公司治理机制与超额现金持有水平

公司治理机制与超额现金持有水平
公司治理机制与超额
现金持有水平＊
摘要：本文研究公司治理机制对上市公司超额现金持有水平的影响问题。

以南开大学公司治理研究中心公司治理评价课题组发表在《管理世界》２００４年第２期的论文中所公布的
“中国上市公司治理１００佳”所形成的４３３个公司年度数据为研究样本，通过与四组配对样
本进行组间比较分析、相关系数分析和回归分析，我们发现，上市公司的微观治理机制越好，
其超额现金持有水平（即偏离正常现金持有水平的程度）越小，也就是说，在这些治理机制好
的上市公司中，其现金持有水平更加合理，更能符合正常生产经营的需要，出现现金冗余和现
金短缺的可能性都比较小。

关键词：上市公司公司治理超额现金持有水平
一、引言
尽管现金持有水平决策是公司的一项非常重要的财务决策，但是，针对现金持有水平的影响因素和作用效果所进行的严谨的实证研究在国内外（尤其是国内）并不多见。

Ｍｅｌｔｚｅｒ
（１９６３）、Ｍｉｌｌｅｒ和Ｏｒｒ（１９６６）、Ｍｕｌｌｉｇａｎ（１９９７）等侧重于从现金短缺的边际成本来进行分析，成
本越高，公司的现金持有水平也就越高。

Ｏｐｌｅｒ、Ｐｉｎｋｏｗｉｔｚ、Ｓｔｕｌｚ和Ｗｉｌｌｉａｍｓｏｎ（１９９９）讨论了两
种主要的现金持有水平确定模型：权衡模型（ｔｒａｄｅｏｆｆｍｏｄｅｌ）和融资优序模型（ｆｉｎａｎｃｉｎｇｈｉｅｒ－
ａｒｃｈｙｍｏｄｅｌ）。

权衡模型是指公司会在现金的持有成本以及基于交易成本动机和预防动机所
产生的现金持有收益之间进行综合考虑，进而确定出一个最优的现金持有水平。

融资优序模
型认为公司的现金持有水平只是一个由盈利能力、投资和融资决策所共同决定的、被动的产
出函数，此时，并不存在所谓的最优现金持有水平。

由于理论假设前提的不同，这两个模型对
同一个现金持有水平影响因素的预测结果有时候会截然相反。

前面所提到的模型都是从财务特征角度来分析公司现金持有水平的影响因素，并没有考虑到公司治理机制和代理成本在现金持有水平决策中的作用。

也就是说，这些模型都假设公
司的管理层和控股股东是为全体股东的财富最大化而进行决策的，在公司的管理层和股东之
间、控股股东和中小股东之间不存在代理问题。

随着公司治理研究的不断深入，在考察公司治
理机制的作用效果时，人们不仅考察公司治理对企业绩效（包括经营绩效和市场表现）的影
响，也开始考察公司治理对决策质量（如ＣＥＯ变更、投资政策、高管报酬、现金持有水平等）的
影响（ＤｅｎｉｓａｎｄＭｃＣｏｎｎｅｌｌ，２００３）。

但是，在针对美国上市公司的实证研究中，并没有发现公
司治理（如股权结构）对现金持有水平存在显著影响的直接经验证据（ＭｉｋｋｅｌｓｏｎａｎｄＰａｒｔｃｈ，
２００３），只是找到了一些间接证据，如Ｈａｒｆｏｒｄ（１９９９）发现现金充裕的公司更有可能进行并购
活动，而且它们所支付的购买价格往往过高，并购之后的经营绩效也常常要比其他的并购者
差。

Ａｌｍｅｉｄａ、Ｃａｍｐｅｌｌｏ和Ｗｅｉｓｂａｃｈ（２００２）发现，持股水平低的管理层在公司现金流量充沛、
不存在融资约束时仍然会累积现金，并保持一个过高的现金持有水平。

Ｄｉｔｔｍａｒ、Ｍａｈｒｔ－Ｓｍｉｔｈ和Ｓｅｒｖａｅｓ（２００３）认为，很难在美国发现公司治理／代理成本对现金
持有水平存在显著影响的直接经验证据的原因在于，美国法律对中小投资者的保护程度很高，这使得中小投资者可以强迫上市公司的管理层不得不把公司中的冗余现金通过股利分配等形式返还给投资者。

也就是说，研究样本公司治理的趋同导致我们无法观察到它对现金持有水平的显著影响。

为此，Ｄｉｔｔｍａｒ、Ｍａｈｒｔ－Ｓｍｉｔｈ和Ｓｅｒｖａｅｓ（２００３）使用了４５个国家超过１１０００家公司的数据，研究了投资者保护程度对现金持有水平的影响。

他们发现，与投资者保护程度比较好的国家相比，在投资者保护程度比较差的国家，其上市公司的现金持有水平是前者的两倍。

也就是说，在公司治理环境比较差的国家，投资者是不能迫使上市公司的管理层（或控股股东）交出其超额持有的公司现金，可见，代理成本是公司现金持有水平的重要决定因素。

显然，这些超额现金将会被管理层（或控股股东）用于追求其私有利益，并以全体股东（或中小股东）的利益受损为代价。

在中国，目前还没有关于公司治理与现金持有水平之间作用关系方面的实证研究。

因此，本文对现有文献的第一个贡献在于，首次系统地研究了在中国上市公司中公司治理水平对现金持有水平的影响问题。

要进行这样的研究，必然涉及的一个问题就是对上市公司治理水平的综合评价。

为此，我们以南开大学公司治理研究中心公司治理评价课题组发表在《管理世界》２００４年第２期的论文中所公布的“中国上市公司治理１００佳”在１９９９￣２００３年所形成的４３３个公司年度数据为研究样本（表示高公司治理水平），并将其与４组配对样本（表示低公司治理水平）分别进行组间比较分析、相关系数分析和回归分析，进而系统考察公司治理机制与超额现金持有水平之间的关系。

我们认为，与美国不同，以中国一个国家的上市公司作为样本总体来研究公司治理对现金持有水平的影响是可行的，并很有可能发现比较显著的经验证据。

原因在于，在一个新兴资本市场上，中国上市公司之间治理水平的差异程度明显要比美国上市公司之间治理水平的差异程度要大!"。

本文的另一个特点体现在对超额现金持有水平的定义上。

Ｄｉｔｔｍａｒ、Ｍａｈｒｔ－Ｓｍｉｔｈ和Ｓｅｒｖａｅｓ（２００３）考察的是代理成本过高会导致公司现金持有水平偏高的现象。

但是，代理成本过高同样有可能会导致公司的现金持有水平偏低，具体表现就是对公司必要的现金需求视而不见。

例如，代理成本高的公司可能不会为公司未来的高速成长保持必须的现金储备；它们也可能在公司现金流量波动水平较高的情况下采取冒险的财务战略，从而只用较少的现金来应对很有可能发生的现金短缺。

因此，我们认为，代理成本所影响的更有可能是超额现金持有水平，而不是现金持有水平。

所谓的超额现金持有水平，是指上市公司的实际现金持有水平偏离正常现金持有水平的程度#"。

显然，代理成本越低或公司治理机制越好，这种偏离程度（即超额现金持有水平）应该越小。

代理成本越高或公司治理机制越差，这种偏离程度应该越大。

本研究的实证结果支持上文所提出的理论假设，即上市公司的微观治理机制越好，其超额现金持有水平也就越小，也就是说，在这些治理机制良好的上市公司中，其现金持有水平更加合理，更能符合正常生产经营的需要，出现现金冗余和现金短缺的可能性都比较小。

本文的其余部分安排如下：在第二部分，我们会提出本文的研究设计，然后，我们将在第三部分报告实证研究结果并进行具体分析，最后是本文的研究结论和政策含义。

二、研究设计
首先，参照Ｄｉｔｔｍａｒ、Ｍａｈｒｔ－Ｓｍｉｔｈ和Ｓｅｒｖａｅｓ（２００３）的研究方法，我们用如下指标来衡量上市公
司的现金持有水平：
ｌｏｇ（ｃａｓｈｒａｔｉｏ）ｉｔ＝ｌｏｇ［ｃａｓｈｉｔ／（ｔａｉｔ－ｃａｓｈｉｔ）］（１）这里的ｃａｓｈ
ｉｔ
是公司ｉ在第ｔ年末的现金持有余额，ｔａｉｔ是上市公司ｉ在第ｔ年末的总资产账面值$"。

显然，行业因素有可能会对现金持有水平产生显著影响，因此，我们有必要对公式（１）中计算出来的现金持有水平进行行业调整：
ｉａｌｏｇ（ｃａｓｈｒａｔｉｏ）ｉｔ＝ｌｏｇ（ｃａｓｈｒａｔｉｏ）ｉｔ－ｌｏｇ（ｃａｓｈｒａ－ｔｉｏ）Ｉｔ（２）
这里，ｉａｌｏｇ（ｃａｓｈｒａｔｉｏ）
ｉｔ
是公司ｉ在第ｔ年末的
行业调整后的现金持有水平，ｌｏｇ（ｃａｓｈｒａｔｉｏ）
Ｉｔ
是第ｔ年末公司ｉ所在行业Ｉ现金持有水平的中位数%"。

以行业调整后的现金持有水平为因变量，以相关的财务特征指标为自变量，我们可以得出如下基
于财务特征的现金持有水平估计模型!"：
ｉａｌｏｇ（ｃａｓｈｒａｔｉｏ）ｉｔ＝α０＋α１ｌｏｇｔａｉｔ－１＋α２ｌｅｖｅｒａｇｅｉｔ－１＋α３ｔｕｒｎｏｖｅｒｉｔ＋α４ｃｆｏｒａｔｉｏｉｔ＋α５ｇｒｏｗｔｈｉｔ＋α６ｄｉｖ＿ｄｕｍｍｙｉｔ＋α７ｅｆｎ＿ｄｕｍｍｙｉｔ＋εｉｔ（３）此时，模型（３）所估计出来的现金持有水平预测值可以被看作是上市公司的一个正常现金持有水平，而实际值与预测值之间的差异（即估计模型的残差，称作超额现金持有，用ｉａｅｘ－ｃａｓｈ表示）的绝对值就是我们所定义的超额现金持有水平（｜ｉ－ａｅｘｃａｓｈ｜）。

这一指标所表示的含义是实际现金持有水平与正常现金持有水平之间的差异或偏离程度。

偏离程度越大，对公司的负面影响就越严重。

我们选取１９９９￣２００３年间的上市公司作为样本总体，共４８４５个公司年度观测值#"。

财务报表数据取自ＣＳＭＡＲ数据库，股利数据取自ＷＩＮＤ资讯数据库。

南开大学公司治理研究中心公司治理评价课题组（２００４）所提供的是主要根据２００２年年报进行评价的“中国上市公司治理１００佳”的公司治理指数数据。

由于数据的可获得性原因，而且上市公司在研究期间的治理水平具有一定程度的稳定性，因此，我们可以合理地假定这１００家公司在研究期间都具有高公司治理水平的特征。

如果公司年度观测值属于这１００家公司，则虚拟变量ｎｋ＿ｄｕｍｍｙ等于１，否则，虚拟变量ｎｋ＿ｄｕｍｍｙ等于０。

这样处理之后，ｎｋ＿ｄｕｍｍｙ等于１的公司年度观测值共有４３３个，这构成了我们的研究样本。

然后，我们从ｎｋ＿ｄｕｍｍｙ等于０的样本总体中选取与研究样本相对照的配对样本。

配对样本的选取有两种方法，一种是选取同年度、同行业规模最为接近的公司作为配对样本，即行业—规模配对样本。

另一种是随机抽取４３３个样本进行配对。

同时，为了增强随机样本研究结果的可信度，我们在文中报告了３组随机配对样本的实证检验结果。

这样，我们共选取了４组配对样本，从而可以分别与研究样
本进行相应的组间比较分析、相关系数分析和
回归分析$"。

三、实证结果分析
（一）描述性统计分析
表１分别报告了研究样本和配对样本中
超额现金持有水平（｜ｉａｅｘｃａｓｈ｜）的描述性统计，
从中我们可以发现，研究样本的均值和中位数
都明显地小于配对样本的均值和中位数，而４
个配对样本之间的均值和中位数则不存在显
著差别。

总之，描述性统计分析的结果表明，公司
治理机制好的上市公司的超额现金持有水平比公司治理机制差的上市公司的超额现金持有水平要低，也就是说，公司治理机制越好，其现金持有水平偏离正常值的程度或者可能性就越小。

描述性统计分析的结果为我们进行下一步更加严谨的实证检验提供了初步的研究思路和线索。

（二）组间比较分析
表２关于超额现金持有水平的组间比较分析提供了进一步的经验证据。

具体来说，表２报告了对研究样本和４个配对样本之间以及对配对样本之间分别进行组与组之间的均值比较检验和中位数Ｗｉｌｃｏｘｏｎ符号秩比较检验的结果。

从中我们可以发现，无论是均值还是中位数，研究样本和配对样本之间的差异全部都在统计上表现显著，而配对样本之间的差异则全部都在统计上表现不够显著。

这样的实证结果一方面说明公司治理机制好的公司的超额现金持有水平会
公司治理机制与超额现金持有水平中国上市公司研究
表５研究样本和配对样本组合后ｉａｅｘｃａｓｈ和
ｎｋ＿ｄｕｍｍｙ之间的回归分析
表３研究样本和配对样本组合后｜ｉａｅｘｃａｓｈ｜和
ｎｋ＿ｄｕｍｍｙ之间的相关系数分析表４研究样本和配对样本组合后｜ｉａｅｘｃａｓｈ｜和
ｎｋ＿ｄｕｍｍｙ之间的回归分析
显著地低于公司治理机制差的公司，而且这一结论不受配对样本选择的制约，不同的配对样本都可以得出相同的结论。

另一方面也说明我们的配对样本选取方法是比较恰当的，不同配对样本之间的超额现金持有水平并不存在显著差异。

（三）相关系数分析
表３报告了对研究样本和配对样本分别进行两两组合后计算出来的超额现金持有水平（｜ｉａｅｘｃａｓｈ｜）和公司治理虚拟变量（ｎｋ＿ｄｕｍｍｙ）之间的ｐｅａｒｓｏｎ和
ｓｐｅａｒｍａｎ相关系数及相应的显著性水平。

我们可以发现，在这两个变量之间存在着显著的负相关关系，即公司治理水平越高，超额现金持有水平越低，相应地，与正常现金持有水平之间的偏离程度也就越小。

（四）回归分析
表４报告了对研究样本和配对样本分别进行两两组合后在超额现金持有水平（｜ｉａｅｘｃａｓｈ｜）和公司治理虚拟变量（ｎｋ＿ｄｕｍｍｙ）之间进行回归分析的结果。

回归分析的实证结果进一步支持了相关系数分析中所得出的结论，即超额现金持有水平与公司治理之间存在着显著为负相关关系。

既然超额现金持有（ｉａｅｘｃａｓｈ）的绝对值与公司治理（ｎｋ＿ｄｕｍｍｙ）之间存在着显著为负的相关关系，
那么自然而然的一个逻辑推论就是，当实际现金持有水平超过正常现金持有水平时，即存在现金冗余、ｉａｅｘｃａｓｈ＞０时，ｉａｅｘｃａｓｈ和ｎｋ＿ｄｕｍｍｙ之间应该存在负相关关系，即公司治理机制越好，超额现金持有越少（绝对值越小），现金冗余的程度也就越小。

当实际现金持有水平小于正常现金持有水平时，即存在现金短缺、ｉａｅｘｃａｓｈ＜０时，ｉａｅｘｃａｓｈ和ｎｋ＿ｄｕｍｍｙ之间应该存在正相关关系，即公司治理机制越好，超额现金持有越大（绝对值越小），现金短缺的程度也就越小。

此时，很自然的一项工作就是按照ｉａｅｘｃａｓｈ＞０和ｉａｅｘｃａｓｈ＜０进行分组，然后对ｉａｅｘｃａｓｈ和ｎｋ＿ｄｕｍｍｙ进行回归分析，看所得出的逻辑推论是否成立。

表５报告了对研究样本和配对样本分别进行两两组合后在超额现金持有（ｉａｅｘｃａｓｈ）和公司治理虚拟变量（ｎｋ＿ｄｕｍｍｙ）之间按照ｉａｅｘｃａｓｈ＞０和ｉａｅｘｃａｓｈ＜０分组后进行回归分析的结果。

与上文的推论一致，当ｉａｅｘｃａｓｈ＞０时，公司治理机制好的公司现金冗余程度更小，ｉａｅｘｃａｓｈ和ｎｋ＿ｄｕｍｍｙ之间具有显著负相关的关系。

当ｉａｅｘｃａｓｈ＜０时，公司治理机制好的公司现金短缺的程度更小，ｉａｅｘｃａｓｈ和
ｎｋ＿ｄｕｍｍｙ之间具有显著正相关的关系。

图１和图２报告了研究样本和行业—规模配对样本组合后进行表５所示回归的拟合曲线。

将
０．６８０．６６０．６４０．６２０．５８０．５６０．５４
图１ｉａｅｘｃａｓｈ与ｎｋｄｕｍｍｙ之间的关系（ｉａｅｘｃａｓｈ＞０）
ｍｅａｎｉａｅｘｃａｓｈ
ｎｋ＿ｄｕｍｍｙ
０．００
１．００
图１和图２结合起来看，我们可以很明显地观察到，随着公司治理机制的改进，超额现金持有（ｉａｅｘｃａｓｈ）的变化范围明显缩窄，变化程度明显下降。

这意味着上市公司的实际现金持有水平与正常现金持有水平之间的偏离程度将明显缩小，从而必然会导致超额现金持有水平（｜ｉａｅｘｃａｓｈ｜）随着公司治理机制的改进表现出明显地下降。

这与我们前面所得出的基本结论是一致的。

四、研究结论
通过构建高公司治理水平样本（研究样本）和低公司治理水平样本（４组配对样本），我们研究了公司治理机制对上市公司超额现金持有水平的影响问题。

组间比较分析、相关系数分析和回归分析等一系列实证结果都支持如下基本结论：上市公司的微观治理机制越好，其超额现金持有水平越小，对正常现金持有水平的偏离程度也就越小。

可见，在治理水平高的上市公司中，其现金持有水平更加合理，更能符合正常生产经营的需要，出现现金冗余和现金短缺的可能性都比较小。

换句话说，当出现现金冗余时，治理水平高的公司其冗余程度更低。

当出现现金短缺时，治理水平高的公司其短缺程度也更低。

我们的研究在中国上市公司中发现了有力的关于公司治理机制对财务决策质量影响效果方面的经验证据，即好的公司治理机制有利于上市公司做出更加理性的财务决策，而这实际上是导致公司治理机制对经营绩效产生影响的必然实现途径。

体现在现金持有水平决策上，就是治理水平高的公司会使其实际现金持有水平更能符合生产经营的正常需要，过多（冗余）或过少（短缺）的程度都明显地比治理水平低的公司要小。

可见，当前证券监管当局不遗余力地致力于提高中国上市公司的治理水平、理论界和实务界也对公司治理保持着高度关注都是非常必要的。

结合本文的研究设计和实证结果，我们认为，
Ｄｉｔｔｍａｒ、Ｍａｈｒｔ－Ｓｍｉｔｈ和Ｓｅｒｖａｅｓ（２００３）所发现的投资者保护差的国家的上市公司现金持有水平比投资者保护好的国家的上市公司要高出一倍的实证结论，主要是针对现金冗余即ｉａｅｘｃａｓｈ＞０时的情况，原因在于他们是直接以现金持有水平为因变
量，然后在控制财务特征变量和其他变量影响的基础上将有关的公司治理变量引入模型，并没有计算超额现金持有水平（｜ｉａｅｘｃａｓｈ｜）。

因此，今后一个很有意义的研究方向就是采用本文的研究方法对其他国家或多国的数据进行实证检验。

此外，我们的研究还从另一个侧面说明南开治理指数的设计和计算是具有一定的说服力、科学性和可信度的。

该指数对上市公司的微观治理机制，包括股东行为、董事会、监事会、经理层和信息披露等，都做了非常全面的定量考察，并得出了极具综合性的南开治理指数。

由于我们可以通过对该数据的使用获得与理论预期相一致的实证结果，因此相信该指数应该会具有很高的实用价值。

（作者单位：中山大学管理学院；责任编辑：尚增健）
注释
!
"南开大学公司治理研究中心公司治理评价课题组（２００４）也指出，中国上市公司总体治理水平偏低，而且公司间治理水平差异较大。

#"
请注意我们这里的超额现金持有水平实际上是一个绝对值的概念。

实际持有水平对正常持有水平的偏离可能为正，也可能为负，但我们这里所指的是这种偏离的程度，即偏离的绝对值。

$
"在分母中将现金和现金等价物从总资产中剔除的原因在于，公司的盈利能力主要是与处于运营状态的资产相关的，因此，在计算现金持有水平时应该以这些处于运营状态中的资产作为计量比较的基准。

%
"行业的具体分类标准参见中国证监会颁布的《上市公司行业分类指引》，其中，制造业由于样本太多按两级分类，其他行
业按一级分类，共有２２个行业类别。

&"
估计模型中所采用的财务特征指标包括：（１）规模，ｌｏｇｔａ，用年初总资产账面值的自然对数来衡量。

（２）财务杠杆，ｌｅｖｅｒａｇｅ，用年初总负债除以年初总资产。

（３）总资产周转率，ｔｕｒｎｏｖｅｒ，用销售收入净额除以当年的总资产均值。

（４）资产现金流量回报率，ｃｆｏｒａｔｉｏ，用经营现金净流量除以当年的总资产均值。

（５）总资产成长率，ｇｒｏｗｔｈ，用年末总资产减去年初总资产之后再除以年初总资产来衡量。

（６）股利支付虚拟变量，ｄｉｖ＿ｄｕｍｍｙ，如果公司在当年的年度报告中宣布发放股利，该变
公司治理机制与超额现金持有水平中国上市公司研究
０．６００．６２０．６４０．６６０．６８０．７００．７２０．７４０．７６０．７８０．８０
图１ｉａｅｘｃａｓｈ与ｎｋ＿ｄｕｍｍｙ之间的关系（ｉａｅｘｃａｓｈ＜０）
ｍｅａｎｉａｅｘｃａｓｈ
ｎｋ＿ｄｕｍｍｙ
０．００
１．００
量为１，否则为０。

（７）融资需要虚拟变量，ｅｆｎ＿ｄｕｍｍｙ，如果公司
在之后３年进行过配股或增发，该变量为１，否则为０。

由于财务
特征影响因素不是本文的研究主题，限于篇幅，估计模型的实证
结果并没有在文中进行报告和分析（可根据要求提供）。

#"我们剔除了全流通上市公司、金融业上市公司以及由外
资、金融机构和高校控股的上市公司，这些公司所占的比例很
小。

$"如果直接以样本总体为研究对象，以｜ｉａｅｘｃａｓｈ｜为因变量，
以ｎｋ＿ｄｕｍｍｙ为自变量，进行回归分析，我们可以发现在二者之
间存在着显著的负相关关系（限于篇幅没有报告，可根据要求提
供）。

但是，由于样本总体中ｎｋ＿ｄｕｍｍｙ等于１的观测值太少，
ｎｋ＿ｄｕｍｍｙ等于０的观测值太多，从而导致实证结果的可信度明
显不足。

!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!（上接第１１３页）文关于民营企业家政治身份有助
于民营企业获得金融业进入资格的结论并没有受
变量内生性问题、忽略变量偏差或选择性偏差的影
响，通过对数单位回归模型得到的结论是稳健的。

四、结论
本文以２００４年浙江省民营百强企业为样本，
通过对数单位回归模型，分析了民营企业家政治身
份对民营企业进入中国金融业的影响，结果发现，
在控制了企业规模的影响之后，民营企业家政治身
份对民营企业进入金融业有显著的影响。

本文认为，
在中国的转轨过程中，民营企业家的政治身份通过
传递民营企业的质量信号降低了民营企业进入金
融业的壁垒，便利了民营企业的融资，从而促进了
中国民营企业和民营经济的增长。

本文的研究结果表明，在中国的转轨过程中，
民营企业家的政治身份对民营企业发展起到了积
极的促进作用，然而仍有许多问题有待于进一步研
究。

比如说，民营企业家政治身份发挥经济功能的
作用是否会随着我国市场化程度的提高而弱化呢？
如何控制民营企业通过政治联系谋取不当利益呢？
（作者单位：浙江大学经济学院；责任编辑：尚
增健）
注释
!"以下数据根据万向集团的网站（ｗｗｗ．ｗａｎｘｉａｎｇ．ｃｏｍ．ｃｎ）所
提供的资料整理而成。