一、引言

“现金为王”，现金作为企业资产负债表中最重要的流动资产之一，日益受到上市公司、投资者和分析师的广泛关注。有些公司资产负债表即使拥有大量的实物资产或应收账款，但仍然可以耗尽现金，导致企业丧失宝贵的发展机遇，甚至最终破产。2008年发生的全球金融风暴，投行巨头雷曼兄弟的倒闭和美国汽车三大巨头的破产，其根源都与现金链断裂导致的流动性问题密切相关。现金持有量决策作为现代企业的一项重要财务决策行为，不仅影响着企业投融资等活动，还影响着企业的其他经营行为，被称为财务学界尚未解决的十大难题之一。一些经典文献研究了公司现金持有的影响因素，具体包括公司规模、未来投资机会、经济增长状况、业务风险、金融政策和代理问题等等(Opler 等，1999；Harford等，2008)。有关理论表明，最优现金持有水平的衡量标准应该是公司是否拥有足够的现金为其盈利投资项目提供资金来源。作为预防措施，上市公司倾向于储备现金来防止临时的现金短缺。但由于上市公司外部投资者和管理层之间存在代理问题，管理层往往把钱浪费在无利可图的项目上，以牺牲投资者利益作为代价，而投资者很难评估现金持有量的使用(Dittmar和Mahrt-Smith，2007)。

目前，机构投资者在全球资本市场变得越来越重要。例如，2009年美国机构投资者控制了50.6%的流通在外的股本(10.2 万亿美元)，而1950年仅为6.1%(87亿美元)。20 世纪90年代以来，我国在超常规发展机构投资者的政策引导下，机构投资者的数量也迅速增加，成为我国资本市场上的重要力量。2012年5月格力电器董事会换届和2013年6月大商股份定增重组方案两个事件再次显示了机构投资者作为股东“用手投票”对上市公司治理的影响。Shleifer 和 Vishney(1986)认为，机构投资者作为大股东，可以在一定程度上解决股权分散所导致的代理问题，维护中小投资者利益。然而，并非所有的机构投资者都是同质的(Cella等，2013；温军和冯根福，2012；李争光等，2015)。由于投资策略不同，机构投资者投资期限(换手率)存在一定的差异，有些机构投资者注重短期利益，被称为“投机者”；有些机构投资者则以长期目标为导向，被称为“积极主义者”。Gaspar等(2005)和 Chen等(2007)研究了长短期机构投资者在并购中的作用，发现长期机构投资者监控成本更低，其对公司监控的可能性更大。Chhaochharia等(2012)则发现机构投资者与上市公司的地理距离也会影响其信息鉴别能力，进而影响其治理作用。股东外部监管是现金持有量一个重要的决定因素。所以，我们推测具有不同地缘优势的异质性机构投资者对企业现金持有量也将有着不同的影响力。Brown等(2011)和Harford 等(2012)研究了长短期异质性机构投资者对公司现金持有行为的影响。到目前为止，鲜有研究结合地缘优势分析具有不同地缘优势的异质性机构投资者监管对公司现金持有量的影响，本文旨在提供这方面的初步证据。

本文余下部分结构安排如下：第二部分为理论分析和研究假设；第三部分是研究设计；第四部分至第五部分为实证研究结果及分析；最后是研究结论。

二、理论分析和研究假设

现金持有的经典论文最早可以追溯到Baumol(1952)与Miller和Orr(1966)，此后企业现金管理问题受到广泛关注。在完美的资本市场中，公司持有的现金与公司价值无关。因此，在完美的市场中，现金持有量纯粹是随机的。然而在现实世界中，由于信息不对称等原因，现金持有量并不是随机的，公司一般都是有目的地囤积现金，把现金持有量保持在一定的水平。目前的研究表明，公司现金持有至少有交易性(Mulligan，1997)、税收性(Foley 等，2007)、预防性(Bates 等，2009)、财务约束(Denis 和 Sibilkov，2010)、多元化(Duchin，2010)、产品市场竞争力(Fresard，2010)、代理(Gao 等，2013)和再融资风险(Harford 等，2014)等动机。其中，基于委托代理视角对上市公司现金持有进行分析研究逐渐成为一种主流(Dittmar和Mahrt-Smith，2007；Harford等，2008)。而Harford等(2008)提出了投资者和管理层之间的代理冲突与现金持有关系的三种假设：灵活性假设(Flexibility Hypothesis)、耗费假设(Spending Hypothesis)和股东权力假设(Shareholder Power Hypothesis)。灵活性假设认为，由于代理问题，当公司没有良好的投资机会时，自利的管理层往往把多余的自由现金流留在企业里而不是提高公司的股息支付率，以确保公司具有一定的财务弹性(Jensen，1986)。而当公司存在自由现金流时，公司管理层往往存在过度投资行为(Richardson，2006)。因此，现金持有耗费假设认为，当公司产生过多的现金流时，自利的公司管理层倾向通过从事折价的“帝国建造”行为，快速花费现金流(Harford，1999)。股东权力假设则认为，在股东权益受到良好保护的公司，信息比较透明，股东控制力较强，现金持有的代理问题不严重。因此，具备较强控制力的“监管型”股东允许管理层持有较高水平的现金，以避免外部筹资成本过高导致的投资不足。

投资者持股“地缘偏好”的信息观(the Information Hypothesis)认为，本地投资者由于地缘因素对本地企业具有信息优势而具有监管治理效应。Baik等(2010)发现，与外地投资者相比，位置邻近使得投资者可以与公司员工、经理、供应商和客户进行直接对话、交流，通过媒体报道了解和接触上市公司，能够对公司股票的前景形成更准确的预期，从而做出明智的交易决策，导致投资者持有股票的收益更高。Ayers等(2011)表明，本地机构投资者具有较强的激励来监督并减少企业财务报告的机会主义行为。Chhaochharia等(2012)发现本地机构投资者能够提高持股公司的治理结构特征和盈利能力等，本地股东能够对企业进行有效的监控。

CRi，t=∑j∈QNj，i，tPj，t-Nj，i，t-1Pj，t-1-Nj，i，t-1ΔPj，t∑j∈QNj，i，tPj，t+Nj，i，t-1Pj，t-12

另一方面，基于现金持有的耗费假设和股东权力假设，我们预测，“监管型”的本地机构投资者能够缓解上市公司管理层和投资者之间现金持有方面的代理冲突，防止管理层迅速通过资本支出和收购将现金储备耗费掉，促使上市公司持有更多的现金量。Harford等(2008)考察了公司治理对现金持有的影响，发现公司治理状况差的美国公司现金持有量更低，从而验证了现金持有的耗费假设。一些文献也发现“监管型”机构投资者和现金持有量之间存在正相关关系的证据。Harford等(2012)研究发现，长期机构投资者对管理层的监控能力更高，将促使公司持有更多的现金。蒲文燕和张洪辉(2013)发现，具备公司治理职能的压力抵制型机构投资者与公司现金持有水平之间为正相关关系。

杀人偿命的深层本质在于以怨报怨，但是冤冤相报何时了，不断的循环往复并不能够从根本上解决问题。如果以德报怨，又会有失公平。正如孔子所说，“或曰：以德报怨，何如？子曰何以报德？以直报怨，以德报德”。既然如此，我们大可转换思维，倡导刑事和解。具体到案件当中，加害人应当积极地请求被害人及其家属的宽恕与原谅，被害人在可容忍的限度内可以选择积极的接纳，最大限度地实现刑事和解。在此基础上，形成民众的普遍认同感，独立证成被害人宽恕的正当性，由此，死刑的适用在事实上慢慢减少，直到死刑在事实适用中全面停止，一切自然水到渠成。

H1：本地机构投资者与公司现金持有量负相关。

由此，本文提出本地机构投资者与公司现金持有量关系的竞争性假设：

其中，式(6)中的Pj，t和Nj，i，t分别代表机构投资者i在第t期持有公司j的股票价格和数量，Q代表机构投资者i持股的所有公司。

三、研究设计

(一)样本选取与数据来源

本文选取2007～2013年我国证券投资基金持股的上市公司为研究样本，相关财务数据主要来自于国泰安CSMAR数据库。同时，在数据筛选过程中，我们剔除了金融保险业上市公司和相关变量数据缺失的公司样本。模型中所使用的行业分类来源于2001年发布的证监会行业分类指引，除制造业取两位行业代码外，其余均取一位。关于距离计算中涉及的上市公司总部城市和机构投资者基金总部城市，分别通过万德、锐思金融数据库和百度、巨潮资讯等网络渠道手工搜集整理而得，总部城市的纬度和经度通过Google地图查询获取。为消除极端值的影响，我们对本文使用到的主要连续变量按上下1%的比例进行了Winsorize处理。

2）果园增施有机肥和微肥，间作绿肥，改良土壤，降低土壤pH值，增加土壤有机质含量，促进土壤中无效钙向有效钙转换，避免偏施氮肥，防止枝叶徒长。

(二)地缘优势异质性机构投资者的分类计量

表2列出了本地机构投资者持股样本(Local100>0)和外地机构投资者持股样本(Local100=0)的主要变量描述性统计。其中，A栏报告了Local100>0样本的描述性统计，B栏报告了Local100=0样本的描述性统计。比较A栏和B栏，不难发现，Local100>0样本中的Cash均值为0.006、中位数为0.003，均大于Local100=0样本中的Cash均值(0.001)和中位数(0)。经行业均值调整后的现金持有变量Iacash的描述性统计结果类似，在Local100>0样本中均呈现相对更大的均值和中位数。这些描述性结果初步表明，平均而言，与外地机构投资者持股的公司相比，本地机构投资者持股的公司现金持有水平相对较高。

dij=arccos(deglatlon)×[(2πr)/360]

(1)

deglatlon=cos(lati)×cos(loni)×cos(latj)×cos(lonj)+cos(lati)×sin(loni)×

cos(latj)×sin(lonj)+sin(lati)×sin(latj)

(2)

其中，式(1)和式(2)中的lati和lonj分别指公司i总部城市和机构投资者j总部城市的纬度和经度，r 为地球的半径(大约6378 千米)。

近年来，江城县大力发展水果生产，全县已经建立5个水果生产基地，水果种植面积近20万亩。目前，水果基地的水果产量已占全县水果产量的80%以上，优质果率也不断上升。农民科学种果的意识和技术均得到提高，一些栽培新技术如套袋、防虫网、杀虫灯、粘虫板等得到了一定程度的推广。

(三)实证模型和变量设定

本文拟采用公式(3)和公式(4)来考察“地缘优势”异质性机构投资者对现金持有量的影响：

Cash=α0+α1Local100+∑hiControlsi+∑kiIndustryi+∑miyeari+ε

在小学的教育阶段，一个有趣的教学环境是可以在很大的程度上提高学生的学习兴趣的。因为通过我国教育专家的研究，发现在小学阶段的孩子还处于幼稚的状态，身心发展以及心理认知都还不够成熟，所以对于新奇的事物比较有好奇心，对于有趣的事情也是没有抵抗力。所以针对小学生的这一发展特点，数学老师就可以创设一个有趣的教学环境，让学生不仅可以释放自己的天性，促进学生的发展，而且还可以很好的提高学生的学习数学的兴趣，有利于小学数学高效课堂的构建。

灌溉泵房采用地上结构，尺寸为5.0 m×6.0 m×3.2 m（长×宽×高）。泵房分为泵坑与检修平台两部分，泵坑内设水泵1台。检修平台主要为水泵检修，并设配电柜等设备。

(3)

Iacash=α0+β1Local100+∑hiControlsi+∑kiIndustryi+∑miyeari+ε

(4)

其中，式(7)中的S代表对公司k持股的所有机构投资者，wk，i，t为机构投资者i在第t期占公司k所有机构投资者中的持股比重。

然后，参考辛宇和徐莉萍(2006)使用经行业均值调整后的现金持有水平变量(Iacash)来测试假设1和假设2，具体计算公式如式(5)所示：

Iacash=Ialog(Cashratio)it=log(Cashratio)it-log(Cashratio)it

(5)

其中，式(5)中的Ialog(Cashratio)it是公司i在第t年末经行业调整后的现金持有水平，log(Cashratio)it是公司i在第t年末的现金持有水平，log(Cashratio)It是第t年末公司i所在行业I现金持有水平的中位数。

测试变量Local100代表上市公司股权结构中所有本地机构投资者持股比例(Local100>0为本地机构投资者，若距离大于100千米，即Local100=0，为外地机构投资者)。Controls为控制变量，参考Opler等(1999)、Harford 等(2008)、连玉君等(2011)、张会丽和吴有红(2014)等的研究，我们控制了Lev(负债水平，负债总计/总资产)、Size(企业规模，总资产自然对数)、Cfo_ratio(资产现金回报率，等于经营活动现金净流量/总资产)、Growth_t(总资产成长率，等于(期末总资产-期初总资产)/期初总资产)、Liqui(非现金流动资产，等于(流动资产-流动负债-现金及等价物)/总资产)、Mba(权益市价比，权益的市价与账面价值的比值)、Turnover(总资产周转率，等于销售收入净额/当期资产均值)等变量。具体变量定义如表1所示。

稀浆混合料加入纤维后，因其纤维比表面积的增大，能够吸收更多的油分，使得黏度得到提升，改善了混合料的交替结构。且纤维的后加入形成了空间网络结构，增大了沥青流动的内摩阻，具有一定的增黏作用。

 

表1变量定义表

  

变量变量简要描述因变量Cash现金持有水平,等于现金及现金等价物/总资产,该变量参考Denis和Sibilkov(2010)、Qiu 和Wan(2015)、连玉君等(2011)、张会丽和吴有红(2014)Iacash经行业调整后的现金持有水平,参考辛宇和徐莉萍(2006)自变量Local100所有本地机构投资者持股比例(若上市公司总部与基金公司总部之间的距离小于100千米,即Local100>0为本地机构投资者,距离大于100千米,即Local100=0,为外地机构投资者)控制变量Lev负债水平,负债总计/总资产Size企业规模,总资产自然对数Cfo_ratio资产现金回报率,等于经营活动现金净流量/总资产Growth_t总资产成长率,等于(期末总资产-期初总资产)/期初总资产Liqui非现金流动资产,等于(流动资产-流动负债-现金及等价物)/总资产Mba权益市价比,权益的市价与账面价值的比值Turnover总资产周转率,等于销售收入净额/当期资产均值

四、实证结果及分析

(一)描述性统计

对于地缘优势异质性机构投资者的分类计量，本文首先参考Ayers等(2011)的研究，通过计算上市公司与机构投资者的距离，然后借鉴Gaspar 和 Massa(2007)，把位于公司总部100公里半径内的基金公司归为具有地缘优势的本地机构投资者。上市公司与机构投资者之间距离的计算公式如式(1)和式(2)所示：

 

表2主要变量的描述性统计：Local100>0 VS. Local100=0

  

A栏:Local100>0样本时各变量的25%分位数、均值、中位数、标准差和75%分位数变量25%分位数均值中位数标准差75%分位数Cash-0.0370.0060.0030.090.044Iacash-0.061-0.015-0.0170.10.023Local1000.1562.2810.8533.1573.071Lev0.2460.4180.4240.2160.585Size21.28822.20422.0211.25322.969Cfo_ratio0.020.060.0510.0690.088Growth_t0.0490.2360.1360.420.269Liqui-0.0470.1560.1390.2840.354Mba0.2250.4280.3660.2720.559Turnover0.2450.5850.480.5450.752B栏:Local100=0样本时各变量的25%分位数、均值、中位数、标准差和75%分位数变量25%分位数均值中位数标准差75%分位数Cash-0.0380.00100.0910.038Iacash-0.062-0.022-0.0210.1130.018Local10000000Lev0.2720.4540.4480.2440.619Size20.62721.34821.2391.0921.932Cfo_ratio0.0070.0390.0330.0790.065Growth_t-0.0070.1830.0820.4770.212Liqui-0.1090.1040.1040.3140.319Mba0.2030.3930.340.2670.53Turnover0.2640.590.4760.5770.758

(二)相关系数

表3报告了本、外地机构投资者研究样本的相关系数，从中可见，样本上市公司现金持有水平变量Cash与本地机构投资者持股变量Local100正相关，相关系数为0.09，在1%水平上统计显著；经行业均值调整后的现金持有变量Iacash与Local100变量的相关系数同样为正，且在1%水平上统计显著，相关系数为0.08。这些结果与表1反映的描述性情况是一致的，表明本地机构投资者偏好公司持有更多的现金，初步支持了假设H2。

 

表3变量间的Pearson相关系数：全样本

  

CashIacashLocal100LevSizeCfo_ratioGrowth_tLiquiMbaTurnoverCash1Iacash0.94***1Local1000.09***0.08***1Lev0.08***0.06***-0.02*1Size0.09***0.10***0.18***0.27***1Cfo_ratio0.21***0.20***0.20***-0.32***0.03***1Growth_t0.34***0.36***0.08***-0.04***0.13***0.49***1Liqui-0.07***-0.04***0.04***-0.58***-0.20***0.12***0.10***1Mba-0.08***-0.05***-0.13***-0.02***0.49***-0.15***-0.05***0.02***1Turnover0.02**00.05***0.12***0.04***0.07***-0.04***-0.10***-0.04***1

说明：***表示1%的显著性水平，**表示5%的显著性水平，*表示10%的显著性水平。下文同。

(三)回归结果及分析

表4报告了关于本地机构投资者持股与现金持有之间关系的回归结果。前文的理论分析表明，本地机构投资者持股所对应的公司既可能表现出更低的现金持有水平，也可能表现出更高的现金持有水平。因此在Cash和Iacash的回归中，Local100的回归系数可正可负，若为正，则支持了假设H2，反之，则支持了假设H1。从中可见，表4报告的结果支持了竞争性假设中的假设H2，关于Cash，无论是单变量回归(1)，还是多元回归(2)，Local100变量的回归系数均是正的并且在1%水平上统计显著(T值=10.32和3.38)；关于Iacash，无论是单变量回归(3)，还是多元回归(4)，Local100变量的回归系数同样是正的并且在1%水平上统计显著(T值=9.82和3.62)。这些结果与前文的描述性统计结果是一致的，并进一步支持了假设H2，意味着相比外地机构投资者而言，具有地缘优势的本地机构投资者更容易表现出现金持有偏好，往往会促使上市公司持有更多的现金。

(四)稳健性测试

关于本地机构投资者的判断，本文主要参考Gaspar 和 Massa(2007)，而Gaspar 和 Massa(2007)的研究所使用的数据来自美国，由于美国资本市场发达程度和其他制度背景同中国相差较大，直接参考基于美国数据的研究来判定本、外地机构投资者可能并不符合中国国情，为进一步检验研究结论的可靠性，本文将尝试参考宋玉等(2012)的研究，以样本距离的中位数来区分“地缘优势”，把位于与公司总部距离小于样本中位数的基金公司归为具有地缘优势的机构投资者。具体而言，本文设置了Local变量(指公司总部与机构投资者总部距离小于中位数情况下对应的机构投资者持股比例)，参照原有模型对其进行实证检验，结果仍然支持了前文的研究结论，并进一步表明，地缘优势在机构投资者对现金持有的治理效应中发挥了重要作用。具体结果参见表5。

Current Situation and SWOT Analysis of Greenbelt System in Pingquan City_____________________________LI Jiaqi,YUAN Liwei,LIU Yang 33

 

表4机构持股、地缘优势与现金持有

  

(1)(2)(3)(4)变量CashCashIacashIacash截距-0.000-0.023-0.022***-0.101***(-0.07)(-0.63)(-22.91)(-4.31)Local1000.003***0.001***0.003***0.001***(10.32)(3.38)(9.82)(3.62)Lev0.024***0.025***(4.73)(3.07)Size0.002***0.003**(2.63)(2.35)Cfo_ratio0.101***0.063**(5.53)(2.07)Growth_t0.060***0.078***(15.95)(13.48)Liqui-0.013***-0.007(-3.21)(-1.52)Mba-0.0020.003(-0.58)(0.86)Turnover0.000-0.001(0.36)(-0.48)行业和年度控制控制控制控制样本数12173121731217312173调整的R20.0070.1620.0060.156

说明：括号内为稳健T统计量，双尾检验。回归中所使用的主要连续变量均经过上下1%的Winsorize处理。下文同。

 

表5机构持股、地缘优势与现金持有

  

(1)(2)(3)(4)变量CashCashIacashIacash截距-0.002**-0.042***-0.024***-0.111***(-2.22)(-2.93)(-23.31)(-4.92)Local0.002***0.001***0.002***0.001***(12.60)(4.54)(11.27)(3.81)Lev0.025***0.025***(4.89)(3.17)Size0.002**0.003**(2.17)(2.27)Cfo_ratio0.098***0.060**(5.28)(1.96)Growth_t0.060***0.078***(16.03)(13.49)Liqui-0.013***-0.007(-3.25)(-1.49)Mba-0.0000.004(-0.06)(1.12)Turnover-0.001-0.002(-0.49)(-0.97)行业和年度控制控制控制控制样本数12173121731217312173调整的R20.0110.1630.0070.157

五、进一步检验：机构地缘优势、投资期限与现金持有

机构投资者监管论认为，机构投资者，特别是长期投资者持股比较高，有足够的机会了解被投资公司，降低外部股东和上市公司管理层之间的信息不对称，所以具有更大的动力有效监管上市公司，促使管理层从事能够提升长期公司业绩和盈利能力的生产经营活动，从而减少代理成本。一些文献发现了长期机构投资者的监管作用。如Gaspar等(2005)和 Chen等(2007)发现只有长期投资者能够对公司并购交易产生积极作用，专注于监控而不是交易。Elyasiani 和 Jia(2008)、吴先聪和刘星(2012)发现长期机构投资者与公司业绩正相关。唐松莲等(2015)研究发现长线型基金可以抑制和减缓上市公司的过度投资和投资不足。罗付岩(2015)实证发现长期机构投资者持股与盈余管理显著负相关。

与Yan和Zhang(2009)相比，Gaspar等(2005)关于长短期机构投资者的认定方法考虑到机构投资者在某一时期累积买入和卖出的股票总额，最终计算得出的是加权平均换手率。因此，Gaspar等(2005)基于投资期限异质性机构投资者的分类计量方法更为合理。本文拟参考Gaspar等(2005)换手率的计算方法，将机构投资者按投资组合换手率分为长期机构投资者和短期机构投资者。

首先，本文计算机构投资者i在每一个半年度t的换手率，如式(6)所示：

一方面，基于现金持有的灵活性假设，作为“监管型”的本地机构投资者能够在监管公司管理层方面承担积极者的角色，能够有效抑制企业在现金持有过程中的机会主义行为，可以降低公司股东和管理层之间现金持有方面的代理成本，使得管理层“吐出”多余的现金流。Dittmar等(2003)通过对45个国家11000个公司进行研究后发现：在代理问题严重和投资者权益保护比较差的国家，公司持有的现金量更多，而在投资者权益保护比较好的国家，投资者将使用这种力量迫使经理“吐出”现金，从而验证了现金持有的灵活性假设。

(6)

H2：本地机构投资者与公司现金持有量正相关。

其次，公司k的机构投资者换手率为其所有机构投资者在过去四个“半年度”的加权平均换手率，具体计算方法如式(7)所示：

公司k的机构投资者换手率=∑i∈Swk，i，t14∑4r=1CRi，t-r+1

(7)

其中，式(3)中的Cash指公司现金持有水平，与Denis和Sibilkov(2010)、Qiu 和Wan(2015)、连玉君等(2011)、张会丽和吴有红(2014)的研究一致，我们采用现金及现金等价物/总资产衡量企业现金持有水平。为尽量避免行业特征对现金持有的影响，式(4)我们首先参考Dittmar等(2003)来计算公司的现金持有水平，即log(Cashratio) it=log[Cashit/(Tait-Cashit)]，其中Cashit是公司i在第t年末的现金持有余额，Tait是上市公司i在第t年末的总资产账面值。

要有积能蓄力的“底气”。毛竹最终“一枝独秀”，离不开它多年的能量积蓄。“博观而约取，厚积而薄发”。正是毛竹长期的孕育、不断充能，而储存了足以让其“一鼓作气”、“一气呵成”的能量和“底气”，在最短的时间里完成了生命的华丽转身。

监护人A为维护其被监护人B的利益向法院对B的配偶С提起诉讼。原告A诉求法院认定B与С于2007年11月9日登记注册的婚姻无效。原告诉称:B自2004年2月25日起就已被莫斯科市柳布林斯克法院宣告为无行为能力人，依据该市市政官于2004年8月5日下达的第397号指令，A为无行为能力人B的法定监护人。《俄罗斯联邦家庭法典》规定，当一方因为精神失常而被法院认定为无行为能力人时，不允许其与另一方登记结婚。根据《俄罗斯联邦家庭法典》第14条、第27条，以及《俄罗斯联邦民事诉讼法典》第167条，第194条至第197条的相关规定，法庭判决，该婚姻关系自始无效。［1］

再次，对计算得出的机构投资者持股加权平均换手率(Investor Turnover of Firm k)进行排序，分为三组，将加权平均换手率最大的那一组划分为短期机构投资者持股(Long_term=0)，将加权平均换手率最小的那一组划分为长期机构投资者持股(Long_term=1)。同刘京军和徐浩萍(2012)一致，本文未采用季度数据主要是考虑基金公司交易要累积计算其购买以及卖出金额，而季度披露数据并不能完整反映相关信息。

由于不同性质的机构投资者可能具有不同的治理偏好，导致不同的治理效应。因此在前文把机构投资者按投资组合换手率分为长短期机构投资者的研究基础上，本文参考Ayers等(2011)进一步按异质性将长期机构投资者区分为本地长期机构投资者(Both=1)以及非本地长期机构投资者(Both=0)，以考核地缘优势在长期机构投资者治理效应中的作用。本文预期，如果本地机构投资者和长期机构投资者对公司现金持有行为的影响存在不同的治理偏好效应，那么，由于不同偏好的相互作用，同时具备以上两类性质的机构投资者对公司现金持有的治理效应可能并不明确，这将导致不显著的回归结果。相应地，我们将观察到Both的系数在Cash和Iacash的回归中均不显著。如果本地机构投资者和长期机构投资者对公司现金持有的影响存在同样的治理偏好效应，那么，同时具备以上两类性质的机构投资者对公司现金持有的影响至少应该同样显著。

北方冬日有暖气的室内较为干燥，孕妈妈喜欢打开加湿器。加湿器可以使用，但要注意卫生，最好每周清洗一次，这是因为水中细菌容易繁殖。使用加湿器时，并非湿度越高越好，最好控制在40%～60%，湿度高对身体也不好，容易引起胸闷、痰多、呼吸困难等症状以及各种呼吸系统疾病。

本文拟采用公式(8)和公式(9)来测试以上推论，判断本地机构投资者和长期机构投资者对公司现金持有的影响是否存在同样的治理偏好效应：

Cash=α0+α1Both+∑hiControlsi+∑kiIndustryi+∑miyeari+ε

(8)

Iacash=α0+β1Both+∑hiControlsi+∑kiIndustryi+∑miyeari+ε

(9)

其中，式(8)和式(9)中的Both表示公司是否由本地长期机构投资者持股，若是，则取1，否则取0；其他变量定义同前。

本文使用非线性振动声调制技术对含冲击损伤复合材料层板进行检测，对激励信号的合理选取进行了相应研究，主要结论如下：

表6是在控制其他相关因素后，关于Cash和Iacash的多元回归，结果却并不显著，回归(2)和回归(4)中Both的系数分别为-0.003(T值=-0.87)和-0.001(T值=-0.34)，在统计上均并不显著。这表明，本地机构投资者和长期机构投资者由于在现金持有上具有不同的治理偏好表现，两者对公司现金持有的治理效应可能相互抵消，导致本地长期机构投资者对现金持有行为影响不显著。

 

表6机构地缘优势、投资期限与现金持有

  

(1)(2)(3)(4)变量CashCashIacashIacash截距0.008***-0.055**-0.014***-0.107***(5.53)(-2.22)(-8.92)(-3.59)Both-0.011***-0.003-0.010***-0.001(-4.13)(-0.87)(-3.25)(-0.34)Lev0.037***0.040***(4.81)(4.48)Size0.0010.002(0.90)(1.55)Cfo_ratio0.172***0.168***(6.07)(5.25)Growth_t0.091***0.107***(14.68)(13.47)

续表

  

(1)(2)(3)(4)变量CashCashIacashIacashLiqui-0.008-0.003(-1.58)(-0.42)Mba0.0020.009*(0.40)(1.74)Turnover0.0020.000(1.40)(0.15)行业和年度控制控制控制控制样本数5209520952095209调整的R20.0030.2210.0020.233

说明：回归中所使用的主要连续变量均经过上下1%的Winsorize处理。

六、研究结论

本文基于地缘优势视角考察了异质性机构投资者对上市公司现金持有影响的差异性。通过理论分析和实证研究，结果发现，相比外地机构投资者而言，具有地缘优势的本地机构投资者与上市公司现金持有量正相关，往往会促使上市公司持有更多的现金，从而进一步验证了现金持有的耗费假设和股东权力假设。由于本地机构投资者和长期机构投资者在现金持有方面具有不同的治理偏好表现，两类机构投资者对公司现金持有的治理效应可能相互抵消，导致本地长期机构投资者对现金持有行为影响不显著。

本文的研究结论不仅丰富了国内外公司现金持有影响因素方面的文献，亦丰富了倍受实务界和学术界关注的我国机构投资者，特别是异质机构投资者方面的文献。同时，本文证实距离地缘优势在机构投资者的公司治理效应中发挥了非常重要的作用。对机构投资者进行合理异质性分类将进一步深化有关我国机构投资者公司治理角色的研究。我们的研究也为我国证券市场监管机构制定机构投资者发展战略方面的政策提供了一个有益的视角，也有助于当前监管机构更好地规范企业现金持有行为进而保护投资者的利益。

在开展小组合作之前，合理的划分好各个小组，也是非常重要的，只有保障了小组划分的合理性、科学性，才能使学生进一步地明确自身的角色定位，保障学生间、小组间的竞争性，将该模式的价值发挥到最大。

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