短期业绩压力。而在垄10断市场中，面对市场不确定性的增加，公司的破产风险和业绩压力都不会明显变化，公司没有动机改变当前的现金持有政策。总体而言，中国上市公司的现金持有仅仅发挥了其交易和支付手段的基本功能，尚未被用作一种有效的风险管理工具。同时，上市公司在现金持有行为中表现出的短期逐利动机虽然是特定制度背景下的理性行为，但这种行为是否会损害公司的长期业绩还需在后续研究中作进一步探讨。参考文献：Acharya V., H. 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