秦翡

摘 要：以2006年至2017年中國上市公司為樣本，研究高管學(xué)術(shù)經(jīng)歷對現(xiàn)金持有及公司業(yè)績的影響。研究發(fā)現(xiàn)，高管學(xué)術(shù)經(jīng)歷提升了公司的現(xiàn)金持有水平，提升了公司業(yè)績。結(jié)果說明高管學(xué)術(shù)經(jīng)歷降低其風(fēng)險(xiǎn)偏好。進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)，高管學(xué)術(shù)經(jīng)歷對現(xiàn)金持有及公司業(yè)績的影響在非國有企業(yè)中更加明顯，故上市公司應(yīng)重視高管團(tuán)隊(duì)中學(xué)術(shù)經(jīng)歷的重要性和異質(zhì)性。

關(guān)鍵詞：高管;融資偏好;學(xué)術(shù)經(jīng)歷;業(yè)績;國有企業(yè)

一、引言

Dickson（2007）指出高管學(xué)術(shù)經(jīng)歷是中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展過程中產(chǎn)生的特有現(xiàn)象[1]，是高管重要且特殊的經(jīng)歷，主要是指在高校、科研院所或協(xié)會(huì)從事研究工作的人員，放棄有保障的工作，“下海”經(jīng)商、創(chuàng)業(yè)或到企業(yè)工作的經(jīng)歷，如今有些已經(jīng)成為上市公司高管成員。本文數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)顯示，樣本中有學(xué)術(shù)經(jīng)歷的高管的均值為0429，說明有學(xué)術(shù)經(jīng)歷的高管在我國上市公司中發(fā)揮著舉足輕重的作用。許年行和李哲（2016）研究認(rèn)為高管貧困經(jīng)歷會(huì)影響其慈善捐贈(zèng)行為[2]，其他研究發(fā)現(xiàn)高管團(tuán)隊(duì)的異質(zhì)性對公司財(cái)務(wù)決策產(chǎn)生重要影響，而學(xué)術(shù)經(jīng)歷是區(qū)別于高管其他特征的重要而特殊的經(jīng)歷，那么，高管學(xué)術(shù)經(jīng)歷的異質(zhì)性是否會(huì)對上市公司的現(xiàn)金持有和業(yè)績產(chǎn)生重要影響呢？

理論上，Jiang & Murphy（2007）認(rèn)為高管學(xué)術(shù)經(jīng)歷使得高管決策時(shí)更加理性[3]，注重邏輯思維和數(shù)據(jù)支持，降低了高管冒險(xiǎn)行為，從而提高了高管的現(xiàn)金持有水平。Francis et al.（2015）認(rèn)為高管學(xué)術(shù)經(jīng)歷會(huì)讓高管受到中國古代儒家思想和“師德”的洗禮，“敬業(yè)職守、尊師重道”的環(huán)境讓有學(xué)術(shù)經(jīng)歷的高管具有較強(qiáng)的職業(yè)精神和自律性[4]，Cho et al.（2017）研究發(fā)現(xiàn)較高的職業(yè)德道水平和較強(qiáng)的社會(huì)責(zé)任意識(shí)會(huì)影響公司治理水平及管理決策[5]。

高管學(xué)術(shù)經(jīng)歷是伴隨中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展出現(xiàn)的特有現(xiàn)象，是高管過去一段比較特殊和有意義的經(jīng)歷，作為中國特有的現(xiàn)象，鮮有文獻(xiàn)研究其對經(jīng)濟(jì)后果進(jìn)行研究，特別是研究高管學(xué)術(shù)經(jīng)歷對現(xiàn)金持有和公司業(yè)績的影響。本文首次研究了高管學(xué)術(shù)經(jīng)歷對公司現(xiàn)金持有和公司業(yè)績的影響，豐富了高管學(xué)術(shù)經(jīng)歷經(jīng)濟(jì)后果的相關(guān)文獻(xiàn)，拓展了“高階理論”、高管異質(zhì)特征的經(jīng)濟(jì)后果等文獻(xiàn)，為相關(guān)研究提供了新視角和新思路。此外，盡管Fama & French（1998）[6];Stulz（1990）[7]從公司治理水平、政策法規(guī)等角度探討了其對公司現(xiàn)金持有、公司價(jià)值的影響，但從高管經(jīng)歷的異質(zhì)性角度探討的還較少，特別是高管學(xué)術(shù)經(jīng)歷的異質(zhì)性，因而本文研究結(jié)論豐富了公司現(xiàn)金持有及業(yè)績影響因素的相關(guān)文獻(xiàn)。

二、理論基礎(chǔ)與研究假設(shè)

（一）高管學(xué)術(shù)經(jīng)歷與公司現(xiàn)金持有

“高階理論”研究認(rèn)為，高管團(tuán)隊(duì)的異質(zhì)性能夠給公司治理水平、融投資決策、信息披露行為等帶來顯著影響，也會(huì)給公司業(yè)績帶來不同程度的影響。[8]學(xué)術(shù)經(jīng)歷主要是指高管曾經(jīng)在高校、科研機(jī)構(gòu)或協(xié)會(huì)等從事科學(xué)研究工作，學(xué)術(shù)經(jīng)歷作為高管特殊且重要的經(jīng)歷，會(huì)對高管的思維方式、職業(yè)素養(yǎng)等帶來深刻的影響，進(jìn)而影響其之后在公司的各種決策行為。[9]

已有學(xué)者對公司現(xiàn)金持有的價(jià)值及影響因素進(jìn)行研究[10]，取得了豐富的成果。首先，Song & Lee研究發(fā)現(xiàn)公司現(xiàn)金持有行為具有預(yù)防動(dòng)機(jī)，特別是在金融危機(jī)期間或不確定性較高的環(huán)境下。[11]公司在日常經(jīng)營過程中，需要一定的現(xiàn)金經(jīng)營和周轉(zhuǎn)，而現(xiàn)金的需求波動(dòng)性較大。就生產(chǎn)性企業(yè)來說，在生產(chǎn)高峰期時(shí)，公司現(xiàn)金需求可能達(dá)到峰值，而在生產(chǎn)淡季時(shí)，公司對現(xiàn)金的需求可能又較少。這種波動(dòng)性會(huì)讓公司高管為難，現(xiàn)金持有太少可能會(huì)導(dǎo)致公司運(yùn)轉(zhuǎn)不暢，現(xiàn)金持有太多又可能會(huì)錯(cuò)失好的投資機(jī)會(huì)。[12]Zeng & Wang（2015）研究發(fā)現(xiàn)女性CEO更加偏向于保守的財(cái)務(wù)政策，因而現(xiàn)金持有水平更高。[13]Ozkan & Ozkan[14];Pinkowitz & Williamson[15]發(fā)現(xiàn)有學(xué)術(shù)經(jīng)歷的高管更加傾向于選擇穩(wěn)健的財(cái)務(wù)政策，因而公司持有的現(xiàn)金更高且短期負(fù)債更低，特別是在融資約束較強(qiáng)的環(huán)境下，公司持有現(xiàn)金水平甚至高于現(xiàn)金需求的峰值以備不時(shí)之需。Louis et al.研究發(fā)現(xiàn)公司會(huì)計(jì)穩(wěn)健性能夠緩解現(xiàn)金持有帶來的價(jià)值損失，從而為較高的現(xiàn)金持有水平提供了保障。[16]基于以上分析，本文提出如下假設(shè)：

H1：有學(xué)術(shù)經(jīng)歷的高管比例越高，公司的現(xiàn)金持有水平越高。

（二）高管學(xué)術(shù)經(jīng)歷與公司業(yè)績

有學(xué)術(shù)經(jīng)歷的高管會(huì)給公司業(yè)績帶來什么影響呢？一方面，有學(xué)術(shù)經(jīng)歷的高管可能會(huì)提高公司業(yè)績。首先，馬馳卡和穆拉Marchica & Mura（2010）發(fā)現(xiàn)有學(xué)術(shù)經(jīng)歷的高管能夠降低公司與其他利益相關(guān)者之間的信息不對稱程度，從而降低了公司債務(wù)融資成本，提升了公司的價(jià)值。[17]其次，Kusnadi（2011）指出有學(xué)術(shù)經(jīng)歷的高管可能會(huì)傾向于持有充足的現(xiàn)金，避免公司由于現(xiàn)金斷裂帶來的風(fēng)險(xiǎn)，通過對多余現(xiàn)金的合理投資獲取正常收益，從而保持公司價(jià)值穩(wěn)定增長。[18]第三，F(xiàn)rancis et al.（2015）認(rèn)為有學(xué)術(shù)經(jīng)歷的高管出于自律和道德信譽(yù)的影響，會(huì)提升公司的內(nèi)部治理水平，從而提升公司業(yè)績。最后，有學(xué)術(shù)經(jīng)歷的高管能提升公司的風(fēng)險(xiǎn)管理水平，Mcshane et al.（2011）研究發(fā)現(xiàn)當(dāng)公司的風(fēng)險(xiǎn)管理比較好時(shí)，公司的業(yè)績會(huì)更好。[19]另一方面，有學(xué)術(shù)經(jīng)歷的高管可能會(huì)降低公司業(yè)績。首先，由于“稅盾”效應(yīng)的存在，莫迪格利安尼和米勒Modigliani & Miller（1963）認(rèn)為公司低負(fù)債的“稅盾”效應(yīng)導(dǎo)致公司沒法獲得較多的稅收優(yōu)惠。[20]其次，Ivashina et al.（2009）研究發(fā)現(xiàn)負(fù)債的內(nèi)部治理效應(yīng)也不能發(fā)揮作用[21]，Kim & Sorensen（1986）發(fā)現(xiàn)這會(huì)導(dǎo)致公司的內(nèi)部治理水平下降，提高了股東和管理層之間的代理成本。[22]第三，Arslan et al.（2006）發(fā)現(xiàn)過高的現(xiàn)金持有可能使公司喪失更多的投資機(jī)會(huì)，特別是在經(jīng)濟(jì)和金融環(huán)境比較穩(wěn)定時(shí)，從而影響到公司長期發(fā)展，降低了公司的業(yè)績。[23]基于以上分析，本文提出如下有競爭性的假設(shè)：

（三）股權(quán)性質(zhì)的調(diào)節(jié)作用

在中國制度背景下，Chen et al.（2010）發(fā)現(xiàn)國有企業(yè)與政府部門保持著更加密切的聯(lián)系，因而在治理水平、資源獲取、融資方式、投資決策等方面，國有企業(yè)與非國有企業(yè)都存在明顯差異。[24]國有企業(yè)的管理和決策在很多情況下會(huì)受到政府影響，因而高管在國有企業(yè)的各種決策行為并不完全是以股東利益最大化為前提，而是受到政府、政治動(dòng)機(jī)等多種因素的影響，如融資方式、信息披露等決策。[25]Belloc（2014）研究發(fā)現(xiàn)公司的創(chuàng)新水平在國有企業(yè)和非國有企業(yè)存在較大的差異。[26]姜付秀等（2016）研究發(fā)現(xiàn)董秘的財(cái)務(wù)經(jīng)歷對公司融資約束的影響在不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的公司不同，在非國有企業(yè)更加顯著。[27]代昀昊和孔東民（2017）認(rèn)為高管海外經(jīng)歷對公司投資效率的影響在國有企業(yè)和非國有企業(yè)有顯著差異，因而高管學(xué)術(shù)經(jīng)歷對公司融資偏好、公司業(yè)績的影響會(huì)受到國有產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的限制。[28]在非國有企業(yè)，公司高層主要依據(jù)股東利益最大化和公司利益最大化進(jìn)行決策，決策時(shí)受到來自外界的約束更小，如政府，決策的靈活度更大。因此，高管學(xué)術(shù)經(jīng)歷等特征在非國有企業(yè)決策中發(fā)揮的作用更大，對公司融資方式、公司業(yè)績的影響也會(huì)更大。反之，在國有企業(yè)，由于受到各方面的約束，公司高管的決策靈活度較低，對公司融資方式和公司業(yè)績的影響較小?；谝陨戏治?，本文提出如下假設(shè)：

三、模型設(shè)計(jì)與變量定義

（一）樣本與模型選擇

本文樣本來自中國上市公司2006年至2017年的數(shù)據(jù)，主要篩選過程如下：首先，剔除金融類和ST（或*ST）上市公司;其次，剔除ST（或*ST）上市公司，因?yàn)檫@些公司在財(cái)務(wù)指標(biāo)等方面與其他上市公司差異較大;第三，刪去數(shù)據(jù)缺失的樣本。由于本文的因變量較多，因而最終的樣本存在差異。為了消除極端值對研究結(jié)果的影響，本文對所有連續(xù)變量在1%和99%水平上采用縮尾處理。

模型（1）中，DEPVt+1是本文的因變量，主要包括公司第t+1期的現(xiàn)金持有和公司業(yè)績兩個(gè)方面，現(xiàn)金持有主要是指現(xiàn)金占總資產(chǎn)的比例（CASH）;公司業(yè)績主要指總資產(chǎn)收益率（ROA）、營業(yè)利潤率（ROE）、所有者權(quán)益收益率（ROS）和市值賬面比（TOBINQ）。MACAPt是本文的主要自變量，指第t期上市公司中有學(xué)術(shù)經(jīng)歷高管所占的比例。CONTROLVt是指本文所有控制變量的第t期數(shù)值，具體見表1。YEAR和IND分別是年度和行業(yè)的虛擬變量，用于控制年度和行業(yè)對模型的影響。

模型（2）中，DEPVt+1是本文的因變量，與模型（1）中的因變量相同。MACAPt是本文的主要自變量，指第t期上市公司中有學(xué)術(shù)經(jīng)歷高管所占的比例。STATEt是虛擬變量，1代表國有企業(yè)，0代表非國有企業(yè)。MACAPt·STATEt是有學(xué)術(shù)經(jīng)歷高管所占的比例與是否國有企業(yè)的交乘項(xiàng)。CONTROLVt是指本文所有控制變量的第t期數(shù)值，具體見表1。YEAR和IND分別是年度和行業(yè)的虛擬變量，用于控制年度和行業(yè)對模型的影響。β2是交互項(xiàng)的系數(shù)，用于驗(yàn)證假設(shè)H3。

（二）主要變量定義

1.主要因變量

本文因變量主要有：現(xiàn)金持有主要是指現(xiàn)金占總資產(chǎn)的比例（CASH）;公司業(yè)績主要指總資產(chǎn)收益率（ROA）、營業(yè)利潤率（ROE）、所有者權(quán)益收益率（ROS）和市值賬面比（TOBINQ）。

2.高管學(xué)術(shù)經(jīng)歷

高管學(xué)術(shù)經(jīng)歷是指高管曾經(jīng)在高校任教、科研機(jī)構(gòu)從事研究或協(xié)會(huì)從事研究的經(jīng)歷。本文用兩種方法衡量高管學(xué)術(shù)經(jīng)歷，第一，采用虛擬變量，即當(dāng)高管有上述經(jīng)歷時(shí)，取值為1，否則取值為0，穩(wěn)健性檢驗(yàn)中可以作為替代變量。第二，采用有學(xué)術(shù)經(jīng)歷高管人數(shù)除以高管總?cè)藬?shù)的比值。高管學(xué)術(shù)經(jīng)歷來自CSMAR 數(shù)據(jù)庫中高管簡歷和高管個(gè)人特征數(shù)據(jù)庫提取，并進(jìn)行比對。

3.主要控制變量

借鑒賴?yán)璧龋?016）等研究[29]，本文控制變量主要包括高管中是否有女性（FEM）、高管平均年齡（MAGE）、公司規(guī)模（SIZE）、公司固定資產(chǎn)比例（FA）、公司第一大股東持股比例（LARGE）、公司機(jī)構(gòu)投資者持股比例（IHOLD）、公司董事會(huì)規(guī)模對數(shù)（BSIZE）、公司董事長與總經(jīng)理是否二職合一（DUAL）、公司獨(dú)立董事比例（INDEP）、公司所在行業(yè)（IND）、樣本所在年度（YEAR）。

（三）描述性統(tǒng)計(jì)分析

本文所有變量的描述性統(tǒng)計(jì)分析結(jié)果見表2，因變量中，現(xiàn)金持有、總資產(chǎn)收益率、營業(yè)利潤率、所有者權(quán)益收益率和市值賬面比的均值和極值分布都在合理范圍之內(nèi)。主要自變量高管是否有學(xué)術(shù)經(jīng)歷的均值為0.429，說明有42.9%的樣本中均存在有學(xué)術(shù)經(jīng)歷的高管，而學(xué)術(shù)經(jīng)歷高管比例的均值是0.264，中位數(shù)為0.0909，說明大部分上市公司中，學(xué)術(shù)經(jīng)歷的高管占比還是很低，不到10%。高管中是否有女性的均值為0.133，說明高管中女性比例比較低。大股東持股比例的均值為0.372，說明我國上市公司股權(quán)集中度較高。其他變量的均值、中位數(shù)、極值及分位數(shù)值的分布都在合理范圍之內(nèi)。

（四）均值和中位數(shù)分組檢驗(yàn)

表3按照高管是否有學(xué)術(shù)經(jīng)歷分組的單變量檢驗(yàn)的結(jié)果，Panel A是主要因變量現(xiàn)金持有比例（CASH）、總資產(chǎn)收益率（ROA）、營業(yè)利潤率（ROE）、所有者權(quán)益收益率（ROS）和市值賬面比（TOBINQ）等分組均值和中位數(shù)檢驗(yàn)的結(jié)果。表明在不考慮其他因素的影響下，CASH在兩組樣本中的均值和中位數(shù)存在顯著差異，且有學(xué)術(shù)經(jīng)歷的高管樣本組中各數(shù)值較大，與本文假設(shè)H1基本一致。TOBINQ在兩組樣本中的均值和中位數(shù)存在顯著差異，且有學(xué)術(shù)經(jīng)歷的高管樣本組中各數(shù)值較大，與本文假設(shè)H2a基本一致，ROA、ROE和ROS的均值和中位數(shù)在兩組樣本中并沒有顯著差異，不支持假設(shè)H2a?？刂谱兞恐?，MAGE、SIZE、BSIZE和DUAL的均值和中位數(shù)在兩組樣本中有顯著差異，其他變量在兩組樣本中沒有顯著性差異。當(dāng)然以上結(jié)果只是在不考慮其他因素影響時(shí)，各變量在兩組樣本中的差異。

四、實(shí)證結(jié)果分析

（一）Pearson和Spearman相關(guān)關(guān)系

在回歸分析之前，本文首先對主要因變量與自變量之間的相關(guān)關(guān)系進(jìn)行分析，表4是Spearman和Pearson相關(guān)關(guān)系分析的結(jié)果，Spearman的分析結(jié)果見右上三角，Pearson的分析結(jié)果見左下三角。最后一行或最后一列顯示了各主要因變量與自變量MACAP的相關(guān)分析結(jié)果。最后一行Pearson分析的結(jié)果顯示：MACAP與CASH在005水平上顯著正相關(guān)，支持假設(shè)H1;與ROE、ROS和TOBINQ在001水平上顯著正相關(guān)，與ROA相關(guān)關(guān)系不顯著，基本支持H2a。而最后一列Spearman分析的結(jié)果顯示：MACAP與CASH在001水平上顯著正相關(guān)，支持假設(shè)H1;與ROE、ROS和TOBINQ在001水平上顯著正相關(guān)，與ROA相關(guān)關(guān)系不顯著，基本支持H2a。以上結(jié)果是在沒有考慮其他控制變量的影響下得到的，為了驗(yàn)證本文所有假設(shè)，還需要控制其他變量的影響，即回歸分析。

（二）基本回歸分析

表5是高管學(xué)術(shù)經(jīng)歷與現(xiàn)金持有水平、公司業(yè)績的回歸分析結(jié)果。第（1）列結(jié)果顯示學(xué)術(shù)經(jīng)歷高管的比例與現(xiàn)金持有比例（CASH）在005水平上顯著正相關(guān)，說明當(dāng)有學(xué)術(shù)經(jīng)歷高管的比例增加1%時(shí)，公司現(xiàn)金持有水平提高了00415個(gè)單位，高管學(xué)術(shù)經(jīng)歷對現(xiàn)金持有比例的正向影響較明顯，支持假設(shè)H1。

第（2）至（5）列分別是總資產(chǎn)收益率（ROA）、營業(yè)利潤率（ROE）、所有者權(quán)益收益率（ROS）和市值賬面比（TOBINQ）作為因變量時(shí)的回歸結(jié)果。第（2）列結(jié)果顯示學(xué)術(shù)經(jīng)歷高管的比例與總資產(chǎn)收益率（ROA）在0.001水平上顯著正相關(guān)，說明有學(xué)術(shù)經(jīng)歷高管比例上升一個(gè)百分點(diǎn)，公司總資產(chǎn)收益率（ROA）提高了0.0201個(gè)單位，高管學(xué)術(shù)經(jīng)歷對公司總資產(chǎn)收益率的正向影響較明顯，支持假設(shè)H2a;第（3）列結(jié)果顯示學(xué)術(shù)經(jīng)歷高管的比例與營業(yè)利潤率（ROE）在0.001水平上顯著正相關(guān)，說明有學(xué)術(shù)經(jīng)歷高管比例上升一個(gè)百分點(diǎn)，公司的營業(yè)利潤率會(huì)提高了00260個(gè)單位，高管學(xué)術(shù)經(jīng)歷對營業(yè)利潤率的正向影響較明顯，支持假設(shè)H2a;第（4）列結(jié)果顯示學(xué)術(shù)經(jīng)歷高管的比例與所有者權(quán)益收益率（ROS）在0.001水平上顯著正相關(guān)，說明有學(xué)術(shù)經(jīng)歷高管比例上升一個(gè)百分點(diǎn)，公司的所有者權(quán)益收益率會(huì)提高了0.0511個(gè)百分點(diǎn)，高管學(xué)術(shù)經(jīng)歷對所有者權(quán)益收益率的正向影響較明顯，支持假設(shè)H2a;第（5）列結(jié)果顯示學(xué)術(shù)經(jīng)歷高管的比例與市值賬面比（TOBINQ）在0001水平上顯著正相關(guān)，說明有學(xué)術(shù)經(jīng)歷高管比例上升一個(gè)百分點(diǎn)，公司的市值賬面比提高了0.326個(gè)單位，高管學(xué)術(shù)經(jīng)歷對公司的市值賬面比的正向影響較明顯，支持假設(shè)H2a。

（三）產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的影響

那么，高管學(xué)術(shù)經(jīng)歷對公司現(xiàn)金持有和公司業(yè)績的影響在國有企業(yè)和非國有企業(yè)是否存在差異呢？表6顯示了不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)下高管學(xué)術(shù)經(jīng)歷對現(xiàn)金持有和公司業(yè)績影響的回歸結(jié)果。第（1）列結(jié)果顯示現(xiàn)金持有比例（CASH）與MACAPt-1·STATEt-1在0.05水平上顯著負(fù)相關(guān)，說明有學(xué)術(shù)經(jīng)歷高管的比例對現(xiàn)金持有比例的影響在非國有企業(yè)樣本中更加明顯，支持假設(shè)H1。第（2）至（5）列分別是總資產(chǎn)收益率（ROA）、營業(yè)利潤率（ROE）、所有者權(quán)益收益率（ROS）和市值賬面比（TOBINQ）作為因變量時(shí)的回歸結(jié)果。第（2）列結(jié)果顯示總資產(chǎn)收益率與MACAPt-1·STATEt-1在0.01水平上顯著負(fù)相關(guān)，說明有學(xué)術(shù)經(jīng)歷高管的比例對總資產(chǎn)收益率的影響在非國有企業(yè)樣本中更加明顯，支持假設(shè)H2a;第（3）列結(jié)果顯示營業(yè)利潤率與MACAPt-1·STATEt-1在0.1水平上顯著負(fù)相關(guān)，說明有學(xué)術(shù)經(jīng)歷高管的比例對營業(yè)利潤率的影響在非國有企業(yè)樣本中更加明顯，支持假設(shè)H2a;第（4）列結(jié)果顯示所有者權(quán)益收益率與MACAPt-1·STATEt-1在0.001水平上顯著負(fù)相關(guān)，說明有學(xué)術(shù)經(jīng)歷高管的比例對所有者權(quán)益收益率的影響在非國有企業(yè)樣本中更加明顯，支持假設(shè)H2a;第（5）列結(jié)果顯示市值賬面比與MACAPt-1·STATEt-1在0.001水平上顯著負(fù)相關(guān)，說明有學(xué)術(shù)經(jīng)歷高管的比例對市值賬面比的影響在非國有企業(yè)樣本中更加明顯，支持假設(shè)H2a。

五、穩(wěn)健性檢驗(yàn)

（一）工具變量法

盡管上述回歸中主要自變量和控制變量均是滯后一期的數(shù)據(jù)，能夠緩解模型中存在的反向因果等內(nèi)生性問題。為了進(jìn)一步消除模型中可能存在的其他內(nèi)生性問題，借鑒多馳和奧科托姆（Doytch & Uctum，2011）[30]的研究，本文擬采用滯后兩期的MACAP作為工具變量對模型進(jìn)行重新回歸。

表7是高管學(xué)術(shù)經(jīng)歷與現(xiàn)金持有、公司業(yè)績的工具變量回歸結(jié)果。第（1）列是MACAP t-2與MACAP t-1的回歸結(jié)果，Hasan et al.（2009）[31]研究顯示滯后兩期的有學(xué)術(shù)經(jīng)歷高管比例與滯后一期的有學(xué)術(shù)經(jīng)歷的高管比例在0001水平上顯著正相關(guān)，說明MACAPt-2滿足工具變量的相關(guān)性原則。同時(shí)，還沒有文獻(xiàn)研究表明MACAPt-2會(huì)影響到公司業(yè)績，因而MACAPt-2滿足工具變量的外生性原則，說明本文選取工具變量合理。第（2）列是現(xiàn)金持有比例（CASH）作為因變量時(shí)第二階段的回歸結(jié)果，表明MACAP t-1與現(xiàn)金持有比例在001水平上顯著正相關(guān)，支持本文假設(shè)H1。第（3）至（6）列分別是總資產(chǎn)收益率（ROA）、營業(yè)利潤率（ROE）、所有者權(quán)益收益率（ROS）和市值賬面比（TOBINQ）作為因變量時(shí)第二階段的回歸結(jié)果，表明MACAP t-1與總資產(chǎn)收益率在0001水平上顯著正相關(guān)，與營業(yè)利潤率在0.001水平上顯著正相關(guān)，與所有者權(quán)益收益率在0001水平上顯著正相關(guān)，與市值賬面比在0001水平上顯著正相關(guān)，支持本文假設(shè)H2a。同時(shí)，工具變量的識(shí)別不足Anderson檢驗(yàn)的P值為0.0000，說明MACAPt-2不存在識(shí)別不足問題;弱工具變量檢驗(yàn)的F值大于關(guān)鍵判別值（5355.965>16.38），說明MACAPt-2不存在弱工具變量問題;過度識(shí)別檢驗(yàn)顯示equation exactly identified，說明MACAPt-2不存在過度識(shí)別問題，以上結(jié)果表明采用MACAPt-2作為工具變量時(shí)比較合適。

（二）MACA替代MACAP

同時(shí)，本文還采用高管是否有學(xué)術(shù)經(jīng)歷作為有學(xué)術(shù)經(jīng)歷高管比例的替代變量，對模型進(jìn)行重新檢驗(yàn)，表8第（1）列顯示：高管學(xué)術(shù)經(jīng)歷與現(xiàn)金持有比例在01水平上顯著正相關(guān)，支持本文假設(shè)H1。第（2）至（5）列分別是總資產(chǎn)收益率（ROA）、營業(yè)利潤率（ROE）、所有者權(quán)益收益率（ROS）和市值賬面比（TOBINQ）作為因變量時(shí)的回歸結(jié)果。表明MACA與總資產(chǎn)收益率在0.001水平上顯著正相關(guān)，與營業(yè)利潤率在001水平上顯著正相關(guān)，與所有者權(quán)益收益率在0001水平上顯著正相關(guān)，與市值賬面比在0.001水平上顯著正相關(guān)，支持假設(shè)H2a。

（三）子樣本檢驗(yàn)

Wong et al.（2005）認(rèn)為創(chuàng)業(yè)板公司與主板公司相比，在規(guī)模、盈利能力、負(fù)債水平等方面存在較大差異[32]，為了消除由于樣本偏差帶來的影響，本文剔除創(chuàng)業(yè)板公司對模型進(jìn)行重新回歸。表9第（1）列顯示：高管學(xué)術(shù)經(jīng)歷與現(xiàn)金持有比例在01水平上顯著正相關(guān)，分別支持本文假設(shè)H1。第（2）至（5）列分別是總資產(chǎn)收益率（ROA）、營業(yè)利潤率（ROE）、所有者權(quán)益收益率（ROS）和市值賬面比（TOBINQ）作為因變量時(shí)的回歸結(jié)果。表明MACAP與總資產(chǎn)收益率在0001水平上顯著正相關(guān)，與營業(yè)利潤率在0001水平上顯著正相關(guān)，與所有者權(quán)益收益率在0001水平上顯著正相關(guān)，與市值賬面比在0001水平上顯著正相關(guān)，支持假設(shè)H2a。

（四）差分模型

由于模型中各變量自身存在時(shí)間序列相關(guān)性，導(dǎo)致本文實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果存在偏差，為了消除上述影響，本文擬采用差分模型對模型進(jìn)行重新回歸。表10第（1）列顯示：高管學(xué)術(shù)經(jīng)歷與現(xiàn)金持有比例在005水平上顯著正相關(guān)，支持本文假設(shè)H1。第（2）至（5）列分別是總資產(chǎn)收益率（ROA）、營業(yè)利潤率（ROE）、所有者權(quán)益收益率（ROS）和市值賬面比（TOBINQ）作為因變量時(shí)的回歸結(jié)果。采用差分模型后，MACAP與總資產(chǎn)收益率在0.001水平上顯著正相關(guān)，與營業(yè)利潤率在0.01水平上顯著正相關(guān)，與所有者權(quán)益收益率在0.001水平上顯著正相關(guān)，與市值賬面比在0.001水平上顯著正相關(guān)，支持假設(shè)H4a。

六、研究結(jié)論與啟示

文章以2006年至2017年中國上市公司為樣本，研究了高管學(xué)術(shù)經(jīng)歷對其融資偏好、現(xiàn)金持有及公司業(yè)績的影響。研究發(fā)現(xiàn)：高管學(xué)術(shù)經(jīng)歷提升了公司的現(xiàn)金持有水平，提升了公司的業(yè)績。在進(jìn)一步研究中，文章發(fā)現(xiàn)高管學(xué)術(shù)經(jīng)歷對現(xiàn)金持有及公司業(yè)績的影響在非國有企業(yè)中更加顯著。結(jié)論在經(jīng)過工具變量、變量替代、子樣本檢驗(yàn)和差分模型檢驗(yàn)后仍然穩(wěn)健。

本文研究了高管學(xué)術(shù)經(jīng)歷對現(xiàn)金持有和公司業(yè)績的影響，得到如下研究啟示：首先，高管學(xué)術(shù)經(jīng)歷提升了公司的現(xiàn)金持有水平，提升了公司的業(yè)績。這說明高管學(xué)術(shù)經(jīng)歷對現(xiàn)金持有和公司業(yè)績都有顯著影響，因此，在高管團(tuán)隊(duì)中引入有學(xué)術(shù)經(jīng)歷的高管，會(huì)對公司的現(xiàn)金持有和公司業(yè)績帶來不同影響。理論上，繼續(xù)探討高管學(xué)術(shù)經(jīng)歷對公司其他方面的影響顯得重要且必要，實(shí)踐中，本文結(jié)果證實(shí)在高管團(tuán)隊(duì)中引入學(xué)術(shù)經(jīng)歷的高管會(huì)提升現(xiàn)金持有水平，提升公司績效。其次，在非國有企業(yè)樣本組中，高管學(xué)術(shù)經(jīng)歷對現(xiàn)金持有和公司業(yè)績的影響更加明顯。結(jié)論顯示高管學(xué)術(shù)經(jīng)歷對非國有企業(yè)的現(xiàn)金持有和公司業(yè)績影響較大，故提醒上市公司應(yīng)該重視高管團(tuán)隊(duì)中學(xué)術(shù)經(jīng)歷的重要性和異質(zhì)性。

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