市场化进程与现金股利政策：治理效应 抑或缓解融资约束？杨兴全 张丽平 陈旭东 内容提要 市场化进程在整体推进的同时，各地区之间发展程度却不平衡，从而使公司所处的治理环境或面临的融资约束存在差异，进而导致公司的现金股利政策体现出不同的特征。本文以Ａ股上市公司２００５～２０１１年的数据为研究样本，在实证检验中国上市公司所在地区间市场化程度差异对现金股利政策影响的基础上，进一步考察了市场化进程影响现金股利政策的具体效应。检验结果表明，市场化程度越高，公司现金股利的支付倾向和支付水平均越高；市场化进程对现金股利的影响主要源于市场化进程的缓解融资约束效应。关键词 市场化进程 现金股利政策 治理效应 融资约束中图分类号：Ｆ２７５ 文献标识码：Ａ 文章编号：１０００－７６３６（２０１４）０５－００７６－０９ 一、引言［１］股利政策作为公司的三大核心财务行为之一，自林特纳（Ｌｉｎｔｎｅｒ，１９４５）对股利行为进行开创性研究以来，学者们努力探寻影响股利政策的因素，尽管各种股利理论层出不穷，但没有一种理论能够完全解释公司为什么发［２］放现金股利这一行为，以至于布莱克（Ｂｌａｃｋ，１９７６）称之为“股利之谜”。现金股利政策深受信息和代理问题的影响，而信息不对称与代理问题的程度又与一个国家特定的制度背景相关，因此，公司的现金股利政策很大程度上内生于其所处的制度背景。中国证券市场的发展正处于一个转型时期，经济与社会发展的一个突出特点是市场化进程在整体推进的同时，各地区之间发展程度却不平衡性，从而使公司所处的治理环境或面临的融资约束在纵向时间维度与横向空间维度之间存差异，进而导致公司的现金股利政策体现出不同的特征。随着市场化进程的推进，公司的外部融资渠道增多，而且通过减少信息不对称，使企业更容易取得外部融资，融资约束得以缓解，持有现金的重要性降低，进而提高公司的现金股利支付水平；同时，市场化进程是比公司的内部和外部治理机制收稿日期：２０１４－０２－２１基金项目：国家自然科学基金项目“制度背景、行业特征与公司现金持有竞争效应”（７１３６２００４）；国家社科基金项目“市场化进程、终极人控制与公司并购绩效”（１１ＸＧＬ００２）；教育部人文社会科学研究项目“市场化进程、控股股东控制与公司现金股利政策”（１０ＹＪＡ６３００１５）；新疆维吾尔自治区普通高等学校人文社会科学重点研究基地重大项目“上市公司集团化经营与公司财务政策研究”（ＸＪＥＤＵ０２０１１２Ａ０１）作者简介：杨兴全 石河子大学经济与管理学院／公司治理与管理创新研究中心教授，博士生导师，石河子市，８３２０００；张丽平 浙江财经大学会计学讲师，杭州市，３１００１８；陈旭东 石河子大学经济与管理学院／公司治理与管理创新研究中心教授。 ７６
财务政策与行为研究［３］更为基础的层面，市场化进程会影响到企业契约的顺利签订和执行，进而影响到公司治理的效率，在公司治理中起着“基础性”的治理效应。市场化进程的推进有助于改善公司治理环境，公司治理机制的完善能有效抑制大股东或管理层的机会主义行为，降低现金被滥用的可能性，有利于公司将多余的现金以股利的方式发放给股东。随着市场化进程的推进，中国上市公司的现金股利支付程度是否提高，更为重要的是，市场化进程是通过“治理效应”抑或“缓解融资约束效应”对公司现金股利政策产生影响，本文拟对此展开研究。［４］本文使用樊纲等提供的中国市场化指数，以Ａ股上市公司２００５～２０１１年的数据为研究样本，实证检验中国上市公司所在地区间市场化程度差异对现金股利支付倾向及其支付水平的影响，并在此基础上进一步考察市场化进程影响现金股利政策的作用路径和机理。实证结果表明，市场化程度越高，公司现金股利的支付倾向和支付水平均越高；市场化进程对现金股利的正面作用主要源于市场化进程的缓解融资约束功效。与现有研究相比，本文的贡献在于：第一，基于中国市场化进程的区域不平衡性，直接考察统一的国家法律制度和司法体系下，跨区域不同市场化进程差异对现金股利政策的影响，有助于更加直观地理解宏观层面制度环境如何作用于微观层面的公司财务政策，是对跨国性比较文献的补充；第二，市场化进程对现金股利政策的影响可能源于其治理效应，也可能源于其对公司融资约束程度的缓解，究竟何种情况起更重要作用，现有研究并未给出清晰的解释；此外，本文还进一步检验了市场化进程影响现金股利政策的主要路径。 二、文献回顾与研究假说在完美资本市场条件下，公司的投资决策仅由其投资机会决定，是否发放现金股利对公司的股票价格及其资［５，６］本成本均不产生任何影响，莫迪利安尼和米勒（Ｍｏｄｉｇｌｉａｎｉ＆Ｍｉｌｅｒ）称之为“股利无关论”，构成股利政策的理论基石；然而由于信息不对称与代理问题的存在，现实世界并不满足完美资本市场的假定条件，一些学者发现，公［７，８］司股利支付水平的变化传达了公司未来盈利能力的信息，即股利政策具有缓解股东与管理者之间信息不对称［９－１０］的作用。公司的股利支付水平上升往往伴随着股票价格的上升，而股利支付水平下降则带来股票价格下跌，这些研究的结果支持股利的信号传递理论。挑战信号传递理论的是股利代理成本假说，该理论认为所有权与经营权分离产生的代理成本使得股利支付具有缓解代理冲突的作用，研究发现，由于股利支付减少了管理者控制的［１１，１２］自由现金流而降低了代理成本。此外，支付现金股利迫使公司在权益市场进行额外融资，将公司置于资本市［１３］场的监管之下，增加了外部股东对管理者进行监管的机会，进而降低了代理成本。近年来，学者们开始研究不同国家公司治理环境及法律环境的差异对股利政策的影响，拉波特等（ＬａＰｏｒｔａｅｔ［１４］ａｌ．，２０００）发现，普通法系国家的公司股利支付水平要高于对中小股东提供较弱法律保护的大陆法系国家，即有效的法律保护可以通过迫使管理者通过发放现金股利而减少留存在公司的自由现金流，进而使中小股东免于管理者及大股东侵占。市场化改革是中国从计划经济向市场经济过渡的体制改革，它不是简单的一项规章制度变迁，而是一系列经济、社会、法律乃至政治体制的变革，樊纲等（２０１１）从政府与市场的关系、非国有经济的发展、产品市场的发［４］育、要素市场的发育、市场中介组织发育和法律制度环境等五个方面，采用数量化的方法对中国各地区市场化的进展程度进行测度发现，市场化进程整体推进的同时，在各地区之间表现出明显发展的不平衡。各地区之间市场化进程的差异使得不同地区的公司所面临的宏观治理环境也显著不同，进而对公司现金股利政策的影响也不尽相同。随着市场化程度与法制化水平的提高，政府监管部分的独立性增强，有利于其监管功能的发挥，媒体的治理作用更加有效，中介机构和法律执行效果越好，从而对投资者的保护也更加有效，而市场竞争的发展，使得可以用来对内部人机会主义行为进行监督的信息也更加充分。在市场化程度较高的地区，一方面，有效的监管和制约机制，能够有效迫使公司内部人通过发放现金股利“吐出”现金，降低中小股东利益被侵占的风险；另一方面，市场化程度较高的地区，市场竞争更加充分，内部人用自由现金流进行过度投资等无效扩张以谋求私利的行为将面临更大的风险与机会成本， ７７
经济与管理研究（２０１４年第５期）ＲｅｓｅａｒｃｈｏｎＥｃｏｎｏｍｉｃｓａｎｄＭａｎａｇｅｍｅｎｔ迫于公司被清算或破产的压力，公司内部人对现金侵占的动机降低，进一步驱动内部人将更多的现金用于股利支付以回报股东。综上分析，市场化进程的治理作用能够提高现金股利的支付水平。此外，市场化进程还会通过降低融资约束影响现金股利政策。首先，市场化进程的发展推动了中国金融体制的改革，从而大大提高了银行的自主性，使［１５］得银行的信贷决策更加市场化，促进了资本配置效率的改善，同时，股份制商业银行、金融创新和金融机构自身业务的快速发展，增加了企业融资渠道，企业融资更具有灵活性。其次，市场化程度较高的地区，产品市场竞争更加充分，通过价格与竞争机制有效地降低了公司内外部的信息不对称程度，信息不对称程度的降低，由于对公司未来的投资项目的盈利状况有更好的了解与预期，公司能够以更低的外部融资成本为具有良好盈利能力的投资项目筹集外部资金，这样降低了公司对内部资金的依赖。可见，市场化进程通过降低公司所面临的融资约束程度也具有提高现金股利的支付倾向及支付水平。基于以上分析，提出假设１：假设１：随着市场化进程的推进，上市公司的现金股利支付倾向和支付水平不断提高。以上分析表明，市场化进程可能通过其治理作用或缓解融资约束进而影响现金股利政策，然而，市场化进程对现金股利政策的影响路径究竟是治理作用抑或缓解融资约束效应？若市场化进程对现金股利的正面影响支持“治理作用”假说，那么在市场化程度较低的地区，上市公司的代理成本较高，发放现金股利能够有效抑制内部人侵占问题，现金股利的治理作用较强，发放现金股利带来公司价值的提升；若市场化进程对现金股利的正面影响支持“缓解融资约束效应”假说，那么在市场化程度较低的地区，上市公司所面临的融资约束较强，外部融资成本较高，公司从外部资本市场获取投资所需资金比较困难，从而偏向内部融资，公司倾向于不发放现金股利或较低的现金股利支付率，以为公司的投资机会保留内部资金，因此，市场化程度较低的地区，公司发放现金股利会导致昂贵的外部融资成本，进而损害公司价值。基于以上分析，提出以下假设：假设２Ａ：若市场化进程对现金股利的正面影响支持“治理效应”，则在市场化程度较低的地区，上市公司增加现金股利支付会带来公司价值的提升。假设２Ｂ：若市场化进程对现金股利的正面影响支持“缓解融资约束效应”，则在市场化程度较低的地区，上市公司增加现金股利支付会损害公司价值。 三、研究设计 （一）样本选择与数据来源本文以中国沪深两市Ａ股上市公司２００５～２０１１年数据为研究样本，剔除金融、保险业上市公司、ＳＴ公司、净利润为负及数据缺失的样本。考虑到极端值的影响，本文对处于０～１％和９９％～１００％之间的连续变量进行了ｗｉｎｓｏｒｉｚｅ处理。本文所使用的数据来自ＣＳＭＡＲ数据库，数据处理采用ＳＴＡＴＡ１１．０完成。 （二）模型构建与变量说明１．市场化进程与现金股利政策检验模型本文同时使用现金股利支付倾向（Ｄｐａｙｅｒ）和支付水平（Ｄｐａｙ＿Ｒａｔｉｏ）对公司现金股利政策进行描述，其中Ｄｐａｙｅｒ为公司现金股利支付倾向的虚拟变量，若上市公司当年发放现金股利，则Ｄｐａｙｅｒ取值为１，否则取值为０，由于现金股利支付倾向Ｄｐａｙｅｒ为二元离散变量，使用Ｌｏｇｉｔ模型来检验市场化进程与现金股利支付倾向之间的关系；Ｄｐａｙ＿Ｒａｔｉｏ为现金股利支付水平，等于每股股利与每股收益的比值，对于未发放现金股利的公司，每股股利与每股收益的比值为零，若将这些样本剔除会造成估计结果的偏差，因此现金股利支付水平Ｄｐａｙ＿Ｒａｔｉｏ是一个下限为０的拖尾变量，使用Ｔｏｂｉｔ模型对现金股利支付水平进行估计。（１）市场化进程与现金股利支付倾向的Ｌｏｇｉｔ模型： ７８
财务政策与行为研究Ｐｒｏｂ（Ｄｐａｙｅｒ＝１）＝Ｆ（α＋αＭａｒｋｅｔｉｚａｔｉｏｎ＋αＧｒｏｗｔｈ＋αＲｏｅ＋αＬｅｖｅｒａｇｅ＋αＦＣＦ＋αＳｉｚｅ＋ΣＩｎｄｕｓｔｒｙ＋Σｙｅａｒ）（１）０１２３４５６（２）市场化进程与现金股利支付水平的Ｔｏｂｉｔ模型：Ｄｐａｙ＿Ｒａｔｉｏ＝α＋αＭａｒｋｅｔｉｚａｔｉｏｎ＋αＧｒｏｗｔｈ＋αＲｏｅ＋αＬｅｖｅｒａｇｅ＋αＦＣＦ＋αＳｉｚｅ＋ΣＩｎｄｕｓｔｒｙ＋Σｙｅａｒ＋ε（２）０１２３４５６［５］以上两个模型中，主要关注的是市场化进程变量Ｍａｒｋｅｔｉｚａｔｉｏｎ。根据樊纲等提供的各地区市场化相对进程得分、政府与市场的关系得分以及市场中介发育和法律制度环境得分，分别作为本文中各地区的市场化指数、政府干预指数以及法治水平指数，各指数越大，表示市场化程度越高。因樊纲等的数据截至２００９年，因此２０１０～２０１１年的市场化指数采取上年指数加上前三年指数增加值的平均数的方法确定。当该地区市场化进程大于当年中位数时取值为１，否则为０，由此构造市场化指数Ｍａｒ、政府干预指数Ｇｏｖ和法治水平指数Ｌａｗ三个虚拟变量，分别表示市场化进程Ｍａｒｋｅｔｉｚａｔｉｏｎ。根据假设１，市场化程度越高，公司现金股利支付倾向和支付水平均越高，因此，预期模型（１）和模型（２）中市场化进程Ｍａｒｋｅｔｉｚａｔｉｏｎ的系数均显著为正。模型（１）和模型（２）均对以下公司特征进行控制：公司成长性Ｇｒｏｗｔｈ，用主营业务收入增长率表示；盈利能力，以净资产收益率Ｒｏｅ表示；资产负债率Ｌｅｖｅｒａｇｅ，等于负债总额与资产总额的比值；自由现金流ＦＣＦ，等于经营现金流与资产的账面价值的比值；公司规模Ｓｉｚｅ，等于资产总额的自然对数此外，模型中加入行业和年度虚拟变量以控制行业效应和年度效应。（３）“治理效应”抑或“缓解融资约束效应”检验模型［１６］参考法玛和弗伦奇（Ｆａｍａ＆Ｆｒｅｎｃｈ，１９９８）的模型来验证假设２Ａ和假设２Ｂ，这一模型在现有研究中都得［１７，１８］到了广泛使用。ＶＥｄＥｄＥｄＡｄＡＲＤｄＲＤｄＲＤＩｄＩｔｔｔｔ＋２ｔｔ＋２ｔｔｔ＋２ｔｔ＝α＋α＋α＋α＋α＋α＋α＋α＋α＋α＋α０１２３４５６７８９１０ＡＡＡＡＡＡＡＡＡＡＡｔｔｔｔｔｔｔｔｔｔｔｄＩＤｄＤｄＤｄＶｄＤｔ＋２ｔｔｔ＋２ｔ＋２ｔ＋２＋α＋α＋α＋α＋α＋αＬｏｗＭａｒｋｅｔｉｚａｔｉｏｎ×＋Ｉｎｄｕｓｔｒｙ＋ε（３）１１１２１３１４１５１６ｔＡＡＡＡＡＡｔｔｔｔｔｔ为控制异方差问题，将模型（３）中所有变量除以资产的账面价值。被解释变量为公司市场价值（Ｖｔ）与资产账面价值之比，市场价值（Ｖｔ）等于股权市值加上净债务市值，其中，非流通股权市值用净资产代替。解释变量Ｅｔ为息税前利润；ＲＤｔ代表研发支出；Ｉｔ为财务费用；Ｄｔ为公司支付的现金股利总额。此外，ｄＸｔ表示两年间的变化量，即Ｘ－Ｘ，以此类推ｄＸ表示Ｘ－Ｘ，ｄＸ／Ａ表示（Ｘ－Ｘ）／Ａｔ。由于模型（３）中具有滞后变量的问题，使研ｔｔ－２ｔ＋２ｔ＋２ｔｔｔｔｔ－２究区间前后各缩短两年至２００７～２００９年，模型（３）中主要关注市场化进程与未来增加现金股利的交乘项ＬｏｗＭａｒｋｅｔｉｚａｔｉｏｎ×（ｄＤ／Ａ）的系数α的符号，ＬｏｗＭａｒｋｅｔｉｚａｔｉｏｎ是低市场化进程虚拟变量，在检验中具体以ＬｏｗＭａｒ、ｔ＋２ｔ１６ＬｏｗＧｏｖ和ＬｏｗＬａｗ表示，当各地区的市场化指数、政府干预指数以及法治水平指数分别小于其中位数时，ＬｏｗＭａｒ、ＬｏｗＧｏｖ和ＬｏｗＬａｗ取１，否则取０。根据假设２Ａ，若市场化进程对现金股利的正面影响支持“治理效应”，则在市场化程度较低的地区，上市公司增加现金股利支付会带来公司价值的提升，因此预期α的符号为正；根据假设２Ｂ，１６若市场化进程对现金股利的正面影响支持“缓解融资约束效应”假说，则在市场化程度较低的地区，上市公司增加现金股利支付会损害公司价值，因此预期α的符号为负。１６ 四、实证结果与分析 （一）市场化进程与现金股利政策的回归结果分析表１是市场化进程与现金股利的Ｌｏｇｉｔ模型回归结果，模型１～３中市场化进程指数、政府干预指数与法制水平指数的系数均在１％的显著性水平上为正，结果表明公司所在地区的市场化进程越高，其股利支付倾向也越高。在Ｌｏｇｉｔ模型中，自变量系数的大小并不代表其边际效应，每个自变量边际效应的大小随自变量的不同取值而变 ７９
经济与管理研究（２０１４年第５期）ＲｅｓｅａｒｃｈｏｎＥｃｏｎｏｍｉｃｓａｎｄＭａｎａｇｅｍｅｎｔ化，因此，同时估计了各模型中变量的边际效应。表１ 市场化进程与现金股利支付倾向的回归结果变量模型１边际效应模型２边际效应模型３边际效应 ０．３１１９ ０．０７７３Ｍａｒ（５．１８）（５．２０） ０．２６０６ ０．０６４６Ｇｏｖ（４．４５）（４．４６） ０．３１３０ ０．０７７６Ｌａｗ（５．２０）（５．２２）－０．１０１９－０．０２５３－０．１０１０－０．０２５１－０．１０２４－０．０２５４Ｇｒｏｗｔｈ（－５．７９）（－５．７９）（－５．７４）（－５．７４）（－５．８２）（－５．８２）３．４３６４０．８５３３３．４３４１０．８５２７３．４３７１０．８５３５Ｒｏｅ（７．８２）（７．８５）（７．８２）（７．８４）（７．８３）（７．８６）－２．４１８９－０．６００７－２．４３０８－０．６０３６－２．４１７９－０．６００４Ｌｅｖｅｒａｇｅ（－１２．３７）（－１２．３８）（－１２．４４）（－１２．４６）（－１２．３６）（－１２．３７）１０．９８５７２．７２８０１０．８６０６２．６９６８１１．０１４５２．７３５１ＦＣＦ（１２．２９）（１２．２６）（１２．１６）（１２．１３）（１２．３２）（１２．２９）０．７７７３０．１９３００．７８９５０．１９６００．７７７００．１９３０Ｓｉｚｅ（２３．２２）（２３．２１）（２３．６６）（２３．６５）（２３．２０）（２３．１９）－１６．１３２５－１６．３９０８－１６．１３６１常数项（－２２．９５）（－２３．３６）（－２２．９４）Ｃｈｉ２（３２）＝２４３９．８６Ｃｈｉ２（３２）＝２４３２．８１Ｃｈｉ２（３２）＝２４４０．１５ＬＲｔｅｓｔＰｒｏｂ＞Ｃｈｉ２＝０．００００Ｐｒｏｂ＞Ｃｈｉ２＝０．００００Ｐｒｏｂ＞Ｃｈｉ２＝０．００００２Ｐｓｅｕｄｏ－Ｒ０．２４６５０．２４５８０．２４６６Ｌｏｇｌｉｋｅｌｉｈｏｏｄ－３７２８．６３９－３７３２．１６０６－３７２８．４９４９Ｎ７１５０７１５０７１５０ 注：括号中为Ｚ检验值，、、分别表示０．１、０．０５、０．０１水平上显著。虚拟变量的边际效应是在其他自变量的样本均值点处，虚拟变量分别取０和１而引起的概率变化，连续变量的边际效应是在样本均值点计算得到的。表２是市场化进程与现金股利支付水平的Ｔｏｂｉｔ模型回归结果，模型１～３中市场化进程指数、政府干预指数与法制水平指数的系数均在１％的显著性水平上为正，结果表明公司所在地区的市场化进程越高，其股利支付水平也越高。此外，估计了各模型中变量的边际效应，综合表１和表２的回归结果，市场化进程较高的地区，上市公司的现金股利支付倾向及支付水平均更高，假设１得到验证。表２ 市场化进程与现金股利支付水平的回归结果变量模型１边际效应模型２边际效应模型３边际效应 ０．０５９３ ０．０２７８Ｍａｒ（５．３３）（５．３３） ０．０５４８ ０．０２５７Ｇｏｖ（５．０７）（５．０７） ０．０５７４ ０．０２６９Ｌａｗ（５．１７）（５．１７）－０．０２２３－０．０１０５－０．０２２１－０．０１０４－０．０２２４－０．０１０５Ｇｒｏｗｔｈ（－６．４１）（－６．４３）（－６．３６）（－６．３８）（－６．４４）（－６．４４）０．３５４５０．１６６５０．３５２００．１６５３０．３５６１０．１６７１Ｒｏｅ（４．８１）（４．８５）（４．７７）（４．８１）（４．８３）（４．８７） ８０
财务政策与行为研究续表变量模型１边际效应模型２边际效应模型３边际效应－０．３９３９－０．１８４９－０．３９８１－０．１８６９－０．３９３９－０．１８４９Ｌｅｖｅｒａｇｅ（－１０．９３）（－１０．９９）（－１１．０５）（－１１．１２）（－１０．９２）（－１０．９９）１．６２３４０．７６２２１．６０６５０．７５４３１．６２５４０．７６３１ＦＣＦ（１０．７０）（１０．６８）（１０．５９）（１０．５６）（１０．７２）（１０．６９）０．１１２２０．０５２７０．１１４４０．０５３７０．１１２１０．０５２６Ｓｉｚｅ（２０．０２）（２０．３４）（２０．５４）（２０．８７）（１９．９９）（２０．３）－２．２１５６－２．２６２４－２．２１５５常数项（－１８．５２）（－１８．９９）（－１８．５１）Ｃｈｉ２（３２）＝１７８３．８４Ｃｈｉ２（３２）＝１７８１．１７Ｃｈｉ２（３２）＝１７８２．２１ＬＲｔｅｓｔＰｒｏｂ＞Ｃｈｉ２＝０．００００Ｐｒｏｂ＞Ｃｈｉ２＝０．００００Ｐｒｏｂ＞Ｃｈｉ２＝０．００００２Ｐｓｅｕｄｏ－Ｒ０．１９７２０．１９６９ ０．１９７０Ｌｏｇｌｉｋｅｌｉｈｏｏｄ－３６３１．４０６６－３６３２．７４２５－３６３２．２２４４Ｎ７１５０７１５０７１５０７１５０７１５０７１５０ 注：括号中为Ｔ值，、、分别表示０．１、０．０５、０．０１水平上显著。虚拟变量的边际效应是在其他自变量的样本均值点处，虚拟变量分别取０和１而引起的概率变化，连续变量的边际效应是在样本均值点计算得到的。表３ “治理效应”假说与“缓解融资约束效应”假说的验证结果 （二）市场化进程与现金股利政策：“治理效应”假说与“缓解融资约束效应”假说的验证变量模型１模型２模型３ 表３是模型（３）公司价值模型的回归结 ２．２８５５ ２．２６７０ ２．２９０９Ｅｔ／Ａｔ（４．５６）（４．５８）（４．５５）果，主要用于验证市场化进程对现金股利政０．６２８５０．６３４３０．６２７０策的正面影响是由于市场化进程的“治理效ｄＥｔ／Ａｔ（８．４０）（８．６７）（８．２７）应”，还是“缓解融资约束效应”。回归结果２．１３５４２．１２０７２．１３７６ｄＥｔ＋２／Ａｔ中公司增加现金股利支付与低市场化进程（８．２８）（８．３４）（８．３１）虚拟变量的交乘项ｄＤ／ＡＬｏｗＭａｒｋｅｔｉｚａ－０．６６３０－０．６５８１－０．６６３０ｔ＋２ｔｄＡｔ／Ａｔ（－５．２５）（－５．３３）（－５．２６）ｔｉｏｎ系数均在１％的水平上显著为负，表明０．６６６１０．６６６５０．６６５９在市场化程度较低的地区，公司增加现金股ｄＡｔ＋２／Ａｔ（５９．０５）（５９．２６）（５７．６９）利支付会损害公司价值，支持假设２Ｂ“缓解３１．７３７４３２．７３９４３１．５５６６ＲＤｔ／Ａｔ融资约束效应”假说，即中国上市公司中，市（３．７３）（３．６３）（３．７４）场化进程对现金股利政策的正面影响是源－１９．１７２５－２０．０６０５－１８．９７６８ｄＲＤｔ／Ａｔ（－４．５５）（－４．５８）（－４．６１）于市场化进程对融资约束程度的缓解。６．４５３６．８３０６．６３８表３的检验结果表明，市场化进程对现ｄＲＤｔ＋２／Ａｔ（０．７１）（０．７４）（０．７２）金股利政策的正面影响源于其对上市公司－６．５６３－６．４７０－６．５８２Ｉｔ／Ａｔ所面临融资约束程度的缓解，在这一研究结（－０．９７）（－０．９５）（－０．９８）论成立的前提下，若公司成长性较高，由于－１１．２８５８－１１．３３３２－１１．２６６４ｄＩｔ／Ａｔ（－３．０２）（－３．０４）（－３．０３）需要更多的现金以满足公司发展的需要，因－９．５８０３－９．４７６８－９．５６１５此处于市场化程度较低地区的上市公司增ｄＩｔ＋２／Ａｔ（－３０．１０）（－３５．１７）（－３０．７８）发现金股利产生的负面价值效应将更强。２．９００１２．６７８３２．７９１６Ｄｔ／Ａｔ对此，本文将模型（３）的样本根据成长性中（４．８５）（６．４２）（４．９３） ８１
经济与管理研究（２０１４年第５期）ＲｅｓｅａｒｃｈｏｎＥｃｏｎｏｍｉｃｓａｎｄＭａｎａｇｅｍｅｎｔ续表位数分为高成长性组与低成长性组，分组检变量模型１模型２模型３验成长性对低市场化进程地区的公司增发 ２．７６１２ ２．８３１９ ２．８０８０现金股利产生的价值效应有何差异，以此作ｄＤｔ／Ａｔ（３．０３）（２．９４）（３．１２）为对假设２Ｂ的进一步验证。表４是基于公４．６２２８５．５４０１４．９３０８ｄＤｔ＋２／Ａｔ（６．７６）（７．９７）（７．０７）司成长性的市场化进程“缓解融资约束效－０．３２５０－０．３２４６－０．３２５１应”的检验结果，与低成长性组样本相比，高ｄＶｔ＋２／Ａｔ（－５２．７５）（－５１．５０）（－５３．０２）成长性样本组中，增加现金股利支付与低市－２．２１０５ｄＤｔ＋２／ＡｔＬｏｗＭａｒ（－１６．２７）场化进程虚拟变量的交乘项ｄＤ／ＡＬｏｗｔ＋２ｔ－４．１２５９Ｍａｒｋｅｔｉｚａｔｉｏｎ的系数的绝对值更大且显著性ｄＤｔ＋２／ＡｔＬｏｗＧｏｖ（－３．５５）更强，进一步验证了假设２Ｂ，即与治理因素－２．６７２２ｄＤｔ＋２／ＡｔＬｏｗＬａｗ（－５．６４）相比，融资约束是影响中国上市公司现金股０．８３２６０．８０６７０．８３９７利政策更重要的因素，市场化进程对现金股常数项（１．４１）（１．３９）（１．４４）利政策的正面影响是由于其对融资约束程２Ｒ０．６９０８０．６９１２０．６９０９度的缓解。Ｎ２８５５２８５５２８５５ 注：括号中为Ｔ值，、、分别表示０．１、０．０５、０．０１水平上显著（双尾）。表４ 基于公司成长性的市场化进程“缓解融资约束效应”的进一步检验结果模型１模型２模型３模型４模型６模型５变量低成长性高成长性低成长性高成长性低成长性高成长性 ２．９１７３ ２．８５２３ ２．９１９０ ２．７７４６ ２．８３７７ ２．９３６８Ｅ／Ａｔｔ（６．９８）（４．６０）（６．９３）（４．６２）（４．５２）（６．８７）－０．０９５２０．５４４５－０．１０５０．５３２７０．５５４０－０．０９５５ｄＥ／Ａｔｔ（－０．２７）（２．８７）（－０．３０）（２．９０）（２．９１）（－０．２７）１．５３１８２．４６３４１．５２９３２．４４３６２．４６０３１．５３７９ｄＥ／Ａｔ＋２ｔ（７．５０）（７．２８）（７．３６）（７．７２）（７．０７）（７．７５）－０．６０９４－０．６４６１－０．６０５９－０．６３６１－０．６４６７－０．６１０９ｄＡ／Ａｔｔ（－４．９４）（－３．９７）（－４．８５）（－４．０４）（－３．９７）（－４．９６）０．６６６１０．５５４２０．６６８１０．５５６８０．５５４３０．６６４９ｄＡ／Ａｔ＋２ｔ（２２．７５）（３５．５８）（２２．４３）（３８．１３）（３４．３３）（２３．６４）３８．８２１０３６．８８３１３５．９０８５３６．４５９５３６．８４００３９．８９２１ＲＤ／Ａｔｔ（２．４２）（５．８７）（２．１８）（６．１５）（５．８３）（２．５０）－６２．２９５４－４．３２７－６１．４２３５－３．６１４－４．３７７－６２．８８２０ｄＲＤ／Ａｔｔ（－５．５４）（－１．４４）（－６．０２）（－１．２１）（－１．４３）（－５．５３）１６．８６２２．０５７４１６．００２２．７９６３２１．９７２４１８．２８ｄＲＤ／Ａｔ＋２ｔ（０．９９）（３．１６）（０．９４）（３．０６）（３．１５）（１．０５）－０．９９２４．４７９－１．００７５．２４２４．５２６－１．０９５Ｉ／Ａｔｔ（－０．９０）（１．２０）（－０．８３）（１．３５）（１．２１）（－０．９６）－２．６１１－１５．４１４６－２．６３４－１５．６１８１－１５．４４３６－２．５６４ｄＩ／Ａｔｔ（－１．３３）（－１５．４５）（－１．３６）（－１７．１７）（－１５．５３）（－１．３１）－８．５４８２－７．２８３３－８．５５８４－６．９７３９－７．２５２５－８．５１５９ｄＩ／Ａｔ＋２ｔ（－３．５４）（－４．８１）（－３．５３）（－４．１７）（－４．８０）（－３．５４）１５．１８４２１１．６１３２１５．４１３２１１．４８７６１１．７６０８１４．１５７１Ｄ／Ａｔｔ（４．０１）（６．６５）（４．１３）（５．６１）（７．４４）（４．０６）１．４５２－０．４０８１．４０８－０．１４６－０．４９５１．７７２１ｄＤ／Ａｔｔ（１．５０）（－０．２６）（１．３５）（－０．０８）（－０．３２）（１．６９） ８２
财务政策与行为研究续表模型１模型２模型３模型４模型６模型５变量低成长性高成长性低成长性高成长性低成长性高成长性 １３．５３５１ ３．２４５８ １２．７９３５ ５．３４７９ ２．９９２２ １４．５４７７ｄＤ／Ａｔ＋２ｔ（３．９１）（３．６９）（３．６１）（１８．２５）（３．５０）（３．８４）－０．２７４３－０．３４４５－０．２７４９－０．３４４４－０．３４４８－０．２７４５ｄＶ／Ａｔ＋２ｔ（－１３７．７８）（－１９．５８）（－１５６．７１）（－１９．８４）（－１９．３５）（－１２１．７３）－２．０７９４－２．５６９６ｄＤ／ＡＬｏｗＭａｒｔ＋２ｔ（－１．９８）（－３．２０）－０．１２０－６．７５７４ｄＤ／ＡＬｏｗＧｏｖｔ＋２ｔ（－０．０７）（－３．２６）－１．８３０７－４．４７０８ｄＤ／ＡＬｏｗＬａｗｔ＋２ｔ（－１．６５）（－６．０１）２．５６８６３．９２９１２．５６６１３．９２５７３．９２５６２．５７７７常数项（３４．２８）（２７．０６）（３５．５６）（２８．３２）（２６．９２）（３４．６３）２Ｒ０．６９４７０．７３１７０．６９４５０．７３３００．７３１５０．６９５２Ｎ１４１２１４２７１４１２１４２７１４２７１４１２ 注：括号中为Ｔ值，、、分别表示０．１、０．０５、０．０１水平上显著（双尾）。 （三）稳健性检验本文进行了如下稳健性检验：（１）由于销售收入受盈余操纵的可能性较小，更能反正真实的股利支付水平，使［１４］用每股股利／每股销售收入来衡量股利支付水平；（２）借鉴拉波特等（ＬａＰｏｒｔａｅｔａｌ．，２０００），使用现金股利总额／资产总额以及每股现金股利来衡量现金股利支付水平。以上实证回归结果没有改变，表明本文的研究结论具有稳健性。 五、研究结论［３］本文借鉴拉波特等（ＬａＰｏｒｔａｅｔａｌ．，２０００）为代表的“法律与金融”的典型研究方法，实证检验中国各地区市场化进程的不平衡性对公司现金股利政策的影响，并在此基础上进一步对市场化进程影响现金股利政策的路径和机理进行分析。研究发现，在市场化程度较高的地区，上市公司的现金股利支付倾向及支付水平均较高；市场化进程对现金股利政策的正面影响是由于市场化进程的发展使得上市公司所面临的融资约束程度得到缓解。本文补充了宏观层面外部环境对微观层面公司财务决策影响的研究，且用实证结果区分了市场化进程对现金股利正面影响的“治理效应”假说和“缓解融资约束效应”假说，有利于更加深刻准确地认识市场化改革的影响。本文的启示在于：市场化进程的发展能够有效提高公司支付现金股利的可能性及支付水平，进而保护股东利益，市场化进程对现金股利政策的影响源于其对上市公司所面临的融资约束程度的缓解，这表明，与代理问题相比，融资约束是导致现阶段中国上市公司“重融资、轻回报”的主要因素，因此，规范中国上市公司股利分配行为，提高股利政策有效性的关键在于：进一步推行市场化改革，尤其是促进金融市场发展，增加上市公司的融资渠道，减轻融资约束程度等方面着手。参考文献：［１］ＬｉｎｔｎｅｒＪ．ＤｉｓｔｒｉｂｕｔｉｏｎｏｆＩｎｃｏｍｅｓｏｆＣｏｒｐｏｒａｔｉｏｎｓａｍｏｎｇＤｉｖｉｄｅｎｄｓ，ＲｅｔａｉｎｅｄＥａｒｎｉｎｇｓ，ａｎｄＴａｘｅｓ［Ｊ］．ＴｈｅＡｍｅｒｉｃａｎＥｃｏｎｏｍｉｃＲｅｖｉｅｗ，１９５６，４６（２）：９７－１１３． ８３
经济与管理研究（２０１４年第５期）ＲｅｓｅａｒｃｈｏｎＥｃｏｎｏｍｉｃｓａｎｄＭａｎａｇｅｍｅｎｔ［２］ＢｌａｃｋＦ．ＴｈｅＤｉｖｉｄｅｎｄＰｕｚｚｌｅ［Ｊ］．ＪｏｕｒｎａｌｏｆＰｏｒｔｆｏｌｉｏＭａｎａｇｅｍｅｎｔ，１９７６（２）：５－８．［３］夏立军，方轶强．政府控制、治理环境与公司价值［Ｊ］．经济研究，２００５（５）：４０－５１．［４］樊纲，王小鲁，朱恒鹏．中国市场化指数———各地区市场化相对进程２０１１年报告［Ｍ］．北京：经济科学出版社，２０１１．［５］ＭｏｄｉｇｌｉａｎｉＦ，ＭｉｌｅｒＭＨ．ＴｈｅＣｏｓｔｏｆＣａｐｉｔａｌ，ＣｏｒｐｏｒａｔｉｏｎＦｉｎａｎｃｅａｎｄｔｈｅＴｈｅｏｒｙｏｆＩｎｖｅｓｔｍｅｎｔ［Ｊ］．ＴｈｅＡｍｅｒｉｃａｎＥｃｏｎｏｍｉｃＲｅｖｉｅｗ，１９５８，４８（３）：２６１－２９７．［６］ＭｏｄｉｇｌｉａｎｉＦ，ＭｉｌｅｒＭＨ．ＤｉｖｉｄｅｎｄＰｏｌｉｃｙ，Ｇｒｏｗｔｈ，ａｎｄｔｈｅＶａｌｕａｔｉｏｎｏｆＳｈａｒｅｓ［Ｊ］．ＴｈｅＪｏｕｒｎａｌｏｆＢｕｓｉｎｅｓｓ，１９６１，３４（４）：４１１－４３３．［７］ＪｏｈｎＫ，ＷｉｌｉａｍｓＪ．Ｄｉｖｉｄｅｎｄｓ，Ｄｉｌｕｔｉｏｎ，ａｎｄＴａｘｅｓ：ＡＳｉｇｎａｌｉｎｇＥｑｕｉｌｉｂｒｉｕｍ［Ｊ］．ＴｈｅＪｏｕｒｎａｌｏｆＦｉｎａｎｃｅ，１９８５，４０（４）：１０５３－１０７０．［８］ＭｉｌｅｒＭＨ，ＲｏｃｋＫ．ＤｉｖｉｄｅｎｄＰｏｌｉｃｙｕｎｄｅｒＡｓｙｍｍｅｔｒｉｃＩｎｆｏｒｍａｔｉｏｎ［Ｊ］．ＴｈｅＪｏｕｒｎａｌｏｆＦｉｎａｎｃｅ，１９８５，４０（４）：１０３１－１０５１．［９］ＡｓｑｕｉｔｈＰ，ＭｕｌｉｎｓＪｒＤＷ．ＴｈｅＩｍｐａｃｔｏｆＩｎｉｔｉａｔｉｎｇＤｉｖｉｄｅｎｄＰａｙｍｅｎｔｓｏｎＳｈａｒｅｈｏｌｄｅｒｓＷｅａｌｔｈ［Ｊ］．ＪｏｕｒｎａｌｏｆＢｕｓｉｎｅｓｓ，１９８３：７７－９６．［１０］ＨｅａｌｙＰＭ，ＰａｌｅｐｕＫＧ．ＥａｒｎｉｎｇｓＩｎｆｏｒｍａｔｉｏｎＣｏｎｖｅｙｅｄｂｙＤｉｖｉｄｅｎｄＩｎｉｔｉａｔｉｏｎｓａｎｄＯｍｉｓｓｉｏｎｓ［Ｊ］．ＪｏｕｒｎａｌｏｆＦｉｎａｎｃｉａｌＥｃｏｎｏｍｉｃｓ，１９８８，２１（２）：１４９－１７５．［１１］ＪｅｎｓｅｎＭ．ＡｇｅｎｃｙＣｏｓｔｏｆＦｒｅｅＣａｓｈＦｌｏｗ，ＣｏｒｐｏｒａｔｅＦｉｎａｎｃｅ，ａｎｄＴａｋｅｏｖｅｒｓ［Ｊ］．ＣｏｒｐｏｒａｔｅＦｉｎａｎｃｅａｎｄＴａｋｅｏｖｅｒｓ．ＡｍｅｒｉｃａｎＥｃｏｎｏｍｉｃＲｅｖｉｅｗ，１９８６，７６（２）：３２３－３２９．［１２］ＬａｎｇＬＨＰ，ＬｉｔｚｅｎｂｅｒｇｅｒＲＨ．ＤｉｖｉｄｅｎｄＡｎｎｏｕｎｃｅｍｅｎｔｓ：ＣａｓｈＦｌｏｗＳｉｇｎａｌｉｎｇｖｓ．ＦｒｅｅＣａｓｈＦｌｏｗＨｙｐｏｔｈｅｓｉｓ？［Ｊ］．ＪｏｕｒｎａｌｏｆＦｉｎａｎｃｉａｌＥｃｏｎｏｍｉｃｓ，１９８９，２４（１）：１８１－１９１．［１３］ＥａｓｔｅｒｂｒｏｏｋＦＨ．ＴｗｏＡｇｅｎｃｙｃｏｓｔＥｘｐｌａｎａｔｉｏｎｓｏｆＤｉｖｉｄｅｎｄｓ［Ｊ］．ＴｈｅＡｍｅｒｉｃａｎＥｃｏｎｏｍｉｃＲｅｖｉｅｗ，１９８４，７４（４）：６５０－６５９．［１４］ＬａＰｏｒｔａＲ，ＬｏｐｅｚｄｅＳｉｌａｎｅｓＦ，ＶｉｓｈｎｙＲ，ＳｈｌｅｉｆｅｒＡ．ＡｇｅｎｃｙＰｒｏｂｌｅｍｓａｎｄＤｉｖｉｄｅｎｄＰｏｌｉｃｉｅｓａｒｏｕｎｄｔｈｅＷｏｒｌｄ［Ｊ］．ＪｏｕｒｎａｌｏｆＦｉｎａｎｃｅ，２０００，６０（１）：１－３３．［１５］方军雄．市场化进程与资本配置效率的改善［Ｊ］．经济研究，２００６（５）：５０－６１．［１６］ＦａｍａＥＦ，ＦｒｅｎｃｈＫＲ．Ｔａｘｅｓ，ＦｉｎａｎｃｉｎｇＤｅｃｉｓｉｏｎｓ，ａｎｄＦｉｒｍＶａｌｕｅ［Ｊ］．ＴｈｅＪｏｕｒｎａｌｏｆＦｉｎａｎｃｅ，１９９８，５３（３）：８１９－８４３．［１７］ＰｉｎｋｏｗｉｔｚＬ，ＳｔｕｌｚＲＭ，ＷｉｌｉａｍｓｏｎＲ．ＤｏＦｉｒｍｓｉｎＣｏｕｎｔｒｉｅｓｗｉｔｈＰｏｏｒＰｒｏｔｅｃｔｉｏｎｏｆＩｎｖｅｓｔｏｒＲｉｇｈｔｓＨｏｌｄＭｏｒｅＣａｓｈ？［Ｒ］．ＮａｔｉｏｎａｌＢｕｒｅａｕｏｆＥｃｏｎｏｍｉｃＲｅｓｅａｒｃｈ，２００３．［１８］ＢｒｏｃｋｍａｎＰ，ＵｎｌｕＥ．ＤｉｖｉｄｅｎｄＰｏｌｉｃｙ，ＣｒｅｄｉｔｏｒＲｉｇｈｔｓ，ａｎｄｔｈｅＡｇｅｎｃｙＣｏｓｔｓｏｆＤｅｂｔ［Ｊ］．ＪｏｕｒｎａｌｏｆＦｉｎａｎｃｉａｌＥｃｏｎｏｍｉｃｓ，２００９，９２（２）：２７６－２９９．ＴｈｅＰｒｏｃｅｓｓｏｆＭａｒｋｅｔｉｚａｔｉｏｎａｎｄＣａｓｈＤｉｖｉｄｅｎｄＰｏｌｉｃｉｅｓ———ＧｏｖｅｒｎａｎｃｅＥｆｅｃｔｏｒＡｌｅｖｉａｔｉｎｇＦｉｎａｎｃｉｎｇＣｏｎｓｔｒａｉｎｔｓＥｆｅｃｔ１２１ＹＡＮＧＸｉｎｇｑｕａｎ，ＺＨＡＮＧＬｉｐｉｎｇ，ＣＨＥＮＸｕｄｏｎｇ（１．ＳｃｈｏｏｌｏｆＥｃｏｎｏｍｉｃｓａｎｄＭａｎａｇｅｍｅｎｔ／ＣｅｎｔｅｒｏｆＣｏｒｐｏｒａｔｅＧｏｖｅｒｎａｎｃｅａｎｄＭａｎａｇｅｍｅｎｔ，ＳｈｉｈｅｚｉＵｎｉｖｅｒｓｉｔｙ，Ｓｈｉｈｅｚｉ８３２０００；２．ＡｃｃｏｕｎｔｉｎｇＳｃｈｏｏｌ，ＺｈｅｊｉａｎｇＵｎｉｖｅｒｓｉｔｙｏｆＦｉｎａｎｃｅａｎｄＥｃｏｎｏｍｉｃｓ，Ｈａｎｇｚｈｏｕ３１００１８）Ａｂｓｔｒａｃｔ：Ｗｉｔｈｔｈｅｗｈｏｌｅａｄｖａｎｃｅｍｅｎｔｏｆｍａｒｋｅｔｉｚａｔｉｏｎｐｒｏｃｅｓｓ，ｔｈｅｒｅｉｓａｌｓｏａｄｉｓｅｑｕｉｌｉｂｒｉｕｍｉｎｒｅｇｉｏｎａｌｄｅｖｅｌｏｐｍｅｎｔ，ｓｏｔｈａｔｔｈｅｇｏｖｅｒｎａｎｃｅｅｎｖｉｒｏｎｍｅｎｔｏｒｆｉｎａｎｃｉｎｇｃｏｎｓｔｒａｉｎｔｓｗｈｉｃｈａｃｏｍｐａｎｙｆａｃｅｓｉｓｖａｒｉｏｕｓｂｅｔｗｅｅｎｔｈｅｔｉｍｅａｎｄｓｐａｃｅ，ｌｅａｄｉｎｇｔｏｔｈｅｃｏｍｐａｎｙｓｄｉｆｅｒｅｎｔｃａｓｈｄｉｖｉｄｅｎｄｐｏｌｉｃｉｅｓ．Ｕｓｉｎｇｔｈｅｄａｔａｆｒｏｍ２００５ｔｏ２０１１ａｓｓａｍｐｌｅｓ，ｔｈｉｓｐａｐｅｒｅｍｐｉｒｉｃａｌｙｔｅｓｔｅｄｔｈｅｉｎｆｌｕｅｎｃｅｏｆｍａｒｋｅｔｉｚａｔｉｏｎｐｒｏｃｅｓｓｏｎｃａｓｈｄｉｖｉｄｅｎｄｐｏｌｉｃｉｅｓ，ａｎｄｏｎｔｈｉｓｂａｓｉｓ，ｅｘａｍｉｎｅｄｔｈｅｓｐｅｃｉｆｉｃｅｆｅｃｔｏｆｈｏｗｍａｒｋｅｔｉｚａｔｉｏｎｉｎｆｌｕｅｎｃｅｄｃａｓｈｄｉｖｉｄｅｎｄｐｏｌｉｃｉｅｓ．Ｔｈｅｅｍｐｉｒｉｃａｌｒｅｓｕｌｔｓｓｈｏｗｔｈａｔ，ｉｎｔｈｅａｒｅａｓｗｈｅｒｅｔｈｅｍａｒｋｅｔｉｚａｔｉｏｎｉｓｈｉｇｈｅｒ，ｂｏｔｈｔｈｅｔｅｎｄｅｎｃｙａｎｄｔｈｅａｍｏｕｎｔｏｆｃａｓｈｄｉｖｉｄｅｎｄｐａｙｍｅｎｔｉｓｈｉｇｈｅｒ，ｗｈｉｌｅｔｈｅｐｏｓｉｔｉｖｅｉｎｆｌｕｅｎｃｅｏｆｔｈｅｍａｒｋｅｔｉｚａｔｉｏｎｐｒｏｃｅｓｓｏｎｃａｓｈｄｉｖｉｄｅｎｄｒｅｓｕｌｔｓｆｒｏｍｔｈｅｍａｒｋｅｔｏｒｉｅｎｔｅｄｒｅｆｏｒｍ，ａｌｅｖｉａｔｉｎｇｔｈｅｄｅｇｒｅｅｏｆｆｉｎａｎｃｉｎｇｃｏｎｓｔｒａｉｎｔ．Ｋｅｙｗｏｒｄｓ：Ｍａｒｋｅｔｉｚａｔｉｏｎ；ＣａｓｈＤｉｖｉｄｅｎｄＰｏｌｉｃｉｅｓ；ＧｏｖｅｒｎａｎｃｅＥｆｅｃｔ；ＦｉｎａｎｃｉｎｇＣｏｎｓｔｒａｉｎｔｓ责任编辑：蒋 琰 ８４
