黎精明，張純純

（武漢科技大學 恒大管理學院，湖北 武漢 430065）

一、引言

2014 年4 月10 日，國務院總理李克強在博鰲亞洲論壇上發(fā)表主旨演講強調(diào)，將著重推動新一輪高水平對外開放，擴大包括資本市場在內(nèi)的服務業(yè)對外開放是其中的重要方面。緊隨其后，2014 年11月17 日，中國證監(jiān)會正式批復開展滬港通互聯(lián)互通機制試點（以下簡稱“滬港通”），“滬港通”是中國資本市場對外開放的重要舉措，這有利于加強內(nèi)地和香港資本市場的聯(lián)系，推動資本市場雙向開放。2016 年12 月5 日，深港股票市場交易互聯(lián)互通機制試點（以下簡稱“深港通”）也正式啟動。滬港通實施后，國內(nèi)學者研究并揭示了股票市場開放的諸多宏觀政策效應，比如滬港通有助于提高股票價格的信息含量，降低股價“暴漲暴跌”風險，提高兩市行業(yè)間的雙向波動溢出程度等。然而，有關“滬港通”這一宏觀政策對微觀層面企業(yè)財務行為影響的研究卻相對薄弱得多，相關研究亟待豐富和加強。

現(xiàn)金作為流動性很強但獲利性較差的資產(chǎn)，對其持有能夠較好地實現(xiàn)支付、預防、投機等功能，從而使企業(yè)擁有相應的財務柔性，并帶來財務柔性價值；然而，它也會不同程度地影響企業(yè)的總資產(chǎn)獲利能力和資產(chǎn)配置質(zhì)量，并引發(fā)現(xiàn)金持有的代理問題，正因如此，企業(yè)現(xiàn)金持有水平很難做絕對的學理推薦或評判。現(xiàn)實中，不同行業(yè)的企業(yè)，以及同一行業(yè)的不同企業(yè)，甚至同一企業(yè)在不同的時期，其現(xiàn)金持有水平均可能存在顯著甚至巨大差異性，事實上，現(xiàn)金持有水平是企業(yè)根據(jù)自身所處環(huán)境條件相機決策的重要體現(xiàn)，它也是窺視企業(yè)財務行為的重要角度。

鑒于上述，本文擬以滬港通政策的實施進行實證檢驗，以滬港通標的公司作為實驗組，以深港通標的公司作為對照組，利用2012—2016 年數(shù)據(jù)，采用雙重差分模型檢驗股票市場開放對上市公司現(xiàn)金持有水平的影響，藉此豐富股票市場開放宏觀改革政策微觀財務效應的相關研究，并為股票市場開放政策實施效果評估提供相應證據(jù)支持。

二、文獻綜述與研究假設

有關股票市場對外開放，在“滬港通”政策實施前，相關研究主要聚焦于利用合格境外機構投資者制度吸引外資、“A+H”雙重上市等方面；在“滬港通”政策實施后，學者們逐漸開始從市場角度關注股票市場開放所產(chǎn)生的經(jīng)濟效應。徐曉光等（2017）[1]研究發(fā)現(xiàn)，滬港通的實施強化了滬深兩市行業(yè)間的聯(lián)系，主要體現(xiàn)為波動溢出幅度和信息傳遞效率的提高；鐘覃琳和陸正飛（2018）[2]發(fā)現(xiàn)，資本市場開放有助于通過優(yōu)化公司治理效應的途徑提高股票價格的信息質(zhì)量，進而提升了資本市場的運行效率和活躍程度；李沁洋和許年行（2019）[3]研究發(fā)現(xiàn)，滬港通政策降低了滬股通標的公司的股價崩盤風險，這說明資本市場對外開放有助于降低股價“暴漲暴跌”風險，促進資本市場的穩(wěn)定與健康發(fā)展；劉曉星和許從寶（2019）[4]發(fā)現(xiàn)，投資者情緒與上證50 指數(shù)間存在著相互正向影響關系，滬港通政策對內(nèi)地股市運行產(chǎn)生了顯著的積極影響。另外，也有少量研究關注股票市場開放對微觀企業(yè)的影響，比如，陳運森等（2019）[5]從上市公司分紅視角發(fā)現(xiàn)股票市場開放有利于提升上市公司的現(xiàn)金股利支付；連立帥等（2019）[6]考察了滬深港通制度的實施對非財務信息定價與企業(yè)投資關系的影響，結果發(fā)現(xiàn)滬深港通的實施會提高企業(yè)投資與非財務信息定價的敏感性。綜上觀之，股票市場開放對股市宏觀影響的研究較豐富，但對微觀企業(yè)財務行為影響的研究卻顯得較薄弱，特別是對企業(yè)現(xiàn)金持有水平影響的研究亟待進行補充。

至于影響企業(yè)現(xiàn)金持有水平的因素，F(xiàn)erreira 和Vilela（2003）[7]研究發(fā)現(xiàn)，銀行債務與現(xiàn)金持有水平負相關，Kusnadi（2003）[8]的研究則表明，企業(yè)資本支出與現(xiàn)金持有水平顯著正相關；胡國柳和蔣永明（2005）[9]發(fā)現(xiàn)，公司規(guī)模與現(xiàn)金持有量正相關，現(xiàn)金替代物以及公司年齡與現(xiàn)金持有量呈負相關；胡國柳和王化成（2007）[10]研究表明，企業(yè)增長機會、股利支付與現(xiàn)金持有水平顯著正相關，而現(xiàn)金替代物和財務杠桿等與現(xiàn)金持有水平顯著負相關。另外，程建偉和周偉賢（2007）[11]發(fā)現(xiàn)，債務期限結構與現(xiàn)金持有比率正相關；江龍和劉笑松（2011）[12]研究表明，非國有企業(yè)的現(xiàn)金持有水平顯著高于國有企業(yè)。陸正飛和韓非池（2013）[13]則發(fā)現(xiàn)，受到產(chǎn)業(yè)政策鼓勵發(fā)展的企業(yè)，其現(xiàn)金持有水平與企業(yè)在產(chǎn)品市場上的成長顯著正相關，宏觀經(jīng)濟政策主要通過投資機會路徑對企業(yè)現(xiàn)金持有的市場競爭效應和價值效應產(chǎn)生影響；王紅建等（2014）[14]研究發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟政策不確定性越高，公司現(xiàn)金持有水平越高，且代理問題越嚴重，兩者關系越敏感；袁奮強等（2018）[15]研究表明，國有企業(yè)的現(xiàn)金持有水平對融資約束具有更小的敏感性反應；聶艷紅（2020）[16]實證發(fā)現(xiàn)，面臨融資約束越嚴重的企業(yè)，越傾向于提高其現(xiàn)金持有水平；反之，成長性、資產(chǎn)負債率和經(jīng)營活動現(xiàn)金流量高的企業(yè)傾向于降低現(xiàn)金持有水平。其他更多類似研究不一一枚舉。綜合這些文獻可以看出，有關現(xiàn)金持有水平影響因素的既有研究雖然非常豐富，但它們基本都是從微觀角度入手，鮮有從宏觀制度因素來考慮問題。

在滬港通機制啟動后，兩地投資者可以利用滬港通機制進行跨境相互投資。事實上，在此機制下，內(nèi)地與香港投資者參與對方市場投資的程度在近幾年來確實實現(xiàn)了顯著提升。毋庸置疑，滬港通政策給我國上市公司帶來了更多投資機會。此時，上市公司出于投機性動機考慮，可能會增加現(xiàn)金持有，提高現(xiàn)金持有水平。事實上，這種論斷已有相關文獻支持，比如，Opler 等（1997）[17]在對1971—1994 年間美國上市公司現(xiàn)金持有水平進行研究時發(fā)現(xiàn)，未來投資機會多的公司現(xiàn)金持有水平更高；Ferreira 和Vilela（2004）[18]以EMU 國家上市公司為研究樣本，同樣得出現(xiàn)金持有水平與公司投資機會顯著正相關的結論；楊興全和孫杰（2007）[19]的研究也表明，公司現(xiàn)金持有量與公司的投資機會正相關。循此邏輯，本文提出下述研究假設：

假設：股票市場開放與上市公司現(xiàn)金持有水平顯著正相關。

三、研究設計

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文以2012—2016 年A 股上市公司為樣本，運用雙重差分模型，多維度檢驗滬港通機制對上市公司現(xiàn)金持有水平的影響。滬港通和深港通標的公司名單來源于香港證券交易所官網(wǎng)，上市公司財務數(shù)據(jù)來源于CSMAR 數(shù)據(jù)庫，以納入滬港通標的名單的公司作為實驗組，納入深港通標的名單的公司作為對照組，并依次對樣本做了下述篩選處理：（1）剔除金融行業(yè)、ST 公司樣本觀測；（2）根據(jù)滬港通標的選擇要求，剔除2014 年之后新增的滬港通標的觀測值以及調(diào)出的滬港通標的觀測值；（3）剔除資產(chǎn)負債率大于1 的公司（資不抵債的公司）；（4）剔除相關財務數(shù)據(jù)缺失的樣本觀測；（5）對所有連續(xù)變量進行上下各1%的縮尾處理。

（二）模型構建

本文以2014 年11 月滬港通的實施作為實驗場景并采用雙重差分模型進行實證檢驗。本文以納入滬港通標的名單的公司為實驗組樣本，以納入深港通標的名單的公司為對照組樣本，構建如下雙重差分模型來檢驗前述研究假設。

根據(jù)前述理論分析，在控制影響現(xiàn)金持有水平的其他變量后，對于上述模型，預期β2＞0 且顯著。

（三）變量定義

1.被解釋變量。有關現(xiàn)金持有水平（Cashholding），擬參考鄭培培和陳少華（2018）[20]的研究，用“期末現(xiàn)金及現(xiàn)金等價物/期末總資產(chǎn)”進行衡量。

2.解釋變量。若公司在樣本期間被納入滬港通名單，則Treat=1，否則Treat=0；若屬于納入滬港通名單之后的年度，則Post=1，否則Post=0。

3.控制變量?；诩扔邢嚓P文獻，擬對公司規(guī)模（Size）、現(xiàn)金流量（CFO）、資產(chǎn)負債率（Fleve）、現(xiàn)金替代物（Liq）、成長性（Growth）、股利支付（Dumm）、上市年限（Age）、銀行債務（Bankdebt）、資本支出（Capex）、投資機會（Inve）、產(chǎn)權性質(zhì)（SOE）、產(chǎn)業(yè)結構（Indu）等因素進行控制（具體定義詳見表1）。

表1 變量定義

四、實證結果分析

本文運用Stata 15.1 軟件開展實證檢驗，具體實證結果報告如下。

（一）描述性統(tǒng)計

主要變量的描述性統(tǒng)計結果列示如表2 所示。

表2 變量的描述性統(tǒng)計結果

從表2 可以看出，Cashholding的平均值為0.17，標準差為0.13，這說明樣本公司現(xiàn)金及現(xiàn)金等價物占總資產(chǎn)的比例總體上超過10%，且不同企業(yè)現(xiàn)金持有水平的差異較??；從Treat的統(tǒng)計結果可見，樣本企業(yè)中滬港通標的公司約占40.4%的比重；Fleve的均值為0.439，表明樣本企業(yè)整體負債比率相對較低；Growth的平均值為0.185，表明樣本企業(yè)的主營收入增長率平均值約為18.5%；Dumm的平均值為0.841，表明84.1%的樣本企業(yè)都支付了股利；SOE的平均值為0.432，表明樣本企業(yè)中國有企業(yè)略少于非國有企業(yè)。

（二）相關性分析

主要變量的相關性分析如表3 所示。由表3 可知，現(xiàn)金持有水平Cashholding與大部分主要變量間都存在顯著相關性，這說明變量選取整體上具有有效性。

表3 變量的相關性分析結果

（三）回歸分析

表4 是模型的回歸分析結果。其中，第（1）列是沒有控制年度和行業(yè)以及其他影響因素的情形，其交乘項Treat×Post的系數(shù)為0.040 8，t值為6.07，且在1%的水平下顯著為正；第（2）列是沒有控制年度和行業(yè)，但控制了其他潛在影響因素后的情形，其交乘項Treat×Post的系數(shù)為0.025 2，t值為4.55，依然在1%的水平下顯著為正；第（3）列是控制年度和行業(yè)，但沒有控制其他可能影響因素的情形，其交乘項Treat×Post的系數(shù)為0.040 8，t值為6.46，依然在1%的水平下顯著為正；第（4）列是控制了年度和行業(yè)以及其他潛在影響因素的情形，其交乘項Treat×Post的系數(shù)為0.026 0，t值為4.91，依然在1%的水平下顯著為正。綜合這些檢驗結果可以判斷，股票市場開放的確促進了標的上市公司現(xiàn)金持有水平的增加，前述研究假設得到了較充分證實。

表4 模型回歸分析結果

（四）進一步分析

1.針對投資機會差異的分析。經(jīng)典財務學認為，企業(yè)持有現(xiàn)金的主要動機之一在于抓住稍縱即逝的投資機會。循此邏輯，企業(yè)面臨的投資機會不同，股票市場開放對上市公司現(xiàn)金持有水平的提升效果也理應有差異。對于這種預見，本文擬做進一步檢驗。沿襲既有主流研究，本文采用托賓Q 值（以下簡稱Q 值）作為投資機會的衡量指標，并按照年度行業(yè)平均Q 值的中位數(shù)進行分類，把Q 值高于中位數(shù)的認定為高投資機會組，Q 值低于中位數(shù)的認定為低投資機會組，然后分別檢驗股票市場開放對現(xiàn)金持有水平的影響，具體結果如表5 所示。

表5 按投資機會分組的檢驗結果

由表5 可見，在低投資機會組的公司樣本中，交乘項Treat×Post的系數(shù)為0.005 4，t值為0.73，且不顯著；在高投資機會組的公司樣本中，交乘項Treat×Post的系數(shù)為0.035 0，t值為4.30，在1%的水平顯著為正。這說明股票市場開放對于上市公司現(xiàn)金持有水平的提升作用集中體現(xiàn)在具有較高投資機會的上市公司中，對于投資機會較低的上市公司，股票市場開放未必能顯著提升其現(xiàn)金持有水平。

2.針對產(chǎn)權性質(zhì)差異的分析。在我國制度情景下，國有企業(yè)和非國有企業(yè)的融資（尤其負債融資）環(huán)境具有較大差異性，總體而言，在其他因素相當?shù)那闆r下，民營企業(yè)較國有企業(yè)面臨更高程度的融資約束，因此其對內(nèi)部現(xiàn)金流的依賴性必然更強，它們也會本能地持有更高水平的現(xiàn)金。若如此，那么，股票市場開放對上市公司現(xiàn)金持有水平的影響將因產(chǎn)權性質(zhì)不同而具有差異性。為此，本文首先根據(jù)公司產(chǎn)權性質(zhì)將樣本公司分為國有組和非國有組，然后分別檢驗股票市場開放對現(xiàn)金持有水平的影響，具體結果如表6 所示。

表6 按產(chǎn)權性質(zhì)分組檢驗的結果

由表6 可知，在國有樣本組中，交乘項Treat×Post的系數(shù)為0.009 8，但不顯著；在非國有樣本組中，交乘項Treat×Post的系數(shù)為0.021 4，t值為2.53，在5%的水平下顯著為正，這說明股票市場開放對于上市公司現(xiàn)金持有水平的提升作用主要存在于非國有上市公司。

3.針對產(chǎn)業(yè)結構差異的分析。我國上市公司按照產(chǎn)業(yè)劃分可以分為第一產(chǎn)業(yè)（農(nóng)業(yè)）、第二產(chǎn)業(yè)（制造業(yè)）、第三產(chǎn)業(yè)（服務業(yè)）。由于不同產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營活動所面臨的投資機會、環(huán)境不確定性具有較大差異，因此其對現(xiàn)金持有的需求也應該存在差異性。為此，本文擬做進一步檢驗，在對樣本公司做產(chǎn)業(yè)分類的基礎上，分別檢驗股票市場開放對不同產(chǎn)業(yè)上司公司的影響，檢驗結果如表7 所示。

表7 按產(chǎn)業(yè)結構分組檢驗的結果

由表7 可知，對于第一產(chǎn)業(yè)上市公司，其交乘項Treat×Post系數(shù)為0.069 8，但不顯著；對于第二產(chǎn)業(yè)上市公司，其交乘項Treat×Post系數(shù)為0.026 5，t值為4.32，且在1%的水平上顯著為正；對于第三產(chǎn)業(yè)上市公司，其交乘項Treat×Post系數(shù)為0.021 5，t值為2.01，在10%的水平上顯著為正。這說明股票市場開放對于上市公司現(xiàn)金持有水平的提升效應在第二產(chǎn)業(yè)中表現(xiàn)最為明顯，在第三產(chǎn)業(yè)中較為明顯，在第一產(chǎn)業(yè)中并不明顯。

五、穩(wěn)健性檢驗

為了保證研究結論的可靠性，本文對上述實證結果進行了以下穩(wěn)健性測試。

（一）改變現(xiàn)金持有水平的衡量方式。借用Opler的研究，將現(xiàn)金持有水平Cashholding定義為（貨幣資金+交易性金融資產(chǎn)）/（總資產(chǎn)—貨幣資金—交易性金融資產(chǎn)），然后重新檢驗股票市場開放對現(xiàn)金持有水平的影響，回歸結果如表8 所示。

表8 重新定義因變量后的回歸分析結果

從表8 可知，此時回歸模型具有顯著性，其交乘項Treat×Post的系數(shù)為0.063 4，t值為5.29，且在1%的水平顯著為正，這表明前述研究結論依舊穩(wěn)健可靠。

（二）采用安慰劑檢驗（Placebo Test）來排除實驗組和對照組樣本公司固有特征差異對研究結果的干擾。將政策實施年份向前平推2 年，即假設滬港通于2012 年實施，在此假設下重新做回歸分析，具體回歸結果如表9 所示。

由表9 可見，此時回歸模型雖然具有顯著性，但Treat×Post的系數(shù)在前述假定下并不顯著，這說明股票市場開放后，滬港通標的公司現(xiàn)金持有水平的提升并不是因公司固有特征的影響所致，這可以進一步強化本文前述研究結論。

表9 安慰劑檢驗結果

（三）進行傾向得分匹配（PSM）。在滬港通政策實施之初，滬港通標的股來自上證180 指數(shù)成份股、上證380 指數(shù)成份股及在上交所上市的“A+H”股。這些滬港通標的企業(yè)規(guī)模、成長性、盈利性等指標均優(yōu)于非滬港通標的企業(yè)，所以如果僅僅在全樣本范圍內(nèi)研究股票市場開放對企業(yè)現(xiàn)金持有水平的影響，可能存在樣本選擇性偏誤問題，為此，這里進一步運用傾向得分匹配法控制實驗組與對照組樣本的協(xié)變量差異，以便在一定程度上解決樣本選擇偏誤可能引起的內(nèi)生性問題，藉此增強研究結論的可靠性。本文選取以下變量進行匹配：公司規(guī)模（Size）、現(xiàn)金流量（CFO）、資產(chǎn)負債率（Fleve）、現(xiàn)金替代物（Liq）、成長性（Growth）、股利支付（Dumm）、公司年齡（Age）、銀行債務（Bankdebt）、資本支出（Capex），在將樣本分為滬港通標的組（實驗組）與深港通標的組（對照組）的基礎上，通過Probit模型估計傾向得分，并在回歸中控制了行業(yè)固定效應，采用核匹配法（Kernel Matching）這一匹配方法來確定權重，并施加了“共同支持”（Common Support）條件。圖1報告了傾向得分匹配的平衡性檢驗結果。

圖1 傾向得分匹配平衡性檢驗結果

上述結果表明，通過傾向得分匹配，影響現(xiàn)金持有水平的各協(xié)變量在實驗組和對照組樣本之間不存在顯著性差異，平衡性檢驗獲得通過，樣本的選擇性偏誤問題得到了較好控制。在此基礎上，進一步的雙重差分估計結果如表10 所示。

由表10 可知，模型具有顯著性，其交乘項Treat×Post的回歸系數(shù)分別為0.022 7，t值為4.26，且在1%的水平上顯著，這支持了前述研究結論，即滬港通開通之后，滬港通標的企業(yè)的現(xiàn)金持有水平確實獲得了顯著提升。

表10 傾向得分匹配全樣本分析

六、結論與啟示

本文以A 股上市公司為樣本，基于滬港通政策進行了實證檢驗，運用雙重差分模型檢驗了股票市場開放對上市公司現(xiàn)金持有水平的影響，并做了相關分類研究和穩(wěn)健性測試。通過前文研究，擬做出以下結論：（1）滬港通政策的實施整體上提升了上市公司的現(xiàn)金持有水平。（2）股票市場開放對上市公司現(xiàn)金持有水平的提升作用具有分類差異性，從投資機會看，這種效應主要存在于具有較高投資機會的樣本組；從產(chǎn)權性質(zhì)看，這種效應主要存在于非國有上市公司；從產(chǎn)業(yè)結構看，這種效應在第二產(chǎn)業(yè)中表現(xiàn)最為明顯，在第三產(chǎn)業(yè)表現(xiàn)次之，而在第一產(chǎn)業(yè)中表現(xiàn)并不明顯。

本文研究結論意味著，股票市場開放政策既給我國上市公司帶來了更多投資機會，又相應地緩解了我國上市公司所面臨的融資約束，因此，在確保風險可控的前提下，應堅持并逐步擴大股票市場乃至資本市場開放，堅定市場開放的正確方向不動搖。本文研究的價值和意義在于：其一，找尋到了影響上市公司現(xiàn)金持有水平的一種宏觀制度性因素，從而豐富和拓展了上市公司現(xiàn)金持有水平影響因素的學術研究；其二，發(fā)現(xiàn)了股票市場開放對企業(yè)現(xiàn)金持有水平的影響狀況，從而為股票市場開放宏觀政策所具有的微觀效應提供了證據(jù)支持。