高管的銀行背景、所有權(quán)性質(zhì)與企業(yè)現(xiàn)金持有決策

李文貴，邵毅平

(浙江財經(jīng)大學(xué)會計學(xué)院，浙江 杭州 310018)

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高管的銀行背景、所有權(quán)性質(zhì)與企業(yè)現(xiàn)金持有決策

李文貴，邵毅平

(浙江財經(jīng)大學(xué)會計學(xué)院，浙江 杭州 310018)

本文分析高管的銀行背景是否影響企業(yè)現(xiàn)金持有決策，以及這種影響在國有企業(yè)和民營企業(yè)之間是否存在顯著差異。基于中國非金融類上市公司2003-2013年的數(shù)據(jù)，檢驗發(fā)現(xiàn)，那些聘請具有銀行背景的人士擔(dān)任高管的企業(yè)具有顯著更低的現(xiàn)金持有水平和更快的現(xiàn)金持有調(diào)整速度。相對于國有企業(yè)，高管銀行背景對企業(yè)現(xiàn)金持有決策的影響在民營企業(yè)顯著更強。上述研究結(jié)論有助于揭示社會資本在促進企業(yè)發(fā)展中的具體運行機制，為上市公司做出更優(yōu)的現(xiàn)金持有決策具有重要的啟示意義。

高管的銀行背景；所有權(quán)性質(zhì)；企業(yè)現(xiàn)金持有

一、引 言

上市公司的現(xiàn)金持有決策一直受到社會各界的廣泛關(guān)注。例如，華爾街日報指出“美國大公司的現(xiàn)金持有已經(jīng)達(dá)到創(chuàng)紀(jì)錄的高水平”，1980年時美國企業(yè)的平均現(xiàn)金持有水平僅有10.5%，到2011年則高達(dá)20.45%[1]。據(jù)彭博最新的數(shù)據(jù)，日本Topix指數(shù)覆蓋的1671家企業(yè)合計持有了1.34萬億美元現(xiàn)金，占這些公司市值的41%。中國上市公司高額現(xiàn)金持有現(xiàn)象依然存在。根據(jù)Chen等(2012)[2]，中國上市公司在2000到2008年間的平均現(xiàn)金持有水平達(dá)到23.4%。在完美的市場環(huán)境下，資金可以在企業(yè)和市場之間自由流動，由于內(nèi)部資金和外部資金能完全替代，企業(yè)不需要在內(nèi)部持有額外的現(xiàn)金。然而，現(xiàn)實中的信息不對稱和代理問題為外部融資帶來了各種交易成本，企業(yè)必須在持有現(xiàn)金的成本和收益之間權(quán)衡，確定出最優(yōu)現(xiàn)金持有水平。自O(shè)ple等(1999)以后，許多文獻(xiàn)從企業(yè)內(nèi)部特征和外部制度環(huán)境等方面分析了現(xiàn)金持有決策的影響因素[3-7]，但遺憾的是，鮮有研究關(guān)注高管的背景特征在企業(yè)現(xiàn)金持有決策中的作用。

高階梯隊理論認(rèn)為，管理者背景特征對企業(yè)經(jīng)營決策具有重要影響，本文試圖從高管的銀行背景影響企業(yè)現(xiàn)金決策視角來豐富和拓展這一領(lǐng)域的相關(guān)研究。在中國，有限的融資渠道使得銀行貸款成為企業(yè)獲取外部資金、降低融資約束的重要來源[8]。此時，通過聘請有銀行任職背景的人士構(gòu)建企業(yè)與銀行之間的社會資本，能幫助企業(yè)獲得更多的債務(wù)融資[9]，以滿足投資和企業(yè)成長對資金的需求。同時，銀行任職的人員加入企業(yè)董事會還能加強對自利動機的企業(yè)管理者的監(jiān)督[10] [11]，減少管理者決策過程中的機會主義行為。基于此，本文從現(xiàn)金持有水平和現(xiàn)金調(diào)整速度等兩個方面出發(fā)，分析和檢驗高管的銀行背景對企業(yè)現(xiàn)金持有決策的影響，以及這種影響在國有企業(yè)和民營企業(yè)之間是否存在顯著差異。關(guān)注高管銀行背景對企業(yè)現(xiàn)金持有決策的作用，有助于揭示社會資本在促進企業(yè)發(fā)展中的具體運行機制，為上市公司做出更優(yōu)的現(xiàn)金持有決策具有重要的啟示意義。

二、理論分析與研究假設(shè)

已有研究主要從預(yù)防性需求和代理問題等角度解釋企業(yè)的現(xiàn)金持有動機[1]。預(yù)防性動機認(rèn)為，企業(yè)持有現(xiàn)金是為了預(yù)防外在環(huán)境的不利沖擊并避免陷入財務(wù)困境，在面臨較好的投資機會和較高的外部融資成本時，這種動機更強烈。代理動機認(rèn)為，現(xiàn)金是一種更容易被內(nèi)部人侵占的資產(chǎn)，所以企業(yè)內(nèi)部人與外部股東之間的代理沖突會促使企業(yè)偏好持有大量的現(xiàn)金。我們認(rèn)為，高管的銀行背景有助于緩解企業(yè)出于預(yù)防性動機和代理動機的需要而持有高額現(xiàn)金。

從預(yù)防性動機來看，高管的銀行背景能緩解企業(yè)經(jīng)營中面臨的融資約束問題。Fazzari等(1988)[12]認(rèn)為，企業(yè)的投資水平受制于外部融資的能力，融資約束嚴(yán)重的企業(yè)會更多依賴于內(nèi)部資金，企業(yè)的現(xiàn)金持有水平因而與融資約束程度顯著正相關(guān)，融資受到約束的企業(yè)具有更強的預(yù)防性現(xiàn)金持有動機[13]。王彥超(2009)[14]也發(fā)現(xiàn)，融資約束的確是影響中國企業(yè)現(xiàn)金持有決策的重要因素。然而，高管的銀行背景不僅可作為企業(yè)與銀行之間的關(guān)系紐帶，為企業(yè)獲得銀行貸款提供關(guān)系資本，它還能使銀行獲得更多更及時和更不易被操縱的企業(yè)信息，降低銀企之間的信息不對稱程度，幫助銀行做出信貸決策。來自銀行的人士所具有融資方面的專業(yè)知識和技能還有助于企業(yè)改善融資決策[15]。因此，高管有銀行背景的企業(yè)能更便捷地獲得銀行貸款，從而使企業(yè)更少因預(yù)防性動機而持有高額現(xiàn)金。

從代理動機來看，高管的銀行背景能在一定程度上約束管理者的自利行為，尤其是那些董事的現(xiàn)任銀行背景。自由現(xiàn)金流假設(shè)認(rèn)為，代理問題使得流動資產(chǎn)更容易被管理者以更低的成本轉(zhuǎn)換為私人收益，所以管理者偏好持有更多的現(xiàn)金用于在職消費或帝國構(gòu)建等資產(chǎn)侵占行為[12]。Pinkowitz等(2006)[16]發(fā)現(xiàn)，企業(yè)內(nèi)部人和外部股東之間的代理問題越嚴(yán)重，企業(yè)持有現(xiàn)金的價值越低。楊興全和張照南(2008)[17]為中國上市公司的自由現(xiàn)金流假說和掏空行為提供了證據(jù)。根據(jù)監(jiān)督假設(shè)，銀行任職人士加入企業(yè)董事會可以增加銀行對管理者的監(jiān)督[16]，促使管理者實現(xiàn)更高的工作努力程度，減少管理者的機會主義行為。例如，F(xiàn)rydman和Hilt(2014)[18]認(rèn)為，在扮演“看門狗”的角色下，銀行家加入企業(yè)董事會有助于企業(yè)對投資項目的管理，也能站在股東的角度影響企業(yè)的增值性并購活動。因此，通過緩解企業(yè)內(nèi)部人和外部股東之間的代理問題，高管的銀行背景能降低企業(yè)的現(xiàn)金持有水平。

基于此，提出假設(shè)1：高管的銀行背景能顯著降低企業(yè)的現(xiàn)金持有水平。

高管銀行背景對現(xiàn)金持有決策的影響可能依賴于企業(yè)的所有權(quán)性質(zhì)，原因主要在于：第一，國有企業(yè)面臨的融資約束弱于民營企業(yè)。國有企業(yè)和民營企業(yè)在銀行貸款的獲取方面存在顯著的不同，在政府控制下，國有企業(yè)與國有商業(yè)銀行之間的天然聯(lián)系使其更容易獲得以銀行貸款為主的債務(wù)融資。政府在資源配置中也傾向于為國有企業(yè)的貸款提供一種隱性擔(dān)保，從而增強國有企業(yè)的外部融資能力。Allen等(2011)[7]曾發(fā)現(xiàn)，中國的銀行將大部分信貸資源提供給了經(jīng)濟效率更低的國有企業(yè)，而盈利能力更好的私有企業(yè)卻難以獲得銀行貸款。同時，國有企業(yè)還能得到更多的政府補貼用于彌補經(jīng)營過程中現(xiàn)金流的不足。第二，高管的銀行背景在減輕國有企業(yè)代理問題方面的作用有限。國有企業(yè)在經(jīng)營過程中需要承擔(dān)很多社會性職能，這使得企業(yè)的現(xiàn)金持有決策可能需要基于政府的政治性目標(biāo)考慮。另一方面，國有企業(yè)的管理者往往由政府通過行政任命的方式?jīng)Q定，為了實現(xiàn)自身職位的政治升遷，管理者在做出現(xiàn)金持有決策時更可能傾向于為政府提供尋租機會[19]。高管的銀行背景無論是對國有企業(yè)的扭曲性經(jīng)營目標(biāo)還是對管理者的利益攫取行為，均無法給予實質(zhì)性的影響。因此，高管的銀行背景對企業(yè)現(xiàn)金決策的影響將主要存在于民營企業(yè)。

基于此，提出假設(shè)2：高管的銀行背景對企業(yè)現(xiàn)金決策的影響在民營企業(yè)更顯著。

三、研究設(shè)計

本文以2003-2013年在滬深交易所上市且發(fā)行了A股的公司為研究對象。在排除了金融行業(yè)企業(yè)以及負(fù)債率超過100%的企業(yè)，并剔除存在缺失值的樣本后，在整個樣本期間內(nèi)共獲得12926個樣本觀測值。檢驗所使用的高管銀行背景數(shù)據(jù)根據(jù)Wind資訊數(shù)據(jù)庫的“董事會及其管理者信息”子數(shù)據(jù)庫，由手工收集整理而得；企業(yè)財務(wù)特征數(shù)據(jù)主要來自深圳國泰安公司的CSMAR數(shù)據(jù)庫。

為了檢驗假設(shè)1，將待回歸的模型設(shè)定為：

(1)

其中，CashHit是被解釋變量，表示企業(yè)i在t年末的現(xiàn)金持有水平，定義為貨幣資金與交易性金融資產(chǎn)(短期投資)之和除以企業(yè)的非現(xiàn)金資產(chǎn)。Bankit表示高管的銀行背景，如果上市公司的總經(jīng)理、財務(wù)總監(jiān)或董事會成員現(xiàn)在或曾在銀行機構(gòu)(包括商業(yè)銀行和政策性銀行)任職，則將Bankit定義為1，否則為0。控制變量X包括：(1)規(guī)模(Size)，定義為企業(yè)年末總資產(chǎn)的自然對數(shù)。(2)經(jīng)營現(xiàn)金流(Cashf)，定義為企業(yè)年度來自經(jīng)營活動的現(xiàn)金流量凈額除以非現(xiàn)金資產(chǎn)。(3)凈營運資本(Noc)，定義為企業(yè)流動非現(xiàn)金資產(chǎn)減去流動負(fù)債，再除以非現(xiàn)金資產(chǎn)。(4)投資支出(Capital)，定義為企業(yè)投資支出除以非現(xiàn)金資產(chǎn)。(5)成長機會(Growth)，定義為企業(yè)銷售收入的年度增長率。(6)資產(chǎn)負(fù)債率(Leverage)，定義為企業(yè)的總負(fù)債除以總資產(chǎn)。(7)現(xiàn)金股利支付(Dividend)，定義為企業(yè)分配股利、利潤或償付利息支付的現(xiàn)金除以非現(xiàn)金資產(chǎn)。同時，我們還控制了行業(yè)效應(yīng)(Industry)和年度效應(yīng)(Year)。

為了檢驗假設(shè)2，將待回歸的模型設(shè)定為：

(2)

其中，CashHit和Bankit分別表示企業(yè)的現(xiàn)金持有水平和高管的銀行背景。Stateit表示企業(yè)的所有權(quán)性質(zhì)，如果是國有企業(yè)，則將Stateit定義為1，否則為0。控制變量X與模型(1)一致。根據(jù)假設(shè)2的分析，如果企業(yè)的國有性質(zhì)會弱化高管銀行背景對現(xiàn)金持有水平的影響，那么系數(shù)β3的符號應(yīng)該顯著為正。

四、研究結(jié)果與分析

(一)描述性統(tǒng)計特征

表1是主要變量的描述性統(tǒng)計特征。樣本企業(yè)的現(xiàn)金持有水平均值為0.2223，中位數(shù)為0.1533。根據(jù)Bates等(2009)[20]的計算，美國企業(yè)在2001年的現(xiàn)金持有水平均值和中位數(shù)分別是0.2140和0.1070，而到2006年，則分別增加到0.2320和0.1330。可見，中國企業(yè)的平均現(xiàn)金持有水平與美國企業(yè)之間的差異并不大。高管銀行背景變量的均值為0.2599，這表明大約25.99%的樣本企業(yè)聘請了現(xiàn)在或曾經(jīng)在銀行任職的人士擔(dān)任高管職務(wù)。相對于2004 -2005年間德國企業(yè)的31%，和美國企業(yè)在1988-2001年間的30%，這一比例表明中國上市公司更少聘請具有銀行工作經(jīng)歷的人士擔(dān)任高管。

表1 主要變量的描述性統(tǒng)計特征(N=12926)

(二)高管的銀行背景與企業(yè)現(xiàn)金持有水平

為了避免異常值對檢驗結(jié)果的影響，本文在估計所有模型時對連續(xù)變量均進行了上下1%的winsorize處理。同時，由于常用的面板數(shù)據(jù)估計方法會低估回歸結(jié)果的標(biāo)準(zhǔn)誤差，檢驗時對標(biāo)準(zhǔn)誤差進行了企業(yè)層面的群聚(Cluster)調(diào)整[21]。

表2的前兩列報告了高管的銀行背景與企業(yè)現(xiàn)金持有水平相關(guān)關(guān)系的檢驗結(jié)果。第(1)列中沒有加入控制變量和行業(yè)、年度效應(yīng)，變量Bankit的系數(shù)在1%的水平上高度顯著為負(fù)。第(2)列中控制了企業(yè)特征變量以及行業(yè)、年度效應(yīng)以后，高管的銀行背景變量Bankit的系數(shù)估計值為-0.0147，仍然在1%的水平上顯著為負(fù)。這表明，那些聘請了具有銀行背景人士擔(dān)任高管的企業(yè)比沒有此類高管的企業(yè)持有顯著更少的現(xiàn)金。在經(jīng)濟影響上，如果企業(yè)從沒有聘請銀行背景的人士擔(dān)任高管變?yōu)槠刚埩舜祟惾耸繐?dān)任高管，其現(xiàn)金持有水平將減少平均值的6.61%。上述發(fā)現(xiàn)為假設(shè)1提供了實證證據(jù)。

(三)高管的銀行背景、所有權(quán)性質(zhì)與企業(yè)現(xiàn)金持有

表2的后三列是對假設(shè)2的檢驗結(jié)果。第(3)列是對模型(2)的回歸，在加入了控制變量、行業(yè)和年度效應(yīng)后，變量Bankit的系數(shù)在5%的水平上顯著為負(fù)，交互項Bankit× Stateit則在10%的水平上顯著為正。這表明，對于國有企業(yè)，高管銀行背景與企業(yè)現(xiàn)金持有水平之間的負(fù)相關(guān)關(guān)系顯著弱于非國有企業(yè)。也就是說，企業(yè)產(chǎn)權(quán)的國有性質(zhì)顯著弱化了高管銀行背景對企業(yè)現(xiàn)金持有水平的影響。第(4)列和第(5)列是進一步采用模型(1)進行分樣本檢驗的結(jié)果。其中，對國有企業(yè)子樣本組的回歸結(jié)果顯示，變量Bankit的系數(shù)估計值雖然為負(fù)，但并不顯著。在民營企業(yè)子樣本組中，變量Bankit的系數(shù)估計值則在1%的水平上顯著取值-0.0161。在經(jīng)濟影響上，如果民營企業(yè)聘請具有銀行背景的人士擔(dān)任高管，其現(xiàn)金持有水平將減少平均值的7.24%。

表2結(jié)果表明，高管的銀行背景顯著作用于企業(yè)的現(xiàn)金持有水平，能促使企業(yè)減少現(xiàn)金持有；同時，高管銀行背景對企業(yè)現(xiàn)金持有水平的這種影響依賴于企業(yè)的所有權(quán)性質(zhì)。對于國有企業(yè)而言，聘請具有銀行背景的人士擔(dān)任高管不會對企業(yè)現(xiàn)金持有水平產(chǎn)生顯著影響。然而，對于民營企業(yè)來說，這種銀行關(guān)聯(lián)能通過為企業(yè)帶來債務(wù)融資上的便利[9]，緩解企業(yè)的融資約束問題，最終從總體上降低企業(yè)的現(xiàn)金持有水平。

表2 高管的銀行背景與企業(yè)現(xiàn)金持有水平

注：“*** ”、“** ”和“* ”分別表示1%、5%和10%的顯著性水平, 括號中的數(shù)字為雙尾檢驗的t 值，其中標(biāo)準(zhǔn)誤差經(jīng)過企業(yè)群聚(cluster)調(diào)整。

(四)穩(wěn)健性檢驗：內(nèi)生性問題

高管的銀行背景和企業(yè)現(xiàn)金持有水平之間可能存在內(nèi)生性問題，對此，我們進一步通過雙重差分模型(DID)檢驗高管銀行背景對企業(yè)現(xiàn)金持有水平的影響。待檢驗?zāi)Ｐ驮O(shè)為：

(3)

模型(3)用于檢驗樣本企業(yè)的高管銀行背景發(fā)生變化時現(xiàn)金持有水平的變化。其中， 變量Transformit衡量高管銀行背景是否發(fā)生變化。對從無到有的變化來說，如果企業(yè)在樣本期間內(nèi)由無銀行背景高管變?yōu)橛秀y行背景高管，則屬于“處理組”，Transformit取1；如果企業(yè)一直無銀行背景的高管，則屬于“對照組”，Transformit取0。對于從有到無的變化來說，如果企業(yè)在樣本期間由有銀行背景高管變?yōu)闊o銀行背景高管，則屬于“處理組”，變量Transformit取1；如果企業(yè)一直有銀行背景的高管，則屬于“對照組”，Transformit取0。Afterit代表銀行背景高管變化前后的時間變量。在銀行背景高管發(fā)生變化以前年度，Afterit取0；在銀行背景高管發(fā)生變化以后年度，Afterit取1。交互項Transform×After是反映t時段樣本企業(yè)i的銀行背景高管是否發(fā)生了變化。當(dāng)企業(yè)銀行背景高管由無變有時，預(yù)期交互項系數(shù)顯著為負(fù)；當(dāng)企業(yè)銀行背景高管由有變無時，預(yù)期交互項的系數(shù)顯著為正。

在對模型(3)進行檢驗時，為了緩解“處理組”和“對照組”可能存在的樣本選擇偏誤問題，本文采用傾向得分匹配法(PSM)選擇“對照組”的樣本。具體來說，針對每個“處理組”的樣本企業(yè)，均基于變更前年度企業(yè)的規(guī)模、經(jīng)營現(xiàn)金流、凈營運資本、投資支出、成長機會、資產(chǎn)負(fù)債率、現(xiàn)金股利支付、現(xiàn)金持有水平等企業(yè)特征變量，通過logit模型對所有企業(yè)是否會構(gòu)建銀行關(guān)聯(lián)進行傾向打分。然后，采用一對一的最鄰近匹配法選擇“對照組”樣本。最后，對得到的樣本采用模型(3)進行檢驗。

表3 高管的銀行背景與企業(yè)現(xiàn)金持有水平：雙重差分模型(DID)

注：“*** ”、“** ”和“* ”分別表示1%、5%和10%的顯著性水平, 括號中的數(shù)字為雙尾檢驗的t 值，其中標(biāo)準(zhǔn)誤差經(jīng)過企業(yè)群聚(cluster)調(diào)整。Control代表控制變量，限于篇幅，未詳細(xì)列示檢驗結(jié)果。

檢驗結(jié)果列示于表3。第(1)列到第(3)列是對由無銀行背景高管到有銀行背景高管企業(yè)的檢驗，在總樣本的回歸中，交互項Transform×After系數(shù)在10%的水平上顯著為負(fù)。這意味著，相對于一直沒有銀行背景高管的企業(yè)來說，那些企業(yè)在聘請有銀行背景的高管后，現(xiàn)金持有水平顯著降低。類似地，總樣本中交互項Transform×After的系數(shù)仍在10%的水平上顯著為正，這意味著，相對于一直有銀行背景高管的企業(yè)，那些企業(yè)在沒有銀行背景高管后，現(xiàn)金持有水平顯著增加。在第(2)列和第(3)列以及第(5)列和第(6)列的分樣本中，國有企業(yè)組的交互項系數(shù)始終不顯著，而民營企業(yè)組的交互項系數(shù)則均在5%的水平上為負(fù)。這表明，聘請有銀行背景高管對企業(yè)現(xiàn)金持有水平的影響主要發(fā)生在民營企業(yè)。

五、進一步的分析

上一節(jié)主要檢驗高管銀行背景對企業(yè)現(xiàn)金持有水平的影響。這里進一步對比兩類企業(yè)的超額現(xiàn)金持有水平，并分析兩類企業(yè)在現(xiàn)金持有的調(diào)整速度(SOA，the speed of adjustment)方面是否存在顯著差異，以為高管銀行背景影響企業(yè)現(xiàn)金持有決策提供更全面的證據(jù)。

(一)超額現(xiàn)金持有水平

計算超額現(xiàn)金持有水平主要涉及以下步驟：首先，將不含變量Bankit的模型(1)作為企業(yè)正常現(xiàn)金持有水平的估計模型。也就是說，估計模型以企業(yè)實際現(xiàn)金持有水平為因變量，以模型(1)中除Bankit以外的財務(wù)特征變量為自變量，同時控制年度和行業(yè)效應(yīng)。其次，將樣本分為高管有銀行背景組和無銀行背景組，并分別采用正常現(xiàn)金持有水平估計模型進行回歸。第三，借鑒Gao等(2013)[1]，根據(jù)無銀行背景組的回歸結(jié)果計算所有樣本企業(yè)的正常現(xiàn)金持有水平預(yù)測值(Cash*)。第四，將企業(yè)的實際現(xiàn)金持有水平(CashH)減去正常現(xiàn)金持有水平預(yù)測值(Cash*)，則得到超額現(xiàn)金持有水平(ExcessC)。

表4對樣本企業(yè)的超額現(xiàn)金持有水平進行了對比分析。在全樣本中，無銀行背景高管組的平均超額現(xiàn)金持有水平為0.0082，而有銀行背景高管組則為-0.0137，兩者在1%的水平上顯著不同。然后再有針對性地分析超額現(xiàn)金持有水平(ExcessC)大于0的樣本企業(yè)，無銀行背景高管組的企業(yè)超額現(xiàn)金持有水平均值為0.1829，而有銀行背景高管組則為0.1480，前者在1%的水平上顯著高于后者。各樣本中位數(shù)的取值情況類似于均值，說明有銀行背景高管的企業(yè)更少持有超過企業(yè)經(jīng)營所需的正常水平的現(xiàn)金。

表4 超額現(xiàn)金持有水平(ExcessC)

注：分樣本組平均值差異的檢驗使用獨立樣本t檢驗(2-tailed)，中位數(shù)差異的檢驗使用Wilcoxon軼和檢驗。“*** ”、“** ”、“* ”分別表示1%、5%、10%的顯著性水平。

(二)高管的銀行背景與現(xiàn)金持有的調(diào)整速度

Opler等(1999)[3]發(fā)現(xiàn)，企業(yè)的現(xiàn)金持有水平圍繞著某個目標(biāo)值呈波動式調(diào)整并收斂于該目標(biāo)值。也就是說，企業(yè)會在考慮自身經(jīng)營的需要并結(jié)合市場環(huán)境的情況下不斷對現(xiàn)金持有水平進行調(diào)整。基于此，根據(jù)Gao等(2013)[1]，采用部分調(diào)整模型(Partial Adjustment Model)估計企業(yè)的現(xiàn)金持有調(diào)整速度(SOA，the speed of adjustment)：

ΔCash=α+β1Bank+β2(Cash*-Lagged cash)+β3Bank×(Cash*-Laggedcash)+ε

(4)

其中，ΔCash表示企業(yè)現(xiàn)金持有水平的變化，Cash*表示企業(yè)正常現(xiàn)金持有水平的預(yù)測值，(Cash*-Lagged cash)表示企業(yè)實際現(xiàn)金持有水平與預(yù)期的正常現(xiàn)金持有水平之間的偏離程度，即企業(yè)為達(dá)到目標(biāo)現(xiàn)金持有水平所需進行的調(diào)整量。β2表現(xiàn)了企業(yè)的現(xiàn)金持有調(diào)整速度(SOA)，β3則表現(xiàn)了有銀行背景高管和無銀行背景高管的兩個子樣本組之間在SOA上的差異。

表5列示了模型(4)的檢驗結(jié)果。第(1)列是對全樣本的回歸，變量(Cash*-Lagged cash)的系數(shù)和交互項Bank(Cash*-Lagged cash)的系數(shù)均在1%的水平上顯著為正。這表明，無論企業(yè)是否聘任有銀行背景的人士擔(dān)任高管，都能積極地根據(jù)正常現(xiàn)金持有水平的預(yù)期值調(diào)整各自的現(xiàn)金持有決策。但是，有銀行背景高管的企業(yè)對現(xiàn)金持有的調(diào)整速度要更快。第(2)列和第(3)列是對分樣本組的回歸。其中，盡管變量(Cash*-Lagged cash)的系數(shù)在兩個子樣本組中均在1%的水平上顯著為正，但交互項Bank(Cash*-Lagged cash)的系數(shù)顯著性卻并不一致。在民營企業(yè)組中，交互項的系數(shù)在1%的水平上顯著為正，而在國有企業(yè)組中則不顯著。這進一步表明，高管的銀行背景能促使民營企業(yè)更快地反應(yīng)于預(yù)期現(xiàn)金持有水平，有助于優(yōu)化民營企業(yè)的現(xiàn)金持有決策。

表5 高管的銀行背景與企業(yè)現(xiàn)金持有的調(diào)整速度(SOA)

注：“*** ”、“** ”和“* ”分別表示1%、5%和10%的顯著性水平, 括號中的數(shù)字為雙尾檢驗的t 值，其中標(biāo)準(zhǔn)誤差經(jīng)過企業(yè)群聚(cluster)調(diào)整。

六、結(jié)論

基于中國轉(zhuǎn)型市場的制度背景，本文從現(xiàn)金持有水平和現(xiàn)金持有調(diào)整速度等兩方面考察了高管的銀行背景對企業(yè)現(xiàn)金持有決策的影響機制。以非金融行業(yè)企業(yè)為樣本，檢驗發(fā)現(xiàn)，那些聘請了具有銀行背景的人士擔(dān)任高管的企業(yè)持有顯著更低的現(xiàn)金水平(包括實際的現(xiàn)金持有水平和超額現(xiàn)金持有水平)。同時，高管銀行背景能促使企業(yè)加快現(xiàn)金持有的調(diào)整速度。但是，高管銀行背景對企業(yè)現(xiàn)金持有水平和現(xiàn)金持有調(diào)整速度的影響主要存在于民營企業(yè)，而在國有企業(yè)并不顯著。總的來說，上述檢驗結(jié)論表明，在正式制度欠發(fā)達(dá)和市場水平仍比較低的新興市場中，通過聘請具有銀行任職背景的人士擔(dān)任高管來構(gòu)建社會資本對于企業(yè)發(fā)展十分重要。從現(xiàn)金持有決策的角度來看，高管的銀行背景不僅能幫助企業(yè)獲得更多的債務(wù)融資以滿足投資對資金的需求，還能通過加強銀行對管理者的監(jiān)督來減少企業(yè)管理者決策中的機會主義行為。因此，本文的結(jié)論不僅能為現(xiàn)實中企業(yè)偏好招聘有銀行背景人士的人力資源管理政策提供理論解釋，也對上市公司做出更優(yōu)的現(xiàn)金持有決策具有重要的啟示意義。

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(責(zé)任編輯:肖 如)

Managers with Bank Experience，Nature of Ownership, and Corporate Cash Holdings

LI Wen-gui，SHAO Yi-ping

(School of Accounting，Zhejiang University of Finance and Economics，Hangzhou 310018，China)

This paper examines whether managers with bank experience affect corporate cash holdings decisions, and how the nature of firms’ ownership affects this influence. The results indicate that those firms whose managers have bank experience tend to hold lower ratios of cash to total non-cash assets, and the effect of managers’ bank experience background on corporate cash holdings decision-making mainly exists in the non-state-owned enterprises, and there is no significant association between managers’ bank experience background and corporate cash holdings decisions in the state-owned enterprises. The research not only enriches and develops the research on the relationship between corporate cash holdings decisions and managers’ bank experience, but also has important implications for corporate cash holding decision -making.

managers with bank experience; nature of ownership; corporate cash holdings

2015-08-28

國家自然科學(xué)基金資助項目(71502161)；教育部人文社會科學(xué)研究項目(15YJA630054、15YJC790101)；浙江省軟科學(xué)重點研究資助項目(2014C25006)；浙江省自然科學(xué)基金資助項目(LQ14G020011)

李文貴(1982- )，女，重慶江津人，浙江財經(jīng)大學(xué)會計學(xué)院副教授，博士；邵毅平(1963- )，女，浙江蘭溪人，浙江財經(jīng)大學(xué)會計學(xué)院教授。

F275.1

A

1004-4892(2016)04-0072-09