公司数字化转型对现金持有量及其市场价值的影响.pdf
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1、第22卷第3期2023年9月浙江工业大学学报(社会科学版)JOURNAL OF ZHEJIANG UNIVERSITY OF TECHNOLOGY(SOCIAL SCIENCES)Vol.22 No.3Sept.2023公司数字化转型对现金持有量及其市场价值的影响张心灵1,董捷2(1.内蒙古农业大学 经济管理学院,内蒙古 呼和浩特 010018;2.浙江工业大学 经济学院,浙江 杭州 310023)摘要:数字经济展现出来的巨大驱动力使公司数字化转型成为把握数字化发展新机遇的重要策略。利用基于机器学习的文本分析方法测度公司数字化转型程度,实证考察数字化转型对公司现金持有量的影响。研究结果表明数字
2、化转型能够显著降低公司现金持有量。为加强因果推断,使用倾向得分匹配法和工具变量法缓解可能存在的内生性偏误,研究结果保持一致。横截面检验结果表明当经济政策不确定性较小或者行业同质性程度较高时,数字化转型有效降低公司现金持有量的作用更大。同时,数字化转型还提升了公司现金持有量的市场价值。研究结果对于深入理解和加快推进公司数字化转型、产业数字化转型以及加快构建双循环新发展格局具有重要启示意义。关键词:数字化转型;现金持有量;经济政策不确定性中图分类号:F275文献标志码:A文章编号:1006-4303(2023)03-0268-09数字化已经展现出对现代经济、社会的巨大驱动力,被认为是第四次工业革命
3、的主要动力源泉。2022年1月,国务院印发 “十四五”数字经济发展规划,指出我国数字经济转向深化应用、规范发展、普惠共享的新阶段,加快企业数字化转型升级是推动我国数字经济健康发展的重要举措。目前,国内众多公司已经通过应用人工智能、大数据、区块链等数字技术,开展了数字化新产品、商业模式创新等方面的数字化转型探索与尝试。针对数字化转型的经济后果,已有研究考察了数字化转型对公司客户体验、经营效率、成本控制、竞争优势、财务绩效等方面的影响。然而,对于数字经济如何影响公司现金持有量这一重要财务决策,最近的研究却得到了矛盾的研究结论。例如,谭志东等1利用“两化”融合贯标试点作为准自然实验,发现数字化转型提
4、高了公司现金持有量;然而,王莹等2利用“宽带中国”战略作为准自然实验发现数字化转型降低了公司现金持有量。因此,对数字化转型如何影响公司现金持有量的深入研究,不仅可以回应这一争论,而且对于如何把握数字化发展新机遇、加快构建双循环新发展格局具有一定启示意义。然而,实证考察数字化转型对公司现金持有量的影响,面临如何有效衡量数字化转型程度这一挑战。谭志东等1和王莹等2基于准自然实验的研究设计,假定外生冲击能够影响公司的数字化转型程度,进而影响公司的现金持有量。但由于缺乏对公司数字化转型程度的衡量,这些研究并没检验外生冲击的强度,因此存在明显的缺陷。为了克服这一挑战,本研究利用基于机器学习的文本分析法对
5、企业年报进行分析来构建数字化转型变量,该变量的构建涵盖了数字化转型所涉及收稿日期:2023-06-10基金项目:教育部人文社会科学研究青年基金项目(19XJC790004)作者简介:张心灵(1965),女,内蒙古土默特左旗人,教授,博士,博士生导师,研究方向为农业经济、农业会计。通信作者:董捷(1979),女,内蒙古包头人,讲师,博士,研究方向为资本市场与公司财务。张心灵,等:公司数字化转型对现金持有量及其市场价值的影响第3期张心灵,等:公司数字化转型对现金持有量及其市场价值的影响的多项关键技术,从而对公司数字化程度进行了相对全面与准确的度量3-5。本研究使用20102020年中国上市公司数据
6、作为研究样本,实证考察公司数字化转型如何影响现金持有量以及如何影响现金持有量的市场价值。本研究的贡献在以下两个方面:第一,贡献于公司数字化转型的相关研究。考虑到准自然实验研究发现数字经济对现金持有量的矛盾证据,本研究利用基于机器学习的文本分析法对企业年报进行分析来直接衡量数字化转型程度,有助于回应这一争论。本研究发现数字化转型降低公司现金持有量的经验证据,对于深入理解和加快推进公司数字化转型以及产业数字化转型具有启示意义。第二,贡献于公司现金持有量的相关研究。已有研究忽略了公司内部重要的转型和资源整合所带来的影响,而本研究发现数字化转型能够有效减少公司持有现金的交易成本动机、预防动机和代理动机
7、,从而有效降低了公司的现金持有量。基于现金持有量市场价值模型,本研究发现数字化转型提升了公司现金持有量的市场价值。研究结果对于深入理解公司最优现金持有量以及现金持有量的市场价值具有一定参考意义。一、理论分析与研究假设在理想状态下,由于公司融资没有摩擦成本,公司应该把资金都投资于盈利性项目,这样有利于公司价值最大化。如果公司持有大量现金,意味着这部分现金没有投入到盈利性项目,从而带来巨额机会成本,不利于公司实现价值最大化。然而,现实却是公司持有了大量的现金。既然公司持有现金并不能为公司带来投资回报,那么为什么公司还要持有大量现金呢?已有研究表明,公司持有现金有三个主要的动机:交易成本动机、预防动
8、机和代理动机6。根据交易成本动机,如果公司需要使用资金时再去筹集资金,往往会产生高昂的交易成本,或者公司只能临时抽回已经投入到项目中的资金,导致已投资的项目产生重大损失。因此,公司需要持有一定的资金来满足公司正常经营的需要,而不能把所有资金都投入到盈利性项目中。根据预防动机,如果公司预期在未来有高盈利性的项目,那么就应该持有一定现金为这些高盈利性的项目做好准备7-8。否则,公司由于摩擦成本没能及时筹措到足够的资金,就会错失高盈利性投资机会。根据代理动机,公司内部人员为了获取私人收益而倾向于公司持有更多现金,会带来公司外部中小股东财富的损失9-10。这意味着公司可能持有了超额现金,从而产生较大的
9、代理成本。数字化转型会影响公司持有现金的动机。首先,根据交易成本动机,一旦公司经营需要多占用资金,公司就应该增加现金持有量。然而,数字化转型利用数字技术大大提高了公司的经营效率11,加快了公司资产周转率并降低了公司的经营成本12。这使公司不仅可以通过提高经营效率而降低占用的现金,还可以因为提高了资产周转率而降低维持资产周转所需的资金。那么,可以预期数字化转型能够减少由于交易成本动机而持有的现金量。其次,数字化转型可以提高公司创新和竞争优势13,使公司在融资时更具有优势。这意味着在公司需要为高盈利性项目融资时,不仅能够更加便利地获取融资,并且还能够以较低的融资成本获取融资。一旦公司融资约束得以改
10、善,公司就没必要为未来可能的投资项目而持有大量现金。毕竟,持有这些现金只是为未来可能的投资项目做准备,并不能在当前为公司带来收益,反而会产生高昂的融资成本。因此,可以预期数字化转型能减少由于预防动机而持有的现金。最后,数字化转型可以有效提高公司治理水平,从而改变公司持有现金的代理动机。Yermack14表明数字技术应用能够带来较好的公司透明度,因此能够减少公司管理者的寻租或者腐败行为。Lumineau等15也发现数字技术应用可以利用代码协议、规则的方式进行监管治理,这种治理方法完全不同于传统的合同以及关系治理方法。这表明数字化转型能够提高公司治理水平。一旦公司治理水平提高,公司内部人员通过持有
11、现金来获取私人收益的难度和成本都会相应提高,这意味着公司内部人会降低由于代理动机而持有的现金。基于上述分析,本研究提出研究假设:其他条件不变,数字化转型会降低公司现金持有量。二、研究设计与描述性统计(一)样本选择与数据来源本研究以 20102020 年中国 A 股上市公司数据为初始研究样本,并进行如下筛选:1)剔除金融、保险行业的样本观测值;2)剔除ST,*ST等特 269浙江工业大学学报(社会科学版)第22卷殊处理类的观测值;3)剔除相关财务数据缺失的样本观测值。本研究所使用的财务数据来源于经禾数据库(CNRDS)。(二)关键变量定义与模型设定1.数字化转型。早期研究往往使用公司与数字化相关
12、的无形资产占比等指标衡量公司数字化转型程度。然而,这些方式只衡量了公司实施数字化转型的一部分,并不能衡量公司广泛采用的人工智能、区块链、机器人、云计算、大数据等数字技术。借鉴已有研究3-5,本研究使用基于机器学习的文本分析法分析公司年报,以构建公司年度层面的数字化转型变量。对公司数字化转型程度构建两个具体变量:DigitalT1为公司年报文本中数字化词汇频数总和与年报文本语段总词汇的比率;DigitalT2为公司年报文本中包含数字化词汇的句子数总和与年报文本语段句子总数的比率。数字化转型变量取值越大,表示公司数字化转型程度越高。2.研究模型。本研究采用回归模型考察数字化转型对公司现金持有量的影
13、响,具体为Cashholding01DigitalT2Size3ROA4Lev5CFO6CapitExp7Growth8R&D9NWC10Age11SOE12Shl13BoardS(1)14IndepDR15DualFirmFEYearFE式中:因变量Cashholding为公司现金持有量变量;DigitalT为数字化转型变量;参考已有相关研究7,回归模型的控制变量包括:公司规模Size、资产收益率ROA、财务杠杆Lev、经营活动现金流量CFO、资本性支出CapitExp、成长性Growth、研发支出R&D、净营运资本NWC、公司年龄Age、产权性质SOE、大股东控制Sh1、董事会规模Boar
14、dS、董事会独立性IndepDR、董事长与总经理两职兼任情况Dual。各变量的详细定义如表1所示。此外,本研究还在回归模型中加入公司固定效应以控制公司层面不可观测的因素对研究结论的干扰,加入时间固定效应以控制不同年度的宏观因素对结论的干扰。e表示随机扰动项。为避免极端值对结果的干扰,本研究对所有连续变量在1和99分位数上进行缩尾处理。为了控制面板数据中时间序列相关性的干扰,对所有回归实施了公司层面聚类调整。模型式(1)中回归系数1估计了数字化转型对公司现金持有量的影响,本研究预期其显著为负。表1变量定义变量CashholdingDigitalT1DigitalT2SizeROALevCFOCa
15、pitExpGrowthR&DNWCAgeSOESh1BoradSIndepDRDual变量定义与说明公司现金持有量,定义为使用公司货币资金加上短期投资再除以总资产的比率公司数字化转型,定义为公司年报文本中数字化词汇频数总和与年报文本语段总词汇的比率公司数字化转型,定义为公司年报文本中包含数字化词汇的句子数总和与年报文本语段句子总数的比率规模,定义为公司总资产的自然对数资产收益率,定义为净利润与总资产的比率财务杠杆,定义为公司总负债与总资产的比率经营活动现金流量,定义为公司经营活动现金流量净额与总资产的比率资本性支出,定义为公司资本性支出与总资产的比率成长性,定义为公司营业收入增长率研发支出,
16、定义为公司当年研发支出与总资产的比率净营运资本,定义为净营运资本与总资产的比率公司年龄,定义为公司成立年数的自然对数产权性质,当公司最终控制人为国有,取值为1,否则为0大股东控制,定义为公司第一大股东持股比例董事会规模,定义公司董事会总人数的自然对数董事会独立性,公司独董人数与董事会总人数的比率董事长与总经理两职兼任,当两职兼任时取值为1,否则为0 270第3期张心灵,等:公司数字化转型对现金持有量及其市场价值的影响(三)描述性统计表2报告了主要变量的描述性统计结果。可以发现,公司现金持有量变量Cashholding的均值为0.200,中位数为0.158,标准差为0.147,与已有研究一致。数
17、字化转型变量DigitalT1和DigitalT2的均值分别0.004,0.060。公司规模变量Size的均值(中值)为22.077(21.910),资产收益变量ROA的均值(中值)为 0.036(0.037),经营活动现金流量变量CFO的均值(中值)为0.173(0.153),财务杠杆变量Lev的均值(中值)为0.427(0.416)。产权性质变量SOE的均值为0.345,表明样本中国有企业所占比例约为34.5。表2描述性统计变量CashholdingDigitalT1DigitalT2SizeROALevCFOCapitExpGrowthR&DNWCAgeSOESh1BoradSIndep
18、DRDual观察值30 07530 07530 07530 07530 07530 07530 07530 07530 07530 07530 07530 07530 07530 07530 07530 07530 075均值0.2000.0040.06022.0770.0360.4270.1730.0460.1830.0020.2302.9020.3450.3442.1290.3750.280标准差0.1470.0060.0891.3020.0680.2150.1290.0480.4790.0060.2630.3360.4750.1490.1980.0530.44925百分数0.0960.0
19、000.00621.1400.0140.2540.0880.012-0.0260.0000.0532.7080.0000.2281.9460.3330.000中位数0.1580.0010.02521.9100.0370.4160.1530.0330.1070.0000.2282.9440.0000.3222.1970.3570.00075百分数0.2630.0040.07322.8280.0670.5860.2350.0670.2690.0000.4133.1351.0000.4452.1970.4291.000三、回归结果与分析(一)数字化转型与公司现金持有量:基准回归本研究首先考察数字化转
20、型对公司现金持有量的影响,表3提供了相应的回归结果。其中,表3列(1)给出了在没有加入公司特征变量的情况下以数字化词频占比测量数字化转型的回归结果。DigitalT1 的系数为-2.346(t 值为-5.96),在1的水平下显著。加入公司特征变量后,表3列(2)的结果显示DigitalT1的系数为-1.315(t值为-4.31),在1的水平下显著。这表明数字化转型能够显著降低公司现金持有量水平。从经济意义来看,DigitalT1每增加1个标准差,公司现金持有量下降的程度相当于其 1 个标准差的 5.37(0.0061.315/0.147)。表 3列(3)给出了在没有加入公司特征变量的情况下以数
21、字化句频占比测量数字化转型的回归结果。DigitalT2的系数为-0.173(t值为-6.99),在1的水平下显著。加入公司特征变量后,表 3 列(4)的结果显示 DigitalT2的系数为-0.097(t值为-5.00),在1的水平下显著,也表明数字化转型能够显著降低公司现金持有量水平。从经济意义来看,DigitalT2每增加 1 个标准差将使公司现金持有量下降 5.87(0.0970.089/0.147)。总而言之,数字化转型可以显著降低公司的现金持有量,这为本研究假说提供了支持的经验证据。271浙江工业大学学报(社会科学版)第22卷表3数字化转型与现金持有量的回归结果变量DigitalT
22、ConstantControlsFirmFEYearFENAdj.R2Cashholding(1)DigitalT1-2.346*(-5.96)0.276*(73.47)YesYesYes30 0750.093(2)DigitalT1-1.315*(-4.31)0.608*(7.55)YesYesYes30 0750.722(3)DigitalT2-0.173*(-6.99)0.277*(73.66)YesYesYes30 0750.094(4)DigitalT2-0.097*(-5.00)0.599*(7.44)YesYesYes30 0750.722注:1.括号内为t值,所有回归都使用异方
23、差调整和企业聚类(Cluster)调整得到稳健性标准误。2.*,*分别表示在10,1的水平下显著(双尾检验),以下同。(二)内生性检验考虑到可能存在的内生性问题,本研究采取两种方法进行检验。第一,倾向得分配比法。首先,将数字化转型程度位于上三分之一的样本定义为处理组样本(Treat1),把剩下的样本定义为配比池样本(Treat0)。其次,使用变量 Treat作为被解释变量估计Logit模型计算出倾向分值。最后,根据倾向分值在配比池样本中筛选出与处理组样本在基本特征方面最为匹配的样本作为配比组样本。第二,工具变量法。本研究使用2个工具变量:公司所在城市的上一年全国互联网上网人数与公司所在城市的1
24、984年每万人固定电话数量的交互项;公司所在省份的互联网普及率。使用倾向得分配比法和工具变量法重新回归的结果保持不变。本研究使用了公司年报信息构建数字化转型变量,考虑到公司在年报披露中可能存在选择策略,这就会对本研究构建的数字化转型变量带来干扰。为了缓解这种干扰,采取以下两种方法进行检验:第一,仅保留深圳证券交易所信息披露考评结果为优秀或良好的上市公司样本,因为这类公司进行策略性信息披露的可能性相对较低;第二,删除本研究样本期内因信息披露等问题受到过证监会或证券交易所处罚的公司样本。重新回归的结果保持不变。(三)横截面差异检验从经济政策不确定性和行业同质性这两个相对外生的视角展开横截面差异检验
25、。第一,经济政策不确定性程度不同,数字化转型对公司现金持有量的影响也会有所差异。特别是当经济政策不确定性程度较高时,公司很可能会因为预防性动机而增加公司现金持有量。Duong等16发现为了减轻经济政策不确定性对公司投资和创新的影响,公司会持有更多的现金。由于经济政策不确定性会带来公司现金持有量的提高,那么其会在一定程度上抵消数字化转型降低公司现金持有量的作用。因此,本研究预期相对于经济政策不确定性程度较高时,在经济政策不确定性程度较低时,数字化转型降低公司现金持有量的作用更加明显。与已有研究一致,本研究使用Baker等17构建的经济政策不确定性指数来衡量经济政策不确定性程度,即经济政策不确定性
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