王積田 宮婷婷

【摘 要】 文章以滬深A(yù)股上市公司2014—2018年的財務(wù)數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，實證分析機(jī)構(gòu)投資者持股比例對現(xiàn)金持有價值的影響。研究發(fā)現(xiàn)：上市公司現(xiàn)金持有的邊際價值會隨著機(jī)構(gòu)投資者持股比例的上升而逐漸減少，進(jìn)一步按照產(chǎn)權(quán)性質(zhì)進(jìn)行分組，發(fā)現(xiàn)相較于國有企業(yè)，民營企業(yè)現(xiàn)金持有的邊際價值會隨著機(jī)構(gòu)投資者持股比例的增加而發(fā)生大幅的衰減，通過面板門檻回歸模型進(jìn)一步分析發(fā)現(xiàn)，機(jī)構(gòu)投資者持股比例對現(xiàn)金持有邊際價值的影響是存在門檻效應(yīng)的，并測算出這一門檻值為9.79%，當(dāng)機(jī)構(gòu)投資者持股比例超過門檻值時，其對現(xiàn)金持有邊際價值的影響將會被減弱。

【關(guān)鍵詞】 現(xiàn)金持有價值; 機(jī)構(gòu)投資者持股比例; 產(chǎn)權(quán)性質(zhì); 門檻效應(yīng)

【中圖分類號】 F275.6 ?【文獻(xiàn)標(biāo)識碼】 A ?【文章編號】 1004-5937（2020）17-0106-05

一、引言

現(xiàn)金資產(chǎn)是企業(yè)在經(jīng)營過程中的一項重要資產(chǎn)。據(jù)有關(guān)資料顯示，它在企業(yè)總資產(chǎn)中占比可達(dá)16%左右，所以企業(yè)需要制定科學(xué)合理的現(xiàn)金持有決策才能充分發(fā)揮現(xiàn)金資產(chǎn)的作用，進(jìn)而提升企業(yè)在市場競爭中的實力。就現(xiàn)有研究來看，很多學(xué)者從不同角度對現(xiàn)金持有價值進(jìn)行了研究。宏觀層面，上市公司現(xiàn)金持有行為和現(xiàn)金持有的邊際價值會受到國際化戰(zhàn)略推進(jìn)程度的影響，國際化戰(zhàn)略的推進(jìn)程度越高，現(xiàn)金持有的邊際價值越大，即國際化戰(zhàn)略對現(xiàn)金持有具有正向的推進(jìn)作用[1]。從金融市場角度來看，制度背景也會影響現(xiàn)金持有，有研究表明利率市場化與現(xiàn)金持有水平之間顯著正相關(guān)[2]。公司治理層面，陳志紅等[3]從CEO權(quán)力角度實證分析了其與現(xiàn)金持有的關(guān)系，得出了現(xiàn)金持有水平和現(xiàn)金持有價值會隨著CEO權(quán)力的增大而逐漸增加。除此之外，企業(yè)社會責(zé)任也能顯著提升現(xiàn)金持有價值，但只存在于高銷售增長率的企業(yè)，對于低銷售增長率的企業(yè)，企業(yè)社會責(zé)任反而會降低現(xiàn)金持有價值[4]，還有學(xué)者從機(jī)構(gòu)治理角度出發(fā)，并按照市場化程度的不同進(jìn)行分組，得出當(dāng)市場化程度較高時，現(xiàn)金持有價值與機(jī)構(gòu)投資者持股比例之間顯著正相關(guān)[5]的結(jié)論。

隨著“超常規(guī)發(fā)展機(jī)構(gòu)投資者”這一政策的實施，機(jī)構(gòu)投資者的發(fā)展受到助推，隊伍也不斷壯大起來，并且已經(jīng)在資本市場上有了一席之地。學(xué)者們研究發(fā)現(xiàn)，機(jī)構(gòu)投資者的確具有公司治理效應(yīng)，并且對上市公司具有良好的監(jiān)督和控制作用，可以在一定程度上抑制上市公司管理層的侵占動機(jī)，從而使公司的價值可以得到提升。本文立足于機(jī)構(gòu)投資者的治理效應(yīng)，以機(jī)構(gòu)投資者持股比例為切入點進(jìn)行研究，分析現(xiàn)金持有價值面對不同的機(jī)構(gòu)持股比例會存在怎樣的差異，并進(jìn)一步分組分析不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的上市公司，機(jī)構(gòu)投資者持股比例對現(xiàn)金持有價值的影響有何不同，進(jìn)而建立面板門檻回歸模型，測算出機(jī)構(gòu)投資者持股比例這一門檻變量的值，并判斷小于門檻值和超過門檻值時機(jī)構(gòu)投資者持股比例對現(xiàn)金持有價值的影響有怎樣的差異。通過對以上問題的探究旨在為機(jī)構(gòu)投資者治理效應(yīng)的研究進(jìn)行補(bǔ)充，并為上市公司現(xiàn)金持有價值的提升提供借鑒。

二、理論分析與研究假設(shè)

機(jī)構(gòu)投資者無論是在資金實力方面，還是在規(guī)模方面都具有一定的優(yōu)勢，它比散戶的投資者更具備競爭實力，也更能發(fā)揮監(jiān)督作用，這類投資者往往還具有更多的專業(yè)知識儲備和對信息的掌控和挖掘能力，除此之外，其他機(jī)構(gòu)投資者的參與還有助于信息的傳遞，這也能使企業(yè)與外部信息使用者間的信息不對稱程度得到降低[6]。社會和經(jīng)濟(jì)的發(fā)展與進(jìn)步使人們逐漸重視企業(yè)的發(fā)展，與此同時，機(jī)構(gòu)投資者的監(jiān)督與控制作用也在不斷被發(fā)掘和重視起來，學(xué)者們也開始關(guān)注機(jī)構(gòu)投資者的公司治理效應(yīng)研究。胡援成等[7]通過實證研究得出，上市公司的經(jīng)營管理決策會受到機(jī)構(gòu)持股比例的影響，且當(dāng)大股東中的機(jī)構(gòu)投資者持股比例能夠達(dá)到1%以上時，就能夠?qū)镜慕?jīng)營管理決策產(chǎn)生實質(zhì)性的影響，包括可以降低上市公司超額持有現(xiàn)金這一行為的發(fā)生概率，同時還能夠降低信息的不對稱程度，當(dāng)機(jī)構(gòu)持股比例增大時，還可以降低公司的代理成本[8]，除此之外，機(jī)構(gòu)投資者持股還會對企業(yè)的現(xiàn)金流起到監(jiān)管的作用，對企業(yè)的現(xiàn)金持有決策能夠產(chǎn)生一定的影響[9]。當(dāng)然影響上市公司現(xiàn)金持有的因素較多，機(jī)構(gòu)投資者持股的影響是一方面，還有學(xué)者發(fā)現(xiàn)公司本身的治理形式和所存在的代理沖突都會使其現(xiàn)金持有行為和現(xiàn)金持有價值受到影響和相應(yīng)的改變，如果上市公司具有較好的公司治理水平，那么相應(yīng)的公司高層人員所受的約束程度就會越高，這樣就能控制公司高層的自利行為，達(dá)到降低和緩解股東價值受損程度的目的，這在另一方面也提高了公司的現(xiàn)金持有價值[10]，制定科學(xué)合理的現(xiàn)金持有決策對于企業(yè)流動資產(chǎn)的風(fēng)險管理和提高企業(yè)的資源配置效率都具有很好的作用和效果[11]，現(xiàn)金持有決策有利于流動性資產(chǎn)的風(fēng)險管理以及資產(chǎn)配置效率提高，對于不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的企業(yè)，其現(xiàn)金持有水平和所面臨的制度環(huán)境對企業(yè)本身的影響也比較大;對于國有企業(yè)來說，政府對國有企業(yè)的支持力度相對較大，優(yōu)惠政策相對較多，相應(yīng)的國有企業(yè)所受國家制度的約束也較大，所以其在信息披露方面透明度會更高一些，信息不對稱程度會得到降低，所以國有企業(yè)的融資渠道也相對比較多[12]。除此之外，國有企業(yè)相比于民營企業(yè)來說受到的預(yù)算軟約束低，在一定程度上其對內(nèi)部現(xiàn)金的依賴程度也有所降低[13]，可見不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)下的企業(yè)其現(xiàn)金持有由于多種因素的影響也會不同，機(jī)構(gòu)持股比例作為公司治理手段之一，也會影響到公司現(xiàn)金持有，故本文提出假設(shè)1、假設(shè)2。

H1：機(jī)構(gòu)投資者的持股比例越高，企業(yè)持有現(xiàn)金的邊際價值越低。

H2：相比于國有企業(yè)，隨著機(jī)構(gòu)投資者持股比例的上升，民營企業(yè)持有現(xiàn)金的邊際價值衰減幅度更加明顯。

機(jī)構(gòu)投資者在選擇股票時，也需要做大量的分析準(zhǔn)備，要投入大量的時間和精力來處理多種信息，同時還需要智力資本的投入，從市場博弈論角度來看，在市場中存在一些股票不止被一家機(jī)構(gòu)投資者所持有，大量的后續(xù)投資者抱有不愿單獨(dú)負(fù)擔(dān)上述多種成本的心理，從而轉(zhuǎn)換為“搭便車”的策略[14]。也就是說，后續(xù)加入的很多投資者并沒有深入?yún)⑴c信息的分析和處理過程，而是直接買進(jìn)其他機(jī)構(gòu)投資者大量持有的股票，這樣對于市場信息效率的提高是極為不利的。在實際情況中，這種現(xiàn)象是比較常見的，受到公司業(yè)績壓力的影響，有很多機(jī)構(gòu)投資者為了短期業(yè)績的提升，會直接采取這種“搭便車”的行為，不會對市場中的信息進(jìn)行深入挖掘，而是采取扎堆式的投資行為。針對以上的分析，本文推測機(jī)構(gòu)投資者的持股比例對現(xiàn)金持有價值的影響或許會存在“門檻效應(yīng)”。也就是說，一旦出現(xiàn)機(jī)構(gòu)投資者持股比例跨越某一門檻值時，“搭便車”現(xiàn)象將會導(dǎo)致市場信息效率提升緩慢或者降低，機(jī)構(gòu)持股比例對于現(xiàn)金持有價值的邊際影響將會減小。故本文提出假設(shè)3。

H3：機(jī)構(gòu)投資者持股比例對現(xiàn)金持有價值的邊際影響存在“門檻效應(yīng)”，當(dāng)機(jī)構(gòu)投資者持股比例超過某一門檻值時，其對現(xiàn)金持有價值的邊際影響將會減弱。

三、研究設(shè)計

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文研究對象選擇我國滬深A(yù)股上市公司，樣本數(shù)據(jù)區(qū)間為2014—2018年度，為保證所用數(shù)據(jù)的可靠性和有效性，對選擇的初始樣本數(shù)據(jù)做了如下的篩選和處理：（1）將銀行、證券期貨等金融類上市公司剔除;（2）將被標(biāo)記為ST和？觹ST、PT的公司剔除;（3）將總資產(chǎn)出現(xiàn)負(fù)值和資不抵債等財務(wù)狀況異常的公司剔除;（4）將數(shù)據(jù)缺失較為嚴(yán)重的公司剔除。

本文實證分析所用數(shù)據(jù)來源于Wind數(shù)據(jù)庫，按照上述條件進(jìn)行剔除后，最終剩余10 994項觀測值，為防樣本中一些異常值的存在影響研究結(jié)果，進(jìn)一步對所確定的連續(xù)型變量進(jìn)行上下1%的Winsorize縮尾處理，最終確定為10 153項觀測值，后續(xù)描述性統(tǒng)計和回歸分析均采用Stata14進(jìn)行研究。

（二）模型構(gòu)建與變量定義

本文借鑒Faulkender et al.[15]的相關(guān)研究成果，建立如下模型來探究機(jī)構(gòu)投資者持股比例與現(xiàn)金持有價值之間的關(guān)系：

模型1和模型2是研究機(jī)構(gòu)投資者持股對現(xiàn)金持有價值影響的基本模型，模型2在模型1的基礎(chǔ)上增加了研究變量的交互項。被解釋變量為ri，t-R，是指樣本公司股票的季度超額收益率，Jgholdi，t-1為機(jī)構(gòu)持股比例，很明顯本文對該變量采取的是滯后一期數(shù)據(jù)，這主要是為后期分析時，可以將機(jī)構(gòu)投資者持股比例的變動情況與現(xiàn)金持有價值的變動情況之間的因果關(guān)系很好地展現(xiàn)出來;對于現(xiàn)金存量變動情況（ΔCashi，t）的計算方法為ΔCashi，t=Cashi，t-Cashi，t-1，并通過第t-1季度末的非現(xiàn)金資產(chǎn)進(jìn)行數(shù)據(jù)的標(biāo)準(zhǔn)化處理，β1系數(shù)就可以表示現(xiàn)金持有量發(fā)生變動時，季度股票超額收益率的相應(yīng)變動情況，即為現(xiàn)金持有的邊際價值。

ΔEBITi，t表示息稅前利潤的變動情況，采用第t年與第t-1年的息稅前利潤的差額來表示，息稅前利潤通過利潤總額加財務(wù)費(fèi)用計算求得;NCAi，t表示公司i在第t年的非現(xiàn)金資產(chǎn)的數(shù)值，計算公式為NCAi，t=資產(chǎn)總額i，t-現(xiàn)金及現(xiàn)金等價物i，t;ΔIEi，t則為利息支出的變動值，用第t年的財務(wù)費(fèi)用與第t-1年的財務(wù)費(fèi)用之差表示;Δinvti，t表示公司i第t年的投資支出，用“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”來計算;Levi，t表示資產(chǎn)負(fù)債率，用年末負(fù)債總額與年末資產(chǎn)總額的比值表示，time_dummy和ind_dummy為時間和行業(yè)的虛擬變量，εi，t為隨機(jī)干擾項。

模型3為機(jī)構(gòu)投資者持股比例影響現(xiàn)金持有價值的面板門檻回歸模型（PTM），門檻變量為機(jī)構(gòu)投資者持股比例（Jghold），通過PTM模型研究機(jī)構(gòu)持股比例對現(xiàn)金持有價值影響的門檻效應(yīng)，并進(jìn)一步測算出引發(fā)這一效應(yīng)的門檻水平，面板門檻回歸模型為一個分段函數(shù)，如模型3所示，指標(biāo)函數(shù)為I（·），當(dāng)Jgholdi，t-1≤λ時，Jgholdi，t-1×ΔCashi，t的回歸系數(shù)為γ1;當(dāng)Jgholdi，t-1>λ時，Jgholdi，t-1×ΔCashi，t的回歸系數(shù)為γ2。

四、實證分析

（一）描述性統(tǒng)計

對變量進(jìn)行描述性統(tǒng)計分析，結(jié)果如表1所示，可以看到公司股票的季度超額收益率（ri，t-R）的均值為-0.00021，最小值為-0.00692，說明所選取的樣本中存在部分公司的季度超額收益率為負(fù)值，即出現(xiàn)了實際收益率低于預(yù)期收益率的情況;現(xiàn)金存量的變動情況最小值為-0.308，最大值為0.421，均值為0.00057，中位數(shù)為-0.00207，可以知道有些公司在當(dāng)年的現(xiàn)金存量低于上一年的現(xiàn)金存量，并且出現(xiàn)這種情況的公司數(shù)量已經(jīng)超過一半;息稅前利潤變動情況的均值為0.00247，最小值為-0.241，可見有些公司出現(xiàn)了息稅前利潤低于上一年的情況;從資產(chǎn)負(fù)債率的情況來看，均值為0.719，最小值為0.0893，最大值為1.234，可見樣本公司的償債能力并不強(qiáng)，有些公司的資產(chǎn)負(fù)債率超過了1，這些公司對債權(quán)人的利益缺乏保障;Jgholdi，t-1的平均值為2.274，最小值為0，最大值則可以達(dá)到70.63，這就說明不同的企業(yè)其機(jī)構(gòu)投資者持股比例的差異是較大的。

（二）機(jī)構(gòu)投資者持股比例與現(xiàn)金持有價值的回歸分析

將樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸分析，得到的全樣本回歸結(jié)果以及按照產(chǎn)權(quán)性質(zhì)進(jìn)行分組后得到的回歸結(jié)果均列示在表2中。模型1中ΔCashi，t變量的系數(shù)值為0.00287，顯著為正，說明上市公司持有現(xiàn)金是具有正向的邊際市場價值;模型2中Jgholdi，t-1×ΔCashi，t的系數(shù)值為-0.00002，顯著為負(fù)，說明機(jī)構(gòu)投資者的持股比例與現(xiàn)金持有的邊際價值顯著負(fù)相關(guān)，即現(xiàn)金持有的邊際價值隨著機(jī)構(gòu)投資者持股比例的上升而降低，驗證了H1。按產(chǎn)權(quán)性質(zhì)分組，結(jié)果列示在表2中（3）列和（4）列，可以看出無論在國有企業(yè)組還是在民營企業(yè)組，ΔCashi，t的系數(shù)均顯著為正，這證明現(xiàn)金持有具有正向邊際價值，不論樣本公司是國有企業(yè)還是民營企業(yè)，同時可以看出民營企業(yè)的現(xiàn)金持有邊際價值大于國有企業(yè)，在模型2的基礎(chǔ)上按照產(chǎn)權(quán)性質(zhì)進(jìn)行分組可以看到Jgholdi，t-1×ΔCashi，t的系數(shù)在國有企業(yè)中為-0.000014，在民營企業(yè)中為-0.000029，可見機(jī)構(gòu)持股比例在國有企業(yè)和民營企業(yè)中均與現(xiàn)金持有邊際價值顯著負(fù)相關(guān)，并且隨著機(jī)構(gòu)持股比例的提高，民營企業(yè)現(xiàn)金持有邊際價值的降低程度要高于國有企業(yè)，H2得到驗證。

（三）機(jī)構(gòu)投資者持股比例與現(xiàn)金持有價值的門檻模型回歸

首先就機(jī)構(gòu)持股比例對現(xiàn)金持有價值的影響是否存在門檻值進(jìn)行檢驗，借鑒Hansen[16]的方法，采用Bootstrap法來計算F值和P值，具體結(jié)果如表3所示，門檻值為9.79，F(xiàn)值在1%的顯著性水平顯著，所以認(rèn)為機(jī)構(gòu)持股比例對現(xiàn)金持有價值的影響存在門檻值。

基于門檻值將機(jī)構(gòu)投資者持股比例進(jìn)行分組，即Jghold≤9.79%和Jghold>9.79%兩個子樣本組對模型3進(jìn)行回歸分析，回歸結(jié)果中顯示γ1和γ2的值分別為-0.000475和-0.00013，并且在1%的顯著性水平具有顯著性，再一次證明了機(jī)構(gòu)持股比例與現(xiàn)金持有邊際價值顯著負(fù)相關(guān)，并且當(dāng)機(jī)構(gòu)投資者持股比例超過9.79%時，其對現(xiàn)金持有價值的影響出現(xiàn)大幅度衰減的趨勢，進(jìn)一步的Wald檢驗，看門檻值兩側(cè)的系數(shù)是否具有顯著性，結(jié)果顯示在1%的顯著性水平顯著，說明了機(jī)構(gòu)投資者持股比例對現(xiàn)金持有價值影響的門檻值是存在的，這也就使H3得到了驗證。

（四）穩(wěn)健性檢驗

為了驗證本文研究結(jié)論的可靠性，對上述相關(guān)研究結(jié)果進(jìn)行了穩(wěn)健性檢驗，具體做法如下：（1）對于機(jī)構(gòu)投資者持股比例的衡量，考慮到基金公司是目前中國機(jī)構(gòu)投資者的主體，故通過基金持股占流通股的比例重新計算機(jī)構(gòu)投資者持股比例這一變量;（2）采用行業(yè)調(diào)整法對股票的超額收益率進(jìn)行重新計算，基準(zhǔn)回報率為行業(yè)內(nèi)的平均股票報酬率，此時的股票超額收益率為公司的股票實際報酬率與行業(yè)內(nèi)股票平均報酬率之差。結(jié)果表明，在替換上述變量和改變計算方法后，主要變量的系數(shù)沒有發(fā)生明顯改變，研究假設(shè)依然成立，從而認(rèn)為本文的研究結(jié)論具有一定的可靠性。

五、結(jié)論

本文對滬深A(yù)股上市公司2014—2018年的數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，并進(jìn)一步基于面板門檻回歸（PTM）模型探究機(jī)構(gòu)投資者持股比例對現(xiàn)金持有價值的影響。研究結(jié)果表明：上市公司現(xiàn)金持有價值與機(jī)構(gòu)持股比例之間顯著負(fù)相關(guān)，說明機(jī)構(gòu)持股比例的提升會讓上市公司的現(xiàn)金持有產(chǎn)生一種“折價效應(yīng)”，機(jī)構(gòu)投資者會對上市公司的信息披露產(chǎn)生監(jiān)督和控制作用，進(jìn)一步提高公司的信息透明度，優(yōu)化公司外部融資環(huán)境，使公司對內(nèi)部現(xiàn)金的依賴程度降低。國有企業(yè)和民營企業(yè)由于政府支持、優(yōu)惠政策等方面的不同，導(dǎo)致其外部融資環(huán)境存在差異，分組回歸后發(fā)現(xiàn)，機(jī)構(gòu)持股比例越高，民營企業(yè)持有現(xiàn)金的邊際價值衰減幅度就會更加明顯。隨著國家相關(guān)政策扶持力度的加大，國有企業(yè)在外部融資方面，融資渠道更為寬闊，融資成本更低，融資時間更短，其對內(nèi)部現(xiàn)金的依賴程度也就更低，機(jī)構(gòu)投資者持股比例的上升對其現(xiàn)金持有價值的影響就會稍顯微弱;民營企業(yè)融資困難，融資約束相比于國有企業(yè)而言比較嚴(yán)重，當(dāng)機(jī)構(gòu)投資者持股比例上升時，外部融資環(huán)境得到優(yōu)化，企業(yè)可以從外部得到資金支持，就會使企業(yè)現(xiàn)金持有的折價效應(yīng)更加明顯。然而機(jī)構(gòu)投資者持股比例對現(xiàn)金持有價值的影響并非是持續(xù)不變的，本文通過PTM模型對機(jī)構(gòu)投資者持股比例的門檻值進(jìn)行了測算，結(jié)果表明機(jī)構(gòu)投資者持股比例對現(xiàn)金持有價值的邊際影響存在“門檻效應(yīng)”，門檻值為9.79%，當(dāng)機(jī)構(gòu)持股比例超過這一門檻值時，其對現(xiàn)金持有價值的邊際影響將會減弱。

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