龔 馳，張旭波

（武漢輕工大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，武漢430023）

一、文獻(xiàn)回顧、理論分析和研究假設(shè)

（一）現(xiàn)金股利與企業(yè)績(jī)效

“一鳥在手”理論認(rèn)為企業(yè)分配的現(xiàn)金股利越多說明企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jī)效和發(fā)展前景越好；信號(hào)傳遞理論認(rèn)為，企業(yè)分配現(xiàn)金股利會(huì)向利益相關(guān)者傳遞上市公司經(jīng)營(yíng)績(jī)效良好的信息。劉夢(mèng)暉、高友才（2015）研究發(fā)現(xiàn)正?，F(xiàn)金股利支付水平對(duì)企業(yè)績(jī)效的提升有正效應(yīng)。[1]焦凱麗（2017）以滬深A(yù) 股上市公司2010-2015 年數(shù)據(jù)為樣本，通過實(shí)證分析發(fā)現(xiàn)在合理的現(xiàn)金股利發(fā)放水平內(nèi)，上市公司現(xiàn)金股利支付率的提高能增加企業(yè)價(jià)值。[2]提出假設(shè)1：在農(nóng)業(yè)上市公司中現(xiàn)金股利對(duì)企業(yè)績(jī)效呈正相關(guān)關(guān)系。

（二）現(xiàn)金股利與代理成本

現(xiàn)金股利代理成本認(rèn)為現(xiàn)金股利的分配可以有效改善企業(yè)兩類代理問題和減少兩類代理成本。溫耀宗（2014）通過實(shí)證分析發(fā)現(xiàn)現(xiàn)金股利發(fā)放水平提高能降低第二類代理成本，可以顯著控制在職消費(fèi)和有效減少股東和經(jīng)理人委托代理矛盾。[3]魏志華，李常青（2017）研究發(fā)現(xiàn)上市企業(yè)通過發(fā)放現(xiàn)金股利能顯著減少兩類代理成本, 而現(xiàn)金股利的變化能明顯表達(dá)出企業(yè)將來財(cái)務(wù)的信息。[4]劉愛明，周娟（2018）實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果表明，上市企業(yè)通過提高現(xiàn)金股利分配水平可以顯著減少股東和經(jīng)理人之間的矛盾來達(dá)到股利稅制變化對(duì)提高企業(yè)績(jī)效的目的。[5]提出假設(shè)2a、2b：在農(nóng)業(yè)上市公司中現(xiàn)金股利發(fā)放水平與第一、二類代理成本顯著負(fù)相關(guān)。

（三）現(xiàn)金股利、代理成本與企業(yè)績(jī)效

許多學(xué)者研究顯示現(xiàn)金股利對(duì)企業(yè)績(jī)效的影響可能是個(gè)復(fù)雜過程，代理成本在其中可能起著一定的傳導(dǎo)作用。臧秀清，崔志霞（2016）運(yùn)用2012—2014 年我國(guó)深滬兩市A 股上市公司面板數(shù)據(jù)為樣本，實(shí)證分析得出現(xiàn)金股利的分配能夠有效減少代理成本，股權(quán)集中度在現(xiàn)金股利影響企業(yè)績(jī)效中發(fā)揮中介傳導(dǎo)作用。[6]李剛（2018）以中國(guó)A 股上市企2012—2015 年數(shù)據(jù)為分析對(duì)象，實(shí)證分析表明現(xiàn)金股利發(fā)放水平可以有效減少第二類代理成本進(jìn)而提高公司價(jià)值，并且企業(yè)股權(quán)集中度越高越有利于增加公司價(jià)值。[7]通過以上分析發(fā)現(xiàn)，代理成本在一定程度上能間接影響股權(quán)激勵(lì)、股權(quán)集中、現(xiàn)金股利對(duì)企業(yè)績(jī)效的作用。提出假設(shè)3a、3b：在農(nóng)業(yè)上市公司中第一、二類代理成本在現(xiàn)金股利影響企業(yè)績(jī)效中發(fā)揮中介作用。

二、研究設(shè)計(jì)

（一）樣本選取與數(shù)據(jù)來源

本文以A 股農(nóng)業(yè)上市公司2010—2018 年度現(xiàn)金股利發(fā)放數(shù)據(jù)為研究對(duì)象，對(duì)研究樣本進(jìn)行以下處理：一是去掉不盈利且依舊分配現(xiàn)金股利的樣本；二是去掉ST、PT、現(xiàn)金股利數(shù)據(jù)以及財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)等缺失的樣本；三是去掉既發(fā)行在A 股又發(fā)行在其他股的樣本；最后收集到293 個(gè)有效樣本觀測(cè)值。本文選取的數(shù)據(jù)來源于東方財(cái)富網(wǎng)、色諾芬（CCER）數(shù)據(jù)庫(kù)以及國(guó)泰安（CSMAR）數(shù)據(jù)庫(kù)，數(shù)據(jù)處理由Excel 和SPSS 24.0 完成。

（二）變量定義

見表1。

（三）模型構(gòu)建

通過構(gòu)建模型（1）來研究現(xiàn)金股利發(fā)放水平與企業(yè)績(jī)效之間關(guān)系。

通過構(gòu)建模型（2a）和（2b）來研究現(xiàn)金股利發(fā)放水平與兩類代理成本之間關(guān)系。

表1 變量定義

通過構(gòu)建模型（3a）和（3b）采取溫忠麟提出的中介效應(yīng)的檢驗(yàn)方法來研究?jī)深惔沓杀驹诂F(xiàn)金股利對(duì)企業(yè)績(jī)效影響中發(fā)揮的中介效應(yīng)。

中介效應(yīng)的研究方法為：首先對(duì)現(xiàn)金股利與企業(yè)績(jī)效進(jìn)行多元線性回歸分析如模型（1）所示，若現(xiàn)金股利與企業(yè)績(jī)效之間顯著相關(guān)則進(jìn)行下一步檢驗(yàn)否則終止研究；其次對(duì)現(xiàn)金股利與代理成本進(jìn)行多元線性回歸分析如模型（2a）和（2b）所示，分析現(xiàn)金股利與代理成本之間關(guān)系是否顯著；最后將兩類代理成本分別放入模型（1）的回歸方程，如模型（3a）和（3b）所示，分析現(xiàn)金股利與企業(yè)績(jī)效之間關(guān)系是否顯著，若顯著且回歸系數(shù)有所下降，說明代理成本發(fā)揮部分中介效應(yīng)，若不顯著說明代理成本發(fā)揮完全中介效應(yīng)。

三、實(shí)證結(jié)果分析

（一）描述性統(tǒng)計(jì)

表2 為本研究變量的描述性統(tǒng)計(jì)。由表2 數(shù)據(jù)看出樣本總資產(chǎn)回收益率極大值為0.330，均值為0.063，表明我國(guó)農(nóng)業(yè)上市企業(yè)的經(jīng)營(yíng)績(jī)效水平普遍低下。每10 股現(xiàn)金股利極大值10.00、極小值為0.020和均值為1.467，表明我國(guó)農(nóng)業(yè)上市公司不同企業(yè)之間現(xiàn)金股利分配差距較大且普遍較低。第一類和第二類代理成本的極小值為0.120、0，極大值為4.560、1.813，均值1.019、0.045，標(biāo)準(zhǔn)差0.823、0.128，表明我國(guó)農(nóng)業(yè)上市公司第一類代理成本要比第二類代理成本高。控制變量方面，資產(chǎn)負(fù)債率均值為0.397、標(biāo)準(zhǔn)差為0.160，說明整體負(fù)債水平和財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)不高；第一大股東持股比例極大值為0.890、均值為0.360，存在一股獨(dú)大的現(xiàn)象以及整體上股權(quán)較集中。公司規(guī)模極小值1.320、極大值6.290、標(biāo)準(zhǔn)差1.020，說明農(nóng)業(yè)上市公司之間的規(guī)模差距較大。

表2 描述性統(tǒng)計(jì)

（二）相關(guān)性分析

由表3 主要變量Pearson 相關(guān)性分析可知，企業(yè)績(jī)效（ROA）與現(xiàn)金股利（DPS）、資產(chǎn)負(fù)債率（LEV）、股權(quán)集中（TOP1）存在正相關(guān)關(guān)系，與兩類代理成本（AC1、AC2）存在1%水平上負(fù)相關(guān)關(guān)系；現(xiàn)金股利（DPS）與兩類代理成本（AC1、AC2）、資產(chǎn)負(fù)債率（LEV）存在負(fù)相關(guān)關(guān)系。這初步驗(yàn)證了現(xiàn)金股利、代理成本和企業(yè)績(jī)效三者之間存在相互影響的關(guān)系，有進(jìn)一步分析的必要性。從變量間的相關(guān)系數(shù)矩陣看各變量之間相關(guān)系數(shù)絕對(duì)值都小于或等于0.389，除了ROA 與DPS 之間的相關(guān)系數(shù)達(dá)到0.637，說明了本次研究的多元線性回歸方程多重共線性問題可以忽略不計(jì)。

表3 相關(guān)性

（三）回歸分析

1.現(xiàn)金股利與企業(yè)績(jī)效。在模型（1）的回歸分析中看到，調(diào)整R2為0.471 回歸方程擬合度良好，現(xiàn)金股利的發(fā)放水平與企業(yè)績(jī)效在1%的水平上呈顯著正相關(guān)關(guān)系，其回歸系數(shù)為0.017，說明農(nóng)業(yè)上市公司企業(yè)的經(jīng)營(yíng)績(jī)效隨現(xiàn)金股利發(fā)放水平提高而上升，因此驗(yàn)證了假設(shè)1。

2.現(xiàn)金股利與代理成本。從模型（2a）的回歸分析得出，第一類代理成本與現(xiàn)金股利呈負(fù)相關(guān)關(guān)系但不顯著，回歸系數(shù)為0.041，表明現(xiàn)金股利不能明顯改善股東與經(jīng)理人之間的矛盾，對(duì)降低第一類代理成本作用不明顯，假設(shè)（2a）未能得到驗(yàn)證。從模型（2b）的回歸分析得出，第二類代理成本與現(xiàn)金股利在5%的水平上顯著負(fù)相關(guān)，回歸系數(shù)為-0.01，表明提高現(xiàn)金股利發(fā)放水平能顯著地降低第二類代理成本，可以有效改善大股東侵占中小股東的利益，因此假設(shè)（2b）得到驗(yàn)證。

3.代理成本與企業(yè)績(jī)效。從模型（3a）和（3b）的回歸結(jié)果看出，企業(yè)績(jī)效與第一類代理成本在1%的水平上顯著負(fù)相關(guān)，與第二類代理成本在5%的水平上顯著負(fù)相關(guān)，回歸系數(shù)分別為0.008 和-0.036，說明隨兩類代理不斷成本的增加企業(yè)的經(jīng)營(yíng)績(jī)效不斷下降，因此假設(shè)3 得到驗(yàn)證。

4.代理成本中介效應(yīng)。為了檢驗(yàn)兩類代理成本在現(xiàn)金股利對(duì)企業(yè)績(jī)效影響中發(fā)揮的中介效應(yīng)，本文在模型（1）的基礎(chǔ)上分別加入兩類代理成本后得到模型（3a）和（3b），并重新進(jìn)行線性回歸。從模型（3a）的回歸結(jié)果來看，加入第一類代理成本后，現(xiàn)金股利發(fā)放水平與企業(yè)績(jī)效在1%的水平上顯著正相關(guān)；回歸系數(shù)有所下降，表明第一類代理成本的存在能顯著降低企業(yè)的經(jīng)營(yíng)績(jī)效，但由于模型（2a）沒有通過顯著性檢驗(yàn)，說明第一類代理成本在現(xiàn)金股利對(duì)企業(yè)績(jī)效影響中不存在中介效應(yīng)，假設(shè)(3a)不成立。從模型(3b)的結(jié)果看出，加入第二類代理成本后，企業(yè)績(jī)效與現(xiàn)金股利在1%的水平上顯著正相關(guān)，其回歸系數(shù)從0.017 下降到0.016，說明第二類代理成本在現(xiàn)金股利影響企業(yè)績(jī)效的過程中起到部分中介效應(yīng)，則假設(shè)（3b）得到了驗(yàn)證。

（四）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了確保本次研究結(jié)論的可靠性和準(zhǔn)確性，本文采用加權(quán)平均凈資產(chǎn)收益率（ROE）替代總資產(chǎn)收益率（ROA）來進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。加權(quán)平均凈資產(chǎn)收益率是對(duì)凈利潤(rùn)和股東權(quán)益進(jìn)行了加權(quán)處理之后再計(jì)算的，可以準(zhǔn)確地衡量一個(gè)企業(yè)的績(jī)效。穩(wěn)健性檢驗(yàn)回歸結(jié)果基本上與上述表4 回歸分析一致，結(jié)論未發(fā)生變化。

四、結(jié)論

本文以滬深兩市A 股農(nóng)業(yè)上市公司2010—2018 年度現(xiàn)金股利發(fā)放為樣本，研究發(fā)現(xiàn)；現(xiàn)金股利發(fā)放水平的提高能顯著地提高企業(yè)績(jī)效；提高現(xiàn)金股利發(fā)放水平能明顯改善第二類代理成本，但不能有效地降低第一類代理成本；兩類代理成本與企業(yè)績(jī)效顯著負(fù)相關(guān)；第二類代理成本在現(xiàn)金股利與企業(yè)績(jī)效關(guān)系中發(fā)揮部分中介傳導(dǎo)作用，但第一類代理成本中介傳導(dǎo)作用不明顯。本文驗(yàn)證了農(nóng)業(yè)上市公司現(xiàn)金股利、代理成本和企業(yè)績(jī)效三者之間的關(guān)系，豐富了相關(guān)理論的研究，給農(nóng)業(yè)企業(yè)利益相關(guān)者提供了一定參考依據(jù)。但也存在不足之處，現(xiàn)僅從現(xiàn)金股利發(fā)放水平的角度來考慮，沒有把非財(cái)務(wù)指標(biāo)對(duì)企業(yè)績(jī)效的影響考慮進(jìn)去。

表4 回歸分析