金融發(fā)展、現(xiàn)金持有水平及其市場價值

胡亞峰 馮 科

一、引言

金融發(fā)展對經(jīng)濟增長起到了至關(guān)重要的作用。關(guān)于金融發(fā)展與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系一直是學(xué)術(shù)界關(guān)注的熱點話題，主流觀點認(rèn)為，金融發(fā)展會促進經(jīng)濟增長（Michèle and GoldSmith，1970［1］；Levine，1997［2］；周立和王子明，2002［3］）。金融發(fā)展作為國家宏觀經(jīng)濟層面的一個重要因素，很大可能會對微觀企業(yè)行為產(chǎn)生重要的影響，那么金融發(fā)展會如何影響微觀企業(yè)現(xiàn)金持有行為及由此產(chǎn)生的經(jīng)濟后果是一個非常值得研究的話題，本文將就此問題進行深入探討。

之所以選擇現(xiàn)金作為本文的研究對象，是因為現(xiàn)金作為公司流動性比較強的資產(chǎn)，其管理的好壞涉及公司的經(jīng)營決策?，F(xiàn)金可以作為公司的一種戰(zhàn)略性資源，不僅可以起到預(yù)防性作用，幫助公司應(yīng)對未來環(huán)境的不確定性，降低公司面臨流動性危機風(fēng)險；與此同時，現(xiàn)金還會給公司帶來代理成本問題，管理層在缺乏有效監(jiān)督的情況下，會出于自利的動機去決定現(xiàn)金持有水平。這些都會影響到公司的盈利能力和市場價值。上市公司的微觀決策與外部制度環(huán)境的發(fā)展變化密切相關(guān)，金融發(fā)展作為上市公司的一項重要外部環(huán)境，會影響到公司的微觀決策。因此，金融發(fā)展水平也就會很大可能對上市公司現(xiàn)金持有行為產(chǎn)生重要影響，主要體現(xiàn)在兩個方面：一方面金融發(fā)展可以緩解公司的外部融資約束，因為隨著金融發(fā)展水平的提高，金融市場化得以加深，金融機構(gòu)之間的競爭更加激烈，金融創(chuàng)新產(chǎn)品越來越多，這樣增加了公司的融資渠道，降低了公司的融資成本，從而緩解了公司的外部融資約束程度；另一方面，金融發(fā)展能夠降低投資者與公司之間的信息不對稱程度，進而有助于投資者控制信用風(fēng)險及抑制公司的代理問題。目前國內(nèi)外文獻(xiàn)很少就金融發(fā)展如何影響現(xiàn)金持有行為的具體機理及其產(chǎn)生的經(jīng)濟后果做過深入研究。

本文以中國A股1999—2015年非金融類上市公司的年度數(shù)據(jù)為樣本，通過借鑒樊綱和王小魯?shù)人幹频闹袊袌龌笖?shù)中的金融市場化程度、金融業(yè)競爭和信貸資金分配市場化三個指標(biāo)作為金融發(fā)展水平的代理變量，去研究中國金融發(fā)展水平對上市公司現(xiàn)金持有行為的影響及其產(chǎn)生的經(jīng)濟后果。研究結(jié)果表明：隨著中國金融發(fā)展水平的提高，上市公司現(xiàn)金持有水平隨之降低，且國有企業(yè)現(xiàn)金持有水平降低的幅度要大于民營企業(yè)；另外隨著金融發(fā)展水平的提高，上市公司現(xiàn)金持有的市場價值隨之上升，且國有企業(yè)上升的幅度要大于民營企業(yè)。在進一步檢驗中，我們檢驗了金融發(fā)展水平對公司現(xiàn)金－現(xiàn)金流敏感性的影響，結(jié)果發(fā)現(xiàn)金融發(fā)展降低了上市公司現(xiàn)金－現(xiàn)金流敏感性，且國有企業(yè)降低的幅度要略大于民營企業(yè)；同時，我們還檢驗了金融發(fā)展水平對公司過度投資和代理成本的影響，結(jié)果發(fā)現(xiàn)金融發(fā)展抑制了公司過度投資水平，減輕了公司的代理問題，尤其是國有企業(yè)。

本文的學(xué)術(shù)貢獻(xiàn)主要在于：一是通過考察地區(qū)金融發(fā)展水平對企業(yè)現(xiàn)金持有行為及其經(jīng)濟后果的影響，本文為理解企業(yè)現(xiàn)金持有行為提供一個新的重要視角，不僅有助于我們加深對現(xiàn)金持有行為的理解，也豐富了公司現(xiàn)金持有方面的文獻(xiàn)。二是關(guān)于金融發(fā)展對經(jīng)濟增長的理論文獻(xiàn)研究已經(jīng)很多，但關(guān)于金融發(fā)展對經(jīng)濟增長影響的微觀渠道和機理尚未得到很好的理解。本文從金融發(fā)展與公司現(xiàn)金持有行為視角進行分析，為理解金融發(fā)展對經(jīng)濟增長的影響提供了新的實證證據(jù)。三是基于中國特殊制度背景，分別分析了金融發(fā)展對不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)公司現(xiàn)金持有行為影響及其產(chǎn)生的經(jīng)濟后果，對于科學(xué)地制定金融發(fā)展政策，以及不同性質(zhì)的微觀企業(yè)根據(jù)金融發(fā)展水平做出相應(yīng)的現(xiàn)金持有行為調(diào)整具有重大的借鑒和參考意義。

本文的結(jié)構(gòu)安排如下：第二部分為研究背景與研究假設(shè)；第三部分為模型設(shè)定；第四部分為樣本構(gòu)成和變量定義；第五部分為實證分析結(jié)果；第六部分為結(jié)論。

二、研究背景與研究假設(shè)

（一）金融發(fā)展與現(xiàn)金持有水平

已有很多研究表明中國的金融發(fā)展水平要遠(yuǎn)低于世界平均水平（Allen 等，2005［4］；Beck 等，2014［5］）。金融發(fā)展水平低會使得當(dāng)公司擁有好的投資項目需要資金時，卻難以及時從外部市場融得資金，也就是說公司出現(xiàn)了融資約束。這樣一來，金融服務(wù)實體經(jīng)濟的要求就沒有達(dá)到，勢必會影響到國民經(jīng)濟的發(fā)展。

國內(nèi)外已有一些文獻(xiàn)研究金融發(fā)展對公司行為產(chǎn)生的影響。如Rajan和Zingales（1996）［6］基于跨國數(shù)據(jù)研究表明金融發(fā)展對于那些依賴外部融資行業(yè)的成長性具有更好的促進作用，這說明金融發(fā)展給需要資金的公司帶來了更好的融資便利，進而把握投資機會，實現(xiàn)公司成長。Demirguc?Kunt和 Maksimovic（1998）［7］研究表明發(fā)達(dá)的金融發(fā)展水平不僅可以為公司提供足夠的外部資金，而且還能幫助投資者獲取公司投融資決策的相關(guān)信息，這樣會使公司更容易從外部市場去融得資金。Love（2003）［8］的研究發(fā)現(xiàn)地區(qū)金融發(fā)展水平的提高顯著降低了企業(yè)尤其是中小企業(yè)的融資約束程度，這一結(jié)論表明金融發(fā)展可以通過降低信息不對稱和契約的不完備性來緩解公司的融資約束問題，提高資源的分配效率。Khurana等（2006）［9］研究表明隨著金融發(fā)展水平的提高，公司的現(xiàn)金－現(xiàn)金流敏感性會降低，這為金融發(fā)展降低公司的融資約束水平提供了跨國證據(jù)。Castro等（2015）［10］研究表明金融發(fā)展能夠?qū)θ谫Y約束公司的投資行為產(chǎn)生顯著影響，進而可以從側(cè)面說明金融發(fā)展可以降低融資約束公司對內(nèi)部資金的依賴。張軍和丁丹（2012）［11］研究表明中國漸進主義式的金融自由化改革有助于緩解公司外部融資約束。朱紅軍等（2006）［12］研究發(fā)現(xiàn)金融發(fā)展水平的提高能夠減輕公司的融資約束程度，降低公司投資對內(nèi)部現(xiàn)金流的依賴性。

從以上研究我們可以得出，金融發(fā)展水平的提高主要通過兩個方面來緩解公司的融資約束：一方面，伴隨著金融發(fā)展水平的提高，金融規(guī)模不斷擴大，金融創(chuàng)新產(chǎn)品越來越多，金融機構(gòu)之間的競爭也變得越來越激烈，這就會擴展公司的融資渠道，降低融資門檻和融資成本，緩解公司融資約束程度；另一方面，金融發(fā)展有利于降低信息不對稱，使資金的分配效率得以提高，從而緩解公司的融資約束。

Jensen（1986）［13］從代理問題角度去研究現(xiàn)金持有問題，他認(rèn)為公司現(xiàn)金積累可以起到緩沖劑的作用，這樣不僅會減少公司的經(jīng)營風(fēng)險和弱化監(jiān)管，還可以讓管理層具有更大的自主控制能力。金融發(fā)展水平的提高能降低投資者與公司管理層的信息不對稱程度，增強契約的完備性，減輕公司內(nèi)部的自由現(xiàn)金流問題。

總而言之，我們可以得出金融發(fā)展水平的提高，能緩解公司的外部融資約束，內(nèi)部現(xiàn)金的預(yù)防作用減弱，公司沒必要積累過多現(xiàn)金，而將現(xiàn)金用于更有價值的項目中去。另外，金融發(fā)展會降低公司內(nèi)部人對自由現(xiàn)金流的代理成本，減弱內(nèi)部人為了自利目的而持有過多現(xiàn)金?；谝陨戏治觯覀兲岢黾僭O(shè)1。

H1：其他條件不變的條件下，隨著金融發(fā)展水平的提高，公司現(xiàn)金持有量會隨之下降。

（二）金融發(fā)展與公司現(xiàn)金持有的市場價值

金融發(fā)展緩解了公司的外部融資約束，現(xiàn)金持有的機會成本就會隨之上升，邊際收益下降，因此，根據(jù)現(xiàn)金持有的權(quán)衡理論可以得到，隨著金融發(fā)展水平的提高，公司內(nèi)部沒有必要預(yù)留過多的現(xiàn)金，金融發(fā)展導(dǎo)致現(xiàn)金持有下降，現(xiàn)金的邊際市場價值會隨之上升。

相比其他資產(chǎn)，現(xiàn)金資產(chǎn)具有更強的流動性，更易被轉(zhuǎn)移（Myers和 Rajan，1998）［14］，因此控股股東出于自身利益最大化考慮，為了侵占公司的利益，傾向于在公司內(nèi)部積累現(xiàn)金。管理層為了增強自主控制權(quán)，減少公司經(jīng)營風(fēng)險和弱化監(jiān)管，也傾向于積累現(xiàn)金。這些都有可能損害公司現(xiàn)金持有的市場價值（Jensen，1986［13］）。但隨著金融發(fā)展水平的提高，外部市場對公司的監(jiān)督會加深，有利于防范公司積累過多的現(xiàn)金。根據(jù)現(xiàn)金持有的代理理論，持有過多現(xiàn)金會有損公司市場價值，金融發(fā)展會減輕公司的代理問題，使公司現(xiàn)金持有的邊際市場價值上升。

因此，我們預(yù)期金融發(fā)展水平上升會提高對現(xiàn)金持有的市場價值，基于此我們提出假設(shè)2。

H2：其他條件不變的情況下，隨著金融發(fā)展水平的提高，金融發(fā)展對現(xiàn)金持有的市場價值的影響是正向的。

三、模型設(shè)定

（一）金融發(fā)展與公司現(xiàn)金持有水平

為了檢驗金融發(fā)展對公司現(xiàn)金持有水平的影響，本文借鑒已有文獻(xiàn) Opler等（1999）［15］的研究方法，國內(nèi)學(xué)者羅琦和秦國樓（2009）［16］、陳德求等（2011）［17］、楊興全等（2016）［18］都借鑒該方法對公司現(xiàn)金持有水平進行了研究，因此，我們建立如下面板回歸模型（1）：

模型（1）中i和t分別表示公司和年份，被解釋變量為公司的現(xiàn)金持有量Cashit，用公司非現(xiàn)金資產(chǎn)進行標(biāo)準(zhǔn)化。FDit表示金融發(fā)展水平指標(biāo)，為主要測試變量，若前面的系數(shù)α1＞0，表示隨著金融發(fā)展水平的提高，公司現(xiàn)金持有量在增加；反之，若前面的系數(shù)α1＜0，表示隨著金融發(fā)展水平的提高，公司現(xiàn)金持有量在減少?？刂谱兞堪斯镜囊恍┗矩攧?wù)特征變量，具體有經(jīng)營活動產(chǎn)生的現(xiàn)金流量凈額Cflowit、公司規(guī)模大小Sizeit、凈營運資本Nwcit、投資支出Invit、投資機會TobinAit、財務(wù)桿杠Tlit、現(xiàn)金股利支付Dit，上述變量具體定義請參照下文中的表1。

（二）金融發(fā)展與公司現(xiàn)金市場價值

為了檢驗金融發(fā)展對公司現(xiàn)金持有量的市場價值的影響，我們主要借鑒了Fama和French（1998）［19］文中用的經(jīng)典企業(yè)價值回歸模型，而Pinkowitz和Wiliamson（2002）［20］、Pinkowitz等（2006）［21］、Ditt?mar和 Mahrt?Smith（2007）［22］，以及國內(nèi)學(xué)者中楊興全和張照南（2008）［23］、 羅琦和秦國樓（2009）［16］等都采用修正的 Fama 和 French 的現(xiàn)金價值模型，因此本文也采用修正現(xiàn)金價值模型，如下所示：

上述回歸模型中被解釋變量MVit代表公司的市場價值，Cashit為公司現(xiàn)金持有量，F(xiàn)Dit為金融發(fā)展水平?，F(xiàn)金持有量和金融發(fā)展程度的交乘項（FDit×Cashit）的系數(shù)β3是我們主要關(guān)注的焦點。如果β3＞0，則表明金融發(fā)展帶來公司現(xiàn)金市場價值的提升；反之，如果β3＜0，則表明金融發(fā)展帶來公司現(xiàn)金市場價值的下降。Cflowit、dCflowit和dC?flowit＋1為經(jīng)營活動產(chǎn)生的現(xiàn)金流量凈額及其增長；dNAit和dNAit＋1為非現(xiàn)金資產(chǎn)的增長；Iit、dIit和dIit＋1為利息支出及其增長，本文是以財務(wù)費用來表示；Dit、dDit和dDit＋1為現(xiàn)金股利及其增長；Invtit、dInvtit和dInvtit＋1為投資支出及其增長；dMVit＋1為公司市場價值的預(yù)期增長。上述變量的具體定義參見文中表1所示，為了控制異方差的影響，除了金融發(fā)展水平之外，其他所有的變量都除以非現(xiàn)金資產(chǎn)進行標(biāo)準(zhǔn)化。

四、樣本構(gòu)成與變量定義

（一）樣本構(gòu)成

本文公司層面的數(shù)據(jù)來自國泰安數(shù)據(jù)庫（CS?MAR），金融發(fā)展指標(biāo)數(shù)據(jù)來自樊綱和王小魯?shù)人幹啤吨袊袌龌笖?shù)：各地區(qū)市場化相對進程2011年報告》［24］和 《中國分省份市場化指數(shù)報告（2016）》［25］。金融發(fā)展指標(biāo)中金融業(yè)競爭主要介于1999—2015年，由于信貸資金分配市場化和金融市場化程度在2009年之后計算方法發(fā)生變化，因此，信貸資金分配市場化主要介于1999—2009年，金融市場化程度主要介于1999—2009年。公司層面的數(shù)據(jù)主要選取的是1999—2015年中國全部A股上市公司樣本作為研究對象。根據(jù)以下標(biāo)準(zhǔn)對數(shù)據(jù)進行進一步篩選：1.剔除金融保險類上市公司；2.剔除實施了ST等非正常狀態(tài)的上市公司；3.剔除股權(quán)性質(zhì)為外資和其他類型的公司；4.剔除主要變量缺失和未連續(xù)兩年以上有樣本的公司。最后得到具有24 254個觀察值的非平衡面板數(shù)據(jù)，包含2 346家公司，時間跨度最長為17年，最短為2年。為了消除離群值對估計結(jié)果產(chǎn)生的影響，本文對所有相關(guān)的連續(xù)變量樣本進行上下1%的Winsorize縮尾處理。

（二）變量定義

主要變量定義詳見表1。其中，投資機會TobinA直接選自CSMAR，指的是市場價值A(chǔ)與總資產(chǎn)的比例，根據(jù)CSMAR定義，市場價值A(chǔ)指的是人民幣普通股×今收盤價當(dāng)期值＋境內(nèi)上市的外資股B股×今收盤價當(dāng)期值×當(dāng)日匯率＋（總股數(shù)－人民幣普通股－境內(nèi)上市的外資股B股）×所有者權(quán)益合計期末值/實收資本本期期末值＋負(fù)債合計本期期末值。I為公司當(dāng)年發(fā)生的利息支出，本文以財務(wù)費用來代替。MV為公司的市場價值，參照以往文獻(xiàn)的計算方法，公司的市場價值為流通股市值、非流通股市值與公司負(fù)債的賬面價值總和，再用非現(xiàn)金資產(chǎn)進行標(biāo)準(zhǔn)化。其中非流通股每股轉(zhuǎn)讓價格因為沒有完全市場化數(shù)據(jù)，因此用每股凈資產(chǎn)來代替。金融發(fā)展指標(biāo)用金融市場化程度（MAR）、金融業(yè)競爭（COMP）和信貸資金分配市場化（LOAN）三個指標(biāo)來代替，金融發(fā)展程度越高，金融市場化程度就越高，金融業(yè)競爭就越激烈，信貸資金分配市場化就越高。它們選自樊綱和王小魯?shù)人幹频摹吨袊袌龌笖?shù)：各地區(qū)市場化相對進程2011年報告》［24］和《中國分省份市場化指數(shù)報告（2016）》［25］。其中金融業(yè)競爭（COMP）指標(biāo)時間跨度為1999—2015年，金融市場化程度（MAR）和信貸資金分配市場化（LOAN）指標(biāo)時間跨度為1999—2009年，西藏有部分?jǐn)?shù)據(jù)缺失。

表1 主要變量定義

（三）主要變量描述性統(tǒng)計

表2提供了主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。從表2可以看出，公司市場價值（MV）的均值為2.491，中位數(shù)為1.869；現(xiàn)金持有量（Cash）均值為0.276，中位數(shù)為0.158。這兩個被解釋變量的均值均大于中位數(shù)，呈現(xiàn)出右偏特征，說明一半以上的公司市場價值和現(xiàn)金持有量沒有達(dá)到平均水平，這與已有文獻(xiàn)結(jié)果一致。金融發(fā)展水平指標(biāo)中金融業(yè)市場化程度（MAR）、金融業(yè)競爭程度（COMP）和信貸資金分配程度（LOAN）的均值均小于中位數(shù)。控制變量中經(jīng)營活動產(chǎn)生的現(xiàn)金流凈額（Cflow）、公司規(guī)模（Size）、投資機會（TobinA）、投資支出（Invt）和現(xiàn)金股利分紅（D）的均值均大于中位數(shù)，呈現(xiàn)出右偏特征?？刂谱兞恐胸攧?wù)杠桿（Tl）和利息支出（I）均值基本上與中位數(shù)相等；凈營運資本（Nwc）的均值（－0.013）小于中位數(shù)（－0.003），呈現(xiàn)出左偏特征。

表2 主要變量的描述性統(tǒng)計

五、實證分析結(jié)果

由于中國上市公司存在特殊的制度背景，國有和民營這兩種產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的企業(yè)需要區(qū)別對待。國有企業(yè)具有特定的政治背景，政府以各種形式介入到國有企業(yè)，增強了國有企業(yè)的信用能力和融資能力。民營企業(yè)受到各種條件的限制，外部融資存在諸多障礙，處于相對劣勢地位（Brandt和 Li，2003）［26］，面臨更加嚴(yán)重的“信貸約束”或“信貸配給”問題（Fan等2007［27］；張杰和劉東，2006［28］）。林毅夫和李永軍（2001）［29］分析了金融深化與民營企業(yè)的融資問題，指出我國金融市場仍處于抑制狀態(tài)，民營企業(yè)難以獲得穩(wěn)定的資金來源。另外，國有企業(yè)的代理問題也是各界關(guān)注的熱點話題，因為國有企業(yè)存在所有者缺位問題，缺乏對內(nèi)部人有效的監(jiān)督和激勵機制，相對于民營企業(yè)，代理問題可能會更加嚴(yán)重。因此，我們預(yù)計在其他條件不變的情況下，金融發(fā)展水平的提高對國有企業(yè)和民營企業(yè)現(xiàn)金持有量和現(xiàn)金價值的影響會有所不同。下文中通過按產(chǎn)權(quán)性質(zhì)進行分組，分別回歸分析金融發(fā)展對國有企業(yè)和民營企業(yè)現(xiàn)金持有量和現(xiàn)金價值的具體影響。

（一）金融發(fā)展與現(xiàn)金持有水平

表3和表4為金融發(fā)展與現(xiàn)金持有水平的回歸結(jié)果，其中表3為全樣本下的回歸結(jié)果，表4為按股權(quán)性質(zhì)分組后的回歸結(jié)果。為了控制不隨時間變化且不可觀測公司個體特征，如公司文化－CEO個人特征等，本文基于豪斯曼檢驗，拒絕不可觀測的個體異質(zhì)性與解釋變量不相關(guān)假設(shè)，因此所有回歸模型均采取固定效應(yīng)模型進行估計分析。金融發(fā)展指標(biāo)分別用樊綱和王小魯?shù)人幹浦袊袌龌笖?shù)中的金融市場化程度（MAR）、金融業(yè)競爭（COMP）和信貸資金分配市場化（LOAN）三個指標(biāo)來代替。從表3回歸結(jié)果來看，金融市場化程度（MAR）、金融業(yè)競爭（COMP）和信貸資金分配市場化（LOAN）三個指標(biāo)的回歸系數(shù)都顯著為負(fù)，并且都在1%水平上顯著?；貧w結(jié)果表明伴隨著金融發(fā)展水平的提高，公司現(xiàn)金持有量會隨之減少，支持了本文的假說1。從控制變量中的回歸結(jié)果來看，公司規(guī)模（Size）與現(xiàn)金持有量回歸系數(shù)顯著為正，與現(xiàn)有國外文獻(xiàn)研究結(jié)果（現(xiàn)有國外文獻(xiàn)認(rèn)為小規(guī)模公司外部融資成本更高，往往持有更多現(xiàn)金）相反，很大可能是因為中國大規(guī)模公司中國有企業(yè)居多，代理問題相對比較嚴(yán)重，從而導(dǎo)致規(guī)模越大公司持有現(xiàn)金越多。財務(wù)杠桿（Tl）和凈營運資本（Nwc）與現(xiàn)金持有量負(fù)相關(guān)。財務(wù)杠桿的提高，一方面要求公司增加現(xiàn)金持有水平，以降低發(fā)生財務(wù)困境的可能性；另一方面，反映出公司外部融資能力較強，可以減少現(xiàn)金的持有水平，即負(fù)債在一定程度上替代了現(xiàn)金持有（John，1993［30］）。負(fù)的財務(wù)杠桿回歸系數(shù)主要說明了負(fù)債對現(xiàn)金持有具有替代作用。凈營運資本具有流動性強、變現(xiàn)成本低等特點，一般可以作為現(xiàn)金持有的替代物，與現(xiàn)金持有水平負(fù)相關(guān)，回歸結(jié)果正好與此相吻合。經(jīng)營活動產(chǎn)生的現(xiàn)金流凈額（Cflow）、投資機會（TobinA）、投資支出（Invt）和現(xiàn)金股利（D）與現(xiàn)金持有水平正相關(guān)。經(jīng)營活動產(chǎn)生的現(xiàn)金流量凈額越多，公司越持有更多現(xiàn)金，這與Dittmar和Mahrt?Smith（2003）［22］研究結(jié)果一致，也符合權(quán)衡理論和融資優(yōu)序理論。投資機會越多，現(xiàn)金持有越多，因為投資機會多的公司失去投資機會的機會成本更大，需要持有更多的現(xiàn)金來預(yù)防資金短缺?，F(xiàn)金持有的靜態(tài)權(quán)衡理論認(rèn)為較高的投資支出意味著公司有比較好的投資機會，這會促使公司持有更多現(xiàn)金。與權(quán)衡理論相反，融資優(yōu)序理論認(rèn)為投資支出首先消耗公司內(nèi)部積累的現(xiàn)金，使其與現(xiàn)金持有水平負(fù)相關(guān)，表3中投資支出（Invt）的回歸系數(shù)結(jié)果符合權(quán)衡理論預(yù)期?，F(xiàn)金股利（D）系數(shù)顯著為正，這與Ozkan等（2004）［31］的研究一致，表明支付現(xiàn)金股利越多的公司越需要持有更多現(xiàn)金以避免資金不足，符合權(quán)衡理論預(yù)期。

表3 全樣本下金融發(fā)展與現(xiàn)金持有水平回歸結(jié)果

從表4回歸結(jié)果來看，表4中模型（1）～模型（3）對應(yīng)的是國有企業(yè)回歸結(jié)果，模型（4）～模型（6）對應(yīng)的是民營企業(yè)回歸結(jié)果。當(dāng)實際現(xiàn)金持有作為被解釋變量時，國有企業(yè)金融市場化程度（MAR）、金融業(yè)競爭（COMP）和信貸資金分配市場化（LOAN）回歸系數(shù)分別對應(yīng)－0.0129、－0.012 6和－0.007 2，民營企業(yè)回歸系數(shù)分別對應(yīng)－0.011 0、－0.011 5和－0.006 4，它們都在1%水平上顯著，且國有企業(yè)每個金融市場化指標(biāo)對應(yīng)的回歸系數(shù)都要小于民營企業(yè)對應(yīng)的回歸系數(shù)。這表明隨著我國金融發(fā)展水平的提高，國有企業(yè)現(xiàn)金持有減少量要大于民營企業(yè)。從表4控制變量回歸結(jié)果來看，除了公司規(guī)模之外，基本符合預(yù)期，國有企業(yè)公司規(guī)模越大，現(xiàn)金持有越少，民營企業(yè)則恰恰相反，從側(cè)面說明了國有企業(yè)更容易存儲現(xiàn)金，代理問題比較嚴(yán)重，資金使用效率比較低。

表4 按股權(quán)性質(zhì)劃分后金融發(fā)展與現(xiàn)金持有水平回歸結(jié)果

（二）金融發(fā)展與現(xiàn)金市場價值

表5和表6為金融發(fā)展與現(xiàn)金市場價值的回歸結(jié)果，其中表5為全樣本的回歸結(jié)果，表6為按股權(quán)性質(zhì)分組后的回歸結(jié)果。表5和表6中變量FC為對應(yīng)的金融發(fā)展水平指標(biāo)與現(xiàn)金持有量的交乘項。從表5公司現(xiàn)金價值回歸結(jié)果來看，采用三種金融發(fā)展指標(biāo)都得出金融發(fā)展水平指標(biāo)與現(xiàn)金持有量的交乘項FC的回歸系數(shù)為正，且均在1%水平上顯著，這表明隨著我國金融發(fā)展水平的提高，上市公司現(xiàn)金持有的邊際價值會提高。

表5 全樣本金融發(fā)展與公司市場價值回歸結(jié)果

續(xù)前表

從表6回歸結(jié)果來看，表6模型（1）～模型（3）對應(yīng)的是國有企業(yè)回歸結(jié)果，模型（4）～模型（6）對應(yīng)的是民營企業(yè)回歸結(jié)果。在實際現(xiàn)金持有量價值的回歸模型中，國有企業(yè)金融市場化程度（MAR）、金融業(yè)競爭（COMP）和信貸資金分配市場化（LOAN）與現(xiàn)金持有量的交乘項回歸系數(shù)分別為0.153 9、0.104 9和0.111 2，且都在1%水平上顯著；民營企業(yè)回歸系數(shù)分別對應(yīng)0.055 6、0.053 4和－0.022 6，只有金融業(yè)競爭（COMP）系數(shù)在10%水平上顯著，并且國有企業(yè)每一個交乘項FC的回歸系數(shù)都大于民營企業(yè)對應(yīng)的回歸系數(shù)。這表明隨著我國金融發(fā)展水平的提高，國有企業(yè)現(xiàn)金持有量的邊際價值上升的幅度要大于民營企業(yè)。為了節(jié)省篇幅，表5和表6也未一一列舉控制變量的回歸系數(shù)結(jié)果。

表6 按股權(quán)性質(zhì)劃分后金融發(fā)展與公司市場價值回歸結(jié)果

（三）進一步檢驗

1.穩(wěn)健性檢驗。

（1）采用“（貨幣資金＋短期投資凈額）/非現(xiàn)金資產(chǎn)”衡量現(xiàn)金持有水平，發(fā)現(xiàn)本文的基本結(jié)論仍然成立，并未發(fā)生實質(zhì)性變化。

（2）金融發(fā)展指標(biāo)分別采用樊綱等編制的1999—2009年金融市場化程度（MAR）、1999—2015年金融業(yè)競爭（COMP）和1999—2009年信貸資金分配市場化（LOAN）三個指標(biāo)作為代理變量，得到的檢驗結(jié)果也基本保持一致。由此，可以認(rèn)為本文的檢驗結(jié)果具有很好的穩(wěn)健性。

（3）非流通股價值按流通股市值20%或30%折價計算。

由于每股凈資產(chǎn)的定價低于市價，以每股凈資產(chǎn)代替非流通股價格可能會低估非流通股比例較高的國有控股公司的價值，因此，本文借鑒Bai等（2004）［32］、 王鵬（2008）［33］、 楊興全和張照南（2008）［23］等的做法，將非流通股市值以流通股市值的20%或30%折價來計算公司的市場價值，進一步檢驗金融發(fā)展對公司持有現(xiàn)金市場價值的影響，檢驗結(jié)果依然表明金融發(fā)展增加了現(xiàn)金持有的邊際價值，且國有企業(yè)增加的幅度要大于民營企業(yè)。

2.機制性檢驗。

（1）金融發(fā)展對現(xiàn)金－現(xiàn)金流敏感性的影響。

現(xiàn)金－現(xiàn)金流敏感性是指單位現(xiàn)金流所產(chǎn)生的現(xiàn)金持有量變化。根據(jù)以往文獻(xiàn)，現(xiàn)金－現(xiàn)金流敏感性某種程度上反映了融資約束的大小，融資約束公司一般進行更多的內(nèi)部資金積累，因此融資約束公司現(xiàn)金－現(xiàn)金流敏感性一般情況下要大于非融資約束公司。

本文借鑒Almeida等（2004）［34］文中的現(xiàn)金－現(xiàn)金流敏感性模型，分析金融發(fā)展對上市公司現(xiàn)金－現(xiàn)金流敏感性的影響。表7為金融發(fā)展對公司現(xiàn)金－現(xiàn)金流敏感性影響的回歸結(jié)果，Part A部分模型（1）～模型（3）為全樣本三種金融指標(biāo)對應(yīng)的回歸結(jié)果，Part B部分模型（4）～模型（6）對應(yīng)的是國有企業(yè)回歸結(jié)果，模型（7）～模型（9）對應(yīng)的是民營企業(yè)回歸結(jié)果。從全樣本回歸結(jié)果來看，金融發(fā)展指標(biāo)與經(jīng)營活動產(chǎn)生的現(xiàn)金流量凈額的交乘項（FD×Cflow）系數(shù)為負(fù)，模型（1）、（3）中回歸系數(shù)都在1%水平上顯著，說明金融發(fā)展降低了現(xiàn)金－現(xiàn)金流敏感性，緩解了公司的融資約束。從按股權(quán)性質(zhì)分樣本回歸結(jié)果來看，不論是國有企業(yè)還是民營企業(yè)，金融發(fā)展指標(biāo)與經(jīng)營活動產(chǎn)生的現(xiàn)金流量凈額的交乘項（FD×Cflow）系數(shù)均為負(fù)，且國有企業(yè)對應(yīng)系數(shù)絕對值稍大些，這說明相對于民營企業(yè)，金融發(fā)展更大程度上降低了國有企業(yè)現(xiàn)金－現(xiàn)金流敏感性。

表7 金融發(fā)展對公司現(xiàn)金－現(xiàn)金流敏感性的影響

（2）金融發(fā)展與過度投資。

企業(yè)也可能通過過度投資減少公司現(xiàn)金持有量。趙立彬（2012）［35］認(rèn)為金融發(fā)展提高了企業(yè)貸款量，而企業(yè)長期貸款量越多越容易進行過度投資，也就是說金融發(fā)展并沒有抑制企業(yè)過度投資。為此，本文進一步考察金融發(fā)展對過度投資的影響。為了估計過度投資，本文借鑒 Rechardson（2006）［36］、王彥超（2009）［37］等的做法，建立如下適度投資水平的估計模型，殘差部分為異常投資，即為實際投資與適度投資之間的差額。當(dāng)殘差大于0，表示為過度投資；當(dāng)殘差小于0，表示為投資不足。

為了研究金融發(fā)展與過度投資的關(guān)系，我們選取εit＞0的樣本作為研究對象，借鑒 Richardson（2006）［36］和王彥超（2009）［37］的做法并加以修改，建立起金融發(fā)展對過度投資影響的研究模型：

因變量Overinvit是由模型式（3）估計得到，即為正的殘差。FCFit為自由現(xiàn)金流，引入作為控制變量之一，它的計算借鑒Richardson（2006）［36］提出的一個估計方法：（（經(jīng)營活動產(chǎn)生的現(xiàn)金流量凈額－折舊－攤銷）/總資產(chǎn)－），Invt為模型式（3）估it計出來的適度投資額。表8為回歸結(jié)果，模型（1）～模型（3）分別對應(yīng)三種金融發(fā)展指標(biāo)，金融發(fā)展指標(biāo)回歸系數(shù)都在1%水平上顯著為負(fù)，說明金融發(fā)展降低了過度投資水平，這排除了公司因過度投資而導(dǎo)致現(xiàn)金持有量減少的可能。

表8 金融發(fā)展對過度投資的影響

續(xù)前表

（3）金融發(fā)展與代理成本

Jensen 和 Meckling（1976）［38］文中指出股東與經(jīng)理人之間存在利益沖突，因而他們之間存在代理成本。Ang等（2000）［39］認(rèn)為可以采用管理費用率、營業(yè)費用率和財務(wù)費用率等來反映股東和經(jīng)理人之間的代理成本。由于管理費用與管理者個人利益關(guān)系最為密切，因此本文采用管理費用率（管理費用 /營業(yè)收入）來作為代理成本的替代變量。以代理成本為被解釋變量，金融發(fā)展為主要解釋變量，控制公司規(guī)模、財務(wù)杠桿、固定資產(chǎn)凈額、公司成長性和資產(chǎn)收益率進行回歸，回歸結(jié)果如表9所示。表9中Part A部分模型（1）～模型（3）對應(yīng)的是全樣本三種金融指標(biāo)的回歸結(jié)果，Part B部分模型（4）～模型（6）對應(yīng)的是國有企業(yè)回歸結(jié)果，模型（7）～模型（9）對應(yīng)的是民營企業(yè)回歸結(jié)果。從全樣本回歸結(jié)果來看，模型（1）和模型（3）中金融發(fā)展指標(biāo)回歸系數(shù)在1%水平上顯著為負(fù)，模型（2）中回歸系數(shù)在1%水平上顯著為正，主要是受民營企業(yè)樣本的影響。因為從按股權(quán)性質(zhì)分樣本回歸結(jié)果來看，國有企業(yè)中金融發(fā)展指標(biāo)回歸系數(shù)都為負(fù)，模型（4）和模型（6）中回歸系數(shù)都在1%水平上顯著，說明隨著金融發(fā)展水平的提高，國有企業(yè)的代理成本相應(yīng)地隨之減少；而民營企業(yè)中雖然金融發(fā)展指標(biāo)回歸系數(shù)均為正，但只有模型（8）中金融業(yè)競爭指標(biāo)回歸系數(shù)顯著，說明隨著金融發(fā)展水平的提高，民營企業(yè)并不是因為代理成本隨之上升，恰恰相反，民營企業(yè)在管理層上投入還不夠，管理費用與營業(yè)收入的比例還未達(dá)到最優(yōu)水平。

表9 金融發(fā)展對代理成本的影響

續(xù)前表

六、結(jié)論

本文以中國A股非金融類上市公司1999—2015年數(shù)據(jù)為研究樣本，通過借鑒樊綱和王小魯?shù)人幹浦袊袌龌笖?shù)中的金融市場化程度、金融業(yè)競爭和信貸資金分配市場化三個指標(biāo)作為金融發(fā)展水平的代理變量，來研究中國金融發(fā)展水平對上市公司現(xiàn)金持有行為的影響及其產(chǎn)生的經(jīng)濟后果。研究結(jié)果顯示：從全樣本回歸來看，金融發(fā)展降低了中國上市公司的現(xiàn)金持有量，增加了上市公司現(xiàn)金持有的邊際市場價值。由于中國的特殊制度背景，公司的產(chǎn)權(quán)性質(zhì)可能會對結(jié)果產(chǎn)生重要的影響。因此，通過按產(chǎn)權(quán)性質(zhì)進行分組后的回歸分析結(jié)果來看，金融發(fā)展更大程度上降低國有企業(yè)的現(xiàn)金持有量和增加國有企業(yè)現(xiàn)金持有的邊際市場價值。進一步檢驗發(fā)現(xiàn)，金融發(fā)展降低了上市公司的現(xiàn)金－現(xiàn)金流敏感性，且國有企業(yè)降低的幅度要大于民營企業(yè)；同時，我們還檢驗了金融發(fā)展對公司過度投資和代理成本的影響，結(jié)果發(fā)現(xiàn)金融發(fā)展抑制了公司過度投資水平，降低了公司的代理成本，尤其是國有企業(yè)。這些表明中國金融發(fā)展水平的提升，主要是通過緩解上市公司的外部融資約束和減輕代理問題來降低其現(xiàn)金持有量，其中民營企業(yè)主要通過外部融資約束的緩解，國有企業(yè)主要通過代理問題的減輕，另外加上更便利的外部融資環(huán)境，因此，隨著金融發(fā)展水平的提高，國有企業(yè)現(xiàn)金持有的邊際價值增加得更大。為此，我們要大力發(fā)展金融業(yè)，提高金融市場化程度，加大金融業(yè)之間的相互競爭，提高信貸資金分配效率，促使中國融資規(guī)模不斷擴大，金融產(chǎn)品不斷豐富，金融服務(wù)不斷優(yōu)化，金融體系不斷完善，結(jié)構(gòu)更加合理，更好地讓金融服務(wù)于企業(yè)的發(fā)展，尤其是民營企業(yè)，同時要深化國有企業(yè)改革，完善現(xiàn)代企業(yè)制度。這樣不僅可以緩解當(dāng)前民營企業(yè)融資難、融資貴的問題，同時可以減輕國有企業(yè)代理問題，確保中國經(jīng)濟平穩(wěn)增長。