秦翡

摘 要：以2006年至2017年中國上市公司為樣本，研究高管學術經歷對現(xiàn)金持有及公司業(yè)績的影響。研究發(fā)現(xiàn)，高管學術經歷提升了公司的現(xiàn)金持有水平，提升了公司業(yè)績。結果說明高管學術經歷降低其風險偏好。進一步研究發(fā)現(xiàn)，高管學術經歷對現(xiàn)金持有及公司業(yè)績的影響在非國有企業(yè)中更加明顯，故上市公司應重視高管團隊中學術經歷的重要性和異質性。

關鍵詞：高管;融資偏好;學術經歷;業(yè)績;國有企業(yè)

一、引言

Dickson（2007）指出高管學術經歷是中國經濟發(fā)展過程中產生的特有現(xiàn)象[1]，是高管重要且特殊的經歷，主要是指在高校、科研院所或協(xié)會從事研究工作的人員，放棄有保障的工作，“下?！苯浬?、創(chuàng)業(yè)或到企業(yè)工作的經歷，如今有些已經成為上市公司高管成員。本文數據統(tǒng)計顯示，樣本中有學術經歷的高管的均值為0429，說明有學術經歷的高管在我國上市公司中發(fā)揮著舉足輕重的作用。許年行和李哲（2016）研究認為高管貧困經歷會影響其慈善捐贈行為[2]，其他研究發(fā)現(xiàn)高管團隊的異質性對公司財務決策產生重要影響，而學術經歷是區(qū)別于高管其他特征的重要而特殊的經歷，那么，高管學術經歷的異質性是否會對上市公司的現(xiàn)金持有和業(yè)績產生重要影響呢？

理論上，Jiang & Murphy（2007）認為高管學術經歷使得高管決策時更加理性[3]，注重邏輯思維和數據支持，降低了高管冒險行為，從而提高了高管的現(xiàn)金持有水平。Francis et al.（2015）認為高管學術經歷會讓高管受到中國古代儒家思想和“師德”的洗禮，“敬業(yè)職守、尊師重道”的環(huán)境讓有學術經歷的高管具有較強的職業(yè)精神和自律性[4]，Cho et al.（2017）研究發(fā)現(xiàn)較高的職業(yè)德道水平和較強的社會責任意識會影響公司治理水平及管理決策[5]。

高管學術經歷是伴隨中國經濟發(fā)展出現(xiàn)的特有現(xiàn)象，是高管過去一段比較特殊和有意義的經歷，作為中國特有的現(xiàn)象，鮮有文獻研究其對經濟后果進行研究，特別是研究高管學術經歷對現(xiàn)金持有和公司業(yè)績的影響。本文首次研究了高管學術經歷對公司現(xiàn)金持有和公司業(yè)績的影響，豐富了高管學術經歷經濟后果的相關文獻，拓展了“高階理論”、高管異質特征的經濟后果等文獻，為相關研究提供了新視角和新思路。此外，盡管Fama & French（1998）[6];Stulz（1990）[7]從公司治理水平、政策法規(guī)等角度探討了其對公司現(xiàn)金持有、公司價值的影響，但從高管經歷的異質性角度探討的還較少，特別是高管學術經歷的異質性，因而本文研究結論豐富了公司現(xiàn)金持有及業(yè)績影響因素的相關文獻。

二、理論基礎與研究假設

（一）高管學術經歷與公司現(xiàn)金持有

“高階理論”研究認為，高管團隊的異質性能夠給公司治理水平、融投資決策、信息披露行為等帶來顯著影響，也會給公司業(yè)績帶來不同程度的影響。[8]學術經歷主要是指高管曾經在高校、科研機構或協(xié)會等從事科學研究工作，學術經歷作為高管特殊且重要的經歷，會對高管的思維方式、職業(yè)素養(yǎng)等帶來深刻的影響，進而影響其之后在公司的各種決策行為。[9]

已有學者對公司現(xiàn)金持有的價值及影響因素進行研究[10]，取得了豐富的成果。首先，Song & Lee研究發(fā)現(xiàn)公司現(xiàn)金持有行為具有預防動機，特別是在金融危機期間或不確定性較高的環(huán)境下。[11]公司在日常經營過程中，需要一定的現(xiàn)金經營和周轉，而現(xiàn)金的需求波動性較大。就生產性企業(yè)來說，在生產高峰期時，公司現(xiàn)金需求可能達到峰值，而在生產淡季時，公司對現(xiàn)金的需求可能又較少。這種波動性會讓公司高管為難，現(xiàn)金持有太少可能會導致公司運轉不暢，現(xiàn)金持有太多又可能會錯失好的投資機會。[12]Zeng & Wang（2015）研究發(fā)現(xiàn)女性CEO更加偏向于保守的財務政策，因而現(xiàn)金持有水平更高。[13]Ozkan & Ozkan[14];Pinkowitz & Williamson[15]發(fā)現(xiàn)有學術經歷的高管更加傾向于選擇穩(wěn)健的財務政策，因而公司持有的現(xiàn)金更高且短期負債更低，特別是在融資約束較強的環(huán)境下，公司持有現(xiàn)金水平甚至高于現(xiàn)金需求的峰值以備不時之需。Louis et al.研究發(fā)現(xiàn)公司會計穩(wěn)健性能夠緩解現(xiàn)金持有帶來的價值損失，從而為較高的現(xiàn)金持有水平提供了保障。[16]基于以上分析，本文提出如下假設：

H1：有學術經歷的高管比例越高，公司的現(xiàn)金持有水平越高。

（二）高管學術經歷與公司業(yè)績

有學術經歷的高管會給公司業(yè)績帶來什么影響呢？一方面，有學術經歷的高管可能會提高公司業(yè)績。首先，馬馳卡和穆拉Marchica & Mura（2010）發(fā)現(xiàn)有學術經歷的高管能夠降低公司與其他利益相關者之間的信息不對稱程度，從而降低了公司債務融資成本，提升了公司的價值。[17]其次，Kusnadi（2011）指出有學術經歷的高管可能會傾向于持有充足的現(xiàn)金，避免公司由于現(xiàn)金斷裂帶來的風險，通過對多余現(xiàn)金的合理投資獲取正常收益，從而保持公司價值穩(wěn)定增長。[18]第三，F(xiàn)rancis et al.（2015）認為有學術經歷的高管出于自律和道德信譽的影響，會提升公司的內部治理水平，從而提升公司業(yè)績。最后，有學術經歷的高管能提升公司的風險管理水平，Mcshane et al.（2011）研究發(fā)現(xiàn)當公司的風險管理比較好時，公司的業(yè)績會更好。[19]另一方面，有學術經歷的高管可能會降低公司業(yè)績。首先，由于“稅盾”效應的存在，莫迪格利安尼和米勒Modigliani & Miller（1963）認為公司低負債的“稅盾”效應導致公司沒法獲得較多的稅收優(yōu)惠。[20]其次，Ivashina et al.（2009）研究發(fā)現(xiàn)負債的內部治理效應也不能發(fā)揮作用[21]，Kim & Sorensen（1986）發(fā)現(xiàn)這會導致公司的內部治理水平下降，提高了股東和管理層之間的代理成本。[22]第三，Arslan et al.（2006）發(fā)現(xiàn)過高的現(xiàn)金持有可能使公司喪失更多的投資機會，特別是在經濟和金融環(huán)境比較穩(wěn)定時，從而影響到公司長期發(fā)展，降低了公司的業(yè)績。[23]基于以上分析，本文提出如下有競爭性的假設：

（三）股權性質的調節(jié)作用

在中國制度背景下，Chen et al.（2010）發(fā)現(xiàn)國有企業(yè)與政府部門保持著更加密切的聯(lián)系，因而在治理水平、資源獲取、融資方式、投資決策等方面，國有企業(yè)與非國有企業(yè)都存在明顯差異。[24]國有企業(yè)的管理和決策在很多情況下會受到政府影響，因而高管在國有企業(yè)的各種決策行為并不完全是以股東利益最大化為前提，而是受到政府、政治動機等多種因素的影響，如融資方式、信息披露等決策。[25]Belloc（2014）研究發(fā)現(xiàn)公司的創(chuàng)新水平在國有企業(yè)和非國有企業(yè)存在較大的差異。[26]姜付秀等（2016）研究發(fā)現(xiàn)董秘的財務經歷對公司融資約束的影響在不同產權性質的公司不同，在非國有企業(yè)更加顯著。[27]代昀昊和孔東民（2017）認為高管海外經歷對公司投資效率的影響在國有企業(yè)和非國有企業(yè)有顯著差異，因而高管學術經歷對公司融資偏好、公司業(yè)績的影響會受到國有產權性質的限制。[28]在非國有企業(yè)，公司高層主要依據股東利益最大化和公司利益最大化進行決策，決策時受到來自外界的約束更小，如政府，決策的靈活度更大。因此，高管學術經歷等特征在非國有企業(yè)決策中發(fā)揮的作用更大，對公司融資方式、公司業(yè)績的影響也會更大。反之，在國有企業(yè)，由于受到各方面的約束，公司高管的決策靈活度較低，對公司融資方式和公司業(yè)績的影響較小?；谝陨戏治觯疚奶岢鋈缦录僭O：

三、模型設計與變量定義

（一）樣本與模型選擇

本文樣本來自中國上市公司2006年至2017年的數據，主要篩選過程如下：首先，剔除金融類和ST（或*ST）上市公司;其次，剔除ST（或*ST）上市公司，因為這些公司在財務指標等方面與其他上市公司差異較大;第三，刪去數據缺失的樣本。由于本文的因變量較多，因而最終的樣本存在差異。為了消除極端值對研究結果的影響，本文對所有連續(xù)變量在1%和99%水平上采用縮尾處理。

模型（1）中，DEPVt+1是本文的因變量，主要包括公司第t+1期的現(xiàn)金持有和公司業(yè)績兩個方面，現(xiàn)金持有主要是指現(xiàn)金占總資產的比例（CASH）;公司業(yè)績主要指總資產收益率（ROA）、營業(yè)利潤率（ROE）、所有者權益收益率（ROS）和市值賬面比（TOBINQ）。MACAPt是本文的主要自變量，指第t期上市公司中有學術經歷高管所占的比例。CONTROLVt是指本文所有控制變量的第t期數值，具體見表1。YEAR和IND分別是年度和行業(yè)的虛擬變量，用于控制年度和行業(yè)對模型的影響。

模型（2）中，DEPVt+1是本文的因變量，與模型（1）中的因變量相同。MACAPt是本文的主要自變量，指第t期上市公司中有學術經歷高管所占的比例。STATEt是虛擬變量，1代表國有企業(yè)，0代表非國有企業(yè)。MACAPt·STATEt是有學術經歷高管所占的比例與是否國有企業(yè)的交乘項。CONTROLVt是指本文所有控制變量的第t期數值，具體見表1。YEAR和IND分別是年度和行業(yè)的虛擬變量，用于控制年度和行業(yè)對模型的影響。β2是交互項的系數，用于驗證假設H3。

（二）主要變量定義

1.主要因變量

本文因變量主要有：現(xiàn)金持有主要是指現(xiàn)金占總資產的比例（CASH）;公司業(yè)績主要指總資產收益率（ROA）、營業(yè)利潤率（ROE）、所有者權益收益率（ROS）和市值賬面比（TOBINQ）。

2.高管學術經歷

高管學術經歷是指高管曾經在高校任教、科研機構從事研究或協(xié)會從事研究的經歷。本文用兩種方法衡量高管學術經歷，第一，采用虛擬變量，即當高管有上述經歷時，取值為1，否則取值為0，穩(wěn)健性檢驗中可以作為替代變量。第二，采用有學術經歷高管人數除以高管總人數的比值。高管學術經歷來自CSMAR 數據庫中高管簡歷和高管個人特征數據庫提取，并進行比對。

3.主要控制變量

借鑒賴黎等（2016）等研究[29]，本文控制變量主要包括高管中是否有女性（FEM）、高管平均年齡（MAGE）、公司規(guī)模（SIZE）、公司固定資產比例（FA）、公司第一大股東持股比例（LARGE）、公司機構投資者持股比例（IHOLD）、公司董事會規(guī)模對數（BSIZE）、公司董事長與總經理是否二職合一（DUAL）、公司獨立董事比例（INDEP）、公司所在行業(yè)（IND）、樣本所在年度（YEAR）。

（三）描述性統(tǒng)計分析

本文所有變量的描述性統(tǒng)計分析結果見表2，因變量中，現(xiàn)金持有、總資產收益率、營業(yè)利潤率、所有者權益收益率和市值賬面比的均值和極值分布都在合理范圍之內。主要自變量高管是否有學術經歷的均值為0.429，說明有42.9%的樣本中均存在有學術經歷的高管，而學術經歷高管比例的均值是0.264，中位數為0.0909，說明大部分上市公司中，學術經歷的高管占比還是很低，不到10%。高管中是否有女性的均值為0.133，說明高管中女性比例比較低。大股東持股比例的均值為0.372，說明我國上市公司股權集中度較高。其他變量的均值、中位數、極值及分位數值的分布都在合理范圍之內。

（四）均值和中位數分組檢驗

表3按照高管是否有學術經歷分組的單變量檢驗的結果，Panel A是主要因變量現(xiàn)金持有比例（CASH）、總資產收益率（ROA）、營業(yè)利潤率（ROE）、所有者權益收益率（ROS）和市值賬面比（TOBINQ）等分組均值和中位數檢驗的結果。表明在不考慮其他因素的影響下，CASH在兩組樣本中的均值和中位數存在顯著差異，且有學術經歷的高管樣本組中各數值較大，與本文假設H1基本一致。TOBINQ在兩組樣本中的均值和中位數存在顯著差異，且有學術經歷的高管樣本組中各數值較大，與本文假設H2a基本一致，ROA、ROE和ROS的均值和中位數在兩組樣本中并沒有顯著差異，不支持假設H2a?？刂谱兞恐?，MAGE、SIZE、BSIZE和DUAL的均值和中位數在兩組樣本中有顯著差異，其他變量在兩組樣本中沒有顯著性差異。當然以上結果只是在不考慮其他因素影響時，各變量在兩組樣本中的差異。

四、實證結果分析

（一）Pearson和Spearman相關關系

在回歸分析之前，本文首先對主要因變量與自變量之間的相關關系進行分析，表4是Spearman和Pearson相關關系分析的結果，Spearman的分析結果見右上三角，Pearson的分析結果見左下三角。最后一行或最后一列顯示了各主要因變量與自變量MACAP的相關分析結果。最后一行Pearson分析的結果顯示：MACAP與CASH在005水平上顯著正相關，支持假設H1;與ROE、ROS和TOBINQ在001水平上顯著正相關，與ROA相關關系不顯著，基本支持H2a。而最后一列Spearman分析的結果顯示：MACAP與CASH在001水平上顯著正相關，支持假設H1;與ROE、ROS和TOBINQ在001水平上顯著正相關，與ROA相關關系不顯著，基本支持H2a。以上結果是在沒有考慮其他控制變量的影響下得到的，為了驗證本文所有假設，還需要控制其他變量的影響，即回歸分析。

（二）基本回歸分析

表5是高管學術經歷與現(xiàn)金持有水平、公司業(yè)績的回歸分析結果。第（1）列結果顯示學術經歷高管的比例與現(xiàn)金持有比例（CASH）在005水平上顯著正相關，說明當有學術經歷高管的比例增加1%時，公司現(xiàn)金持有水平提高了00415個單位，高管學術經歷對現(xiàn)金持有比例的正向影響較明顯，支持假設H1。

第（2）至（5）列分別是總資產收益率（ROA）、營業(yè)利潤率（ROE）、所有者權益收益率（ROS）和市值賬面比（TOBINQ）作為因變量時的回歸結果。第（2）列結果顯示學術經歷高管的比例與總資產收益率（ROA）在0.001水平上顯著正相關，說明有學術經歷高管比例上升一個百分點，公司總資產收益率（ROA）提高了0.0201個單位，高管學術經歷對公司總資產收益率的正向影響較明顯，支持假設H2a;第（3）列結果顯示學術經歷高管的比例與營業(yè)利潤率（ROE）在0.001水平上顯著正相關，說明有學術經歷高管比例上升一個百分點，公司的營業(yè)利潤率會提高了00260個單位，高管學術經歷對營業(yè)利潤率的正向影響較明顯，支持假設H2a;第（4）列結果顯示學術經歷高管的比例與所有者權益收益率（ROS）在0.001水平上顯著正相關，說明有學術經歷高管比例上升一個百分點，公司的所有者權益收益率會提高了0.0511個百分點，高管學術經歷對所有者權益收益率的正向影響較明顯，支持假設H2a;第（5）列結果顯示學術經歷高管的比例與市值賬面比（TOBINQ）在0001水平上顯著正相關，說明有學術經歷高管比例上升一個百分點，公司的市值賬面比提高了0.326個單位，高管學術經歷對公司的市值賬面比的正向影響較明顯，支持假設H2a。

（三）產權性質的影響

那么，高管學術經歷對公司現(xiàn)金持有和公司業(yè)績的影響在國有企業(yè)和非國有企業(yè)是否存在差異呢？表6顯示了不同產權性質下高管學術經歷對現(xiàn)金持有和公司業(yè)績影響的回歸結果。第（1）列結果顯示現(xiàn)金持有比例（CASH）與MACAPt-1·STATEt-1在0.05水平上顯著負相關，說明有學術經歷高管的比例對現(xiàn)金持有比例的影響在非國有企業(yè)樣本中更加明顯，支持假設H1。第（2）至（5）列分別是總資產收益率（ROA）、營業(yè)利潤率（ROE）、所有者權益收益率（ROS）和市值賬面比（TOBINQ）作為因變量時的回歸結果。第（2）列結果顯示總資產收益率與MACAPt-1·STATEt-1在0.01水平上顯著負相關，說明有學術經歷高管的比例對總資產收益率的影響在非國有企業(yè)樣本中更加明顯，支持假設H2a;第（3）列結果顯示營業(yè)利潤率與MACAPt-1·STATEt-1在0.1水平上顯著負相關，說明有學術經歷高管的比例對營業(yè)利潤率的影響在非國有企業(yè)樣本中更加明顯，支持假設H2a;第（4）列結果顯示所有者權益收益率與MACAPt-1·STATEt-1在0.001水平上顯著負相關，說明有學術經歷高管的比例對所有者權益收益率的影響在非國有企業(yè)樣本中更加明顯，支持假設H2a;第（5）列結果顯示市值賬面比與MACAPt-1·STATEt-1在0.001水平上顯著負相關，說明有學術經歷高管的比例對市值賬面比的影響在非國有企業(yè)樣本中更加明顯，支持假設H2a。

五、穩(wěn)健性檢驗

（一）工具變量法

盡管上述回歸中主要自變量和控制變量均是滯后一期的數據，能夠緩解模型中存在的反向因果等內生性問題。為了進一步消除模型中可能存在的其他內生性問題，借鑒多馳和奧科托姆（Doytch & Uctum，2011）[30]的研究，本文擬采用滯后兩期的MACAP作為工具變量對模型進行重新回歸。

表7是高管學術經歷與現(xiàn)金持有、公司業(yè)績的工具變量回歸結果。第（1）列是MACAP t-2與MACAP t-1的回歸結果，Hasan et al.（2009）[31]研究顯示滯后兩期的有學術經歷高管比例與滯后一期的有學術經歷的高管比例在0001水平上顯著正相關，說明MACAPt-2滿足工具變量的相關性原則。同時，還沒有文獻研究表明MACAPt-2會影響到公司業(yè)績，因而MACAPt-2滿足工具變量的外生性原則，說明本文選取工具變量合理。第（2）列是現(xiàn)金持有比例（CASH）作為因變量時第二階段的回歸結果，表明MACAP t-1與現(xiàn)金持有比例在001水平上顯著正相關，支持本文假設H1。第（3）至（6）列分別是總資產收益率（ROA）、營業(yè)利潤率（ROE）、所有者權益收益率（ROS）和市值賬面比（TOBINQ）作為因變量時第二階段的回歸結果，表明MACAP t-1與總資產收益率在0001水平上顯著正相關，與營業(yè)利潤率在0.001水平上顯著正相關，與所有者權益收益率在0001水平上顯著正相關，與市值賬面比在0001水平上顯著正相關，支持本文假設H2a。同時，工具變量的識別不足Anderson檢驗的P值為0.0000，說明MACAPt-2不存在識別不足問題;弱工具變量檢驗的F值大于關鍵判別值（5355.965>16.38），說明MACAPt-2不存在弱工具變量問題;過度識別檢驗顯示equation exactly identified，說明MACAPt-2不存在過度識別問題，以上結果表明采用MACAPt-2作為工具變量時比較合適。

（二）MACA替代MACAP

同時，本文還采用高管是否有學術經歷作為有學術經歷高管比例的替代變量，對模型進行重新檢驗，表8第（1）列顯示：高管學術經歷與現(xiàn)金持有比例在01水平上顯著正相關，支持本文假設H1。第（2）至（5）列分別是總資產收益率（ROA）、營業(yè)利潤率（ROE）、所有者權益收益率（ROS）和市值賬面比（TOBINQ）作為因變量時的回歸結果。表明MACA與總資產收益率在0.001水平上顯著正相關，與營業(yè)利潤率在001水平上顯著正相關，與所有者權益收益率在0001水平上顯著正相關，與市值賬面比在0.001水平上顯著正相關，支持假設H2a。

（三）子樣本檢驗

Wong et al.（2005）認為創(chuàng)業(yè)板公司與主板公司相比，在規(guī)模、盈利能力、負債水平等方面存在較大差異[32]，為了消除由于樣本偏差帶來的影響，本文剔除創(chuàng)業(yè)板公司對模型進行重新回歸。表9第（1）列顯示：高管學術經歷與現(xiàn)金持有比例在01水平上顯著正相關，分別支持本文假設H1。第（2）至（5）列分別是總資產收益率（ROA）、營業(yè)利潤率（ROE）、所有者權益收益率（ROS）和市值賬面比（TOBINQ）作為因變量時的回歸結果。表明MACAP與總資產收益率在0001水平上顯著正相關，與營業(yè)利潤率在0001水平上顯著正相關，與所有者權益收益率在0001水平上顯著正相關，與市值賬面比在0001水平上顯著正相關，支持假設H2a。

（四）差分模型

由于模型中各變量自身存在時間序列相關性，導致本文實證檢驗結果存在偏差，為了消除上述影響，本文擬采用差分模型對模型進行重新回歸。表10第（1）列顯示：高管學術經歷與現(xiàn)金持有比例在005水平上顯著正相關，支持本文假設H1。第（2）至（5）列分別是總資產收益率（ROA）、營業(yè)利潤率（ROE）、所有者權益收益率（ROS）和市值賬面比（TOBINQ）作為因變量時的回歸結果。采用差分模型后，MACAP與總資產收益率在0.001水平上顯著正相關，與營業(yè)利潤率在0.01水平上顯著正相關，與所有者權益收益率在0.001水平上顯著正相關，與市值賬面比在0.001水平上顯著正相關，支持假設H4a。

六、研究結論與啟示

文章以2006年至2017年中國上市公司為樣本，研究了高管學術經歷對其融資偏好、現(xiàn)金持有及公司業(yè)績的影響。研究發(fā)現(xiàn)：高管學術經歷提升了公司的現(xiàn)金持有水平，提升了公司的業(yè)績。在進一步研究中，文章發(fā)現(xiàn)高管學術經歷對現(xiàn)金持有及公司業(yè)績的影響在非國有企業(yè)中更加顯著。結論在經過工具變量、變量替代、子樣本檢驗和差分模型檢驗后仍然穩(wěn)健。

本文研究了高管學術經歷對現(xiàn)金持有和公司業(yè)績的影響，得到如下研究啟示：首先，高管學術經歷提升了公司的現(xiàn)金持有水平，提升了公司的業(yè)績。這說明高管學術經歷對現(xiàn)金持有和公司業(yè)績都有顯著影響，因此，在高管團隊中引入有學術經歷的高管，會對公司的現(xiàn)金持有和公司業(yè)績帶來不同影響。理論上，繼續(xù)探討高管學術經歷對公司其他方面的影響顯得重要且必要，實踐中，本文結果證實在高管團隊中引入學術經歷的高管會提升現(xiàn)金持有水平，提升公司績效。其次，在非國有企業(yè)樣本組中，高管學術經歷對現(xiàn)金持有和公司業(yè)績的影響更加明顯。結論顯示高管學術經歷對非國有企業(yè)的現(xiàn)金持有和公司業(yè)績影響較大，故提醒上市公司應該重視高管團隊中學術經歷的重要性和異質性。

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