（中國地質(zhì)大學(xué)（武漢）經(jīng)濟管理學(xué)院 湖北武漢430074）

一、研究背景和假設(shè)

Miller and Modigliani（1961）提出在完善的資本市場中，公司股利支付政策與公司價值無關(guān)，主要是因為只有投資才能影響公司的收益以及現(xiàn)金流量從而影響到公司的價值，并且投資與公司的股利政策無關(guān)。但是在不完善的市場中，股利政策會影響投資決策。當管理者比外部投資者更加了解公司的資產(chǎn)價值和投資項目時，會在管理層和投資者之間產(chǎn)生信息不對稱，進而產(chǎn)生逆向選擇和道德風(fēng)險兩方面的問題，使公司獲取外部資金受到限制 （Jensen and Meckling，1976；Myers and Majluf，1984）。由于外部資金受到限制，公司的內(nèi)部資金就面臨著在投資項目及分配股利之間進行選擇。此時，股利政策就會對公司的投資決策產(chǎn)生較大的影響。

本文預(yù)期財務(wù)報告質(zhì)量能有效減輕股利分配對投資的負作用。高質(zhì)量的財務(wù)報告通過提供更加完善的投資項目信息以減輕信息不對稱性，進而削弱了證券發(fā)行過程中的逆向選擇（Bushman and Smith，2001）。 同時，高質(zhì)量的財務(wù)報告是對管理層一種有力的監(jiān)督，從而減輕了道德風(fēng)險問題。所以公司的財務(wù)報告質(zhì)量越高，獲取的外部資金就會越充足，其為支付股利而放棄有價值的投資項目的可能性就越小。因此，本文假設(shè)財務(wù)報告質(zhì)量越高，越能減輕股利分配對投資約束的負作用（H1）。

同時，本文預(yù)期增長期權(quán)在公司價值中所占份額越大，高財務(wù)報告質(zhì)量越能減輕股利政策對投資的負作用。所謂增長期權(quán)是公司通過預(yù)先投資獲得未來成長的機會，持有在未來一段時間內(nèi)進行某項經(jīng)濟活動的權(quán)力 （吳江林等，2010）。公司市值由資產(chǎn)重置成本和增長機會的價值組成（許民利，2001），由于增長期權(quán)所帶來的現(xiàn)金流是不確定的，增長期權(quán)份額越大，管理層和外部投資者在公司價值方面面臨的信息不對稱就越嚴重。因此本文的另一個假設(shè)是增長期權(quán)價值占公司價值份額越大，財務(wù)報告質(zhì)量越能減輕股利分配對投資的負作用（H2）。

二、研究設(shè)計

為檢驗財務(wù)報告質(zhì)量是否可以減輕股利對投資的負面影響，本文采用了如下模型：

Capitalinjt為公司j在t年的資本投資額與t-1年的期末總資產(chǎn)之比，資本投資額借鑒胡國柳（2006）提出的觀點，采用購建固定資產(chǎn)、無形資產(chǎn)和其他長期資產(chǎn)所支付的現(xiàn)金與處置固定資產(chǎn)、無形資產(chǎn)和其他長期資產(chǎn)收到現(xiàn)金的差額。Dividendjt為公司發(fā)放的現(xiàn)金股利總額與上一年期末總資產(chǎn)之比。RQjt-1為公司j在t-1年末的財務(wù)報告質(zhì)量。具體計算借鑒了McNichols（2002）的調(diào)整DD模型：

△WCAjt為公司應(yīng)收賬款、存貨和其他流動資產(chǎn)的變化額減去應(yīng)付賬款、應(yīng)交稅費和其他流動負債的變化額。Cfo為公司經(jīng)營活動產(chǎn)生的現(xiàn)金凈流量。△Revenuesjt為公司營業(yè)收入的變化額。PPE為公司當年的固定資產(chǎn)凈額。（2）式中所有的變量都除以了當期的平均總資產(chǎn)，以消除公司規(guī)模的影響。在按行業(yè)進行回歸時，本文規(guī)定了各年度單個行業(yè)的樣本量不少于15個。根據(jù)上式的回歸結(jié)果，本文定義RQjt-1為公司j的t-5到t-1年度回歸殘差標準差的相反數(shù)，其代數(shù)值越大，就代表公司的財務(wù)報告質(zhì)量越高。

模型（1）中變量 dividendjt×RQjt-1的系數(shù) β2是本次研究的重點，如果β2為正，則支持本文的假設(shè)1，財務(wù)報告質(zhì)量越高，公司的股利分配對投資的約束就越弱。因為RQjt-1是負的，在相同的股利發(fā)放水平下，RQjt-1越大，整個交乘項就越小，對Capitalinjt的負影響就越小。

為了使本次研究更具有說服力，本文考慮了模型（1）中主要變量（Dividendjt、dividendjt×RQjt-1）的內(nèi)生性問題。 本文選取了dividendjt-1和Roajt作為dividendjt的工具變量，因為它們是決定當期股利發(fā)放的重要變量，同時又與Capitalinjt沒有因果關(guān)系。找到了dividendjt的工具變量，自然可以使Dividendjt-1×RQjt-1、Roajt×RQjt-1作為 Dividendjt×RQjt-1的工具變量。

對于增長期權(quán)，本文采用托賓Q值衡量增長期權(quán)占公司價值的份額，同時計算了2007-2011年度樣本公司的托賓Q值中位數(shù)，按此將所有樣本分為低增長期權(quán)組和高增長期權(quán)組。通過對兩組子樣本分別進行回歸，為假設(shè)2提供證據(jù)。

以上介紹了主要模型和變量，表1則是本文中采用的一些控制變量。

三、樣本選擇

表1 控制變量

表2 描述性統(tǒng)計

本文選取我國A股上市公司2007-2011年數(shù)據(jù)作為樣本對提出的假設(shè)進行檢驗。遵照以往的研究，將金融類上市公司從樣本中剔除。由于計算RQjt-1和Sdcfojt-1、Sdsalejt-1以及Sdcajt-1需要每家公司t-5至t-1年度五年連續(xù)的數(shù)據(jù)，因此對不符合此要求的樣本予以剔除，最后剩下1 193家上市公司共5 173條數(shù)據(jù)。公司財務(wù)數(shù)據(jù)除股利政策外均來源于CSMAR數(shù)據(jù)庫，股利政策來源于中國證券網(wǎng)數(shù)據(jù)平臺。

表3 假設(shè)1檢驗結(jié)果

表4 假設(shè)2檢驗結(jié)果

四、實證結(jié)果

如上頁表2所示，為排除異常值影響，本文對所有連續(xù)變量在1%和99%的水平上進行了winsorize處理。Dividendjt的均值和中位數(shù)分別為0.01和0.00，說明所選取的1 193家公司在2007-2012年度分配的股利很少。

表3是采用OLS和2SLS進行回歸的結(jié)果。從第2列數(shù)據(jù)可以看到，股利與財報質(zhì)量的交乘項 （Dividendjt×RQjt-1）的系數(shù)為正（1.638），與預(yù)期相符，說明財務(wù)報告質(zhì)量越高，減輕股利政策對投資負面作用的能力就越強。然而，這種關(guān)系在統(tǒng)計上并不顯著，t值僅有1.03?？紤]到 前 面 所 提 到 的 Dividendjt、Dividendjt×RQjt-1的內(nèi)生性可能對回歸結(jié)果造成的影響，本文采用2SLS對模型（1）進行回歸，結(jié)果如第3-5列所示。Dividendjt同Dividendjt-1和Roajt是正相關(guān)的，同時，Dividendjt×RQjt-1和 Dividendjt-1×RQjt-1以及Roajt×RQjt-1也是正相關(guān)的，證實了工具變量選取的正確性。第5列顯示了第二階段的回歸結(jié)果，可以發(fā)現(xiàn)，Dividendjt×RQjt-1的系數(shù)仍然是正的，t值由不顯著變?yōu)榱嗽?%的水平上顯著。因此，本文假設(shè)1得到了驗證，即財務(wù)報告質(zhì)量越高，其減輕股利分配對投資約束負作用的能力就越強。

本文的假設(shè)2提到了增長期權(quán)占公司價值的份額越大，財務(wù)報告質(zhì)量的減輕作用越顯著。表4報告了按托賓Q值分組后對模型（1）進行回歸后的結(jié)果。表4的2-3列為采用OLS的結(jié)果，可以發(fā)現(xiàn)，低增長組和高增長組的交乘項系數(shù)均為正，說明財務(wù)報告質(zhì)量對于減輕股利對投資的負作用是有效的，但它們的t值都很小，在統(tǒng)計上不具有顯著性。同前面對假設(shè)1的驗證過程一樣，為消除變量的內(nèi)生性，采用了2SLS進行回歸，結(jié)果如第4-5列所示。低增長組的t值雖然有所增長，但在統(tǒng)計上仍然不顯著。高增長組則在接近1%的水平上顯著。以上發(fā)現(xiàn)證實了本文的假設(shè)2，公司價值中包含的增長期權(quán)份額越大，財務(wù)報告質(zhì)量的減輕作用就越強。

五、拓展研究

Brav（2005）提出管理層會因為維持股利發(fā)放水平而放棄有價值的投資項目，但不會為增加股利而放棄投資機會。因此，股利較上年減少的公司比股利較上年增加的公司更有可能面臨融資約束，從而更有可能為維持股利發(fā)放而放棄投資機會。從而，股利政策對投資的負效應(yīng)在股利較以前年度減少的公司中更為明顯。本文的假設(shè)1提到財務(wù)報告質(zhì)量越高，其減輕股利對投資負效應(yīng)的作用就越強，加之股利的負效應(yīng)在股利減少的公司中較為明顯，所以本文作出推斷，在股利減少的公司中，財務(wù)報告質(zhì)量的減輕作用更強。

為了進行上面的分析，本文對樣本進行了進一步的篩選。將t年和t-1年每股股利均為0的公司從樣本中剔除，共剩下2 929條數(shù)據(jù)，同時按每股股利的變化情況對樣本進行分組（△每股股利＜0，△每股股利=0，△每股股利＞0），采用2SLS回歸的結(jié)果如表5所示。

表5 按股利發(fā)放情況分組檢驗結(jié)果

單從Dividendjt×RQjt-1的系數(shù)看，同預(yù)期相符，三組子樣本中財務(wù)報告質(zhì)量越高，就越能減輕股利對投資的負作用。但同時也可以發(fā)現(xiàn)，三組樣本的t值均比較小，說明財務(wù)報告質(zhì)量的減輕作用在統(tǒng)計上并不顯著，也就無法證實減輕作用在股利分配減少的公司中更為明顯這一推斷。對此，本文認為可能有兩點原因：（1）樣本量的減少，使得回歸結(jié)果發(fā)生了變化。三組子樣本的數(shù)據(jù)均不超過總樣本數(shù)的1/4，使得回歸結(jié)果受到了影響。（2）可能存在其他因素，同樣可以減輕股利政策對投資的負作用，從而干擾本次研究的結(jié)果。

六、結(jié)論

股利政策和投資決策作為公司的兩項重要經(jīng)濟活動，對公司的成長和發(fā)展有著舉足輕重的影響。根據(jù)股利無關(guān)理論，在完善的資本市場中，投資是不會受股利政策影響的，但現(xiàn)實中的資本市場往往不是那么完美，由信息不對稱所帶來的證券發(fā)行的逆向選擇和管理層道德風(fēng)險使公司獲取外部資金受到限制，面對有限的內(nèi)部資金，公司不得不在股利發(fā)放和投資項目間進行抉擇，使得投資受到了限制。本文假設(shè)提高財務(wù)報告質(zhì)量可以減輕逆向選擇和道德風(fēng)險問題，使公司有機會獲取充足的外部資金，進而緩解股利發(fā)放對投資的負作用。實證檢驗結(jié)果同本文假設(shè)相符，財務(wù)報告質(zhì)量越高，越能有效減輕股利發(fā)放對投資的負影響，并且這種效應(yīng)在增長期權(quán)份額較大的公司中更加明顯。

理論方面，本文為財務(wù)報告質(zhì)量能有效減輕股利發(fā)放對投資的負作用提供了證據(jù)，為研究股利政策與投資的交互作用提供了一個新的視角。

實踐方面，通過加強上市公司的信息披露，提高其財務(wù)報告質(zhì)量，可以減少公司因發(fā)放股利而放棄有價值投資項目的可能性，從而維護了外部投資者的利益，促進公司的發(fā)展。