Page 79 - 《北京工商大学学报（社会科学版）》2020年第4期

北京工商大学学报(社会科学版)摇 摇 摇 摇 2020 年摇 第 4 期

系数为 0郾 017,且在 1% 的水平下显著) 中均显 前还是出台后的影响,为消除该影响,剔除 2014
著为正。 上述回归结果基本揭示了沪港通的实 年的样本,定义 2010—2013 年为沪港通实施之前
施可以显著增加公司现金持有水平。 此外,本 样本,2015—2017 年为沪港通实施之后样本,利

文对固定效应(FE)和随机效应(RE)进行 Haus鄄 用 PSM 的样本重新对模型(1)进行检验。 二是在
man 检验,结果显示 p 值为 0,说明本文应采用 沪港通之前,境外投资者已经通过合格境外机构

固定效应。 投资者(QFII) 机制以及“A + H冶等渠道参与中国
(三)稳健性检验 A 股市场,部分上市公司在沪港通之前,其信息环
沪港通之前实验组与控制组已经存在明显差 境、监管环境以及治理环境可能已经得到了优化,
异,而沪港通实验组的选择并非随机性,现金持有 而前文并未排除这些事前外资持股的影响。 因此
水平也有所不同,那么 DID 及多期 DID 估计的准 为增加结论的稳健性,剔除“A + H冶股和 QFII 持
确性将有所降低。 为提高其估计准确性,采用倾 股的样本重新进行估计。 三是因 2016 年 12 月,
向得分匹配(PSM) 法为实验组匹配相应的控制 深港通正式开通,为避免深港通开通后对样本
组,并进行如下稳健性检验。 公司产生溢出效应,因此在实验组中加入深股
1郾 倾向得分匹配(PSM) 通的标的公司重新进行验证。 以上检验结果见
证监会在选择沪港通标的公司时,会综合考 表 4 列(3) ~ 列(9),显示前文基本研究结论依
虑公司规模、年龄、成长性、资产负债率等因素,因 然成立。
此本文选择匹配的变量包括公司规模(Size)、净 3郾 替换核心指标
资产收益率(Roe)、成长性(Growth)、年龄(Age)、 为避免变量衡量方式不同对研究结果产生影
资产负债率(Lev) 等因素。 按照一对一最近邻无 响,本文采用经年度和行业均值调整后的公司现
放回原则,最终得到匹配样本 9 410 个。 在下一 金持有来重新定义现金持有水平(Cash),回归结
步检验之前首先验证匹配样本的平衡性(如图 1 果见表 4 列(10)、列(11),与基本结论一致。
所示),从图 1 中可以直观地看出实验组与控制 五、机制分析与扩展检验
组的基本特征已无显著差异。 然后利用 PSM 样 (一)机制分析:基于融资约束与公司治理的
本按照 DID 和多期 DID 的思想,使用模型(1) 进 系统性分析
行检验,检验结果分别列示于表 4 列 (1) 和列 沪港通的开通,一方面因融资途径的增加、
(2),均在 1% 的水平下显著。 结果表明,即使考 交易成本的降低,融资约束得以缓解,进而可降
虑内生性问题,沪港通仍可以提升公司现金持有 低现金持有;另一方面可以缓解代理冲突,发挥
水平,进一步验证前文结果是稳健的。 治理效应,优化现金持有水平。 从前文基本回
归结果可知,沪港通可以显著提高公司现金持
有水平,因此影响现金持有的渠道主要是公司
治理效应而非缓解融资约束效应。 然而公司现
金持有仅能反映某时点的情况,不能对其持有
变化过程进行完全显示。 公司因治理效应抑制
过度投资、减少资金耗散而增加现金持有,亦或

发放现金股利、增加创新投入而减少现金持有,
沪港通对现金持有水平产生的影响可能是两者
图 1摇 平衡性检验结果 相互作用的结果。 因此,为明晰沪港通对公司
摇
2郾 变换样本范围 现金持有的作用机制及配置效率,一方面,借鉴
本文主要从以下三个方面变换研究样本。 一 杨兴全、尹兴强 [22] 的研究设计,构造现金—现金
是由于沪港通于 2014 年 11 月正式启动,因此 流敏感性模型(2) 以排除沪港通影响现金持有
2014 年现金持有的变化难以确定是沪港通出台 量的融资约束途径。 摇 摇

摇 摇
· 7 4 ·