王政；陈颖

（巢湖学院工商管理学院，巢湖238024）

0 引言

制造业是实体经济的重要基础，也是国民经济的根基所在。现代企业所有权和管理权的分离，职业经理层的形成，使得上市公司的股东并不一定直接参与企业的日常生产运营管理。由于两者利益的不一致，从而不可避免的产生了代理成本。制造业企业同样也会面临这类代理成本问题。认清代理成本问题使得企业能够将所掌握的资源充分利用，成为制造业上市公司自身发展和维护投资者利益过程中需要解决的问题。

上市公司最终做出的股息分红决策是相关利益者之间对弈的结果，不仅涉及到股东与管理层之间的博弈，还涉及到大股东与中小股东之间利益的博弈（武立，2015）。股权的分布情况制约着股东权力的行使。当股权集中度较高时，股东权利分布较为集中，大股东对公司中的控制力就会增强；而股东权力分布较为分散，股东之间可能会互相约束，削弱了大股东的统制力（苏亚民、姜诚，2019；李琦，2016）。在制定股息分红方案时，股东与管理者之间的对弈结果是否会受到股权集中度的影响是值得探讨的。本文以股利代理成本理论为基础，通过实证分析的方法探讨股权集中度在制造业上市公司现金分红行为中解决第一类委托代理成本问题所起的作用。

1 文献综述

当前，诸多相关研究者在探讨现金股利政策时主要从两个视角出发：一是从公司特征方面对企业的股利分配决策进行研究；二是从公司治理的角度解析企业背后的派现行为。

1.1 公司特征与现金股利

国内学者认为影响企业制定现金分红方案的公司特征因素主要是偿债能力、盈利能力、成长性与公司规模等方面的内容。

资产负债率高的企业，偿还债务的能力欠佳，以现金形式派发的股利就少（盛慧慧，2016），意味着偿债能力与现金股利分配力度正相关。在市场经济条件下，公司的股东们和潜在投资者通常比较看重近期的盈利状况，投资的直接目的就是取得更高的利润。而上市公司增值资本的能力越强，积累的经营成果就会增多，同时也有足够的资金派发更高的现金股利以回报投资者。此外，盈利能力的增强会提升公司的股价，从而使股东们得到资本收益。企业一般采取外部筹资和抓住大量投资机会的方式来实现企业的快速扩张，获取的资金主要是用来提高的市场份额以及用于公司自身发展的较多，不太关注对投资者的回报，倾向于支付更少的现金股利（牟晓云、宋文庆，2016）。上市公司遇到的良好投资时机较多，分派高数额现金股利概率较低（王曦临，2017）。所以成长性会抑制企业的分红的力度。公司规模与其派现水平存在正相关关系（周文秀，2019），公司规模越大，派现就越多。

1.2 公司治理与现金股利

公司治理问题是现代企业关注的一个重要问题。产权和治权的分离，管理层需要借助股利政策向外界传递信息，而投资者也需要利用股利政策对管理层的权力进行制约。

信号传递理论指出投资者与管理当局之间掌握的信息具有不对称性，其原因在于后者直接从事公司日常经营活动，对企业的未来发展情况、可能的投资机遇等内部信息十分熟悉，而投资者们因为只能间接的介入公司的运营活动，所以掌握的信息有限，处于劣势。发布股利信息就是管理人员向外界传达其所熟知信息的一种方式，同时也是一个让外界了解企业的途径之一。如果发放股息红利，就会向市场传达对公司利好的信息，说明该上市公司近期获利状况令人满意，引导更多投资者对企业进行投资，从而提升企业价值。

代理理论是公司治理方面其中最关键的一个理论，而企业内部的代理问题主要包括两个方面：即股东和经理人员、大股东和中小股东之间存在的代理问题。

第一类委托代理问题中，由于产权和治权的分离，公司高管利益与股东利益往往存在不一致性，会更倾向顾虑自身的利益来经管公司的各项业务活动。同时，所有者和经理人拥有讯息存在差异。经理层在第一线运营工作，掌管着公司现金流的流向，在特定的运营权内调动整合公司的内部资源。上市公司派现可以有效降低代理成本，同时削减内部持有的自由现金流数量，避免管理者过度投资及导致内部经济资源配备布置得不到有效利用的情形，保障了股东自身的利益。而且公司进行现金分红使得管理者必须去一些金融中介机构筹集资本，这样就无疑要面对外部的监察和督促。

同时，分红可以有效减少两类股权代理成本，现金股利在整体上发挥出其治理效应（徐寿福、徐龙炳，2015）。在第二类委托代理问题中，当企业股权集中度处在较高水平时，不同股东间利益不一致性形成了大股东侵占假说。因为大、小股东手持的股份数存在较大的差异，而且大股东转让股票所受的限制条件比较繁杂，所以控股股东为了获得越多的利润会更愿意采取分配现金股息红利的方法来输送利益。在分析支付现金股利与控股股东利益输送关系时发现，定向增发后的现金分红为股东转移公司的资产提供了便利，使得中小股东利益受到严重损害（冯华，2020）。

1.3 文献评述

通过对前人的文献进行整理和分析后发现，虽然目前已经有很多关于现金股利影响因素的研究，取得了较为丰富的成果，并且已经有了一定的结论，但是这些研究大多数都没有将制定现金股利政策过程中股东与管理层之间的博弈进行深入探讨。实际过程中，由于股权分散程度不同，大股东对于上市公司的控制力度存在一定的差异，因此，有必要在研究上市公司现金股利政策时，考虑大股东对企业控制力存在的差异对股东和管理层之间博弈产生的影响。本文将首先探讨现金流对现金股利的影响，随后考察大股东在上市公司中的控制力对现金流与现金股利关系的影响，探讨是否存在门限值使得大股东在股权分布不同的情况下对股利政策产生的影响存在差异。

2 理论分析与研究假设

2.1 现金流与现金股利关系的研究

从代理理论的视角来看，上市公司的现金流充裕可能会导致管理者的过度投资和用于享乐，从而损害了股东的利益。自由现金流的减少可以降低公司所有者与经营者之间代理问题，将自由现金流通过股利分配的方式流向股东，减弱了经营者的权力，抑制了公司潜在的现金资源滥用的问题。同时再度实施投资方案所需的本钱须要在资本市场上更新筹集，这将会受到一定程度的控制。如此便能够削弱代理成本。根据上述分析，本文提出如下假设1：

H1：上市公司现金流与现金股利派现水平呈正相关关系。

2.2 股权分布对现金股利影响的研究

股权集中度越大，控股股东的“主人翁”意识就越强，追求的利益与公司整体的利润目标基本一致。这时为减少管理层的过度投资和在职消费，保障自身利益最大化，大股东往往会加强对管理层的监管力度，从而缓解了两者之间的代理冲突（臧秀清、崔志霞，2016）。当股权相对分散的时候，上市公司各股东的利益存在的差异较大，无法进行协调达成一致，不同股东之间存在着相互牵制和羁绊的关系，大股东对管理层监督力度必然会因此受到削弱。同时，上市公司中还会存在“搭便车”的现象，一些大股东会期望其他股东担起监督管理层的责任（尤华、李恩娟，2014）。所以此时的代理成本会有所提升。由此可知，大股东在上市公司中拥有的支配权不同，在与管理层博弈中受到的制衡也会存在差异，从而给企业的派现行为带来一定的影响。因此，本文提出如下假设2：

H2：在不同股权集中度下，现金流对派现水平的影响力度存在差异，即存在门限效应。

3 研究设计

3.1 样本选择与数据来源

文章选择2012-2018 年间沪、深A 股制造业上市企业的平衡面板数据展开研究，并对相关数据进行如下处理：①剔除数据有缺失的上市公司；②剔除ST 类的上市公司。最终获得1020 家上市公司的有效数据，与此同时为了降低极端数值对研究结果的影响，将全部变量在上下1%位置处进行缩尾处理。本文数据来源于CSMAR 数据库，数据分析运用Stata15 进行。

3.2 变量定义

①被解释变量。选取制造业上市企业的派现水平作为被解释变量，以每股现金股利DPS（股利总额/流通股股数）来衡量。

②解释变量。模型解释变量为现金流，以现金持有水平CASH（货币资金/总资产）来衡量。

③控制变量。借鉴前人的研究经验，分别选取股权集中度（S10）、偿债能力（DEBT）、盈利能力（ROE）、公司规模（SIZE）和成长性（GROWTH）作为控制变量。

3.3 模型设计

为了验证H1，建立如下模型：

对H2 检验证实时，参考Hansen（1999）的门限面板模型，建立以S10 为门限变量的模型如下：

其中：S10i，t代表门限变量，γ 体现待估计的门限值，I（·）指代示性函数，取值为 0 或 1，扰动项 εi，t满足独立同分布假设。

4 实证结果及分析

4.1 变量的描述性统计

从表1 可以看出每股股利DPS 的均值为0.137，表明在此次样本中每股股票可获利0.137，上市公司股本获利能力弱。但是DPS 的中值为0.08，最大为1.05，都与均值的差距较明显，而且标准差比较大，表示样本公司在分现水平上有较大差异且总体偏低。现金流CASH 的平均数为0.185，最大数为0.611，表明上市公司的总资产中货币资金的占比较高。股权集中度平均水平是57.8%，最高达到88.2%。表1 反映出样本数据不存在显著异常值。

表1 变量的描述性统计

4.2 现金流与企业的派现水平

根据建立的模型（1），采用固定效应模型对相关变量展开回归。从表3 的数据可以得知，现金流CASH 的回归系数1%的水平显著为正，说明派现水平显著正相关于现金流，又一次证实了假设1。其他变量的影响也与前文所述基本一致。

4.3 现金股利派现水平的门限效应分析

根据建立的模型（2），借鉴 Wang Qunyong（2015）的方法，研究股权集中度对现金分红的门限效应。表2 第2 行列示的是检验结果，选择自助抽样数为300，检查验证的效果显示通过自助法获得的p 值为0，远比0.1 小，所以拒绝线性模型的原假设，即股权集中度这一因素对现金流与制造业上市公司的派现水平两者关系的影响具有门限效应。因为已经知道了第一个门限门限值，所以在此给定的情形下，可以继续寻找其他的门限值，从表2 的数据可以看到，第一个和第二个门限效应检验所匹对的p 值均小于0.1，而第三个p 值为0.2267 高于 0.1，可以认为 S10 只有两个门限值而不存在第三个，即不具有三重门限效应。即有效门限值分别为0.6416、0.8495。综上，最终应当拟合一个双门限模型，据此将初步设定的模型（2）修改为模型（3），表3 为对面板数据双门限模型进行估计拟合的结果。观察系数估计结果，能够发现在这三个区间范围内，制造业上市公司的现金流与派现数额在1%水平呈现显著正相关关系，且随着股权分布集中度的提高，回归系数的值就愈大，分派的现金红利也愈多。说明通过派现，企业持有现金流变少，能够有效缓解股东与管理人员之间冲突。依据估计和检验的结果，我们可以把模型2 修正为以下的模型：

表2 门限效应检验

表3 回归结果

5 稳健性检验

为了验证H1 实证结果的稳健性，本文将衡量现金股利水平指标替换为现金股利支付率DIV，同时用第一大股东持股比例S1 反映制造业上市公司股权集中度水平，回归结果依然为制造业上市企业现金流与派现水平之间显著正相关，说明H1 通过稳健性检验。为了为了验证H2 实证结果的稳健性，本文根据基于门限值进行分组回归，实证结果依然保持稳健性。

6 结论与建议

6.1 结论

本文以2012-2018 年A 股制造业上市企业相关数据为样本展开探究，采用固定效应模型探讨了现金流与派现水平之间关系，借助门限面板模型考查制造业上市公司股权集中度对两者关系的影响。研究结果表明：企业拥有现金流越充足，制造业上市公司分派的现金股利就会随之增多。进一步考虑到股权集中度影响后，发现存在门限效应，即不同股权集中度下，现金流对派现水平影响力度存在差异。随着股权集中度的增高，其他股东对大股东的制约较小，所以上市公司支付给投资者的现金分红会依据大股东的意愿不断增多。同时，也说明支付现金股利可以缓解制造业上市公司的第一类委托代理成本。

6.2 建议

结合本文得出的探究成果，将为我国上市公司在决策现金分红方案层面提出两个可参考的意见：

①合理持有现金流以备现金分红。由以上实证结果能够知道，上市公司持有的现金流愈多，现金分红的数额也愈多。所以企业可以适当提高现金的持有水平，为适用积极的股利政策准备足够的资金，但是不需要大幅度的增加现金流，以防造成过度投资的现象，形成机会成本。

②引导制造业上市公司制定合理的现金股利政策。本文的研究结果指出上市公司派发现金股利有利于降低内部代理的成本，但这种作用受到了股权集中度的影响。解决好代理成本问题有助于我国制造业上市企业长期稳定的发展。制造业上市公司应当协调好股东与管理层、不同股东之间的利益，从源头上消除公司治理问题给企业带来的负面影响。制定符合企业相关利益方共同利益的、合理的现金股利政策，促进我国制造业上市公司良性的、健康的发展。