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1、Vol. 41 No. 1第41卷第1期2024年1月债务来源异质性会抑制企业超额现金持有水平吗？董红杰,王聪聪（河南财经政法大学会计学院，河南郑州450046）88888888888888888888888888888888888888888888888888摘要：以2009-2021年A股上市企业为样本，探讨债务来源异质性对企业超额现金持有水平的膨响研究发现:债务来源异质性显著降低了企业超额现金持有水平,且经过一系列稳健性检验后，上述结论依然成立。作用机理分析发现:债务来源异质性能够通过降低代理成本和缓解融资约束显著降低企业超额现金持有水平.异质性分析发现:债务来源异质性对企业超额现金持有
2、水平的降低作用在市场竞争程度较低的地区、国有企业以及小规模企业中更明显；而机构投资者持股比例较高、媒体关注度较高、内部控制质量较高会削弱债务来源异质性对超额现金持有水平的抑制作用.经济后果研究发现:超额现金持有降低了企业的可持续发展能力，而债务来源异质性能够削弱这种消极影响。研究结论为充分发挥债务治理作用，提高企业资金配置效率提供了重要依据。关键词：债务异质性；超额现金持有；代理成本；融资约束；异质性分析基金项目：河南省高等学校哲学社科创新团队支持计划（2023-CXTD-07）;河南省哲学社会科学规划项目（2022BJJOI6）作者简介：萤红杰（1978），女，河南开封人，博士，教授，主要从
3、事财务管理研究;王聪聪（1987-）,女，河南洛阳人，博士，讲师，主要从事公司金融与公司治理研究.中图分类号:F830文献标识码:A文章编号:1006-1096（2024）01-0147-14收稿日期:2023-07-1388888888888888888888888888888888888888888888888888一、引言与文献综述现金是企业的“血液，是企业提高经济效益的关键驱动因素。企业持有现金不仅可以维持其日常运营，还可以帮助企业防备意外事件并捕捉市场机会。近年来，随着内外部融资约束的进一步收紧，企业更加注重现金流，倾向于持有更多的现金以避免发生资金链断裂的情况.中国经济金融研究（C
4、SMAR）数据库的统计数据显示,我国A股上市企业2009年至2021年间的平均现金持有量增长率约为302.48%,现金为王是经济转型期企业的存活之道。尽管现金对企业来说必不可少，但超额现金持有可能损害企业价值（曾志坚等，2015）。一方面，现金是企业中获利性较低的资产，超额现金持有将使企业错失其他更具价值的投资并承担高昂的机会成本（王群等,2022）；另一方面，现金是企业的稀缺资源，超额现金极易被管理层因自利动机而挥霍侵占（JenSen,1986）,产生资产替代等管理层掏空行为（胡建雄等，2015）,甚至引发投资扭曲现象并威胁到企业成长和生存（董理等,2016）,损害股东长期利益和企业声誉o因
5、此,探究如何降低超额现金持有水平对优化企业财务资源配置、提高资金管理效率,具有十分重要的现实意义纵观已有现金持有影响因素的研究文献，学者们普遍认为企业持有现金的动机主要有交易性动机、预防性动机和代理动机（Dittmaretal,2003;BateSetal,2009;Gaoetalr2013）在融资约束和代理问题较为严重的新兴市场国家，预防性动机及代理动机是企业持有高额现金的最主要动机（BateSetal,2009）企业现金持有水平与信息不对称、代理问题密切相关（高智林等,2020）0其中，预防性动机理论认为，信息不对称导致企业的外部融资能力受限，为更好地把握投资机会及应对外部不确定风险，企业
6、往往持有一定水平的现金（Harfordetal,2017）。代理动机理论则认为，为抑制管理层因自由现金流过多所带来的代理问题,企业应减少现金持有(JenSen,1986)。这也意味着这两种理论对企业现金持有水平的影响方向是相互冲突的。那么,是否存在一种机制能同时降低企业的预防性动机和代理动机,从而化解两者间的冲突呢？本文认为，债务来源异质性能够有效化解此冲突。债务来源异质性指企业的债务融资来源不是单一的，既包括金融机构借款和债券融资等金融性债务，也包括商业信用等经营性债务。当市场完全有效时，企业所有债务是完全同质的，债务治理机制也不存在差异。然而，现实资本市场并不完全有效，市场失灵现象时有发生
7、。在这样的资本市场中，所有债务并不完全同质,债务治理机制也存在显著差异。已有研究表明，多种类型债务互相搭配更有利于治理机制的发挥（WiIliamson,1988;胡建雄等,2015;胡文卿等，2019）。一方面，当企业债务来源多元化程度越高时,企业面临的债权人的数目和种类也越多，企业的信息透明度也越高，企业管理层受到的监管程度和压力也越大，这能够降低管理层的自利动机，缓解代理冲突。另一方面，当企业债务来源异质性程度较高时，受多方监管和披露要求，企业的信息披露更加透明，这能够降低企业与外部投资者之间的信息不对称程度，降低企业的融资约束程度。此外，债务来源异质性程度较高的企业通常有较好的声誉，债权
8、人基于信用风险的考量，往往倾向于将资金贷给声誉好的企业，这也能缓解企业的融资约束O因此,债务来源异质性可能对企业的超额现金持有水平产生实质性影响。目前,部分学者关注了债务异质性对企业投资活动、创新活动以及税收规避等微观行为的影响（胡建雄等，2015;徐晨阳等，2019;胡文卿等,2019;李亚超等,2020）部分学者关注了企业内外部监督机制对企业超额现金持有水平的影响其中，内部监督机制包括企业的内部控制质量（张会丽等2014;林钟高等，2016）,外部监督机制包括媒体报道（罗进辉等,2018）、机构投资者持股（胡援成等，2019）、年报问询函（王群等,2022）及数字经济发展（王莹等,2022
9、;吴晓晖等,2023）等。现有观点普遍认可良好的内外部监督机制能够有效抑制企业的超额现金持有水平。然而，从债务治理的角度考察债务来源异质性对企业超额现金持有水平的影响有待进一步研究基于此,本文以2009-2021年沪深A股上市公司为基础样本，探讨债务来源异质性对企业超额现金持有水平的影响及作用机理O本文可能的边际贡献在于：（D拓展了企业超额现金持有水平影响因素的研究。现有关于债务对企业超额现金持有水平影响的研究大多是从企业总体负债规模或者某一种债务工具（如银行借款、商业信用等）的角度出发，本文通过构建债务来源异质性程度指标，综合考察债务来源异质性程度对企业超额现金持有水平的影响，为深入研究企业
10、现金决策提供了新的视角。（2）丰富了债务来源异质性对微观企业经济后果的研究。以往文献主要关注债务异质性对企业投资效率、创新绩效以及税收规避的影响，本研究从现金持有水平视角分析了债务来源异质性对超额现金持有水平的治理作用，有助于在实践中更好地优化企业财务资源配置，提高现金持有价值。（3）深化了债务来源异质性与企业超额现金持有水平之间的互动机理研究。在分析债务来源异质性如何影响超额现金持有的基础上，进一步考察了企业所处的宏微观环境、内外部监督机制不同背景下债务来源异质性对企业超额现金持有水平影响的差异性。二、理论分析与研究假设从超额现金持有动机来看，当外部环境不确定性较高、资本市场发展不够充分时,
11、企业因融资难而倾向于持有大量现金，以应对不可预见的情况并把握未来的投资机会，如企业涉及的现金流风险较高、存货及应收账款较少、研发支出较多时,企业的现金持有量较高（BateSetal,2009）;此外,企业内部的代理冲突也会导致其维持较高的超额现金持有水平（罗进辉等，2018;王群等，2022）。管理层倾向于持有超额的现金资产以增强对企业资源的控制力，进而会产生管理层过度投资等一系列代理问题，故融资约束和代理问题的加剧将导致企业持有超额现金。当债务来源异质性较高时，企业受到多方债权人的契约荤制和外部监督，拥有多元化的融资渠道，一定程度上可以降低代理问题及缓解融资约束。因此，本文从代理成本和融资约
12、束角度考察债务来源异质性对超额现金持有的影响。一方面，债务来源异质性能够降低代理成本从而降低企业的超额现金持有水平o从债务治理的角度分析,债务契约赋予了债权人一定的监督权和清算权，并通过限制会计指标和其他要求约束管理层的行为以保护自身利益，如要求企业维持一定比例的资本流动性以保证其清偿能力，限制债务资金用途以降低企业进行高风险项目投资行为o企业债务来源多样化，意味着债权人的数量和类型增多，契约签订的事前审查和事后监督过程更加完善透明，如具备较强专业知识和风险识别能力的金融机构涉入时，其对企业财务状况和盈利能力分析更为细致，并通过严格履约机制强制企业清偿债务，金融机构的清算行为也可向其他债权人传
13、递企业存在经营危机的信号，进而引发一系列连锁反应；商业信用等经营性负债能很好地缓和因资产替代引起的代理问题（胡文卿等，2019；王新光等，2022）o因此，债务来源异质性较高的企业,管理层面临的经营压力和清算压力也较高,这就提高了管理层策略违约的成本（Boltonetal.1996）。管理层为了完成股东和债权人的多方要求，会努力提升经营业绩以保持稳定的现金流，并约束自身自利动机减少资产转移和非效率投资等行为的发生，进而缓解代理问题并减少超额持有的现金。从信息不对称角度分析，作为债务人的企业与债权人之间存在着严重的信息不对称，债权人不可能完全掌握企业经营状况的真实信息，故债务契约的签订也是“逆向
14、选择”的过程，而强化企业财务信息披露是降低债务违约风险的关键一环。债务融资来源异质性程度较高时，企业面对的债权人也是多元化的，不同债权人的披露要求不同，使得企业披露更详细的财务信息，导致企业信息披露的范围更广及质量更高.提升企业的信息透明度，加强企业现金持有和使用决策的外部监督，减少管理层利益侵占，缓解股东和管理层的代理冲突，从而降低超额现金持有。另一方面,债务来源异质性能够缓解融资约束从而降低企业的超额现金持有水平。从声誉机制角度分析，企业与管理者均十分注重对声誉的保护，其代表企业拥有良好的社会地位和市场认可度。而企业的债务来源结构也可以作为一种声誉，它可以使利益相关者了解企业的资金情况和发
15、展状况，具有债务来源异质性的企业通常有较好的声誉，意味着企业拥有更高的市场知名度、更好的发展前景以及更完善的企业治理机制（徐晨阳等，2019:胡文卿等，2019）。债权人出于信用风险不会将资金贷给声誉差的企业，这也导致融资约束现象普遍存在，企业管理层在权衡投资需求和融资难度后，极易因持续经营的预防性动机而持有过多的现金。随着债务来源异质性的提高，企业较易获得良好的声誉，因而更容易取得债务融资以支持企业正常投资活动，并且若企业因某些突发危机出现资金链断裂后，进行再融资时面临的风险也较低：相反，企业仅拥有一种债务融资渠道时，侧面可反映出市场对其认可度不高，其进行再融资风险也较高。从信息不对称角度分
16、析，企业债务来源多元化时，受多方监管和披露要求，企业信息披露更加透明，较高的信息披露质量能有效缓解融资约束问题（李竹薇等，2019）,同时也有利于降低再融资风险，形成良性的融资循环。因此多元化的债务来源能很好缓解企业融资约束问题，降低企业因预防性动机而超额持有的现金。基于以上分析，提出假设：Hl：债务来源异质性能有效缓解代理成本和融资约束，进而降低企业超额现金持有水平。三、研究设计（一）样本选择与模型设计本文研究对象为2009-2021年A股上市企业,并依照惯例.删除以下样本：（1）金融行业上市企业；（2）ST和*ST的上市企业：（3）资不抵债的上市企业：（4）主要数据缺失的上市企业。另外，为
17、消除极端值的影响，本文对所有连续变量进行了上下各1%的缩尾处理。经过上述筛选，最终得到可用于回归分析的有效观察样本为15926个。此外，本文所有研究数据均来源于CSMAR数据库。根据研究目的，本文设置了模型1用于检验假设1。模型1设定如下：Cash,t=01DSHI1+ControI11+Yearl+Firml+lt（1）（二）变量定义1 .被解释变量超额现金持有水平（CaSh）借鉴张会丽等（2014）及王群等（2022）的做法,用企业实际现金持有量与行业均值之间的差额衡量。其中,企业实际现金持有量以货币资金与交易性金融资产之和占非现金资产的比例衡量，非现金资产=总资产-（货币资金+交易性金融
18、资产）。2 .解释变量债务来源异质性（DSHI）借鉴胡建雄等（2015）的研究，构建债务来源异质性指数，公式如下：1-（%.S,ad必JDSlHJt-（2I4在公式（2）中，DSHI表示债务来源异质性指数；ID表示金融机构借款占比JD=（短期借款+长期借款）/总负债；CD表示商业信用占比，CD=（应付票据+应付账款+预收账款+长期应付款）/总负债；BD表示企业债券占比，BD=应付债券/总负债；OD表示其他债务占比，OD=I-ID-CD-BD03 .控制变量借鉴刘行等（2017）以及胡文卿等（2019）的做法,选取企业规模（SiZe）、财务杠杆（Lev）、企业年龄（Age）、净资产收益率（Roe
19、）、股权集中度（ToP1）、企业成长性（Growth）、现金流量（Cf。）、资本性支出（Capex）s两职合一（DUaI）、GDP增速（Pergdp）为控制变量,并控制了年度（Year）和企业固定效应（Firm）。具体变量描述及定义见表Ie表1变量定义表变量类型变量名称变量符号变量定义被解释变量超额现金持有水平Cash企业实际现金持有量-行业平均现金持有量解释变量债务来源异质性DSHI参见测算模型控制变量企业规模Size总资产的自然对数财务杠杆Lev总负债/总资产企业年龄Age企业成立年限加1取自然对数净资产收益率Roe净利润/净资产股权集中度Topl第一大股东持股比例企业成长性Growth总
20、资产增长率现金流量Cfo经营活动产生的现金流量净额/总资产资本性支出Capex购建固定资产、无形资产和其他长期资产支付的现金/总资产两职合一Dual如果36事长与CEO兼任，则取1,否则取0GDP烟速PergdpGDP增长率年度固定效应Year哑变量企业固定效应Firm哑变量四、模型结果分析与讨论（一）描述性统计与相关性分析表2被解释变量超额现金持有水平（CaSh）均值为0.009,标准差为0.431,最大值为2.191,最小值为-0.533,说明样本中企业超额现金持有水平存在较大差异，有必要对企业超额现金持有水平影响因素进行研究。解释变量债务来源异质性（DSHI）的均值为0.694,标准差为
21、0.183,最大值0.964,最小值0.208,说明目前企业债务来源较为多元化。其他变量统计结果与相关研究一致，说明样本数据合理。表2主要变量的描述性统计变量样本量平均值标准差最小值中位数最大值Cash159260.0090.431-0.533-0.1182.191DSHl159260.6940.1830.2080.7380.964Size1592621.9621.35619.50321.75526.156Lev159260.4470.2260.0520.4450.978Age159262.6930.3911.6092.7733.401Roe159260.0610.132-0.7560.070
22、0.358Topl159260.2130.1850.0020.1710.680Growth159260.2310.426-0.2880.Ill2.245Cfo159260.0400.075-0.1920.0390.246Capex159260.0550.0510.00.0400.229Dual159260.2560.4360.00.0L(XX)Petgdp159260.1120.0490.0050.0990.237相关性分析结果显示，超额现金持有（Cash）与债务来源异质性（DSHI）之间的相关系数为-0.285,且在1%水平下通过显著性检验，初步验证了本文的主假设，其余变量的相关系数均小于0
23、.5;多重共线性检验结果显示,变量的方差膨胀因子（VIF）最大值为1.52,均值为1.20,说明变量间不存在严重的共线性问题。（二）回归结果分析表3列示了债务来源异质性与超额现金持有水平的回归结果，其中，第（1）列是单变量回归结果，第（2）列是加入控制变量后的回归结果。结果显示，无论是否加入控制变量，债务来源异质性（DSHI）系数均为负数且在1%水平下通过了显著性检验。以上结果说明债务来源异质性降低了企业超额现金持有水平，假设1得到验证。表3债务来源异质性与超额现金持有水平回归结果变量(1)Cash(2)CashDSHI-0.376”.(-9.92)-0.231.(-7.37)Size-0.0
24、70,(-5.16)Lev-0,509-(-11.69)Age-0.7273(-10.83)Roe-0,OOI(-1.07)TopW.122-(-4.72)Growth0.333(29.81)Cfo0.540,(12.62)Capex-1,368-(-19.07)Dual0.047(3.81)Pergdp-0.540E(-4.69)_cons0.356-(13.48)3.766(11.48)YearYesYesIndNoNoFirmYesYes样本量1592615926Adj.N0.4150.415注：*、*、*分别表示在1认5%x10的水平下显著.括号内为t值。下同。（三）稳健性检验1 .工
25、具变量法在研究债务来源异质性与企业超额现金持有水平的关系中,可能受到遗漏变量内生性问题的干扰。即可能存在一些无法观测到的因素，既影响债务来源异质性，又影响企业的超额现金持有水平，导致残差项与解释变量相关。本文采用工具变量法解决遗漏变量带来的内生性问题，所选择的工具变量为债务来源异质性在同一年份同一行业中的均值（m_DSHI）。选择m_DSHI作为工具变量是由于行业平均债务来源异质性与企业债务来源异质性存在相关关系.而行业平均债务来源异质性并不会直接影响某一个企业的超额现金持有水平.符合工具变量的选择条件。表4列示了使用工具变量（m_DSHD进行两阶段回归估计结果。从工具变量估计结果有效性来看.
26、本文采用Kleibergen-PaaprkLM统计量检验工具变量与内生变量的相关性，其结果为205.68,且在1$的显著性水平上拒绝“工具变量识别不足”的原假设。同时，本文还采用Cragg-DonaldWaldF统计量检验工具变量是否存在弱识别假设，其值为840.46,显著大于Stock-Yogo检验10*水平上的临界值16.38,拒绝弱工具变量假设，这表明本文选择m_DSHI作为工具变量是恰当的。回归结果表明，表4第（1）列是第一阶段的回归结果。结果显示，工具变量（m_DSHI）与解释变量（DSHI）的系数为0.687.且在1$水平下通过了显著性检验.说明工具变量（m_DSHI）与解释变量（
27、DSHI）显著正相关。表4第（2）列是第二阶段的回归结果。结果显示，债务来源异质性（DSHI）的系数为-0.480,且在1$水平下通过了显著性检验,表明在控制互为因果等内生性问题后，债务来源异质性与企业超额现金持有水平之间仍呈负相关。以上回归结果再次验证了假设Io表4工具变量检验结果变量（1）第一阶段DSHl（2）第二阶段Cashm_DSHI0.687(17.44)DSHI-0.480(-3.88)Size0.0240.013”(10.21)(2.32)Lev0.090-0.491(6.77)(-16.93)Age0.018,-0.068(2.58)T90)Roe-0.001-0.000(-5
28、.01)(-0.62)Top0.018-0.106*(1.35)(-4.55)Growth-0.OIOm0.350-(-2.47)(29.27)Cfo-0.107*0.711E(-4.21)(14.11)Capex0.231*-1.484”(5.70)(-19.65)Dual-0.0070.029”(-1.41)(2.44)Pergdp0.0300.7863(0.80)(11.31)Constant-0.4160.348E(-8.55)(4.03)YearYesYesFirmYesYes样本量15,92615,926R20.2000.358Kleibergen-PaaprkLM205.68”.
29、Cragg-DonaldWaldF840,4616.382 .倾向得分匹配法为解决样本自选择造成的内生性问题，借鉴徐晨阳等（2019）的研究，就债务来源异质性对超额现金持有水平的影响进行倾向得分匹配（PSM）检验。由于债务来源异质性为连续变量，本研究首先按照DSHI的中位数将样本分为两组，高于DSHI中位数的为具有债务来源异质性组（处理组），低于DSHI中位数的为无债务来源异质性组（控制组）。其次，根据本文模型1中的控制变量作为匹配变量进行近邻匹配后，企业规模（SiZe）、企业年龄（Age）、股权集中度（ToP1）、企业成长性（Gr。Wth）、现金流量（Cfo）、两职合一（DlJaI）以及GD
30、P增速（PergdP）在实验组和控制组样本之间的标准偏差均有较大幅度减小，且P值均大于0.1,说明匹配后两组样本的特征变量不再有显著差异，样本匹配较好。最后，我们对匹配后的样本重新进行回归分析，重新回归后的结果见表5o结果显示，无论是否控制其他变量，债务来源异质性（DSHl）与超额现金持有水平（CaSh）均呈显著的负相关关系，表明使用PSM方法处理了样本自选择导致的内生性偏误后，假设1依然成立。表5倾向得分匹配PSM检验结果变量(1)CashCashDSHI-0.225,*O.172f(-6.09)(-5.32)Size-0.039E(-3.36)续表变量(1)Cash(2)CashLev-0
31、.466”.(-11.27)Age-0.5253(-8.63)Roe-0.0080(-2.20)Top-0.082,(-3.51)Growth0.269”，(15.85)Cfo0471*(12.88)Capex-0.963(-13.24)Dual0.026m(2.26)Pergdp-0.280(-2.93).cons0.173*(6.3B)2.513o(8.41)YearYesYesFirmYesYes样本量1185311853Adj.R20.0850.3193.解释变量滞后一期为了解决超额现金持有水平与债务来源异质性可能存在的反向因果关系，本文采用将解释变量滞后一期的方法进行缓解，回归结果见
32、表6。表6第（1）列为加入年度与企业固定效应后的回归分析结果。结果显示，债务来源异质性（DSHl）的回归系数为-0.082,且在1$水平下通过显著性检验。表6第（2）列为加入控制变量后的回归分析结果。结果显示，债务来源异质性（DSHI）回归系数为-0.034.在10$水平下通过显著性检验，说明债务来源异质性降低了企业超额现金持有水平。以上结果再次验证了假设1。表6解释变量滞后一期的检验结果变量(1)Cash(2)CashLDSHI-0.082(-2.80)-0.0344(-1.75)ControlNoYesYearYesYesFirmYesYes样本景1185311853Adj.R20.085
33、0.3194 .替换超额现金持有水平的衡量指标参考杨兴全等（2016）的研究，本文构建了企业现金持有水平的影响因素模型，回归估计得到的残差部分即为超额现金持有水平（XCaSh）。具体模型如下：InCASHD1t=00+0,Size11+2Cfolt+）3Nwclt+04Growthlt+05CPx.t+,Lv,t+07DIVit+Yeartt+Firm,+jt（3）在模型（3）中，CASHD为现金持有量，其为货币资金与交易性金融资产的和与净资产的比值；Size、Cfo.Capex、Growth.Lev分别表示企业规模、现金流量、资本性支出、企业成长性、财务杠杆，变量定义与模型（1）中的一致；N
34、WC为净营运资本，其值等于流动资产与流动负债的差额减去现金及等价物后的余额除以总资产；DIV为股利支付，其为哑变量，若企业当年支付现金股利时取1,否则取O0表7中第（1）列是替换超额现金持有水平衡量方式之后的回归分析结果。结果表明债务来源异质性153（DSHD与超额现金持有水平（Xcash）显著负相关.说明债务来源异质性能够显著降低企业的超额现金持有水平。以上回归结果再次验证了假设1o5 .替换债务来源异质性的衡量指标借鉴李心合等（2014）以及徐晨阳等（2019）的研究，本文构建了债务来源异质性指数DH,具体公式如下：DHjtJ7/匕（4）hTOLEV表示企业经营性负债比例，OLEV=（应付
35、账款+应付票据+预收款项+应付职工薪酬+应交税费+其他应付款+递延所得税负债）/总负债：FLEV表示企业金融性负债比例，FLEV=（交易性金融负债+短期借款+长期借款+应付债券+应付利息+衍生金融负债+应付股利）/总负债，其中总负债=经营性负债+金融性负债。DH的取值介于0与1之间，且越接近于1.表明企业债务来源异质性程度越大。表7第（2）列是替换债务来源异质性的衡量方式之后的回归分析结果。结果表明DH与Cash负相关。表7第（3）列是同时替换债务来源异质性与超额现金持有水平衡量方式的回归分析结果。结果表明DH与Xcash负相关。以上结果表明通过替换债务来源异质性与超额现金持有水平的衡量指标之
36、后，回归结果依然稳健。表7重新衡量被解释变量和解释变量回归结果变量(1)Xcash(2)Cash(3)XcashDSHI-0.415(-7.23)dh-0.125,o-0242E(-6.70)(-6.42)ControlYesYesYesYearYesYesYesFirmYesYesYes样本量1490993349334Adj.R20.0680.2360.092五、进一步分析（一）作用机制分析上文研究发现，债务来源异质性能够降低企业的超额现金持有水平，但其具体影响机制还需要进一步探究。在前文的理论分析中，债务来源异质性可通过降低企业的代理成本以及缓解融资约束进而降低超额现金持有水平。本文以管理
37、费用率作为代理成本（CoSt）的替代变量，以融资约束SA指数作为融资约束（SA）的替代变量进行中介效应检验。参考温忠麟等（2014）的做法，本文建立模型（5）和模型（6）进行中介效应检验,具体模型如下：Medit=j30+j1DSHIi,+Controlit+Yearl+Firmi+it（5）Cash,l=0+1DSHI1t+Med,l+ControIil+Yearl+Firmi+it（6）表8是以代理成本作为中介变量的中介效应检验结果。其中，表8第（1）列是模型1的回归结果。表8第（2）列显示了债务来源异质性（DSHl）与中介变量代理成本（COSt）的回归结果。结果显示，DSHI与Cost的
38、回归系数为-0018,且在5$水平下通过显著性检验，说明债务来源异质性能够发挥治理效应，抑制企业的代理成本。表8第（3）列是加入中介变量之后，债务来源异质性（DSHI）与超额现金持有水平（CaSh）的回归结果。结果表明,当加入代理成本（Cost）后，债务来源异质性（DSHD与超额现金持有水平（Cash）负相关,代理成本（Cost）与超额现金持有水平（Cash）呈正相关关系。上述结果表明，代理成本在企业债务来源异质性与超额现金持有的关系中起到部分中介效果。表8中介效应检验结果一代理成本变量(1)Cash(2)Cost(3)CashDSHI-0.231o,-0.018*-0.276,*(-7.37
39、)(-2.46)(-10.17)Cost0.272*(3.90)ControlYesYesYesYearYesYesYesFirmYesYesYes样本量159261592615926Adj.R20.4150.0950.415表9列示了以融资约束作为中介变量的中介效应检验结果。其中，表9第（1）列是模型（1）的回归结果。表9第（2）列显示了债务来源异质性（DSHD与中介变量融资约束（SA）的回归结果。结果显示，DSHI与SA的回归系数为-0.057,且在1席水平下通过显著性检验，说明债务来源异质性能够在一定程度上缓解融资约束问题。表9第（3）列显示了加入中介变量之后，债务来源异质性（DSHl）
40、与超额现金持有水平（Cash）的回归结果。结果表明，当加入融资约束（SA）时，债务来源异质性（DSHI）与超额现金持有水平（CaSh）在1$水平下显著负相关，融资约束（SA）与超额现金持有水平（CaSh）在1%水平下显著正相关。上述结果表明，融资约束在企业债务来源异质性与超额现金持有的关系中起到部分中介效果。表9中介效应检验结果一融资约束变量(1)Cash(2)Cost(3)CashDSHI-0.231-0,057-0,193(-7.37)(-5.33)(-6.47)SA0.679-(4.97)ControlYesYesYesYearYesYesYesFirmYesYesYes样本量15926
41、1592615926Adj.R20.4150.6870.434（二）异质性分析上文对债务来源异质性与超额现金持有水平之间的关系进行了探讨，发现债务来源多元化能降低企业超额现金持有水平，但在不同情况下，这种抑制作用是否会有差异？为了探究这些问题，本文讨论企业外部环境（市场竞争程度）、内部特征（产权性质、企业规模）以及内外部监督治理机制差异（机构投资者持股、媒体关注以及内部控制质量）对债务来源异质性与超额现金持有水平所起到的调节效应。模型设定如下：Cashit=0+1DSHIit+2Modit+r3DSHIitModit+Control,t+Yeart+Firmi+it（7）在模型（7）中.Mod
42、为调节变量,具体回归结果见表10和表11所示。1 .市场竞争程度（HHD的影响产品市场竞争能通过竞争淘汰机制与标杆评估机制缓解信息不对称，降低外部监管成本（韩忠雪等，2011）o因此.产品市场竞争能够约束管理层代理行为.并缓解企业融资约束问题，降低因代理动机和预防性动机而超额持有的现金，从而在一定程度上抵消债务来源异质性的抑制作用。基于以上分析，本文预测企业所在行业产品市场竞争较低时，债务来源异质性对超额现金持有水平的影响更大。具体回归结果见表IOo在表10第（1）列中，州1的系数为0.169.且在1%水平下通过显著性检验，说明产品市场竞争越激烈，企业超额现金持有水平越小；DSHIXHHl系数
43、为-0.221,且在1%水平下通过显著性检验，说明企业所在行业产品市场竞争较低时，债务来源异质性对超额现金持有水平的影响更大,与本文预期结果一致。2 .产权性质（SOe）的影响债务来源异质性对超额现金持有水平的影响在不同产权性质的企业中可能存在一定差异。具体而言，民营企业整体的信息披露质量相对低下，对企业非财务信息特别是重要的战略信息披露较少，信息不对称问-155题十分严重（于蔚等.2012）,进而加剧了其融资约束程度；从信用风险角度来看，国有企业和民营企业的出资人分别是国家和自然人，国有企业社会声誉更高、偿债风险更低，债权人出于信用风险的考虑更倾向于将资金分配给国有企业（何德旭等，2022）
44、。同时，较之民营企业,国有企业管理层倾向于选择更稳健的投资策略，较多考虑外部债权人的利益，其风险承担水平更低（李文贵等，2012）,股东与债权人的代理问题也更小，因此,国有企业面临的融资约束程度较之民营企业更小，其超额现金持有的动机则更弱，超额现金持有量更低。基于以上分析，本文预测，相比国有企业，债务来源异质性对超额现金持有的抑制作用在民营的企业中更加明显。具体的回归结果见表10。在表10第（2）列中,Soe的系数为-0.112,且在10节水平下通过显著性检验,结果表明，相比民营企业.国有企业的超额现金持有更低；交乘项DSHISoe系数为0.160,且在相水平下通过显著性检验为正，说明债务来源
45、异质性对超额现金持有水平的抑制作用在民营企业中更明显，与本文预期结果一致。3 .企业规模（SiZe）的影响企业融资约束程度和代理成本在不同规模的企业中存在明显差异，小企业信息披露的完整性和规范性相对较弱，信息透明度相对较低，与外部投资者之间的信息不对称问题更加突出。债权人面对中小规模企业的融资需求会持以更加谨慎的态度（潭之博等，2012）,结果会导致中小企业面临的融资约束更加严重（李洪亚，2013）,而大规模企业的信息不对称程度较低，其内部治理机制相对有效，融资约束和代理成本较低（TitnIanetal.1988）。基于以上分析，本文预测,相比规模较大的企业，债务来源异质性对超额现金持有的抑制作用在小规模企业中更加明显。本研究将全样本按公司规模中位数分为大规模企业和小规模企业，回归结果如表10所示。在表10第（3）列中，size的系数为-0.228,且在1$水平下通过显著性检验，说明企业规模越大，其超额现金持有越低：交乘项DSHIsize系数为0.23
