《表5 国企混改与公司现金持有水平》

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《国企混改如何影响公司现金持有》

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注:（1）BP检验的结果（P值为0）支持面板的随机效应模型（RE），Hausman检验的结果（P值为0）支持面板固定效应模型（FE）；（2）括号内为t值，*、**、***分别表示0.1、0.05、0.01水平上显著（下同）；（3）因控制权转移存在样本配对（PSM）问题，所以观测值略有差异。

（2） 其他敏感性测试。第一，变换样本，因我国特殊制度背景下的股权分置改革也将对公司现金持有产生影响（Chen et al.，2012），为排除上述遗漏变量问题，本文参考Megginson等（2014）的做法，一方面删除了2005～2007年间的年度样本，重新对模型进行回归。另一方面，当年度区间位于2008～2015年间时，设置股权分置改革的虚拟变量Reform=1，而当年度区间位于2003～2004年间时，Reform=0，并将其放入回归模型中，进行相应的回归检验，结果也基本支持了前述结论。第二，替换变量，采用经年度行业均值调整或经总资产标准化后的公司现金持有来重新定义现金持有水平（Cash），运用前十大股东中非国有股比例（Ep）、股权结构的赫芬达尔系数（Mixhhi，Mixhhi=∑Pi2，Pi=企业第i个股东持股比例/前十大股东持股比例之和）及熵指数（Mixentro=∑Pi×ln （1/Pi），Pi定义同上） 来重新定义国企混改融合度，回归结果与前述发现基本保持一致。第三，换用模型，考虑到现金持有的动态变化，本文纳入上一期的现金持有水平（Casht-1），并使用系统矩估计（SYSTEMGMM）的回归结果也与前述发现基本一致。第四，为避免本文采用上市公司前十大股东性质数据来构建混合所有制改革指标可能导致的选择性误差，本文在稳健性检验中删除了前十大股东持股比例之和小于50%的样本，重新进行回归检验的结果亦稳健不变。