金融发展、现金持有水平及其市场价值

胡亚峰 冯 科

一、引言

金融发展对经济增长起到了至关重要的作用。关于金融发展与经济增长之间的关系一直是学术界关注的热点话题，主流观点认为，金融发展会促进经济增长（Michèle and GoldSmith，1970［1］；Levine，1997［2］；周立和王子明，2002［3］）。金融发展作为国家宏观经济层面的一个重要因素，很大可能会对微观企业行为产生重要的影响，那么金融发展会如何影响微观企业现金持有行为及由此产生的经济后果是一个非常值得研究的话题，本文将就此问题进行深入探讨。

之所以选择现金作为本文的研究对象，是因为现金作为公司流动性比较强的资产，其管理的好坏涉及公司的经营决策。现金可以作为公司的一种战略性资源，不仅可以起到预防性作用，帮助公司应对未来环境的不确定性，降低公司面临流动性危机风险；与此同时，现金还会给公司带来代理成本问题，管理层在缺乏有效监督的情况下，会出于自利的动机去决定现金持有水平。这些都会影响到公司的盈利能力和市场价值。上市公司的微观决策与外部制度环境的发展变化密切相关，金融发展作为上市公司的一项重要外部环境，会影响到公司的微观决策。因此，金融发展水平也就会很大可能对上市公司现金持有行为产生重要影响，主要体现在两个方面：一方面金融发展可以缓解公司的外部融资约束，因为随着金融发展水平的提高，金融市场化得以加深，金融机构之间的竞争更加激烈，金融创新产品越来越多，这样增加了公司的融资渠道，降低了公司的融资成本，从而缓解了公司的外部融资约束程度；另一方面，金融发展能够降低投资者与公司之间的信息不对称程度，进而有助于投资者控制信用风险及抑制公司的代理问题。目前国内外文献很少就金融发展如何影响现金持有行为的具体机理及其产生的经济后果做过深入研究。

本文以中国A股1999—2015年非金融类上市公司的年度数据为样本，通过借鉴樊纲和王小鲁等所编制的中国市场化指数中的金融市场化程度、金融业竞争和信贷资金分配市场化三个指标作为金融发展水平的代理变量，去研究中国金融发展水平对上市公司现金持有行为的影响及其产生的经济后果。研究结果表明：随着中国金融发展水平的提高，上市公司现金持有水平随之降低，且国有企业现金持有水平降低的幅度要大于民营企业；另外随着金融发展水平的提高，上市公司现金持有的市场价值随之上升，且国有企业上升的幅度要大于民营企业。在进一步检验中，我们检验了金融发展水平对公司现金－现金流敏感性的影响，结果发现金融发展降低了上市公司现金－现金流敏感性，且国有企业降低的幅度要略大于民营企业；同时，我们还检验了金融发展水平对公司过度投资和代理成本的影响，结果发现金融发展抑制了公司过度投资水平，减轻了公司的代理问题，尤其是国有企业。

本文的学术贡献主要在于：一是通过考察地区金融发展水平对企业现金持有行为及其经济后果的影响，本文为理解企业现金持有行为提供一个新的重要视角，不仅有助于我们加深对现金持有行为的理解，也丰富了公司现金持有方面的文献。二是关于金融发展对经济增长的理论文献研究已经很多，但关于金融发展对经济增长影响的微观渠道和机理尚未得到很好的理解。本文从金融发展与公司现金持有行为视角进行分析，为理解金融发展对经济增长的影响提供了新的实证证据。三是基于中国特殊制度背景，分别分析了金融发展对不同产权性质公司现金持有行为影响及其产生的经济后果，对于科学地制定金融发展政策，以及不同性质的微观企业根据金融发展水平做出相应的现金持有行为调整具有重大的借鉴和参考意义。

本文的结构安排如下：第二部分为研究背景与研究假设；第三部分为模型设定；第四部分为样本构成和变量定义；第五部分为实证分析结果；第六部分为结论。

二、研究背景与研究假设

（一）金融发展与现金持有水平

已有很多研究表明中国的金融发展水平要远低于世界平均水平（Allen 等，2005［4］；Beck 等，2014［5］）。金融发展水平低会使得当公司拥有好的投资项目需要资金时，却难以及时从外部市场融得资金，也就是说公司出现了融资约束。这样一来，金融服务实体经济的要求就没有达到，势必会影响到国民经济的发展。

国内外已有一些文献研究金融发展对公司行为产生的影响。如Rajan和Zingales（1996）［6］基于跨国数据研究表明金融发展对于那些依赖外部融资行业的成长性具有更好的促进作用，这说明金融发展给需要资金的公司带来了更好的融资便利，进而把握投资机会，实现公司成长。Demirguc⁃Kunt和 Maksimovic（1998）［7］研究表明发达的金融发展水平不仅可以为公司提供足够的外部资金，而且还能帮助投资者获取公司投融资决策的相关信息，这样会使公司更容易从外部市场去融得资金。Love（2003）［8］的研究发现地区金融发展水平的提高显著降低了企业尤其是中小企业的融资约束程度，这一结论表明金融发展可以通过降低信息不对称和契约的不完备性来缓解公司的融资约束问题，提高资源的分配效率。Khurana等（2006）［9］研究表明随着金融发展水平的提高，公司的现金－现金流敏感性会降低，这为金融发展降低公司的融资约束水平提供了跨国证据。Castro等（2015）［10］研究表明金融发展能够对融资约束公司的投资行为产生显著影响，进而可以从侧面说明金融发展可以降低融资约束公司对内部资金的依赖。张军和丁丹（2012）［11］研究表明中国渐进主义式的金融自由化改革有助于缓解公司外部融资约束。朱红军等（2006）［12］研究发现金融发展水平的提高能够减轻公司的融资约束程度，降低公司投资对内部现金流的依赖性。

从以上研究我们可以得出，金融发展水平的提高主要通过两个方面来缓解公司的融资约束：一方面，伴随着金融发展水平的提高，金融规模不断扩大，金融创新产品越来越多，金融机构之间的竞争也变得越来越激烈，这就会扩展公司的融资渠道，降低融资门槛和融资成本，缓解公司融资约束程度；另一方面，金融发展有利于降低信息不对称，使资金的分配效率得以提高，从而缓解公司的融资约束。

Jensen（1986）［13］从代理问题角度去研究现金持有问题，他认为公司现金积累可以起到缓冲剂的作用，这样不仅会减少公司的经营风险和弱化监管，还可以让管理层具有更大的自主控制能力。金融发展水平的提高能降低投资者与公司管理层的信息不对称程度，增强契约的完备性，减轻公司内部的自由现金流问题。

总而言之，我们可以得出金融发展水平的提高，能缓解公司的外部融资约束，内部现金的预防作用减弱，公司没必要积累过多现金，而将现金用于更有价值的项目中去。另外，金融发展会降低公司内部人对自由现金流的代理成本，减弱内部人为了自利目的而持有过多现金。基于以上分析，我们提出假设1。

H1：其他条件不变的条件下，随着金融发展水平的提高，公司现金持有量会随之下降。

（二）金融发展与公司现金持有的市场价值

金融发展缓解了公司的外部融资约束，现金持有的机会成本就会随之上升，边际收益下降，因此，根据现金持有的权衡理论可以得到，随着金融发展水平的提高，公司内部没有必要预留过多的现金，金融发展导致现金持有下降，现金的边际市场价值会随之上升。

相比其他资产，现金资产具有更强的流动性，更易被转移（Myers和 Rajan，1998）［14］，因此控股股东出于自身利益最大化考虑，为了侵占公司的利益，倾向于在公司内部积累现金。管理层为了增强自主控制权，减少公司经营风险和弱化监管，也倾向于积累现金。这些都有可能损害公司现金持有的市场价值（Jensen，1986［13］）。但随着金融发展水平的提高，外部市场对公司的监督会加深，有利于防范公司积累过多的现金。根据现金持有的代理理论，持有过多现金会有损公司市场价值，金融发展会减轻公司的代理问题，使公司现金持有的边际市场价值上升。

因此，我们预期金融发展水平上升会提高对现金持有的市场价值，基于此我们提出假设2。

H2：其他条件不变的情况下，随着金融发展水平的提高，金融发展对现金持有的市场价值的影响是正向的。

三、模型设定

（一）金融发展与公司现金持有水平

为了检验金融发展对公司现金持有水平的影响，本文借鉴已有文献 Opler等（1999）［15］的研究方法，国内学者罗琦和秦国楼（2009）［16］、陈德求等（2011）［17］、杨兴全等（2016）［18］都借鉴该方法对公司现金持有水平进行了研究，因此，我们建立如下面板回归模型（1）：

模型（1）中i和t分别表示公司和年份，被解释变量为公司的现金持有量Cashit，用公司非现金资产进行标准化。FDit表示金融发展水平指标，为主要测试变量，若前面的系数α1＞0，表示随着金融发展水平的提高，公司现金持有量在增加；反之，若前面的系数α1＜0，表示随着金融发展水平的提高，公司现金持有量在减少。控制变量包含了公司的一些基本财务特征变量，具体有经营活动产生的现金流量净额Cflowit、公司规模大小Sizeit、净营运资本Nwcit、投资支出Invit、投资机会TobinAit、财务杆杠Tlit、现金股利支付Dit，上述变量具体定义请参照下文中的表1。

（二）金融发展与公司现金市场价值

为了检验金融发展对公司现金持有量的市场价值的影响，我们主要借鉴了Fama和French（1998）［19］文中用的经典企业价值回归模型，而Pinkowitz和Wiliamson（2002）［20］、Pinkowitz等（2006）［21］、Ditt⁃mar和 Mahrt⁃Smith（2007）［22］，以及国内学者中杨兴全和张照南（2008）［23］、 罗琦和秦国楼（2009）［16］等都采用修正的 Fama 和 French 的现金价值模型，因此本文也采用修正现金价值模型，如下所示：

上述回归模型中被解释变量MVit代表公司的市场价值，Cashit为公司现金持有量，FDit为金融发展水平。现金持有量和金融发展程度的交乘项（FDit×Cashit）的系数β3是我们主要关注的焦点。如果β3＞0，则表明金融发展带来公司现金市场价值的提升；反之，如果β3＜0，则表明金融发展带来公司现金市场价值的下降。Cflowit、dCflowit和dC⁃flowit＋1为经营活动产生的现金流量净额及其增长；dNAit和dNAit＋1为非现金资产的增长；Iit、dIit和dIit＋1为利息支出及其增长，本文是以财务费用来表示；Dit、dDit和dDit＋1为现金股利及其增长；Invtit、dInvtit和dInvtit＋1为投资支出及其增长；dMVit＋1为公司市场价值的预期增长。上述变量的具体定义参见文中表1所示，为了控制异方差的影响，除了金融发展水平之外，其他所有的变量都除以非现金资产进行标准化。

四、样本构成与变量定义

（一）样本构成

本文公司层面的数据来自国泰安数据库（CS⁃MAR），金融发展指标数据来自樊纲和王小鲁等所编制《中国市场化指数：各地区市场化相对进程2011年报告》［24］和 《中国分省份市场化指数报告（2016）》［25］。金融发展指标中金融业竞争主要介于1999—2015年，由于信贷资金分配市场化和金融市场化程度在2009年之后计算方法发生变化，因此，信贷资金分配市场化主要介于1999—2009年，金融市场化程度主要介于1999—2009年。公司层面的数据主要选取的是1999—2015年中国全部A股上市公司样本作为研究对象。根据以下标准对数据进行进一步筛选：1.剔除金融保险类上市公司；2.剔除实施了ST等非正常状态的上市公司；3.剔除股权性质为外资和其他类型的公司；4.剔除主要变量缺失和未连续两年以上有样本的公司。最后得到具有24 254个观察值的非平衡面板数据，包含2 346家公司，时间跨度最长为17年，最短为2年。为了消除离群值对估计结果产生的影响，本文对所有相关的连续变量样本进行上下1%的Winsorize缩尾处理。

（二）变量定义

主要变量定义详见表1。其中，投资机会TobinA直接选自CSMAR，指的是市场价值A与总资产的比例，根据CSMAR定义，市场价值A指的是人民币普通股×今收盘价当期值＋境内上市的外资股B股×今收盘价当期值×当日汇率＋（总股数－人民币普通股－境内上市的外资股B股）×所有者权益合计期末值/实收资本本期期末值＋负债合计本期期末值。I为公司当年发生的利息支出，本文以财务费用来代替。MV为公司的市场价值，参照以往文献的计算方法，公司的市场价值为流通股市值、非流通股市值与公司负债的账面价值总和，再用非现金资产进行标准化。其中非流通股每股转让价格因为没有完全市场化数据，因此用每股净资产来代替。金融发展指标用金融市场化程度（MAR）、金融业竞争（COMP）和信贷资金分配市场化（LOAN）三个指标来代替，金融发展程度越高，金融市场化程度就越高，金融业竞争就越激烈，信贷资金分配市场化就越高。它们选自樊纲和王小鲁等所编制的《中国市场化指数：各地区市场化相对进程2011年报告》［24］和《中国分省份市场化指数报告（2016）》［25］。其中金融业竞争（COMP）指标时间跨度为1999—2015年，金融市场化程度（MAR）和信贷资金分配市场化（LOAN）指标时间跨度为1999—2009年，西藏有部分数据缺失。

表1 主要变量定义

（三）主要变量描述性统计

表2提供了主要变量的描述性统计结果。从表2可以看出，公司市场价值（MV）的均值为2.491，中位数为1.869；现金持有量（Cash）均值为0.276，中位数为0.158。这两个被解释变量的均值均大于中位数，呈现出右偏特征，说明一半以上的公司市场价值和现金持有量没有达到平均水平，这与已有文献结果一致。金融发展水平指标中金融业市场化程度（MAR）、金融业竞争程度（COMP）和信贷资金分配程度（LOAN）的均值均小于中位数。控制变量中经营活动产生的现金流净额（Cflow）、公司规模（Size）、投资机会（TobinA）、投资支出（Invt）和现金股利分红（D）的均值均大于中位数，呈现出右偏特征。控制变量中财务杠杆（Tl）和利息支出（I）均值基本上与中位数相等；净营运资本（Nwc）的均值（－0.013）小于中位数（－0.003），呈现出左偏特征。

表2 主要变量的描述性统计

五、实证分析结果

由于中国上市公司存在特殊的制度背景，国有和民营这两种产权性质的企业需要区别对待。国有企业具有特定的政治背景，政府以各种形式介入到国有企业，增强了国有企业的信用能力和融资能力。民营企业受到各种条件的限制，外部融资存在诸多障碍，处于相对劣势地位（Brandt和 Li，2003）［26］，面临更加严重的“信贷约束”或“信贷配给”问题（Fan等2007［27］；张杰和刘东，2006［28］）。林毅夫和李永军（2001）［29］分析了金融深化与民营企业的融资问题，指出我国金融市场仍处于抑制状态，民营企业难以获得稳定的资金来源。另外，国有企业的代理问题也是各界关注的热点话题，因为国有企业存在所有者缺位问题，缺乏对内部人有效的监督和激励机制，相对于民营企业，代理问题可能会更加严重。因此，我们预计在其他条件不变的情况下，金融发展水平的提高对国有企业和民营企业现金持有量和现金价值的影响会有所不同。下文中通过按产权性质进行分组，分别回归分析金融发展对国有企业和民营企业现金持有量和现金价值的具体影响。

（一）金融发展与现金持有水平

表3和表4为金融发展与现金持有水平的回归结果，其中表3为全样本下的回归结果，表4为按股权性质分组后的回归结果。为了控制不随时间变化且不可观测公司个体特征，如公司文化－CEO个人特征等，本文基于豪斯曼检验，拒绝不可观测的个体异质性与解释变量不相关假设，因此所有回归模型均采取固定效应模型进行估计分析。金融发展指标分别用樊纲和王小鲁等所编制中国市场化指数中的金融市场化程度（MAR）、金融业竞争（COMP）和信贷资金分配市场化（LOAN）三个指标来代替。从表3回归结果来看，金融市场化程度（MAR）、金融业竞争（COMP）和信贷资金分配市场化（LOAN）三个指标的回归系数都显著为负，并且都在1%水平上显著。回归结果表明伴随着金融发展水平的提高，公司现金持有量会随之减少，支持了本文的假说1。从控制变量中的回归结果来看，公司规模（Size）与现金持有量回归系数显著为正，与现有国外文献研究结果（现有国外文献认为小规模公司外部融资成本更高，往往持有更多现金）相反，很大可能是因为中国大规模公司中国有企业居多，代理问题相对比较严重，从而导致规模越大公司持有现金越多。财务杠杆（Tl）和净营运资本（Nwc）与现金持有量负相关。财务杠杆的提高，一方面要求公司增加现金持有水平，以降低发生财务困境的可能性；另一方面，反映出公司外部融资能力较强，可以减少现金的持有水平，即负债在一定程度上替代了现金持有（John，1993［30］）。负的财务杠杆回归系数主要说明了负债对现金持有具有替代作用。净营运资本具有流动性强、变现成本低等特点，一般可以作为现金持有的替代物，与现金持有水平负相关，回归结果正好与此相吻合。经营活动产生的现金流净额（Cflow）、投资机会（TobinA）、投资支出（Invt）和现金股利（D）与现金持有水平正相关。经营活动产生的现金流量净额越多，公司越持有更多现金，这与Dittmar和Mahrt⁃Smith（2003）［22］研究结果一致，也符合权衡理论和融资优序理论。投资机会越多，现金持有越多，因为投资机会多的公司失去投资机会的机会成本更大，需要持有更多的现金来预防资金短缺。现金持有的静态权衡理论认为较高的投资支出意味着公司有比较好的投资机会，这会促使公司持有更多现金。与权衡理论相反，融资优序理论认为投资支出首先消耗公司内部积累的现金，使其与现金持有水平负相关，表3中投资支出（Invt）的回归系数结果符合权衡理论预期。现金股利（D）系数显著为正，这与Ozkan等（2004）［31］的研究一致，表明支付现金股利越多的公司越需要持有更多现金以避免资金不足，符合权衡理论预期。

表3 全样本下金融发展与现金持有水平回归结果

从表4回归结果来看，表4中模型（1）～模型（3）对应的是国有企业回归结果，模型（4）～模型（6）对应的是民营企业回归结果。当实际现金持有作为被解释变量时，国有企业金融市场化程度（MAR）、金融业竞争（COMP）和信贷资金分配市场化（LOAN）回归系数分别对应－0.0129、－0.012 6和－0.007 2，民营企业回归系数分别对应－0.011 0、－0.011 5和－0.006 4，它们都在1%水平上显著，且国有企业每个金融市场化指标对应的回归系数都要小于民营企业对应的回归系数。这表明随着我国金融发展水平的提高，国有企业现金持有减少量要大于民营企业。从表4控制变量回归结果来看，除了公司规模之外，基本符合预期，国有企业公司规模越大，现金持有越少，民营企业则恰恰相反，从侧面说明了国有企业更容易存储现金，代理问题比较严重，资金使用效率比较低。

表4 按股权性质划分后金融发展与现金持有水平回归结果

（二）金融发展与现金市场价值

表5和表6为金融发展与现金市场价值的回归结果，其中表5为全样本的回归结果，表6为按股权性质分组后的回归结果。表5和表6中变量FC为对应的金融发展水平指标与现金持有量的交乘项。从表5公司现金价值回归结果来看，采用三种金融发展指标都得出金融发展水平指标与现金持有量的交乘项FC的回归系数为正，且均在1%水平上显著，这表明随着我国金融发展水平的提高，上市公司现金持有的边际价值会提高。

表5 全样本金融发展与公司市场价值回归结果

续前表

从表6回归结果来看，表6模型（1）～模型（3）对应的是国有企业回归结果，模型（4）～模型（6）对应的是民营企业回归结果。在实际现金持有量价值的回归模型中，国有企业金融市场化程度（MAR）、金融业竞争（COMP）和信贷资金分配市场化（LOAN）与现金持有量的交乘项回归系数分别为0.153 9、0.104 9和0.111 2，且都在1%水平上显著；民营企业回归系数分别对应0.055 6、0.053 4和－0.022 6，只有金融业竞争（COMP）系数在10%水平上显著，并且国有企业每一个交乘项FC的回归系数都大于民营企业对应的回归系数。这表明随着我国金融发展水平的提高，国有企业现金持有量的边际价值上升的幅度要大于民营企业。为了节省篇幅，表5和表6也未一一列举控制变量的回归系数结果。

表6 按股权性质划分后金融发展与公司市场价值回归结果

（三）进一步检验

1.稳健性检验。

（1）采用“（货币资金＋短期投资净额）/非现金资产”衡量现金持有水平，发现本文的基本结论仍然成立，并未发生实质性变化。

（2）金融发展指标分别采用樊纲等编制的1999—2009年金融市场化程度（MAR）、1999—2015年金融业竞争（COMP）和1999—2009年信贷资金分配市场化（LOAN）三个指标作为代理变量，得到的检验结果也基本保持一致。由此，可以认为本文的检验结果具有很好的稳健性。

（3）非流通股价值按流通股市值20%或30%折价计算。

由于每股净资产的定价低于市价，以每股净资产代替非流通股价格可能会低估非流通股比例较高的国有控股公司的价值，因此，本文借鉴Bai等（2004）［32］、 王鹏（2008）［33］、 杨兴全和张照南（2008）［23］等的做法，将非流通股市值以流通股市值的20%或30%折价来计算公司的市场价值，进一步检验金融发展对公司持有现金市场价值的影响，检验结果依然表明金融发展增加了现金持有的边际价值，且国有企业增加的幅度要大于民营企业。

2.机制性检验。

（1）金融发展对现金－现金流敏感性的影响。

现金－现金流敏感性是指单位现金流所产生的现金持有量变化。根据以往文献，现金－现金流敏感性某种程度上反映了融资约束的大小，融资约束公司一般进行更多的内部资金积累，因此融资约束公司现金－现金流敏感性一般情况下要大于非融资约束公司。

本文借鉴Almeida等（2004）［34］文中的现金－现金流敏感性模型，分析金融发展对上市公司现金－现金流敏感性的影响。表7为金融发展对公司现金－现金流敏感性影响的回归结果，Part A部分模型（1）～模型（3）为全样本三种金融指标对应的回归结果，Part B部分模型（4）～模型（6）对应的是国有企业回归结果，模型（7）～模型（9）对应的是民营企业回归结果。从全样本回归结果来看，金融发展指标与经营活动产生的现金流量净额的交乘项（FD×Cflow）系数为负，模型（1）、（3）中回归系数都在1%水平上显著，说明金融发展降低了现金－现金流敏感性，缓解了公司的融资约束。从按股权性质分样本回归结果来看，不论是国有企业还是民营企业，金融发展指标与经营活动产生的现金流量净额的交乘项（FD×Cflow）系数均为负，且国有企业对应系数绝对值稍大些，这说明相对于民营企业，金融发展更大程度上降低了国有企业现金－现金流敏感性。

表7 金融发展对公司现金－现金流敏感性的影响

（2）金融发展与过度投资。

企业也可能通过过度投资减少公司现金持有量。赵立彬（2012）［35］认为金融发展提高了企业贷款量，而企业长期贷款量越多越容易进行过度投资，也就是说金融发展并没有抑制企业过度投资。为此，本文进一步考察金融发展对过度投资的影响。为了估计过度投资，本文借鉴 Rechardson（2006）［36］、王彦超（2009）［37］等的做法，建立如下适度投资水平的估计模型，残差部分为异常投资，即为实际投资与适度投资之间的差额。当残差大于0，表示为过度投资；当残差小于0，表示为投资不足。

为了研究金融发展与过度投资的关系，我们选取εit＞0的样本作为研究对象，借鉴 Richardson（2006）［36］和王彦超（2009）［37］的做法并加以修改，建立起金融发展对过度投资影响的研究模型：

因变量Overinvit是由模型式（3）估计得到，即为正的残差。FCFit为自由现金流，引入作为控制变量之一，它的计算借鉴Richardson（2006）［36］提出的一个估计方法：（（经营活动产生的现金流量净额－折旧－摊销）/总资产－），Invt为模型式（3）估it计出来的适度投资额。表8为回归结果，模型（1）～模型（3）分别对应三种金融发展指标，金融发展指标回归系数都在1%水平上显著为负，说明金融发展降低了过度投资水平，这排除了公司因过度投资而导致现金持有量减少的可能。

表8 金融发展对过度投资的影响

续前表

（3）金融发展与代理成本

Jensen 和 Meckling（1976）［38］文中指出股东与经理人之间存在利益冲突，因而他们之间存在代理成本。Ang等（2000）［39］认为可以采用管理费用率、营业费用率和财务费用率等来反映股东和经理人之间的代理成本。由于管理费用与管理者个人利益关系最为密切，因此本文采用管理费用率（管理费用 /营业收入）来作为代理成本的替代变量。以代理成本为被解释变量，金融发展为主要解释变量，控制公司规模、财务杠杆、固定资产净额、公司成长性和资产收益率进行回归，回归结果如表9所示。表9中Part A部分模型（1）～模型（3）对应的是全样本三种金融指标的回归结果，Part B部分模型（4）～模型（6）对应的是国有企业回归结果，模型（7）～模型（9）对应的是民营企业回归结果。从全样本回归结果来看，模型（1）和模型（3）中金融发展指标回归系数在1%水平上显著为负，模型（2）中回归系数在1%水平上显著为正，主要是受民营企业样本的影响。因为从按股权性质分样本回归结果来看，国有企业中金融发展指标回归系数都为负，模型（4）和模型（6）中回归系数都在1%水平上显著，说明随着金融发展水平的提高，国有企业的代理成本相应地随之减少；而民营企业中虽然金融发展指标回归系数均为正，但只有模型（8）中金融业竞争指标回归系数显著，说明随着金融发展水平的提高，民营企业并不是因为代理成本随之上升，恰恰相反，民营企业在管理层上投入还不够，管理费用与营业收入的比例还未达到最优水平。

表9 金融发展对代理成本的影响

续前表

六、结论

本文以中国A股非金融类上市公司1999—2015年数据为研究样本，通过借鉴樊纲和王小鲁等所编制中国市场化指数中的金融市场化程度、金融业竞争和信贷资金分配市场化三个指标作为金融发展水平的代理变量，来研究中国金融发展水平对上市公司现金持有行为的影响及其产生的经济后果。研究结果显示：从全样本回归来看，金融发展降低了中国上市公司的现金持有量，增加了上市公司现金持有的边际市场价值。由于中国的特殊制度背景，公司的产权性质可能会对结果产生重要的影响。因此，通过按产权性质进行分组后的回归分析结果来看，金融发展更大程度上降低国有企业的现金持有量和增加国有企业现金持有的边际市场价值。进一步检验发现，金融发展降低了上市公司的现金－现金流敏感性，且国有企业降低的幅度要大于民营企业；同时，我们还检验了金融发展对公司过度投资和代理成本的影响，结果发现金融发展抑制了公司过度投资水平，降低了公司的代理成本，尤其是国有企业。这些表明中国金融发展水平的提升，主要是通过缓解上市公司的外部融资约束和减轻代理问题来降低其现金持有量，其中民营企业主要通过外部融资约束的缓解，国有企业主要通过代理问题的减轻，另外加上更便利的外部融资环境，因此，随着金融发展水平的提高，国有企业现金持有的边际价值增加得更大。为此，我们要大力发展金融业，提高金融市场化程度，加大金融业之间的相互竞争，提高信贷资金分配效率，促使中国融资规模不断扩大，金融产品不断丰富，金融服务不断优化，金融体系不断完善，结构更加合理，更好地让金融服务于企业的发展，尤其是民营企业，同时要深化国有企业改革，完善现代企业制度。这样不仅可以缓解当前民营企业融资难、融资贵的问题，同时可以减轻国有企业代理问题，确保中国经济平稳增长。