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现金作为高流动性资产，其持有量是公司重要的财务决策之一。合理的现金持有有助于公司规避流动性风险，改善经营业绩（Opler等，1999）。近年来，企业秉持“现金为王”理念而高额持有现金已成为普遍现象，但由于其稀缺特性，现金极易被管理层和大股东随意使用以攫取私人收益（Dittmar和Mahrt-Smith，2007）。那么，企业为何持有现金？基于信息不对称视角，现金持有水平会受到成本收益权衡（Opler等，1999）、经营环境不确定性（Mulligan，1997）、投资机会（Duchin，2010）以及避税行为（Hanlon等，2017）等因素的影响；而在委托代理视角下，现金持有水平又会受到代理冲突的作用进而呈现柔性假说下的高持现和耗散假说下的低持现两种状态（Harford等，2008）①。然而，企业现金持有水平的高低与现金持有价值之间并非一一对应关系（杨兴全和尹兴强，2018），由代理问题引发的现金持有决策会对企业价值产生毁损，而完善的公司治理机制将有效抑制代理冲突的负面影响，进而提升企业价值（韩立岩和刘博研，2011）。
现有关于公司治理机制或股权结构对现金持有影响的研究大多考虑的是单个公司。事实上，许多公司的股东通常同时持有竞争公司的大量股份。同时在两家或者两家以上同行业企业持有股权的股东即为连锁股东（He和Huang，2017），通过连锁股东关系联结起来的企业称为连锁企业。据本文统计，样本期内有近15%的同行业上市公司通过持股比例不低于5%的共同十大股东形成关联②。因此，企业现金持有量不仅受自身经营决策的影响，还会受到在同行业企业交叉持股的连锁股东投资决策的影响。一方面，连锁股东为企业间形成利益合谋提供了一条隐蔽途径，降低了行业内产品市场的竞争程度，进而对现金持有水平产生影响；另一方面，连锁股东降低了连锁企业之间的信息不对称，并通过“话语权”和“退出机制”实现有效的监督治理，从而对现金持有水平产生影响。因此，本文从竞争合谋和治理协同两个角度，基于2009−2019年A股上市公司数据，检验连锁股东对企业现金持有水平的可能影响。研究发现：连锁股东影响下的企业现金呈现增持状态，其影响路径源于连锁股东对公司治理的优化而非竞争合谋；现金持有量的增加源于连锁股东抑制过度投资和在职消费所减少的现金耗散。进一步研究发现：连锁股东减少代理问题而使现金持有水平上升的治理协同效应在管理层权力较大、连锁股东治理能力较强的企业以及低成长性行业企业和非国有企业中更为明显。价值效应检验表明，连锁股东的存在能够显著提高企业的现金持有价值。
本文可能的贡献在于：（1）关于连锁股东经济后果的研究尚未形成一致的结论。部分文献基于投资组合价值最大化假设，发现连锁股东会加剧连锁企业在产品市场上的合谋倾向，进而扭曲产品市场竞争机制，提高产品价格以获取合谋收益（Azar等，2018）；部分文献基于公司治理视角，认为连锁股东能够凭借自身行业信息优势，促进企业创新（Antón等，2021）、提供融资便利（Chen等，2021）、完善公司治理等（He和Huang，2017）。本文通过探讨微观层面连锁股东对企业现金持有的影响，补充了连锁股东影响公司治理行为的潜在逻辑和经济后果的经验证据。（2）现金持有的相关研究已日趋完善，本文从连锁股东视角来探究其如何作用于企业现金持有行为，拓宽了股权结构特征与企业财务行为关系的研究话题，在深入阐述投资者交叉持股下共同所有权对企业现金持有行为及其经济后果产生影响的同时，亦丰富了企业现金持有研究。（3）本文发现连锁股东在发挥治理效应、抑制现金耗散、增加企业现金持有的同时，亦显著提升了企业现金持有价值，这为实务中企业通过引入连锁股东抑制管理层侵占现金以实现有效治理提供了启示。
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连锁股东同时拥有多个投资标的，其投资目标通常是投资组合的价值最大化，而非单一投资标的的价值最大化（潘越等，2020）。对于连锁股东来说，投资组合公司之间的激烈竞争（如价格战、研发竞赛、行业诉讼等）会相互施加负外部性从而降低投资组合回报。因此，连锁股东有动机促进投资组合公司之间进行隐性或显性协调以减少彼此竞争（Hansen和Lott，1996）。由连锁股东形成的连锁企业之间的共同所有权联系会模糊正式的企业边界，并在行业内产生“反竞争效应”（Azar等，2018）。换言之，同行业股东通过交叉持股形成连锁关系后，提高了行业内连锁企业的垄断程度，减少了产品市场竞争。
作为促进经济效率的主要驱动力，产品市场竞争的重要性不言而喻（Shleifer和Vishny，1997）。在激烈的产品市场竞争中，财务实力强大的公司会采取增加产量、降低单价等掠夺性竞争行为倒逼财务实力弱的公司退出市场，而弱实力公司除了需在产量与价格上增强竞争力之外，更需要在研发创新、广告宣传等领域进行战略性投资，以避免市场份额被剥夺乃至被逐出市场。由此可见，行业内公司之间的较量无一不需要充沛资金的保障。随着产品市场竞争的加剧，基于较强产品市场掠夺风险下现金持有的预防性动机，企业更倾向于增加现金持有以提高投融资能力并防御捕食风险，即企业现金持有水平与产品市场竞争程度正相关（Fresard，2010；Hoberg等，2014）。而当大股东在行业内形成联结关系后，同行业企业之间的产品市场竞争程度降低（Azar等，2018；潘越等，2020），这可能会弱化企业应对经营不确定性和获取竞争优势的预防性持现动机，进而降低企业现金持有水平。
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首先，连锁股东能够通过“话语权”和“退出机制”改善公司治理（Bharath等，2013；Edmans等，2019）。一方面，相对于单一股东，连锁股东在同行业企业持股比例较高，参与不同企业经营过程所积累的经验也较为丰富，因而投票反对管理层经营决策的可能性更大，从而能够对管理层经营决策实施更为有效的监督（Kang等，2018；Chen等，2021）。此外，管理层通常基于单一企业做出经营决策，而连锁股东更倾向于行业内投资组合的综合考量，因而当单一企业决策既无益于自身发展又有损于连锁企业利益时，连锁股东“发声”的概率会更大。另一方面，当连锁股东选择抛售其所持有的一家公司股份时，这会对该公司股票价格产生下行压力，并向外界传递投资组合中其他公司经营前景更优的信号（Edmans等，2019）。已有研究发现，连锁股东可以采取退出威胁等手段进行博弈（Hope等，2017），进而提升企业财务报告质量（Dou等，2018），降低企业盈余管理程度（杜勇等，2021）。尤其是当大股东同时持有两家同行业企业股份时，连锁企业相对制衡下的退出机制能有效倒逼企业管理层积极作为以避免连锁股东的实际退出。
其次，连锁股东具有行业信息优势，能够降低连锁企业之间的信息不对称（He和Huang，2017）。同一行业中的企业存在向竞争对手隐瞒专有信息的天然倾向，从而可能导致合作的次优水平。而连锁股东作为竞争企业之间信息共享的桥梁，有助于促进连锁企业相互协调以实现共赢。从企业发展的源动力来看，当技术溢出足够大且产品市场溢出足够小时，行业内竞争对手的共同所有权可以增加创新投入（Antón等，2021）。Gao等（2019）以中国企业为样本考察了机构投资者交叉持股（IICO）对企业创新的影响，发现IICO通过监督效应和知识共享提高了企业研发合作水平和效率。从企业内外部管理来看，连锁股东凭借自身的全行业信息优势能够抑制企业盈余管理行为，减少异常应计利润，提高财务报告绩效的真实性（He等，2020）；增强连锁企业之间的财务合作并形成稳定的供应链关系（Freeman，2022）；降低融资成本（Chen等，2021）；提升会计信息可比性（周冬华和黄沁雪，2021）。此外，连锁股东能够激励企业将其披露的外部性利益“内部化”给连锁企业，降低披露的专有成本，进而促进企业自愿进行信息披露，增强市场流动性（Park等，2019）。因此，同行业股东之间交叉持股所形成的共同所有权能够优化公司治理机制，提高治理效率。
结合现金持有的代理动机来看，无论基于柔性假说抑或耗散假说，企业现金持有量的增减均可能损害企业价值，而有效的公司治理机制能够在一定程度上缓解企业持现所面临的代理问题，从而提高企业现金持有价值（侯青川等，2016）。在柔性假说下，出于在职消费与利益侵占等自利目的，管理层可能会留存更多现金资产（Dittmar和Mahrt-Smith，2007），而连锁股东能够发挥治理效应，通过抑制管理层侵占现金的代理动机，进而降低企业现金持有水平。在耗散假说下，管理层具有强烈动机通过非效率投资（如企业并购等）扩大规模来迅速消耗企业留存现金，从而使企业现金持有处于较低水平（Harford等，2008）；但随着连锁股东对公司治理机制的优化，管理层低效的投资扩张行为受到有效抑制，无效耗散的现金得以回流至企业，企业现金持有水平提高。换言之，公司治理的完善既有可能抑制柔性假说下高管超额持现的自利行为，降低企业现金持有水平；又有可能遏制耗散假说下高管的个人“帝国建造”行为，提高企业现金持有水平。
前文分析表明，连锁股东既可能形成行业共谋以弱化应对产品市场竞争的预防性持现动机，亦可能利用行业优势加强管理层监督以优化公司治理机制。因此，结合现金持有的形成过程和代理诱因对企业现金持有行为进行综合分析，有利于进一步揭示连锁股东对企业现金持有的影响机制并检验现金持有的价值效应。基于以上分析，本文主要考察以下问题：连锁股东与企业现金持有之间呈现何种关系？连锁股东通过何种机制（竞争合谋还是治理协同）影响企业现金持有水平？连锁股东对企业现金持有的影响最终是否实现了企业持现价值的提升？
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为避免2008年全球金融危机这一外生冲击对企业经营环境的影响，本文以2009−2019年中国沪深A股上市公司为初始样本，剔除ST、PT及金融类公司和主要财务指标缺失的样本观测值，最终得到22019个“公司−年度”观测值。连锁股东和公司财务数据来自国泰安数据库，股票指数成分数据来自万得数据库。为排除极端值干扰，本文对所有连续变量进行了上下1%水平的缩尾（Winsorize）处理。
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为检验研究问题，本文构建如下回归模型：
$$ Cas{h_{i,t}} = {\alpha _0} + {\alpha _1}Cros{s_{i,t}} + {\sum {{\alpha _{{j}}}Controls} _{i,t}} + \sum {Firm} + \sum {Year} + {\varepsilon _{i,t}} $$ (1) 其中，被解释变量Cash表示企业现金持有水平。参考杨兴全和尹兴强（2018）的衡量方法，Cash=（货币资金+交易性金融资产）/（总资产−现金及现金等价物）。解释变量Cross表示连锁股东，包含连续变量（Cross_Con）和虚拟变量（Cross_Dum）两个指标。借鉴He和Huang（2017）、潘越等（2020）的研究，本文基于以下步骤构建连锁股东指标：首先，在季度层面保留持股比例大于等于5%的大股东，分季度计算每家公司与同行业其他公司的共同股东数量，求其年度均值并加1取对数，得到连锁股东连续变量（Cross_Con）；其次，如果公司与同行业其他公司在同一个财政年度的任何一个季度中存在共同股东，则该财政年度连锁股东虚拟变量（Cross_Dum）取值为1，否则为0。
Controls表示一组控制变量，参考杨兴全和尹兴强（2018）等的研究设计，本文对如下变量进行了控制：资本支出（Capex）、企业成长性（Grow）、企业规模（Size）、经营现金流（Cf）、资产负债率（Lev）、营运资本（Nwc）、企业成立年限（Age）、总资产收益率（Roa）。此外，为避免估计结果受公司个体和宏观环境的干扰，本文进一步控制了公司个体和年度的双向固定效应，并对所有回归系数的标准误进行了公司层面的聚类调整（Cluster）。具体变量定义见表1。
表 1 变量定义
变量名称 变量符号 变量定义 现金持有 Cash （货币资金+交易性金融资产）/（总资产−现金及现金等价物） 连锁股东 Cross_Con 连续变量。在季度层面保留持股比例不低于5%的大股东，分季度计算每家公司与同行业其他公司的共同股东数量，求其年度均值并加1取对数 Cross_Dum 虚拟变量。如果公司与同行业其他公司在同一个财政年度的任何一个季度中存在共同股东，则该财政年度连锁股东虚拟变量取值为1，否则为0 资本支出 Capex 购建固定资产、无形资产与其他长期资产所支付的现金/总资产 企业成长性 Grow 主营业务收入增长率 企业规模 Size 总资产的自然对数 经营现金流 Cf 经营活动现金流净额/非现金资产 资产负债率 Lev 总负债/总资产 营运资本 Nwc 净营运资本/净资产 企业成立年限 Age 企业成立年限的自然对数 总资产收益率 Roa 净利润/总资产 -
表2报告了本文主要变量的描述性统计结果。样本公司现金持有水平（Cash）的均值为0.187，最小值为0.016，最大值为0.708，标准差为0.138，说明样本公司之间的现金持有水平存在明显差异。连锁股东连续变量（Cross_Con）的均值为0.101，最小值为0，最大值为1.609（即样本公司最多拥有5名连锁股东）。其余变量的描述性统计结果均与已有研究较为相近，不再赘述。
表 2 变量描述性统计
变量 样本数 均值 标准差 最小值 25分位数 中值 75分位数 最大值 Cash 22019 0.187 0.138 0.016 0.091 0.147 0.241 0.708 Cross_Con 22019 0.101 0.254 0 0 0 0 1.609 Cross_Dum 22019 0.147 0.354 0 0 0 0 1 Capex 22019 0.049 0.046 0 0.015 0.035 0.068 0.220 Grow 22019 0.202 0.483 −0.555 −0.010 0.116 0.281 3.305 Size 22019 22.226 1.301 19.677 21.305 22.055 22.966 26.179 Cf 22019 0.060 0.094 −0.199 0.008 0.054 0.108 0.389 Lev 22019 0.438 0.207 0.055 0.274 0.432 0.593 0.908 Nwc 22019 0.047 0.433 −1.805 −0.155 0.042 0.262 1.625 Age 22019 2.776 0.365 1.609 2.565 2.833 3.045 3.434 Roa 22019 0.038 0.056 −0.224 0.035 0.196 0.014 0.064 -
表3报告了连锁股东影响企业持现水平的回归结果，列（1）、列（3）和列（2）、列（4）分别报告了以连锁股东连续变量（Cross_Con）和连锁股东虚拟变量（Cross_Dum）为解释变量的回归结果。结果显示，不论加入控制变量与否，Cross_Con和Cross_Dum的系数均在5%水平上显著为正，这表明同行业连锁股东显著正向促进了企业现金持有水平，初步验证了治理协同路径下的现金持有耗散假说，即为实现股东价值最大化，连锁股东具有做大做强企业的根本动力，更可能追求长期治理效益，连锁股东的治理协同效应得到验证。
表 3 连锁股东与现金持有
变量 (1) (2) (3) (4) Cross_Con 0.019** 0.014** (2.462) (2.184) Cross_Dum 0.012** 0.008** (2.398) (1.962) Capex −0.233*** −0.234*** (−9.107) (−9.119) Grow 0.003 0.003 (1.523) (1.518) Size 0.005 0.005 (1.316) (1.320) Cf 0.354*** 0.354*** (23.153) (23.144) Lev −0.250*** −0.250*** (−16.048) (−16.052) Nwc −0.037*** −0.037*** (−6.651) (−6.645) Age −0.142*** −0.142*** (−8.575) (−8.602) Roa 0.097*** 0.097*** (3.901) (3.894) Constant 0.206*** 0.206*** 0.553*** 0.555*** (64.732) (65.043) (6.895) (6.907) Firm/Year 控制 控制 控制 控制 N 22019 22019 22019 22019 Adj R2 0.029 0.029 0.201 0.201 注：括号内为t值，***、**和*分别表示在1%、5%和10%水平上显著；标准差经公司层面聚类处理。 上述结果表明，从治理协同路径来看，样本企业中管理层因现金持有决策所引发的代理问题大多表现为耗散假说下现金的无效浪费行为，而连锁股东的进入确实可以加强对管理层的有效监督与约束。与无连锁股东的企业相比，有连锁股东的企业具有更高的内部治理水平，连锁股东能够有效抑制高管出于自利动机而进行过度投资、在职消费等资本无效耗散行为，迫使无效损耗的现金回流，进而提高企业持现水平。
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（1）Heckman两阶段回归。为了缓解本文可能存在的样本自选择问题，即现金资产较为充沛的企业更容易吸引同行业投资者，从而出现连锁股东。借鉴潘越等（2020）的做法，本文使用上市公司股票在中证500指数中的变动作为工具变量，基本思路是指数型基金资产组合的变化可能与企业是否存在连锁股东相关，但并不会直接影响企业的现金持有行为。具体地，若股票上一期由非中证500升入中证500，则变量In500取值为1，否则为0。表4的第一阶段Probit回归结果显示，Cross_IV_In500的系数在5%水平上显著为负，表明该工具变量与是否存在连锁股东高度相关，通过了弱工具变量检验。表4的第二阶段回归结果显示，在加入逆米尔斯比率（IMR）后，Cross_Con和Cross_Dum的系数分别在5%和1%水平上显著为正。以上结果表明，考虑样本选择偏差问题后，本文结论仍然成立。
表 4 连锁股东与现金持有：Heckman两阶段回归结果
变量 第一阶段
Cross_Dum第二阶段
CashCross_IV_In500 −0.133** (−2.311) Cross_Con 0.025** (2.000) Cross_Dum 0.088*** (2.743) IMR −0.005 −0.044** (−1.048) (−2.518) Controls 控制 控制 控制 Ind 控制 未控制 未控制 Year 控制 控制 控制 Firm 未控制 控制 控制 Pseudo/Adj R2 0.140 0.199 0.200 N 21173 21173 21173 注：括号内为t值，***、**和*分别表示在1%、5%和10%水平上显著；标准差经公司层面聚类处理；限于篇幅，未报告控制变量回归结果，资料备索。 （2）双重差分模型（DID）。参考姜付秀等（2018）的研究，本文采用样本期内发生股权结构变动的样本与未发生股权结构变动的样本进行检验，通过估计股权结构发生变化前后企业现金持有水平的差异，进一步排除内生性对研究结果的影响。具体地，当处理组样本为无连锁股东企业转变为有连锁股东企业时，本文将控制组定义为样本期内一直为无连锁股东的企业；当处理组样本为有连锁股东企业转变为无连锁股东企业时，本文将控制组定义为样本期内一直为有连锁股东的企业。具体模型如下：
$$ Cas{h_{i,t}} = {\beta _0} + {\beta _1}Trea{t_{i,t}} \times Pos{t_{i,t}} + {\sum {{\beta _{{j}}}Controls} _{i,t}} + \sum {Firm} + \sum {Year} + {\varepsilon _{i,t}} $$ (2) 其中，Treat是企业股权结构是否发生过变化的哑变量，如果企业从无连锁股东（有连锁股东）转变为有连锁股东（无连锁股东），企业样本期内取1，否则为0。Post为股权结构变化前后年度的虚拟变量，变化当年及以后年度取1，否则为0。Treat和Post的交互项（Treat×Post）衡量有连锁股东相对于无连锁股东对企业现金持有水平的净效应。
表5列（1）报告了有连锁股东企业转变为无连锁股东企业后，企业现金持有水平发生的变化；列（2）报告了无连锁股东企业转变为有连锁股东企业后，企业现金持有水平发生的变化。结果显示，列（1）中Treat×Post的系数为正但不显著，说明相对于“一直为有连锁股东企业”控制组，企业股权结构由有连锁股东转变为无连锁股东，并未对企业现金持有水平产生增量作用。列（2）中Treat×Post的系数在1%水平上显著为正，说明相对于“一直为无连锁股东企业”控制组，当企业股权结构由无连锁股东转变为有连锁股东后，企业现金持有水平显著上升。整体来看，在控制内生性问题后，本文研究结论未发生实质性改变。
表 5 连锁股东与现金持有：股权结构变化（DID）
变量 从有到无
（1）从无到有
（2）Treat×Post 0.012 0.017*** (0.895) (2.811) Controls 控制 控制 Firm/Year 控制 控制 N 2253 18568 Adj R2 0.236 0.203 注：括号内为t值，***、**和*分别表示在1%、5%和10%水平上显著；标准差经公司层面聚类处理；限于篇幅，未报告控制变量回归结果，资料备索。 （3）反向因果检验。为了验证企业现金持有水平与连锁股东是否存在双向因果关系，本文将企业现金持有水平Cash作为解释变量，连锁股东指标Cross_Con和Cross_Dum作为被解释变量，并分别前置一期（t+1）和两期（t+2）。如果连锁股东与企业现金持有水平存在双向因果关系，则Cash的系数应显著为正。表6的检验结果显示，未来一期和未来两期连锁股东指标Cross_Con和Cross_Dum的系数均为正但不显著，表明企业现金持有水平未对大股东是否在同行业企业交叉持股产生影响，进一步证明了本文的结论。
表 6 连锁股东与现金持有：反向因果检验
变量 Cross_
Cont+1
（1）Cross_
Dumt+1
（2）Cross_
Cont+2
（3）Cross_
Dumt+2
（4）Cash 0.017 0.018 0.008 0.011 (1.354) (0.896) (0.555) (0.490) Controls 控制 控制 控制 控制 Firm/Year 控制 控制 控制 控制 N 18827 18827 15956 15956 Adj R2 0.027 0.024 0.025 0.023 注：括号内为t值，***、**和*分别表示在1%、5%和10%水平上显著；标准差经公司层面聚类处理；限于篇幅，未报告控制变量回归结果，资料备索。 -
（1）替换因变量
参考Opler等（1999）的研究，本文重新定义现金持有水平，Cash1=（货币资金+交易性金融资产）/（总资产−货币资金−交易性金融资产）。回归结果如表7列（1）、列（2）所示，Cross_Con与Cross_Dum的系数均在5%水平上显著为正，检验结果与基准回归结果一致。参考Harford（1999）的研究，本文重新定义现金持有水平，Cash2=（货币资金+交易性金融资产）/总资产。回归结果如表7列（3）、列（4）所示，Cross_Con与Cross_Dum的系数均在5%水平上显著为正，检验结果与基准回归结果一致。
表 7 连锁股东与现金持有：其他稳健性检验
变量 Cash1 Cash2 Cash100 Cash (1) (2) (3) (4) (5) (6) (7) Cross_Con 0.031** 0.015** (2.351) (2.469) Cross_Dum 0.017** 0.008** (1.975) (2.042) Cross_Share 0.028* (1.811) p10_Cross_Con 0.015* (1.865) p10_Cross_Dum 0.012** (2.318) Controls 控制 控制 控制 控制 控制 控制 控制 Firm/Year 控制 控制 控制 控制 控制 控制 控制 N 22019 22019 22019 22019 22019 21664 21664 Adj R2 0.207 0.207 0.214 0.214 0.201 0.202 0.202 注：括号内为t值，***、**和*分别表示在1%、5%和10%水平上显著；标准差经公司层面聚类处理；限于篇幅，未报告控制变量回归结果，资料备索。 （2）替换自变量
参考He和Huang（2017）、Chen等（2021）的研究，本文使用连锁股东持股比例（Cross_Share）衡量连锁股东变量。具体地，在季度上对每家企业计算其股份被连锁股东持有的比例之和，再求年度均值。为便于呈现回归结果，参考汪琼等（2020）的研究，对现金持有（Cash）的数值乘以100。回归结果如表7列（5）所示，Cross_Share的系数在10%水平上显著为正，检验结果与基准回归结果一致。此外，本文将持股门槛提高至10%，重新计算连锁股东指标（p10_Cross_Con、p10_Cross_Dum）。回归结果如表7列（6）、列（7）所示，p10_Cross_Con、p10_Cross_Dum的系数分别在10%、5%水平上显著为正，检验结果与基准回归结果一致。
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连锁股东的存在，一方面可以促成行业内连锁企业之间的合谋，减少产品市场竞争，进而降低企业现金持有水平；另一方面能够降低连锁企业之间的信息不对称，缓解股东与管理层之间的代理冲突，发挥治理效应，进而提高企业现金持有水平。基于前文基本回归结果可知，连锁股东显著提高企业现金持有水平，而影响现金持有的途径主要是治理协同而非竞争合谋，并且连锁股东影响下的现金决策更符合耗散假说。然而，现金持有特有的时点特征无法反映某一时期内现金持有量的增减变化过程，因而本文进一步对连锁股东影响现金持有的治理协同路径进行检验。
作为同行业企业间形成经济关联的重要枢纽，连锁股东的存在深刻影响着企业的投资决策，且连锁股东治理效应的发挥有赖于连锁股东对管理层非效率投资行为的抑制，包括管理层通过个人“帝国建造”获取潜在私人收益的过度投资行为，以及管理层持有较多现金用于在职消费的利益侵占行为。加之过度投资与在职消费行为往往伴随着严重的信息不对称和代理问题，因此过度投资（在职消费）与现金持有的关系在引入连锁股东后所产生的动态变化过程，能够较好地反映连锁股东对现金持有行为是否具有优化作用，这对于明晰企业增持现金的原因、进一步认识连锁股东的治理作用至关重要。
如果企业投资决策较为激进或管理层自利动机较为强烈，那么现金资产的耗散程度较高，此情形下连锁股东发挥的治理协同效应将对企业过度投资行为（高管自利行为）进行修正，从而抑制过度投资（在职消费），提高企业现金持有水平。反之，如果企业自身投资决策较为合理或管理层自利动机较弱，此时连锁股东治理的边际效应较低，抑制过度投资（在职消费）对企业现金持有水平的提升作用有限。基于此，本文借鉴温忠麟等（2004）的中介效应三步检验法，第一步重复模型（1）的检验，第二步、第三步分别参考Harford等（2008）、陈冬华等（2005）的方法构建过度投资（Overinv）、在职消费（Perk）指标，并利用模型（3）、模型（4）进行检验。
$$ Overin{v_{i,t}}/Per{k_{i,t}} = {\beta _0} + {\beta _{1}}Cros{s_{i,t}} + \sum {{\beta _{{i}}}Controls} + \sum {Firm} + \sum {Year} + {\varepsilon _{i,t}} $$ (3) $$ Cas{h_{i,t}} = {\gamma _0} + {\gamma _1}Cros{s_{i,t}} + {\gamma _2}Overin{v_{i,t}}/Per{k_{i,t}} + \sum {{\gamma _{{i}}}Controls} + \sum {Firm} + \sum {Year} + {\varepsilon _{i,t}} $$ (4) 表8的Panel A和Panel B分别报告了过度投资（Overinv）和在职消费（Perk）的中介效应检验结果。列（2）、列（5）的结果显示，连锁股东连续变量（Cross_Con）、虚拟变量（Cross_Dum）与过度投资（Overinv）、在职消费（Perk）均至少在10%水平上显著负相关，说明连锁股东能够显著抑制管理层的过度投资和在职消费。列（3）、列（6）的结果显示，中介变量与现金持有均至少在5%水平上显著负相关，说明管理层过度投资、在职消费等代理动机越强烈，企业现金持有水平越低；连锁股东与现金持有均在10%水平上显著正相关，说明过度投资和在职消费在连锁股东对企业现金持有的治理效应中发挥部分中介作用。
上述结果表明，连锁股东可以有效抑制耗散假说下管理层过度投资（在职消费）行为，通过减少过度投资（在职消费）对现金持有的无效耗散所诱发的代理问题进而发挥治理效应，迫使管理层审慎做出投资决策（约束寻租行为），并将可能以过度投资（在职消费）形式无效耗散的资金回流至企业，从而提升企业现金持有水平。
表 8 连锁股东提高企业现金持有水平：机制检验
Panel A：过度投资 变量 Cash
（1）Overinv
（2）Cash
（3）Cash
（4）Overinv
（5）Cash
（6）Cross_Con 0.016** −0.024* 0.016* (2.002) (−1.886) (1.959) Cross_Dum 0.010** −0.013* 0.009* (1.995) (−1.703) (1.956) Overinv −0.014** −0.014** (−2.108) (−2.114) Controls 控制 控制 控制 控制 控制 控制 Firm/Year 控制 控制 控制 控制 控制 控制 N 13826 13826 13826 13826 13826 13826 Adj R2 0.178 0.189 0.178 0.178 0.189 0.178 Panel B：在职消费 变量 Cash
（1）Perk
（2）Cash
（3）Cash
（4）Perk
（5）Cash
（6）Cross_Con 0.012** −0.074*** 0.011* (2.056) (−3.009) (1.876) Cross_Dum 0.006* −0.026* 0.006* (1.755) (−1.650) (1.657) Perk −0.014*** −0.014*** (−7.954) (−7.978) Controls 控制 控制 控制 控制 控制 控制 Firm/Year 控制 控制 控制 控制 控制 控制 N 20392 20390 20390 20392 20390 20390 Adj R2 0.059 0.228 0.063 0.059 0.227 0.063 注：括号内为t值，***、**和*分别表示在1%、5%和10%水平上显著；标准差经公司层面聚类处理；限于篇幅，未报告控制变量回归结果，资料备索。 -
作为公司日常经营的决策者，管理层具有掌握公司真实经营信息的绝对优势，有动机也有能力利用权力进行寻租。当管理层权力较大时，一方面，管理层会对自身能力过度自信，低估投资风险，引发非效率投资行为；另一方面，管理层受到的外部监管较弱，进而导致过度投资和在职消费等寻租行为广泛存在（杨兴全和张玲玲，2017）。而当管理层权力较小时，不论是投资项目选择抑或是公司日常生产经营决策，管理层所能施加个人意愿的空间均较小。出于对职业生涯的声誉考虑，管理层审慎决策的可能性更大，从而管理层权力凌驾于内部控制之上的自利行为得到抑制。
在此情形下，连锁股东发挥的治理协同效应更可能对管理层权力较大时的寻租行为进行修正，抑制过度投资和在职消费，进而提高企业现金持有水平。而在管理层权力较小时，管理层缺乏寻租的动机和能力，因而连锁股东治理的边际效应较低，抑制过度投资和在职消费对企业现金持有水平的提升作用有限。基于此，本文参考杨兴全和张玲玲（2017）的做法，选择两职合一、董事会规模、独立董事比例、总经理教育背景以及总经理是否持股五个变量综合衡量管理层权力，构建管理层权力综合指标。本文将高于（低于或等于）行业年度中值的样本定义为管理层权力较大（较小）企业，并对样本进行分组检验。
表9报告了管理层权力对连锁股东与现金持有之间关系的影响的检验结果。结果显示，连锁股东影响下的现金增持行为主要集中在管理层权力较大企业（Cross_Con和Cross_Dum的系数均在1%水平上显著为正），而对于管理层权力较小企业，现金持有水平不具有提升效果（Cross_Con和Cross_Dum的系数均为正但不显著）。结果表明，连锁股东通过抑制过度投资和在职消费所优化的现金持有行为在管理层权力较大企业中更为明显，这也侧面验证了连锁股东治理协同作用的有效性。
表 9 连锁股东与现金持有：基于管理层权力的进一步检验
变量 管理层权力较大 管理层权力较小 （1） （2） （3） （4） Cross_Con 0.042*** 0.007 (3.118) (0.872) Cross_Dum 0.020*** 0.005 (2.611) (0.985) Controls 控制 控制 控制 控制 Firm/Year 控制 控制 控制 控制 N 7564 7564 13349 13349 Adj R2 0.254 0.253 0.176 0.176 注：括号内为t值，***、**和*分别表示在1%、5%和10%水平上显著；标准差经公司层面聚类处理；限于篇幅，未报告控制变量回归结果，资料备索。 -
前文分析表明，连锁股东对企业现金持有水平具有治理优化的提升作用，但这种治理协同作用的发挥是否会由于连锁股东治理能力的差异而表现不同？当连锁股东治理能力较强时，企业管理层的过度投资、在职消费等自利行为会受到强有力的外部监督；而当连锁股东治理能力较弱时，连锁股东的实际话语权较小，这会弱化连锁股东“发声”对管理层现金掏空行为的震慑作用。
基于此，本文从连锁股东持股比例和投资者来源两个视角衡量连锁股东治理能力。一方面，相对于持股比例较低的连锁股东，持股比例较高的连锁股东在公司生产经营决策中具有更大的话语权，加之其对管理层自利行为的纠偏动机更强，因而具备更强的治理能力和更优的治理效果。另一方面，相对于境内连锁股东，境外连锁股东在信息搜集、解读与分析过程中拥有一定的信息优势（如经验、技术与人财物资源等），具备更强的价值识别和选择能力（钟覃琳和陆正飞，2018），能够通过获取非财务信息来及时修正投资决策，加强对管理层的监督以防止内部人侵占。因此，本文预期连锁股东优化现金持有水平的治理效应在连锁股东持股比例较高以及来源于境外投资者时更为显著。
本文参考He等（2019）的做法，以分季度计算的每家连锁股东在目标企业持有股份的市值占其投资组合总市值的比例作为权重，并对每家企业股份被连锁股东持有的比例进行季度上的加权求和，再求年度均值，高于（低于或等于）行业年度中值的为连锁股东持股比例较高（较低）企业。此外，当连锁股东名称为“香港中央结算有限公司（HKSCC NOMINEES LIMITED）”时，即可确定为境外连锁股东。本文将全样本中剔除了连锁股东为境内投资者（境外投资者）的企业定义为境外投资者组（境内投资者组），并对样本进行分组检验。
表10报告了连锁股东治理能力对连锁股东与现金持有之间关系的影响的检验结果。列（1）至列（4）的结果显示，连锁股东影响下的现金增持行为主要集中在连锁股东持股比例较高企业（Cross_Con和Cross_Dum的系数均在5%水平上显著为正），而对于连锁股东持股比例较低企业，现金持有水平不具有提升效果（Cross_Con和Cross_Dum的系数均为正但不显著）。列（5）至列（8）的结果显示，连锁股东影响下的现金增持行为主要集中在境外投资者企业（Cross_Con和Cross_Dum的系数分别在10%和1%水平上显著为正），而对于境内投资者企业，现金增持效果并不明显（Cross_Con的系数在10%水平上显著为正，Cross_Dum的系数为正但不显著）。上述结果表明，连锁股东通过抑制过度投资和在职消费所优化的现金持有行为，在连锁股东持股比例较高企业和境外连锁股东企业中更为明显，这也侧面验证了连锁股东治理效应的发挥有赖于其监督治理能力的强弱。
表 10 连锁股东与现金持有：基于连锁股东治理能力的进一步检验
变量 高持股比例 低持股比例 境外投资者 境内投资者 （1） （2） （3） （4） （5） （6） （7） （8） Cross_Con 0.019** 0.008 0.054* 0.012* (2.236) (0.888) (1.798) (1.903) Cross_Dum 0.012** 0.006 0.059*** 0.007 (1.973) (1.116) (2.730) (1.624) Controls 控制 控制 控制 控制 控制 控制 控制 控制 Firm/Year 控制 控制 控制 控制 控制 控制 控制 控制 N 20373 20373 20420 20420 19347 19347 21446 21446 Adj R2 0.200 0.200 0.198 0.198 0.196 0.196 0.202 0.202 注：括号内为t值，***、**和*分别表示在1%、5%和10%水平上显著；标准差经公司层面聚类处理；限于篇幅，未报告控制变量回归结果，资料备索。 -
尽管连锁股东能够降低同行业企业之间的信息不对称，发挥治理效应并抑制基于股东与管理层之间代理冲突引发的高管自利行为，但这种治理协同作用的发挥是否会因连锁股东所处行业的差异而在高低成长性行业中表现不同？
行业成长性通过影响公司所处行业的投融资环境及其市场竞争格局，进而直接或间接作用于公司现金持有行为（杨兴全等，2016）。处于高成长性行业的企业往往拥有更大的发展空间、更强的盈利能力以及更好的投资机会，同时也面临更复杂激烈的竞争环境。此时，公司为满足占优投资，势必会实施研发投入等长期资本投资项目以抢占市场份额。高成长性行业的低附属担保价值属性与占优投资偏好，极易导致企业面临融资缺口。加之高成长性同时伴随着较高的不确定性，因而高成长性行业企业基于预防性持现动机会更加审慎地做出投资决策。而处于低成长性行业的企业具有相对宽松的投融资环境和相对稳定的市场份额，但由于行业内竞争程度较弱，对于某一投资项目，无法通过同行业企业之间的相互竞争进而判断是否实现占优投资以及实施该项投资的必要性。因此，低成长性行业企业较为充裕的现金流更可能被不具有价值前景的投资项目所吸收，资本投资的价值降低。那么，连锁股东能否有效发挥监督治理作用，优化现金持有行为，促进低成长性行业企业的发展，有待进一步检验。本文采用行业营业收入增长率来衡量行业成长性，将高于（低于或等于）年度中值的样本定义为高（低）成长性行业，并对样本进行分组检验。
表11列（1）至列（4）报告了行业成长性对连锁股东与现金持有之间关系的影响的检验结果。结果显示，连锁股东影响下的现金增持行为主要集中在低成长性行业企业（Cross_Con和Cross_Dum的系数均在5%水平上显著为正），而对于成长性较高的行业企业，现金持有水平虽有提高但作用效果并不明显（Cross_Con和Cross_Dum的系数均为正但不显著）。上述结果表明，连锁股东通过抑制过度投资所优化的现金持有行为在低成长性行业企业中更为明显。
表 11 连锁股东与现金持有：基于行业成长性和产权性质的进一步检验
变量 低成长性行业 高成长性行业 非国有企业 国有企业 （1） （2） （3） （4） （5） （6） （7） （8） Cross_Con 0.016** 0.010 0.021** 0.005 (2.158) (1.110) (2.238) (0.728) Cross_Dum 0.010** 0.003 0.009* 0.004 (2.136) (0.548) (1.754) (0.794) Controls 控制 控制 控制 控制 控制 控制 控制 控制 Firm/Year 控制 控制 控制 控制 控制 控制 控制 控制 N 13714 13714 8298 8298 12970 12970 8944 8944 Adj R2 0.206 0.206 0.239 0.239 0.276 0.276 0.156 0.156 注：括号内为t值，***、**和*分别表示在1%、5%和10%水平上显著；标准差经公司层面聚类处理；限于篇幅，未报告控制变量回归结果，资料备索。 -
本文基于产权性质对公司治理和经营目标的差异影响展开进一步讨论（廖冠民和沈红波，2014）。一方面，从经营目标来看，国有企业受政府干预相对更多，承担的政策性负担（如促就业保稳定）更重，其经营目标不同于非国有企业的经济利益最大化，连锁股东的进入并不会对国有企业经营目标产生实质性影响。另一方面，从公司治理的角度来看，为保障民生工作的有序开展，国有企业在投资决策中往往较为保守稳健以规避风险；而非国有企业为谋求生存发展和维持较强的市场竞争优势，更倾向于风险决策。综上，相对于国有企业，连锁股东通过抑制现金无效耗散所发挥的治理效应在非国有企业中可能会更为明显。
表11列（5）至列（8）报告了产权性质对连锁股东与现金持有之间关系的影响的检验结果。结果显示，连锁股东影响下的现金增持行为主要集中在非国有企业（Cross_Con和Cross_Dum的系数分别在5%和10%水平上显著为正），而对于国有企业，现金持有水平虽有提高但作用效果并不明显（Cross_Con和Cross_Dum的系数均为正但不显著）。上述结果表明，连锁股东通过抑制管理层自利动机所优化的现金持有行为在非国有企业中更为明显。
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上文发现连锁股东通过抑制管理层过度投资和在职消费进而提升企业现金持有水平，那么连锁股东对于现金持有的作用是否也能提升企业现金持有价值？这一问题的厘清有助于进一步明晰连锁股东影响现金持有的治理协同路径。基于此，为检验连锁股东与企业现金持有价值的关系，本文构建如下模型：
$$ \begin{split} M{V_{i,t}} = &{\gamma _0} + {\gamma _1}Cas{h_{i,t - 1}} + {\gamma _2}Cros{s_{i,t - 1}} + {\gamma _3}Cros{s_{i,t - 1}} \times Cas{h_{i,t - 1}} \\ &+ {\gamma _{\text{4}}}\Delta Cas{h_{i,t - 1}} + {\gamma _{\text{5}}}Siz{e_{i,t}} + {\gamma _{\text{6}}}Gro{w_{i,t}} + {\gamma _{\text{7}}}Le{v_{i,t}} + {\gamma _{\text{8}}}Nw{c_{i,t}} + {\gamma _{\text{9}}}P{E_{i,t}} \\ &+{\gamma _{{\text{10}}}}Ro{a_{i,t}} + \sum {Firm} + \sum {Year} + {\varepsilon _{i,t}} \end{split} $$ (5) 其中，被解释变量为企业价值（MV），分别由Tobin’s Q和经行业年度中值调整的
$ \Delta $ Tobin’s Q来表示，每股盈余（PE）为新增控制变量，连锁股东与现金持有交互项Cross×Cash的系数γ3反映连锁股东能否提升企业现金持有价值。表12报告了连锁股东影响下的现金持有行为对现金持有价值影响的检验结果。结果显示，不论以何种方式衡量企业市场价值（Tobin’s Q或
$ \Delta $ Tobin’s Q），连锁股东与现金持有交互项（Cross×Cash）的系数均在10%水平上显著为正，说明连锁股东显著提升企业现金持有价值。结合上文分析可知，连锁股东通过提高公司治理效率进而增加现金持有的边际价值，主要源于连锁股东能够抑制现金持有诱发的过度投资和在职消费行为所带来的无效耗散。表 12 连锁股东、现金持有与企业价值
变量 Tobin’s Q ΔTobin’s Q （1） （2） （3） （4） Casht-1 0.470*** 0.473*** 0.442*** 0.444*** (3.035) (3.042) (2.919) (2.922) Cross_Cont−1 0.091 0.082 (1.013) (0.932) Cross_Cont−1×Casht−1 0.873* 0.900* (1.786) (1.858) Cross_Dumt−1 0.064 0.048 (1.014) (0.768) Cross_Dumt−1×Casht−1 0.540* 0.573* (1.699) (1.823) $ \Delta $Casht−1 −0.314*** −0.316*** −0.278*** −0.280*** (−3.046) (−3.064) (−2.790) (−2.809) Size −0.755*** −0.757*** −0.727*** −0.729*** (−14.886) (−14.926) (−14.928) (−14.965) Grow −0.038* −0.037* −0.041** −0.041** (−1.831) (−1.806) (−2.124) (−2.103) Lev 0.692*** 0.692*** 0.690*** 0.691*** (3.829) (3.831) (3.971) (3.976) Nwc −0.051 −0.051 −0.055 −0.055 (−1.162) (−1.161) (−1.304) (−1.302) PE −0.150 −0.150 −0.124 −0.124 (−1.263) (−1.262) (−1.058) (−1.056) Roa 2.444*** 2.443*** 2.282*** 2.281*** (9.119) (9.113) (8.772) (8.767) Constant 18.514*** 18.547*** 16.400*** 16.430*** (16.370) (16.412) (15.088) (15.129) Firm/Year 控制 控制 控制 控制 N 13240 13240 13240 13240 Adj R2 0.345 0.345 0.145 0.145 注：括号内为t值，***、**和*分别表示在1%、5%和10%水平上显著；标准差经公司层面聚类处理。 -
现金是企业有序开展生产经营活动的有力保障，同时也是极易被管理层用以掏空、侵占并损害股东及企业价值的流动性极强的资源。本文以2009−2019年中国A股上市公司为样本，考察连锁股东对企业现金持有水平的影响、作用机制及其经济后果。研究发现，连锁股东提升了企业现金持有水平，支持了治理协同论，这表明样本企业中高管现金持有决策更多表现为耗散假说下的无效浪费行为，而连锁股东能够有效发挥治理协同效应，抑制管理层自利动机进而优化企业现金持有决策。机制分析发现，减少现金资产诱发的过度投资和在职消费是连锁股东治理协同效应发挥的主要路径。连锁股东通过抑制过度投资和在职消费行为，迫使管理层以过度投资和在职消费方式无效耗散的现金回流至企业，进而促进企业现金增持，实现资金的优化配置。进一步研究发现，连锁股东对企业现金持有水平的正向影响在管理层权力较大、连锁股东治理能力较强以及低成长性行业企业和非国有企业中更为明显。价值效应检验发现，连锁股东不仅可以提高企业现金持有水平，而且能够优化现金使用效率，并最终提升企业价值。综上，连锁股东能够有效发挥治理协同效应进而优化企业现金持有及持现价值。
基于上述研究发现，本文获得如下启示：（1）连锁股东通过抑制企业管理层非效率投资，优化了公司治理机制，从而提高了企业现金使用效率，支持连锁股东的治理协同论。因此，上市公司应重视连锁股东治理层面的潜在价值，连锁股东的存在不仅能够抑制管理层通过个人“帝国建造”获取潜在私利的过度投资行为和超额持现用于利益侵占的在职消费行为，还可以实现企业价值最大化的长远发展战略。（2）低成长性行业企业与非国有企业应充分关注和利用由连锁股东形成的上市公司与同行业企业之间的联结关系，以弱化股东与管理层之间的信息不对称和代理问题，进而优化企业投资决策，约束管理层代理动机，提高现金资产的再配置效率。（3）随着管理层权力越来越大，连锁股东的治理优势更加明显。企业应充分利用该优势进而发挥连锁股东对管理层的监督制衡作用，以修正管理层权力较大时的寻租行为，促使无效耗散的现金回流至企业，优化资源配置效率。（4）从连锁股东治理能力来看，企业应更加重视高持股比例连锁股东和境外连锁股东的治理协同作用，通过完善自身股权结构以优化内部治理机制，从而提高现金持有水平以及现金持有价值。在引入连锁股东时，企业需要充分甄别其治理能力的强弱，政府应积极完善市场发展环境，为企业引入高质量连锁股东营造更加完善的外部发展环境。
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摘要: 作为联结同行业企业的纽带，连锁股东因其具有竞争合谋与治理协同的两面性而颇受争议。基于2009−2019年中国A股上市公司数据，文章考察连锁股东与企业现金持有的关系。研究发现：连锁股东显著提升企业现金持有水平，其影响路径源于治理协同而非竞争合谋；现金持有的增加源于连锁股东抑制过度投资和在职消费所减少的现金耗散。进一步研究发现：当管理层权力较大、连锁股东治理能力较强时，连锁股东提升企业现金持有水平的治理协同效应更显著；相对于高成长性行业企业和国有企业，低成长性行业企业和非国有企业的现金增持效果更为明显。价值效应检验发现，连锁股东在发挥治理效应、抑制现金耗散、增加现金持有水平的同时，亦可显著提升企业现金持有价值。
How Does Cross-ownership Affect Corporate Cash Holdings?
Abstract: As a link between companies in the same industry, the existence of cross-ownership has been controversial due to its dual nature of competitive collusion and governance synergy. Based on the data of Chinese A-share listed companies from 2009 to 2019, this paper tests the relationship between cross-ownership and corporate cash holdings. The results show that cross-ownership significantly increases the level of corporate cash holdings through the path of governance synergy rather than competitive collusion, and that the increase in cash holdings is derived from reduced cash dissipation by cross-ownership to curb overinvestment and perks. Further research shows that the governance synergy effect of cross-ownership on corporate cash holding is more significant in companies with higher management power and stronger governance ability of cross-ownership, and that compared with enterprises in high-growth industries and state-owned enterprises, the effect of cash increase is more pronounced enterprises in low-growth industries and non-state-owned enterprises. The value effect test finds that cross-ownership can significantly increase the value of corporate cash holdings, while exerting the governance effect, curbing cash dissipation and increasing the level of cash holdings.-
Key words:
- cross-ownership /
- cash holdings /
- governance synergy effect /
- the value of cash holdings
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表 1 变量定义
变量名称 变量符号 变量定义 现金持有 Cash （货币资金+交易性金融资产）/（总资产−现金及现金等价物） 连锁股东 Cross_Con 连续变量。在季度层面保留持股比例不低于5%的大股东，分季度计算每家公司与同行业其他公司的共同股东数量，求其年度均值并加1取对数 Cross_Dum 虚拟变量。如果公司与同行业其他公司在同一个财政年度的任何一个季度中存在共同股东，则该财政年度连锁股东虚拟变量取值为1，否则为0 资本支出 Capex 购建固定资产、无形资产与其他长期资产所支付的现金/总资产 企业成长性 Grow 主营业务收入增长率 企业规模 Size 总资产的自然对数 经营现金流 Cf 经营活动现金流净额/非现金资产 资产负债率 Lev 总负债/总资产 营运资本 Nwc 净营运资本/净资产 企业成立年限 Age 企业成立年限的自然对数 总资产收益率 Roa 净利润/总资产 
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表 2 变量描述性统计
变量 样本数 均值 标准差 最小值 25分位数 中值 75分位数 最大值 Cash 22019 0.187 0.138 0.016 0.091 0.147 0.241 0.708 Cross_Con 22019 0.101 0.254 0 0 0 0 1.609 Cross_Dum 22019 0.147 0.354 0 0 0 0 1 Capex 22019 0.049 0.046 0 0.015 0.035 0.068 0.220 Grow 22019 0.202 0.483 −0.555 −0.010 0.116 0.281 3.305 Size 22019 22.226 1.301 19.677 21.305 22.055 22.966 26.179 Cf 22019 0.060 0.094 −0.199 0.008 0.054 0.108 0.389 Lev 22019 0.438 0.207 0.055 0.274 0.432 0.593 0.908 Nwc 22019 0.047 0.433 −1.805 −0.155 0.042 0.262 1.625 Age 22019 2.776 0.365 1.609 2.565 2.833 3.045 3.434 Roa 22019 0.038 0.056 −0.224 0.035 0.196 0.014 0.064
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表 3 连锁股东与现金持有
变量 (1) (2) (3) (4) Cross_Con 0.019** 0.014** (2.462) (2.184) Cross_Dum 0.012** 0.008** (2.398) (1.962) Capex −0.233*** −0.234*** (−9.107) (−9.119) Grow 0.003 0.003 (1.523) (1.518) Size 0.005 0.005 (1.316) (1.320) Cf 0.354*** 0.354*** (23.153) (23.144) Lev −0.250*** −0.250*** (−16.048) (−16.052) Nwc −0.037*** −0.037*** (−6.651) (−6.645) Age −0.142*** −0.142*** (−8.575) (−8.602) Roa 0.097*** 0.097*** (3.901) (3.894) Constant 0.206*** 0.206*** 0.553*** 0.555*** (64.732) (65.043) (6.895) (6.907) Firm/Year 控制 控制 控制 控制 N 22019 22019 22019 22019 Adj R2 0.029 0.029 0.201 0.201 注：括号内为t值，***、**和*分别表示在1%、5%和10%水平上显著；标准差经公司层面聚类处理。
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表 4 连锁股东与现金持有：Heckman两阶段回归结果
变量 第一阶段
Cross_Dum第二阶段
CashCross_IV_In500 −0.133** (−2.311) Cross_Con 0.025** (2.000) Cross_Dum 0.088*** (2.743) IMR −0.005 −0.044** (−1.048) (−2.518) Controls 控制 控制 控制 Ind 控制 未控制 未控制 Year 控制 控制 控制 Firm 未控制 控制 控制 Pseudo/Adj R2 0.140 0.199 0.200 N 21173 21173 21173 注：括号内为t值，***、**和*分别表示在1%、5%和10%水平上显著；标准差经公司层面聚类处理；限于篇幅，未报告控制变量回归结果，资料备索。
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表 5 连锁股东与现金持有：股权结构变化（DID）
变量 从有到无
（1）从无到有
（2）Treat×Post 0.012 0.017*** (0.895) (2.811) Controls 控制 控制 Firm/Year 控制 控制 N 2253 18568 Adj R2 0.236 0.203 注：括号内为t值，***、**和*分别表示在1%、5%和10%水平上显著；标准差经公司层面聚类处理；限于篇幅，未报告控制变量回归结果，资料备索。
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表 6 连锁股东与现金持有：反向因果检验
变量 Cross_
Cont+1
（1）Cross_
Dumt+1
（2）Cross_
Cont+2
（3）Cross_
Dumt+2
（4）Cash 0.017 0.018 0.008 0.011 (1.354) (0.896) (0.555) (0.490) Controls 控制 控制 控制 控制 Firm/Year 控制 控制 控制 控制 N 18827 18827 15956 15956 Adj R2 0.027 0.024 0.025 0.023 注：括号内为t值，***、**和*分别表示在1%、5%和10%水平上显著；标准差经公司层面聚类处理；限于篇幅，未报告控制变量回归结果，资料备索。
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表 7 连锁股东与现金持有：其他稳健性检验
变量 Cash1 Cash2 Cash100 Cash (1) (2) (3) (4) (5) (6) (7) Cross_Con 0.031** 0.015** (2.351) (2.469) Cross_Dum 0.017** 0.008** (1.975) (2.042) Cross_Share 0.028* (1.811) p10_Cross_Con 0.015* (1.865) p10_Cross_Dum 0.012** (2.318) Controls 控制 控制 控制 控制 控制 控制 控制 Firm/Year 控制 控制 控制 控制 控制 控制 控制 N 22019 22019 22019 22019 22019 21664 21664 Adj R2 0.207 0.207 0.214 0.214 0.201 0.202 0.202 注：括号内为t值，***、**和*分别表示在1%、5%和10%水平上显著；标准差经公司层面聚类处理；限于篇幅，未报告控制变量回归结果，资料备索。
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表 8 连锁股东提高企业现金持有水平：机制检验
Panel A：过度投资 变量 Cash
（1）Overinv
（2）Cash
（3）Cash
（4）Overinv
（5）Cash
（6）Cross_Con 0.016** −0.024* 0.016* (2.002) (−1.886) (1.959) Cross_Dum 0.010** −0.013* 0.009* (1.995) (−1.703) (1.956) Overinv −0.014** −0.014** (−2.108) (−2.114) Controls 控制 控制 控制 控制 控制 控制 Firm/Year 控制 控制 控制 控制 控制 控制 N 13826 13826 13826 13826 13826 13826 Adj R2 0.178 0.189 0.178 0.178 0.189 0.178 Panel B：在职消费 变量 Cash
（1）Perk
（2）Cash
（3）Cash
（4）Perk
（5）Cash
（6）Cross_Con 0.012** −0.074*** 0.011* (2.056) (−3.009) (1.876) Cross_Dum 0.006* −0.026* 0.006* (1.755) (−1.650) (1.657) Perk −0.014*** −0.014*** (−7.954) (−7.978) Controls 控制 控制 控制 控制 控制 控制 Firm/Year 控制 控制 控制 控制 控制 控制 N 20392 20390 20390 20392 20390 20390 Adj R2 0.059 0.228 0.063 0.059 0.227 0.063 注：括号内为t值，***、**和*分别表示在1%、5%和10%水平上显著；标准差经公司层面聚类处理；限于篇幅，未报告控制变量回归结果，资料备索。
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表 9 连锁股东与现金持有：基于管理层权力的进一步检验
变量 管理层权力较大 管理层权力较小 （1） （2） （3） （4） Cross_Con 0.042*** 0.007 (3.118) (0.872) Cross_Dum 0.020*** 0.005 (2.611) (0.985) Controls 控制 控制 控制 控制 Firm/Year 控制 控制 控制 控制 N 7564 7564 13349 13349 Adj R2 0.254 0.253 0.176 0.176 注：括号内为t值，***、**和*分别表示在1%、5%和10%水平上显著；标准差经公司层面聚类处理；限于篇幅，未报告控制变量回归结果，资料备索。
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表 10 连锁股东与现金持有：基于连锁股东治理能力的进一步检验
变量 高持股比例 低持股比例 境外投资者 境内投资者 （1） （2） （3） （4） （5） （6） （7） （8） Cross_Con 0.019** 0.008 0.054* 0.012* (2.236) (0.888) (1.798) (1.903) Cross_Dum 0.012** 0.006 0.059*** 0.007 (1.973) (1.116) (2.730) (1.624) Controls 控制 控制 控制 控制 控制 控制 控制 控制 Firm/Year 控制 控制 控制 控制 控制 控制 控制 控制 N 20373 20373 20420 20420 19347 19347 21446 21446 Adj R2 0.200 0.200 0.198 0.198 0.196 0.196 0.202 0.202 注：括号内为t值，***、**和*分别表示在1%、5%和10%水平上显著；标准差经公司层面聚类处理；限于篇幅，未报告控制变量回归结果，资料备索。
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表 11 连锁股东与现金持有：基于行业成长性和产权性质的进一步检验
变量 低成长性行业 高成长性行业 非国有企业 国有企业 （1） （2） （3） （4） （5） （6） （7） （8） Cross_Con 0.016** 0.010 0.021** 0.005 (2.158) (1.110) (2.238) (0.728) Cross_Dum 0.010** 0.003 0.009* 0.004 (2.136) (0.548) (1.754) (0.794) Controls 控制 控制 控制 控制 控制 控制 控制 控制 Firm/Year 控制 控制 控制 控制 控制 控制 控制 控制 N 13714 13714 8298 8298 12970 12970 8944 8944 Adj R2 0.206 0.206 0.239 0.239 0.276 0.276 0.156 0.156 注：括号内为t值，***、**和*分别表示在1%、5%和10%水平上显著；标准差经公司层面聚类处理；限于篇幅，未报告控制变量回归结果，资料备索。
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表 12 连锁股东、现金持有与企业价值
变量 Tobin’s Q ΔTobin’s Q （1） （2） （3） （4） Casht-1 0.470*** 0.473*** 0.442*** 0.444*** (3.035) (3.042) (2.919) (2.922) Cross_Cont−1 0.091 0.082 (1.013) (0.932) Cross_Cont−1×Casht−1 0.873* 0.900* (1.786) (1.858) Cross_Dumt−1 0.064 0.048 (1.014) (0.768) Cross_Dumt−1×Casht−1 0.540* 0.573* (1.699) (1.823) $ \Delta $Casht−1 −0.314*** −0.316*** −0.278*** −0.280*** (−3.046) (−3.064) (−2.790) (−2.809) Size −0.755*** −0.757*** −0.727*** −0.729*** (−14.886) (−14.926) (−14.928) (−14.965) Grow −0.038* −0.037* −0.041** −0.041** (−1.831) (−1.806) (−2.124) (−2.103) Lev 0.692*** 0.692*** 0.690*** 0.691*** (3.829) (3.831) (3.971) (3.976) Nwc −0.051 −0.051 −0.055 −0.055 (−1.162) (−1.161) (−1.304) (−1.302) PE −0.150 −0.150 −0.124 −0.124 (−1.263) (−1.262) (−1.058) (−1.056) Roa 2.444*** 2.443*** 2.282*** 2.281*** (9.119) (9.113) (8.772) (8.767) Constant 18.514*** 18.547*** 16.400*** 16.430*** (16.370) (16.412) (15.088) (15.129) Firm/Year 控制 控制 控制 控制 N 13240 13240 13240 13240 Adj R2 0.345 0.345 0.145 0.145 注：括号内为t值，***、**和*分别表示在1%、5%和10%水平上显著；标准差经公司层面聚类处理。
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