股票市場(chǎng)開放對(duì)上市公司現(xiàn)金持有水平的影響研究
——基于“滬港通”的實(shí)證檢驗(yàn)

黎精明，張純純

（武漢科技大學(xué) 恒大管理學(xué)院，湖北 武漢 430065）

一、引言

2014 年4 月10 日，國(guó)務(wù)院總理李克強(qiáng)在博鰲亞洲論壇上發(fā)表主旨演講強(qiáng)調(diào)，將著重推動(dòng)新一輪高水平對(duì)外開放，擴(kuò)大包括資本市場(chǎng)在內(nèi)的服務(wù)業(yè)對(duì)外開放是其中的重要方面。緊隨其后，2014 年11月17 日，中國(guó)證監(jiān)會(huì)正式批復(fù)開展滬港通互聯(lián)互通機(jī)制試點(diǎn)（以下簡(jiǎn)稱“滬港通”），“滬港通”是中國(guó)資本市場(chǎng)對(duì)外開放的重要舉措，這有利于加強(qiáng)內(nèi)地和香港資本市場(chǎng)的聯(lián)系，推動(dòng)資本市場(chǎng)雙向開放。2016 年12 月5 日，深港股票市場(chǎng)交易互聯(lián)互通機(jī)制試點(diǎn)（以下簡(jiǎn)稱“深港通”）也正式啟動(dòng)。滬港通實(shí)施后，國(guó)內(nèi)學(xué)者研究并揭示了股票市場(chǎng)開放的諸多宏觀政策效應(yīng)，比如滬港通有助于提高股票價(jià)格的信息含量，降低股價(jià)“暴漲暴跌”風(fēng)險(xiǎn)，提高兩市行業(yè)間的雙向波動(dòng)溢出程度等。然而，有關(guān)“滬港通”這一宏觀政策對(duì)微觀層面企業(yè)財(cái)務(wù)行為影響的研究卻相對(duì)薄弱得多，相關(guān)研究亟待豐富和加強(qiáng)。

現(xiàn)金作為流動(dòng)性很強(qiáng)但獲利性較差的資產(chǎn)，對(duì)其持有能夠較好地實(shí)現(xiàn)支付、預(yù)防、投機(jī)等功能，從而使企業(yè)擁有相應(yīng)的財(cái)務(wù)柔性，并帶來財(cái)務(wù)柔性價(jià)值；然而，它也會(huì)不同程度地影響企業(yè)的總資產(chǎn)獲利能力和資產(chǎn)配置質(zhì)量，并引發(fā)現(xiàn)金持有的代理問題，正因如此，企業(yè)現(xiàn)金持有水平很難做絕對(duì)的學(xué)理推薦或評(píng)判?，F(xiàn)實(shí)中，不同行業(yè)的企業(yè)，以及同一行業(yè)的不同企業(yè)，甚至同一企業(yè)在不同的時(shí)期，其現(xiàn)金持有水平均可能存在顯著甚至巨大差異性，事實(shí)上，現(xiàn)金持有水平是企業(yè)根據(jù)自身所處環(huán)境條件相機(jī)決策的重要體現(xiàn)，它也是窺視企業(yè)財(cái)務(wù)行為的重要角度。

鑒于上述，本文擬以滬港通政策的實(shí)施進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，以滬港通標(biāo)的公司作為實(shí)驗(yàn)組，以深港通標(biāo)的公司作為對(duì)照組，利用2012—2016 年數(shù)據(jù)，采用雙重差分模型檢驗(yàn)股票市場(chǎng)開放對(duì)上市公司現(xiàn)金持有水平的影響，藉此豐富股票市場(chǎng)開放宏觀改革政策微觀財(cái)務(wù)效應(yīng)的相關(guān)研究，并為股票市場(chǎng)開放政策實(shí)施效果評(píng)估提供相應(yīng)證據(jù)支持。

二、文獻(xiàn)綜述與研究假設(shè)

有關(guān)股票市場(chǎng)對(duì)外開放，在“滬港通”政策實(shí)施前，相關(guān)研究主要聚焦于利用合格境外機(jī)構(gòu)投資者制度吸引外資、“A+H”雙重上市等方面；在“滬港通”政策實(shí)施后，學(xué)者們逐漸開始從市場(chǎng)角度關(guān)注股票市場(chǎng)開放所產(chǎn)生的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)。徐曉光等（2017）[1]研究發(fā)現(xiàn)，滬港通的實(shí)施強(qiáng)化了滬深兩市行業(yè)間的聯(lián)系，主要體現(xiàn)為波動(dòng)溢出幅度和信息傳遞效率的提高；鐘覃琳和陸正飛（2018）[2]發(fā)現(xiàn)，資本市場(chǎng)開放有助于通過優(yōu)化公司治理效應(yīng)的途徑提高股票價(jià)格的信息質(zhì)量，進(jìn)而提升了資本市場(chǎng)的運(yùn)行效率和活躍程度；李沁洋和許年行（2019）[3]研究發(fā)現(xiàn)，滬港通政策降低了滬股通標(biāo)的公司的股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)，這說明資本市場(chǎng)對(duì)外開放有助于降低股價(jià)“暴漲暴跌”風(fēng)險(xiǎn)，促進(jìn)資本市場(chǎng)的穩(wěn)定與健康發(fā)展；劉曉星和許從寶（2019）[4]發(fā)現(xiàn)，投資者情緒與上證50 指數(shù)間存在著相互正向影響關(guān)系，滬港通政策對(duì)內(nèi)地股市運(yùn)行產(chǎn)生了顯著的積極影響。另外，也有少量研究關(guān)注股票市場(chǎng)開放對(duì)微觀企業(yè)的影響，比如，陳運(yùn)森等（2019）[5]從上市公司分紅視角發(fā)現(xiàn)股票市場(chǎng)開放有利于提升上市公司的現(xiàn)金股利支付；連立帥等（2019）[6]考察了滬深港通制度的實(shí)施對(duì)非財(cái)務(wù)信息定價(jià)與企業(yè)投資關(guān)系的影響，結(jié)果發(fā)現(xiàn)滬深港通的實(shí)施會(huì)提高企業(yè)投資與非財(cái)務(wù)信息定價(jià)的敏感性。綜上觀之，股票市場(chǎng)開放對(duì)股市宏觀影響的研究較豐富，但對(duì)微觀企業(yè)財(cái)務(wù)行為影響的研究卻顯得較薄弱，特別是對(duì)企業(yè)現(xiàn)金持有水平影響的研究亟待進(jìn)行補(bǔ)充。

至于影響企業(yè)現(xiàn)金持有水平的因素，F(xiàn)erreira 和Vilela（2003）[7]研究發(fā)現(xiàn)，銀行債務(wù)與現(xiàn)金持有水平負(fù)相關(guān)，Kusnadi（2003）[8]的研究則表明，企業(yè)資本支出與現(xiàn)金持有水平顯著正相關(guān)；胡國(guó)柳和蔣永明（2005）[9]發(fā)現(xiàn)，公司規(guī)模與現(xiàn)金持有量正相關(guān)，現(xiàn)金替代物以及公司年齡與現(xiàn)金持有量呈負(fù)相關(guān)；胡國(guó)柳和王化成（2007）[10]研究表明，企業(yè)增長(zhǎng)機(jī)會(huì)、股利支付與現(xiàn)金持有水平顯著正相關(guān)，而現(xiàn)金替代物和財(cái)務(wù)杠桿等與現(xiàn)金持有水平顯著負(fù)相關(guān)。另外，程建偉和周偉賢（2007）[11]發(fā)現(xiàn)，債務(wù)期限結(jié)構(gòu)與現(xiàn)金持有比率正相關(guān)；江龍和劉笑松（2011）[12]研究表明，非國(guó)有企業(yè)的現(xiàn)金持有水平顯著高于國(guó)有企業(yè)。陸正飛和韓非池（2013）[13]則發(fā)現(xiàn)，受到產(chǎn)業(yè)政策鼓勵(lì)發(fā)展的企業(yè)，其現(xiàn)金持有水平與企業(yè)在產(chǎn)品市場(chǎng)上的成長(zhǎng)顯著正相關(guān)，宏觀經(jīng)濟(jì)政策主要通過投資機(jī)會(huì)路徑對(duì)企業(yè)現(xiàn)金持有的市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)和價(jià)值效應(yīng)產(chǎn)生影響；王紅建等（2014）[14]研究發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)政策不確定性越高，公司現(xiàn)金持有水平越高，且代理問題越嚴(yán)重，兩者關(guān)系越敏感；袁奮強(qiáng)等（2018）[15]研究表明，國(guó)有企業(yè)的現(xiàn)金持有水平對(duì)融資約束具有更小的敏感性反應(yīng)；聶艷紅（2020）[16]實(shí)證發(fā)現(xiàn)，面臨融資約束越嚴(yán)重的企業(yè)，越傾向于提高其現(xiàn)金持有水平；反之，成長(zhǎng)性、資產(chǎn)負(fù)債率和經(jīng)營(yíng)活動(dòng)現(xiàn)金流量高的企業(yè)傾向于降低現(xiàn)金持有水平。其他更多類似研究不一一枚舉。綜合這些文獻(xiàn)可以看出，有關(guān)現(xiàn)金持有水平影響因素的既有研究雖然非常豐富，但它們基本都是從微觀角度入手，鮮有從宏觀制度因素來考慮問題。

在滬港通機(jī)制啟動(dòng)后，兩地投資者可以利用滬港通機(jī)制進(jìn)行跨境相互投資。事實(shí)上，在此機(jī)制下，內(nèi)地與香港投資者參與對(duì)方市場(chǎng)投資的程度在近幾年來確實(shí)實(shí)現(xiàn)了顯著提升。毋庸置疑，滬港通政策給我國(guó)上市公司帶來了更多投資機(jī)會(huì)。此時(shí)，上市公司出于投機(jī)性動(dòng)機(jī)考慮，可能會(huì)增加現(xiàn)金持有，提高現(xiàn)金持有水平。事實(shí)上，這種論斷已有相關(guān)文獻(xiàn)支持，比如，Opler 等（1997）[17]在對(duì)1971—1994 年間美國(guó)上市公司現(xiàn)金持有水平進(jìn)行研究時(shí)發(fā)現(xiàn)，未來投資機(jī)會(huì)多的公司現(xiàn)金持有水平更高；Ferreira 和Vilela（2004）[18]以EMU 國(guó)家上市公司為研究樣本，同樣得出現(xiàn)金持有水平與公司投資機(jī)會(huì)顯著正相關(guān)的結(jié)論；楊興全和孫杰（2007）[19]的研究也表明，公司現(xiàn)金持有量與公司的投資機(jī)會(huì)正相關(guān)。循此邏輯，本文提出下述研究假設(shè)：

假設(shè)：股票市場(chǎng)開放與上市公司現(xiàn)金持有水平顯著正相關(guān)。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文以2012—2016 年A 股上市公司為樣本，運(yùn)用雙重差分模型，多維度檢驗(yàn)滬港通機(jī)制對(duì)上市公司現(xiàn)金持有水平的影響。滬港通和深港通標(biāo)的公司名單來源于香港證券交易所官網(wǎng)，上市公司財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)來源于CSMAR 數(shù)據(jù)庫，以納入滬港通標(biāo)的名單的公司作為實(shí)驗(yàn)組，納入深港通標(biāo)的名單的公司作為對(duì)照組，并依次對(duì)樣本做了下述篩選處理：（1）剔除金融行業(yè)、ST 公司樣本觀測(cè)；（2）根據(jù)滬港通標(biāo)的選擇要求，剔除2014 年之后新增的滬港通標(biāo)的觀測(cè)值以及調(diào)出的滬港通標(biāo)的觀測(cè)值；（3）剔除資產(chǎn)負(fù)債率大于1 的公司（資不抵債的公司）；（4）剔除相關(guān)財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)缺失的樣本觀測(cè)；（5）對(duì)所有連續(xù)變量進(jìn)行上下各1%的縮尾處理。

（二）模型構(gòu)建

本文以2014 年11 月滬港通的實(shí)施作為實(shí)驗(yàn)場(chǎng)景并采用雙重差分模型進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。本文以納入滬港通標(biāo)的名單的公司為實(shí)驗(yàn)組樣本，以納入深港通標(biāo)的名單的公司為對(duì)照組樣本，構(gòu)建如下雙重差分模型來檢驗(yàn)前述研究假設(shè)。

根據(jù)前述理論分析，在控制影響現(xiàn)金持有水平的其他變量后，對(duì)于上述模型，預(yù)期β2＞0 且顯著。

（三）變量定義

1.被解釋變量。有關(guān)現(xiàn)金持有水平（Cashholding），擬參考鄭培培和陳少華（2018）[20]的研究，用“期末現(xiàn)金及現(xiàn)金等價(jià)物/期末總資產(chǎn)”進(jìn)行衡量。

2.解釋變量。若公司在樣本期間被納入滬港通名單，則Treat=1，否則Treat=0；若屬于納入滬港通名單之后的年度，則Post=1，否則Post=0。

3.控制變量?；诩扔邢嚓P(guān)文獻(xiàn)，擬對(duì)公司規(guī)模（Size）、現(xiàn)金流量（CFO）、資產(chǎn)負(fù)債率（Fleve）、現(xiàn)金替代物（Liq）、成長(zhǎng)性（Growth）、股利支付（Dumm）、上市年限（Age）、銀行債務(wù)（Bankdebt）、資本支出（Capex）、投資機(jī)會(huì)（Inve）、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)（SOE）、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（Indu）等因素進(jìn)行控制（具體定義詳見表1）。

表1 變量定義

四、實(shí)證結(jié)果分析

本文運(yùn)用Stata 15.1 軟件開展實(shí)證檢驗(yàn)，具體實(shí)證結(jié)果報(bào)告如下。

（一）描述性統(tǒng)計(jì)

主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果列示如表2 所示。

表2 變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

從表2 可以看出，Cashholding的平均值為0.17，標(biāo)準(zhǔn)差為0.13，這說明樣本公司現(xiàn)金及現(xiàn)金等價(jià)物占總資產(chǎn)的比例總體上超過10%，且不同企業(yè)現(xiàn)金持有水平的差異較?。粡腡reat的統(tǒng)計(jì)結(jié)果可見，樣本企業(yè)中滬港通標(biāo)的公司約占40.4%的比重；Fleve的均值為0.439，表明樣本企業(yè)整體負(fù)債比率相對(duì)較低；Growth的平均值為0.185，表明樣本企業(yè)的主營(yíng)收入增長(zhǎng)率平均值約為18.5%；Dumm的平均值為0.841，表明84.1%的樣本企業(yè)都支付了股利；SOE的平均值為0.432，表明樣本企業(yè)中國(guó)有企業(yè)略少于非國(guó)有企業(yè)。

（二）相關(guān)性分析

主要變量的相關(guān)性分析如表3 所示。由表3 可知，現(xiàn)金持有水平Cashholding與大部分主要變量間都存在顯著相關(guān)性，這說明變量選取整體上具有有效性。

表3 變量的相關(guān)性分析結(jié)果

（三）回歸分析

表4 是模型的回歸分析結(jié)果。其中，第（1）列是沒有控制年度和行業(yè)以及其他影響因素的情形，其交乘項(xiàng)Treat×Post的系數(shù)為0.040 8，t值為6.07，且在1%的水平下顯著為正；第（2）列是沒有控制年度和行業(yè)，但控制了其他潛在影響因素后的情形，其交乘項(xiàng)Treat×Post的系數(shù)為0.025 2，t值為4.55，依然在1%的水平下顯著為正；第（3）列是控制年度和行業(yè)，但沒有控制其他可能影響因素的情形，其交乘項(xiàng)Treat×Post的系數(shù)為0.040 8，t值為6.46，依然在1%的水平下顯著為正；第（4）列是控制了年度和行業(yè)以及其他潛在影響因素的情形，其交乘項(xiàng)Treat×Post的系數(shù)為0.026 0，t值為4.91，依然在1%的水平下顯著為正。綜合這些檢驗(yàn)結(jié)果可以判斷，股票市場(chǎng)開放的確促進(jìn)了標(biāo)的上市公司現(xiàn)金持有水平的增加，前述研究假設(shè)得到了較充分證實(shí)。

表4 模型回歸分析結(jié)果

（四）進(jìn)一步分析

1.針對(duì)投資機(jī)會(huì)差異的分析。經(jīng)典財(cái)務(wù)學(xué)認(rèn)為，企業(yè)持有現(xiàn)金的主要?jiǎng)訖C(jī)之一在于抓住稍縱即逝的投資機(jī)會(huì)。循此邏輯，企業(yè)面臨的投資機(jī)會(huì)不同，股票市場(chǎng)開放對(duì)上市公司現(xiàn)金持有水平的提升效果也理應(yīng)有差異。對(duì)于這種預(yù)見，本文擬做進(jìn)一步檢驗(yàn)。沿襲既有主流研究，本文采用托賓Q 值（以下簡(jiǎn)稱Q 值）作為投資機(jī)會(huì)的衡量指標(biāo)，并按照年度行業(yè)平均Q 值的中位數(shù)進(jìn)行分類，把Q 值高于中位數(shù)的認(rèn)定為高投資機(jī)會(huì)組，Q 值低于中位數(shù)的認(rèn)定為低投資機(jī)會(huì)組，然后分別檢驗(yàn)股票市場(chǎng)開放對(duì)現(xiàn)金持有水平的影響，具體結(jié)果如表5 所示。

表5 按投資機(jī)會(huì)分組的檢驗(yàn)結(jié)果

由表5 可見，在低投資機(jī)會(huì)組的公司樣本中，交乘項(xiàng)Treat×Post的系數(shù)為0.005 4，t值為0.73，且不顯著；在高投資機(jī)會(huì)組的公司樣本中，交乘項(xiàng)Treat×Post的系數(shù)為0.035 0，t值為4.30，在1%的水平顯著為正。這說明股票市場(chǎng)開放對(duì)于上市公司現(xiàn)金持有水平的提升作用集中體現(xiàn)在具有較高投資機(jī)會(huì)的上市公司中，對(duì)于投資機(jī)會(huì)較低的上市公司，股票市場(chǎng)開放未必能顯著提升其現(xiàn)金持有水平。

2.針對(duì)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)差異的分析。在我國(guó)制度情景下，國(guó)有企業(yè)和非國(guó)有企業(yè)的融資（尤其負(fù)債融資）環(huán)境具有較大差異性，總體而言，在其他因素相當(dāng)?shù)那闆r下，民營(yíng)企業(yè)較國(guó)有企業(yè)面臨更高程度的融資約束，因此其對(duì)內(nèi)部現(xiàn)金流的依賴性必然更強(qiáng)，它們也會(huì)本能地持有更高水平的現(xiàn)金。若如此，那么，股票市場(chǎng)開放對(duì)上市公司現(xiàn)金持有水平的影響將因產(chǎn)權(quán)性質(zhì)不同而具有差異性。為此，本文首先根據(jù)公司產(chǎn)權(quán)性質(zhì)將樣本公司分為國(guó)有組和非國(guó)有組，然后分別檢驗(yàn)股票市場(chǎng)開放對(duì)現(xiàn)金持有水平的影響，具體結(jié)果如表6 所示。

表6 按產(chǎn)權(quán)性質(zhì)分組檢驗(yàn)的結(jié)果

由表6 可知，在國(guó)有樣本組中，交乘項(xiàng)Treat×Post的系數(shù)為0.009 8，但不顯著；在非國(guó)有樣本組中，交乘項(xiàng)Treat×Post的系數(shù)為0.021 4，t值為2.53，在5%的水平下顯著為正，這說明股票市場(chǎng)開放對(duì)于上市公司現(xiàn)金持有水平的提升作用主要存在于非國(guó)有上市公司。

3.針對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)差異的分析。我國(guó)上市公司按照產(chǎn)業(yè)劃分可以分為第一產(chǎn)業(yè)（農(nóng)業(yè)）、第二產(chǎn)業(yè)（制造業(yè)）、第三產(chǎn)業(yè)（服務(wù)業(yè)）。由于不同產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)活動(dòng)所面臨的投資機(jī)會(huì)、環(huán)境不確定性具有較大差異，因此其對(duì)現(xiàn)金持有的需求也應(yīng)該存在差異性。為此，本文擬做進(jìn)一步檢驗(yàn)，在對(duì)樣本公司做產(chǎn)業(yè)分類的基礎(chǔ)上，分別檢驗(yàn)股票市場(chǎng)開放對(duì)不同產(chǎn)業(yè)上司公司的影響，檢驗(yàn)結(jié)果如表7 所示。

表7 按產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)分組檢驗(yàn)的結(jié)果

由表7 可知，對(duì)于第一產(chǎn)業(yè)上市公司，其交乘項(xiàng)Treat×Post系數(shù)為0.069 8，但不顯著；對(duì)于第二產(chǎn)業(yè)上市公司，其交乘項(xiàng)Treat×Post系數(shù)為0.026 5，t值為4.32，且在1%的水平上顯著為正；對(duì)于第三產(chǎn)業(yè)上市公司，其交乘項(xiàng)Treat×Post系數(shù)為0.021 5，t值為2.01，在10%的水平上顯著為正。這說明股票市場(chǎng)開放對(duì)于上市公司現(xiàn)金持有水平的提升效應(yīng)在第二產(chǎn)業(yè)中表現(xiàn)最為明顯，在第三產(chǎn)業(yè)中較為明顯，在第一產(chǎn)業(yè)中并不明顯。

五、穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了保證研究結(jié)論的可靠性，本文對(duì)上述實(shí)證結(jié)果進(jìn)行了以下穩(wěn)健性測(cè)試。

（一）改變現(xiàn)金持有水平的衡量方式。借用Opler的研究，將現(xiàn)金持有水平Cashholding定義為（貨幣資金+交易性金融資產(chǎn)）/（總資產(chǎn)—貨幣資金—交易性金融資產(chǎn)），然后重新檢驗(yàn)股票市場(chǎng)開放對(duì)現(xiàn)金持有水平的影響，回歸結(jié)果如表8 所示。

表8 重新定義因變量后的回歸分析結(jié)果

從表8 可知，此時(shí)回歸模型具有顯著性，其交乘項(xiàng)Treat×Post的系數(shù)為0.063 4，t值為5.29，且在1%的水平顯著為正，這表明前述研究結(jié)論依舊穩(wěn)健可靠。

（二）采用安慰劑檢驗(yàn)（Placebo Test）來排除實(shí)驗(yàn)組和對(duì)照組樣本公司固有特征差異對(duì)研究結(jié)果的干擾。將政策實(shí)施年份向前平推2 年，即假設(shè)滬港通于2012 年實(shí)施，在此假設(shè)下重新做回歸分析，具體回歸結(jié)果如表9 所示。

由表9 可見，此時(shí)回歸模型雖然具有顯著性，但Treat×Post的系數(shù)在前述假定下并不顯著，這說明股票市場(chǎng)開放后，滬港通標(biāo)的公司現(xiàn)金持有水平的提升并不是因公司固有特征的影響所致，這可以進(jìn)一步強(qiáng)化本文前述研究結(jié)論。

表9 安慰劑檢驗(yàn)結(jié)果

（三）進(jìn)行傾向得分匹配（PSM）。在滬港通政策實(shí)施之初，滬港通標(biāo)的股來自上證180 指數(shù)成份股、上證380 指數(shù)成份股及在上交所上市的“A+H”股。這些滬港通標(biāo)的企業(yè)規(guī)模、成長(zhǎng)性、盈利性等指標(biāo)均優(yōu)于非滬港通標(biāo)的企業(yè)，所以如果僅僅在全樣本范圍內(nèi)研究股票市場(chǎng)開放對(duì)企業(yè)現(xiàn)金持有水平的影響，可能存在樣本選擇性偏誤問題，為此，這里進(jìn)一步運(yùn)用傾向得分匹配法控制實(shí)驗(yàn)組與對(duì)照組樣本的協(xié)變量差異，以便在一定程度上解決樣本選擇偏誤可能引起的內(nèi)生性問題，藉此增強(qiáng)研究結(jié)論的可靠性。本文選取以下變量進(jìn)行匹配：公司規(guī)模（Size）、現(xiàn)金流量（CFO）、資產(chǎn)負(fù)債率（Fleve）、現(xiàn)金替代物（Liq）、成長(zhǎng)性（Growth）、股利支付（Dumm）、公司年齡（Age）、銀行債務(wù)（Bankdebt）、資本支出（Capex），在將樣本分為滬港通標(biāo)的組（實(shí)驗(yàn)組）與深港通標(biāo)的組（對(duì)照組）的基礎(chǔ)上，通過Probit模型估計(jì)傾向得分，并在回歸中控制了行業(yè)固定效應(yīng)，采用核匹配法（Kernel Matching）這一匹配方法來確定權(quán)重，并施加了“共同支持”（Common Support）條件。圖1報(bào)告了傾向得分匹配的平衡性檢驗(yàn)結(jié)果。

圖1 傾向得分匹配平衡性檢驗(yàn)結(jié)果

上述結(jié)果表明，通過傾向得分匹配，影響現(xiàn)金持有水平的各協(xié)變量在實(shí)驗(yàn)組和對(duì)照組樣本之間不存在顯著性差異，平衡性檢驗(yàn)獲得通過，樣本的選擇性偏誤問題得到了較好控制。在此基礎(chǔ)上，進(jìn)一步的雙重差分估計(jì)結(jié)果如表10 所示。

由表10 可知，模型具有顯著性，其交乘項(xiàng)Treat×Post的回歸系數(shù)分別為0.022 7，t值為4.26，且在1%的水平上顯著，這支持了前述研究結(jié)論，即滬港通開通之后，滬港通標(biāo)的企業(yè)的現(xiàn)金持有水平確實(shí)獲得了顯著提升。

表10 傾向得分匹配全樣本分析

六、結(jié)論與啟示

本文以A 股上市公司為樣本，基于滬港通政策進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)，運(yùn)用雙重差分模型檢驗(yàn)了股票市場(chǎng)開放對(duì)上市公司現(xiàn)金持有水平的影響，并做了相關(guān)分類研究和穩(wěn)健性測(cè)試。通過前文研究，擬做出以下結(jié)論：（1）滬港通政策的實(shí)施整體上提升了上市公司的現(xiàn)金持有水平。（2）股票市場(chǎng)開放對(duì)上市公司現(xiàn)金持有水平的提升作用具有分類差異性，從投資機(jī)會(huì)看，這種效應(yīng)主要存在于具有較高投資機(jī)會(huì)的樣本組；從產(chǎn)權(quán)性質(zhì)看，這種效應(yīng)主要存在于非國(guó)有上市公司；從產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)看，這種效應(yīng)在第二產(chǎn)業(yè)中表現(xiàn)最為明顯，在第三產(chǎn)業(yè)表現(xiàn)次之，而在第一產(chǎn)業(yè)中表現(xiàn)并不明顯。

本文研究結(jié)論意味著，股票市場(chǎng)開放政策既給我國(guó)上市公司帶來了更多投資機(jī)會(huì)，又相應(yīng)地緩解了我國(guó)上市公司所面臨的融資約束，因此，在確保風(fēng)險(xiǎn)可控的前提下，應(yīng)堅(jiān)持并逐步擴(kuò)大股票市場(chǎng)乃至資本市場(chǎng)開放，堅(jiān)定市場(chǎng)開放的正確方向不動(dòng)搖。本文研究的價(jià)值和意義在于：其一，找尋到了影響上市公司現(xiàn)金持有水平的一種宏觀制度性因素，從而豐富和拓展了上市公司現(xiàn)金持有水平影響因素的學(xué)術(shù)研究；其二，發(fā)現(xiàn)了股票市場(chǎng)開放對(duì)企業(yè)現(xiàn)金持有水平的影響狀況，從而為股票市場(chǎng)開放宏觀政策所具有的微觀效應(yīng)提供了證據(jù)支持。