徐晨陽 開喆 陳艷嬌

〔摘要〕基于變革時代背景對企業(yè)的資金資源配置行為進行研究發(fā)現(xiàn)：資產(chǎn)專用性能夠抑制企業(yè)的現(xiàn)金持有水平。盈余管理和股價崩盤風(fēng)險在資產(chǎn)專用性抑制現(xiàn)金持有水平的作用中分別發(fā)揮正向和負(fù)向的調(diào)節(jié)效應(yīng)。以代理成本推動的“帝國建造”行為、以研發(fā)投入代表的“革故鼎新”行為，均在資產(chǎn)專用性抑制現(xiàn)金持有水平作用中發(fā)揮中介傳導(dǎo)效果。這為變革時代背景下如何指導(dǎo)企業(yè)資產(chǎn)結(jié)構(gòu)的合理優(yōu)化、實現(xiàn)企業(yè)“精準(zhǔn)”匹配資金資源，提供了新的方向與思路。

〔關(guān)鍵詞〕資產(chǎn)專用性;現(xiàn)金持有;盈余管理;股價崩盤風(fēng)險

中圖分類號：F270;F830? ? 文獻標(biāo)識碼：A? ? 文章編號：1008-4096（2021）06-0055-11

一、引? 言

在變革時代背景下，企業(yè)的生存與發(fā)展既面臨著復(fù)雜多變的國際形勢，又伴隨著“國內(nèi)大循環(huán)、國際雙循環(huán)”的經(jīng)濟新轉(zhuǎn)軌，微觀企業(yè)的作用日益凸顯。為了推動資本市場健康發(fā)展，進一步提高上市公司質(zhì)量，國務(wù)院印發(fā)了《關(guān)于進一步提高上市公司質(zhì)量的意見》，充分強調(diào)了上市公司在資本市場中的影響，也指出了上市公司高質(zhì)量發(fā)展可能面臨著嚴(yán)峻挑戰(zhàn)。對于上市公司而言，實現(xiàn)資源配置優(yōu)化成為“做大做強”的必由之路，而現(xiàn)金作為企業(yè)的一項特殊資金資源，往往能夠凸顯優(yōu)化資源配置的重要作用。

一直以來，企業(yè)通常都將“現(xiàn)金為王”的思想奉為圭臬。究竟是什么因素影響了現(xiàn)金持有行為、怎樣影響現(xiàn)金持有行為，一直成為學(xué)者們關(guān)注的焦點。縱觀現(xiàn)有研究，主要考慮現(xiàn)金持有的動機維度和現(xiàn)金持有價值等經(jīng)濟后果層面[1-2]?，F(xiàn)金作為企業(yè)的一種資產(chǎn)類型，具有極高的流動性、迅速的轉(zhuǎn)換性和較難的監(jiān)督性[3]，對企業(yè)的各項投融資及經(jīng)營活動均會產(chǎn)生影響[4]。當(dāng)然，單純從融資角度來說，企業(yè)現(xiàn)金也可以被視為一種最便捷最廉價的融資方式[5]。關(guān)于現(xiàn)金持有的研究成果有很多，已經(jīng)形成了較為成熟的研究框架，現(xiàn)金持有的研究理論主要有動機理論、預(yù)防性理論、權(quán)衡理論、優(yōu)序融資理論以及代理理論[6]-[10]。若從轉(zhuǎn)換的交易成本視角分析，企業(yè)實現(xiàn)非現(xiàn)金資產(chǎn)轉(zhuǎn)換成現(xiàn)金資產(chǎn)時需要花費較高代價，一般而言，企業(yè)傾向于留存一部分現(xiàn)金類資產(chǎn)。然而，在現(xiàn)實企業(yè)的資產(chǎn)資源中，是否存在資產(chǎn)流動性被擠占的資源錯配，仍然是一個亟待探索的問題。

鑒于交易成本理論假設(shè)要求的普遍存在性，必須考慮不確定性、有限理性和機會主義行為對資產(chǎn)專用性產(chǎn)生的關(guān)鍵性影響[11]。資產(chǎn)專用性作為交易成本理論的核心概念之一，可以被定義為企業(yè)的資產(chǎn)經(jīng)過重新配置卻仍然能夠保持其所具備的生產(chǎn)價值的能力，然而這種能力也體現(xiàn)出對資產(chǎn)專用性的路徑依賴[12]-[15]。關(guān)于資產(chǎn)專用性的實質(zhì)問題的研究逐步深入，發(fā)現(xiàn)資產(chǎn)專用性具有的公認(rèn)特質(zhì)為：特定匹配唯一性、投入不可逆性和投入專用性[16]。企業(yè)一旦進行了資本性投入決策，因其“特定匹配唯一”產(chǎn)生的異質(zhì)性、“投入不可逆轉(zhuǎn)”的黏著性以及“投入專用性”等特有屬性，這種屬性雖然能夠提高交易契約履行的效率，但也極易誘發(fā)事后“敲竹杠”的機會主義行為。因此，企業(yè)因資產(chǎn)專用性的特有屬性，是否會產(chǎn)生擠占流動性資產(chǎn)的應(yīng)有資源配置結(jié)構(gòu)現(xiàn)象？是否會產(chǎn)生扭曲企業(yè)資產(chǎn)結(jié)構(gòu)形態(tài)進而引發(fā)資產(chǎn)錯配的現(xiàn)象？是否會對現(xiàn)金持有水平產(chǎn)生抑制作用？

本文的主要貢獻有：第一，在豐富資產(chǎn)專用性相關(guān)經(jīng)濟后果的研究同時，拓展了基于企業(yè)層面特質(zhì)角度對現(xiàn)金持有影響因素的研究范圍，并還發(fā)現(xiàn)資產(chǎn)專用性對企業(yè)資產(chǎn)結(jié)構(gòu)可能存在的錯配問題。有助于基于企業(yè)視角提升現(xiàn)金持有水平的優(yōu)化意識，有助于企業(yè)改善資產(chǎn)結(jié)構(gòu)配置與現(xiàn)金持有之間的調(diào)整轉(zhuǎn)換。第二，基于會計信息質(zhì)量、公司治理水平和信息不對稱問題的角度，探究了資產(chǎn)專用性抑制現(xiàn)金持有水平的邊界外延，涉及盈余管理、股價崩盤風(fēng)險和收益波動的具體邊界調(diào)節(jié)效應(yīng)。第三，基于代理成本和研發(fā)投入視角，挖掘了資產(chǎn)專用性抑制現(xiàn)金持有水平的內(nèi)部機理與中介路徑，揭示了“帝國建造”與“革故鼎新”兩種影響，均在資產(chǎn)專用性抑制現(xiàn)金持有水平的作用中起到中介傳導(dǎo)。本文為應(yīng)對變革時代企業(yè)的生存與發(fā)展問題，實現(xiàn)資源配置優(yōu)化提供相關(guān)借鑒與參考經(jīng)驗。

二、理論分析及假設(shè)

若基于交易頻率與不確定性的交易特征既定的情況，可根據(jù)資產(chǎn)專用性以及其相應(yīng)的治理結(jié)構(gòu)將治理具體劃分為市場化治理與交易型治理兩類[12]。第一類，市場化治理與低資產(chǎn)專用性相匹配，依價、依法行事是其匹配原則。這是因為低資產(chǎn)專用性企業(yè)提供的商品一般是依托價格機制進而配置資源、利用非人格化的交易形成標(biāo)準(zhǔn)化的商品。第二類，交易型治理與高資產(chǎn)專用性相匹配，匹配原則是非標(biāo)準(zhǔn)合同與事后補償。由于資產(chǎn)專用性較高，交易依托的是專用性資產(chǎn)投資，容易產(chǎn)生“鎖定”效應(yīng)，這意味著企業(yè)一旦改變資產(chǎn)用途將承擔(dān)巨額交易成本[15-16]，這種交易型治理需要通過長期合作互信，交易雙方實行信息共享與行動協(xié)商，最大化節(jié)約信息搜集成本以及交易中產(chǎn)生的費用。這種專用治理結(jié)構(gòu)的非標(biāo)準(zhǔn)合同的投入會在后期的多次重復(fù)交易中不斷得到補償[17]。此外，交易型治理更加依賴非正式關(guān)系，既希望實現(xiàn)事前的防患未然，又希望實現(xiàn)事后的利害與共。當(dāng)然，交易型治理機制的本質(zhì)是通過市場機制對資源進行配置，借用并購或長期合約的方式予以“內(nèi)化”[18]，這種高資產(chǎn)專用性匹配的交易型治理主要依賴交易雙方的自我履約能力[19]，可以通過聲譽抵押等方式實現(xiàn)對專用性資產(chǎn)投資的保護[20]。

（一）資產(chǎn)專用性與現(xiàn)金持有

若從現(xiàn)金持有的預(yù)防性動機考慮，非正式關(guān)系更加被依賴于高資產(chǎn)專用性匹配的關(guān)系型治理，雖然高資產(chǎn)專用性的交易型治理能實現(xiàn)事前的防患未然，但無法保障實現(xiàn)事后的利害與共，關(guān)系型治理的高資產(chǎn)專用性往往會誘發(fā)“敲竹杠”行為。若資產(chǎn)專用性較高，交易雙方的自我履約能力成為交易型治理機制的主要依賴[19]，即使事后通過聲譽抵押等方式進行資產(chǎn)專用性投資保護[20]，卻仍無法避免被“敲竹杠”。企業(yè)一旦進行了資本性的投入決策，因其“特定匹配唯一”產(chǎn)生的異質(zhì)性、“投入不可逆轉(zhuǎn)”的黏著性以及“投入專用性”等特有屬性，雖然提高了交易契約履行的效率，但易誘發(fā)事后“敲竹杠”。因此，若企業(yè)的資產(chǎn)專用性較高，企業(yè)因其關(guān)系型治理屬性，很有可能會選擇擠占企業(yè)流動性資產(chǎn)的應(yīng)有資源配置屬性，這樣會減弱企業(yè)資產(chǎn)的交易性動機、降低企業(yè)的資金流動性，甚至可能會發(fā)展為扭曲企業(yè)資產(chǎn)結(jié)構(gòu)的形態(tài)而引發(fā)企業(yè)的資產(chǎn)結(jié)構(gòu)錯配，這樣會誘發(fā)資產(chǎn)專用性對現(xiàn)金持有的抑制作用。因此，基于以上分析，提出第一個基本假設(shè)：

H1：資產(chǎn)專用性能夠抑制現(xiàn)金持有，即資產(chǎn)專用性與現(xiàn)金持有呈負(fù)相關(guān)關(guān)系。

（二）盈余管理、資產(chǎn)專用性與現(xiàn)金持有

探討現(xiàn)金持有問題，必然要考慮企業(yè)的會計信息質(zhì)量維度，當(dāng)然，作為衡量企業(yè)會計質(zhì)量的代表性指標(biāo)之一的盈余管理，通常是管理者因其機會主義的私利動機[21]-[24]，借用會計細(xì)節(jié)手段及安排相關(guān)交易等方式，對企業(yè)的財務(wù)報告實現(xiàn)篡改，嚴(yán)重地降低會計信息質(zhì)量，企業(yè)會計信息透明度也必然隨之下降。當(dāng)會計信息質(zhì)量較低時，鑒于代理問題，企業(yè)的投資者無從得知管理層是否隱藏不報企業(yè)的負(fù)面消息，管理層采取了盈余管理操縱行為，則暴露其公司治理的缺陷?？紤]管理層的利己主義，企業(yè)盈余管理水平越高，則會計信息質(zhì)量越差，企業(yè)信息透明度越低，這種情況下持有更多的現(xiàn)金會使管理層的機會主義行為更加便捷。因此，管理層的機會主義傾向很可能會促使資產(chǎn)專用性對現(xiàn)金持有的擠占降低，此時，資產(chǎn)專用性抑制現(xiàn)金持有的作用則表現(xiàn)較弱。

此外，基于信息不對稱視角，當(dāng)盈余管理水平較高時，信息不對稱程度較高，更需要持有更多現(xiàn)金，以預(yù)防信息不對稱給企業(yè)帶來的各種可能面臨的風(fēng)險，自然資產(chǎn)專用性擠占現(xiàn)金持有的作用會有所減弱，來提高風(fēng)險承擔(dān)的能力，此時，資產(chǎn)專用性抑制現(xiàn)金持有的作用則表現(xiàn)較弱。因此，在第一個假設(shè)的基礎(chǔ)上，提出本文的第二個基本假設(shè)：

H2：當(dāng)企業(yè)的盈余管理水平越高時，資產(chǎn)專用性抑制現(xiàn)金持有的作用則越弱。

（三）股價崩盤風(fēng)險、資產(chǎn)專用性與現(xiàn)金持有

股價崩盤風(fēng)險的本質(zhì)來源于管理層考慮自身機會主義行為，而企業(yè)層面的股價崩盤風(fēng)險可以理解成個股呈現(xiàn)收益極端負(fù)值的概率[25]-[27]。事前隱瞞企業(yè)面臨的重大風(fēng)險及壞消息，代理問題和信息不對稱成為影響股價崩盤風(fēng)險的兩個重要因素[28]。具體根據(jù)代理成本時間分析，隨著時間推移，考慮代理問題導(dǎo)致的管理層機會主義行為，壞消息的隱藏越來越難，一旦達到無法隱藏的情況突然釋放到市場，引起股價大跌，管理層為了“洗清”其機會主義行為，更愿意減少現(xiàn)金持有，可以通過極力增強資產(chǎn)專用性擠占現(xiàn)金持有的方式，實現(xiàn)其逃避責(zé)任的推諉目的。管理層通過資產(chǎn)專用性的擠占效應(yīng)，實現(xiàn)企業(yè)“合理”減持現(xiàn)金的行為，在可能爆發(fā)的股價崩盤的情況下更為明顯。因此，在第一個假設(shè)的基礎(chǔ)上，提出本文的第三個基本假設(shè)：

H3：當(dāng)企業(yè)的股價崩盤風(fēng)險越大時，資產(chǎn)專用性抑制現(xiàn)金持有的作用則越強。

（四）資產(chǎn)專用性、代理成本與現(xiàn)金持有

作為企業(yè)內(nèi)部治理的主要問題之一[29]，考量代理問題能夠充分反饋企業(yè)內(nèi)部的治理缺陷的存在與程度[30-31]。當(dāng)然，更加依賴非正式關(guān)系的高資產(chǎn)專用性則會匹配關(guān)系型治理。雖然高資產(chǎn)專用性的關(guān)系型治理能實現(xiàn)事前的防患未然，但無法保證實現(xiàn)事后的利害與共，尤其是代理問題為代表的公司治理缺陷的存在，高資產(chǎn)專用性的關(guān)系型治理會因為代理完問題而誘發(fā)管理層的機會主義行為。作為阻礙企業(yè)內(nèi)部治理優(yōu)化路徑的代理問題，無疑可能在資產(chǎn)專用性影響現(xiàn)金持有的作用中發(fā)揮相應(yīng)的中介效應(yīng)。此外，鑒于代理問題加劇了企業(yè)內(nèi)部治理的約束，企業(yè)內(nèi)部問題治理已經(jīng)自顧不暇，管理層自然無力保持企業(yè)充沛的現(xiàn)金持有。因此，現(xiàn)金持有也有可能降低。因此，在第一個假設(shè)的基礎(chǔ)上，提出本文的第四個基本假設(shè)：

H4：代理成本在資產(chǎn)專用性抑制現(xiàn)金持有的作用中發(fā)揮了中介效應(yīng)。

（五）資產(chǎn)專用性、研發(fā)投入與現(xiàn)金持有

作為創(chuàng)新投資的典型種類，研發(fā)投入雖然進行了相應(yīng)的投入，卻并不一定能收獲相應(yīng)的回報，當(dāng)然，這也體現(xiàn)了研發(fā)投入的高風(fēng)險、長周期且不確定回報的特質(zhì)[13]。研發(fā)投入可能帶來較大經(jīng)濟利益，但同時蘊含著巨大的管理層雇傭風(fēng)險、投入后面臨高額的沉沒成本以及未來創(chuàng)新產(chǎn)出成果的無法預(yù)見性等，這些高風(fēng)險均是研發(fā)投入決策前無法被忽視的問題。因此，一旦涉及研發(fā)投入的決策，必然在決策前要對企業(yè)持有多少現(xiàn)金作為預(yù)防進行考量，以確保企業(yè)風(fēng)險水平可以限制在一個能夠預(yù)防或應(yīng)對的合理保障的范圍內(nèi)，保障企業(yè)穩(wěn)健生存與健康發(fā)展。

然而，因資產(chǎn)專用性與研發(fā)投入有著天然的關(guān)聯(lián)屬性，資產(chǎn)專用性成為企業(yè)研發(fā)決策無法忽視的影響因素之一，其所具有的專用用途抑或生產(chǎn)價值，均反映了在研發(fā)投入的“路徑依賴”屬性。在資產(chǎn)專用性抑制現(xiàn)金持有的作用中，研發(fā)投入發(fā)揮了中介效應(yīng)。因此，在第一個假設(shè)的基礎(chǔ)上，提出本文的第五個基本假設(shè)：

H5：研發(fā)投入在資產(chǎn)專用性抑制現(xiàn)金持有的作用中發(fā)揮了中介效應(yīng)。

三、研究設(shè)計

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文的數(shù)據(jù)主要來源是國泰安（CSMAR）數(shù)據(jù)庫，當(dāng)然也適當(dāng)考慮了資產(chǎn)專用性對滯后期現(xiàn)金持有產(chǎn)生的影響，選取2011—2018年中國滬深兩市A股上市公司數(shù)據(jù)，作為研究的初始樣本。篩選研究樣本的具體方法如下：

（1）根據(jù)證監(jiān)會2012年發(fā)布的上市公司分類標(biāo)準(zhǔn)，剔除金融業(yè)樣本;（2）剔除數(shù)據(jù)采集期間ST或*ST的樣本;（3）為了確保企業(yè)具有相同的融資環(huán)境，剔除了同時發(fā)行B股和H股的樣本公司;（4）剔除相關(guān)數(shù)據(jù)缺失的樣本。本文的數(shù)據(jù)預(yù)處理軟件為Excel15.0，統(tǒng)計分析軟件為Stata15.0。此外，為了保證研究結(jié)果不被極端數(shù)據(jù)所影響，對主要連續(xù)變量進行了1%水平上下的縮尾處理（Winsorize），進而消除離群值。經(jīng)過一系列的篩選，最終得到樣本觀測值共7 350個。此外，本文對變量標(biāo)準(zhǔn)誤差進行了企業(yè)層面的cluster調(diào)整。

（二）變量定義與模型設(shè)計

本文的主要變量定義如表1所示。

本文參考文獻[1-7-32]的研究，同時考慮我國國情，構(gòu)造現(xiàn)金持有影響因素并建立基本回歸模型（1）、調(diào)整效應(yīng)模型（2）、中介效應(yīng)模型（3）和模型（4），具體模型如下所示：

其中，cashh是本文的主要被解釋變量，參考文獻[1-5-7-32]的研究，考慮采用兩種度量方法對現(xiàn)金持有進行度量：第一種方法采用企業(yè)現(xiàn)金及現(xiàn)金等價物的期末余額與期末資產(chǎn)總額之比，第二種方法采用企業(yè)現(xiàn)金及現(xiàn)金等價物期末與期初的變化值與期末資產(chǎn)總額之比。asi代表解釋變量資產(chǎn)專用性，參考文獻[15]的度量方法，具體用固定資產(chǎn)凈值、在建工程凈值、無形資產(chǎn)、長期待攤費用之和與企業(yè)總資產(chǎn)之比來度量。ba代表調(diào)節(jié)效應(yīng)的解釋變量，具體有股價崩盤風(fēng)險（ncs）和盈余管理（rem）。調(diào)節(jié)效應(yīng)中的解釋變量股價崩盤（ncs），借鑒相關(guān)文獻[6]-[26]-[27]-[28]的研究，采用負(fù)益偏態(tài)系數(shù)（ncskew）代理，計算方法如公式（5）所示，n代表某只股票在某年中的交易周數(shù)。

此外，在調(diào)節(jié)效應(yīng)中，解釋變量盈余管理（rem），采用真實活動盈余管理水平，參考Roychowdhury的模型來度量;在中介效應(yīng)中，解釋變量研發(fā)投入，借鑒文獻[31]的研究，采用研發(fā)投入與企業(yè)營業(yè)收入之比;檢驗中介效應(yīng)中的解釋變量代理成本（ag），借鑒文獻[31]的研究，采用管理費用占企業(yè)銷售收入之比。ind代表行業(yè)控制，year代表年份控制，模型（1）是為了驗證H1，模型（2）是為了驗證后續(xù)的調(diào)節(jié)效應(yīng)，模型（1）、模型（3）和模型（4）用來驗證后續(xù)的中介效應(yīng)。

四、實證分析

（一）描述性統(tǒng)計分析

主要變量描述性統(tǒng)計如表2所示?？v觀統(tǒng)計結(jié)果發(fā)現(xiàn)被解釋變量與解釋變量均符合回歸模型前期條件要求。當(dāng)然，在回歸分析前，本文還對樣本進行了相關(guān)性分析，考慮篇幅限制并未列示，主要變量間不存在嚴(yán)重的多重共線性問題。

（二）回歸結(jié)果分析

表3和表4分別是資產(chǎn)專用性與現(xiàn)金持有（cashh1）的回歸結(jié)果和資產(chǎn)專用性與現(xiàn)金持有變化水平（cashh2）的回歸結(jié)果。由表3可知，第（1）列至第（4）列分別是未加入固定效應(yīng)、加入年份固定效應(yīng)、加入行業(yè)固定效應(yīng)以及同時加入年份和行業(yè)固定效應(yīng)的回歸結(jié)果。具體結(jié)果顯示：資產(chǎn)專用性與現(xiàn)金持有的回歸結(jié)果均在1%水平下顯著為負(fù)，說明資產(chǎn)專用性抑制了現(xiàn)金持有?？刂谱兞糠矫媾c回歸結(jié)果均可接受。因此，H1得到了穩(wěn)健的檢驗與證明。

由表4可知，第（1）列至第（4）列分別是未加入固定效應(yīng)、加入年份固定效應(yīng)、加入行業(yè)固定效應(yīng)以及同時加入年份和行業(yè)固定效應(yīng)的回歸結(jié)果。具體結(jié)果顯示：資產(chǎn)專用性與現(xiàn)金持有變化水平的回歸結(jié)果均在1%水平下顯著為負(fù)，這些結(jié)果均說明資產(chǎn)專用性抑制了現(xiàn)金持有變化水平。因此，H1得到了穩(wěn)健的檢驗與證明。

五、穩(wěn)健性檢驗

鑒于可能存在內(nèi)生性，本文選擇了四種穩(wěn)健性檢驗方法：以外生沖擊準(zhǔn)自然實驗進行穩(wěn)健性檢驗;以安慰劑測試進行穩(wěn)健性檢驗;以系統(tǒng)GMM檢驗進行穩(wěn)健性檢驗;以隨機效應(yīng)模型進行穩(wěn)健性檢驗。

（一）以外生沖擊準(zhǔn)自然實驗進行的穩(wěn)健性檢驗

本文以2015年存款利率完全開放這一契機，以2015年存款利率市場化改革為外生沖擊事件進行的準(zhǔn)自然實驗分析。存款利率市場化改革的雙重差分（DID）檢驗結(jié)果如表5所示。本文以2015年存款利率完全開放作為研究契機，以2015年存款利率市場化改革（img）為外生沖擊事件進行的準(zhǔn)自然實驗檢驗，2015年之前post為0，2015年之后post為1。

由表5可知，第（1）列和第（2）列分別是現(xiàn)金持有（cashh1）未加入行業(yè)固定效應(yīng)和加入行業(yè)固定效應(yīng)的回歸結(jié)果;第（3）列和第（4）列分別是現(xiàn)金持有變化量（cashh2）未加入行業(yè)固定效應(yīng)和加入行業(yè)固定效應(yīng)的回歸結(jié)果。結(jié)果顯示：資產(chǎn)專用性與現(xiàn)金持有的回歸結(jié)果均在1%水平下顯著為負(fù)，在cashh1回歸組中，資產(chǎn)專用性與存款利率市場化改革的交乘項結(jié)果均在1%水平下顯著為正;在cashh2回歸組中，資產(chǎn)專用性與存款利率市場化改革的交乘項結(jié)果均在5%水平下顯著為負(fù)。結(jié)果證明：存款利率市場化改革能夠加劇資產(chǎn)專用性對現(xiàn)金持有的抑制作用、緩解資產(chǎn)專用性對現(xiàn)金持有變化的抑制作用。此外，這樣的結(jié)果也再次證明了資產(chǎn)專用性對現(xiàn)金持有的抑制作用。此外，根據(jù)回歸結(jié)果可知，模型的擬合效果均可以接受。因此，H1得到了穩(wěn)健性檢驗，符合本文的研究結(jié)論。

（二）以安慰劑測試進行的穩(wěn)健性檢驗

安慰劑測試中改變存款利率市場化改革的時間點為延后一年（2016年）?；诖婵罾适袌龌母顳ID分析的安慰劑測試結(jié)果如表6所示。

由表6可知，第（1）列和第（2）列分別是現(xiàn)金持有（cashh1）未加入行業(yè)固定效應(yīng)和加入行業(yè)固定效應(yīng)的回歸結(jié)果;第（3）列和第（4）列分別是現(xiàn)金持有變化（cashh2）未加入行業(yè)固定效應(yīng)和加入行業(yè)固定效應(yīng)的回歸結(jié)果。結(jié)果顯示：資產(chǎn)專用性與現(xiàn)金持有的回歸結(jié)果均在1%水平下顯著為負(fù)相關(guān)，而無論在cashh1回歸組還是在cashh2回歸組，資產(chǎn)專用性與存款利率市場化改革的交乘項結(jié)果均不顯著，排除了時間趨勢對本文的影響。因此，H1得到了進一步的穩(wěn)健性檢驗。

（三）以系統(tǒng)GMM檢驗進行的穩(wěn)健性檢驗

為克服資產(chǎn)專用性與企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平的內(nèi)生性問題，本文選擇系統(tǒng)GMM檢驗進行穩(wěn)健性檢驗。具體穩(wěn)健性檢驗結(jié)果如表7所示。

由表7可知，第（1）和第（2）列是現(xiàn)金持有（cashh1）的系統(tǒng)GMM檢驗的非robust和robust結(jié)果;第（3）和第（4）列是現(xiàn)金持有變化量（cashh2）的系統(tǒng)GMM檢驗的非robust和robust結(jié)果。從結(jié)果中可見，第（1）列和第（2）列的資產(chǎn)專用性回歸系數(shù)均為-0.111，均在1%水平下顯著;第（3）和第（4）列的資產(chǎn)專用性回歸系數(shù)分別為-0.064和-0.071，分別在1%和10%水平下顯著。在表7的第（1）列至第（4）列中，AR（1）的值均為0，AR（2）的值分別為0.126、0.137、0.190和0.162，說明此回歸存在一階自相關(guān)，不存在二階自相關(guān)，說明系統(tǒng)GMM檢驗工具變量有效且檢驗通過，符合系統(tǒng)GMM檢驗的前提要求。因此，穩(wěn)健性檢驗表明：資產(chǎn)專用性能夠抑制現(xiàn)金持有。因此，H1得到了進一步的穩(wěn)健性檢驗。

（四）以隨機效應(yīng)模型進行的穩(wěn)健性檢驗

考慮到隨機效應(yīng)模型屬于典型線性模型的一種推廣形式，原理是把原回歸系數(shù)看成是隨機變量，需要注意的是原假設(shè)的自變量與隨機誤差項不相關(guān)。隨機效應(yīng)可以觀測個體樣本之間具有一定相關(guān)性的，例如有重復(fù)觀測值的數(shù)據(jù)，本文企業(yè)的資產(chǎn)專用性不可能時時發(fā)生劇烈變化，存在一段時間內(nèi)保持不變的情況。因此，選擇隨機效應(yīng)模型進行穩(wěn)健性檢驗符合研究設(shè)想。隨機效應(yīng)模型檢驗證明：資產(chǎn)專用性與現(xiàn)金持有的回歸結(jié)果均在1%水平下顯著為負(fù)，無論在cashh1回歸組還是在cashh2回歸組，排除了隨機和固定限制對研究的影響。因此，H1得到了穩(wěn)健性檢驗。

六、進一步研究

（一）調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗

資產(chǎn)專用性抑制現(xiàn)金持有的調(diào)節(jié)效應(yīng)如表8所示。由表8可知，第（1）列和第（2）列分別為盈余管理及股價崩盤風(fēng)險作為調(diào)節(jié)效應(yīng)回歸結(jié)果。第（1）列是盈余管理作為調(diào)節(jié)變量的回歸結(jié)果，資產(chǎn)專用性與盈余管理交乘項的系數(shù)為1.047，在1%水平下顯著，說明盈余管理水平越高，資產(chǎn)專用性抑制現(xiàn)金持有的作用越大，企業(yè)會計信息質(zhì)量越差，資產(chǎn)專用性抑制現(xiàn)金持有的作用越強。第（2）列是股價崩盤風(fēng)險作為調(diào)節(jié)變量回歸結(jié)果，資產(chǎn)專用性與股價崩盤風(fēng)險交乘項的系數(shù)為-0.037，在1%水平下顯著，說明股價崩盤風(fēng)險越高，資產(chǎn)專用性抑制現(xiàn)金持有的作用越小，企業(yè)的信息不對稱程度越大，資產(chǎn)專用性抑制現(xiàn)金持有的作用越弱。此外，根據(jù)回歸結(jié)果可知，模型的擬合效果均可以接受。因此，H2和H3均得到了證明。

（二）中介效應(yīng)檢驗

代理成本的中介效應(yīng)回歸結(jié)果如表9所示。

由表9可知，第（1）至第（3）列是采用現(xiàn)金持有（cashh1）進行回歸的結(jié)果，考慮中介效應(yīng)檢驗結(jié)果的穩(wěn)健性，第（4）至第（6）列是采用現(xiàn)金持有變化量（cashh2）進行回歸的結(jié)果。根據(jù)溫忠麟和葉寶娟[33]研究的中介效應(yīng)新三步法，第（1）列和第（4）列asi的系數(shù)分別為-0.244和-0.035，均在1%水平下顯著為負(fù)，第（2）和第（5）列asi對ag的回歸系數(shù)均為-0.014，在1%水平下顯著，第（3）列asi的系數(shù)為-0.240，在1%水平下顯著，ag的系數(shù)為0.312，在1%水平下顯著;第（6）列asi的系數(shù)為-0.036，在1%水平下顯著，ag的系數(shù)為-0.062，在1%水平下顯著。以上兩種不同現(xiàn)金持有的回歸結(jié)果均可以說明，代理成本在資產(chǎn)專用性抑制現(xiàn)金持有的作用中具有中介效應(yīng)。此外，根據(jù)回歸結(jié)果可知，各個模型擬合效果均可以接受。因此，H4得到了證明。

研發(fā)投入的中介效應(yīng)回歸結(jié)果如表10所示。

由表10可知，第（1）列至第（3）列是采用現(xiàn)金持有（cashh1）進行回歸的結(jié)果，考慮中介效應(yīng)檢驗結(jié)果的穩(wěn)健性，第（4）列至第（6）列是采用現(xiàn)金持有變化量（cashh2）進行回歸的結(jié)果。根據(jù)溫忠麟和葉寶娟[33]研究的中介效應(yīng)新三步法，第（1）列和第（4）列asi的系數(shù)分別為-0.244和-0.035，均在結(jié)果在1%水平下顯著為負(fù)，第（2）和第（5）列asi對r&d的回歸系數(shù)均為-0.006，在1%水平下顯著，第（3）列asi的系數(shù)為-0.243，在1%水平下顯著，r&d的系數(shù)為0.275，在1%水平下顯著;第（6）列asi的系數(shù)為-0.036，在1%水平下顯著，r&d的系數(shù)為-0.186，在1%水平下顯著。以上兩種不同現(xiàn)金持有的回歸結(jié)果均可以說明，研發(fā)投入在資產(chǎn)專用性抑制現(xiàn)金持有的作用中具有中介效應(yīng)。此外，根據(jù)回歸結(jié)果可知，各個模型擬合效果均可以接受。因此，H5得到了證明。

（三）基于現(xiàn)金持有活動類型的進一步檢驗

基于現(xiàn)金持有活動類別的進一步檢驗結(jié)果如表11所示。ocash、icash和fcash分別代表經(jīng)營活動、投資活動和籌資活動情況下的凈現(xiàn)金持有。

由表11可知，經(jīng)營活動凈現(xiàn)金持有回歸系數(shù)為0.774，在1%水平下顯著;資產(chǎn)專用性對投資活動凈現(xiàn)金持有回歸系數(shù)為-0.081，在1%水平下顯著;資產(chǎn)專用性對籌資活動凈現(xiàn)金持有的回歸系數(shù)為-0.016，在5%水平下顯著。結(jié)果說明，資產(chǎn)專用性對企業(yè)投資和籌資活動的凈現(xiàn)金持有具有顯著的抑制作用，而對經(jīng)營活動的凈現(xiàn)金持有可能并沒有顯著影響。這樣的結(jié)論也符合資產(chǎn)專用性特有屬性的特點。因此，資產(chǎn)專用性對現(xiàn)金持有的抑制作用，在投資和籌資中更為明顯。

七、研究結(jié)論及政策啟示

本文對中國上市公司資產(chǎn)專用性與現(xiàn)金持有的關(guān)系進行了實證檢驗，鑒于資產(chǎn)專用性的高鎖定性（黏著性）、非可逆性以及稀缺性，會更多需要企業(yè)進行資金的配給，在企業(yè)資產(chǎn)結(jié)構(gòu)中會以搶占現(xiàn)金持有存量和流量的方式，降低企業(yè)的現(xiàn)金持有，說明資產(chǎn)專用性對現(xiàn)金持有具有抑制作用。利用2011—2018年中國公司企業(yè)數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)：第一，資產(chǎn)專用性能夠抑制現(xiàn)金持有，即資產(chǎn)專用性與現(xiàn)金持有顯著負(fù)相關(guān)。此外，本文從存款利率市場化改革的雙重差分檢驗、安慰劑測試、系統(tǒng)GMM檢驗以及隨機效應(yīng)模型四個方面分別進行了穩(wěn)健性檢驗，所有穩(wěn)健性檢驗結(jié)果均支持了研究結(jié)論。第二，在探究資產(chǎn)專用性抑制現(xiàn)金持有的邊界調(diào)節(jié)效應(yīng)時，基于會計信息質(zhì)量的盈余管理視角探究發(fā)現(xiàn)，盈余管理強化了資產(chǎn)專用性抑制現(xiàn)金持有的作用;基于股價崩盤風(fēng)險視角探究公司治理水平的邊界調(diào)節(jié)作用發(fā)現(xiàn)，股價崩盤風(fēng)險緩解了資產(chǎn)專用性對現(xiàn)金持有的抑制作用;基于收益波動水平探究發(fā)現(xiàn)，股價崩盤風(fēng)險強化了資產(chǎn)專用性對現(xiàn)金持有的抑制作用。第三，分別檢驗了代理成本和研發(fā)投入在資產(chǎn)專用性抑制現(xiàn)金持有中發(fā)揮的內(nèi)部機理與中介路徑，探究了究竟是“帝國建造”還是“革故鼎新”。此外，將現(xiàn)金持有細(xì)化分類研究發(fā)現(xiàn)，資產(chǎn)專用性對投資活動和籌資活動凈現(xiàn)金持有均具有抑制作用，而對經(jīng)營活動凈現(xiàn)金持有則是促進作用。

本文的主要政策啟示有：第一，對企業(yè)資產(chǎn)專用性的考量，要堅持“取其精華、去其糟粕”的原則。為了有效規(guī)避資產(chǎn)專用性的鎖定劣勢，并最大化對資產(chǎn)專用性稀缺優(yōu)勢的利用。尋找最優(yōu)配置專用性資產(chǎn)的投入資金水平，精準(zhǔn)把握并利用資產(chǎn)專用性優(yōu)勢，確保企業(yè)資產(chǎn)結(jié)構(gòu)的資金配置科學(xué)合理。利用最優(yōu)效率的資產(chǎn)專用性能夠顯著緩解企業(yè)內(nèi)部資產(chǎn)資源配置扭曲等問題。第二，基于企業(yè)視角探索最優(yōu)現(xiàn)金持有的影響路徑與邊界，需要更為廣泛、精準(zhǔn)地挖掘企業(yè)層面特質(zhì)對現(xiàn)金持有的影響，拓展研究的邊界外延與內(nèi)涵，減輕由于資產(chǎn)專用性的存在而不得不選擇的非最優(yōu)現(xiàn)金持有模式。第三，厘清了資產(chǎn)結(jié)構(gòu)合理優(yōu)化路徑與方法，為實現(xiàn)企業(yè)“精準(zhǔn)”匹配資金資源的最優(yōu)現(xiàn)金持有模式提供新的思路，最終實現(xiàn)企業(yè)內(nèi)部資金結(jié)構(gòu)的優(yōu)化調(diào)整發(fā)展。為企業(yè)面對變革時代的生存與發(fā)展考驗，提供了可供借鑒的方向與路徑。

參考文獻：

[1]? Bates， T. W.，Kahle， K. M.，Stulz ，R. M .Why do U.S.Firms Hold so Much More Cash Than They Used to？[J].Journal of Finance，2009，64（5）：1985-2021.

[2]? 竇歡，陸正飛.大股東控制、關(guān)聯(lián)存款與現(xiàn)金持有價值[J].管理世界，2016，（5）：141-150，167.

[3]? 劉井建，趙革新，王健.高管股權(quán)激勵合約特征與公司現(xiàn)金持有——基于PSM-DID的識別策略[J].管理評論，2018，（7）：231-244.

[4]? 韓立巖，劉博研.公司治理、不確定性與現(xiàn)金價值[J].經(jīng)濟學(xué)（季刊），2011，（2）：523-550.

[5]? 鄭培培，陳少華.管理者過度自信、內(nèi)部控制與企業(yè)現(xiàn)金持有[J].管理科學(xué)，2018，（7）：3-16.

[6]? Chen， Y. ，Dou， P. Y.，Rhee， S. G. ，et al.National Culture and Corporate Cash Holdings Around the World[J].Journal of Banking and Finance，2015，50（1）：1-18.

[7]? Opler， T.，Pinkowitz， L.，Stulz， R.，et al.The Determinants and Dmplications of Corporate Cash Holdings[J].Journal of Financial Economics，1999，52（1）：3-46.

[8]? 連玉君，蘇治.上市公司現(xiàn)金持有：靜態(tài)權(quán)衡還是動態(tài)權(quán)衡[J].世界經(jīng)濟，2008，（10）： 84-96.

[9]? Myers， S. C.，Majluf， N. S.Corporate Financing and Investment Decisions When Firms Have Information That Investors do not Have[J].Journal of Financial Economics，1984，13（2）：187-221.

[10]? 楊興全，張麗平，吳昊旻.市場化進程、管理層權(quán)力與公司現(xiàn)金持有[J].南開管理評論，2014，（2）： 34-45.

[11]? 胡志浩，吳夢嬌.資產(chǎn)專用性的度量研究[J].中南財經(jīng)政法大學(xué)學(xué)報，2013，（1）：38-64，159.

[12]? Williamson， O. E. Corporate Finance and Corporate Governance[J].Journal of Finance，1988，43（3）：567-591.

[13]? 李青原.資產(chǎn)專用性與公司縱向并購財富效應(yīng)：來自我國上市公司的經(jīng)驗證據(jù)[J].南開管理評論，2011，（6）：116-127.

[14]? 王紅建，李青原，王永海.資產(chǎn)專用性與公司財務(wù)會計行為：一個文獻綜述[J].會計與經(jīng)濟研究，2013，（5）：81-88.

[15]? 徐晨陽.資產(chǎn)專用性對營運資本平滑作用的影響研究——基于供應(yīng)商集中度的視角[J].中國軟科學(xué)，2018，（1）：183-192.

[16]? 雷新途，李世輝.資產(chǎn)專用性、聲譽與企業(yè)財務(wù)契約自我履行：一項實驗研究[J].會計研究，2012，（9）：59-66，97.

[17]? Macneil， I. R. Contracts： Adjustment of Longterm Economic Relations Under Classical，Neoclassical and Relational Contract Law[J].Northwestern University Law Review，1978，72（6）：854-905.

[18]? Coase，R. H.The Nature of the Firm[J].Economica，1937，4（16）：386-405.

[19]? Klein， B.，Crawford， R.G.，Alchian， A. A.Vertical Integration，Appropriable Rents and the Competitive Contracting Process[J].The Journal of Law and Economics，1978，21（2）：297-326.

[20]? Klein， B.，Leffler， K. B. The Role of Market Forces in Assuring Contractual Performance[J].Journal of Political Economy，1981，89（4）：615-641.

[21]? 李增福，董志強，連玉君.應(yīng)計項目盈余管理還是真實活動盈余管理？[J].管理世界，2011，（1）：121-134.

[22]? 龔啟輝，吳聯(lián)生，王亞平.兩類盈余管理之間的部分替代[J].經(jīng)濟研究，2015，（6）：175-188.

[23]? 劉寶華，羅宏，周微.股權(quán)激勵行權(quán)限制與盈余管理優(yōu)序選擇[J].管理世界，2017，（3）：141-155.

[24]? 何威風(fēng)，劉巍. EVA業(yè)績評價與企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)[J].中國軟科學(xué)，2017，（6）：99-116.

[25]? Jin， L.，Myers， S. C. R2 Around the World：New Theory and New Tests[J].Journal of Financial Economics，2006，79（2）：257-292.

[26]? Kim， J.，Li， Y.，Zhang， L.Corporate Tax Avoidance and Stock Price Crash Risk： Firm-Level Analysis[J].Journal of Financial Economics，2011，100（3）：639-662.

[27]? Kim， J.，Li ， Y.，Zhang， L.CFOs Versus CEOs ： Equity Incentives and Crashes[J].Journal of Financial Economics，2011，101（3）：713-730.

[28]? 葉康濤，曹豐，王化成.內(nèi)部控制信息披露能夠降低股價崩盤風(fēng)險嗎？[J].金融研究，2015，（2）：192-206.

[29]? Holmstrom， B.Agency Costs and Innovation[J].Journal of Economic Behavior and Organization，1989，12（3）：305-327.

[30]? 周建，袁德利.公司治理機制與公司績效：代理成本的中介效應(yīng)[J].預(yù)測，2013，（2）：18-25.

[31]? 甄紅線，張先治，遲國泰.制度環(huán)境、終極控制權(quán)對公司績效的影響——基于代理成本的中介效應(yīng)檢驗[J].金融研究，2015，（12）：162-177.

[32]? 王彥超，王語嫣.債權(quán)人訴訟是如何影響企業(yè)現(xiàn)金持有行為的？[J].會計研究，2018，（2）：35-42.

[33]? 溫忠麟，葉寶娟.中介效應(yīng)分析：方法和模型發(fā)展[J].心理科學(xué)發(fā)展，2014，（5）：731-745.

（責(zé)任編輯：孟耀）