制度環(huán)境、原油要素價(jià)格不確定性與企業(yè)現(xiàn)金持有——來自中國資本市場的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)

王 勇，鄭海東，劉 鍇

（中國石油大學(xué)（華東）經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，山東 青島 266580）

一、引 言

現(xiàn)實(shí)中，資本市場并不完善，現(xiàn)金持有會(huì)影響企業(yè)價(jià)值，因此，現(xiàn)金持有一直成為實(shí)務(wù)界和學(xué)術(shù)界關(guān)注的熱點(diǎn)問題。相關(guān)的研究分為現(xiàn)金持有動(dòng)機(jī)和現(xiàn)金持有后果兩大脈絡(luò)。前者主要闡述影響企業(yè)現(xiàn)金持有水平的決定因素，后者則聚焦于現(xiàn)金持有究竟是損害、還是創(chuàng)造企業(yè)價(jià)值[1]。尤其是前者，伴隨著企業(yè)現(xiàn)金占資產(chǎn)比重的持續(xù)上升[2-4]，現(xiàn)金持有動(dòng)機(jī)研究一直備受眾多學(xué)者的關(guān)注。Keynes（1936）認(rèn)為，企業(yè)持有一定的現(xiàn)金主要源自交易動(dòng)機(jī)和預(yù)防動(dòng)機(jī)[5]。交易動(dòng)機(jī)強(qiáng)調(diào)持有現(xiàn)金有助于降低交易成本；預(yù)防動(dòng)機(jī)則關(guān)注現(xiàn)金持有賦予企業(yè)應(yīng)對未預(yù)期情況的緩沖作用[6]。當(dāng)前對現(xiàn)金持有動(dòng)機(jī)的研究更集中于預(yù)防性動(dòng)機(jī)上，關(guān)注的重點(diǎn)是現(xiàn)金持有量、現(xiàn)金流風(fēng)險(xiǎn)和融資約束之間的關(guān)系及其對企業(yè)投資產(chǎn)生的影響[7-9]。

近期部分文獻(xiàn)將研究的視角從微觀企業(yè)層面轉(zhuǎn)向宏觀層面，考察國家法律對股權(quán)保護(hù)程度差異[10]、經(jīng)濟(jì)周期波動(dòng)[11-12]、宏觀經(jīng)濟(jì)不確定性[6，13-14]等宏觀層面因素對企業(yè)現(xiàn)金持有預(yù)防動(dòng)機(jī)的影響。研究均發(fā)現(xiàn)，隨著宏觀層面不確定性的增加，企業(yè)會(huì)增加其現(xiàn)金持有量。

現(xiàn)實(shí)中，企業(yè)面臨的不確定性不僅局限于企業(yè)微觀層面和宏觀經(jīng)濟(jì)層面，還包括中觀的要素市場層面。Baker（2009）便指出，股票市場和信貸市場中資本供給不確定性會(huì)影響企業(yè)的融資行為（包括現(xiàn)金持有行為），并進(jìn)一步影響投資行為[15]。而除了資本要素外，企業(yè)生產(chǎn)要素還包括勞動(dòng)力、能源、土地等，其中，作為現(xiàn)代工業(yè)經(jīng)濟(jì)核心生產(chǎn)要素的原油要素供應(yīng)和價(jià)格波動(dòng)最為劇烈[16]。2005年Goldman Sacks發(fā)起的“世界經(jīng)濟(jì)發(fā)展的十大金融風(fēng)險(xiǎn)：核心觀點(diǎn)對話”峰會(huì)中，世界原油供應(yīng)及其價(jià)格波動(dòng)被列為首位[17]。雖然眾多企業(yè)的原材料投入并不涉及原油，但可能會(huì)投入汽油、燃料油等原油產(chǎn)品，而這些原油產(chǎn)品的消耗成本通常與原油價(jià)格具有高度的聯(lián)動(dòng)性[18]。即使部分企業(yè)不涉及原油及其產(chǎn)品的投入，但原油價(jià)格震蕩依然可借助產(chǎn)業(yè)鏈的傳導(dǎo)進(jìn)而產(chǎn)生影響。有關(guān)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)顯示，近98%的消費(fèi)品在其產(chǎn)業(yè)鏈的部分環(huán)節(jié)涉及原油及其產(chǎn)品的投入。另外，原油價(jià)格波動(dòng)還會(huì)影響煤炭價(jià)格的波動(dòng)，進(jìn)而增加企業(yè)經(jīng)營的不確定性[19]。這會(huì)引發(fā)一個(gè)問題，即基于生產(chǎn)要素市場的中觀層面，作為核心能源要素的原油價(jià)格不確定性是否會(huì)對中國上市公司現(xiàn)金持有水平產(chǎn)生重要的影響呢？其作用機(jī)理又是什么？

現(xiàn)有文獻(xiàn)研究表明，中國商業(yè)銀行信貸存在一定的“歧視”，即國有企業(yè)普遍受到“偏愛”，而民營企業(yè)則遭受“歧視”[20-22]，由此導(dǎo)致國有上市公司融資約束程度較民營上市公司更低[23]。鑒于不確定性與企業(yè)現(xiàn)金持有水平的正向關(guān)系會(huì)受到企業(yè)融資約束程度的影響[11，14]，承繼上述研究思路，如果原油價(jià)格不確定性對上市公司現(xiàn)金持有水平產(chǎn)生影響，那么，更進(jìn)一步，這種影響是否在國有與非國有上市公司中表現(xiàn)的有所差異呢？

當(dāng)前，國內(nèi)成品油價(jià)格總體上隨著國際原油價(jià)格的波動(dòng)而發(fā)生聯(lián)動(dòng)，但政府依然對此進(jìn)行一定的管制。政府管制的存在會(huì)弱化國際原油價(jià)格不確定性對微觀企業(yè)的影響[24]。這就會(huì)引發(fā)另一個(gè)問題，即如果原油價(jià)格不確定性對國內(nèi)企業(yè)現(xiàn)金持有具有顯著的影響，那么，隨著政府管制程度的放松，即成品油定價(jià)市場化程度的提高，這種影響是否會(huì)更為顯著？

這些問題的回答可進(jìn)一步深化要素市場不確定性對企業(yè)現(xiàn)金持有水平及其作用機(jī)理的相關(guān)研究，同時(shí)還有助于深入理解中國特有的制度環(huán)境因素對上市公司現(xiàn)金持有決策行為的影響。為此，本文在理論剖析的基礎(chǔ)上，采用遞歸模型實(shí)證檢驗(yàn)原油要素價(jià)格不確定性對上市公司現(xiàn)金持有水平的影響及其作用機(jī)理，并進(jìn)一步檢驗(yàn)政府控股截面特征和成品油定價(jià)市場化改革對該影響的調(diào)節(jié)作用。在已有研究的基礎(chǔ)上，本文可能的創(chuàng)新之一在于基于中觀的要素市場層面，運(yùn)用遞歸模型實(shí)證檢驗(yàn)特定的原油要素價(jià)格不確定性對企業(yè)現(xiàn)金持有行為的影響及其具體的作用機(jī)理，進(jìn)一步深化和豐富了不確定性影響企業(yè)現(xiàn)金持有行為的相關(guān)研究。同時(shí)，基于中國制度背景，實(shí)證考察了政府控股截面特征對上述影響的調(diào)節(jié)效應(yīng)，為原油價(jià)格不確定性影響上市公司現(xiàn)金持有行為提供了中國資本市場獨(dú)特的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)，這是本文的另一創(chuàng)新。另外，實(shí)證考察揭示了2009年成品油定價(jià)市場化改革對上述關(guān)系的調(diào)節(jié)作用，為市場化改革政策實(shí)施影響企業(yè)現(xiàn)金持有行為提供了轉(zhuǎn)軌加新興市場的獨(dú)特經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。這是本文的又一創(chuàng)新。

二、理論分析與假設(shè)提出

隨著中國工業(yè)化進(jìn)程的加快，中國原油消耗水平上漲迅速，原油進(jìn)口依存度居高不下。2012年的《BP世界能源統(tǒng)計(jì)年鑒》顯示，200l至2011年期間，中國原油凈進(jìn)口年增長率為13.99%，原油進(jìn)口依存度（表觀消費(fèi)）已上升至54.8%，而同期，世界跨區(qū)原油貿(mào)易量年增長率僅為1.7l%（分為原油進(jìn)口量或出口量增長）[25]。盡管自1978年以來中國能源消費(fèi)強(qiáng)度（單位GDP能耗）持續(xù)下降，但絕對水平仍偏高于美國、日本等發(fā)達(dá)國家?？紤]到國內(nèi)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的現(xiàn)實(shí)需要，國內(nèi)原油需求依然會(huì)保持較快增長，原油進(jìn)口需求將呈現(xiàn)一定的剛性。另外，伴隨著成品油定價(jià)市場化改革的持續(xù)深入，國內(nèi)成品油價(jià)格與國際原油價(jià)格的聯(lián)動(dòng)性將日趨強(qiáng)化，時(shí)滯效應(yīng)日趨下降。這些均表明國際原油價(jià)格不確定性會(huì)對中國的微觀實(shí)體經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生重要的影響[24]。

國際原油價(jià)格波動(dòng)會(huì)導(dǎo)致作為企業(yè)原材料的原油及其產(chǎn)品或原油替代品的消耗成本具有不確定性，進(jìn)而引發(fā)企業(yè)經(jīng)營現(xiàn)金流的不確定性，使得企業(yè)經(jīng)營風(fēng)險(xiǎn)變高，企業(yè)的預(yù)防性現(xiàn)金需求將增加。同時(shí)，已有研究還表明，信貸市場已成為不確定性影響微觀實(shí)體經(jīng)濟(jì)的重要途徑，即外部不確定性會(huì)增加企業(yè)的違約風(fēng)險(xiǎn)，進(jìn)而限制企業(yè)信貸資源的獲取[26]。Sialm（2006）、Croce et al.（2011）及Pástor et al.（2012）研究發(fā)現(xiàn)[27-29]，宏觀不確定性還會(huì)增加權(quán)益風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)，加劇資本市場中的融資摩擦，進(jìn)而影響企業(yè)債務(wù)和權(quán)益融資的融資成本及其可得性。中國上市公司雖然普遍偏好股權(quán)融資，但股權(quán)融資受到股市狀態(tài)以及監(jiān)管的嚴(yán)格控制，銀行信貸等債務(wù)方式是公司主要的外部融資方式[22]。隨著原油價(jià)格不確定性的提高，企業(yè)經(jīng)營風(fēng)險(xiǎn)和違約風(fēng)險(xiǎn)增加?；谛刨J風(fēng)險(xiǎn)的考慮，商業(yè)銀行信貸意愿下降，同時(shí)信貸標(biāo)準(zhǔn)提高，進(jìn)而增加企業(yè)的融資約束預(yù)期。未來融資能力的不確定性預(yù)期同樣會(huì)使得企業(yè)現(xiàn)金儲備需求增加。

那么，企業(yè)又通過何種方式來增加現(xiàn)金儲備呢？基于實(shí)務(wù)期權(quán)理論，原油價(jià)格不確定性會(huì)導(dǎo)致作為企業(yè)原材料的原油及其產(chǎn)品的消耗成本不確定性，進(jìn)一步引發(fā)企業(yè)投資收益的不確定性，這實(shí)際上賦予企業(yè)一個(gè)等待期權(quán)，促使企業(yè)推遲或放棄投資。基于企業(yè)產(chǎn)品需求方視角（如汽車），國際原油價(jià)格不確定性同樣賦予產(chǎn)品需求方一個(gè)等待期權(quán)，促使其推遲購買企業(yè)產(chǎn)品。企業(yè)產(chǎn)品需求的下降同樣會(huì)促使企業(yè)減少或放棄投資。因此，企業(yè)通過投資現(xiàn)金支出的減少使得增加現(xiàn)金儲備變得可行。因此，本文提出相應(yīng)的假設(shè)：

假設(shè)：原油要素價(jià)格不確定性對企業(yè)現(xiàn)金持有具有顯著的正向影響，且至少部分是通過減少企業(yè)投資支出的中介渠道來實(shí)現(xiàn)。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）數(shù)據(jù)來源與樣本選取

鑒于2006年3月開始實(shí)施成品油與原油價(jià)格相掛鉤的市場化定價(jià)改革，以及滯后期數(shù)據(jù)的考慮，樣本選取時(shí)間區(qū)間為2007年第1季度至2012年第3季度，樣本選取范圍為滬深兩市所有非金融類A股上市公司，公司相關(guān)數(shù)據(jù)來自RESSET數(shù)據(jù)庫。出于數(shù)據(jù)代表性與精確性的考慮，刪除缺失值以及總資產(chǎn)為零或負(fù)的樣本；另外，要求樣本公司上市時(shí)間至少1年，以滿足滯后期數(shù)據(jù)的要求。最終，共獲得31 469個(gè)樣本，相關(guān)的行業(yè)分布如表1所示。

表1 樣本行業(yè)分布表

（二）變量界定

（1）企業(yè)現(xiàn)金持有指標(biāo)。主流文獻(xiàn)對企業(yè)現(xiàn)金持有的普遍做法是以資產(chǎn)負(fù)債表中的現(xiàn)金與交易性金融資產(chǎn)之和占前期資產(chǎn)存量的比例進(jìn)行衡量[6，14，30]。本文借鑒之作為企業(yè)現(xiàn)金持有的計(jì)量指標(biāo)。

（2）企業(yè)投資支出指標(biāo)。借鑒眾多學(xué)者的研究設(shè)計(jì)[31-32]，以現(xiàn)金流量表季報(bào)中的“購建固定資產(chǎn)、無形資產(chǎn)和其他長期資產(chǎn)支付的現(xiàn)金”作為主測試變量，以資產(chǎn)負(fù)債表季報(bào)中的“固定資產(chǎn)、長期投資及在建工程的季度變化值”作為敏感性測試變量。

（3）原油要素價(jià)格不確定性的操作性計(jì)量。原油價(jià)格不確定性的計(jì)量指標(biāo)包括兩種。第一種，即以原油價(jià)格日報(bào)酬率的標(biāo)準(zhǔn)差作為油價(jià)不確定的計(jì)量指標(biāo)[18，33]；其二就是以GARCH（廣義自回歸條件異方差）模型來進(jìn)行模擬預(yù)測[33-34]。相比前者，后者更能反映原油收益的波動(dòng)集群現(xiàn)象，其中GARCH（1，1）模型得到了較為普遍且有效的運(yùn)用。本文同時(shí)采用這兩種方法對原油價(jià)格不確定性進(jìn)行計(jì)量。其中，對于單變量GARCH（1，1），計(jì)量期間從2006月1月1日至2012年9月30日。

基于自回歸滯后階數(shù)選擇的眾多準(zhǔn)則結(jié)果，應(yīng)選擇滯后6期作為自變量，相應(yīng)的GARCH（1，1）模型如公式（1）與（2）所示。其中，ht為GARCH（1，1）預(yù)測的原油日收益率的波動(dòng)幅度，et為模型（2）中的殘差，zt為歐洲北海布倫特輕質(zhì)原油（Brent）第t日收益率，計(jì)算公式為（ln(pt/pt-1))，pt為第t日Brent原油現(xiàn)貨交易的收盤價(jià)。之所以采用北海布倫特原油交易價(jià)格，首先是因?yàn)椴煌愋驮烷g具有較強(qiáng)的替代性，其價(jià)格波動(dòng)趨勢基本一致；第二是Brent原油供應(yīng)相比WTI原油更為穩(wěn)定，且當(dāng)?shù)匾蛩赜绊戄^小，以之作為國際原油價(jià)格更為適合[35]；第三是因?yàn)樽?006年開始，國內(nèi)成品油出廠價(jià)格是以包括Brent在內(nèi)的三地原油價(jià)格加權(quán)平均值為基準(zhǔn)（布倫特∶迪拜∶米納斯=4∶3∶3）。根據(jù)公式（1）估測的原油日收益率波動(dòng)幅度ht，將之累加并除以季度內(nèi)的交易天數(shù)，最終得到反映該季度油價(jià)不確定性的操作性計(jì)量指標(biāo)hEt。

同時(shí)，以季度內(nèi)每日原油實(shí)際日收益率的標(biāo)準(zhǔn)差作為原油價(jià)格不確定性的計(jì)量指標(biāo)，進(jìn)行敏感性分析，具體如公式（3）所示（N為季度內(nèi)實(shí)際交易天數(shù)；E(zt)為季度內(nèi)的油價(jià)日收益率算數(shù)平均值）。通過計(jì)算δt和hEt的皮爾遜相關(guān)系數(shù)，結(jié)果為0.960，兩者走勢基本一致。

（三）遞歸模型設(shè)定與檢驗(yàn)程序

鑒于中國在國際原油市場中的定價(jià)權(quán)較弱，采用Brent油價(jià)來計(jì)量原油不確定性，可減輕模型的內(nèi)生性問題。另外，考慮到企業(yè)資本投資行為具有持續(xù)性與不可逆性，當(dāng)油價(jià)發(fā)生波動(dòng)時(shí)，企業(yè)借助縮減投資支出來調(diào)整現(xiàn)金持有水平通常會(huì)存在著時(shí)滯?？紤]到本文以季度數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析，穩(wěn)健起見，采用滯后2期和3期的hEit-2和hEit-3作為自變量進(jìn)行相關(guān)假設(shè)的檢驗(yàn)。為了防止未能觀察到的潛在變量影響而引發(fā)的偽回歸問題，本文采用個(gè)體固定效應(yīng)模型，豪斯曼檢驗(yàn)結(jié)果亦對此支持。

基于中介效應(yīng)檢驗(yàn)程序[36-37]，構(gòu)建模型（4）、（5）和（6）形成遞歸（recursive）模型，以檢驗(yàn)企業(yè)通過減少投資來增加現(xiàn)金儲備的部分中介效應(yīng)。模型（4）至（6）具體如下所示：

公式中的αi控制個(gè)體固定效應(yīng)，ηt控制時(shí)間固定效應(yīng)，εit殘差項(xiàng)。模型（4）和（5）中加入的控制變量具體定義參見表2。模型（6）則基于模型（4）又加入了自變量Invest_cit。該遞歸模型的檢驗(yàn)具體程序包括：第一步，進(jìn)行模型（4）的多元回歸，如果hEit-2回歸系數(shù)顯著為正，表明原油價(jià)格不確定性對公司現(xiàn)金持有水平具有顯著的影響，進(jìn)入下一步；第二步，進(jìn)行模型（5）與（6）的回歸分析，若模型（5）中hEit-2回歸系數(shù)顯著為負(fù)，模型（6）中Invest_cit回歸系數(shù)顯著為負(fù)且hEit-2回歸系數(shù)顯著為正，則意味著原油價(jià)格不確定性對公司現(xiàn)金持有正向影響的過程中，部分是通過降低公司投資支出的中介渠道來實(shí)現(xiàn)的。如果模型（6）中Invest_cit回歸系數(shù)顯著為負(fù)，但hEit-2回歸系數(shù)不顯著，則表明油價(jià)不確定性對公司現(xiàn)金持有正向影響的過程中，縮減公司投資支出的渠道發(fā)揮完全中介的作用。

表2 相關(guān)變量符號、名稱與定義

四、實(shí)證檢驗(yàn)與結(jié)果分析

（一）描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果分析

相關(guān)變量的描述性統(tǒng)計(jì)具體如表3所示。Cashit與Invest_cit等核心變量的均值與標(biāo)準(zhǔn)差統(tǒng)計(jì)結(jié)果表明，部分連續(xù)性變量數(shù)值變化幅度較大，表明離群值的存在。鑒于此，對連續(xù)型變量進(jìn)行0～1%至99%～100%的Winsorize處理。更進(jìn)一步，通過計(jì)算核心變量的皮爾遜相關(guān)系數(shù)發(fā)現(xiàn)，若不考慮其他變量的影響，油價(jià)不確定性替代變量的hEit-2和hEit-3與Cashit基本顯著為正，與Invest_cit顯著為負(fù)，與上述假設(shè)基本一致。另外，核心控制變量與hEit-2和hEit-3間的相關(guān)系數(shù)最高為0.104 0，反映檢驗(yàn)?zāi)Ｐ偷亩嘀毓簿€程度較輕（限于篇幅未列示）。

（二）遞歸模型的多元回歸檢驗(yàn)

表4列示了假設(shè)的遞歸模型多元回歸結(jié)果。Panel A以作為自變量進(jìn)行回歸。在模型（4）中，回歸系數(shù)在1%的水平內(nèi)顯著為正，表明原油價(jià)格不確定性對企業(yè)現(xiàn)金持有水平具有顯著的正向影響，意味著可進(jìn)一步進(jìn)行中介效應(yīng)的檢驗(yàn)。模型（5）中，的回歸系數(shù)顯著為負(fù)，表明原油價(jià)格不確定性對公司投資支出具有顯著的負(fù)向影響。模型（6）中，Invest_cit和回歸系數(shù)顯著性水平均在1%內(nèi)，且回歸系數(shù)數(shù)值及其顯著性均低于模型（4）的回歸結(jié)果，這意味著將Invest_cit加入回歸模型（6）后，對Cashit的解釋力下降，且同時(shí)考慮到模型（5）中回歸系數(shù)顯著為負(fù)，綜合表明原油價(jià)格不確定性正向影響公司現(xiàn)金持有水平的過程中，縮減投資支出渠道發(fā)揮部分中介效應(yīng)，支持上述假說。Panel B以作為自變量重新進(jìn)行回歸，回歸結(jié)果保持穩(wěn)定。

表4 原假設(shè)的遞歸模型多元回歸結(jié)果

續(xù)表4

（三）敏感性分析

（1）本文依據(jù)公式（3），直接采用標(biāo)準(zhǔn)差模型計(jì)量原油價(jià)格不確定性，重新進(jìn)行假設(shè)的回歸檢驗(yàn)，如表5中的Panel A所示?；貧w結(jié)果與表4完全一致，繼續(xù)支持原假設(shè)。

（2）以ΔInvestit作為公司季度內(nèi)投資支出的替代變量，重新進(jìn)行假設(shè)的回歸檢驗(yàn)，回歸結(jié)果表5中的Panel B所示。模型（5）中的hEit-2回歸系數(shù)統(tǒng)計(jì)上不顯著，為此借助Sobel聯(lián)合檢驗(yàn)進(jìn)一步分析。Sobel檢驗(yàn)的t值為0.648，p值0.517，統(tǒng)計(jì)顯著性過低，未能進(jìn)一步支持原假設(shè)，這可能是由于Δinvestit計(jì)量指標(biāo)的噪音較大。Groudy et al.（2009）指出，Δinvest數(shù)值存在較多的負(fù)值，而這些負(fù)值更多反映企業(yè)固定資產(chǎn)衡量范圍的變化，而非真正反映企業(yè)投資支出水平的變化程度[38]。

另外，為了減輕模型（6）中的Invest_cit與Cashit之間內(nèi)生性問題，本文以滯后1期的Invest_cit-1作為自變量重新進(jìn)行回歸，回歸結(jié)果一致，繼續(xù)支持原假設(shè)；以WTI油價(jià)為國際油價(jià)代表，采用GARCH（1，1）模型進(jìn)行原油價(jià)格不確定性的模擬預(yù)測，然后重新進(jìn)行上述檢驗(yàn)，回歸結(jié)果保持一致；將滯后期的季度油價(jià)平均水平作為控制變量加入模型重新回歸，結(jié)果依然一致；剔除油氣開采企業(yè)在內(nèi)的采掘業(yè)樣本公司再進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果相同。總之，上述的敏感性測試結(jié)果表明相關(guān)的研究結(jié)論較為穩(wěn)健。

表5 敏感性分析（1）和（2）多元回歸結(jié)果

五、基于中國制度環(huán)境的拓展性分析

（一）政府控股截面特征的調(diào)節(jié)效應(yīng)

相比非國有上市公司，國有上市公司背后隱含著政府的支持和擔(dān)保，使得銀行在給公司貸款時(shí)“偏愛”國有上市公司，“歧視”非國有上市公司[20-22]。另外，在面臨較大的外部不確定性沖擊時(shí)，各級政府往往通過提供財(cái)政補(bǔ)貼、追加投資、增加貸款、減免稅收等，以確保國有上市公司的生存和發(fā)展。為此，即使原油價(jià)格不確定性加劇公司與銀行之間的融資摩擦?xí)r，國有上市公司由于受到商業(yè)銀行的青睞和政府的財(cái)政支持，其融資約束程度相比非國有上市公司更輕，現(xiàn)金儲備的需求較弱。

另外，非國有上市公司的核心管理者一般是公司的控股性股東，持股比例高，與控股股東之間利益協(xié)調(diào)一致的程度更高，更傾向基于控股股東利益最大化的目標(biāo)進(jìn)行投資決策。因此，當(dāng)油價(jià)波動(dòng)不確定性較高時(shí)，非國有上市公司管理者就會(huì)減少投資，以獲取較高的等待期權(quán)價(jià)值。這種投資調(diào)整會(huì)影響到地方經(jīng)濟(jì)的穩(wěn)定發(fā)展?；诘胤浇?jīng)濟(jì)發(fā)展及政治晉升目標(biāo)的考慮，作為國有上市公司控股股東的各級政府會(huì)干預(yù)所屬國有上市公司，要求其盡量保持投資、甚至是擴(kuò)大投資，以減輕油價(jià)波動(dòng)對整個(gè)地方經(jīng)濟(jì)發(fā)展的負(fù)面影響。因此，從投資現(xiàn)金支出的視角，政府干預(yù)的存在使得國有上市公司通過降低投資現(xiàn)金支出水平進(jìn)而增加現(xiàn)金儲備變得難以實(shí)現(xiàn)。鑒于此，本文預(yù)期：相比非國有上市公司，原油價(jià)格不確定性通過降低公司投資支出進(jìn)而影響現(xiàn)金持有水平在國有上市公司中表現(xiàn)得較弱。

借鑒溫忠麟等（2006）有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)檢驗(yàn)程序[37]，本文以模型（4）、（5）和（6）為基礎(chǔ)，引入政府控股替代變量State與（或）的交乘項(xiàng)，以形成新的遞歸模型以檢驗(yàn)政府控股截面特征差異的調(diào)節(jié)效應(yīng)，具體如下模型（7）、（8）和（9）所示。按照預(yù)期，模型（7）中的β1顯著為正，β2顯著為負(fù)；模型（8）中的λ1顯著為負(fù)，λ2顯著為正；模型（9）中的β*1顯著為正，和顯著為負(fù)。

表6 政府控股特征調(diào)節(jié)效應(yīng)的多元回歸分析

（二）成品油定價(jià)市場化改革的調(diào)節(jié)效應(yīng)

自1998年以來，我國成品油定價(jià)機(jī)制一直在探索著市場化的改革道路。其中，2006年3月26日，國家發(fā)改委從國際成品油價(jià)格改為國際原油價(jià)格作為國內(nèi)成品油定價(jià)的參考，并相應(yīng)地修改了成品油價(jià)格的調(diào)控區(qū)間，調(diào)價(jià)周期由之前的1個(gè)月縮短為22天；2008年12月，成品油定價(jià)進(jìn)入原油成本定價(jià)階段，即以出廠價(jià)格為基礎(chǔ)，加上流通環(huán)節(jié)差價(jià)來確定最高零售價(jià)，實(shí)行最高零售價(jià)格制度，從而賦予了成品油經(jīng)營企業(yè)更多的定價(jià)自主權(quán)，國內(nèi)成品油價(jià)格的變化次數(shù)逐步增加。2005年1月至2008年12月期間，國內(nèi)成品油價(jià)格調(diào)整次數(shù)為11次（8漲3跌），而2009年1月至2012年12月期間的調(diào)整次數(shù)21次（13漲8跌）。簡言之，伴隨著成品油定價(jià)市場化改革的推進(jìn)，政府對成品油價(jià)格的直接干預(yù)程度逐漸減少，國內(nèi)成品油價(jià)格和國際原油價(jià)格的聯(lián)動(dòng)性越來越強(qiáng)[24]。鑒于此，基于2009年成品油定價(jià)市場化改革事件，將樣本劃分成品油定價(jià)市場化程度較低時(shí)期組（2007-2008年，Low degree）和較高時(shí)期組（2009-2012年，High degree），初步預(yù)期，原油價(jià)格不確定性與公司現(xiàn)金持有間的關(guān)系及其機(jī)理應(yīng)在（High degree）組中表現(xiàn)得更為顯著。

為了減輕多重共線性問題，本文以遞歸回歸模型（4）、（5）和（6）為基礎(chǔ)，進(jìn)行分組回歸檢驗(yàn)，具體如表7所示?；貧w結(jié)果顯示，相比成品油定價(jià)市場化程度較低時(shí)期（2005年至2008年期間），成品油定價(jià)市場化程度較高時(shí)期（2009年至2012年期間）的模型（4）至模型（6）中或回歸系數(shù)基本顯著，總體符合初步預(yù)期。為何在Panel B中的市場化程度較低時(shí)期組，現(xiàn)金持有水平會(huì)隨著原油價(jià)格不確定性的增加而減少呢？這可能是由于隨著原油價(jià)格不確定性增加，公司外部環(huán)境不確定性及其投資預(yù)期收益評價(jià)難度增加，加劇公司信息不對稱程度[39]，賦予了管理者加速“企業(yè)帝國”建造的時(shí)機(jī)，最終表現(xiàn)為公司現(xiàn)金持有水平隨著原油價(jià)格不確定性的增加而下降。

表7 成品油定價(jià)市場化改革調(diào)節(jié)效應(yīng)的多元回歸分析

六、結(jié)論與政策啟示

本文基于中國制度背景，從中觀的生產(chǎn)要素市場層面，運(yùn)用遞歸模型實(shí)證考察特定的原油要素價(jià)格不確定性對企業(yè)現(xiàn)金持有的影響及其作用渠道。研究發(fā)現(xiàn)，國際原油價(jià)格不確定性顯著正向影響中國上市公司的現(xiàn)金持有水平，且部分借助縮減公司投資支出的中介渠道來施加影響?；谥袊贫拳h(huán)境的拓展性分析顯示：相比非國有公司，原油價(jià)格不確定性通過降低企業(yè)投資支出進(jìn)而影響現(xiàn)金持有在國有上市公司中表現(xiàn)的相對較弱；相比成品油定價(jià)市場化程度較低時(shí)期，原油價(jià)格不確定性通過降低企業(yè)投資支出進(jìn)而影響現(xiàn)金持有在成品油定價(jià)市場化程度較高時(shí)期表現(xiàn)得更為顯著。該研究成果不僅拓展了不確定性對企業(yè)現(xiàn)金持有水平影響及其作用機(jī)理的相關(guān)研究，同時(shí)還基于中國特殊的制度環(huán)境，為制度環(huán)境影響公司投融資行為（尤其是現(xiàn)金持有）提供了新興加轉(zhuǎn)軌市場獨(dú)特的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。

該研究發(fā)現(xiàn)的政策啟示在于：隨著我國成品油定價(jià)市場化改革進(jìn)程的持續(xù)推進(jìn)，國際原油價(jià)格不確定性會(huì)增加企業(yè)所面臨的外部環(huán)境不確定性，進(jìn)而促使企業(yè)減少投資，增加現(xiàn)金持有，這可能會(huì)影響到宏觀經(jīng)濟(jì)的短期增長。為此，從短期來看，政府在積極推進(jìn)成品油市場化改革的過程中，可進(jìn)一步完善國內(nèi)原油價(jià)格波動(dòng)避險(xiǎn)體系，為國內(nèi)企業(yè)搭建規(guī)避油價(jià)風(fēng)險(xiǎn)的平臺；從長期來看，政府應(yīng)通過政府補(bǔ)貼、稅收優(yōu)惠等財(cái)政政策引導(dǎo)企業(yè)轉(zhuǎn)向可再生能源的使用，以減少企業(yè)對原油的依賴，進(jìn)而弱化原油價(jià)格不確定性的負(fù)面影響。

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