決策權(quán)配置集中化與現(xiàn)金持有

劉 嫦， 趙 銳

(石河子大學 經(jīng)濟與管理學院， 新疆 石河子 832000)

一、問題的提出

現(xiàn)金是企業(yè)重要的流動資產(chǎn)，如何決定現(xiàn)金持有量更是企業(yè)的一項重要財務決策。一方面，因現(xiàn)金具有流動與稀缺并存的雙重屬性，極易誘發(fā)代理人利用其謀取私利的動機[1]；另一方面，現(xiàn)金持有水平的多少和企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營決策密不可分，且與企業(yè)價值高低并非一一對應關系[2]。因此，為揭開“現(xiàn)金持有之謎”，研究如何決定公司現(xiàn)金持有水平以及評價其經(jīng)濟后果具有重要的意義。目前國內(nèi)外學者對于公司現(xiàn)金持有影響因素的研究較為全面，主要基于預防性動機和代理動機：一方面，出于抵御環(huán)境不確定性所帶來的經(jīng)營風險的目的，與非融資約束公司相比，面臨融資約束的公司傾向于儲備更多現(xiàn)金[3]。另一方面，公司內(nèi)部代理問題是造成公司維持較高現(xiàn)金持有水平的原因[4]，超額現(xiàn)金將會被管理層用于追求私人利益并顯著降低現(xiàn)金持有價值[5]。而隨著公司治理機制趨于完善，企業(yè)現(xiàn)金持有水平也會更為合理。然而，現(xiàn)有研究卻忽視了企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營過程中各類決策配置等制度層面的因素對現(xiàn)金持有水平的影響。

自哈特將決策機制納入公司治理范疇之后，決策權(quán)配置成為學術(shù)界研究的熱點話題。Baiman & Rajan[6]基于決策專業(yè)化程度研究發(fā)現(xiàn)，當資本投資非專業(yè)化時，決策更傾向于集權(quán)，而實質(zhì)性的投資更傾向于分權(quán)，但管理層在資本支出方面能夠行使的自由裁量權(quán)空間較小。Aghion & Tirole[7]認為，權(quán)力下放有助于提高代理人參與活動的積極性，但會使委托人失去對企業(yè)的控制；而集權(quán)可能會影響委托人與代理人之間的溝通效果，但同時也會提高代理人對委托人的信任程度。國內(nèi)相關研究主要集中在人事、財務和經(jīng)營決策權(quán)方面。人事集權(quán)管理在導致過度投資的同時亦能夠提高資源管理效率[8]；財務權(quán)集中配置能夠抑制子公司過度投資[9]，并與企業(yè)經(jīng)營績效呈顯著倒U型關系[10]；集團經(jīng)營權(quán)分散會導致盈余管理程度提升、盈余反映系數(shù)下降，而經(jīng)營權(quán)集中將有利于降低該效應[11]?？梢姡瑳Q策權(quán)配置與企業(yè)經(jīng)營管理、資源分配等密切相關。

當前，管理重心下移、破除集權(quán)命令鏈等正成為實務界推崇的預防或醫(yī)治中國大型集團化企業(yè)“恐龍癥”的良方[12]。但在當前中國的制度背景下，一味地下放權(quán)力可能導致集團化企業(yè)陷入“集而不團”“大而不強”的困境。實踐層面權(quán)力配置的調(diào)整是否會相應地影響企業(yè)的財務決策，尤其是影響企業(yè)現(xiàn)金持有水平？基于此，本文以上市公司及其下級子公司構(gòu)成的企業(yè)集團(簡稱“集團型上市公司”)為研究對象，主要考察決策權(quán)在集團型上市公司中的配置是否以及如何影響上市公司的現(xiàn)金持有水平及其價值。由于在實踐當中，經(jīng)營權(quán)往往傾向于分散化配置，而人事及財務權(quán)更多地表現(xiàn)為酌定性配置[13]，因而本文重點考察人事權(quán)與財務權(quán)集中配置的經(jīng)濟后果。本文的實證結(jié)果顯示，人事權(quán)和財務權(quán)集中配置降低了企業(yè)現(xiàn)金持有水平。中介效應檢驗表明，決策權(quán)集中配置通過降低子公司管理層代理成本、發(fā)揮治理效應而對企業(yè)現(xiàn)金持有水平產(chǎn)生負向影響。進一步研究發(fā)現(xiàn)，決策權(quán)集中配置對現(xiàn)金持有水平的負向影響在內(nèi)部治理水平較低和外部治理環(huán)境較好時更加顯著。現(xiàn)金持有價值效應檢驗表明，財務權(quán)集中配置帶來了企業(yè)價值的顯著提升，而人事權(quán)集中配置僅在現(xiàn)金持有量較低時具有顯著的價值提升作用。

與已有研究相比，本文可能的貢獻主要有以下三個方面：(1)拓展了現(xiàn)金持有的研究視角?，F(xiàn)有文獻主要考察公司治理水平[4-5]、融資約束狀況[2]、高管特征[14]、企業(yè)社會責任[15]與政策制度變更[16]等因素對現(xiàn)金持有水平的影響。基于集團型上市公司中普遍存在的決策制度安排，本文研究發(fā)現(xiàn)子公司管理層的代理動機是影響企業(yè)現(xiàn)金持有水平的關鍵因素，有助于市場各方更好地理解企業(yè)的財務決策。(2)為充分認識決策權(quán)配置集中化的經(jīng)濟后果提供了證據(jù)支持。現(xiàn)有關于決策權(quán)配置的研究結(jié)論中“集權(quán)觀”與“分權(quán)觀”并存，且大多以直接檢驗經(jīng)濟后果為主，并未考慮其具體作用機制。本文嘗試探究決策權(quán)配置集中化的作用路徑，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，決策權(quán)集中配置對現(xiàn)金持有量的影響主要源自集團型上市公司內(nèi)部的代理問題，是對決策權(quán)配置經(jīng)濟影響的一個有益補充。(3)為全面洞悉集團型上市公司的復雜決策關系提供了理論支撐和經(jīng)驗證據(jù)。近年來，中國經(jīng)濟進入中低速、高質(zhì)量的轉(zhuǎn)型發(fā)展階段，市場需求相對飽和且產(chǎn)品競爭日趨激烈。在此背景下，上市公司設立子公司并下放權(quán)力，試圖通過跨地區(qū)、跨行業(yè)經(jīng)營來提高市場獲利能力，但卻忽略了集團內(nèi)部的多重代理關系而大多導致經(jīng)營效率低下。本文的研究發(fā)現(xiàn)為這一市場現(xiàn)象的選擇提供了新的思路，也為上市公司決策權(quán)集中配置的實施提供了參考依據(jù)。

二、理論分析與研究假設

(一)決策權(quán)配置集中化與現(xiàn)金持有：融資約束渠道

從企業(yè)經(jīng)營行為來看，多元化戰(zhàn)略和集團化運作是企業(yè)集團的兩個基本特征。具體到?jīng)Q策權(quán)配置集中化來說，決策權(quán)集中配置可能會通過如下兩條途徑來影響企業(yè)現(xiàn)金持有水平。

其一，決策權(quán)集中配置會降低企業(yè)多元化程度。隨著集團型上市公司多元化水平的提高，子公司及各業(yè)務分部的數(shù)量將會不斷增長，其通過夸大自身重要性及盈利前景以爭取獲得上市公司更多資源分配的動機日益增長[17]，降低了集團型上市公司的資源配置效率，可能會導致大量現(xiàn)金資產(chǎn)的非效率投資，增強了企業(yè)的融資約束程度和現(xiàn)金儲備動機。一般情況下，由于子公司更接近市場，具有更高的知識專有度，加之各子公司地理位置分散，所以集團多元化程度可能較高。但隨著決策權(quán)配置集中化，各子公司自主決策權(quán)不斷向上市公司轉(zhuǎn)移，子公司經(jīng)營業(yè)務范圍較少受到自身專有知識的影響，而更多受到上市公司經(jīng)營業(yè)務范圍的影響。因而決策權(quán)集中配置可能會降低企業(yè)多元化程度，尤其減少了基于資源搶占目的的無關多元化，進而提高了現(xiàn)金資源配置效率。此種情形下，伴隨著現(xiàn)金資產(chǎn)預防性和交易性動機的弱化，企業(yè)融資約束得到一定程度的緩解，現(xiàn)金持有水平可能會降低。

其二，決策權(quán)集中配置會提高企業(yè)集團化程度。集團化企業(yè)普遍存在內(nèi)部資本市場，且往往伴隨著“聲譽效應”和“共同保險作用”。集團內(nèi)部資本市場通過相互擔保以及風險共擔方式以降低各成員企業(yè)破產(chǎn)概率、提高對外融資信譽度[18]，并通過內(nèi)部資金配置有效緩解融資約束，減少了企業(yè)基于預防性動機進行的現(xiàn)金持有行為，從而降低現(xiàn)金持有水平。而決策權(quán)配置集中化進一步提高了企業(yè)的集團化程度并放大內(nèi)部資本市場的“陽光面”。首先，在集權(quán)管理模式下，決策制定權(quán)與控制權(quán)集中于母公司，母公司掌握人事調(diào)動和財務分配等主導權(quán)，可以通過對內(nèi)部市場關鍵崗位進行人員配置和資金輸送，著力建設集團內(nèi)部市場以提高和優(yōu)化母子公司間互通互聯(lián)的靈活性和契合度，進而實現(xiàn)與子公司之間的資源互補，提高內(nèi)部市場的資源管理效率。其次，集權(quán)管理能夠在集團內(nèi)部形成更為一致的工作語言和統(tǒng)一的工作目標，將有利于減少信息在母子公司之間層層傳遞的成本，提高組織效率[8]；有利于降低子公司為追求自身利益而與上市公司“不協(xié)作”現(xiàn)象發(fā)生的可能性，避免使集團型上市公司陷入“管而不控”的境地；母公司亦可以站在統(tǒng)籌全局的宏觀層面制定適宜于集團長遠發(fā)展的戰(zhàn)略目標，從而實現(xiàn)“1+1>2”的戰(zhàn)略效果。最后，決策權(quán)集中配置也提高了母子公司間在集團內(nèi)部資本市場上發(fā)生交易的規(guī)模，現(xiàn)金通過滿足日常交易需求而提高公司市場競爭力的作用會被削弱[19]，進而使得持有現(xiàn)金的交易性動機弱化。

(二)決策權(quán)配置集中化與現(xiàn)金持有：治理效應路徑

從治理角度來看，由于參與資源分配的不同主體之間的權(quán)力范圍和利益偏好并不相同，由此產(chǎn)生了企業(yè)集團內(nèi)部多層級代理問題[20]。具體表現(xiàn)為上市公司股東與管理層之間的代理關系以及上市公司管理層與子公司管理層之間的代理關系。其中，上市公司及子公司間的業(yè)務分布將是影響集團內(nèi)部代理成本的重要因素[11]。此外，集團內(nèi)部業(yè)務規(guī)模在上下級控制鏈上的分布情況又會受到集團型上市公司決策權(quán)配置的差異影響。

依據(jù)集團內(nèi)部資本配置的“平均主義”假說，為追求企業(yè)集團價值最大化，上市公司會在各子公司之間進行“交叉補貼”。但由于各子公司所面臨的投資機會不同，往往會出現(xiàn)弱子公司所取得資本高于最優(yōu)配置的現(xiàn)象[20]。此時既容易削弱強子公司管理層的工作積極性并導致弱子公司管理層甘于現(xiàn)狀的“不作為”行為，又容易促使子公司管理層通過耗費額外成本來包裝、虛夸本公司項目的盈利性，以提高和上市公司管理層的談判力并爭取更多內(nèi)部資源的“急于表現(xiàn)”行為[21]?；诖?，企業(yè)現(xiàn)金持有水平可能會呈現(xiàn)出如下兩方面截然不同的情形：一方面，基于柔性假說，在與上市公司存在嚴重信息不對稱的背景下，子公司管理層為追求私人利益，在企業(yè)內(nèi)部的資源流轉(zhuǎn)與分配過程中，其可能具有強烈的尋租動機而留存大量現(xiàn)金。另一方面，基于耗散假說，子公司管理層為提高自身話語權(quán)進而爭取更多資源，也可能具有強烈的動機通過實施一系列非生產(chǎn)性活動來迅速消耗留存現(xiàn)金而使其現(xiàn)金持有處于較低水平。

決策權(quán)集中配置壓縮了子公司管理層可操縱的權(quán)利空間，能夠減少信息不對稱和代理問題[22]。由于人事和財務等決策權(quán)集中掌握在上市公司手中，其企業(yè)價值最大化目標的實現(xiàn)并非完全依賴各子公司的自主性，一定程度上也可改變既定的資源分配平均主義觀念，并在各子公司之間形成一種隱性激勵。此外，在決策權(quán)集中配置的情形下，權(quán)力受限的各子公司作為決策權(quán)的行使對象，會受到上市公司更多的管理和控制。而各子公司之間為了在集團內(nèi)部“嶄露頭角”，既有可能約束其自利行為，又有可能加強對其他子公司的關注與監(jiān)督，以避免其他子公司采取的不正當競爭手段對自身發(fā)展產(chǎn)生不良影響。由此可知：柔性假說下，決策權(quán)配置集中化在降低代理成本的同時將促使子公司管理層降低超額持現(xiàn)，進而使得現(xiàn)金持有水平明顯減少；耗散假說下，隨著決策權(quán)集中配置對公司治理機制的優(yōu)化或完善，集權(quán)在抑制子公司管理層進行低效甚或無效非生產(chǎn)性活動的同時，上市公司的現(xiàn)金持有水平也可能有所增加。

基于上述融資約束渠道和治理效應路徑的理論分析，本文提出如下競爭性假設。

H1a：決策權(quán)集中配置降低了上市公司現(xiàn)金持有水平。

H1b：決策權(quán)集中配置提高了上市公司現(xiàn)金持有水平。

三、研究設計

(一)樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文以2009—2018年滬深A股上市公司為研究樣本。之所以選擇從2009年開始，是為了避免2007年會計準則變更及2008年金融危機對企業(yè)內(nèi)外部經(jīng)營環(huán)境的影響，進而造成樣本企業(yè)配置現(xiàn)金資產(chǎn)的規(guī)模在事件前后存在較大差異。樣本篩選標準為：(1)剔除ST、PT類上市公司；(2)剔除金融保險類上市公司；(3)剔除數(shù)據(jù)缺失的樣本；(4)剔除無子公司的樣本。經(jīng)過上述篩選，最終本文得到17 360個樣本觀測值。此外，為消除極端值對研究結(jié)果的影響，本文對所有連續(xù)變量在1%和99%分位數(shù)進行了縮尾處理。樣本公司的全部數(shù)據(jù)均來自CSMAR數(shù)據(jù)庫，使用的統(tǒng)計及數(shù)據(jù)處理軟件為Stata 15.0。

(二)變量選取

1.被解釋變量

被解釋變量為現(xiàn)金持有(Cash)，表示企業(yè)的現(xiàn)金持有水平。采用(貨幣資金+交易性金融資產(chǎn))/(總資產(chǎn)-現(xiàn)金及現(xiàn)金等價物)來衡量[2]。

2.解釋變量

解釋變量為決策權(quán)配置集中程度(Cen)，分別通過人事權(quán)指標(Cen1)和財務權(quán)指標(Cen2)表示。借鑒潘怡麟等[8]的研究，利用母公司為職工支付現(xiàn)金和集團為職工支付現(xiàn)金的比值(PSalary)，構(gòu)建了人事權(quán)指標(Cen1)；此外，考慮到財務權(quán)下放可能會使子公司借款比例攀升，相應的償債比例也會有所提高。相較于借款，償債更能反映財權(quán)的實質(zhì)性變化，因而在此基礎上，利用母公司償還債務所支付現(xiàn)金和集團償還債務所支付現(xiàn)金的比值(PDebt)，嘗試構(gòu)建了財務權(quán)指標(Cen2)。具體地，通過對模型(1)和模型(2)進行分年度分行業(yè)回歸得出估計殘差，并將其作為決策權(quán)配置程度的度量指標。其中，PAsset表示母公司總資產(chǎn)和集團總資產(chǎn)的比值。Cen指標的數(shù)值越大，說明在母公司占集團規(guī)模比例不變的情況下，母公司支付的薪酬比例(償債比例)越大，其對人事權(quán)(財務權(quán))的控制程度越高，集團集權(quán)程度也就越高。

PSalary=α0+α1×PAsset+ε

(1)

PDebt=β0+β1×PAsset+ε

(2)

3.控制變量

參照已有研究設計[3]，選取如下控制變量：資本支出(Capex)、成長性(Grow)、公司規(guī)模(Size)、經(jīng)營現(xiàn)金流(Cf)、資產(chǎn)負債率(Lev)、凈營運資本(Nwc)和企業(yè)上市年齡(Age)。此外，本文還加入行業(yè)和年度虛擬變量以控制固定效應。表1是變量的定義和說明。

(三)模型構(gòu)建

為考察決策權(quán)配置對現(xiàn)金持有水平的影響，建立如下OLS模型進行回歸。

Cash=α0+α1Cen+∑Controls+∑Ind+∑Year+ε

(3)

模型(3)中，解釋變量Cen分別為Cen1和Cen2；ε為殘差項。

四、實證結(jié)果與分析

(一)描述性統(tǒng)計分析

表2報告了主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。結(jié)果顯示，現(xiàn)金持有(Cash)的均值為0.167，表明企業(yè)總資產(chǎn)中約有16.7%由現(xiàn)金構(gòu)成，與已有研究較為接近。樣本企業(yè)中，現(xiàn)金資產(chǎn)占比在1.5%～61.8%范圍內(nèi)浮動，表明不同企業(yè)間的現(xiàn)金持有水平存在較大差異。人事權(quán)(Cen1)的均值和中位數(shù)分別為-0.017和-0.008，最大值和最小值分別為0.482和-0.585；財務權(quán)(Cen2)的均值和中位數(shù)分別為-0.008和0.083，最大值和最小值分別為0.552和-0.824。表明上市公司及其子公司之間的決策權(quán)管控模式存在較大差異，這為后文回歸分析提供了必要基礎。

表2 變量的描述性統(tǒng)計

表3報告了單變量統(tǒng)計檢驗結(jié)果。其中，決策權(quán)配置集中程度(Cen)按照年度行業(yè)中值進行分組：如果決策權(quán)配置集中程度(Cen)大于中值則取1，定義為高集權(quán)組；否則取0，定義為低集權(quán)組。表3的結(jié)果顯示，無論是均值檢驗還是中位數(shù)檢驗，與低集權(quán)組相比，現(xiàn)金持有的均值和中位數(shù)均在高集權(quán)組更小，且兩者間存在顯著差異。表3的統(tǒng)計檢驗結(jié)果初步驗證了本文的H1a，即決策權(quán)配置集中化程度越高，企業(yè)集團現(xiàn)金持有水平越低。

表3 單變量檢驗

表4列示了主要變量的相關系數(shù)。結(jié)果顯示，人事和財務權(quán)配置集中化與現(xiàn)金持有水平顯著負相關，初步驗證了H1a，即決策權(quán)配置集中程度越高，企業(yè)集團所持現(xiàn)金資產(chǎn)比重越低。此外，各主要變量的相關系數(shù)絕對值均小于0.6，說明主要變量間多重共線性較低。

(二)決策權(quán)配置集中化對企業(yè)現(xiàn)金持有影響的回歸結(jié)果分析

表5報告了決策權(quán)配置集中化對企業(yè)現(xiàn)金持有影響的回歸結(jié)果。結(jié)果顯示，不論是否加入了控制變量，或者是否控制了行業(yè)與年份，決策權(quán)配置集中化指標的回歸系數(shù)均在1%水平下顯著為負。從而驗證了H1a，即人事權(quán)和財務權(quán)集中配置程度越高，上市公司現(xiàn)金持有水平越低。

表4 主要變量的相關系數(shù)

表5 決策權(quán)配置集中化對企業(yè)現(xiàn)金持有影響的回歸結(jié)果

(三)穩(wěn)健性檢驗

1.傾向得分匹配法

不同企業(yè)在規(guī)模以及經(jīng)營狀況等方面存在差異，可能導致現(xiàn)金持有水平并不受決策權(quán)集中配置的影響，而是受相關遺漏變量的影響。參考張會麗、吳有紅[10]的研究，按照回歸殘差是否大于0對決策權(quán)集中程度連續(xù)變量進行分組。當殘差大于0時取1，表明上市公司所控制的決策權(quán)程度較高，即“相對集權(quán)”；反之取0，意味著子公司所控制的決策權(quán)程度較高，即“相對分權(quán)”。匹配時的控制變量與基準回歸一致。圖1和圖2分別報告了Cen1、Cen2半徑匹配前后實驗組以及控制組的密度函數(shù)差異。結(jié)果表明，在匹配之前兩組樣本存在較大差異，但在匹配之后兩組樣本已無顯著差異，說明樣本配對較為有效①。表6列(1)和列(2)報告了匹配后樣本的回歸結(jié)果，結(jié)果顯示，經(jīng)過傾向得分匹配處理后的企業(yè)人事權(quán)(Cen1_treat)和財務權(quán)(Cen2_treat)集中配置的回歸系數(shù)分別為-0.007和-0.006，均在1%的水平下顯著，說明本文結(jié)論保持穩(wěn)定。

圖1 匹配前后密度函數(shù)圖：Cen1

圖2 匹配前后密度函數(shù)圖：Cen2

2.工具變量法

本文采用決策權(quán)集中配置指標的年度行業(yè)均值(IndCen)作為工具變量，并采用兩階段最小二乘法進行回歸。一方面，同行業(yè)其他企業(yè)管控模式會影響該企業(yè)的決策權(quán)配置集中程度，IndCen滿足相關性要求；另一方面，同行業(yè)其他企業(yè)管控模式不會直接影響該企業(yè)的現(xiàn)金資產(chǎn)儲備量，IndCen滿足外生性要求。因此，該變量的構(gòu)建可以較好地將企業(yè)決策權(quán)配置中相對外生的部分“剝離”出來，符合工具變量選擇要求。第一階段的回歸結(jié)果如表6列(3)和列(5)所示，工具變量(IndCen)的回歸系數(shù)分別為0.910和0.876，均在1%的水平下顯著，表明弱工具變量問題已通過相關檢驗；表6列(4)和列(6)報告了第二階段的回歸結(jié)果。結(jié)果顯示，工具變量擬合值(Cen_yhat)的回歸系數(shù)分別為-0.311和-0.072，分別在1%和5%的水平下顯著，說明本文的結(jié)論在考慮內(nèi)生性問題后依然成立。

3.替換變量

首先，為消除行業(yè)因素的影響，本文采用經(jīng)年度行業(yè)中值調(diào)整的現(xiàn)金持有水平替代現(xiàn)金持有(Cash)變量，表7列(1)和列(2)報告了回歸結(jié)果。其次，考慮到企業(yè)集團管控模式對財務行為的影響具有一定的時滯性，使用滯后一期的決策權(quán)配置集中程度進行檢驗，表7列(3)和列(4)報告了回歸結(jié)果。最后，用“借款比例”代替“償債比例”作為財務權(quán)指標進行檢驗，表7列(5)和列(6)報告了回歸結(jié)果。以上結(jié)果均顯示，決策權(quán)配置集中化指標的回歸系數(shù)均在1%的水平下顯著，說明人事權(quán)和財務權(quán)集中化與企業(yè)現(xiàn)金資產(chǎn)持有水平的關系保持不變。

表6 穩(wěn)健性檢驗結(jié)果：傾向得分匹配與工具變量法

4.調(diào)整樣本區(qū)間

如前文所述，考慮到2007年會計準則發(fā)生變化以及2008年金融危機均會對企業(yè)財務行為產(chǎn)生影響，進而影響到企業(yè)現(xiàn)金持有水平，因此在基本分析中剔除了這兩個年度數(shù)據(jù)。然而，外部環(huán)境不確定性對企業(yè)財務決策的影響并不能簡單剝離?；诖耍M一步納入這兩個年度數(shù)據(jù)進行回歸，表7列(7)和列(8)報告了調(diào)整樣本后的結(jié)果，基礎回歸結(jié)論依然穩(wěn)健。

五、進一步討論

(一)作用機制分析

前文分析指出，人事權(quán)和財務權(quán)集中配置程度越高，企業(yè)集團現(xiàn)金持有水平越低?？赡艿淖饔脵C制有兩個：其一，決策權(quán)集中配置通過降低企業(yè)的多元化程度，減少了基于資源搶占目的的無關多元化，提高了現(xiàn)金資源的配置效率；并通過放大內(nèi)部資本市場的“陽光面”從而提高組織效率、擴大內(nèi)部交易規(guī)模，緩解了融資約束程度最終弱化了現(xiàn)金持有的交易性和預防性動機。其二，基于柔性假說，決策權(quán)集中配置通過減少“平均主義”和“交叉補貼”行為優(yōu)化治理結(jié)構(gòu)，在降低集團型上市公司代理成本的同時抑制了子公司管理層的自利行為，從而使現(xiàn)金持有水平下降。為了驗證上述作用機制，本文進一步對融資約束和代理成本作出中介檢驗。

表7 穩(wěn)健性檢驗結(jié)果：替換變量與調(diào)整樣本區(qū)間

1.融資約束渠道的中介效應檢驗

基于前文分析，決策權(quán)配置集中化對現(xiàn)金持有水平的負向作用可能部分源于企業(yè)融資約束降低所帶來的協(xié)同效應。本文借鑒溫忠麟等[23]中介效應三步檢驗法，第一步重復模型(3)，第二、三步以KZ指數(shù)衡量融資約束程度，利用模型(4)和模型(5)進行檢驗。融資約束中介效應的檢驗結(jié)果如表8所示。列(2)和列(5)顯示，人事權(quán)(Cen1)和財務權(quán)(Cen2)與KZ指數(shù)的回歸系數(shù)均為負但不顯著，且未通過Sobel檢驗，表明融資約束中介效應不成立。可能的原因在于：一方面，企業(yè)集團的融資約束并未隨上市公司所控制決策權(quán)力的增強而弱化。決策權(quán)集中配置降低了企業(yè)的多元化程度，亦會對資源的跨部門流動和整合產(chǎn)生不利影響，進而提高了企業(yè)的融資成本。另一方面，決策權(quán)集中配置影響下的較低現(xiàn)金持有量并非來源于融資約束降低的作用結(jié)果。對于集團型上市公司而言，相較于融資約束問題，母子公司之間的代理問題可能更為嚴重。由于代理層級和鏈條的冗長，企業(yè)集團在發(fā)揮內(nèi)部資本市場“陽光面”的同時，亦無法避免集團內(nèi)部的多重代理問題。因此，相較于融資約束渠道，決策權(quán)集中配置降低現(xiàn)金持有水平的作用機制更可能來源于治理效應路徑。

表8 融資約束渠道的中介效應檢驗結(jié)果

KZ=β0+β1Cen+∑Controls+∑Ind+∑Year+ε

(4)

Cash=γ0+γ1Cen+γ2KZ+∑Controls+∑Ind+∑Year+ε

(5)

2.治理效應路徑的中介效應檢驗

基于前文分析，決策權(quán)集中配置對現(xiàn)金持有水平的負向作用可能部分源于上市公司及其子公司之間代理沖突的減少所發(fā)揮的治理效應。本文借鑒溫忠麟等[23]中介效應的三步檢驗法，第一步重復模型(3)，第二、三步以管理費用率度量代理成本，利用模型(6)和模型(7)進行檢驗。表9是代理成本中介效應的檢驗結(jié)果。其中，列(2)和列(5)顯示，人事和財務權(quán)集中配置指標與代理成本的回歸系數(shù)分別為-0.009和-0.003，且均在1%的水平下顯著，說明上市公司所控制的人事和財務權(quán)比重越高，上市公司及其子公司之間的代理成本越低。模型(7)回歸結(jié)果如列(3)和列(6)所示，中介變量與現(xiàn)金持有的回歸系數(shù)分別在10%和5%的水平下顯著為正，說明企業(yè)集團代理問題越嚴重，其現(xiàn)金持有水平越高。此外，人事和財務權(quán)集中配置指標與現(xiàn)金持有的回歸系數(shù)分別為-0.022和-0.017，均在1%的水平下顯著，且相比于未加入中介變量的回歸系數(shù)均有所降低，這說明代理成本在現(xiàn)金持有的治理效應中發(fā)揮了部分中介作用。即人事和財務權(quán)集中配置能夠通過抑制子公司的代理性持現(xiàn)動機，進而使現(xiàn)金持有水平下降。

表9 治理效應路徑的中介效應檢驗結(jié)果

Cost=β0+β1Cen+∑Controls+∑Ind+∑Year+ε

(6)

Cash=γ0+γ1Cen+γ2Cost+∑Controls+∑Ind+∑Year+ε

(7)

(二)拓展性分析

企業(yè)集團人事和財務權(quán)集中配置通過弱化子公司代理性持現(xiàn)動機發(fā)揮治理效應，進而優(yōu)化現(xiàn)金持有行為，使現(xiàn)金持有水平下降。基于此，考慮到治理效應的發(fā)揮同時受到公司內(nèi)部治理水平和外部治理環(huán)境的雙重影響，本文進一步檢驗了不同治理水平和治理環(huán)境下決策權(quán)配置集中化對現(xiàn)金持有水平的作用。

1.公司內(nèi)部治理水平的調(diào)節(jié)作用

相關研究認為，健全的公司治理機制既可以激勵利益相關者為公司整體利益做出一致努力，又可以削減代理問題，弱化經(jīng)理人自利動機[24]并強化現(xiàn)金持有的競爭效應[25]。可見，完善的公司治理機制通過有效的內(nèi)部監(jiān)管實現(xiàn)權(quán)力制衡，能夠?qū)ψ庸竟芾韺拥男袨楫a(chǎn)生約束作用，緩解上市公司及其子公司之間的信息不對稱，減少子公司管理層利用個人職權(quán)謀求在職消費等自利行為發(fā)生的可能性，提高現(xiàn)金資產(chǎn)的利用效率。因此，對于公司治理機制較為完善的上市公司而言，其子公司基于代理動機下的現(xiàn)金持有行為發(fā)生概率較低，決策權(quán)集中配置對內(nèi)部治理水平較高企業(yè)的現(xiàn)金持有行為優(yōu)化作用較小。

反之，內(nèi)部治理水平較低的上市公司由于缺乏完善的監(jiān)控機制，更可能導致管理上的重大疏漏。加之現(xiàn)金資產(chǎn)本身具有流動性，尤其是在子公司獨立核算的情況下，上市公司作為信息傳遞的劣勢方很難全面掌控子公司的人事和財務動向。在這種情形下，子公司管理層在人事任免和資金往來過程中能夠操縱的空間也就越大。決策權(quán)配置集中化能夠減少子公司管理層手中的自由裁量權(quán)，防范權(quán)力的不當運用。而且能夠清楚地掌控子公司的運行情況，減少信息不對稱[26]，進而起到公司治理作用，約束子公司管理層自利行為并減少不必要的現(xiàn)金持有量，相應地對現(xiàn)金持有行為的優(yōu)化效應也更顯著。

借鑒楊興全等[25]的做法，本文基于股權(quán)結(jié)構(gòu)、管理層治理及董監(jiān)治理維度，采取主成分分析法，取第一大主成分為公司治理指數(shù)(CGI)②。本文的公司治理指數(shù)為虛擬變量，當公司治理水平大于行業(yè)年度均值時取值為1，表示公司治理水平高；否則為0，表示公司治理水平低。表10的檢驗結(jié)果顯示，列(1)和列(3)的回歸系數(shù)分別為-0.018(5%的水平下顯著)和-0.005(不具備統(tǒng)計意義)，而列(2)和列(4)的回歸系數(shù)分別為-0.027和-0.031，均在1%的水平下顯著，且經(jīng)過組間系數(shù)差異性檢驗后上述結(jié)果依然成立。這一結(jié)果說明，無論是人事權(quán)還是財務權(quán)，其與現(xiàn)金持有之間的負向關系均在低治理水平的子樣本中更為顯著，即決策權(quán)配置集中化能夠彌補公司治理水平缺陷對現(xiàn)金持有行為的不利影響。也說明決策權(quán)配置集中化與公司內(nèi)部治理水平之間具有“替代效應”，當公司內(nèi)部治理機制失靈時，人事權(quán)和財務權(quán)集中配置能夠替代內(nèi)部治理來抑制子公司管理層的自利動機，進而降低機會主義行為下的超額持現(xiàn)，優(yōu)化現(xiàn)金持有水平。

表10 基于公司治理水平的回歸結(jié)果

2.外部治理環(huán)境的調(diào)節(jié)作用

由于不同地區(qū)的外部治理環(huán)境存在明顯差異，決策權(quán)集中配置的治理作用也會因此有所不同。外部治理環(huán)境較好的地區(qū)，法治化水平高且執(zhí)法力度強，高違約成本使其往往擁有較好的信息透明度，對于管理層的機會主義行為能夠形成有效的監(jiān)督與約束。此外，外部治理環(huán)境較好的地區(qū)，媒體治理的作用更加有效，子公司管理層出于個人職業(yè)生涯考慮，或?qū)徤餍惺?，為謀求長遠發(fā)展而主動克制一己私利。獨立經(jīng)營的子公司往往只關注自身利益而忽視團體協(xié)作的價值[27]，而在存在更多機遇和挑戰(zhàn)的外部治理環(huán)境較好地區(qū)，上市公司及下級子公司作為命運共同體更應服從統(tǒng)一安排。在這種情形下，上市公司采取集中化管理模式才更為必要和有效。反之，在外部治理環(huán)境較差的地區(qū)，信息傳遞效率低且缺乏有效的約束機制，決策權(quán)集中配置不能有效發(fā)揮其公司治理作用。較高的信息不對稱程度也為子公司管理層通過高額持現(xiàn)以攫取私人收益的行為提供了平臺。另外，對于處在外部治理環(huán)境較差地區(qū)的企業(yè)而言，實現(xiàn)子公司權(quán)力的上移存在較多的內(nèi)外部阻礙因素。因此本文認為，在外部治理環(huán)境較差地區(qū)，決策權(quán)集中配置治理效應的發(fā)揮也會受到一定的限制。

本文采用王小魯?shù)萚28]的《中國分省份市場化指數(shù)報告(2018)》中的市場化總指數(shù)評分衡量外部治理環(huán)境。評分越高表示該地區(qū)市場化進程越高，投資者法律保護越好，該地區(qū)的治理環(huán)境越好。通過啞變量的方式，按照行業(yè)年度均值將地區(qū)市場化總指數(shù)評分劃分為高低兩組。市場化進程調(diào)節(jié)作用的回歸結(jié)果如表11所示。其中，列(1)和列(3)的回歸系數(shù)分別為-0.030和-0.021，均在1%的水平下顯著；而列(2)和列(4)的回歸系數(shù)分別為-0.016(在10%的水平下顯著)和-0.013(在5%的水平下顯著)。經(jīng)過組間系數(shù)差異性檢驗后上述結(jié)果依然成立。這一結(jié)果表明，無論是人事權(quán)還是財務權(quán)，其與現(xiàn)金持有之間的負向關系均在外部治理環(huán)境較好的子樣本中更為顯著。這說明決策權(quán)集中配置的治理效應依賴于成熟的外部市場環(huán)境，也體現(xiàn)了在對現(xiàn)金持有水平的影響中，公司外部治理環(huán)境與決策權(quán)集中配置治理機制呈現(xiàn)“互補效應”。即只有在外部治理水平較高地區(qū)，決策權(quán)集中配置才能更為有效地發(fā)揮治理作用。

表11 基于外部治理環(huán)境的回歸結(jié)果

(三)決策權(quán)配置影響下的現(xiàn)金持有與企業(yè)價值

相較于非流動資金而言，受到管理層自利動機的驅(qū)使，流動資金更容易被侵占。但由于企業(yè)所持現(xiàn)金具有產(chǎn)品市場競爭效應，企業(yè)現(xiàn)金持有水平的下降趨勢對集團長遠發(fā)展而言并不一定是福音，因而決策權(quán)集中配置影響下的現(xiàn)金持有行為是否提升了公司價值仍需進一步做出檢驗。參考Dittmar & Mahrt-Smith[1]、楊興全和李沙沙[16]的做法，構(gòu)建模型(8)以檢驗決策權(quán)集中配置影響下的現(xiàn)金持有行為是否提升了現(xiàn)金持有的邊際價值。

MV=α0+α1Cash+α2Cen+α3Cen×Cash+α4Cf+α5ΔCf+α6ΔCf+1+α7ΔNA+α8ΔNA+1+α9I+α10ΔI+α11ΔI+1+α12D+α13ΔD+α14ΔD+1+α15Capex+α16ΔCapex+α17ΔCapex+1+α18ΔMV+ε

(8)

其中，被解釋變量(MV)為公司的市場價值，即流通股市值、非流通股市值(非流通股股數(shù)與每股凈資產(chǎn)之積)以及負債賬面價值之和。主要解釋變量為現(xiàn)金持有量(Cash)、決策權(quán)集中配置(Cen)及其交互項。模型中新增控制變量為非現(xiàn)金資產(chǎn)(NA, 非現(xiàn)金資產(chǎn)與總資產(chǎn)的比值)、利息支出(I，財務費用與總資產(chǎn)的比值)和現(xiàn)金股利(D)；模型還控制了Cf、NA、I、D、Capex、MV這些變量的期末期初之差△Cf、△NA、△I、△D、△Capex、△MV。

表12匯報了決策權(quán)集中配置所優(yōu)化的現(xiàn)金持有行為對企業(yè)價值的影響。從全樣本角度來看，列(1)回歸結(jié)果顯示，人事權(quán)和現(xiàn)金持有交乘項(Cen1×Cash)的回歸系數(shù)為0.107(不具有統(tǒng)計意義)，說明人事權(quán)集中配置影響下的現(xiàn)金持有行為對其市場價值的貢獻并不顯著。列(4)回歸結(jié)果顯示，財務權(quán)和現(xiàn)金持有交乘項(Cen2×Cash)的回歸系數(shù)為0.172(在1%的水平下顯著)，說明財務權(quán)集中配置影響下的現(xiàn)金持有行為顯著提升了企業(yè)的市場價值。

表12 決策權(quán)配置集中化下現(xiàn)金持有對企業(yè)價值影響的回歸結(jié)果

進一步采用人事權(quán)集中程度虛擬變量進行檢驗。列(2)為高持現(xiàn)子樣本，回歸系數(shù)為0.157(不具備統(tǒng)計意義)，表明現(xiàn)金資產(chǎn)比重較高時，人事權(quán)集中配置對市場價值的貢獻仍不顯著。列(3)為低持現(xiàn)子樣本，回歸系數(shù)為0.366(在10%的水平下顯著)，說明當現(xiàn)金資產(chǎn)比重較低時，人事權(quán)集中配置能夠發(fā)揮對企業(yè)價值的顯著提升作用。這一結(jié)果表明，決策權(quán)集中配置影響下的現(xiàn)金持有行為的價值效應，受到實際現(xiàn)金持有量的影響。盡管決策權(quán)集中配置能夠通過降低代理成本而降低持現(xiàn)水平，但現(xiàn)金持有量的降低只是一個趨勢反映，其實際效用的大小還有待檢驗。

六、研究結(jié)論與啟示

企業(yè)集團的普遍性及巨大的經(jīng)濟影響力對深入研究其內(nèi)部管理特點提出了新的要求。目前學術(shù)界關于決策權(quán)配置對于企業(yè)發(fā)展的影響尚未形成一致的認識。本文以2009—2018年的A股上市公司為研究樣本，具體考察決策權(quán)配置對于企業(yè)集團現(xiàn)金持有行為的影響，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，決策權(quán)集中配置雖未緩解企業(yè)集團的融資約束狀況，但通過減少子公司管理層超額持現(xiàn)而優(yōu)化了現(xiàn)金持有行為，支持“集權(quán)論”這一既有觀點。中介檢驗表明，治理效應的發(fā)揮有賴于集團型上市公司內(nèi)部代理成本的降低。在進一步分析中，本文發(fā)現(xiàn)決策權(quán)配置集中化的影響主要體現(xiàn)在公司治理水平較低和外部治理環(huán)境較好地區(qū)企業(yè)中，而對于公司自身治理水平較高和外部治理環(huán)境較差地區(qū)企業(yè)的影響較小，說明治理水平和治理環(huán)境同時發(fā)揮著“替代作用”。最后，經(jīng)濟后果的檢驗顯示，“治理效應”減少企業(yè)的超額持現(xiàn)并促進了企業(yè)價值的提升，但人事權(quán)集中配置僅在持現(xiàn)水平較低時才能充分發(fā)揮治理作用。結(jié)合以上研究結(jié)論，本文得出政策啟示如下：

(1)上市公司應充分重視通過發(fā)揮決策權(quán)集中配置的治理優(yōu)勢來提升企業(yè)市場價值的有效機制。近年來，隨著中國經(jīng)濟增速的不斷放緩，市場競爭程度空前激烈。在此背景下，為占據(jù)市場份額，上市公司設立下級子公司并試圖通過跨地區(qū)跨行業(yè)經(jīng)營來提高市場獲利能力，已然成為一種新的趨勢。本文研究顯示，決策權(quán)集中配置抑制了子公司管理層的代理性持現(xiàn)動機并提高了企業(yè)市場價值。因此，上市公司通過設立子公司并下放權(quán)力的盲目擴容市場行為，雖然可能幫助企業(yè)在短期內(nèi)獲得超額利潤，但是在長期卻將因信息不對稱和代理問題而在核心競爭力等方面拉大與其他企業(yè)的差距，最終被市場所淘汰。對于上市公司而言，決策權(quán)集中配置的主要優(yōu)勢在于信息對稱和管理高效，因而相比于權(quán)力下放，上市公司更應該致力于探索利用制度安排幫助企業(yè)建立競爭優(yōu)勢的有效機制，通過集中化的決策安排，例如人事權(quán)和財務權(quán)的上移等方式，幫助企業(yè)提高其在市場運作中的核心競爭力。

(2)上市公司應加強內(nèi)部治理約束作用，政府和市場機構(gòu)也應提高對外部治理環(huán)境的監(jiān)管力度。目前，中國經(jīng)濟已由高速發(fā)展轉(zhuǎn)向高質(zhì)量發(fā)展，轉(zhuǎn)型升級成為當下各市場主體亟待解決的問題。本文的結(jié)果顯示，決策權(quán)集中配置將使得子公司管理層的在職消費、個人帝國構(gòu)建等自利行為受到抑制和約束。這種基于代理性動機下的高額持現(xiàn)行為顯然不利于企業(yè)產(chǎn)品升級和市場價值鏈的整合，并將最終阻礙經(jīng)濟的轉(zhuǎn)型升級。因此，為最小化集團型上市公司內(nèi)部信息不對稱帶來的不利影響，一方面，上市公司應加強公司治理機制的建設與完善，密切掌握各子公司的經(jīng)營行為，嚴格約束各子公司管理層的投機決策，從而降低子公司形成代理持現(xiàn)動機的可能性；另一方面，政府和監(jiān)管部門還應積極探索優(yōu)化外部治理環(huán)境的制度方案，減少因投資者法律保護程度弱而導致的上市公司內(nèi)部治理機制失效，進而為各地區(qū)經(jīng)濟轉(zhuǎn)型升級創(chuàng)造良好的市場環(huán)境。

注 釋：

①傾向得分匹配結(jié)果顯示，平均處理效應的T值為-4.40(Cen1)和-2.49(Cen2)，所有變量匹配后的標準化偏差均小于2%，屬于可接受范圍。

②公司治理指數(shù)主成分分析法的第一維度包括大股東持股比例、股權(quán)制衡度、股東大會次數(shù)、流通股和國有股比例；第二維度包括兩職合一和高管持股比例；第三維度包括董事會規(guī)模、獨董比例、董事會次數(shù)、監(jiān)事會次數(shù)和專業(yè)委員會個數(shù)。在第一主成分中，十二個指標變量的載荷系數(shù)依次為-0.259、0.363、0.148、-0.345、-0.181、0.439、0.514、-0.324、0.234、0.077、-0.013以及0.070，系數(shù)符號與理論預測符號基本一致。