公司战略、融资约束与现金分布决策——基于A股上市公司的经验证据

徐健 张先治

(东北财经大学会计学院，辽宁 大连 116025)

一、引言和文献综述

现金持有决策对企业而言至关重要，为财务决策必不可少的组成部分。现有关于现金持有决策的研究主要聚焦于企业现金持有水平的视角，探究经济政策环境、公司治理、企业投融资决策、公司并购等与现金持有水平之间的关系[1-5]。关注企业现金持有水平的影响因素与经济后果，实证研究中的现金数据取自上市公司合并报表货币资金科目余额，其中隐含的研究假设为现金集中于母公司，现金在企业资金控制链的上下游分布状况对现金持有效用并无显著影响。然而，随着公司经营模式的发展，母子公司型企业集团形式的经营模式已经普遍存在，相关研究表明，中国上市公司中以母子公司型企业集团形式运营的公司占比高达95.3%，上市公司将近44.7%的现金分布在其下级子公司，由子公司分散持有，且现金在上市公司及其子公司间的分布状况会对其总体持有效用产生显著影响，如母子公司之间的现金分布状况会影响公司整体的投资水平及企业经济增加值考核对过度投资的抑制作用[6-7]。可见，对于企业现金持有不应仅仅研究现金持有水平，从现金结构化的视角研究现金分布决策是必要的。现金分布决策的内涵为母公司通过一定的方式将有限的货币资金合理地分布到母公司与子公司之间，以实现资源的最佳利用，获取最佳效益。上市公司及其子公司间的现金分布状况为现金分布决策的具体表现形式，那么，基于现金结构化的视角，是什么因素影响了上市公司的现金分布决策，从而形成差异化的母子公司间的现金分布状况？这无疑具有重要的现实意义。

关于现金分布决策影响因素的研究，现有文献从公司治理的角度研究控股股东及管理层持股比例对现金分布决策的影响，认为母子公司之间的现金分布状况为控股股东、高级管理人员及子公司少数股东博弈均衡的结果[8]。但实际上，由现金分布决策形成的上市公司及其子公司间的现金分布状况为公司经营的财务后果，基于“公司治理-经营行为-财务后果”的公司运行机制[9]可知，公司治理作为一种监督与制衡机制并不会直接作用于现金分布决策，而是通过公司经营行为间接地影响现金分布决策从而形成差异化的母子公司间的现金分布状况。因此，有必要从公司经营行为的角度出发探究上市公司现金分布决策的影响因素问题。

公司战略为公司根据环境变化，结合自身经营能力与成长动态轨迹确定长远发展目标，并为达成目标合理配置资源进行的一系列有组织的经营行为。Mintzberg(1978)[10]研究发现，无论公司是否事前对战略有所考虑，只要有具体的经营行为，就有公司战略，公司战略反映了公司的一系列经营行为，且实施不同战略类型的公司，其经营行为与控制权配置形式也呈现出显著差异。那么，公司战略会影响公司现金分布决策从而形成差异化的母子公司间的现金分布状况吗？目前学术界对此鲜有研究。此外，任何企业在经营发展中都可能受到融资约束的限制，战略激进程度高的公司，更容易受到融资约束的影响[11-14]，那么，公司战略与上市公司现金分布决策的关系是否会因融资约束的影响而有所改变同样值得探究。对上述问题的研究有助于以现金结构化视角，从现金形成的源头更好地解释现金分布决策问题，有助于加深对现金分布决策的理论认知。

基于此，本文以2008-2018年资本市场A股上市公司为样本，参考Miles和Snow(1978，2003)[11-12]的研究方法，依据战略激进程度将战略划分为进攻型、分析型和防御型三类，探究公司战略对现金分布决策的影响。上市公司及其子公司间的现金分布状况为现金分布决策的具体表现形式，因此，本文研究公司战略如何影响上市公司母子公司间的现金分布状况，以及融资约束对这一影响的调节效应；此外，考虑不同性质的终极控制人在资本市场中普遍存在，还将结合终极控制人性质这一重要的治理因素[15]，进一步探究公司战略与现金分布决策的关系是否会因终极控制人性质不同存在差异。与现有研究相比，本文研究的贡献主要在于：(1)从战略激进程度这一新的视角丰富了现金分布决策的影响因素的研究。目前，国内现金分布决策的影响因素研究局限于公司治理的视角，现金分布状况为公司财务后果的具体体现，由“公司治理-经营行为-财务后果”的公司运行机制[9]可知，公司治理作为一种监督与制衡机制并不会直接作用于现金分布状况，而是通过公司经营行为间接地影响现金分布状况。基于公司战略为公司经营行为的具体反映[10]，本文从一个全新的角度-战略激进程度，拓展了现金分布决策影响因素的研究思路，是对现有研究的有益拓展，有助于深入理解公司战略对现金分布决策的影响机制；(2)结合终极控制人性质这一重要治理因素，在剖析公司战略与现金分布决策关系的同时，阐明了终极控制人性质对现金分布决策的作用机制，丰富了有关母子公司之间现金分布状况形成路径的研究成果；(3)通过实证研究方法，为上市公司现金分布决策提供了新的解释途径与有益的经验证据，同时为母子公司的控制治理提供借鉴与启发。

二、理论分析与研究假设

现金犹如企业的“血液”，在经营发展中至关重要，相应地，现金分布决策成为公司经营决策与内部资本决策的核心内容，实现与经营特征相匹配的母子公司间的现金分布状况，有利于提高资本配置效率，保持公司在市场竞争中的优势，确保公司战略目标的实现。

(一)公司战略对现金分布决策的影响

公司战略为公司发展的战略总纲，已经成为公司治理不可或缺的组成部分，是管理层决策指导与控制企业经营行为的最高纲领。对于以母子公司型企业集团形式运营的公司而言，公司战略为集团战略，由母公司制定与规划，且母公司会实施与集团战略相一致的公司战略，并在子公司战略规划过程中积极参与进而发挥指导性作用[16]。Miles和Snow(1978，2003)[11-12]依据战略的激进程度将战略划分为进攻型、分析型和防御型三类。进攻型公司经营激进程度较高，通过拓展市场新领域、研发新技术以增强其核心竞争力；防御型公司经营较为稳健，通过降低产品价格、提升售后服务与产品品质保持竞争力；分析型公司介于二者之间。这种划分较为全面地覆盖了公司战略的市场定位，并可以用公司财务数据度量，更适合于公司财务领域的研究。

权变管理理论认为，不存在适用于任何情境的管理方法，公司的管理决策应根据组织的经营境况决定[17]，那么公司战略作为公司经营行为的具体反映[10]，决定了公司的经营方针与竞争模式，也决定了内部资源配置形式与治理结构，其必然会影响公司内部的资本决策。而现金分布决策为公司内部资本决策的核心内容[18]，所以，公司战略会影响现金分布决策。中国上市公司中以母子公司型企业集团形式运营的公司占比高达95.3%，上市公司平均有44.7%的现金分布在其下级子公司，由子公司分散持有[6]，并且资产近40.22%分布于子公司，营业收入近47.73%来源于子公司，这表明上市公司的子公司已经成为公司经营发展、价值创造的重要主体[19]。对于进攻型公司而言，子公司会与其实施一致类型的战略，这样通过调节双方利益冲突、提高双方合作效果可促进子公司提升绩效[20]。进攻型公司通过拓展市场新领域、创新技术以增强其核心竞争力[11-12]，从拓展市场新领域的角度看，相比防御型公司，进攻型公司会提升现金分布在子公司的比重，是因为进攻型公司为拓展市场新领域会增加组织与外部市场的经营管理活动，提高分权程度[21]，那么子公司会利用充足的现金发挥经营决策自主权，通过应对掠夺性风险、抢占投资机会、化解债务危机等途径获得比同行业竞争者增长速度更快的市场份额，发挥现金持有的战略效应(Cash-holding Strategic Effect)[22]，获取市场中的核心资源与机会；从技术创新的角度看，子公司充足的现金会促进其研发经费投入与创新核心技术[23]，而拥有核心资源、机会与技术的子公司能够支持母公司战略目标的实现[24]，从而实现联合价值创造。

相比防御型公司，进攻型公司创新程度较高，热衷于拓展市场新领域及依据客户需求创新技术[11-13]。为开拓市场新领域，进攻型公司会面对纷繁复杂的外部环境，但市场与技术环境的动态变化会加速降低不熟悉子公司经营环境的母公司管理者预测事件的能力[25]；另一方面，基于委托代理理论，委托代理关系贯穿于母公司管理层与控股股东、母公司与子公司之间，复杂的代理关系使得信息在公司内部传递的链条冗长，自上而下的信息流会降低子公司的自主创新能力，降低子公司对市场的反映速度，降低其对市场新领域的感知能力[26]。因此，进攻型公司为保持子公司竞争性优势，拥有应对环境变化的调整能力与决策速度，会赋予子公司更多的决策自主权。此时子公司管理层通常比母公司管理层更了解其核心能力、商业环境及实际资金需求，在信息不对称情况下，为缩短子公司利用现金持有战略效应的决策时间，并根据环境的变化提升感知市场新领域、创新技术的速度与能力，进攻型公司会提升现金分布在子公司的比重。基于上述分析，本文提出假设1。

H1公司战略会影响现金分布决策，激进的战略对现金分布在子公司的比重具有促进效应，战略激进程度越高，现金分布在子公司的比重越高。

(二)融资约束在公司战略对现金分布决策影响中的调节效应

融资条件对企业的经营发展和技术创新至关重要，任何企业在经营发展中都可能受到融资约束的限制。根据融资约束理论，信息的不对称程度、交易成本以及由代理问题形成的代理成本等因素都会对企业的外部融资造成影响。进攻型公司增强核心竞争力主要通过拓展市场新领域与创新技术实现[11-12]，因此，本文从外部市场交易与创新投入两方面分析。

对于进攻型公司而言，因经营发展所需的营运资金及投资水平往往高于内部财务，内部现金流通常不能满足企业发展的需要。随着融资约束程度提高，资金外部融资受到限制时，会使企业减少与外部市场的交易活动。当企业与外部市场进行较少的交易活动时，降低子公司的自主决策权，推动母子公司间的资源共享，会提升子公司乃至集团的经营绩效[25]。相比防御型公司，进攻型公司的外部市场交易活动减少幅度更大。为提高母子公司间的现金资源协同效益(Synergy Effects)[27]，同时降低现金持有成本，进攻型公司会降低现金分布在子公司的比重。

现金作为技术创新时资金缺乏的助力剂，却因资金量限制与内部融资成本较高等因素的影响，使技术创新仍需外部融资资金的供给[28]。融资能力对技术创新投入具有促进作用，融资能力增加1%，创新投入将增加0.43%，且随着公司规模的扩大，融资能力对创新投入的影响随之增强[29]。但技术创新具有高度的异质性，不同公司、产品之间的技术创新很难直接比较，因此，技术创新的不透明度会增加公司内外部的信息不对称程度，基于信息不对称理论，信息不对称将引发道德风险与逆向选择问题，使技术创新相比于其他经营活动受到融资约束的影响更大[30]，因融资约束形成的资金短缺会使上市公司创新投入总体低于最优水平的43.27%[31]，可见，相比于融资能力对创新投入的促进作用，融资约束对创新投入的抑制作用大幅度增强。

战略激进程度高的公司，更容易受到融资约束的影响[11-14]，因此，进攻型公司战略激进程度会因公司与外部市场交易活动和创新投入受到融资约束的限制而降低，且子公司与母公司保持战略一致可利用集团内部优势抵御风险提升绩效，“特立独行”并不利于其自身发展[20]，所以进攻型公司的子公司战略激进程度降低，拓展外部市场的交易活动减少。现金作为稀有和极易被管理层使用的资源，当子公司与外部市场交易活动较少而持有较多的现金时，会引发由于代理问题产生的子公司管理层寻租行为[32]，因此，进攻型公司会降低现金分布在子公司的比重。由此可见，相较于高融资约束公司，低融资约束公司激进的战略对现金分布在子公司比重的促进效应更强。基于上述分析，本文提出假设2。

H2融资约束差异能够显著影响公司战略与现金分布决策的关系，融资约束会削弱激进的战略对现金分布在子公司比重的促进效应。

三、研究设计

(一)样本数据

以资本市场A股2008-2018年的上市公司数据为初始样本，在这一基础上，进行如下筛选：(1)剔除ST、*ST的公司样本；(2)剔除金融及保险类行业样本；(3)剔除财务数据值缺失样本；(4)为避免母公司为投资控股型公司样本对研究结论可能的影响，剔除母公司营业收入为0的样本。经过上述筛选，最后得到12 730个公司年度(Firm-Year)样本观察值，涉及17个行业，涵盖11个年份。为消除极端值对研究结论的影响，按1%、99%分位对连续变量进行缩尾处理。相关数据均来自国泰安数据库(CSMAR)及Wind金融终端数据库。

(二)变量定义

借鉴Bentley等(2013)[13]、孙健等(2016)[33]的研究，本文从六方面来描述公司战略，进而构建公司战略指数Strategy。由于中国研发数据披露时间较晚，本文参考王化成等(2016)[14]的研究，用无形资产净额替代研发支出，指标详见表1。

表1 变量定义表

战略不同并不是因为公司所处行业的不同，相反，Miles和Snow(1978，2003)[11-12]认为在任何行业都会存在采用不同战略的公司，这才是一个均衡的市场状况。因此，将前五个特征变量取过去五年的移动平均值，在每个“年度-行业”样本中，将前五个特征变量升序排列均分为五组，依次赋值0-4分，将第六个特征变量升序排列均分为五组，依次赋值4-0分，然后分组将上述六个特征变量相加求和，得到值为0-24的公司战略指数Strategy，Strategy值越大表明公司越表现为进攻型战略，战略激进程度越高；Strategy值越小表明公司越表现为防御型战略，战略激进程度越低。

2.现金分布决策的度量

上市公司及其子公司间的现金分布状况为现金分布决策的具体表现形式，基于此，采用母子公司间的现金分布状况度量公司现金分布决策，借鉴陆正飞和张会丽(2010)[8]的研究，母子公司间的现金分布计算方式为

Cashdisi,t=1-母公司报表货币资金/合并报表货币资金

Cashdis反映上市公司及其子公司间的现金分布状况(1)研究中，本文将子公司作为一个整体来考察。，值越大，表明现金分布在子公司的比重越高，反之越低。

3.融资约束的度量

关于融资约束的度量，在现有文献中，常用的度量方式有KZ指数[34]、WW指数[35]和SA指数[36]，SA指数的计算方法不含财务杠杆率、现金流等变量，在一定程度上缓解了内生性融资变量的干扰。相关研究表明，用SA指数度量中国A股上市公司融资约束程度是合理的，且结论较为稳健[37]，因此，采用SA指数对融资约束进行度量。模型(1)如下

3.要倡导“唱对子”。通过互联网构建生生、师生交流的平台，学生可以借助这些平台，针对自己做题时遇到的困惑或是找出的易错点做课后研讨，避免课下教师面前排长队的问题，有效地提高了课下时间利用率。这样既可以帮助学生之间形成生生互动，又可以让教师了解学生的实际情况，开启师生互动。

SA=-0.737×Size+0.043×Size2-0.040×Age

(1)

其中，Size为公司规模，用总资产的自然对数度量；Age为公司年龄。SA数值越大，代表公司面临的融资约束程度越高。

4.控制变量

借鉴陆正飞和张会丽(2010)[8]的研究，选取如下变量作为控制变量：子公司资产规模占比(Assetdis)、子公司营业规模占比(Salesdis)、资产负债率(Lev)、公司现金分红(Div)、公司再融资(Seo)、少数股东权益占比(Mino)、第一大股东持股比率(Oneratio)、高管人员持股比率(Stockratio)。为了控制行业和年度对现金分布决策的影响，将在模型中加入行业和年度虚拟变量。变量定义详见表2。

表2 变量定义表

(三)模型设计

根据上文的理论分析，建立模型(2)验证公司战略对现金分布决策的影响，若公司战略(Strategy)的系数显著为正，说明战略激进程度越高，现金分布在子公司的比重越高。

Cashdisi,t=α0+β1Strategyi,t+β2Assetdisi,t+β3Salesdisi,t+β4Levi,t+β5Divi,t+β6Seoi,t+β7Minoi,t+β8Oneratioi,t+β9Stockratioi,t+β1,tΣYeart+β2,iΣIndustryi+εi,t

(2)

其中，α0代表截距项，βi表示回归系数，ε代表扰动项。

在此基础上，进一步加入公司战略(Strategy)与融资约束(Fincons)的交乘项、融资约束变量(Fincons)建立模型(3)，验证公司战略与现金分布决策的关系是否会因融资约束的影响而发生改变。若交乘项Strategy×Fincons的系数显著为负，则说明融资约束会削弱激进的战略对现金分布在子公司比重的促进效应。反之则反。

Cashdisi,t=α0+β1Strategyi,t+β2Strategyi,t×Finconsi,t+β3Finconsi,t+β4Assetdisi,t+β5Salesdisi,t+β6Levi,t+β7Divi,t+β8Seoi,t+β9Minoi,t+β10Oneratioi,t+β11Stockratioi,t+β1,tΣYeart+β2,iΣIndustryi+εi,t

(3)

四、实证检验与结果分析

(一)描述性统计分析

相关变量的描述性统计结果如表3所示，为了防止极端值对研究结论造成影响，已对所有连续变量按1%、99%分位缩尾处理。由表3可知，2008-2018年，中国资本市场A股上市公司现金分布在子公司的比重(Cashdis)最小值为0.013 6，最大值为0.996 6，均值和中位数分别为0.511 1和0.507 0，这说明不同公司间的现金分布状况存在一定差异，进一步凸显了研究现金分布决策影响因素的重要意义。公司战略(Strategy)的最小值为3，最大值为21，均值和中位数分别为11.873 8和12，有效地衡量了样本中公司战略的激进程度，且与现有研究文献相符。融资约束(Fincons)的均值、最小值与最大值分别为4.250 4、1.343 0与9.123 4，表明上市公司所面临的融资约束程度存在较大差异。从其他控制变量的统计特征来看，大部分差异程度相对较大。

表3 相关观测变量描述性统计

(二)相关性检验

对研究中所涉及的主要变量进行Pearson相关性检验，如表4所示。可以看出公司战略(Strategy)与现金分布决策(Cashdis)呈现显著正相关关系，其影响系数为0.109 6，在1%水平上显著为正，说明公司战略会影响母子公司间的现金分布决策，公司战略激进程度越高，现金分布在子公司的比重越高，初步验证了假设1。此外，表4中变量间相关系数的绝对值均小于0.700，表明变量之间不存在较强的相关关系，初步排除了多重共线性的影响。下文将进一步就多重共线性进行专门检验，报告方差膨胀因子(VIF)。

表4 变量相关系数矩阵

(三)多元回归结果与分析

回归中对系数的标准误进行公司维度的聚类调整，同时控制年度和行业效应。多元混合回归结果详见表5，表5中列(1)仅控制年度和行业固定效应，公司战略(Strategy)的系数为0.008 4，在1%水平上显著为正。列(2)进一步加入子公司资产规模占比等作为控制变量，其为模型(2)的回归结果，公司战略(Strategy)的系数为0.003 2，在1%水平上显著为正，表明激进的战略对现金分布在子公司的比重具有促进效应，战略激进程度越高，现金分布在子公司的比重越高，假设1得到验证。列(3)加入融资约束(Fincons)变量，加入融资约束(Fincons)后公司战略(Strategy)的系数为0.003 3，在1%水平上显著为正。列(4)为模型(3)的回归结果，为进一步验证公司战略与现金分布决策的关系是否会因融资约束的影响而有所改变，将模型(3)中公司战略(Strategy)和融资约束(Fincons)进行去中心化处理，然后再相乘得到交乘项Strategy×Fincons，以此降低由于直接相乘给模型带来的多重共线性问题。列(4)公司战略(Strategy)的系数依然在1%水平上显著为正，在考虑了包括公司战略(Strategy)、融资约束(Fincons)及其他因素的直接影响后，交乘项Strategy×Fincons的系数为-0.001 3，在5%水平上显著为负，说明融资约束差异会显著影响公司战略与现金分布决策的关系，融资约束会削弱激进的战略对现金分布在子公司比重的促进效应，相较于高融资约束公司，低融资约束公司激进的战略对现金分布在子公司比重的促进效应更强，假设2得到验证。此外，在回归过程中进行方差膨胀因子检验，模型中各变量的方差膨胀因子(VIF)值均在3以下，远低于阈值，可以拒绝变量间多重共线性的问题；且模型拟合优度统计量Ajusted R-squared均大于50%，表明模型设定较好。

表5 公司战略、融资约束对现金分布决策影响的检验结果

(四)稳健性检验

1.内生性问题讨论

公司战略为公司最高层次的目标规划、未来经营发展的方向，同时也是一系列营业决策的起点和基础[21]。现金分布决策为公司的经营决策，管理层会根据公司战略进行现金分布决策，但并不会根据现金分布现状进行战略规划，所以基于战略管理理论，并不存在互为因果关系问题，但企业文化或者管理层风险偏好等因素可能会影响现金分布决策。为缓解公司战略自选择问题，借鉴刘行(2016)[38]的研究，用Heckman两阶段模型解决战略自选择问题。战略选择模型如下

Prosi,t/Defei,t=α0+β1Sizei,t+β2MBi,t+β3Levi,t+β4Roai,t+β5STDRoai,t+β6ULCi,t+β7Oneratioi,t+β1,tΣYeart+β2,iΣIndustryi+εi,t

(4)

模型(4)中Pros和Defe为战略类型虚拟变量，并借鉴Bentley等(2013)[13]、方红星和楚有为(2019)[39]的研究，当Strategy≥18时，将进攻型战略虚拟变量Pros赋值为1，否则为0；当Strategy≤6时，将防御型战略虚拟变量Defe赋值为1，否则取0。Size为公司规模，用总资产的自然对数度量；MB为市账比；Roa为总资产利润率；STDRoa为过去五年公司总资产利润率的标准差；ULC为终极控制人性质；Lev和Oneratio上文已有定义。

分别用战略类型虚拟变量Pros和Defe作为因变量进行Probit回归，计算出两个逆米尔斯比率(Inverse Mills Ratio)，并将其命名为Lambda1和Lambda2，再将Lambda1和Lambda2加入模型(2)和模型(3)重新回归，以控制公司战略自选择偏差，回归结果见表6和表7。表6显示，发展质量好、业绩好、业绩波动大和非国有控股的公司更倾向于进攻型战略。表7中列(1)仅控制年度和行业固定效应，同时加入Lambda1和Lambda2，公司战略(Strategy)的系数为0.008 3，在1%水平上显著为正。列(2)进一步加入子公司资产规模占比等作为控制变量，其为模型(2)的回归结果，公司战略(Strategy)的系数为0.004 0，在1%水平上显著为正，假设1得到验证。列(3)加入融资约束(Fincons)后，公司战略(Strategy)的系数在1%水平上显著为正。列(4)为模型(3)的回归结果，公司战略(Strategy)的系数为0.003 9，仍在1%水平上显著为正，且去中心化处理后交乘项Strategy×Fincons的系数在5%水平上显著为负，说明在加入两个自选择偏差(Lambda1和Lambda2)控制内生性后，激进的战略对现金分布在子公司的比重仍具有促进效应，融资约束差异仍然能够显著影响公司战略与现金分布决策的关系，融资约束会削弱激进的战略对现金分布在子公司比重的促进效应。研究结论并没有受到公司战略自选择偏差的影响。

表6 公司战略、融资约束对现金分布决策的影响：Heckman第一阶段回归结果

表7 公司战略、融资约束对现金分布决策的影响：Heckman第二阶段回归结果

2.公司战略的其他度量方法

为确保研究结论不受公司战略度量方法的影响，参照上文中Bentley等(2013)[13]、方红星和楚有为(2019)[39]的研究，将模型中的公司战略(Strategy)替换为进攻型战略虚拟变量Pros和防守型战略虚拟变量Defe，当Strategy≥18时，将Pros取1，否则为0；当Strategy≤6时，将Defe取1，否则为0。将Pros、Defe分别放入模型(2)与模型(3)，重复上述回归。回归结果见表8所示，列(1)-(3)进攻型战略虚拟变量(Pros)的系数均在1%水平上显著为正，列(4)Pros的系数在1%水平上显著为正，交乘项Pros×Fincons的系数在5%水平上显著为负，表明激进的战略对现金分布在子公司的比重具有促进效应，融资约束差异能够显著影响公司战略与现金分布决策的关系，融资约束会削弱激进的战略对现金分布在子公司比重的促进效应，假设1与假设2均得到验证。列(5)-(7)防守型战略虚拟变量(Defe)的系数均在1%水平上显著为负，列(8)Defe的系数在5%水平上显著为负，交乘项Defe×Fincons的系数在1%水平上显著为正，研究结论与上文一致。

表8 改变公司战略指标的稳健性检验结果(Pros/Defe)

3.融资约束的其他度量方法

Whited和Wu(2006)[35]采用系统广义矩估计GMM的研究方法构建融资约束WW指数，模型如下

WWi,t=-0.091×CFi,t-0.062×DDivi,t+0.021×Levi,t-0.044×Sizei,t+0.102×ISGi,t-0.035×SGi,t

(5)

其中，CF为公司经营性现金流量净额与总资产的比值；DDiv为是否发放股利虚拟变量；ISG为行业营业收入增长率；SG为公司营业收入增长率；Lev和Size上文已有定义。WW指数值越大，表明公司受到的融资约束程度越高。将WW指数作为融资约束度量变量重新对模型(2)与模型(3)回归，回归结果见表9，列(1)-(3)公司战略(Strategy)的系数均在1%水平上显著为正，列(4)在加入WW指数及交乘项Strategy×WW后，公司战略(Strategy)的系数仍在1%水平上显著为正，交乘项Strategy×WW的系数在1%水平上显著为负，表明激进的战略对现金分布在子公司的比重具有促进效应，融资约束差异能够显著影响公司战略与现金分布决策的关系，融资约束会削弱激进的战略对现金分布在子公司比重的促进效应，研究结论与上文一致。

Kaplan和Zingales(1997)[34]采用有序Logit回归方法研究公司融资约束，Lamout等(2001)[40]在Kaplan和Zingales(1997)[34]研究的基础上构建了更为全面的度量融资约束的KZ指数，模型如下

KZi,t=-1.002×CFi,t+0.283×TobinQi,t+3.139×Levi,t-39.368×Divii,t-1.135×CHi,t

(6)

其中，CF为公司经营性现金流量净额与总资产的比值；TobinQ为公司托宾Q值；Divi为发放的现金股利与总资产的比值；CH为现金持有水平与总资产的比值；Lev上文已有定义。KZ指数值越大，表明公司受到的融资约束程度越高。将KZ指数作为融资约束度量变量重新对模型(2)与模型(3)回归，回归结果见表10，列(1)(2)(3)公司战略(Strategy)的系数均在1%水平上显著为正，列(4)在加入KZ指数及交乘项Strategy×KZ后，公司战略(Strategy)的系数仍在1%水平上显著为正，交乘项Strategy×KZ的系数在10%水平上显著为负，研究结论与上文一致。

表9 改变融资约束指标的稳健性检验结果(WW指数)

表10 改变融资约束指标的稳健性检验结果(KZ指数)

4.现金分布决策的其他度量方法

参考张会丽和吴有红(2011)[18]的研究，采用货币资金与交易性金融资产之和分布在子公司的比重重新度量上市公司及其子公司间的现金分布决策(Tcashdis)，重新对模型(2)与模型(3)进行回归，回归结果见表11，列(1)-(3)公司战略(Strategy)的系数均在1%水平上显著为正，列(4)在加入融资约束(Fincons)及交乘项Strategy×Fincons后，公司战略(Strategy)的系数仍在1%水平上显著为正，交乘项Strategy×Fincons的系数在1%水平上显著为负，研究结论与上文一致。

(五)进一步讨论终级控制人性质对公司战略与现金分布决策关系的影响

所谓产权性质，是指公司的终极控制人是哪一类公司或者个人。终极控制人性质的不同是中国混合所有制经济中的重要特征，根据终极控制人是否为政府，公司可划分为国有控股公司与非国有控股公司。国有控股公司中政府出资占其表决权股份的一半以上，从而影响其经营决策与公司战略。根据上文的分析，激进的战略对现金分布在子公司的比重具有促进效应，公司战略激进程度越高，现金分布在子公司的比重越高，那么激进的战略对现金分布在子公司比重的促进效应是否因终极控制人性质不同产生差异，本文将做进一步分析与研究。

表11 改变现金分布决策指标的稳健性检验结果(Tcashdis)

1.终极控制人性质对公司战略与现金分布决策关系的影响

国有控股公司为中国特色社会主义的重要物质基础，是引领国民经济发展的主导力量。相较于非国有控股公司，国有控股公司中存在多重代理关系，一是人民作为委托人将国有资产委托给各级政府，二是各级政府作为委托人将资产委托给国有控股公司管理层管理，形成国有产权-各级政府-管理层之间的多重代理关系，但由于国有产权主体的缺位导致代为行使产权职能的各级政府自身效用函数与产权主体利益并不一致[41]，会使国有控股公司经营效率降低以致战略目标难以实现；此外，基于终极产权理论，相较于非国有控股公司，国有控股公司承担着发展国家经济、维护社会稳定及推动地方经济增长等社会责任，因而承担更多的政策性目标[42]，其经营行为多源于政府的政策导向与引导，体现了各级政府作为出资人参与公司治理的意愿，但各级政府将政策性目标植入国有控股公司，会使公司战略对经营发展的指引出现偏差，降低国有控股公司的经营效率及管理层的激励效应[43]。为此，管理层为维护自身利益与政治晋升会选择稳健低风险的经营模式，降低子公司的经营决策自主权，进而降低激进的战略对现金分布在子公司比重的促进效应。

表12 公司战略、终级控制人性质对现金分布决策的检验结果

传统观念认为，国有控股公司与政府、银行存在的天然联系会使其更容易获得银行贷款，而非国有控股公司会受到融资约束。但随着中国金融化市场改革的推进，金融市场建设日趋完善。如2003年，十六届三中全会决定鼓励有条件的商业银行择机上市；2007年，十七大提出推进金融体制改革，发展各类金融市场；2010年，十七届五中全会提出利率和汇率的市场化改革。金融机构为提升自身经营效益、降低不良贷款率，会选择经营效率高、内部治理机制好的优质公司资源，而国有控股公司由于经营效率较低、多重代理关系形成的代理成本高及治理失效等因素，使其得到的贷款等融资支持力度减弱，且投资者对其经营业绩的期望值较低，参与申购新股与配股的积极性下降，从而形成融资约束[44-45]。王家庭和赵亮(2010)[44]研究发现，相较于非国有控股公司，国有控股公司受到的融资约束程度更大。那么，相较于非国有控股公司，国有控股公司相对较高的融资约束同样会降低激进的战略对现金分布在子公司比重的促进效应。基于上述分析，国有控股公司的战略激进程度会因国有产权主体缺位诱发的代理问题、政策性目标的干预及相对较高的融资约束而降低，弱化了激进的战略对现金分布在子公司比重的促进效应。据此，本文认为相较于国有控股公司，非国有控股公司的激进战略对现金分布在子公司比重的促进效应更强。

2.实证检验

在模型(2)中引入公司战略(Strategy)与终极控制人性质(ULC)的交乘项Strategy×ULC，公司为国有控股时ULC赋值为1，否则为0。回归结果见表12，列(1)、列(3)公司战略(Strategy)的系数均在1%水平上显著为正；引入的交乘项Strategy×ULC后，列(2)公司战略(Strategy)的系数在1%水平上显著为正，交乘项Strategy×ULC的系数在5%水平上显著为负，列(4)公司战略(Strategy)的系数在1%水平上显著为正，交乘项Strategy×ULC的系数在10%水平上显著为负，这说明相较于国有控股公司，非国有控股公司的激进战略对现金分布在子公司比重的促进效应更强，研究结论与预期一致。

五、研究结论与启示

公司战略会对现金分布决策产生直接影响，不同战略类型的公司，控制权配置形式、治理结构及信息不对称程度都会存在显著差异，不同类型的战略会形成差异化的母子公司间的现金分布状况。本文基于资本市场A股2008-2018年上市公司样本进行实证研究，研究结果表明：(1)公司战略会影响现金分布决策，激进的战略对现金分布在子公司的比重具有促进效应，战略激进程度高的母公司会通过实施母子公司一致类型的战略，充分发挥子公司现金持有的战略效应及应对环境的决策自主权，提高现金分布在子公司的比重；(2)融资约束能够显著影响公司战略与现金分布决策的关系，战略激进程度会因公司外部市场交易活动与创新投入受到融资约束的限制而降低，进而影响激进的战略对现金分布在子公司比重的促进效应。相较于高融资约束公司，低融资约束公司激进的战略对现金分布在子公司比重的促进效应更强；(3)国有产权主体缺位诱发的代理问题、政策性目标的干预及相对较高的融资约束弱化了国有控股公司激进的战略对现金分布在子公司比重的促进效应，相较于国有控股公司，非国有控股公司激进的战略对现金分布在子公司比重的促进效应更强。

本文丰富了现金分布决策影响因素方面的文献，研究结论具有一定的理论与实践价值。在理论方面，本文从一个全新的角度——公司战略激进程度，拓展了现金分布决策的影响因素研究，从现金形成的源头更好地解释了母子公司之间形成的现金分布状况，更为深入地理解现金分布决策问题，同时为公司现金分布决策提供了一定的理论支持。在指导实践方面，研究结论为现金分布决策提供了来自微观企业的经验证据。对于管理层而言，没有适用于任何情境的管理方法，基于市场竞争环境多变，企业亦应根据战略性需求适时调整现金分布决策，并降低融资约束程度，使激进的战略对现金分布在子公司比重的促进效应充分发挥，从而实现母子公司联合价值创造，推动公司战略目标的达成。公司只有实现与其战略特征相匹配的母子公司间的现金分布状况，才有利于提高资本配置效率，保持其在市场竞争中的优势，确保战略目标的实现。但应当指出的是，现金在母子公司间的分布过度集中在母公司或过度分散在子公司，都会由于委托代理问题引发管理层的寻租行为[18]，对此，上市公司应强化现金流披露制度，完善公司内部治理机制，避免管理层寻租行为的发生。此外，国有控股公司应通过股东制衡强化监管与激励，更好地发挥股权制衡作用，提升现金分布在子公司的比重进而促进公司战略目标的实现。对于监管层而言，了解公司战略与上市公司及其子公司间现金分布状况的关系，有利于监管工作有的放矢，提高监管效率。