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JRYJJ银行业竞争与企业现金持有价值摘要 以20062020年中国非金融类上市公司为样本，实证检验了银行业竞争对企业现金持有价值的影响。研究发现，银行业竞争会显著降低企业的现金持有价值，金融科技发展使得此影响更为显著，融资约束是银行业竞争影响企业现金持有价值的重要渠道。进一步检验表明，银行业竞争对企业现金持有价值的影响在非国有企业、中小型企业和位于金融市场化发展水平较低地区的企业中更显著。关键词 银行业竞争；现金持有价值；金融科技；融资约束中图分类号 F832.5文献标识码A文章编号1006-169X（2023）08-0054-15DOI：10.19622/36-1005/f.2023.08.005基金项目 中国博士后科学基金面上资助项目“地方金融发展水平与稳就业：基于银行分支机构空间分布的研究”（2022M721422）。作者简介 严涵（1996），江西九江人，中国进出口银行江西省分行，经济学博士，研究方向为银行管理、公司金融；陈永良（1988），江西吉安人，江西财经大学金融学院博士研究生，中国人民银行南昌中心支行，研究方向为银行管理、数字金融。严涵，陈永良一、引言中国深化金融体制改革以来，银行业竞争日趋激烈，监管当局一直致力于推动建设良好的银行业竞争环境，提升银行服务经济发展的能力。从2022年金融数据看，人民币贷款增加21.31 万亿元，增速 11.1%，而 GDP 同比仅增长3%，“金融增量”未能同步形成“实物增量”。因此，如何更好地激励金融系统形成有效竞争、优化金融资源配置、强化服务实体经济能力是当下经济转型升级发展中需要考量的重要问题。基于传统的财务分析框架，在完全竞争市场假设下，资产的流动性与收益呈反向变动，企业持有现金也被看作净现值（NPV）为零的投资。随着近些年企业“现金为王”观念兴起，学术界开始关注现金持有给企业带来的经济后果是“价值创造”还是“价值毁灭”。对理性的决策者来说，现金持有量的抉择应以现金持有价值为基础，当现金持有价值增加时，应增加现金持有量，反之则应减少现金持有量。因此，对企业管理层而言，关注现金持有价值尤为重要。目前，中国对企业现金管理的研究大多围绕现金持有的影响因素展开，对现金持有价值的效应研究相对较少，而且已有研究主要从融资约束（Faulkender&Wang，2006）、内部控制（Dittmar&Smith，2007）、产权性质（杨兴全等，2016）、管理者过度自信（郑培培和陈少华，2018）等内部因素对企业现金持有价值进行了研究，鲜有文献从银行等外部债权人视角来探讨对企业现金持有价值的影响。实际上，银行信贷是中国企业发展过程中重要的负债来源，其行业结构的变化会对企业发展产生重大影响。特别地，近些年银行分支机构市场准入等监管政策调整以及金融科技等新金融模式的发展深刻改变了银行业竞争格ournal of Finance and Economics金融与经济2023.08J54JRYJJ局。已有文献表明，银行业竞争水平的提升会对企业债务决策（李志生等，2020）、企业投资（祝继高等，2020）、企业创新（张璇等，2019）、企业成长（方芳和蔡卫星，2016）等经营管理活动产生显著影响。基于此，该文拟将银行业竞争对微观企业的影响延伸至企业现金管理方面，以企业现金持有价值作为研究对象，具体探讨以下问题：企业现金持有价值是否会受到银行业结构的影响？作用渠道是什么？在何种情况下具有异质性表现？为回答上述问题，采用20062020年中国A股非金融类上市公司数据，探究银行业竞争对企业现金持有价值的影响。边际贡献有：（1）拓展了银行业竞争对企业微观经济效应的研究。近些年来，中国银行业竞争愈发激烈，对企业微观经济影响究竟如何尚待探究，现有为数不多的文献主要从企业融资约束、企业创新、风险承担（姜付秀等，2019；张杰等，2017）等视角进行了回答，而该文从企业现金持有价值的视角进行了检验，补充了银行业竞争对企业行为影响的经验证据。（2）丰富了企业现金持有价值的相关研究。立足于企业外部债权人视角，为银行业竞争与企业现金持有价值之间的因果关系提供了新证据，丰富了中国制度背景下企业现金持有价值影响因素的研究，也为企业的现金管理策略提供了重要参考。（3）将金融科技发展纳入研究框架中，并从企业异质性、地区差异性等方面深化研究，多角度探究银行业市场结构对企业现金持有价值的影响。二、理论分析与研究假设（一）银行业竞争与企业现金持有价值现金是企业流动性最强的资产，关乎企业的持续经营和健康发展（杜莉，2019）。已有研究认为，企业现金持有主要有四种动机：一是交易性动机，是指企业为了满足日常生产经营活动的需要而持有现金；二是预防性动机，是指企业为了预防不确定性冲击带来现金流风险或抓住有利的市场投资机会而储备一定数量的现金；三是代理动机，是指企业管理层或大股东出于自利目的而倾向于增加现金持有；四是税收动机，主要是指跨国企业为了避税而将大量现金 留 存 在 海 外 子 公 司 的 行 为（Bates et al.，2009）。对于新兴市场国家的企业而言，预防性动机和代理动机是企业现金持有最为重要的影响因素（吴晓晖等，2023）。企业现金持有量变化所带来的公司价值变化，即为现金持有价值（陈峻和袁梦，2020）。在理想情况下，企业经营以公司价值最大化为目标，最优现金持有水平应实现现金持有价值最大化。而从理论上看，出于预防性动机而持有合理的现金，有利于企业的价值创造，提高现金持有价值；而由于委托代理问题存在，管理层或大股东为了自利目的而增加现金持有，很可能与企业价值最大化目标相悖，从而降低现金持有价值。银行是中国企业最重要的外源融资渠道，发挥着重要的外部治理作用。银行业竞争可以通过作用于企业现金持有的预防性动机和代理动机，而对企业现金持有价值产生重要影响。1.基于预防性动机视角信息不对称理论指出，由于市场摩擦和信息不对称的存在，企业面临着外部融资约束。为使企业价值最大化，在面临投资机会时，融资约束越高的企业会更加依赖内部融资，即内部现金持有。因此，企业融资约束程度越高，预防性动机越高，现金持有价值会被投资者给予更高估价；而融资约束程度较低的企业，由于可以更容易从外部以较低成本来获取资金，会对其内部持有的现金产生折价效应（Faulkender&Wang，2006）。总体来说，现金持有价值的大小体现了对内部融资的依赖程度。已有研究表明，银行业竞争水平提升，有利于降低银企之间的信息不对称，提升企业信贷资源的可获得性和便利性，更好满足多样化融资需求，此时企业不仅可以从多家银行获得融资，而且在信贷市场上会有更高的议价权，从而实现信贷资源的“量增”（姜付秀等，2019）。同时，银行业竞争水平提升，会降低企业融资成本，表现为银行通过提供更为优惠的信贷利率，或是减少抵押物等手段来降低企业的信贷融资成本。此外，企业与银行分支机构在地理上的银行业竞争与企业现金持有价值55JRYJJ邻近，能够有效降低银企之间的交易成本和沟通成本（李志生等，2020），进而实现信贷资源的“价降”，缓解企业外部融资约束，降低对内部融资的依赖程度。因此，如果银行业竞争水平的提升能起到降低银企之间信息不对称、缓解企业融资约束的作用，那么企业出于预防性动机而持有现金的必要性就会降低，从而使企业现金持有价值显著下降。2.基于代理动机视角根据委托代理理论，现金持有会面临两种代理问题：一是股东与管理层之间的代理问题，管理层可能会倾向于持有更多现金并用于在职消费、过度投资等行为，企业现金持有价值会因此而降低；二是大股东与中小股东之间的代理问题，大股东可能会从个人和集团的利益出发，通过关联交易等手段转移上市公司资源，损害中小股东的利益，降低现金持有价值。良好的公司治理机制可以在一定程度上缓解代理冲突，降低代理成本，提高现金持有价值（Chen etal.，2020）。Dittmar&Smith（2007）研究发现，股东对于治理水平较高的公司持有的现金资产会有更高的估价，而公司治理机制失效的企业会浪费大量的现金资源，其持有现金的市场价值更低，进而降低企业价值。债务不仅是企业融资的重要来源，也是治理的重要手段（祝继高等，2020）。银行作为中国企业发展过程中最重要的负债来源，通过发挥外部治理作用会对企业现金管理产生影响。随着银行业竞争加剧，为了维护自身利益，避免陷入“赢者的诅咒”，会促使银行借助自身专业能力和信息优势来监督借款企业的日常经营活动，在贷前更加严格地筛选借款人，在贷后进行更加严格的监督，促使企业更加谨慎地进行经营管理活动，如关注内部现金流量的动态变化等，提高内部会计稳健性（新夫等，2018），减少企业内部代理冲突问题，降低企业代理成本，减少企业贷前的“逆向选择”和贷后的“道德风险”问题。即银行业竞争能够发挥外部债务治理作用，缓解企业委托代理问题，从而降低企业现金持有的代理动机，提升企业现金持有价值。综上所述，一方面，从预防性动机视角看，银行业竞争通过增加企业获得外部融资的机会、降低对内部融资的依赖，可能会降低企业现金持有价值；另一方面，从代理动机视角看，银行业竞争通过发挥银行的外部治理作用，可能会降低企业的委托代理问题，从而提高企业现金持有价值。据此，提出一组竞争性假设来刻画银行业竞争对企业现金持有价值的影响。研究假设H1a：银行业竞争会降低企业现金持有价值。研究假设H1b：银行业竞争会增加企业现金持有价值。（二）银行业竞争、地区金融科技发展与企业现金持有价值近些年来，金融科技（FinTech）的迅猛发展进一步冲击了中国传统银行业，其带来的“鲇鱼效应”正在改变银行业的市场结构（陈孝明等，2022）。首先，金融科技对于地区银行业竞争的影响存在显著的产业竞争效应和空间地理效应，有助于不同类型银行利用“比较优势”开展适度且有效的创新，这有利于降低银行业集中度，并促进区域内“最优银行业结构”形成（盛天翔和范从来，2020）。其次，金融科技的发展，逐步消除了传统银行业金融服务的空间限制，大大拓宽了银行业金融机构的服务手段，也更加有力地削弱了银行与客户之间的信息不对称（李逸飞等，2022）。最后，金融科技的发展也为企业提供除银行信贷之外的其他融资渠道，实现了金融服务的多元化。金融科技发展能够帮助银行更好地挖掘企业“硬信息”，同时通过金融科技手段实现“软信息”的量化，提升银行分析企业信息的能力和效率，有效降低银企信息不对称。同时，金融科技能够帮助银行开发更加多元化的金融产品，更好满足各类信贷客户和项目的融资需求，利于缓解企业面临的融资约束，降低企业现金持有的预防性动机，进而影响企业现金持有价值。此外，金融科技发展有利于银行专业性的提升，有效帮助其加强对借款企业的事前审查、事中监控和事后监督，降低银企信息不对称，更好地金融与经济 2023.0856JRYJJ发展银行债务治理作用，从而缓解企业内部的代理冲突，降低企业现金持有的代理动机，进一步影响企业现金持有价值。基于上述分析，提出如下研究假设。研究假设H2：金融科技发展水平越高，银行业竞争对企业现金持有价值的影响会更为显著。三、研究设计（一）样本选择和数据来源选取了从20062020年间在沪深交易所上市的全部A股上市公司作为初始样本，并按照以下程序对初始样本筛选和处理：（1）剔除金融行业上市公司；（2）删除ST和*ST的公司；（3）剔除负债率大于100%的样本；（4）剔除数据缺失及不连续的样本；（5）为消除极端异常值影响，对所有连续变量按照首尾各1%进行缩尾（Winsorize）处理。（二）核心变量选择1.银行业竞争（BankComp）。一是借鉴姜付秀等（2019）研究，使用赫芬达尔指数度量各地级市银行业竞争状况。具体地，按照式（1）进行计算，得到各地级市银行业的赫芬达尔赫希曼指数（HHI），以此衡量银行竞争水平。计算方法如下：HHI=k=1k(Branchk/Total_Branches)2（1）其中，Branchk为第k个银行在该城市分支机构数量，Total_Branches为该城市所有分支机构数量。该指数为反向指标，最大值为1，最小值为0，该指标值越靠近1，则表明该地区银行业竞争水平越低。据此，为了更清晰展示和解读回归结果，参考张杰等（2017）的做法，在实证回归中将该变量乘以-1以转化为表示银行业竞争水平的正向指标。二是参考李志生等（2020）的做法，使用企业周边银行分支机构数量（Density）来精准测度企业周边的银行业竞争状况。具体地，依据各银行分支机构金融许可证信息，使用百度地图搜 索 其 经 纬 度 位 置，再 与 国 泰 安 数 据 库（CSMAR）中各上市公司总部的经纬度信息进行匹配，利用空间坐标距离公式计算企业与所有银行分支机构的距离，并统计距离企业总部小于或等于5公里半径范围的银行分支机构数量，最后取对数处理。该指数为正向指标，数值越大说明银行业竞争更为激烈。2.金融科技发展水平（Fintech）。已有文献对金融科技的衡量主要有两类方法：第一类是文本挖掘法，参考李春涛等（2020）通过百度新闻高级检索功能，运用网络爬虫技术，爬取百度新闻中与金融科技高度相关的关键词，再按年份与地级市进行匹配，得到各城市金融科技指数，并将其取对数处理，作为金融科技的第一个代理变量（Fintech1）；第二类是郭峰等（2020）编制的北京大学数字普惠金融指数，该文将该指数作为金融科技的第二个代理变量（Fintech2）。（三）模型构建与变量定义目前，学术界对企业现金持有价值的衡量指标主要有两种主流模型：第一种是以Fama&French（1998）的企业价值回归模型为基础的绝对 价 值 模 型；第 二 种 是 Faulkender&Wang（2006）提出的边际价值模型。相较于企业价值模型，Faulkender&Wang（2006）的边际价值模型统筹考虑了不同企业所面临的风险差异水平，且该模型选取企业股票超额回报率作为因变量，更为客观和易于观测和解释。因此，为验证 研 究 假 设 H1，参 考 Faulkender&Wang（2006）、陈峻和袁梦（2020）的研究，使用边际价值模型来考察银行业竞争对企业现金持有价值使用原中国银保监会官网公布的银行分支机构的金融许可证信息，手工整理并计算出各家银行各个年度在各个地级城市的分支机构数量，以其批准成立日期所在年份为基准，之后的年份即为1，而后每年在地级市层面按照不同银行进行加总，同时为了保证数据的准确性，在计算过程中考虑到银行分支机构退出的情况，在计算过程中予以剔除，最终得到相应年度该银行在相应地级市的分支数量总和，然后再按照城市代码进行匹配。银行业竞争与企业现金持有价值57JRYJJ的影响。具体地，采用企业i在t年度的股票超额收益率作为企业价值的代理变量。超额收益率由公司i在t年的实际回报率（r）与其基准回报率（RB）之差得出。此外，借鉴Faulkender&Wang（2006）的研究设计，加入其他会影响企业超额收益率的变量作为控制变量，具体包括：息税前利润变化（E）、非现金资产变化（NA）、研发费用变化（RD）、利息费用变化（I）、股利支付变化（D）、资产负债率（LEV）、净融资额（NF）等。具体模型构建如下：ri,t-RBi,t=0+1Ci,tMi,t-1+2Ci,tMi,t-1BankCompi,t+3BankCompi,t+4Ei,tMi,t-1+5NAi,tMi,t-1+6RDi,tMi,t-1+7ii,tMi,t-1+8Di,tMi,t-1+9Ci,t-1Mi,t-1+10LEVi,t+11NFi,tMi,t-1+12Ci,t-1Mi,t-1Ci,tMi,t-1+13LEVi,tCi,tMi,t-1+i，t（2）其中，i、t分别表示企业与年份。Xi，t为该变量从t-1期到第t期的变化量。除银行业竞争（BankComp）和资产负债率（LEV）变量外，其他变量均统一除以上年度末市场价值（Mt-1）。参考Faulkender&Wang（2006）、陈峻和袁梦（2020）的做法，以边际价值模型为基础，使用公司每一单位现金持有量的变化对股票超额回报率的影响来度量公司的现金持有价值，同时在模型中引入银行业竞争（BankComp）与现金持有量变化基准回报率是基于Fama&French（1993）投资组合的方法，构建了基于公司规模和账面市值比的标准组合，在每一年度，依据公司规模与账面市值比将样本分为五组，交叉组合得到25个组别。然后将组内公司股票收益率按照市值加权平均，分别得到25组基准收益率。由于中国公司年报披露截止时间是下一年度的4月30日，因此考虑到年报披露时间的影响，该文的回报率计算的期间调整为每年5月至次年4月。变量符号rRBMHHIDensityFintech1Fintech2CENARDIDLEVNF变量名称实际回报率基准回报率市场价值银行业竞争指标1银行业竞争指标2金融科技指数1金融科技指数2现金持有量息税前利润非现金资产研发费用利息费用股利支出资产负债率净融资额变量定义及计算方法公司i在第t年的股票回报率基于Fama&French（1993）投资组合测算得出企业年末权益市场价值计算方法见前文计算方法见前文计算方法见前文计算方法见前文现金及现金等价物营业利润总资产现金及现金等价物（总资产现金资产）/总资产利息费用支出企业本年度现金股利支出金额总负债/总资产权益性投资、发行债券和借款所收到的现金之和减去偿还债务所支付的现金表1变量定义金融与经济 2023.0858JRYJJ（C）的交互项，其系数2的含义是企业每增加一单位的现金持有量时，企业价值如何因银行业竞争水平不同而有差异。若银行业竞争会降低企业现金持有价值，则2应为负，研究假设H1a成立；反之，则2应为正，研究假设H1b成立。对于研究假设H2，为尽可能降低银行业竞争与金融科技间存在的内生性问题，选取两个金融科技指数（Fintech），以其中位数为界，在模型1的基础上进行分组回归检验。四、实证分析（一）描述性统计与单变量检验表2是主要变量描述性统计结果。r-RB的均值为0.0361，25分位数为-0.2075，75分位数为0.1695，说明上市公司在样本期间内的个股回报率存在显著差异，平均收益为3.61%，而中位数-0.0532，说明半数以上的样本公司其个股回报率低于基准回报率，这与陈峻和袁梦（2020）的研究结论一致。银行业竞争（HHI）均值为-0.094，表明中国银行业竞争较为激烈，样本期内标准差为0.0393，说明不同城市之间银行业竞争程度存在差异，这也与姜付秀等（2019）的测算接近；银行业竞争（Density）的均值为3.7762，由于该指标作了对数处理，说明中国上市企业5公里半径范围内约存有43家银行分支机构，与李志生等（2020）的估计接近。现金持有量变化（C）、息税前利润变化（E）、非现金资产变化（NA）、研发费用变化（RD）、利息费用变化（I）、股利支付变化（D）六个指标均值均为正，说明在样本期内，样本公司的现金持有量、营业利润、非现金资产、研发费用、利息费用及所支付的股利均有所上升。资产负债率（LEV）均值为0.3961，说明样本企业杠杆率平均水平为39.61%，且25分位数为0.2421，75分位数为0.5382，表明不同企业杠杆率也存在显著差异。表3检验了位于银行业竞争程度高和银行业竞争程度低地区的企业现金持有价值等变量的组间差异。具体地，以银行业竞争指标中位数为界划分为两个样本，对相关变量进行单变量检验。结果表明，当银行业竞争程度高时，企业的超额收益率均值为0.03，中位数是-0.0547；为了更清晰展示后续实证回归结果，此处为将该变量乘以-1后的转化结果，下同。表2描述性统计变量名称ri，t-RBi,tCtHHItDensitytFintech1Fintech2Ct-1EtNAtRDtItDtLEVtNFt观测值1657816578165781657816578165781657816578165781657816578165781657816578均值0.03610.0063-0.09403.77622.30414.08830.12300.00510.10450.00310.00120.00000.3961-0.1542标准差0.42100.06850.03931.47150.17901.56120.12540.04410.20100.00620.00810.00100.19200.299025分位数-0.2075-0.0217-0.10612.77342.22813.04520.0465-0.00800.01520-0.0010-0.00110.2421-0.1760中位数-0.05320.0012-0.07933.80732.35904.17440.08590.00340.05630.001000.00000.3890-0.044175分位数0.16950.0246-0.07124.89012.43735.28810.15260.01410.13210.00410.00310.00100.53820.0000银行业竞争与企业现金持有价值59JRYJJ而当银行业竞争程度较低时，企业超额收益率均值为-0.0024，中位数为-0.082，前者的均值和中位数都显著大于后者，说明银行业竞争度高组的企业超额收益率显著高于银行业竞争度低组，也为研究假设H1提供了初步的经验证据。（二）实证结果分析1.银行业竞争与企业现金持有价值表4报告了基准回归模型的回归结果，列（1）（2）为使用指标赫芬达尔指数（HHI）作为银行业竞争（BankComp）代理变量的回归结果，列（1）为同时控制了年份和行业固定效应回归模型，从回归结果可以看出，银行业竞争与现金持有量变化交乘项（CtHHIt）的回归系数为-3.364，且在5%的水平上显著，该结果表明，银行业竞争加剧会显著降低企业现金持有的边际价值。从控制变量上来看，企业现金持有量变化（C）的回归系数0.27，表明企业每增加1元现金持有，市场对其估值仅增加0.27元；而上期末现金持有量（Ct-1）与现金持有量（C）的交乘项回归系数为-1.2，且在1%的水平上显著，表明现金持有价值会降低，这也与 Faulkender&Wang（2006）、Dittmar&Smith（2007）的研究结论一致。而企业杠杆率与现金持有量变化的交乘项（LEVtCt）的回归系数为-0.4894，且在5%的水平上显著，可能的原因是，企业资产负债率越高，随着现金的增加拖欠债务的可能性会降低，企业持有现金相关的部分价值会流向债务人，造成现金持有边际价值降低，而当企业杠杆率低时，现金对股东的价值则会更高，这与Faulkender&Wang（2006）的研究结果一致。列（2）为在列（1）基础上添加了公司个体固定效应的回归结果，研究结果与列（1）保持一致，银行业竞争与现金持有量变化交乘项（CtHHIt）的回归系数为-4.221，在1%的水平上显著，此结果表明，银行业竞争加剧会显著降低企业现金持有价值。列（3）（4）为 使 用 银 行 分 支 机 构 数 量（Density）来衡量银行业竞争（BankComp）的回归结果，从回归结果可得，银行业竞争与现金持有量变化交乘项（CtDensityt）的回归系数分别为-0.1061和-0.085，分别在1%和5%的水平上显著，表明企业周边银行分支机构分布数量越多、银行业竞争越激烈，其现金持有价值会显著下降。其他控制变量与列（1）（2）回归结果类似，也与既往文献相关研究结论一致。本回归结果表明，银行业竞争加剧，每增加1元现金持表3单变量检验变量名称ri，t-RBi,tFintech1Fintech2CtCt-1EtNAtRDtItDtLEVtNFt银行业竞争度高均值0.03002.33774.39200.01000.13110.00570.11000.00300.00100.00000.4252-0.1841中位数-0.05472.37704.60230.00200.08800.00320.05300.00100.00000.00000.4190-0.0570银行业竞争度低均值-0.00242.26943.31440.01500.14200.00710.11310.00200.00100.00000.4380-0.2250中位数-0.08202.33103.21900.00300.09410.00320.05120.00100.00000.00000.4331-0.0880均值T检验0.0318*0.0680*1.0790*-0.0051*-0.0101*-0.0011*-0.00300.0000*0.00000.0000*-0.0135*0.0421*中位数Z检验66.7591*281.1832*251.1941*10.8810*25.2136*0.07101.048554.2861*6.5160*51.2750*19.1942*158.1792*注：*、*和*分别代表在1%、5%和10%的水平上显著。金融与经济 2023.0860JRYJJ有量，会降低企业现金持有价值。综上可知，银行竞争加剧会降低企业现金持有价值，即研究假设H1a得到验证。表4银行业竞争与企业现金持有价值回归结果注：*、*和*分别代表在1%、5%和10%的水平上显著。2.银行业竞争、地区金融科技与企业现金持有价值表5金融科技影响银行业竞争与企业现金持有价值关系的回归结果注：*、*和*分别代表在1%、5%和10%的水平上显著。为了验证研究假设2，以各地市金融科技指变量CtCtHHItHHItCtDensitytDensitytEtNAtRDtItDtCt-1LEVtNFtCt-1CtLEVtCtCONSTANT年份固定效应行业固定效应个体固定效应调整R2值样本量ri，t-RBi,t（1）0.2700（1.5828）-3.3640*（-2.3914）0.1530（1.5281）1.7690*（22.7460）0.2371*（13.0304）4.3588*（8.0472）-3.3451*（-7.8471）17.6601*（7.5021）0.3041*（9.0350）-0.1091*（-5.2070）-0.010（-0.7372）-1.2000*（-5.5421）-0.4894*（-2.0362）-0.1091*（-2.7771）控制控制未控制0.166116578ri，t-RBi,t（2）0.0251（0.1332）-4.2210*（-2.7507）0.1400（0.4213）1.5761*（18.8536）0.2491*（11.7559）3.4437*（5.6543）-3.5762*（-7.8932）14.7574*（5.8869）0.9834*（18.8514）0.0240（0.5730）-0.1015*（-4.6747）-1.3894*（-5.7001）-0.7860*（-2.9439）-0.3150*（-3.2148）控制控制控制0.185416578ri，t-RBi,t（3）1.1442*（4.8574）-0.1061*（-2.8318）-0.0040（-1.2261）1.7664*（22.7104）0.2364*（13.0275）4.3762*（8.0856）-3.3970*（-7.9863）17.6775*（7.5135）0.3073*（9.0842）-0.1071*（-5.1131）-0.0100（-0.7115）-1.1820*（-5.4524）-0.3991*（-1.6555）-0.1015*（-2.4162）控制控制未控制0.167316578ri，t-RBi,t（4）0.8641*（3.3143）-0.0850*（-2.0704）-0.0261（-0.4924）1.5712*（18.8103）0.2490*（11.8089）3.4314*（5.6374）-3.6184*（-8.0024）14.8262*（5.9164）0.9762*（18.7261）0.0262（0.6164）-0.1010*（-4.7120）-1.3722*（-5.6290）-0.7050*（-2.6291）-0.1671（-0.5076）控制控制控制0.185116578变量Panel A：基于Fintech1分组回归结果CtCtHHItHHItCtDensitytDensitytCONSTANT控制变量年份固定效应行业固定效应个体固定效应调整R2值样本量Panel B：基于Fintech2分组回归结果CtCtHHItHHItCtDensitytDensitytCONSTANT控制变量年份固定效应行业固定效应个体固定效应调整R2值样本量金融科技分组回归结果高金融科技组ri，t-RBi,t（1）0.5351*（1.8588）-5.7251*（-2.4133）-0.1732（-0.2632）-0.2306（-1.1561）控制控制控制控制0.251284240.0527（0.1691）-5.2129*（-2.2258）-0.3774（-0.5525）-0.5100*（-3.8051）控制控制控制控制0.16009411ri，t-RBi,t（2）0.5857（1.3950）-0.1161*（-1.8464）0.0760（0.9822）-0.7021（-1.3704）控制控制控制控制0.250084320.2651（0.6460）-0.1221*（-2.0040）-0.1447（-0.8952）0.5358（1.2633控制控制控制控制0.15919416低金融科技组ri，t-RBi,t（3）0.3263（1.1374）-3.6133（-1.5430）-0.9965（-1.2591）-0.5990*（-3.4911）控制控制控制控制0.056281540.5722*（2.0080）1.6421（0.6138）0.6690（1.6290）-0.3122（1.0335）控制控制控制控制0.05917167ri，t-RBi,t（4）1.2372*（2.9091）-0.1091（-1.5049）-0.1300（-1.5593）0.2500（0.4847）控制控制控制控制0.200081460.7953*（1.9311）-0.0423（-0.6000）0.0963（1.2820）-1.0559*（-3.6651）控制控制控制控制0.05907162银行业竞争与企业现金持有价值61JRYJJ数（Fintech1、Fintech2）的中位数为界，将研究样本分别划分为高金融科技发展水平和低金融科技发展水平两组，并进行分组回归检验。表5中Panel A为使用“文本挖掘法”编制的金融科技指数（Fintech1）进行分组的回归结果，表明在金融科技发展水平高地区，核心解释变量银行业竞争与现金持有量变化交乘项（CtBankCompt）回归系数分别为-5.7251和-0.1161，且均通过了显著性检验，而在低金融科技组，银行业竞争与企业现金持有量变化的回归系数不显著。Panel B是基于使用郭峰等（2020）编制的北京大学数字普惠金融指数（Fintech2）分组回归，回归结果与金融科技指数（Fintech1）一致。上述结果表明，在其他条件保持一致的情况下，银行业竞争对企业现金持有价值的影响在金融科技发展水平高的地区更为显著。这可能是由于金融科技发展深化了银行业竞争格局，使得银行业竞争对企业微观经济效应的影响更为显著，在此环境背景下，通过大数据等金融科技手段，银行能够更好挖掘企业信息，降低银企信息不对称性，缓解企业融资约束，进而降低企业现金持有价值，研究假设H2得到验证。（三）影响渠道检验前文已分析银行业竞争可能会通过缓解企业融资约束降低企业现金持有预防性动机，进而影响企业现金持有价值。基于此，首先借鉴Hadlock&Pierce（2010）的研究，计算SA指数作为企业融资约束的代理变量，SA指数的计算公式如下：SA-Index=-0.737SIZE+0.043SIZE2-0.01AGE（3）然后根据计算出的SA指数的绝对值高低进行排序，并以其中位数为界对样本进行分组，进一步检验银行业竞争对企业现金持有价值的影响。表6给出了分组检验回归结果，其中列（1）（2）为融资约束高企业组，列（3）（4）为融资约束低组。从回归结果看，在高融资约束组，银行业竞争与企业现金持有量变化的交互项（CtHHIt）的回归系数为-4.41，且在5%的水平上显著，该回归结果表明对于融资约束高的企业，银行业竞争会显著降低其现金持有价值，该结果对于使用企业周边银行分支机构数量（Density）度量银行业竞争程度的回归模型依然成立。而在低融资约束组，银行业竞争与企业现金持有量变化的交互项回归系数虽然也为负，但不显著，表明银行业竞争对融资约束低的企业现金持有价值的影响不明显。该结果表明相对于融资约束低的企业，银行业竞争加剧会显著降低融资约束高企业的现金持有价值，进一步支持了研究假设H1a。表6基于融资约束的分组检验结果注：*、*和*分别代表在1%、5%和10%的水平上显著。（四）稳健性检验1.倾向得分匹配法通过倾向得分匹配法（PSM）缓解内生性问题，具体参考郑培培和陈少华（2018）的研究。首先，选取公司特征等相关因素，建立银行业竞争相关模型；其次，对其运用Logit回归，计算倾向得分，并使用最近邻匹配对银行业竞争程度高和银行业竞争程度低的样本分别进行一对一、一对二、一对三匹配，得到匹配后参与回归变量CtCtHHItHHItCtDensitytDensitytCONSTANT控制变量年份固定效应行业固定效应个体固定效应调整R2值样本量高融资约束ri，t-RBi,t（1）0.1416（0.5940）-4.4100*（-2.405）-0.2803（-0.6671）-0.0730（-0.9101）控制控制控制控制0.20618141ri，t-RBi,t（2）0.8428*（2.6833）-0.0991*（-2.0701）0.0170（0.4271）-0.1988*（-1.8701）控制控制控制控制0.14408435低融资约束ri，t-RBi,t（3）0.1080（0.4923）-2.2041（-1.221）0.4941*（1.6841）-0.1881*（-1.7702）控制控制控制控制0.14408437ri，t-RBi,t（4）0.9308*（2.6090）-0.0780（-1.3443）0.0651（1.2529）-0.4382*（-5.2131）控制控制控制控制0.20618143金融与经济 2023.0862JRYJJ的样本；最后，对匹配后的样本分别纳入基准回归模型进行检验。表7列示了匹配后样本的回归结果，列（1）（2）为使用1 1匹配后所得样本的回归结果，可以看出银行业竞争与企业现金持有量变化的交互项的回归系数分别为-5.743和-0.1331，且至少在5%的水平上显著。列（3）（4）为使用1 2匹配后所得样本的回归结果，研究结论与基准回归模型保持一致。列（5）（6）为使用1 3匹配后所得样本的回归结果，银行业竞争与企业现金持有量变化的交乘项均在1%的水平上显著。上述结果充分表明，银行业竞争越激烈，企业的现金持有边际价值会更低，进一步验证了研究结论的稳健性。2.替换核心解释变量参考姜付秀等（2019）等研究，使用城市前三大银行（CR3）和前五大银行（CR5）分支机构占比以及使用基于各地市分行贷款余额计算的赫芬达尔指数（HHI_LOAN）作为银行业竞争（BankComp）的代理变量，然后纳入原基准回归模型进行再检验，回归结果如表8所示，列（1）为使用城市前三大银行分支机构占比（CR3），列（2）为使用前五大银行分支机构占比（CR5），列（3）为使用商业银行贷款余额计算的赫芬达尔指数（HHI_LOAN）作为银行业竞争代理变量的模型回归结果，由于CR3、CR5、HHI_LOAN都为负向指标，与前文保持一致，将上述指标均乘以-1进行转化，然后将其与现金持有量变化（Ct）进行交乘，结果显示交乘项均显著为负。因此，银行业竞争越激烈，企业现金持有边际价值会显著下降，进一步验证了前文研究结果的稳健性。表8 稳