大股东控制、管理层权力与公司现金持有

（东南大学经济管理学院 江苏南京 211189）

一、引言

公司持有多少现金一直以来都是一项重要的财务决策问题，不仅关乎企业能否有效防范财务风险，还影响企业能否持续创造价值。现代企业随着所有权和经营权分离，企业内部的代理冲突不但会发生在企业的高管和股东之间，还会发生在企业的大股东和中小股东之间。Gao等（2013）发现代理冲突是解释公司财务决策的重要因素，代理问题加重会诱发公司持有高额现金。Jensen（1986）认为现金是流动性最强的资产，公司高管为了满足私利往往会利用手中的权力使公司持有高于投资需求量的现金。当管理层权力变大时，高管对公司的控制力和影响力就会变大，增加了公司信息不对称程度和代理冲突，引发了高管操纵薪酬、投资效率低等问题。公司治理能在减少信息不对称程度和代理冲突方面做出重大贡献，股权结构作为其基础更是备受关注。当股权结构不同时，股东对公司高管损害中小股东利益行为的监督作用便会不同，为此，本文结合股权结构探寻企业高管权力对公司现金持有的影响，一方面，丰富企业现金持有影响因素的理论研究；另一方面，为企业通过改善股权结构和提高内部治理水平，遏制管理层权力对财务决策的负面影响提供一定的经验证据。

二、理论分析与研究假设

（一）管理层权力对公司现金持有量的影响。自改革开放以来，我国政府渐渐把权力下放给企业使其有了更多自主经营权，同时，由于薄弱的外部治理环境和混乱的内部治理结构，管理层权力不断膨胀，从而引发对企业治理、企业业绩、企业价值等很多负面效应。首先，公司管理层权力的扩大直接影响其自身薪酬的设计，管理层会依靠权力使公司持有高额现金来趁机获得更多隐形薪酬，而不会为了显性薪酬努力来提高公司价值。其次，管理层权力的扩大还为管理层过度投资提供便利，管理层会利用手中权力过度投资低回报的项目，一般用为构建固定资产等长期资产所支付的现金来衡量过度投资的大小，因此本文认为企业高管所拥有的权力与企业现金持有量有正相关关系。最后，管理层权力越大，越有可能诱发经营者贪污受贿、挥霍资产等违规行为。现金是流动性最强的资产，最有可能会被权力过大的管理层占用或抽逃，这样高管就有动机使公司持有高额现金以便有更多的机会谋求控制权私利，高管以一己私利随意干预公司现金储备量的行为同样也是公司储备现金的代理动机的具体体现。因此，提出假设1。

H1：同等条件下，管理层权力的大小对公司现金持有量有显著的正向影响。

（二）大股东控制对管理层权力与公司现金持有量关系的影响。大股东由于在两类代理问题中充当不同的角色，使得其在公司治理中发挥的作用变得十分复杂，会随着大股东持股比例而发生变化。刘星等（2014）从集团内部资本市场运作视角出发，发现当股权分散或者绝对控股时，基于代理动机，集团公司相比于独立公司储备更高的现金，当大股东相对控股时，基于预防性动机，集团公司相比于独立公司储备更低的现金。南晓莉和杨智伟（2016）认为当股权分散和大股东绝对控股的股权结构相比于股权分散的股权结构公司内部的代理冲突问题更加严重。公司高管基于代理动机会使得公司持有高额现金，不同的大股东持股比例使得公司所面临的代理问题存在差异，高管权力对企业现金储备量的影响也会有所不同。在股权分散的情况下，由于股东缺少投票权和发言权，几乎没有动力和能力去揭发高管治理公司中出现的违规行为。在大股东相对控股的情况下，随着第一大股东持股比例逐渐增加，股东有动力并且也有能力去制约管理层寻租行为。在大股东绝对控股的情况下，大股东的身份转变为第二类代理问题的责任人，有能力有动机与管理层联合去侵占中小股东的利益。因此，本文提出假设2。

H2：同等条件下，当股权分散和大股东绝对控股时，管理层权力对公司现金持有量的正向影响会增强；当大股东相对控股时，管理层权力对公司现金持有量的正向影响会减弱。

三、研究设计

（一）样本选择与数据来源。本文选取2011年12月31日以前上市的，2012—2016年沪深两市全部A股上市企业为样本。在此基础上，进行了一系列筛选：（1）剔除金融类上市公司；（2）剔除重要的财务值不存在或者不全的企业样本；（3）剔除已经退市、ST和*ST的企业；（4）剔除既发行B股又发行H股的样本；（5）剔除资产数值为零、营业总收入数值为零、所有者权益数值为负的样本；（6）对全部的连续变量实行winsorize处理，剔除0%—1%以及99%—100%之间的企业样本。最终获得3 964个样本观测值。

（二）变量定义和模型设计。被解释变量为公司现金持有量，参考盛明泉和车鑫（2016）文献的做法，采用企业期末现金及现金等价物与企业总资产和现金及现金等价物差值的比值（Cash）来表示企业的现金持有量。解释变量为管理层权力的综合变量，参考权小峰等（2010）、卢馨等（2014）等人的做法，采取主成分分析方法，用共计五个变量合成企业管理层权力的综合变量，具体变量包括：董事长和总经理两职合一（CEO_BOD），公司总经理与董事长由一人兼任，则取值1，否则取值0；董事会规模（B_Size），董事会总人数超过其中位数时，取值为 1，否则为 0；内部董事比例（In_director），董事会中内部董事比例数值超过其中位数时，取值为1，否则为0；管理层持股比例（M_share），管理层拥有的公司股权比例超过其中位数时，取值为1，否则为0；高级管理人员规模（M_Size），即年报中披露的高级管理人员总人数。影响企业现金持有量的因素有很多，本文还设置了一些控制变量，包括公司规模（Size）、财务杠杆（Lev）、公司成长性（Grow）、现金流量（CF）、现金替代物（NWC）、资本支出（Capx）、股利支付哑变量（Div）。

本文建立了一个多元回归模型，来验证H1、H2是否成立。管理层权力Power视作观测变量，凭借H1，推断β1的系数都可能为正。为了验证H2，参考刘星等（2014）、南晓莉和杨智伟（2016）的做法，将全样本划分为股权分散组、相对控股组、绝对控股组，分别对其用此模型进行回归分析。

四、实证分析与结果解释

（一）描述性统计分析。由表1可以看出，用Cash表示的公司现金持有量的均值分别为0.2005，标准差为0.1697，合成的管理层权力的均值为0.0115，标准差为1.1691，企业治理结构、所处的行业性质等的差异必然使管理层权力的大小不一。

表1???????????????????主要变量的描述性统计?变量? 观察值? 均值? 标准差? 最小值? 最大值?Cash? 3?964? 0.200518? 0.1697224?0.017007?0.949082?CE0-B0D? 3?964? 0.2003027?0.4002774? 0? 1?B-Size? 3?964? 0.1516145?0.3586921? 0? 1?In-director? 3?964? 0.7426842?0.0043721? 0? 1?M-share? 3?964? 0.4722503?0.4992923? 0? 1?M-Size? 3?964? 0.4445005?0.4969729? 0? 1?Share? 3?964? 0.3629057?0.0135768?0.116458?0.720353?0wner? 3?964? 0.1485873?0.3557261? 0? 1?Power? 3?964? 0.0115416? 1.169086? -2.59113? 2.42705?

表2 大股东控制、管理层权力与公司现金持有量的回归分析结果?变量? 全样本? 股权分散组? 相对控股组? 绝对控股组?Power?0.0054? 0.0097? 0.0032? 0.0068?Size? -0.0020? -0.0057? 0.0032? -0.0024?Lev? 0.0079? 0.1113? 0.0042? 0.0942?Grow? 0.0010? 0.0007? 0.0004*? -0.0002?CF? 0.0283? 0.2592? 0.3161? 0.2285?NWC? 0.2648? 0.2660? 0.2396? 0.3101?Capx? 0.2463? 0.2254? 0.2690? 0.2595?Div? -0.0094?-0.0063? -0.0083? -0.0113?Adj-R? 0.5585? 0.5389? 0.5580? 0.6350?F值? 218.96? 75.04? 97.27? 56.21?样本量? 3?964? 1478? 1755? 731?注：*、**、***分别表示在10%、5%、1%的水平上显著?

（二）回归分析。由表2可以看出，全样本下管理层权力对企业现金储备量的正向影响在0.01的显著性水平下显著。实证检验的数据表明，验证H1成立，在其他条件不变的情况下，管理层权力越大，管理层越有意图和能力使公司持有过量的现金从而可以从中有机会谋私利。股权分散的情况下，模型中管理层权力（Power）对公司现金持有量（Cash）在0.01的显著性水平下显著，管理层权力 （Power）的系数为0.0097，与全样本下其系数0.0054相比有所增加，这说明在股权分散的情况下，企业高管更会随意决定企业的现金管理目标使其偏向自己的利益发展。大股东相对控股的情况下，管理层权力对公司现金持有量的正向影响在0.05的显著性水平下显著，观测变量管理层权力（Power）的系数为0.0032，相比于全样本组的模型中管理层权力 （Power）的系数（0.0054）有所减少，显著性也下降了，这说明在大股东相对控股的情况下，企业高管插手企业现金管理的不正当行为能够被遏制。在大股东绝对控股的情况下，管理层权力（Power）对企业现金持有量的正向影响在0.01的显著性水平下显著，观测变量管理层权力（Power）的系数（0.0068），相比于全样本组中管理层权力（Power）的系数（0.0054）有所增加，这反映了在大股东绝对控股的情况下，企业高管在利益驱动下很有可能与大股东联合使企业持有过量的现金、将现金投入效率严重低下的项目等从而趁机抽逃现金、输送利益，验证H2成立。

（三）稳健性检验。为了保证研究结果真实可靠，本文用主成分分析中的管理层权力第一主成分变量替换了原有的解释变量管理层权力综合变量，被解释变量和控制变量不变，将新的多元回归模型在全样本下重新进行回归，发现企业管理层权力对公司现金持有量的正向影响依旧在0.01的显著性水平上显著，说明管理层权力对公司现金持有量的正向影响不受管理层权力变量数据来源的影响。将全组样本拆为股权分散组、大股东相对控股组和大股东绝对控股组之后用新的多元回归模型对这三组样本分别进行回归，也发现相比于股权分散和大股东绝对控股的情况，大股东相对控股的情况下管理层权力对企业现金持有量的正向影响会被削弱。总之，稳健性检验得出的结论与前文的实证分析结果所得出的结论一致，限于篇幅，检验结果从略。

五、研究结论与政策建议

本文以2012—2016年沪深两市A股上市公司为研究样本，用主成分分析法生成管理层权力变量，实证研究了管理层权力与公司现金持有量的关系以及股权结构对两者关系的影响。实证结果表明，管理层权力对公司现金持有量有显著的正向影响。在股权分散和大股东绝对控股的情况下，管理层权力对公司现金持有量的正向影响会增强。在大股东相对控股的情况下，管理层权力对公司现金持有量的正向影响会减弱。针对管理层权力对企业财务决策的负面效应，本文建议采取下列措施：首先，改善外部治理环境，建立相关法律条文和规章制度，加强对投资者、股东、债权人、供应商等的保护；其次，健全内部治理机制，既要加强股东对管理层的监督，又要防止大股东与管理层合谋做出侵犯中小股东利益的行为；最后，相关部门应当建立披露高管信息的制度，促使上市公司披露的管理层员工信息更加具体、详细，信息的透明化在一定程度上能抑制企业管理层的违规寻租行为。