上市公司股权结构与现金持有水平关系的实证分析，本文主要内容关键词为：股权结构论文,实证论文,上市公司论文,现金论文,水平论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
一、研究假设
依据现金持有的管理者操控性代理成本模型，管理者可能因风险厌恶、便于实施操控性支出等有利于增进其私人利益的目的而持有更多现金，并且在外部股权高度分散、企业规模大、债务水平低及可通过一些措施阻止公司控制权易主的情形下，管理者会持有超额现金。因此，越是固守职位的管理者，持有的现金水平会越高。如果公司内部治理安排与外部治理机制能对管理者实施有效的监督，管理者将不能按其意愿持有更多的现金。因此，从各股权结构替代变量在公司治理中的作用出发，提出中国上市公司股权结构与企业现金持有水平关系的理论假说。②
(一)管理者持股与企业现金持有
关于管理者持股在公司治理中的作用，存在两个不同的假设：利益收敛假设与管理者固守职位假设。按照利益收敛假设，管理者持股应有助于管理者与股东的财务利益趋于一致，而按照管理者固守职位假设，当管理者股权达到某一水平时，外部股东发现要监督管理者的行为变得困难，因而其地位就变得不易动摇，从而更可能以股东的利益为代价挥霍企业的财务资源。因此，当管理者持股比例较低时，随着其股权比例的增加，管理者有动机减少现金持有水平，以降低现金的代理成本；而当管理者股权比例较高时，随着其股权比例的增加，他们有能力持有更多的现金，以满足他们的在职消费和谋取其他私人利益，因此，管理者持股比例与企业现金持有水平之间应存在非单调的相关关系。由于中国上市公司股本结构中的重大比例是非流通股，从而阻碍了包括资本市场、公司控制权市场等在内的公司外部治理机制对管理者的有效监管，同时中国上市公司股本结构中约1/3为社会公众股，它们在监督公司管理者方面存在搭便车的动机，而用脚投票的机制还非常不完善，因此也难以对管理者实施有效监督。在这种制度背景下，中国上市公司的管理者可能在股权水平较低的情况下就达到固守职位状态。因此，尽管在中国上市公司的股本结构中，管理者持股比例非常低，但他们仍有能力通过增加企业的现金持有来获取其私人利益。由此，提出如下假设：
假设1：在中国上市公司，管理者持股比例与企业现金持有水平正相关。
(二)股权集中度与企业现金持有
企业现金持有可能会产生管理者操控性代理成本或Jensen(1986)意义上的自由现金流量代理成本，从而增加企业总代理成本。之所以会出现这种代理问题，原因在于管理者使用这些现金不需要经过外部市场的详细审查。然而，通过外部股东较好的监督也许能控制这些代理成本。当大股东股权比例增加时，预期他们会有更大的积极性从事监督，从而更能减少与现金持有有关的成本，即在存在大股东的情况下，“管理者操控”(managerial discretion)能在某种程度上得以抑制，管理者与股东之间的代理成本在某种程度上得以减轻(Shleifer和Vishny，1986)。股东用以控制这些成本的一个方法是减少企业的现金持有，而大股东持有的重大比例的股权给予其更多的权力去通过降低现金余额的方式从企业内部消除自由现金的诱惑。从这个角度讲，如果大股东在公司治理中发挥“积极监管”作用，其持股比例越高，企业现金持有水平越低。另外，如果大股东确实在公司治理中发挥积极监管作用，则在拥有大股东的企业的外部融资成本应较低，因而从现金持有的交易成本模型角度，也意味着较少需要持有较高水平的现金。
关于大股东在公司治理中的作用，除了“监管”假设之外，还有一个与之相竞争的假设，即大股东对外部股东实施“侵占”。根据侵占假设，在股权集中度较高的企业，大股东与外部的分散少数股东之间存在着潜在的利益冲突，他们可通过其拥有公司的控制权获取不必与少数股东分享的私人利益。因而，大股东可能有动机和能力增加他们控制的资金总量，并以少数股东的利益为代价消耗公司的财富，其中一个办法是明显地积聚大量的现金。由此，提出如下两个竞争性假设：
假设2a：在其他条件相同的情况下，大股东如果发挥监管作用，股权集中度与企业现金持有水平之间存在负的相关关系；
假设2b：在其他条件相同的情况下，大股东如果与管理者共谋，对外部股东实施侵占，股权集中度与企业现金持有水平之间存在正的相关关系。
(三)国有股与现金持有
关于国有股在公司治理中的作用，有“帮助之手”和“攫取之手”两种假设。如果国有股在公司治理中扮演“攫取之手”的角色，则国有股权比例越高，上市公司内部人控制现象将越为严重，从而管理者越有能力为个人私利持有更多的现金；如果国有股在公司治理中扮演“帮助之手”的角色，即在公司治理中发挥积极的监管作用，即政府在公司治理中发挥着大股东作用，积极监督公司管理人员，防止内部人控制现象，则他们有能力从公司转移现金，从而减少企业的现金持有量。不过，在相关研究中发现，当大股东和管理者在公司财务决策方面存在潜在利益冲突时，国有股的存在有助于大股东财务目标的实现，也就是说，在国有股产权主体缺位的情况下，国有股更可能体现大股东的意愿。由此，提出如下假设：
假设3：国有股与公司现金持有水平之间的相关关系是“状态依存”的，即在其他条件相同的情况下，如果大股东在公司治理中发挥积极监管作用，国有股比例也将发挥积极的“帮助之手”作用，从而导致国有股比例与公司现金持有水平负相关；如果大股东在公司治理中发挥着对外部股东实施侵占的消极作用，国有股比例将增强这种作用，即发挥“攫取之手“的作用，则国有股比例将与企业现金持有水平正相关。
(四)法人股比例与企业现金持有
关于法人股东在公司治理中的作用，中国学者倾向于肯定法人股在公司治理中的正向作用——积极监管，即中国上市公司的法人股股东有能力也有动力去监督经营者，而且愿意为此付出高的监督成本和激励成本。由此，提出如下假设：
假设4：在其他条件相同的情况下，法人股比例与企业现金持有水平之间存在负的相关关系。
(五)社会公众股与企业现金持有
关于社会公众股在公司治理中的作用，进而对公司管理者决策行为的影响，国内外学术界的看法是比较一致的，即消极监管。由此，提出如下假设：
假设5：在其他条件相同的情况下，社会公众股比例与企业现金持有水平之间存在正的相关关系。
二、研究设计
(一)数据选择
研究所用样本由1997年12月31日以前在深沪两地上市的非金融类A股公司(不包括同时发行H股的公司)组成，观测的时间区间为1998～2002年。1997年12月31日以前在深沪两地上市的公司共697家(不包括琼民源，其股票代码为508)，剔除被ST、PT的公司112家，样本实际包括上市公司585家。③研究所用数据除经理人员持股比例观测值外，④其他均来自巨灵北斗星证券分析系统。
(二)变量定义
1．被解释变量——公司现金持有水平替代变量。这里与Ozkan和Ozkan(2002)及Guney et al．(2003)一样，以现金及现金等价物之和与总资产的比率来衡量企业的现金持有水平(CSHLD)，即CSHLD=现金及现金等价物/总资产。
2．解释变量——股权结构替代变量。MHSR：经理人员持股比例；SHSR：国有股比例；LHSR：法人股比例，法人股包括境内发起人法人股、境外法人股和募集法人股；LIQAR：流通A股比例(社会公众股的替代变量)。他们为各持股主体所持股本占公司总股本的比例。An：前n位股东持股比例，为前n位股东持有的股份总额占公司总股本的比例。Hn：前n位股东持股比例的H指数(Herfindahl Index)，为前n位股东每人持股比例的平方和。
3．控制变量。借鉴国内外学者的研究结论，选择增长机会(MBR)、现金流(CFLOW)、现金流变异性(CFVOLAT)、现金替代物(CSUBS)、财务杠杆(FLEV)、银行债务(BNKDBT)、债务期限结构(TMDBT)、企业规模(SIZE)、公司年龄(CDRPYEAR)、股利支付哑变量(DUMM)和行业哑变量(INDUMM)作为模型的控制变量。其中，MBR=(总负债账面价值+非流通股股数*每股净资产+流通股股数*每股市价)/总资产的账面价值；CFLOW=(净利润+折旧+无形资产及其他资产摊销)/总资产；CFVOLAT=现金流标准差/总资产；CSUBS=(流动资产-流动负债-货币资金-短期投资)/总资产；FLEV=总负债的账面价值/总资产的账面价值；BNKDBT=(短期银行借款+长期银行借款)/负债总额；TMDBT=流动负债/负债总额；SIZE=LN(总资产)；CORPYEAR=LN(公司已上市的年度数)；DUMM为0-1哑变量，如果企业在某年支付了现金股利，就取1，否则取0；INDUMM为0-1变量。INDUMM1至INDUMM20分别依次代表农、林、牧、渔业、采掘业等20个行业。⑤具体的取值方法为：就INDUMM1来说，如果公司属于农、林、牧、渔业，则取值为1，否则取值为0，其他变量的取值方法与之相同。⑥
(三)模型建立
在研究中，运用如下基本计量模型来检验有关理论假说：⑦
在上述模型中，CSHLD为企业现金持有水平，0WNSTRUC为股权结构变量，ψ、d为待估回归系数，ε为随机扰动项，it代表i公司的第t年度数据。研究中，具体运用了七个模型进行回归分析，模型1至模型7中的解释变量(股权结构替代变量)分别为MHSR、A1、A5、H5、SHSR、LHSR、LIQAR，各模型所使用的控制变量都是相同的。
三、研究过程
(一)回归分析结果
表1列示了以现金持有水平(CSHLD)为被解释变量的多元线性回归分析结果：(1)经理人员持股比例(MHSR)与CSHLD正相关，但不显著。(2)第一大股东持股比例(A1)、国有股比例(SHSR)与CSHLD负相关，但极不显著。(3)前五大股东持股比例之和(A5)、法人股比例(LHSR)与CSHLD在1％的显著性水平上负相关。(4)前五大股东每人持股比例的H指数(H5)与CASHLD负相关，但不显著。(5)流通A股比例(LIQAR)与CSHLD在1％的显著性水平上正相关。
表1 多元线性回归结果(被解释变量：CSHLD)
解释变量模型1 模型2模型3模型4模型5模型6模型7
0.022*0.0440.0900.0540.0520.0700.036
(常数项)
(0.596)** (0.218) (0.017) (0.132) (0.148) (0.054) (0.312)
2.244
(0.115)
-0.006
(0.584)
-0.039
(0.003)
-0.018
(0.141)
-0.006
(0.396)
-0.019
(0.005)
0.069
LIQAR
(0.000)
0.031 0.0290.0280.029 0.0280.0290.027
(0.000)
(0.000) (0.000) (0.000)
(0.000) (0.000) (0.000)
0.087 0.0580.0590.056 0.0530.0570.064
CFLOW
(0.009)
(0.032) (0.031) (0.042)
(0.055) (0.039) (0.019)
-0.024-0.115
-0.116
-0.118-0.121
-0.116
-0.112
CFVOLAT
(0.560)
(0.001) (0.001) (0.001)
(0.001) (0.001) (0.001)
-0.138-0.141
-0.149
-0.150-0.151
-0.149
-0.149
CSUBS
(0.000)
(0.000) (0.000) (0.000)
(0.000) (0.000) (0.000)
-0.194-0.194
-0.201
-0.202-0.203
-0.201
-0.199
(0.000)
(0.000) (0.000) (0.000)
(0.000) (0.000) (0.000)
0.001 0.0060.0020.001 0.0030.0030.004
BNKDBT
(0.898)
(0.452) (0.803) (0.931)
(0.725) (0.753) (0.614)
0.005 0.0210.0190.017 0.0210.0170.020
TMDBT
(0.714)
(0.064) (0.108) (0.136)
(0.070) (0.134) (0.076)
0.018 0.0170.0160.017 0.0160.0160.016
(0.000)
(0.000) (0.000) (0.000)
(0.000) (0.000) (0.000)
-0.038-0.035
-0.038
-0.035-0.033
-0.036
-0.034
CORPYEAR
(0.000)
(0.000) (0.000) (0.000)
(0.000) (0.000) (0.000)
0.027 0.0260.0280.027 0.0270.0280.027
(0.000)
(0.000) (0.000) (0.000)
(0.000) (0.000) (0.000)
行业哑变量有有
有
有有
有
有
调整后R2
0.271 0.2360.2440.249 0.2370.2440.250
F-值 21.72230.578
32.046
31.47830.872
31.956
32.953
Prob．>F
0.000 0.0000.0000.000 0.0000.0000.000
注：*参数的估计值；**Prob．>|t|。A10、H10对CSHLD的影响分别与A5和H5对CSHLD的影响基本相同，在表中省略。
此外，回归分析结果也显示：(1)成长性(MBR)、企业规模(SIZE)、股利支付哑变量(DUMM)与CSHLD均在1％的显著性水平上正相关。(2)现金替代物(CSUBS)、杠杆比率(FLEV)、公司年龄(CDRPYEA)与CSHLD均在1％的显著性水平上负相关。(3)现金流(CFLOW)与CSHLD在10％以下的显著性水平上正相关。(4)在模型2至模型7中，现金流变异性(CFVOLAT)与CSHLD在1％的显著性水平上负相关，而在模型1中，CFVOLAT对CSHLD的影响虽也是负面的，但极不显著。(5)在各模型中，银行债务(BNKDBT)对CSHLD的影响都是正面的，但极不显著。(6)在各模型中，债务的期限结构(TMDBT)对CSHLD的影响方向都是正面的，但影响的显著性水平存在很大差异。
(二)回归模型的多重共线性诊断及处理⑧
在前面的回归分析中，模型1至模型7中的自变量的方差扩大因子(VIF)的最大值均在2.2～2.6间，都远小于10，据此，可认为回归所用各模型的设计矩阵X应没有多少多重共线性。但在模型1至模型7中，矩阵X′X特征根的最大条件数(K)均在80～89间，如果据此判断，模型1至模型7的设计矩阵X可能均存在严重的多重共线性。
为了克服设计矩阵X可能存在的多重共线性对研究结论的影响，这里对前面回归分析所用模型进行了改造，除保留行业哑变量外，将其余的非股权结构解释变量从模型中剔除掉，作了进一步回归分析。⑨结果显示：(1)MHSR、LIOAR与CSHLD在1％的显著性水平上正相关。(2)A1与CSHLD正相关，但不显著。(3)A5、LHSR与CSHLD在1％的显著性水平上负相关。(4)H5与CSHLD基本无关。(5)SHSR与CSHLD负相关，但极不显著。结果表明，A5、SHSR、LHSR及LIQAR对CSHLD的影响与前面的初步回归结果是基本一致的，但MHSR、A1及H5对CSHLD的影响与前面的回归结果存在较大差异。
四、结论
1．经理人员持股比例与企业现金持有水平显著正相关，从而为假设1提供了有力的证据支持，但与Faulkender(2002)、Ozkan和Ozkan(2002)的经验证据不一致。结果说明，在中国上市公司中，当管理者持股比例处在低水平上时，管理者固守职位状态就发生了。
2．第一大股东持股比例与企业现金持有水平正相关，但相关性不显著，从而只能为假设2b提供有限的证据支持，也与Ozkan和Ozkan(2002)等学者的证据存在差异，这可能说明，在现金持有水平选择上，第一大股东与管理者的利益存在着一定程度的趋同，但第一大股东可能还有其他利用公司现金并能获得与现金持有相近利益的途径，因此对公司现金持有水平的正向影响并不显著。
3．股权集中度与企业现金持有水平显著负相关，从而为假设2a提供有力的证据支持，也与Guney et al．(2003)、Faulkender(2002)及Kusnadi(2003)提供的证据相一致。结果说明，在公司现金水平的选择上，非第一大股东与第一大股东之间存在利益冲突，其他非第一大股东持股比例越高，越可能对管理者的行为进行监督，对第一大股东的行为进行制掣。不过上述结论只在以前五或前十大股东持股比例之和(A5或A10)作为股权集中度的替代变量时才成立，但当以前五大股东或前十大股东每人持股比例的H指数作为股权集中度的替代变量时，上述结论并不成立，此时，股权集中度对企业现金持有水平的影响是正面的，不过极不显著。其原因可能在于H指数为股东每人持股比例平方之和，因此H指数越大，说明前五大股东或前十大股东累积持股比例越集中于第一大股东手中，此时，股权集中度与现金持有水平之关系相似于第一大股东与企业现金持有水平之关系，但由于还有其他大股东的存在，或多或少会对第一大股东的行为产生一些影响，从而导致股权集中度对企业现金持有水平的正面影响极不显著。
4．国有股与企业现金持有水平负相关，但相关性极不显著，从而只能为假设3提供非常有限的证据支持。该结果可能部分地说明国有股在公司治理中是“状态依存”的，即依存于大股东在公司治理发挥作用的方向。当然这种“状态依存”同时受到第一大股东和其他大股东行为的影响，不过，根据经验结果，国有股在公司治理中更多地依存于股权集中度(以前五大或前十大股东持股比例之和替代)在公司治理中的作用方向。
5．法人股比例与企业现金持有水平显著负相关，从而为假设4提供了有力的证据支持。该结果可能说明在企业现金持有水平选择上，管理者与法人股东之间存在非常严重的利益冲突，尽管法人股东自身可能存在一定的代理难题，但他们仍在企业现金持有水平的决策中发挥了积极的监督作用。
6．流通A股比例与企业现金持有水平显著正相关，从而为假设5提供了有力的证据支持。该结果可能说明，在企业现金持有水平的选择中，经理人员与外部股东之间的利益冲突更为严重，且从现金持有水平的提高中获得的私人利益更为显著，从而较少顾及外部股东的利益，并导致流通A股比例越高，企业现金持有水平越高的结果。这也进一步说明，当经理人员的利益与外部股东之间的利益存在严重的冲突时，更高的流通A股比例更能增强经理人员谋取其私人利益的能力和动机。
注释：
①现金持有的代理成本模型包括债务代理成本模型(Agency costs of debt model)和管理者操控性代理成本模型(Agency costs of managerial discretion model)。
②胡国柳，黄景贵(2005)对西方现金持有理论模型作了系统介绍。
③由于数据来源问题，样本中经理人员持股比例观测值只包括1998～2000年度的数据，另由于数据缺失，样本中实际只包括1722家经理人员持股比例数据。
④上市公司样本中的经理人员持股数据由中国人民大学博士后流动站于东智博士无偿提供。
⑤上述上市公司行业分类的依据是中国证监会2001年发布的《上市公司行业分类指引》(中国证券监督管理委员会(www．csre．gov．cn)。由于深沪两市木材、家具(C2)行业各只有一家公司，因此将其归入到其他制造业。
⑥胡国柳和蒋永明(2005)对各控制变量与企业现金持有水平之间的可能理论关系进行了系统论述。
⑦通过皮尔逊相关分析发现，样本公司的股权结构替代变量之间及各股权结构替代变量与以相应变量的平方作为新的变量之间存在显著的相关关系，故在建立分析所用计量模型时，每次只引入一个股权结构替代变量，另外，也没有考虑股权结构替代变量与现金持有水平之间可能存在的二次函数关系。
⑧由于篇幅限制，文中省略各模型多重共线性诊断结果列表和进一步回归分析结果列表。
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