袁奮強（副教授），陶蕾花

一、引言

現金股利政策作為企業(yè)投融資選擇的重要組成部分，一直是國內外學者、公司管理層和投資者研究及關注的焦點，也是我國資本市場和公司治理研究中頻率最高的議題之一[1][2][3]。為了破解“股利之謎”，國內外學者基于我國制度背景，從不同視角對我國上市公司現金股利政策的選擇進行了持續(xù)和深入的探討。由于我國資本市場發(fā)展的階段性和特殊性，我國資本市場不管是交易制度規(guī)范性、投資者結構合理性、法律法規(guī)監(jiān)管有效性，還是投資回報穩(wěn)定性等方面都不夠成熟，上市公司普遍存在主動分紅意愿不強、持續(xù)性較差等問題。為了改變國內上市公司低分紅乃至不分紅的這種由來已久的積習[4][5]，證監(jiān)會多年來密集出臺和調整了半強制分紅政策。與此同時，國務院、國資委等也相繼出臺了多項政策鼓勵、引導并督促上市公司分紅。雖然隨著監(jiān)管力度的加大，分紅上市公司比例得以提高，“鐵公雞”公司有所減少，但較少現金分紅的“門檻”股利與“微股利”的上市公司卻明顯增多[6]。

依靠政府“有形之手”進行市場調控并不是解決這一問題的長久之計，公司內部治理機制的完善才是解決公司分紅問題的有效選擇。機構投資者作為非常有效的公司治理機制，其在資本市場中發(fā)揮著至關重要的作用。美國資本市場對此做出了很好的詮釋[6][7]。20世紀后期，以基金為代表的機構投資者在我國迅速崛起。2001年，證監(jiān)會提出“超常規(guī)發(fā)展機構投資者”的重大發(fā)展決定，再加上分類表決、IPO詢價和股權代理等一系列制度的出臺，機構投資者掌握了更豐富的信息渠道、更專業(yè)化的知識、更多的話語權和更強的制衡控股股東的能力[8][9][10][11]。機構投資者成為我國上市公司十大股東之一的現象也比比皆是[12]。2003年，機構投資者持股比例超過1%的上市公司僅467家，到了2015年第三季度，機構投資者持股比例超過50%的上市公司有934家，超過5%的公司則達到了2533家。機構投資者的持續(xù)介入，為上市公司股權結構和治理環(huán)境的優(yōu)化帶來了革命性的變化。那么，我國機構投資者能否有效改善公司治理結構，在不同的融資約束下其能否對公司現金股利分配發(fā)揮積極作用，能否遏制上市公司的“超額派現”和“無派現”的非理性股利分配行為？本文旨在為完善公司治理結構，促進機構投資者結構合理化，培育“積極回報投資者”的分紅理念，營造良好的資本市場環(huán)境提供經驗證據。

本文的研究貢獻包括：其一，與國內已有關于機構投資者與現金股利的文獻不同，本文從融資約束的視角考察了機構投資者介入與否以及介入程度高低與現金股利分配行為選擇之間的關系，據此可以拓展和深化對公司股利分配問題的理解，補充關于公司治理、股利政策理論的相關文獻。其二，從股權制衡的視角出發(fā)，考察了差異性融資約束條件下，機構投資者介入程度與現金股利分配行為之間的關系。進一步細化了對于機構投資者介入與現金股利兩者之間關系的研究，豐富了相關領域的學術文獻和經驗證據。

二、理論分析與研究假設

（一）融資約束下的機構投資者介入與現金股利

融資問題已經成為影響我國經濟發(fā)展、制約經濟轉型和升級的重要瓶頸之一[13]。世界銀行對80個國家的非金融企業(yè)進行調查發(fā)現，中國有75%的非金融類上市企業(yè)認為融資約束是制約其發(fā)展的主要瓶頸，在所有被調查國家的企業(yè)中占比最高。按照啄食理論，信息不對稱造成公司融資成本的差異，融資成本的高低則決定了融資約束程度。信息不對稱所帶來的融資約束問題實質又與流動性約束緊密關聯(lián)[14]。隨著企業(yè)外部融資約束程度的加大，企業(yè)所面臨的流動性約束就會進一步提升，融資成本也隨之提高。公司所受外部融資約束越大，公司對內部現金流的依賴性也就越強[15]?，F金股利政策作為企業(yè)內源性融資政策選擇的重要組成部分，當內源性融資政策成為企業(yè)優(yōu)先選擇的對象時，企業(yè)可能會減少現金股利發(fā)放。

現金股利不僅受限于企業(yè)的融資約束程度，還與公司治理水平和投資機會等密切相關。關于現金股利政策選擇的研究常常陷入兩個矛盾的理論，即“掏空理論”和“自由現金流理論”。支持“掏空理論”的學者認為：現金股利分配通常異化為控股股東實現“掏空”的手段[16]、內部人掠奪的工具[17]或通過忽視中小投資者的偏好來迎合大股東的需求[18]。推崇“自由現金流理論”的學者認為，現金股利的發(fā)放耗用了公司內部資金，迫使企業(yè)進行外部再融資，外部資本市場有助于企業(yè)接受市場監(jiān)督、緩解代理成本[19]。正常派現作為一種理性派現行為，往往會提高代理效率與公司價值[20]。所以，現金股利政策能抑制大股東掏空動機，并激勵大股東和管理層優(yōu)化現金股利政策、緩解自由現金流的代理成本，進而實現公司資源的有效配置[21][22]。然而現實并不美好，當管理層有控制資源的動機時，現金股利的選擇并不符合其最優(yōu)決策原則，故其更愿意以過度投資等形式[23][24]來實現商業(yè)帝國的構建。

那么，在我國資本市場中，公司是基于什么目的來選擇現金股利政策呢？本文與楊寶、袁天榮[11]等學者持有相同的觀點，即在現金股利分配渠道不暢、強制分配政策不斷加碼的我國資本市場，更多存在的是現金股利分配不足，而不是過度分配問題。在這種現實背景下，現金股利很難成為大股東實施“壕溝效應”的有效載體。由此，眾多學者認為我國資本市場現金股利分派符合“自由現金流理論”緩解代理成本的論斷。然而，當現金股利分派不足時，“自由現金流理論”的效應會大打折扣。為了凸顯這種效應，除強制性分紅政策規(guī)制外，公司治理結構的完善是不可或缺的選擇。機構投資者作為公司治理的重要力量，不僅可以參與股東大會投票[25]，通過公司經營及財務補救來改善公司業(yè)績，還可以增加紅利[26][27]。隨著機構投資者持股比例的提高，其與公司股利支付呈現出顯著的正相關效應[28][29]。在機構持股比例較高的公司中，機構投資者會更好地監(jiān)督管理者與投資者分享利益[8]，而在機構持股比例較低的公司中，機構投資者缺乏改變公司決策的能力，通常扮演利益攫取者的角色[30]。盡管如此，仍有不少學者通過研究發(fā)現，機構投資者與現金股利分配之間并沒有顯著的相關關系。如，Agarwal等[31]通過對德國上市公司數據的研究發(fā)現，機構投資者對現金股利沒有偏好，其持股比例與分紅政策無關。我國一些學者也得出了類似的觀點。甚至有極少數學者認為機構投資者的持股比例越高，上市公司的分配力度越小、分配傾向越弱[32]。

總的來看，雖然有學者認為機構投資者介入對公司沒有影響或有負面影響，但其能夠成為監(jiān)督管理層的重要外部治理力量已得到廣泛認可。西方機構投資者主要采取非正式對話、遞交股東議案、行使代理投票權、對被投資公司實施監(jiān)控、爭奪代理權等方式參與公司治理、實現自身權益。其中，通過影響公司分紅進而發(fā)揮其治理功能更是機構投資者的一種理性選擇。在我國特殊國情下，分紅水平偏低等現象普遍存在。那么，當企業(yè)存在融資約束困境時，為了更加有效地實現“自由現金流理論”，具有前瞻性的機構投資者介入能否依據企業(yè)的融資環(huán)境適時做出決策，進而影響企業(yè)現金分紅水平呢？

據此，本文提出以下假設：

假設1a：有機構投資者介入的公司更傾向于進行現金股利支付，且隨著企業(yè)融資約束程度的降低，機構投資者的介入會提高現金股利支付水平。

假設1b：有機構投資者介入的公司并無顯著的現金股利支付傾向，且企業(yè)融資約束程度的變化也不會改變機構投資者介入與公司現金股利支付之間的關系。

假設2a：機構投資者高介入公司的現金股利支付水平要高于低介入的公司，且機構投資者的高介入強化了融資約束對公司現金股利支付水平的影響。

假設2b：機構投資者高介入公司的現金股利支付水平與低介入公司之間無顯著性差異，同時機構投資者的高介入并不對融資約束與公司現金股利支付水平產生影響。

（二）股權制衡下的機構投資者介入與現金股利

進一步來看，雖然現金股利政策的選擇并不是大股東實施“掏空”行為的必要路徑，但現金股利分配不足所引發(fā)的“自由現金流理論”的不彰，同樣影響堪憂。不管是“掏空理論”還是“自由現金流理論”，都與兩種代理問題密切相關，而這兩種代理問題比重的高低又受股權集中度和股權制衡度的影響。由此可以看出，現金分紅形式和程度的選擇必然與股權結構息息相關。

較早研究股權集中度與現金股利支付關系的學者Rozeff[33]認為，公司股權越分散，股利支付率就越高。但La Porta等[34]在搜集了33個國家將近4000家上市公司1996年的股利支付數據進行研究后，認為第一大股東持股比例與股利支付率并不是簡單的線性關系，而是存在“倒U型”關系。張俊民等[35]發(fā)現，股權集中度較高的上市公司在金融危機期間傾向于支付更多的現金股利以滿足大股東對現金的需求。雖然第一大股東和管理層能夠對公司現金分紅選擇產生重大影響，但是外部大股東可以對控股股東及內部管理層進行制衡監(jiān)督，并通過抑制企業(yè)的非理性行為來保障中小股東利益[9]。Gugler等[36]通過對德國上市公司的實證研究發(fā)現，第一大股東持股比例與現金股利支付水平負相關，而第二大股東持股比例與股利支付率正相關，制衡股東的存在弱化了控股股東謀取私利的行為。許文彬等[37]的研究也得出了相同的結論，即股權制衡度高的公司可以弱化控股股東通過關聯(lián)交易謀取私利的行為，高派現的股利政策成為其獲取投資收益的主要手段。由此可見，第一大股東出于自身利益最大化的考慮來進行現金股利的分配，而股權制衡度的高低又成為約束其現金分紅的重要力量。

機構投資者作為股權制衡治理中的一環(huán)，其力量的發(fā)揮不僅受制于自身持股比例，而且受限于企業(yè)整體的股權制衡度。在股權制衡度相對較高的背景下，由于機構投資者對控股股東的監(jiān)督作用無法有效發(fā)揮[38]，所以其對公司現金股利分配的選擇也無明顯的影響。在股權制衡度較低的公司，隨著機構投資者持股比例的不斷上升，機構投資者在影響公司經營決策、提升公司治理水平方面的能力更加突出，對股利分配政策選擇的影響也逐漸增強。當企業(yè)面臨較強的融資約束時，機構投資者作為公司治理的重要組成部分，其更大的職能是實現企業(yè)價值增長，因此其會放寬公司現金股利分配的選擇。所以，在股權制衡度及機構投資者介入存在差異時，融資約束的不同會進一步放大或壓縮上述力量的作用空間。

據此，本文提出以下假設：

假設3：隨著機構投資者持股比例的提高，與強股權制衡公司相比，弱股權制衡公司的分紅水平提高更顯著。

假設4：弱股權制衡條件下，隨著融資約束的強化，機構投資者的介入放寬了公司現金股利支付的選擇，即會降低對公司現金股利支付的約束要求。

假設5：強股權制衡條件下，無論融資約束強弱，機構投資者介入與公司現金股利支付之間不具有顯著相關性。

三、研究設計

（一）樣本選擇及數據來源

本文以2010～2014年間滬深交易所主板上市的所有A股公司作為樣本。以2010年作為研究的起點，因為此后是我國分紅監(jiān)管的細化階段。在經歷了空白期與量化期后，對細化監(jiān)管期的公司現金股利分配問題進行研究具有更強的現實意義。同時，對研究樣本做如下篩選：首先，由于股票類型不同，在股利政策選擇時會有所差異，從而影響研究結果，故剔除同時發(fā)行B股、H股以及境外上市的公司；其次，由于ST和?ST類上市公司在連續(xù)虧損后分紅數據會出現異常，故剔除；再次，由于金融上市公司在資本結構、財務數據、業(yè)務活動等方面具有明顯的行業(yè)特性，所以也予以剔除；最后，剔除數據不全和異常的上市公司。另外，本文數據主要來自于CSMAR和RESSET數據庫，根據數據篩選條件，共得到1141家上市公司合計7055個樣本數據。為控制異常值的影響，本文對主要研究變量上下1%的數據采取了Winsorize處理。

（二）變量選取與定義

1.被解釋變量。本文借鑒魏志華等[6]的研究，以每股現金股利（Dps）作為公司現金分紅水平的度量指標。該指標值越大，表明公司現金分紅水平越高。

2.解釋變量。

（1）股權制衡度。目前學術界對股權制衡度的衡量有兩種形式，一種為絕對數，即制衡股東持股比例和，如黨紅[39]用第二至第五大股東持股比例之和作為股權制衡度的衡量指標；一種為相對數，如黃渝祥等[40]用第二至第五大股東持股比例之和與第一大股東持股比例的比值衡量股權制衡度，本文用后者作為研究分組依據。

（2）機構介入。本文分別采用機構投資者是否介入、機構投資者介入程度和機構持股比例作為機構投資者介入的衡量指標。其中，機構投資者是否介入為虛擬變量，用于度量機構是否持有上市公司股票；以某一樣本年度中每個行業(yè)機構持股比例均值為度量標準，大于均值為高介入，反之為低介入，設置機構投資者介入程度的虛擬變量；機構持股比例計算方法為該公司基金、合格境外投資者、券商、保險、社保基金、信托、財務公司的持股比例合計數。

（3）融資約束。Kaplan等[41]以1970～1984年間具有融資約束的49家公司為樣本，綜合定性和定量信息后，對根據融資約束程度分組的樣本進行有序Logit回歸，并得到回歸系數。Lamont等[42]采用上述系數，通過更為廣泛的公司樣本構建了融資約束程度判別指數KZ。KZ指數越大，表示企業(yè)所受融資約束程度越高。學者魏志華等[6]借鑒Kaplan等[41]的設計方法，以2007～2010年我國上市公司為樣本構建了中國企業(yè)的KZ指數。本文也參考了Kaplan等[41]、魏志華等[6]的方法，在部分修正的基礎上，以2010～2014年上市公司為樣本構建了融資約束程度判別指數。具體修正方法如下：在變量方面，以每股現金股利替代現金股利除以上期總資產；在取值方面，鑒于托賓Q值是資本市場對企業(yè)的價值評價，企業(yè)托賓Q值越大其融資約束則越小。所以，本文對托賓Q的取值采用如下標準，即如果托賓Q值大于中位數則取0，否則取1。其他變量界定及計算不變。

具體公式如下：

其中：Opcash為當期經營活動現金流與滯后一期固定資產的比值；TobinQ為托賓Q值；LV為資產負債率；Dps為每股現金股利；CAH為當期現金與現金等價物持有量與滯后一期固定資產的比值。KZ指數值越大，表明公司融資約束程度越高。計算結果見表1。

表1 中國上市公司融資約束程度（KZ）

3.控制變量。除機構投資者持股與股權制衡以外，根據現金股利支付的影響因素以及眾多學者的研究結論，本文主要選取現金流狀況、盈利能力、企業(yè)成長性、企業(yè)規(guī)模和獨立董事比例等指標作為控制變量，并考慮樣本數據所在年度和行業(yè)的差異。具體變量的選取與定義如表2所示。

（三）模型設定

基于前述的理論假設，為驗證“融資約束、機構投資者介入與現金股利分配”三者以及在考慮股權制衡以后上述變量間的關系，特構建如下多元回歸模型來檢驗本文提出的假設：

其中：α0、β0、C0是截距項；α1～α3、β1～β3、C1～C3是各變量系數；ε是殘差項；Controls為一組控制變量。

四、實證檢驗與分析

（一）描述性統(tǒng)計

表3為變量描述性統(tǒng)計結果。從表3來看，樣本數據每股現金股利的均值為0.089元，現金股利分配的中位數僅為0.04元，不到平均值的一半，說明我國上市公司分紅水平偏低；而標準差為0.191，表明現金股利波動較大，不同公司的現金股利分配政策具有較大差異。機構投資者持股比例均值為0.061，最大值為0.63，最小值為0，有些上市公司機構投資者持股比例達到樣本均值的10倍，可見我國機構投資者持股比例差異巨大，且普遍持股比例不高。融資約束的最大值和最小值分別為6977和-68.15，標準差高達132，表明我國上市公司所面臨的融資約束差異較大?？刂谱兞糠矫妫F金流狀況均值為0.337，說明我國上市公司有實施現金分紅的能力。盈利能力和企業(yè)成長性均值分別為5.51和26.83，說明我國上市公司有良好的盈利能力和成長能力。獨立董事比例的最小值為0.125，最大值為0.8，說明樣本公司在受監(jiān)管程度上存在著較大的差異。

表3 變量描述性統(tǒng)計

（二）相關性分析

表4為變量的相關系數，左下方列示的是Pearson相關系數，右上方列示的是Spearman相關系數。從結果來看，機構投資者持股比例與現金股利分配顯著正相關，說明機構投資者介入提高了上市公司分紅的積極性。同時，變量間的相關系數均低于0.5，且方差膨脹因子（VIF）也均小于經驗值5，因此可以排除變量間存在嚴重多重共線性的可能。

表4 變量相關性分析

（三）每股現金股利均值差異分析

首先，本文依據機構投資者是否持有上市公司股票將樣本分為機構投資者介入組（Jg1=1）與機構投資者未介入組（Jg1=0）；其次，將機構投資者介入的樣本又分為高介入組（Jg2=1）和低介入組（Jg2=0），其中，機構投資者持股比例高于某一樣本年度行業(yè)持股比例均值的劃分為高介入組，其余的則劃分為低介入組；最后，將機構投資者介入（Jg1=1）的樣本以股權制衡度（Shl）即第二至第五大股東持股比例和與第一大股東持股比例的比值作為分組標準，股權制衡度大于等于1（Shl≥1）的為高制衡組，反之（Shl＜1）為低制衡組。采用獨立樣本T檢驗法對三組每股股利的均值進行差異分析，結果如表5所示。

表5 單變量均值差異分析

從表5可以看出，第一，機構未介入組的樣本均值顯著低于機構介入組的樣本，說明機構未介入公司的每股現金股利較低。從單變量比較來看，初步支持了假設1a的相關觀點。第二，機構高介入組的樣本均值顯著高于機構低介入組的樣本均值，說明機構投資者高介入的公司相較低介入的公司能夠更有效地提高現金股利分配水平，此差異分析初步支持假設2a。第三，股權制衡度大于和等于1的樣本，其派現水平的均值顯著高于股權制衡度小于1的樣本，說明股權制衡度高的上市公司現金分紅水平較高，單變量差異分析為假設4和假設5提供了基礎支撐。

（四）多元回歸分析

1.機構投資者是否介入對現金股利分配的影響。本文根據模型（1）對不考慮機構投資者介入和考慮機構投資者介入的樣本進行回歸。為了保證結果的穩(wěn)健性，消除不可觀測因素帶來的影響，采用聚類穩(wěn)健標準誤對模型（1）進行回歸。從表6的回歸結果來看，在不考慮機構投資者介入與否的情況下，企業(yè)所面臨的融資約束與現金股利分配呈顯著負相關關系。進一步加入機構投資者是否介入的變量，并考慮其與融資約束的交互項后，發(fā)現有機構投資者介入的公司更傾向于現金股利分配，但是隨著企業(yè)融資約束程度的強化，機構投資者又會放松對現金股利分配的訴求，檢驗結果與假設1a一致。

表6 機構投資者是否介入下的現金股利分配

2.機構投資者介入程度對現金股利分配的影響。本文根據模型（2），分別對機構投資者介入程度（持股比例）、融資約束與現金股利分配之間的關系進行了回歸分析。從表7第（3）列的回歸結果可見，當不考慮機構投資者介入程度時，企業(yè)所面臨的融資約束與現金股利分配呈顯著的負相關關系。在加入機構投資者介入程度變量，并考慮其與融資約束的交互項后，由第（4）列的回歸結果可見，機構投資者高介入的公司更傾向于現金股利分配，但是隨著企業(yè)面臨的融資約束的加大，機構投資者又會放松對現金股利分配的訴求，其檢驗結果與前文假設一致。

為了使回歸結果更具穩(wěn)健性，本文對機構投資者持股比例與現金股利分配之間的關系做了進一步分析。從第（5）列的回歸結果來看，雖然機構投資者持股比例與現金股利之間的正相關關系不顯著，但也十分接近10%的顯著性水平，上述現象可能與股權制衡度的影響有很大關系。為此，在下文還將按照股權制衡度的不同對機構投資者持股比例與現金股利分配之間的關系做更進一步的分析。從第（6）列的回歸結果來看，在加入機構投資者持股比例與融資約束的交互項后，可以發(fā)現隨著機構投資者持股比例的提高，公司更傾向于進行現金股利分配。但是當企業(yè)面臨的融資約束程度進一步強化時，機構投資者又會放松對現金股利分配的訴求，檢驗結果與假設2a一致。

3.不同股權制衡度水平下機構投資者介入對現金股利分配的影響。本文根據模型（3），分別考察高股權制衡和低股權制衡情況下，機構投資者持股比例、融資約束與現金股利分配之間的相關關系。從表8高股權制衡組的回歸結果來看，不管是機構投資者持股比例，還是其與融資約束的交互項，均與現金股利分配無顯著的相關關系，這表明在高股權制衡條件下，機構投資者的治理效應在弱化。此檢驗結果與前文假設3和假設5比較一致。從表8低股權制衡組的回歸結果來看，不管是機構投資者持股比例，還是其與融資約束的交互項，均與現金股利分配存在顯著的相關關系。從第（10）列可知，在低股權制衡條件下，機構投資者能夠發(fā)揮積極的治理效應，提高公司現金分紅比例。在第（11）列加入融資約束變量后，機構投資者的積極治理效應未發(fā)生改變。在考慮融資約束與機構投資者持股的交互項后，可以從第（12）列發(fā)現，當企業(yè)面臨的融資約束程度進一步加大時，機構投資者又會放松對現金股利分配的訴求，檢驗結果與假設4一致。

表7 機構投資者介入程度及持股比例 對現金股利分配的影響

（五）穩(wěn)健性檢驗

為了解決變量“自我選擇”產生的內生性問題，本文利用Rosenbaum、Rubin[43]的傾向得分匹配方法，將機構投資者介入與否、介入程度作為分組條件，通過傾向得分值找到與處理組相對應的控制組后進行配對分析。PSM方法的使用可以有效降低樣本選擇偏誤，消除控制變量等可觀察因素對研究變量的混雜偏移[44]。本文首先描述了機構投資者介入與否條件下，基于半徑匹配而得到的各變量匹配前后的基本狀況，然后進行T值檢驗，從結果來看：在采用傾向得分值進行匹配前，比較各變量的均值T檢驗，可以發(fā)現除了獨立董事比例和企業(yè)成長性，其他各變量的均值存在顯著性差異，而經過匹配后處理組和控制組變量均值差異并不顯著，表明平行性假設得到有效滿足。另外，本文也反映了在機構投資者介入程度高低分組條件下，基于半徑匹配得到的各變量匹配前后的基本狀況。從T值檢驗來看，在采用傾向得分值進行匹配前，各變量的均值T檢驗存在顯著性差異。而經過匹配后，處理組和控制組變量均值差異除了融資約束和企業(yè)規(guī)模外，其余并不顯著。同時，融資約束和企業(yè)規(guī)模均值差異性也顯著下降，表明平行性假設基本得到有效滿足。

由表9得到的結果可知，在機構投資者介入與否、介入程度高低分組中，有機構投資者介入以及機構投資者高介入的企業(yè)，其現金股利支付顯著高于非介入和低介入的企業(yè)，與前文實證研究結論一致。

表8 差異股權制衡下機構投資者持股對現金股利分配的影響

表9 不同分組條件下機構投資者介入對現金股利分配的影響

另外，前文在考察高股權制衡條件下，機構投資者持股比例、融資約束與現金股利分配之間的相關關系時，未曾考慮機構投資者自身的股權制衡效應。為了消除上述影響，本文首先刪除機構投資者持股比例超過15%的公司，然后對高股權制衡樣本組進行回歸，結果與前文實證研究結論一致，限于文章篇幅，具體結果未予列示。

五、結論

由于機構投資者掌握了更豐富的信息渠道、更專業(yè)化的知識、更多的話語權和更強的制衡控股股東的能力，所以其能夠有效緩解信息不對稱所帶來的逆向選擇問題，凸顯了機構投資者在我國資本市場的治理效應。那么，在差異性融資約束條件下，機構投資者的介入會對公司現金股利分配行為產生怎樣的影響？有鑒于此，本文通過對有關文獻的整理分析，結合我國上市公司的分紅現狀，在控制公司特征因素的基礎上，考慮融資約束差異和股權制衡度高低的限定后，分析了機構投資者是否介入以及機構投資者介入程度對公司現金股利分配的影響。本文的主要結論如下：①有機構投資者介入的公司更傾向于現金股利支付，且隨著企業(yè)融資約束程度的降低，機構投資者的介入提高了現金股利支付水平。②機構投資者高介入公司的現金股利支付水平要高于低介入的公司，且機構投資者的高介入強化了融資約束對公司現金股利支付水平的影響。③隨著機構投資者持股比例的增加，與強股權制衡公司相比，弱股權制衡公司的現金分配水平提高更為顯著。④在弱股權制衡條件下，隨著融資約束的加大，機構投資者的介入放寬了公司現金股利支付的選擇；在強股權制衡條件下，無論融資約束強弱，機構投資者介入與公司現金股利支付之間均不具有顯著相關性。