鄭曉亞 劉 飛 陳 華

一、引言

學(xué)界對(duì)股利政策相關(guān)問(wèn)題研究過(guò)程中涌現(xiàn)出很多經(jīng)典理論，較具代表性的包括：“手中鳥(niǎo)理論”(Linter，1956[1]；Walter，1956[2]；Gordon，1959[3])、“股利無(wú)關(guān)論”(也稱MM定理)(Miller和Modigliani，1961[4])、“稅差理論”(Deangelo和Masulis，1980[5])、“信號(hào)理論”(Miller和Rock，1985[7])、“股利代理成本理論”(Rozeff，1982[8]；Jensen，1986[9])、基于實(shí)驗(yàn)心理學(xué)和行為學(xué)的“迎合理論”(Baker和Wurgler，2004[10])等?？傮w而言，各類股利分配經(jīng)典理論對(duì)現(xiàn)實(shí)都具備一定解釋力，其中影響最大當(dāng)屬股利代理成本理論，國(guó)內(nèi)外學(xué)界圍繞該理論展開(kāi)大量實(shí)證研究。

國(guó)外研究中， Easterbrook(1984)[12]研究發(fā)現(xiàn)，股東通過(guò)要求提高股利分配水平，在降低經(jīng)理人所控制的現(xiàn)金流量的同時(shí)，也在增加經(jīng)理人任意支配資源的難度，從而避免了經(jīng)理人機(jī)會(huì)主義行為所導(dǎo)致的股東利益損失。Jensen等(1992)[13]圍繞負(fù)債比例、內(nèi)部持股比例、股利分配之間的關(guān)系展開(kāi)經(jīng)驗(yàn)分析，研究發(fā)現(xiàn)股利發(fā)放能夠減少股東與經(jīng)理人之間的沖突。此外，股利分配率同負(fù)債比例和經(jīng)理人持股比例成顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系。最后，隨著經(jīng)理人和股東雙方利益趨向一致，股利在解決自由現(xiàn)金流量方面的作用力出現(xiàn)減弱。Agrawal和Jayaraman(1994)[14]將公司劃分為權(quán)益籌資和負(fù)債籌資兩組進(jìn)行研究，發(fā)現(xiàn)如股利政策的目的是為了控制經(jīng)理人過(guò)度投資，則前者發(fā)放的股利高于后者。在權(quán)益籌資公司中按經(jīng)理人持股比例高低進(jìn)行分組的研究中發(fā)現(xiàn)，經(jīng)理人持股比例高的公司代理問(wèn)題比較小，因而預(yù)期這類公司發(fā)放的股利比較高。

國(guó)內(nèi)學(xué)界以中國(guó)股票市場(chǎng)為樣本的研究基本沿用國(guó)外同類研究方法。如：呂長(zhǎng)江和王克敏(1999)[15]認(rèn)為中國(guó)上市公司的股利分配政策主要受到公司規(guī)模、股東權(quán)益、盈利能力、流動(dòng)能力、代理成本、法人控股程度以及負(fù)債率等因素的影響，研究結(jié)論支持詹森的代理成本理論。李禮等(2006)[16]采用結(jié)構(gòu)方程模型，以中國(guó)非國(guó)有上市企業(yè)為樣本，研究公司股利分配及股利政策的選擇動(dòng)因，研究表明股利代理成本理論能夠較好地解釋樣本企業(yè)的股利政策，其中大股東比管理人對(duì)股利政策存在更大影響。李小軍等(2007)[17]的研究則表明，增加現(xiàn)金股利公告的市場(chǎng)反應(yīng)與企業(yè)第一大股東持股比例存在正相關(guān)關(guān)系，而與公司監(jiān)督質(zhì)量存在負(fù)相關(guān)關(guān)系，從而為現(xiàn)金股利存在降低代理成本的作用提供了新的研究事證。唐雪松等(2007)[18]利用上市公司2000—2002年的數(shù)據(jù)研究了上市公司是否存在過(guò)度投資行為以及相關(guān)制約機(jī)制是否有效，結(jié)果顯示中國(guó)上市公司存在過(guò)度投資行為；文獻(xiàn)進(jìn)一步指出，企業(yè)過(guò)度投資與現(xiàn)金流量存在顯著的正相關(guān)關(guān)系，而發(fā)放現(xiàn)金股利對(duì)企業(yè)過(guò)度投資存在緩釋效應(yīng)。王化成等(2007)[19]以最終控制人為視角分析企業(yè)控股股東對(duì)現(xiàn)金股利的分配傾向及程度的影響，研究發(fā)現(xiàn)顯著影響企業(yè)現(xiàn)金股利分配傾向和分配力度的三大要素。胡國(guó)柳等(2011)[20]利用中國(guó)上市公司經(jīng)驗(yàn)數(shù)據(jù)，從代理沖突和博弈的角度分析利益相關(guān)者與股利分配政策間的關(guān)系，指出中國(guó)上市公司利益相關(guān)者在股利分配上存在政策博弈現(xiàn)象。

回顧已有文獻(xiàn)，可發(fā)現(xiàn)學(xué)者們從不同角度對(duì)股利分配行為做出了多樣化的解釋。國(guó)內(nèi)已有研究多從定性角度考察中國(guó)上市公司是否存在低現(xiàn)金股利支付的情況，部分采用定量分析方法的研究以描述統(tǒng)計(jì)結(jié)果比較分析為主，受研究方法的制約，研究結(jié)論的維度和深度存在一定局限。在既有研究基礎(chǔ)上，本文旨在從以下兩個(gè)方面入手進(jìn)一步優(yōu)化相關(guān)研究：其一，筆者認(rèn)為，建立一個(gè)合理的量化比較基準(zhǔn)是定量測(cè)算實(shí)際股利分配與最優(yōu)股利分配水平的偏離程度、考察現(xiàn)金股利是否偏低、研究股利分配效率的合理的邏輯出發(fā)點(diǎn)。本文擬以基準(zhǔn)比較為主要研究邏輯，更為客觀地衡量股利分配效率。其二，考慮上市公司所在行業(yè)、治理結(jié)構(gòu)等方面存在的顯性差異，簡(jiǎn)單定量分析方法難以揭示現(xiàn)象背后的成因。針對(duì)前期部分研究在定量測(cè)度方法和結(jié)論上存在的局限，本研究擬以定性研判上市企業(yè)現(xiàn)金股利支付行為為基礎(chǔ)，采用較為先進(jìn)的定量研究方法，圍繞股利分配效率進(jìn)行多維度的量化研究，從更多角度出發(fā)更為全面地展示問(wèn)題本質(zhì)。

二、實(shí)證模型與數(shù)據(jù)處理

(一)模型設(shè)定

假定公司股利分配決定過(guò)程中經(jīng)理人與股東均具有一定議價(jià)能力。顯然，議價(jià)能力對(duì)股利分配的影響是雙向的。由前文分析可知，因立場(chǎng)不同，經(jīng)理人議價(jià)能力對(duì)實(shí)際股利分配具有負(fù)效應(yīng)，股東議價(jià)能力對(duì)實(shí)際股利分配具備正效應(yīng)。由此，實(shí)際股利分配水平可表示為：

DPRit=DPRopit-uit+wit

(1)

其中，DPRit為實(shí)際股利分配水平，DPRop為公司的前沿股利分配水平，uit反映經(jīng)理人議價(jià)能力所導(dǎo)致的實(shí)際股利分配水平低于前沿水平的程度，wit反映股東議價(jià)能力帶來(lái)的實(shí)際股利分配與前沿水平相比存在的偏離程度。

對(duì)于決定上市公司最優(yōu)股利分配水平的影響因素而言，本文參考呂長(zhǎng)江和王克敏(2002)[22]、原紅旗(2004)[23]以及黃娟娟(2012)[11]的研究，認(rèn)為公司的最優(yōu)股利分配水平受到投資機(jī)會(huì)(Vit/Ait)、負(fù)債率(Levit)、凈資產(chǎn)收益率(ROEit)、企業(yè)規(guī)模(Sizeit)等因素的影響。此外，考慮到各年度宏觀因素和行業(yè)因素對(duì)股利分配水平的影響，我們還引入行業(yè)與年度虛擬變量。據(jù)此，DPRopit的表達(dá)式可寫為：

DPRopit=β0+β1DPRit-1+β2(Vit/Ait)

+β3Levit+β4ROEit

+β5Sizeit+∑industy+∑year+vit

(2)

選取稅后每股現(xiàn)金股利DPSit作為衡量公司實(shí)際股利分配水平的指標(biāo)，綜合式(1)與式(2)，可將實(shí)際股利分配模型(1)重新表示為：

DPSit=β0+β1DPSit-1+β2(Vit/Ait)+β3Levit+β4ROEit

+β5Sizeit+∑industy+∑year+ηit

(3)

ηit=vit-uit+wit

(4)

與Kumbhakar和 Parmeter(2009)[24]提出的雙邊隨機(jī)前沿相比，式(3)、式(4)代表的股利分配效率測(cè)度模型具有相似的形式。由此，與鄭兵云和陳?ài)?2010)[25]、胡晶等(2011)[26]采用的方法不同，本文測(cè)度中小板上市公司股利分配效率的方法可歸為雙邊隨機(jī)前沿。為便于后續(xù)實(shí)證研究的展開(kāi)，這里簡(jiǎn)要介紹該方法相關(guān)的模型設(shè)定、參數(shù)估計(jì)、假設(shè)檢驗(yàn)及其相應(yīng)的經(jīng)濟(jì)含義。

由前述分析可知，vit代表隨機(jī)誤差項(xiàng)，代表在確定性前沿上，不可預(yù)測(cè)的因素對(duì)股利分配水平帶來(lái)的隨機(jī)偏離程度，也即分配水平?jīng)Q定過(guò)程中經(jīng)理人和股東議價(jià)能力所導(dǎo)致的實(shí)際股利分配相對(duì)于前沿股利分配不同方向的偏離水平。同時(shí)，假定三個(gè)隨機(jī)誤差項(xiàng)相互獨(dú)立，均與解釋變量xit不相關(guān)。

在上述隨機(jī)誤差項(xiàng)假設(shè)前提下，應(yīng)用最小二乘法即可得到斜率系數(shù)β的無(wú)偏估計(jì)。但是，由于uit與wit為單側(cè)分布，故即使E(vit)為零，E(ηit)也存在不等于零的可能性。所以，采用最小二乘法得到的截距項(xiàng)將存在有偏性。由于本文關(guān)注的重點(diǎn)不僅包括參數(shù)β，更重要的研究工作是從復(fù)合誤差項(xiàng)ηit中將uit與wit分離出來(lái)，即分別測(cè)算出經(jīng)理人的議價(jià)能力與股東的議價(jià)能力，因此，本文參數(shù)估計(jì)的方法采用極大似然法。

根據(jù)如上的變量分布假設(shè)，進(jìn)一步推導(dǎo)復(fù)合誤差項(xiàng)的概率密度函數(shù)(PDF)：

(5)

其中，φ(·)與Φ(·)分別代表正態(tài)分布的概率密度函數(shù)與累計(jì)分布函數(shù)，其他參數(shù)設(shè)定如式(6)：

(6)

在推算出復(fù)合誤差項(xiàng)ηit的PDF后，包含NT個(gè)觀測(cè)值的樣本的對(duì)數(shù)似然函數(shù)可按式(7)表述如下：

+exp(dit)Φ(eit))

(7)

式中θ=(β,σv,σu,σw)即為待估參數(shù)，通過(guò)對(duì)數(shù)似然函數(shù)求最大化，可得到參數(shù)估計(jì)結(jié)果。此外，因σu僅在ait和bit方程中出現(xiàn)，同時(shí)σw僅在dit和eit方程中出現(xiàn)，故模型中涉及的三個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差參數(shù)均可識(shí)別。

進(jìn)一步地，根據(jù)雙邊隨機(jī)前沿復(fù)合誤差項(xiàng)設(shè)定推導(dǎo)uit和wit的條件密度函數(shù)f(uit|ηit)和f(wit|ηit)，如式(8)與式(9)所示：

(8)

(9)

以上述條件密度函數(shù)為基礎(chǔ)，可得到uit與wit的條件期望，進(jìn)而得到樣本企業(yè)在進(jìn)行股利分配時(shí)的反映經(jīng)理人議價(jià)能力的變量uit和反映股東議價(jià)能力的wit的點(diǎn)估計(jì)值。

(10)

(11)

由于因變量為對(duì)數(shù)形式，如uit與wit比較小，式(10)、式(11)可代表為樣本企業(yè)實(shí)際股利分配水平偏離最優(yōu)股利水平(即前沿水平)一個(gè)單位所帶來(lái)的百分比變化。如uit與wit比較大，模型解釋的偏差會(huì)變大。故為得到精確的百分比變化，本文參照隨機(jī)前沿分析的常用處理方式，對(duì)上述兩式進(jìn)行調(diào)整，得到E(exp(-uit)|ηit)和E(exp(-wit)|ηit)，并進(jìn)一步得到相對(duì)偏離百分比的表達(dá)式E(1-exp(-uit)|ηit)和E(1-exp(-wit)|ηit)：

(12)

(13)

具體到本文所研究的公司股利分配問(wèn)題，E(1-exp(-uit)|ηit)用于衡量經(jīng)理人的議價(jià)能力使得實(shí)際股利分配水平低于前沿股利分配水平的百分比；E(1-exp(-wit)|ηit)用于衡量股東的議價(jià)能力使得實(shí)際股利分配水平高于前沿股利分配水平的百分比。而兩者凈效應(yīng)指標(biāo)(NEI)則可以表示為：

NEI=E(1-exp(-uit)|ηit)-E(1-exp(-wit)|ηit)

(14)

NEI反映了經(jīng)理人與股東討價(jià)還價(jià)最終結(jié)果使得實(shí)際股利分配水平偏離前沿股利分配水平的程度。若經(jīng)理人的議價(jià)能力大于股東議價(jià)能力，此時(shí)NEI為負(fù)，表明公司支付較低的現(xiàn)金股利；反之相反。實(shí)際上，從經(jīng)濟(jì)意義角度理解，由于本文構(gòu)建的NEI指標(biāo)衡量了樣本企業(yè)實(shí)際股利分配水平與最優(yōu)水平之間的偏離程度，因此可將NEI的估算結(jié)果作為評(píng)價(jià)公司的股利分配效率指標(biāo)，其絕對(duì)值越大，表明股利分配效率越低，反之則越高。為了后續(xù)表述的方便，分別將經(jīng)理人和股東議價(jià)能力指標(biāo)記為MBI、SBI。

在估算了上市公司經(jīng)理人議價(jià)能力、股東議價(jià)能力以及股利分配效率之后，就單邊誤差項(xiàng)uit和wit對(duì)因變量的影響是否統(tǒng)計(jì)顯著性進(jìn)行檢驗(yàn)。對(duì)此，本文采用似然比方法進(jìn)行檢驗(yàn)，其檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量為：

LR=2[L(H1)-L(H0)]

(15)

其中，L(H0)和L(H1)為對(duì)數(shù)似然函數(shù)值，漸進(jìn)服從χ2分布，自由度為參數(shù)約束條件的個(gè)數(shù)，分別與原假設(shè)及備擇假設(shè)相對(duì)應(yīng)。根據(jù)檢驗(yàn)結(jié)果，本文模型分為如下四種分析方式：

如σu=σu=0，經(jīng)理人與股東議價(jià)能力均沒(méi)有對(duì)實(shí)際股利分配水平產(chǎn)生顯著影響，此時(shí)可運(yùn)用最小二乘法進(jìn)行分析。

如σu=0，σw≠0，代表股利分配討價(jià)還價(jià)決定過(guò)程中公司支付了較高的現(xiàn)金股利，此時(shí)可運(yùn)用單邊隨機(jī)成本前沿模型來(lái)測(cè)度公司股東議價(jià)能力。

如σu≠0，σw=0，即代表股利分配討價(jià)還價(jià)決定過(guò)程中公司支付了較低的現(xiàn)金股利，此時(shí)可運(yùn)用單邊隨機(jī)生產(chǎn)前沿模型來(lái)測(cè)算經(jīng)理人議價(jià)能力。

σu≠0，σw≠0，即經(jīng)理人與股東議價(jià)能力對(duì)實(shí)際股利分配均存在顯著影響，此時(shí)采用雙邊隨機(jī)前沿方法進(jìn)行分析。

(二)數(shù)據(jù)來(lái)源與樣本處理

研究樣本選取深圳證券交易所的中小板上市企業(yè)，數(shù)據(jù)區(qū)間為2016年至2020年，數(shù)據(jù)來(lái)源包括萬(wàn)得與國(guó)泰安數(shù)據(jù)庫(kù)。數(shù)據(jù)處理與參數(shù)估計(jì)用stata12計(jì)量軟件完成。在數(shù)據(jù)處理過(guò)程中，一是綜合考慮幸存者偏差、樣本完整性、股東性質(zhì)進(jìn)行第一次篩選；二是剔除財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)中存在缺失值的樣本；三是企業(yè)樣本如果在分析期出現(xiàn)兼并或重組且對(duì)本文造成了影響，便通過(guò)設(shè)置樣本選擇閥值，剔除資產(chǎn)成長(zhǎng)率大于500%，或負(fù)債率大于100%的樣本；四是考慮因變量對(duì)數(shù)化處理的需要，將每股現(xiàn)金股利(DPS)觀察值為0的數(shù)值替換成0.01；五是設(shè)置閥值，剔除部分總經(jīng)理持股比例大于5%的樣本；六是剔除分析區(qū)間為ST、*ST和PT類上市企業(yè)的樣本；七是異常值對(duì)參數(shù)估計(jì)的穩(wěn)健性將帶來(lái)負(fù)面影響，對(duì)模型中所涉變量在1%水平上進(jìn)行縮尾處理。經(jīng)過(guò)以上數(shù)據(jù)處理程序，最終得到96家上市企業(yè)樣本，觀測(cè)值576個(gè)。樣本企業(yè)的行業(yè)分布情況如表1所示。

表1 樣本數(shù)據(jù)行業(yè)門類分布

從上市公司所屬行業(yè)的分類結(jié)果來(lái)看(詳見(jiàn)表1)，第一產(chǎn)業(yè)上市公司數(shù)量少，第二產(chǎn)業(yè)最多，第三產(chǎn)業(yè)處于中間水平。以制造業(yè)為代表的第二產(chǎn)業(yè)上市公司數(shù)量最多，其中，制造業(yè)行業(yè)占比高達(dá)75%，該行業(yè)往往成長(zhǎng)性低，產(chǎn)品市場(chǎng)飽和、競(jìng)爭(zhēng)比較激烈；在第三產(chǎn)業(yè)中信息技術(shù)類企業(yè)數(shù)量最多。而從樣本數(shù)據(jù)的地區(qū)分布來(lái)看(詳見(jiàn)表2)，呈現(xiàn)典型的“東多西少”特征，在經(jīng)過(guò)篩選的樣本區(qū)間內(nèi)，全國(guó)累計(jì)有96家企業(yè)在中小企業(yè)板上市，浙江、廣東、江蘇位列前3名，而諸如廣西、甘肅等西部省份則沒(méi)有相應(yīng)的公司入樣。

(三)指標(biāo)定義與描述性統(tǒng)計(jì)

首先，明確各變量的經(jīng)濟(jì)含義與計(jì)算方法。

1.每股現(xiàn)金股利(DPSit)。

考慮到最常見(jiàn)的股利分配形式是現(xiàn)金股利，本文的研究對(duì)象選擇為中國(guó)大陸A股中小板上市公司的現(xiàn)金股利。雖然股票股利也是支付形式，但是對(duì)于上市公司而言并沒(méi)有現(xiàn)金流出，不能算做真正意義上的股利。如沒(méi)有特別指出，本文所說(shuō)的股利均指現(xiàn)金股利。由于現(xiàn)金股利需要付稅，因此，本文模型的因變量選擇為稅后的每股現(xiàn)金股利。

2.投資機(jī)會(huì)(Vit/Ait)。

公司的投資機(jī)會(huì)等于公司的市場(chǎng)價(jià)值除以公司總資產(chǎn)的賬面價(jià)值?？傎Y產(chǎn)的賬面價(jià)值衡量了公司當(dāng)前的資產(chǎn)的價(jià)值，而其市場(chǎng)價(jià)值則衡量了當(dāng)前資產(chǎn)潛在成長(zhǎng)能力的價(jià)值。較高的投資機(jī)會(huì)(Vit/Ait)意味著公司擁有較多的投資機(jī)會(huì)、較強(qiáng)預(yù)期收益能力，在此情形下，公司通常會(huì)增加投資而減少股利分配，因此，可以預(yù)期股利分配與投資機(jī)會(huì)之間存在負(fù)相關(guān)關(guān)系。

3.負(fù)債率(Levit)。

資產(chǎn)負(fù)債率可用于反映公司負(fù)債總額占資產(chǎn)總額的比率，也可用于反映總資產(chǎn)中債權(quán)人提供的資金比例以及公司資產(chǎn)對(duì)債權(quán)人權(quán)益的保障程度。資產(chǎn)負(fù)債率低，表明上市公司需要償還債務(wù)較少，此時(shí)公司對(duì)于股利分配行為應(yīng)該比較積極，反之相反。因此，可以預(yù)期股利分配與負(fù)債率呈負(fù)相關(guān)關(guān)系。

4.凈資產(chǎn)收益率(ROEit)。

凈利潤(rùn)除以報(bào)告期期末股東權(quán)益凈資產(chǎn)等于凈資產(chǎn)收益率。該指標(biāo)一方面反映了股東投入資金的獲利能力，另一方面反映企業(yè)籌資、投資、資產(chǎn)運(yùn)營(yíng)等活動(dòng)的效率。故指標(biāo)值越高，公司凈利潤(rùn)會(huì)越高，因此，預(yù)期凈資產(chǎn)收益率與公司股利分配之間呈現(xiàn)正向相關(guān)關(guān)系。

5.企業(yè)規(guī)模(Sizeit)。

直觀認(rèn)為，企業(yè)規(guī)模對(duì)股利分配存在影響。經(jīng)驗(yàn)觀察顯示，規(guī)模越大的企業(yè)可用于抵押的有形資產(chǎn)量越大，融資約束程度越低，相應(yīng)公司的股利分配也會(huì)較高。因此，預(yù)期企業(yè)規(guī)模與股利分配正相關(guān)。常用的企業(yè)規(guī)模代理變量有總資產(chǎn)、銷售收入等，將企業(yè)總資產(chǎn)自然對(duì)數(shù)設(shè)定為企業(yè)規(guī)模的代理變量。

表2 樣本數(shù)據(jù)所在省份分布

上述變量的樣本數(shù)據(jù)描述統(tǒng)計(jì)結(jié)果如表3所示。在2016年至2020年期間，每股稅后股利平均為0.09元，最小值為0元，而最大值僅為0.54元，直觀地顯示了中小板上市公司所存在的低水平現(xiàn)金股利分配狀況。接下來(lái)，本文進(jìn)一步根據(jù)股利分配效率測(cè)度模型來(lái)估算實(shí)際股利分配偏低于前沿股利分配水平的程度。

表3 變量的描述統(tǒng)計(jì)

三、實(shí)證分析

(一)模型估計(jì)結(jié)果與分析

股利分配效率測(cè)度模型的估計(jì)結(jié)果和似然比檢驗(yàn)結(jié)果如表4所示?？砂l(fā)現(xiàn)：模型1的所有參數(shù)均在1%的水平上顯著，調(diào)整后R2為0.363，表明本文所選取變量能夠較好地解釋公司最優(yōu)股利分配水平。模型2與線性模型1相同，但其參數(shù)估計(jì)是運(yùn)用極大似然估計(jì)所得到的。之所以對(duì)同一模型采用兩種不同估計(jì)方法，主要是因?yàn)槭褂米钚《嘶貧w是為了得到調(diào)整后R2，以便于評(píng)估所選擇的解釋變量能否較好地?cái)M合企業(yè)的前沿股利分配水平。而采用極大似然估計(jì)則是為了得到對(duì)數(shù)似然函數(shù)值，以便于后續(xù)使用似然比檢定來(lái)選擇最優(yōu)的擬合模型。模型3是假定經(jīng)理人議價(jià)能力和股東議價(jià)能力為零時(shí)的雙邊隨機(jī)前沿模型，而模型4則假定經(jīng)理人議價(jià)能力和股東議價(jià)能力為常數(shù)，不受外生變量的影響，可認(rèn)為是同質(zhì)性的股利分配效率測(cè)度模型。LR1行所對(duì)應(yīng)的似然比檢驗(yàn)是以模型4為基礎(chǔ)，其原假設(shè)為“模型2、模型3與模型4無(wú)差異”，最終檢驗(yàn)的結(jié)果發(fā)現(xiàn)模型4在1%的水平上顯著拒絕原假設(shè)，即模型4要好于模型2和模型3。因此，本文選擇模型4作為基準(zhǔn)模型，隨后的分析均是在模型4的基礎(chǔ)上進(jìn)行。

模型4呈現(xiàn)的結(jié)果顯示：第一，對(duì)于前沿方程而言，所有的參數(shù)與我們預(yù)期一致且均在5%的水平上顯著，這也再次證實(shí)了上述指標(biāo)較好地反映了最優(yōu)股利支付水平。第二，對(duì)經(jīng)理人議價(jià)能力而言，參數(shù)估計(jì)值為-0.192，在10%的水平上統(tǒng)計(jì)顯著。第三，對(duì)于股東議價(jià)能力而言，參數(shù)估計(jì)值為-3.796，在10%的水平上統(tǒng)計(jì)不顯著，其中可能的原因是股東議價(jià)能力影響較為微弱以致未通過(guò)顯著性水平檢驗(yàn)。這在后文的兩種效應(yīng)測(cè)算時(shí)，我們可以再次證實(shí)這一點(diǎn)。

表4 股利分配效率測(cè)度模型估計(jì)及其似然比檢驗(yàn)

(二)經(jīng)理人與股東議價(jià)能力貢獻(xiàn)度測(cè)度

表5 經(jīng)理人與股東議價(jià)能力貢獻(xiàn)度統(tǒng)計(jì)

(三)經(jīng)理人、股東議價(jià)能力以及二者凈效應(yīng)的測(cè)度

對(duì)于經(jīng)理人與股東議價(jià)能力以及兩者凈效應(yīng)大小，可根據(jù)式(12)、(13)和(14)進(jìn)行測(cè)度。為了更為詳細(xì)呈現(xiàn)三種效應(yīng)的分布特征，本文還給出了其標(biāo)準(zhǔn)差、第1、2、3四分位上的均值、最小值和最大值，詳見(jiàn)表6。

表6 股東議價(jià)能力、經(jīng)理人議價(jià)能力及二者凈效應(yīng)變量統(tǒng)計(jì)結(jié)果

平均而言，經(jīng)理人議價(jià)能力使得實(shí)際股利分配水平低于前沿股利分配水平45.31%；而股東議價(jià)能力則僅使得實(shí)際股利分配水平高于前沿股利分配水平2.20%，兩者的凈效應(yīng)則為43.11%，表明討價(jià)還價(jià)雙方議價(jià)能力的巨大差異，使得實(shí)際股利分配水平低于最優(yōu)股利分配水平43.11%個(gè)百分點(diǎn)。換言之，由于經(jīng)理人與股東雙方的討價(jià)還價(jià)能力差異，對(duì)于應(yīng)該支付1元的現(xiàn)金股利，而實(shí)際僅支付了0.568 9元，這意味著中小板上市公司股利分配效率較低，僅達(dá)到最優(yōu)水平的56.89%。

在具體分布特征上，經(jīng)理人和股東議價(jià)能力具有較強(qiáng)的異質(zhì)性，凈效應(yīng)在不同分位點(diǎn)上均呈現(xiàn)出經(jīng)理人議價(jià)能力大于股東議價(jià)能力的特征。具體而言，由Q1的統(tǒng)計(jì)結(jié)果可知，有1/4的公司，經(jīng)理人議價(jià)能力使得實(shí)際股利分配水平低于前沿股利分配水平29.92%，股東議價(jià)能力使得實(shí)際股利分配水平高于前沿股利分配水平2.15%，兩者的凈效應(yīng)使得實(shí)際股利分配水平低于前沿股利分配水平27.69%。然而，從Q3的統(tǒng)計(jì)結(jié)果來(lái)看，另有1/4的企業(yè)，兩者的凈效應(yīng)使得實(shí)際股利分配水平低于前沿股利分配水平54.34%。最小值和最大值的結(jié)果顯示，實(shí)際股利分配水平低于最優(yōu)股利分配水平程度，最小為12.68%，最大為95.38%。上述分析表明：整體而言，在股利分配決定過(guò)程中，由于經(jīng)理人相對(duì)于股東而言擁有絕對(duì)占優(yōu)的討價(jià)還價(jià)能力，從而使得中小板所有上市公司在支付現(xiàn)金股利時(shí)相對(duì)偏低，但不同分位上，表現(xiàn)出較強(qiáng)的異質(zhì)性。

為了更直觀地呈現(xiàn)經(jīng)理人、股東議價(jià)能力以及兩者凈效應(yīng)的分布特征，本文繪制三者的直方圖，詳見(jiàn)圖1至圖3。由圖1和圖2可知，經(jīng)理人議價(jià)能力與股東議價(jià)能力的分布形態(tài)均呈現(xiàn)出較為顯著的右偏特征。進(jìn)一步觀察發(fā)現(xiàn)經(jīng)理人議價(jià)能力指數(shù)大約在15%至97%之間，分布較為分散，而股東議價(jià)能力指數(shù)則在2.14%至2.41%之間，分布相對(duì)集中。圖3中，兩者凈效應(yīng)分布特征顯示其分布較為分散，但均大于零，這意味著所有的上市公司均為經(jīng)理人議價(jià)能力大于股東議價(jià)能力，同時(shí)絕大多數(shù)公司實(shí)際股利分配水平相對(duì)于最優(yōu)股利分配水平的偏離程度較高且波動(dòng)幅度較大。上述結(jié)論說(shuō)明，經(jīng)理人憑借占主導(dǎo)地位的議價(jià)能力使得中小板所有上市公司支付了較少的現(xiàn)金股利，股利分配效率低下。

圖1 經(jīng)理人議價(jià)能力的頻率分布

圖2 股東議價(jià)能力的頻率分布

圖3 凈效應(yīng)的頻率分布

(四)經(jīng)理人、股東議價(jià)能力以及二者凈效應(yīng)的差異特征

為了深入考察經(jīng)理人、股東議價(jià)能力和兩者凈效應(yīng)的差異特征，進(jìn)一步從年度、規(guī)模、地區(qū)三個(gè)方面進(jìn)行分析。

1.年度差異特征。

近年來(lái)，股利分配制度已成為證監(jiān)會(huì)完善證券市場(chǎng)制度建設(shè)，引導(dǎo)市場(chǎng)健康發(fā)展的重要工作內(nèi)容。對(duì)此，證監(jiān)會(huì)出臺(tái)了一系列旨在促進(jìn)上市公司完善股利分配的政策文件，特別是2001年在《上市公司新股發(fā)行管理辦法》和《關(guān)于做好上市公司新股發(fā)行工作的通知》中，明確將分紅派息列入上市公司再籌資的必要條件。2008年證監(jiān)會(huì)進(jìn)一步發(fā)布《關(guān)于修改上市公司現(xiàn)金分紅若干規(guī)定的決定》，完善相關(guān)股利分配政策規(guī)章制度。那我們不禁試問(wèn)，上述政策措施的實(shí)施是否有效降低了經(jīng)理人與股東之間的議價(jià)能力不對(duì)等問(wèn)題？中小企業(yè)板上市公司現(xiàn)金股利分配效率是否有了一定改善呢？針對(duì)這些問(wèn)題，本文分年度統(tǒng)計(jì)了經(jīng)理人、股東議價(jià)能力以及兩者凈效應(yīng)的分布特征，詳見(jiàn)表7。二者凈效應(yīng)從2016年的45.66%下降到2020年的41.06%。此外，3/4分位數(shù)統(tǒng)計(jì)也顯示凈效應(yīng)呈明顯下降特征，表明中小板上市公司現(xiàn)金股利分配水平有了一定程度的改善。監(jiān)管部門出臺(tái)旨在促進(jìn)股利分配政策措施發(fā)揮一定積極作用，特別是對(duì)于現(xiàn)金股利分配較低的公司，改善幅度較大。

表7 凈效應(yīng)的年度分布特征

2.規(guī)模差異特征。

為進(jìn)一步揭示規(guī)模差異特征的本質(zhì)，以規(guī)模為維度將企業(yè)樣本分為三組，其中，介于0至33百分位點(diǎn)的為小規(guī)模企業(yè)，位于33至66百分位點(diǎn)的為中等規(guī)模企業(yè)，規(guī)模在66至100百分位點(diǎn)之間為大規(guī)模企業(yè)。以此為基礎(chǔ)，表8給出不同規(guī)模企業(yè)的研究指標(biāo)分布特征，可發(fā)現(xiàn)不同規(guī)模企業(yè)的經(jīng)理人、股東議價(jià)能力以及兩者凈效應(yīng)沒(méi)有顯著差異。經(jīng)理人議價(jià)能力在三種規(guī)模下均大于股東議價(jià)能力，即在股利分配決定過(guò)程中，不同規(guī)模的企業(yè)經(jīng)理人均有絕對(duì)占優(yōu)的議價(jià)能力，以至于所有規(guī)模的企業(yè)均表現(xiàn)出較低的股利分配水平。

表8 經(jīng)理人、股東議價(jià)能力以及兩者凈效應(yīng)的規(guī)模分布特征

3.地區(qū)差異特征。

按照地區(qū)分布將本文樣本單元?jiǎng)澐譃闁|、中、西部三組，用表9展示對(duì)不同地區(qū)上市企業(yè)樣本研究指標(biāo)的分布特征進(jìn)行統(tǒng)計(jì)描述的結(jié)果?？砂l(fā)現(xiàn)，中西部地區(qū)上市公司經(jīng)理人議價(jià)能力與凈效應(yīng)略高于東部地區(qū)，而股東議價(jià)能力則沒(méi)有顯著差異。代表東部地區(qū)中小板上市公司股利分配水平要略高于西部地區(qū)，中部地區(qū)介于兩者之間。主要原因可能是，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的差異使得不同地區(qū)的上市公司對(duì)股利分配方式的選擇存在不同偏好。東部地區(qū)中小板上市公司“數(shù)量多、規(guī)模大、市值高、綜合競(jìng)爭(zhēng)力強(qiáng)”，中西部地區(qū)則“數(shù)量少、規(guī)模小、市值低、綜合競(jìng)爭(zhēng)力弱”。相較而言，東部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展較快，該地區(qū)中小板上市公司對(duì)經(jīng)濟(jì)貢獻(xiàn)度處相對(duì)較高水平，有效地在經(jīng)濟(jì)活動(dòng)中發(fā)揮了重要作用，預(yù)期未來(lái)盈利能力較強(qiáng)，由此，公司有能力支付相對(duì)較高的現(xiàn)金股利。

表9 經(jīng)理人、股東議價(jià)能力以及兩者凈效應(yīng)的地區(qū)分布特征

四、研究結(jié)論與展望

(一)研究結(jié)論

本文研究通過(guò)實(shí)證分析發(fā)現(xiàn)：

從整體上看，中國(guó)A股中小板上市企業(yè)的股利分配程度低于最優(yōu)水平，這與前期諸多學(xué)界與業(yè)界的經(jīng)驗(yàn)判斷一致。究其原因，作為上市企業(yè)治理結(jié)構(gòu)中的重要決策主體，股東和經(jīng)理人對(duì)公司股利分配水平的議價(jià)過(guò)程與其帶來(lái)的結(jié)果，是上市公司股利分配效率偏低的誘因。具體從經(jīng)理人與股東二者的議價(jià)能力上看，經(jīng)理人在議價(jià)過(guò)程中占絕對(duì)的主導(dǎo)地位。相關(guān)監(jiān)管政策可圍繞這一議價(jià)過(guò)程，針對(duì)委托代理雙方中居主導(dǎo)地位的決策主體制定更具針對(duì)性的方案。

從結(jié)構(gòu)上看，不同地區(qū)、不同地域的中小板上市企業(yè)在現(xiàn)金股利支付水平上存在不同程度的異質(zhì)性。其中，不同地區(qū)中小板上市企業(yè)的股利分配水平差異較大，東部地區(qū)中小板上市公司股利分配水平高于西部地區(qū)，中部地區(qū)介于兩者之間。由此可發(fā)現(xiàn)，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、中小板上市公司在不同區(qū)域間對(duì)經(jīng)濟(jì)貢獻(xiàn)度水平等因素，同樣是決定上市企業(yè)股利分配水平的決定性因素之一。未來(lái)相關(guān)監(jiān)管政策可針對(duì)這一發(fā)現(xiàn)，充分考慮地域因素制定差別化監(jiān)管政策。

(二)管理建議

如何采取有效手段規(guī)范上市公司股利分配行為，應(yīng)作為市場(chǎng)管理部門促進(jìn)直接融資市場(chǎng)長(zhǎng)期、穩(wěn)定、健康發(fā)展持續(xù)加以關(guān)注的重點(diǎn)?；谌缟涎芯拷Y(jié)論，我們做出以下幾點(diǎn)主要建議。

一是著力改善上市公司股權(quán)結(jié)構(gòu)，維護(hù)中小投資者利益。市場(chǎng)監(jiān)管主體應(yīng)牽頭打造上市企業(yè)中小股東團(tuán)體的維權(quán)文化，建立更為完善的股東代表訴訟制度和民事賠償制度；不斷提高中小股東的持股比例，逐步形成有利于遏制企業(yè)內(nèi)部人侵害中小股東利益的股權(quán)結(jié)構(gòu)。通過(guò)公司股權(quán)結(jié)構(gòu)的創(chuàng)新與完善、建立類似于累積投票權(quán)等制度安排、實(shí)施利益沖突交易的表決權(quán)排除制度、完善獨(dú)立董事制度等手段，提升對(duì)中小投資者權(quán)益的保護(hù)能力。

二是進(jìn)一步規(guī)范上市企業(yè)的股利分配與信息披露制度。市場(chǎng)監(jiān)管主體應(yīng)多種手段并舉，明確上市公司股利分配界限，抑制過(guò)度進(jìn)行盈余留存的行為，進(jìn)一步規(guī)范上市公司股利分配方案的制定與信息披露機(jī)制。并以更加完善的上市公司信息披露制度為基礎(chǔ)，不斷增加市場(chǎng)的透明度和有效性，充分保護(hù)中小股東的知情權(quán)，降低經(jīng)理人的代理成本，進(jìn)而降低委托人與代理人在股利分配議價(jià)能力上存在的不對(duì)稱問(wèn)題。

三是提高投資者素質(zhì)，增強(qiáng)股東議價(jià)能力。擴(kuò)大機(jī)構(gòu)投資隊(duì)伍，有助于提高股東議價(jià)能力，進(jìn)而抑制股利分配偏低的現(xiàn)狀。此外，從微觀主體出發(fā)，提高中小投資者素質(zhì)，有助于培養(yǎng)投資者隊(duì)伍的正確投資心態(tài)，使其在投資決策時(shí)真正關(guān)心上市企業(yè)的收益能力與企業(yè)價(jià)值，倒逼上市公司采用更為符合股東利益的股利分配政策。

(三)研究展望

有別于過(guò)往研究，本文不僅通過(guò)建立客觀的比較基準(zhǔn)評(píng)估股利分配水平的高低，優(yōu)化了部分過(guò)往研究比較對(duì)象不明確的問(wèn)題，還以委托代理雙方議價(jià)能力強(qiáng)弱作為公司股利分配政策的誘因，在過(guò)往研究基礎(chǔ)上采用較新的研究思路和量化研究方法進(jìn)一步拓展了股利分配相關(guān)領(lǐng)域研究的深度與廣度。從應(yīng)用角度看，方法深化帶來(lái)的多樣性結(jié)論，為優(yōu)化資本市場(chǎng)管理政策與方案提供了新的研究參考與事證；就學(xué)術(shù)角度而言，不僅為圍繞股利分配問(wèn)題展開(kāi)的后續(xù)研究提供了一種可供參考的新方法，也豐富了信息經(jīng)濟(jì)學(xué)與激勵(lì)經(jīng)濟(jì)學(xué)相關(guān)領(lǐng)域的研究文獻(xiàn)。

對(duì)致力于圍繞股利分配相關(guān)問(wèn)題進(jìn)行更深層次探索的研究而言，因本文研究對(duì)象及數(shù)據(jù)樣本來(lái)自資本市場(chǎng)，可考慮將本文結(jié)論作為研究基礎(chǔ)與例證，緊跟西方學(xué)界前沿，以實(shí)驗(yàn)心理學(xué)和行為學(xué)為理論基礎(chǔ)和研究方法，拓展微觀市場(chǎng)主體的樣本數(shù)據(jù)維度與顆粒度，深入研究委托代理主體議價(jià)能力差異背后的內(nèi)在動(dòng)因。