劉孟暉武瓊

(1.鄭州大學商學院，河南 鄭州 450001；2.南開大學商學院，天津 300071)

引言

作為回報股東的一種重要形式，股利政策直接影響到投資者的利益。根據(jù)代理成本理論，派現(xiàn)水平的高低直接影響到內部人(控股股東或經(jīng)營者)私利水平的大小，支付現(xiàn)金股利有利于減少經(jīng)營者所控制的現(xiàn)金資源，減少股東與經(jīng)營者之間的代理成本[1][2]。然而，現(xiàn)金股利的這種限制作用僅適用于公司的正常派現(xiàn)行為，對于一些非正常派現(xiàn)行為，可能體現(xiàn)了內部人的利益，是一種異常派現(xiàn)行為，其對內部人的限制作用將會降低。在外部法律法規(guī)和公司內部治理機制不完善的前提下，一些公司的股利政策披著合法的“外衣”，甚至被異化為內部人進行利益侵占的工具。異常派現(xiàn)包括異常高派現(xiàn)和異常低派現(xiàn)[15]：正常派現(xiàn)既維護了股東的利益，又為公司留存了內源資金；而異常派現(xiàn)是一種考慮公司內部人短期利益的非效率派現(xiàn)行為，可能對公司投資效率產(chǎn)生不利的影響。

在我國資本市場，上市公司的股利政策具有很大的隨意性和盲目性。一方面，隨著半強制性分紅政策的相繼出臺，我國發(fā)放現(xiàn)金股利的上市公司增加，其中不乏異常高派現(xiàn)類上市公司[16][17]。2008年10月9日，為了引導和規(guī)范我國上市公司的現(xiàn)金分紅，證監(jiān)會通過了《關于修改上市公司現(xiàn)金分紅若干規(guī)定的決定》，規(guī)定“最近三年以現(xiàn)金方式累計分配的利潤不少于最近三年實現(xiàn)的年均可分配利潤的百分之三十”，這對于提升我國上市公司現(xiàn)金股利水平具有一定的強制作用。另一方面，半強制分紅政策雖然顯著提高了派現(xiàn)上市公司比例，但半強制性分紅政策并沒有使“鐵公雞”公司(即異常低派現(xiàn)公司)的比例降低[18]，異常低派現(xiàn)現(xiàn)象依然普遍存在。由此可見，除了正常的現(xiàn)金股利行為之外，我國上市公司現(xiàn)金股利支付呈現(xiàn)兩極分化的特征：正常派現(xiàn)與異常派現(xiàn)并存，異常高派現(xiàn)與異常低派現(xiàn)并存。異常高派現(xiàn)和異常低派現(xiàn)都可能會嚴重影響公司內源資金的使用，從而影響到公司的投資效率。異常高派現(xiàn)會導致公司可用于投資的內源資金減少[19]，可能導致投資不足；反之，異常低派現(xiàn)會增加增加了公司內部人所控制的內源資金[19]，可能導致過度投資。

現(xiàn)有研究過多地關注現(xiàn)金股利與投資效率之間的關系，對異常派現(xiàn)關注不足。實際上，在股權分散的情況下，經(jīng)營者控制公司，為了更多地控制公司內部現(xiàn)金資源，經(jīng)營者可能會選擇異常低派現(xiàn)，造成內源資金的低效使用；在股權集中的情況下，大股東控制公司，為了依靠其擁有的所有權獲取現(xiàn)金回報，大股東可能會選擇異常高派現(xiàn)，異常高派現(xiàn)成為大股東“掏空”公司現(xiàn)金資源的一種方式，產(chǎn)生所謂的隧道效應[20]。異常派現(xiàn)有別于兼顧股東回報和投資效率的正常派現(xiàn)行為，會助長公司內部人進行非效率投資的行為，對公司的長期發(fā)展極為不利?；谶@樣的思路，本文研究了異常派現(xiàn)對公司投資效率的影響，相對于現(xiàn)有研究文獻，本文的創(chuàng)新主要體現(xiàn)在：與現(xiàn)有文獻關注正常派現(xiàn)對投資效率的影響不同，本文重點關注公司的異常派現(xiàn)行為對非效率投資的影響。借助于中國上市公司的實際數(shù)據(jù)，本文實證檢驗了異常派現(xiàn)、自由現(xiàn)金流與投資效率之間的關系。本文研究結論豐富和擴展了現(xiàn)金股利和投資效率之間關系，所得結論對于監(jiān)管部門現(xiàn)金股利政策的完善與改進具有一定的啟示意義，并為規(guī)范上市公司股利行為、提高投資效率提供了經(jīng)驗依據(jù)。

理論分析與研究假設

一、理論分析框架

上市公司的派現(xiàn)行為分為正常派現(xiàn)、異常高派現(xiàn)和異常低派現(xiàn)，其中正常派現(xiàn)是從公司的長期利益出發(fā)，向市場發(fā)送出積極的信號，一方面使股東獲得相應的現(xiàn)金回報，另一方面為公司留存適當?shù)?、可用于投資用途的內源資金，有利于公司的長期、良性發(fā)展。異常派現(xiàn)則是公司重視短期利益的體現(xiàn)，當上市公司進行異常高派現(xiàn)時，雖然股東獲得了較多的股利現(xiàn)金回報，但卻減少了公司可用于投資的內源資金，基于職業(yè)防御假說，內部人可能因為擔心投資失敗而喪失控制權，從而錯過良好的投資機會，造成投資不足[3]；當上市公司進行異常低派現(xiàn)時，此時公司留存有較多的內源資金，基于代理成本理論，內部人可能出于私有利益而將多余的內源資金投資于凈現(xiàn)值為負的項目上，造成過度投資[4]。過度投資和投資不足均體現(xiàn)了內部人私利，不利于公司的良性發(fā)展，極易引發(fā)公司的財務危機，使公司陷入財務困境，甚至走向破產(chǎn)的邊緣。

考慮到自由現(xiàn)金流也會對公司投資效率產(chǎn)生重要影響，本文加入自由現(xiàn)金流因素，進一步考察不同自由現(xiàn)金流公司的非效率投資行為。對于自由現(xiàn)金流豐富的公司而言，由于內源資金較豐富，即使異常高派現(xiàn)也未必導致投資不足，異常高派現(xiàn)與過度投資可能會并存，共同損害公司的良性發(fā)展；而對于自由現(xiàn)金流匱乏的公司，異常低派現(xiàn)也未必導致過度投資，有可能存在投資不足的現(xiàn)象，異常低派現(xiàn)與投資不足共存，也不利于公司的良性發(fā)展。

圖1 理論分析框架

基于上述分析，本文提出如圖1所示的理論分析框架。

二、現(xiàn)金股利與過度投資假說

現(xiàn)金股利問題一直以來是學界研究的重要問題之一。MM理論認為在完美市場下，公司價值與股利政策無關。然而自從Easterbrook[5]在其相關研究中對MM理論提出質疑，諸多學者紛紛探究現(xiàn)金股利發(fā)放的動因。Jenson[6]認為現(xiàn)金股利是降低自由現(xiàn)金流產(chǎn)生的代理成本的一種有效途徑。Kalay[7]指出，公司派現(xiàn)行為與投資行為之間存在相互關系，對于一些盈利不佳的公司，在合同簽定的股利上限較低時，往往會將更多的留存收益用于過度投資。Lang和Litzenberger[8]以托賓Q表示上市公司進行過度投資傾向的程度，發(fā)現(xiàn)成長性較低的上市公司的高派現(xiàn)行為可以抑制過度投資。Lamont[9]的研究則發(fā)現(xiàn)經(jīng)理人可直接使用現(xiàn)金流的多少是該公司過度投資水平高低的決定性因素。

由于西方多數(shù)公司實行相對較為穩(wěn)定的股利政策，而我國上市公司的股利政策具有較大的波動性，因此，國內的股利政策研究與國外具有較大的差異性。應展宇[21]研究發(fā)現(xiàn)，我國的股利分配極不穩(wěn)定，因此產(chǎn)生了一個疑問：在我國特殊的制度背景下，究竟有什么因素能對股利政策產(chǎn)生影響或者現(xiàn)金股利政策會產(chǎn)生什么經(jīng)濟后果？現(xiàn)有研究表明，我國公司的股利政策隨著股權特征、股權性質、行業(yè)特征等不同而呈現(xiàn)出較大的差異性。如劉孟暉[22]通過研究不同終極控股模式下上市公司的股利分配水平，發(fā)現(xiàn)股東控制類上市公司具有較高的股利支付意愿，而經(jīng)理控制類上市公司的派現(xiàn)意愿較低。

關于現(xiàn)金股利與投資效率關系的研究，國內諸多學者的研究結論支持現(xiàn)金股利的發(fā)放能夠抑制過度投資。魏明海等[23]實證檢驗了我國股利政策對過度投資的影響，研究發(fā)現(xiàn)低股利與過度投資之間存在正相關關系。王小泳[25]實證研究表明，對于自然人控股的上市公司，現(xiàn)金股利的連續(xù)發(fā)放與投資之間存在相互促進的關系，而對于地方政府和國有企業(yè)控股上市公司，現(xiàn)金分紅能夠抑制過度投資。

三、異常派現(xiàn)與過度投資假說

國內關于異常派現(xiàn)方面的文獻較少，特別是異常低派現(xiàn)方面的研究更少。對于異常高派現(xiàn)的研究，主要是從利益侵占的視角出發(fā)，得出異常高派現(xiàn)是公司內部人進行利益侵占、獲得私人收益的工具?，F(xiàn)有文獻對異常高派現(xiàn)的研究主要集中在案例研究和實證研究兩個方面：一方面是對異常高派現(xiàn)或超能力派現(xiàn)的現(xiàn)象、影響因素等方面的實證研究[15] [17] [25] [26] [27]；另一方面是陳信元[20]和劉峰等[28]通過對佛山照明和五糧液兩家企業(yè)的案例研究，得出控股股東通過發(fā)放高額現(xiàn)金股利掏空公司資源的結論。

現(xiàn)有文獻研究過公司股利政策與投資效率之間的關系，卻鮮有異常派現(xiàn)與投資效率之間關系的研究文獻。鄧建平和曾勇[29]研究發(fā)現(xiàn)，在我國特殊的股權分置背景下，股東個人利益最大化是導致異常派現(xiàn)的主要因素，且民營企業(yè)比國有控股企業(yè)的異常派現(xiàn)的動機更強烈。劉孟暉[17]研究發(fā)現(xiàn)，異常高派現(xiàn)更可能會發(fā)生在股東控制類上市公司中，而異常低派現(xiàn)多發(fā)生于經(jīng)理控制類的上市公司中。劉孟暉[7]利用分析模型研究發(fā)現(xiàn)：對于異常高派現(xiàn)類企業(yè)，隨著所有權比例的上升，該類公司會出現(xiàn)投資不足；對于異常低派現(xiàn)類上市公司，隨著所有權比例的下降，該類公司會出現(xiàn)過度投資。由于留存收益能夠為公司投資提供資金來源，理性的內部人會更多的將留存收益進行過度投資以滿足其個人利益最大化。目前，我國上市公司的外部融資渠道不夠發(fā)達，較高的派現(xiàn)水平意味著公司用于過度投資資金較少；反之，異常低派現(xiàn)使得公司的內源資金更豐富，該類公司更可能表現(xiàn)出過度投資的意愿。據(jù)此，本文提出如下研究假說：

H1a：異常低派現(xiàn)與過度投資顯著正相關。

H1b：異常高派現(xiàn)與過度投資顯著負相關。

H2a：異常高派現(xiàn)與投資不足顯著正相關。

H2b：異常低派現(xiàn)與投資不足顯著負相關。

四、自由現(xiàn)金流與過度投資假說

在代理成本理論框架下，自由現(xiàn)金流越豐富的企業(yè)，其委托代理、道德風險和逆向選擇問題就越嚴重，企業(yè)業(yè)績就越低[10]。Blanchard等[11]研究表明，與其被股東索取，經(jīng)理人會選擇將多余的現(xiàn)金流投資于NPV為負的項目。Bates[12]研究指出上市公司偏向于將多余的現(xiàn)金流留在公司內部進行投資。Richardson[13]研究發(fā)現(xiàn)過度投資多發(fā)生于內部現(xiàn)金流豐富的企業(yè)，且該類企業(yè)平均會拿出約20%的自由現(xiàn)金流用于過度投資。

在國內，關于自由現(xiàn)金流通過股利政策對過度投資產(chǎn)生影響的研究文獻較多。閆華紅[30]研究發(fā)現(xiàn)我國存在過度投資現(xiàn)象，從而造成了投資效率低下，而通過派現(xiàn)手段可以釋放多余的現(xiàn)金流，從而緩解過度投資。肖珉[31]從委托代理理論出發(fā)，發(fā)現(xiàn)對于現(xiàn)金流豐富的上市公司而言，現(xiàn)金股利行為能夠抑制過度投資。從理論上來講，異常高派現(xiàn)會降低公司的留存收益，可能會對過度投資具有抑制作用，但對于自由現(xiàn)金流豐富的公司而言，異常高派現(xiàn)未必能降低過度投資水平；異常低派現(xiàn)雖會增加公司的留存收益，但如果公司自由現(xiàn)金流匱乏，僅靠留存收益難以募集投資所需的資金，即異常低派現(xiàn)也未必引發(fā)公司的過度投資水平。據(jù)此，本文提出如下研究假設：

H3a：對自由現(xiàn)金流豐富的上市公司而言，異常高派現(xiàn)和異常低派現(xiàn)與過度投資水平顯著正相關。

H3b：對自由現(xiàn)金流匱乏的上市公司而言，異常高派現(xiàn)和異常低派現(xiàn)與投資不足水平顯著正相關。

研究設計

一、數(shù)據(jù)來源

繼2001年、2006年的半強制分紅政策出臺后，證監(jiān)會在2008年10月9日再度出臺了新的分紅政策，將現(xiàn)金分紅比例由2006年的20%提高至30%。因此，現(xiàn)金分紅新政策的實施可能會影響到我國上市公司現(xiàn)金分紅政策，使得我國上市公司現(xiàn)金分紅水平在2008年之后可能會與之前有所不同，造成的經(jīng)濟后果可能也會有所差異。為排除2008年現(xiàn)金分紅政策對本文研究結果的影響，本文排除2010年以前的上市公司樣本，選取2010～2013年深市和滬市上市公司作為研究對象。并同時剔除金融類、ST類、樣本期間上市、資產(chǎn)負債率大于1(考慮到該類上市公司資不抵債，投資決策、股利政策可能出現(xiàn)異常)、終極控制人前后不統(tǒng)一和樣本公司財務指標數(shù)值缺失的上市公司，共得到3756個樣本公司?？紤]到過度投資的估計需要前一年的數(shù)據(jù)，因此，本文實際收集的樣本時期為2009～2013年。

樣本公司指標數(shù)據(jù)根據(jù)CSMAR金融研究數(shù)據(jù)庫整理或計算得到。為確保數(shù)據(jù)的準確可靠，本文利用對應時期的上市公司年報數(shù)據(jù)和RESSET金融研究數(shù)據(jù)庫的相關數(shù)據(jù)進行了認真核對。本文的數(shù)據(jù)整理與篩選、描述統(tǒng)計和多重比較分析使用軟件Excel2007完成，實證模型的回歸結果使用軟件Stata11.0得到。

二、變量衡量

1. 被解釋變量衡量

本文的被解釋變量是投資效率變量，其衡量借鑒Richardson[13]的方法，具體步驟如下：

(1)預期投資的估計

首對模型(1)進行回歸，以估計預期投資：

其中，I_new表示投資活動產(chǎn)生的凈現(xiàn)金流相反數(shù)與固定資產(chǎn)、無形資產(chǎn)攤銷之和的差值除以總資產(chǎn)，而Q、LEV、CASH、AGE、SIZE和RET分別表示上市公司的托賓Q值、總資產(chǎn)負債率、現(xiàn)金持有水平(貨幣資金除以總資產(chǎn))、上市年限、公司規(guī)模和股票收益率，同時，模型(1)控制了行業(yè)和年度對回歸結果的影響，設置了行業(yè)啞變量INDUSTRY和年度啞變量YEAR。為了避免“啞變量陷阱”，本文分別設置了i-1和j-1個行業(yè)和年度啞變量，其中，i和j分別代表行業(yè)的個數(shù)和年度的期數(shù)。在下文的行業(yè)和年度控制中，才用了相同的方法，不再一一作出說明。

根據(jù)表1的回歸結果，可以推算出樣本公司在樣本期間內的預期投資Exp_Inv。

(2)過度投資與投資不足的估計

模型(1)中的回歸殘差表示非效率投資水平，殘差大于零表示過度投資，殘差小于零表示投資不足。為方便起見，本文定義過度投資為OVER，投資不足為UNDER，具體如下：

表1 預期投資的回歸結果

Richardson模型[28]以殘差的正負來取值非效率投資啞變量，即殘差大于0，過度投資啞變量OVER取1，否則取0；殘差小于0，投資不足啞變量UNDER取1，否則取0。但考慮到Richardson模型在判斷投資類型方面較為絕對，僅對過度投資和投資不足進行了定義，實際上，Richardson模型殘差在0附近波動時，表明公司投資偏離程度較小，可以近似看做是介于過度投資和投資不足之間的正常投資。因此，本文將模型(1)中的殘差分為三部分：投資不足、正常投資和過度投資。為了衡量樣本公司的非效率投資的意愿和水平，本文選擇了啞變量OVER和UNDER，以及非效率投資水平變量INVε三個指標。其中OVER表示上市公司過度投資選擇，反映了上市公司過度投資意愿，模型(1)中的回歸殘差大于或等于第三四分位數(shù)，OVER取1，否則取0；UNDER表示上市公司投資不足的選擇，反映了上市公司投資不足的意愿，模型(1)中的回歸殘差小于第一四分位數(shù)，UNDER取1，否則取0；而殘差介于第一四分位數(shù)與第三四分位數(shù)之間的樣本為正常投資。INVε反映非效率投資水平，直接用模型(1)中的回歸殘差代替，其值越大，表明過度投資水平越高；其值越小，表明投資不足越高。

2. 解釋變量衡量

對于異常高派現(xiàn)行為，其股利支付水平通常滿足以下兩個條件：首先，根據(jù)經(jīng)驗標準，應該滿足每股現(xiàn)金股利應大于每股收益或每股凈現(xiàn)金流量；其次，公司支付的每股現(xiàn)金股利應大于0.1[21]。對于異常低派現(xiàn)行為，股利支付水平應滿足每股現(xiàn)金股利為0或小于0.05[29]，且股利分派率不大于100%。除上述兩種異常派現(xiàn)情況外，其他均為正常派現(xiàn)。

本文選取的衡量異常派現(xiàn)指標為異常高派現(xiàn)AHD啞變量和異常低派現(xiàn)ALD啞變量。其中，如果公司發(fā)生異常高派現(xiàn)，AHD啞變量取值為1，否則取0；如果公司發(fā)生異常低派現(xiàn)，ALD啞變量取值為1，否則取0。

3. 控制變量衡量

除了上司公司異常派現(xiàn)影響投資效率外，公司規(guī)模SIZE、盈利能力ROE和每股收益EPS、公司成長性Q和管理層持股GCG都有可能影響上市公司的投資效率，為了控制這些變量對投資效率的影響，本文借鑒現(xiàn)有文獻，引入如表2所示的控制變量。

為了控制行業(yè)和年度對實證模型回歸結果的影響，本文也設置行業(yè)啞變量INDUSTRY和年度啞變量YEAR，具體設置規(guī)則詳見模型(1)。為了簡化實證模型形式，行業(yè)啞變量INDUSTRY和年度啞變量YEAR在模型中沒有列出，僅在回歸結果中有所顯示。

4. 交乘項變量衡量

為了考察自由現(xiàn)金流對投資效率的影響，本文引入虛擬啞變量FCF、SCF作為交乘項變量，考察其通過異常派現(xiàn)對投資效率的影響。對于自由現(xiàn)金流交乘項變量，本文借鑒肖珉[31]對自由現(xiàn)金流度量CF的方法：

其中，CFO表示經(jīng)營活動產(chǎn)生的現(xiàn)金凈流量除以總資產(chǎn)，I_Exp為模型(1)中的所估算的預期投資。若CF＞0，表示上市公司內部現(xiàn)金流富裕，F(xiàn)CF取1，否則取0；若CF＜0，表示上市公司內部現(xiàn)金流匱乏，SCF取1，否則取0。

所有變量及其變量含義如表2所示。

三、回歸模型與方法

本文在衡量上市公司投資效率時，采用兩種方法：第一種方法反映投資效率選擇的意愿，采用啞變量衡量上市公司是否進行過度投資或投資不足；第二種方法反映過度投資或投資不足的水平，使用模型(1)中的回歸殘差。對于第一種方法，本文提出以下模型：

表2 模型變量及其解釋

模型(5)中的Yi(i=1, 2)分別代表OVER和UNDER，Xi(i=1, 2)分別代表AHD和ALD兩個啞變量，由于模型(5)的被解釋變量為啞變量，因此，本文對該模型采用Logit回歸方法。

對于第二種方法，本文提出如下模型：

模型(6)中的Xi(i=1, 2)分別代表AHD和ALD兩個啞變量，含義同模型(5)。

考慮到自由現(xiàn)金流對投資水平的影響，本文在模型(6)的基礎上引入解釋變量的交乘項，用于解釋自由現(xiàn)金流啞變量通過作用于現(xiàn)金股利啞變量對投資水平的影響。為了簡單但不失一般性，本文假設這種影響是一種線性關系，滿足如下式子：

(7)式中的DEi(i=1, 2)分別代表FCF和SCF啞變量。把(7)式帶入(6)式可得到如下含交乘項的回歸模型：

為了控制異方差對回歸結果的影響，本文采用White方法對標準誤差和t統(tǒng)計量進行調整[14]，即采用Robust模型方法對模型(6)和模型(8)進行穩(wěn)健性回歸。

實證檢驗與結果分析

一、樣本描述

表3給出了除啞變量以外其他變量的描述性統(tǒng)計結果。其中，過度投資上市公司數(shù)量為1602，占總樣本的42.65%，而投資不足上市公司的數(shù)量占57.35%，說明我國上市公司投資不足現(xiàn)象較過度投資更為普遍。上市公司每股現(xiàn)金股利DIV均值為10.8%，高于董艷研究結論[32]4.1個百分點1，控制變量SIZE的均值為9.663，最大值和最小值相差較大，可以較好的控制公司規(guī)模對投資效率的影響。ROE和EPS的均值分別為0.093和0.111，差異性較大，可以較好地控制盈利能力對投資行為的影響。托賓Q的均值為1.900，CF的均值為0.085，也表現(xiàn)出良好的差異性，可以較好的控制公司成長性和自由現(xiàn)金流對投資效率的影響。管理層持股GCG的均值為0.031，具有一定的差異性，可以較好的控制管理層持股對投資效率的影響。

表3 樣本公司的描述性統(tǒng)計

同時，本文對回歸模型中的主要變量進行相關性檢驗，結果如表4所示。表中的相關系數(shù)絕對值最大的為托賓Q和公司規(guī)模SIZE之間的相關系數(shù)，為-0.399，其他的相關系數(shù)的絕對值均小于0.3，可以認為變量之間不存在嚴重的多重共線性問題。因此，在下文的實證檢驗中，不再考慮實證模型的多重共線性問題。

表4 主要變量相關系數(shù)表

表5 是否進行非效率投資的多重比較結果

二、多重比較結果

為了驗證所提的研究假設，本文首先根據(jù)投資效率類型和異常派現(xiàn)類型進行多重比較，得到表5和表6的比較結果。

如表5所示，從過度投資組的比較結果來看，異常高派現(xiàn)類公司進行過度投資的意愿最低，僅有11.7%的公司進行過度投資，說明異常高派現(xiàn)類上市公司進行過度投資的意愿較低，該結論支持假設H1b；相對而言，正常派現(xiàn)類和異常低派現(xiàn)類公司進行過度投資的意愿較高，分別為26.2%和25.3%，表明派現(xiàn)水平的降低會導致過度投資傾向提高，但異常低派現(xiàn)類上市公司的過度投資意愿25.3%略低于正常派現(xiàn)類上市公司的過度投資意愿，該結論不支持H1a。從投資不足組的比較結果來看，異常低派現(xiàn)類上市公司進行投資不足的意愿稍低，為24.1%，正常派現(xiàn)類上市公司發(fā)生投資不足的概率為25.5%，而異常高派現(xiàn)公司發(fā)生投資不足的概率最高，為28%，結果表明：隨著派現(xiàn)意愿增加，上市公司發(fā)生投資不足的比例逐漸增加，該比較結果支持假設H2a和H2b。

為進一步驗證非效率投資水平，本文對投資水平進行多重比較，結果如表6所示。由比較可知：異常高派現(xiàn)類上市公司的投資水平低于低派現(xiàn)和正常派現(xiàn)類上市公司的投資水平，該結論支持假設H1b 和H2a；但正常派現(xiàn)類上市公司的投資水平高于異常低派現(xiàn)類上市公司的投資水平，該比較結果不支持假設H1a和H2b。

三、回歸結果及分析

多重比較沒有控制其他變量對投資效率的影響，需要進一步進行回歸分析。本文采用Logit模型方法和Robust模型方法分別對模型(5)和模型(6)進行回歸，得到表7的回歸結果。

表6 非效率投資水平的多重比較結果

表7中第(1)列至第(4)采用Logit模型進行回歸，其中第(1)、(2)列檢驗了以過度投資啞變量OVER為被解釋變量的回歸結果。從第(1)列的AHD系數(shù)來看，其值顯著為負，表明在加入控制變量之后，異常高派現(xiàn)對過度投資具有顯著抑制作用，該結論支持假設H1b。第(2)列檢驗了異常低派現(xiàn)ALD對過度投資意愿的影響，在加入控制變量后，ALD的系數(shù)顯著為正，表明異常低派現(xiàn)上市公司具有較高的過度投資意愿，該結論支持假設H1a。第(3)、(4)列檢驗了以投資不足啞變量OVER為被解釋變量的回歸結果，第(3)列列示了異常高派現(xiàn)AHD對投資不足意愿的影響，從AHD系數(shù)來看，在5%的水平下顯著為正，表明上市公司異常高派現(xiàn)對投資不足傾向具有顯著正向影響，該結論支持假設H2a。第(4)列檢驗了ALD對投資不足意愿的影響，可以看出，ALD的系數(shù)為負，且在10%水平下顯著，表明上市公司異常低派現(xiàn)對投資不足意愿具有抑制作用，該結論支持假設H2b。第(5)、(6)列采用Robust模型方法、以非效率投資水平INVε為被解釋變量得到的回歸結果，從第(5)列的回歸結果來看，AHD的系數(shù)顯著為負，表明上市公司異常高派現(xiàn)對過度投資水平具有抑制作用，并導致投資不足，該結果支持假設H1b、H2a。從第(6)列的回歸結果來看，ALD系數(shù)為正，表明上市公司異常低派現(xiàn)對過度投資水平具有正向關系，但回歸系數(shù)不顯著，該結論不支持H1a、H2b。

從表7的控制變量回歸結果來看，第(1)列至第(2)列的控制變量ROE回歸結果顯示：公司的凈資產(chǎn)收益率與過度投資意愿顯著負相關；第(3)列和第(4)列的控制變量ROE系數(shù)并不顯著，說明凈資產(chǎn)收益率的高低與投資不足傾向之間并無顯著關系。第(5)列和第(6)列的ROE系數(shù)顯著為正，表明凈資產(chǎn)收益率與投資水平顯著正相關，而相對于盈利能力ROE，控制變量每股收益EPS的系數(shù)不顯著2。第(1)列和第(2)列的控制變量SIZE系數(shù)為正，但不顯著；而(3)至(4)列的系數(shù)顯著為負，表明公司規(guī)模越大的公司，投資不足傾向越低；第(5)列和第(6)列的系數(shù)顯著為正，表明公司規(guī)模與過度投資水平顯著正相關。相對于控制變量ROE和SIZE，管理層持股GCG的系數(shù)不顯著，表明管理層持股與非效率投資之間并無顯著關系，這與張兆國[33]不符，但與劉銀國[19]的研究結果相符3。另外，托賓Q的系數(shù)不顯著，表明公司成長性與非效率投資之間關系不顯著。

表7 不考慮交乘項的回歸結果

為進一步檢驗自由現(xiàn)金流交乘項通過解釋變量對投資效率的影響，本文采用Robust模型方法對模型(8)進行回歸，得到如表8所示的回歸結果。首先，觀察第(1)列，解釋變量AHD的系數(shù)符顯著為負，而交乘項AHD×FCF的系數(shù)顯著為正，該回歸結果表明：對于自由現(xiàn)金流豐富的公司，即使是高派現(xiàn)也會導致過度投資，該結論支持假設H3a。第(2)列檢驗了自由現(xiàn)金流匱乏公司通過異常高派現(xiàn)對投資水平的影響，AHD系數(shù)和AHD×SCF系數(shù)顯著為負，表明自由現(xiàn)金流匱乏的公司，異常高派現(xiàn)對過度投資具有抑制作用，支持假設H3a。第(3)列ALD的系數(shù)顯著為負，這與假設H1a、H2b相悖，但ALD×FCF的系數(shù)顯著為正，說明對于異常低派現(xiàn)類上市公司，自由現(xiàn)金流的增加會增加過度投資水平，該回歸結果表明：對于自由現(xiàn)金流豐富的公司，異常低派現(xiàn)也會導致過度投資，該結論支持假設H3b。第(4)列ALD的系數(shù)為正，但不顯著，而ALD×SCF的系數(shù)顯著為負，表明自由現(xiàn)金流匱乏的上市公司，異常低派現(xiàn)對過度投資水平具有抑制作用，該結論支持H3b。從加入交乘項的回歸結果看，自由現(xiàn)金流通過異常派現(xiàn)對投資效率的影響較大。

表8 考慮交乘項的回歸結果

從控制變量來看，控制變量SIZE、ROE均與非效率投資水平顯著正相關，表明公司規(guī)模越大、盈利能力越高，會有可能增加公司的非效率投資水平。

四、穩(wěn)健性測試

為了保證實證結果的可靠，本文采用了Robust模型方法進行多元線性模型的回歸，有效地降低了異方差存在的情況下最小二乘估計(OLS)所帶來的偏差。

除此之外，考慮到學界對異常低派現(xiàn)的劃分方法并不統(tǒng)一，而異常低派現(xiàn)的劃分結果會對本文的研究結果產(chǎn)生重要影響，因此，本文對異常低派現(xiàn)進行了重新劃分。借鑒伍利娜等[26]的劃分方法重新劃分異常低派現(xiàn)，具體劃分方法為：股利支付水平應滿足每股現(xiàn)金股利為0或小于0.1，且股利分派率不大于100%。采用上述方法對異常低派現(xiàn)進行重新劃分后帶入原模型檢驗，得到表9所示的回歸結果。比較表9和表7、表8回歸結果可以發(fā)現(xiàn)，對應變量系數(shù)的方向和顯著性水平并沒有發(fā)生改變，這表明本文的研究結論是穩(wěn)健的。

表9 穩(wěn)健性檢驗結果

五、內生性檢驗

為了保證本文回歸結果的可靠，本文采取Heckman二階段法對企業(yè)的異常派現(xiàn)進行內生性檢驗，考慮到企業(yè)集團的母、子公司現(xiàn)金分布可能影響企業(yè)的派現(xiàn)行為，因此本文將現(xiàn)金分布作為工具變量，關于現(xiàn)金分布的計算，本文借鑒陸正飛等(2010)[24]，為此，我們建立如下Logistic回歸模型：

ABNORMAL=α0+α1CASHDIS+α2EPS+α3ROE+α4Q+α5GCG+∑IND+∑YEAR

其中，ABNORMAL為企業(yè)的異常高派現(xiàn)或異常低派現(xiàn)，CASHDIS為企業(yè)集團的現(xiàn)金分布，其他為控制變量。基于上述模型，我們計算出逆米爾比率(Inverse Mill’Ratio)，然后將其帶入模型(6)進行回歸，回歸結果如表10所示，我們發(fā)現(xiàn)回歸結果支持原假設。

結論與啟示

一、結論

股利政策關系到股東之間的現(xiàn)金利益分配，也會影響到公司相關者利益，是公司重大的財務決策問題。正常派現(xiàn)兼顧股東短期現(xiàn)金回報和公司長期發(fā)展，是一種理性派現(xiàn)行為，也是監(jiān)管部門所樂見的現(xiàn)金股利支付方式。但異常高派現(xiàn)僅僅考慮了股東特別是大股東的短期現(xiàn)金需求，犧牲了公司的長期發(fā)展，是一種非理性派現(xiàn)行為；同樣，異常低派現(xiàn)增加了公司內部人控制的內部現(xiàn)金資源，造成資源的閑置與低效使用，也是一種非理性派現(xiàn)行為。異常派現(xiàn)體現(xiàn)了公司內部人的短期利益，對公司的投資效率產(chǎn)生不利的影響，對公司的長期發(fā)展不利。本文的實證結果表明：上市公司的異常高派現(xiàn)行為對過度投資意愿具有抑制作用，并具有投資不足的傾向；上市公司的異常低派現(xiàn)行為對投資不足具有抑制作用，并具有過度投資的傾向。該結果驗證了本文所提出的理論分析框架，表明非理性的、異常派現(xiàn)行為會喪失公司的投資效率，使公司陷入盲目投資增加公司風險或不愿投資失去發(fā)展良機的困境。在考慮公司的現(xiàn)金流狀況之后，實證結果表明：對于自由現(xiàn)金流豐富的公司，異常低派現(xiàn)和異常高派現(xiàn)均與過度投資水平顯著正相關，而自由現(xiàn)金流匱乏的公司，異常低派現(xiàn)和異常高派現(xiàn)均與投資不足水平顯著正相關。該結果也同樣驗證了本文所提出的理論分析框架，表明相對于異常派現(xiàn)，自由現(xiàn)金流也是影響投資效率的另一重要因素。

表10 內生性檢驗

二、啟示

本文研究結論對于規(guī)范上市公司股利政策和投資行為具有借鑒意義，有助于改進公司的治理水平，其啟示意義主要體現(xiàn)在：

1. 規(guī)范公司股利分配相關制度

證監(jiān)會2008年出臺的《關于修改上市公司現(xiàn)金分紅若干規(guī)定的決定》缺乏對異常高派現(xiàn)公司的限制條件，一些公司的內部人往往利用異常高派現(xiàn)謀取私利，上市公司淪為“現(xiàn)金奶?！?，成為內部人的“提款機”。在這種情況下，現(xiàn)金股利被異化為內部人侵占的工具。相對而言，異常低派現(xiàn)公司會受到較大的影響，該類公司通過配股、增發(fā)、發(fā)行可轉換公司債券等方式在資本市場上進行再融資時，因為難以滿足證監(jiān)會2008年政策關于現(xiàn)金分紅的最低要求而難以實施。但現(xiàn)代公司的融資渠道呈現(xiàn)多元化的特征，如果上市公司可以順利地通過其他渠道獲得發(fā)展所需的資金，如通過銀行貸款獲得投資資金來源，則證監(jiān)會2008年的政策對這些“鐵公雞”公司就難以發(fā)揮較大的限制作用。因此，監(jiān)管部門仍需進一步規(guī)范現(xiàn)金分紅相關制度，制度的重點體現(xiàn)在兩個方面：(1)抑制上市公司惡意的異常高派現(xiàn)行為。對于一些典型的高派現(xiàn)公司進行重點監(jiān)管，增加該類公司信息披露的規(guī)范性，制定專門的處罰措施進行懲戒，同時，也要充分發(fā)揮機構投資者和外部投資者的治理作用，增加高派現(xiàn)公司的派現(xiàn)成本。(2)重點監(jiān)管“鐵公雞”公司的不分配或“象征性”分配公司利潤的行為。目前，異常低派現(xiàn)是中國資本市場上的一種普遍現(xiàn)象，成為制約中國上市公司和資本市場良性發(fā)展的障礙。重點監(jiān)管一些連續(xù)多年“一毛不拔”的“鐵公雞”公司，對其資金使用、融資和再融資設置嚴格的限制條款，迫使該類公司“吐出現(xiàn)金”回報股東和外部投資者。

2. 調整和改進半強制股利分配模式

本文研究表明，自由現(xiàn)金流是影響投資效率的重要因素，上市公司并非利用股利政策，更多的是根據(jù)現(xiàn)金流水平選擇投資水平。一方面，當公司的內源資金較匱乏時，即使異常低派現(xiàn)也不能為公司籌集投資所需的資金，從而發(fā)生投資不足；另一方面，當公司的內源資金較豐富時，無論派現(xiàn)水平高低，都可能會導致過度投資，投資水平并不會因為高派現(xiàn)而降低。對于一些自由現(xiàn)金流豐富的公司，派現(xiàn)水平的提高并不能對過度投資起到抑制作用；而對于自由現(xiàn)金流匱乏的公司而言，往往存在投資不足，但迫于再融資的壓力，卻不得不發(fā)放現(xiàn)金股利。盡管證監(jiān)會的半強制分紅制度提高了一些公司的派現(xiàn)水平，但異常高派現(xiàn)與異常低派現(xiàn)現(xiàn)象仍然比較普遍。本文的統(tǒng)計結果表明，異常派現(xiàn)約占總樣本的50%，作為上市公司的非理性利潤分配行為，異常派現(xiàn)所導致的非效率投資的經(jīng)濟后果與資本市場的規(guī)范化、效率化背道而馳，而正常派現(xiàn)則是資本市場追求規(guī)范和完善的理性選擇，通過正常派現(xiàn)來實現(xiàn)資本配置效率合理化和健全化的功能機制正是現(xiàn)實所匱乏的。因此，“一刀切”的半強制股利模式有待調整和改進，加入現(xiàn)金流因素作為公司制訂股利政策的重要依據(jù)。

3. 引導公司的高效率投資行為

投資關系到公司的發(fā)展前景，是公司獲取經(jīng)營利潤的主要來源。但過度投資和投資不足都會影響到公司的投資效率，增大風險水平，不利于公司的穩(wěn)健經(jīng)營。引導公司的高效率投資行為需要防止過度投資和投資不足兩種傾向：(1)強化公司治理、引導公司理性投資。過度投資往往過度消耗公司的現(xiàn)金資源，增加公司的經(jīng)營風險，嚴重的過度投資會使公司陷入財務困境，甚至走向破產(chǎn)的邊緣。對于公司的過度投資問題，由于造成公司現(xiàn)金資源的低效使用，往往給公司投資戰(zhàn)略帶來極大的爭議和損害。對于一些公司的過度投資問題，不僅僅是公司內部人的投資“沖動”問題，而是夾雜著內部人私利的因素，需要進行規(guī)范和引導。一方面，公司需要不斷加強公司治理水平，規(guī)范公司投資決策的科學性，增加其侵占成本，斬斷內部人依靠投資獲取私利的鏈條；另一方面，監(jiān)管部門進行積極引導，制訂相關限制條款，引導公司適度消減投資規(guī)模，提高投資效率。(2)不斷優(yōu)化投資環(huán)境、提振公司投資信心。投資不足會使公司的現(xiàn)金資源閑置，短期內可以降低公司的經(jīng)營風險，但也降低公司的盈利能力；長期內不利于公司的發(fā)展，使公司在市場競爭中難以立足，喪失發(fā)展機遇。一些投資不足公司的“不思進取”既有內部人控制更多資源獲取私利的因素，也有外部投資環(huán)境惡化、公司難以投資于高盈利項目的因素，需要監(jiān)管部門和其他相關部門聯(lián)動，不斷優(yōu)化公司的投資環(huán)境，提振公司的投資信心。

注釋

1. 本文的每股現(xiàn)金股利高于董艷的主要原因可能在于董艷的樣本期間為2004～2009年，由于2008年半強制性分紅政策的影響，導致一些上市公司每股現(xiàn)金股利有所提升。

2. 由于過度投資降低股東權益，因此對ROE具有正影響，其與代理成本的關系與EPS存在差異性。

3. 張兆國對2007～2011年上市公司樣本進行研究，對于控制變量G C G，采用管理層持股數(shù)量與股票總數(shù)之比的水平變量來驗證其于過度投資之間的關系，發(fā)現(xiàn)管理層持股對非國有企業(yè)的過度投資行為具有抑制作用；劉銀國通過對2003～2011年上市公司樣本，對于控制變量GCG，采用啞變量的形式度量，發(fā)現(xiàn)管理層持股與過度投資之間并無顯著關系。