翟士運，孫蘭蘭，古 樸

1 中國礦業(yè)大學(北京) 管理學院，北京 100083 2 青島科技大學 經濟與管理學院，山東 青島 266061 3 清華大學 經濟管理學院，北京 100084

引言

為了規(guī)范中國上市企業(yè)的股利發(fā)放行為，減少“低股利”現象，中國證券監(jiān)督管理委員會曾在2001年、2004年、2006年和2008年4次出臺股利分配政策。但很多上市企業(yè)卻鉆法律的空子，只進行“高送轉”，以實現吸引投資者眼球進而調高股價的目的，而不真正“掏錢”分紅。更有甚者，2017年2月某上市企業(yè)欲通過“10送30”而不現金分紅的分配方案，還有企業(yè)上市30年未曾分紅。2017年9月正式實施的《最高人民法院關于適用<中華人民共和國公司法>若干問題的規(guī)定(四)》指出，公司股東濫用權利，導致公司不分配利潤給其他股東造成損失的，司法可以適當干預。

上市企業(yè)現金股利水平成為焦點的同時，股權質押也正風靡中國資本市場。截至2017年3季度，A股正在質押的股票價值超過6萬億元人民幣，幾乎所有上市企業(yè)均存在股權質押。為了遏制“無股不押”的亂象，監(jiān)管部門于2017年9月出臺《股票質押式回購交易及登記結算業(yè)務辦法》，被稱為股票質押史上最嚴新規(guī)。股權質押受到如此青睞源于其手續(xù)簡便、成本低廉以及控制權不會遭到稀釋等優(yōu)點，但其大大增加了股東對股價波動風險的敏感性，嚴重影響上市企業(yè)的風險水平和治理機制，賈躍亭質押樂視網的股份便是典型的反面案例。鑒于此，控股股東股權質押期間很可能制定不同以往的現金股利政策，探討兩者之間的關系具有重要的理論價值和現實意義。

1 相關研究評述和研究假設

1.1 相關研究評述

自LINTNER[1]開創(chuàng)性地對企業(yè)股利進行研究以來，圍繞著股利之謎，學者們展開長久和較為深入的探討，并提出多種理論從不同視角給出解釋，MM股利無關論、“在手之鳥”理論、狹義稅收差異理論、追隨者效應理論、信號傳遞理論、代理成本理論和股權結構理論等都得到廣泛認可[2]。近年來，隨著研究的深入，控股股東對企業(yè)現金股利的影響日益受到重視，但并沒有取得一致的研究結論。一方面，控股股東有可能傾向于減少股利發(fā)放。較低的股利水平有利于控股股東掌控更多的資金用于謀取私人收益，侵犯中小股東的利益[3-4]。另一方面，控股股東也可能增加股利的發(fā)放。首先，增加股利發(fā)放有利于降低股東與管理者之間的代理成本[5-6]；其次，增加股利發(fā)放有利于提高凈資產收益率,滿足配股要求，在中國半強制分紅的制度環(huán)境下更是如此[7]；最后，控股股東可以通過股利套取上市企業(yè)現金[8]。因此，從另一個角度說，現金股利支付率的高低也可以反映中小股東利益保護的強弱[9]。很多研究還從股東異質性的角度對企業(yè)的股利政策展開討論。個人投資者期望獲得穩(wěn)定的收益，更偏好股利平穩(wěn)的股票[10]，但當個人投資者為控股股東時，較強的掏空動機使企業(yè)的股利水平顯著降低[11]?；旌纤兄聘母镉兄诮档痛韱栴}，提高現金股利發(fā)放水平[12]。機構投資者不僅能夠提高企業(yè)治理水平，提高股利發(fā)放水平，還能使企業(yè)降低股利的不平穩(wěn)程度[13]。機構投資者又可進一步分為多種類型。社?；鸪止珊?，上市企業(yè)的股利水平也進一步提高[14]。私募股權投資有助于提高企業(yè)的融資能力，因此增加了企業(yè)的股利分配傾向和分配力度[15]。外資股東具有更高的信息不對稱程度和更高的理性，也有助于促進企業(yè)股利支付水平[16]。但家族企業(yè)控股股東則通過過度投資謀取控制權私利，不愿意將企業(yè)利潤以股利形式支付給股東[17]。

已有研究雖然從控股股東自利動機和股東類型的靜態(tài)視角對企業(yè)的現金股利政策進行了相對深入的探討，但并沒有關注不同情況下的股東會對企業(yè)的股利政策產生不同的影響，如股權質押時期的控股股東對企業(yè)現金股利產生的影響。已有針對股權質押的研究也并沒有涉及股利政策，且研究結論存在較大分歧。一方面，股權質押的企業(yè)受到債權機構的監(jiān)督，提高了企業(yè)的治理水平，減少了盈余管理和掏空程度[18]。另一方面，股權質押增強了控股股東機會主義行為，如控股股東會采取激進的會計政策[19]，進行更多的真實盈余管理[20]，以達到市值管理的目的[21]，甚至還降低了管理層薪酬激勵的有效性[22]。因此，探討控股股東股權質押對企業(yè)現金股利政策的影響，不僅對中國資本市場具有重要的現實意義，提供明晰的政策依據，還有助于豐富企業(yè)股利政策的相關研究，深化對股權質押的認識，在一定程度上彌補已有研究的不足。

1.2 控股股東股權質押與現金股利

與歐美等發(fā)達國家相比，中國上市企業(yè)股權結構高度集中，再加上較弱的投資者保護環(huán)境，控股股東與中小股東之間的代理問題非常突出[23]。控股股東股票質押期間，仍然享有對企業(yè)的控制權，收益權也不受影響。因此，控股股東有權利和動機出于自身利益最大化的目的制定企業(yè)的股利政策。黃娟娟等[24]通過對中國上市公司的實證研究發(fā)現，上市公司股利政策主要是為了迎合控股股東的需要。股權質押期間，股價下跌達到一定程度會觸發(fā)“強制平倉線”，控股股東將蒙受巨大財富損失和所有權私人收益。因此，控股股東將更傾向于采取機會主義行為，加重第二類代理問題[21]，進而對現金股利產生負面影響[25]。

①控股股東股權質押期間，企業(yè)存在控股股東變更的風險[26]，外部融資將更為困難，從而導致企業(yè)的流動性枯竭。而獲得外部資本的難度上升時，企業(yè)會減少現金股利的發(fā)放[27-28]。因此，控股股東在股權質押期間，面對流動性的枯竭，會進行內源融資，減少股利發(fā)放，緩解流動性不足。②控股股東股權質押期間，現金的預防需求增加。一方面，股權質押期間，股價下跌可能導致控制權轉移，企業(yè)有更強的動機減少股利支付進行“節(jié)流”，防范可能面臨的風險。另一方面，股權質押期間，控股股東有更強的動機操控股價，避免控制權旁落他人[21]，如要求企業(yè)進行股票回購等，以傳遞股價被低估的信號。而企業(yè)進行股票回購需要大量的資金，因此，出于預防需求的增加，控股股東會增加企業(yè)的儲備，減少現金股利發(fā)放。③控股股東股權質押期間，現金的投機需求增加。股權質押期間，控股股東通過各種手段使股價保持平穩(wěn)甚至上升。而現金的增加無疑有助于實現控股股東的機會主義行為。作為真實盈余管理的方式之一，生產操控通過大幅提高產量，達到降低單位產品成本的目的，但導致總生產成本和存貨大量增加。不難看出，生產操控需要大量的現金投入。因此，控股股東股權質押期間，出于真實盈余管理等投機行為的需要，企業(yè)需要增加現金持有，減少現金股利發(fā)放。另外，控股股東并不會在股權質押期間通過增加現金股利的方式博取投資者好感以提升企業(yè)股價。已有研究發(fā)現中國上市公司現金分紅不影響股票估值，上市公司過度支付股利反而增加股價崩盤風險[29]、降低企業(yè)價值[30]。因此，本研究提出假設。

H1控股股東股權質押期間，現金股利顯著減少。

1.3 自由現金流、股權質押與現金股利

自由現金流對控股股東股權質押與現金股利之間的關系產生積極的影響。①自由現金流越多意味著企業(yè)的資金越充足，資產流動性更高，企業(yè)對留存收益的依賴性越低[31]，有助于緩解控股股東股權質押對現金股利的負面影響。②現金具有預防作用。自由現金流增加有助于企業(yè)降低財務風險，使企業(yè)在面對風險時有更大的回旋余地。例如，控股股東股權質押期間，股價下跌時，企業(yè)可以利用充足的現金流進行股票回購，傳遞股價被低估的信號，而不必削減現金股利的發(fā)放。③自由現金流有助于控股股東實施機會主義行為。當企業(yè)現金充足時，控股股東有足夠的資金謀取私利。例如，控股股東股權質押期間，充足的自由現金流有助于企業(yè)進行生產操控，臨時擴大生產，降低單位產品成本，達到真實盈余管理的目的，最終達到維持和提升股價的目的。股權質押期間，控股股東削減現金股利的動機得到有效降低。CAMPELLO et al.[32]通過對處于金融危機中的企業(yè)問卷調查發(fā)現，融資約束程度越低，企業(yè)支付股利的意愿越高；魏剛等[33]認為企業(yè)現金存量與股利發(fā)放顯著正相關；張路等[34]對超募資金的用途進行研究，發(fā)現過量資金補充了企業(yè)流動性，提高了現金股利支付意愿。因此，本研究提出假設。

H2企業(yè)的自由現金流有利于緩解控股股東股權質押與現金股利之間的負相關關系。

1.4 審計質量、股權質押與現金股利

股利代理成本理論認為，支付現金股利使企業(yè)不得不去外部資本市場融資，外部投資者的監(jiān)督可以抑制經理人濫用資金、減少非效率投資，降低代理成本[6]。PORTA et al.[3]和SHLEIFER et al.[35]將法律保護這一制度因素引入現金股利政策研究理論框架，分析發(fā)現現金股利是公司治理改善的結果；FACCIO et al.[9]在此基礎上分別以東亞、西歐和德國的公司為樣本，研究發(fā)現有效的監(jiān)督約束機制提高了控股股東發(fā)放現金股利的積極性。較高的股權集中度和控股股東在股權質押期間強烈的機會主義動機大大降低了內部治理的有效性，在企業(yè)的股利政策上表現為股利支付率下降和不支付股利政策的企業(yè)增多[36]。此時，有效外部治理的作用得到凸顯。CHOI et al.[37]認為，當內部治理效率較低時，有效的外部治理成為保護中小投資者權益、規(guī)范企業(yè)現金股利政策的必然選擇。很多研究表明，外部治理水平能夠有效彌補內部治理的不足，起到降低代理成本的作用。外部審計師作為企業(yè)外部治理的重要組成部分，自然也起到抑制控股股東機會主義行為的作用。首先，控股股東可能借助股票回購進行利益輸送[38]。較高的審計品質提高了企業(yè)的外部治理水平，有助于防范企業(yè)的利益輸送行為。其次，生產操控作為控股股股東的機會主義行為，不利于企業(yè)長期發(fā)展，損害了中小股東的利益。徐會超等[39]認為，控股股東股權質押期間，聘用國際四大會計師事務所進行審計可以有效抑制企業(yè)的機會主義行為。規(guī)范的股票回購和生產操控，降低了控股股東的第二類代理問題，進而有助于緩解股權質押對現金股利的負面影響。因此，本研究提出假設。

H3聘用國際四大會計師事務所進行審計，有利于緩解控股股東股權質押與現金股利之間的負相關關系。

本研究的分析框架見圖1。

圖1 分析框架Figure 1 Analysis Framework

2 研究設計

2.1 樣本選擇和數據來源

為了探討控股股東股權質押對企業(yè)現金股利的影響，本研究選取中國A股上市企業(yè)作為研究樣本。考慮到會計準則和資本市場的變化，以2007年至2016年為研究期間。剔除數據缺失和無效的樣本后，最終得到17 590個觀測值。在進行多元線性回歸分析時，采用混合效應模型的形式。所用股權回購和控股股東股權質押的數據來自Wind數據庫，其他數據均來自CSMAR數據庫。為了減少極端值的影響，對所有連續(xù)變量的雙側極端值進行1%的縮尾處理。

2.2 變量定義

(1) 現金股利。主要從發(fā)放現金股利的多少和是否發(fā)放現金股利兩個方面測量企業(yè)現金股利。本研究借鑒已有研究，采用每股現金股利與每股收益之比測量企業(yè)發(fā)放股利的多少。

(2)控股股東股權質押。為了論證的充分性和嚴謹性，本研究選取3個變量從不同角度刻畫控股股東的股權質押程度。借鑒已有研究中測量股權質押最常用的方法[21,40]，①設置虛擬變量Psd，測量控股股東是否存在股權質押行為。②設置變量Pr1，測量控股股東股權質押相對于企業(yè)總股份的多少，該指標反映控股股東股權質押帶給企業(yè)的風險的大小，該指標越大，實際控制人變更的風險越大。③設置變量Pr2，測量控股股東股權質押程度，通過計算得到控股股東股權質押相對于自身持股數的多少；該指標衡量股價觸發(fā)警戒線時控股股東補充質押的能力，即該指標越大，控股股東補充質押的能力越低，可回旋的余地越小，也反映了股權質押期間控股股東面臨壓力的大小；該指標也有效地衡量了控股股東質押股權的價值相對于個人總財富的多少，可以更好地反映控股股東對股權質押的關注程度。以上3個變量從是否存在控股股東股權質押和控股股東股權質押程度兩個不同維度衡量控股股東股權質押的特征，為了檢驗3個變量之間的關系，對三者之間的相關性進行檢驗，兩兩之間均呈現顯著正相關關系，說明三者在測量控股股東股權質押方面存在較好的一致性。

(3) 調節(jié)變量。根據H2和H3，設置自由現金流和審計質量兩個調節(jié)變量。用自由現金流測量企業(yè)資金的充裕程度；審計質量為虛擬變量，如果外部審計師來自于“國際四大”取值為1，否則取值為0。已有研究均表明，“國際四大”往往代表了更高的審計質量，有助于抑制企業(yè)的代理問題。

(4)控制變量。根據已有研究，在探討控股股東股權質押對企業(yè)現金股利的影響時，控制企業(yè)規(guī)模、資產負債率、現金凈流量、資產收益率、增長率、資本支出和實際控制人的產權性質等變量的影響。

各變量的具體計算方法見表1。

2.3 模型設計

為了檢驗H1，構建模型為

Cdri,t=α0+α1Plei,t+α2Sizi,t+α3Levi,t+α4Cfoi,t+

α5Roai,t+α6Groi,t+α7Expi,t+α8Soei,t+Indi,t+

Yeat+ε1.i,t

(1)

其中，i為上市企業(yè)，t為年度，Ple分別為Psd、Pr1和Pr2，Ind為行業(yè)效應，Yea為年度效應，α0為截距項，α1～α8為變量回歸系數，ε1,i,t為殘差項。如果α1顯著為負，則H1得到驗證。

進一步地，為了檢驗H2和H3，構建模型為

Cdri,t=β0+β1Plei,t+β2Plei,t·Xi,t+β3Xi,t+β4Sizi,t+

β5Levi,t+β6Cfoi,t+β7Roai,t+β8Groi,t+

β9Expi,t+β10Soei,t+Indi,t+Yeat+ε2.i,t

(2)

其中，X分別為Fcf和Big，β0為截距項，β1～β10為變量回歸系數，ε2,i,t為殘差項。如果β2顯著為正，則H2和H3得到驗證。

表1 變量定義Table 1 Definition of Variables

3 實證檢驗結果和分析

3.1 描述性統計分析

表2給出主要變量的描述性統計結果。Cdr的均值為0.311，中位數為0.170，說明受監(jiān)管政策等影響，中國上市企業(yè)近年來的股利發(fā)放水平有所上升；但標準差為0.533，說明企業(yè)之間的差別很大，下四分位數的值為0，說明有至少四分之一的樣本沒有發(fā)放股利，中國上市企業(yè)中“低股利”的現象仍然較多；最小值為-0.327，意味著一些企業(yè)在虧損年份仍然發(fā)放現金股利；而最大值為3.501，說明有些企業(yè)在利潤較少的年份發(fā)放了較多的股利，最大值和最小值均說明中國一些上市企業(yè)采用激進股利政策，也說明對極端值進行縮尾處理是必要的?？偠灾?，中國上市企業(yè)的股利政策存在諸多不規(guī)范的行為。Psd的均值為0.307，說明中國近三分之一的上市企業(yè)控股股東進行股權質押，控股股東股權質押現象較多。Pr1的均值為0.052，Pr2的均值為0.170，平均而言，控股股東質押的股份數占企業(yè)總股份和控股股東持股的5.152%和17.020%；Pr1的最高比例為43.920%；Pr2最大值為1，表明最高者甚至質押了自身所持的全部股份。如此高的質押比例意味著股價出現較大幅度的下跌時，有些控股股東難以進行補充質押，進而企業(yè)不得不面臨實際控制人變更的風險。因此，控股股東股權質押帶來的風險不容忽視，其對企業(yè)的影響不得不引起投資者的注意。另外，產權性質、企業(yè)規(guī)模和資產負債率等控制變量的統計值與已有研究類似，說明該樣本具有較高的代表性和可信度。

3.2 回歸分析

3.2.1 控股股東股權質押與現金股利

表3給出控股股東股權質押對現金股利影響的檢驗結果。Psd、Pr1和Pr2的系數均在1%的水平上顯著為負，說明控股股東股權質押期間，企業(yè)顯著減少了現金股利的發(fā)放。而且，控股股東股權質押對現金股利的影響具有顯著的經濟意義。具體而言，根據經濟意義的計算方式可知，以各變量的均值為基點，控股股東進行股權質押的企業(yè)比其他企業(yè)發(fā)放的現金股利低14.148%；Pr1每上升一個百分點現金股利下降0.601%，每上升一個標準差現金股利下降3.127%；Pr2每上升一個百分點現金股利下降0.344%，每上升一個標準差現金股利下降5.849%。控制變量中，Siz、Exp和Soe的系數均顯著為正，說明企業(yè)規(guī)模越大、資本支出越多、產權性質為非國有時，企業(yè)傾向于支付更多的股利；而Lev、Cfo和Gro的系數顯著為負，說明企業(yè)的資產負債率越高、經營活動凈現金流越大、增長越快，發(fā)放的現金股利越少。綜合以上回歸結果，H1得到驗證，即控股股東股權質押期間，現金股利顯著減少。

3.2.2 控股股東股權質押、自由現金流與現金股利

自由現金流對控股股東股權質押與現金股利關系調節(jié)作用的回歸結果見表4的(1)列～(3)列，由于Fcf存在部分缺失值，觀測值為15 102。由表4可知，Psd、Pr1和Pr2的系數均在1%水平上顯著為負，三者與Fcf的交互項系數均在1%水平上顯著為正，說明自由現金流水平較高時，控股股東股權質押與現金股利之間的負相關關系得到顯著緩解。因此，H2得到驗證，即企業(yè)的自由現金流有利于緩解股權質押與現金股利之間的負相關關系。

表2 描述性統計結果Table 2 Results for Descriptive Statistics

表3 控股股東股權質押與現金股利Table 3 Controlling Stockholder′s Equity Pledge and Cash Dividend

3.2.3 控股股東股權質押、審計質量與現金股利

外部治理因素審計質量調節(jié)作用的回歸結果見表4的(4)列～(6)列，Psd、Pr1和Pr2在各列中的系數均顯著為負，三者與Big的交互項系數均在5%的水平上顯著為正，表明相對于非“國際四大”審計的上市企業(yè)，“國際四大”審計的上市企業(yè)中，控股股東股權質押與現金股利的負相關關系得到大大緩解。因此，H3得到驗證。

3.3 穩(wěn)健性檢驗

3.3.1 內生性檢驗

(1)傾向得分匹配分析

實證結果可能存在的一個潛在內生性問題是，一些與控股股東股權質押和現金股利分配均相關的變量沒有被有效控制，也就是所謂的遺漏變量問題。甚至，自變量可能對因變量存在非線性影響，進而使模型產生內生性問題。為了解決這一問題，本研究采用傾向得分匹配(PSM)法排除內生性可能導致的偽回歸。根據企業(yè)規(guī)模、資產負債率、現金凈流量、資產收益率、增長率、資本支出和產權性質，在相同年度和相同行業(yè)內對存在控股股東股權質押的樣本與其他樣本進行配對。首先，利用Logit模型回歸Psd與各配對變量之間的關系，并計算傾向得分值；然后，根據傾向得分值采用1∶1無放回匹配，配對后，處理組與控制組的傾向得分沒有顯著差異，且各配對變量的均值也不存在顯著差異，說明配對效果良好。PSM前后的t檢驗結果見表5，排除內生性后，與其他企業(yè)相比，控股股東股權質押的企業(yè)現金股利發(fā)放水平仍顯著更低。

(2)Change模型

為了進一步排除遺漏變量導致的內生性問題，本研究還對連續(xù)變量采用Change模型重新檢驗控股股東股權質押對現金股利的影響，回歸結果見表6，ΔCdr為Cdr的一階差分，ΔPr1為Pr1的一階差分，ΔPr2為Pr2的一階差分，計算一階差分導致部分樣本減少，觀測值為14 343。由表6可知，ΔPr1和ΔPr2的系數顯著為負，說明隨著控股股東質押股份增多，企業(yè)的現金股利不斷降低。該結果再次印證了H1。因此，進一步排除內生性后，前文結論仍然成立。

(3)IV工具變量法

控股股東股權質押與企業(yè)現金股利水平之間還可能存在著雙向因果的內生性問題?？赡艿奶娲越忉尀椋河捎谄髽I(yè)的現金股利水平較低，造成控股股東資金緊張而通過股權質押進行融資。因此，本研究采用二階段工具變量法排除替代性解釋。借鑒謝德仁等[21]的做法，選取Psd的省平均值PPsd作為Psd的工具變量、Pr1的省平均值PPr1作為Pr1的工具變量、Pr2的省平均值PPr2作為Pr2的工具變量，還選取較為常見的Psd的滯后兩期值Psdt-2作為Psd的工具變量、Pr1的滯后兩期值Pr1t-2作為Pr1的工具變量、Pr2的滯后兩期值Pr2t-2作為Pr2的工具變量。為了檢驗工具變量的有效性，對3個變量進行Cragg-Donald檢驗，p值均為0，說明三者的工具變量均通過弱工具變量檢驗，工具變量均有效。

3個測量控股股東股權質押變量的兩階段回歸結果見表7，由于使用滯后期的數值，觀測值減少為11 950。從第1階段回歸結果看，PPsdt和Psdt-2對Psdt在1%水平上有顯著的正向影響，PPr1t和Pr1t-2對Pr1t在1%水平上有顯著的正向影響，PPr2t和Pr2t-2對Pr2t在

表4 自由現金流和審計質量的調節(jié)作用Table 4 Regulatory Effects of Free Cash Flow and Audit Quality

1%水平上有顯著的正向影響，說明工具變量對解釋變量具有良好的預測作用。進一步地，從第2階段回歸結果看，Psd、Pr1和Pr2的系數均顯著為負，說明排除因果顛倒導致的內生性后，前文的結論仍然成立。

3.3.2 其他穩(wěn)健性檢驗

為了進一步測試研究結論的穩(wěn)健性，本研究采用企業(yè)當年是否發(fā)放現金股利(Cdd)這一虛擬變量作為因變量，企業(yè)發(fā)放現金股利取值為1，否則取值

表5 PSM前后現金股利對比Table 5 Comparison of Cash Dividend before and after PSM

為0。采用Probit模型檢驗控股股東股權質押對現金股利的影響，回歸結果見表8的(1)列～(3)列。因為樣本中存在利潤為負的個體和過度發(fā)放股利的樣本，為了進一步排除極端樣本可能導致的偽回歸，本研究采用現金股利加1取對數(Lcd)作為因變量，采用OLS模型進行檢驗，回歸結果見表8的(4)列～(6)列。對于上述兩類因變量的替代變量，Psd、Pr1和Pr2的系數均在1%水平上顯著為負，表明前文的回歸結果具有很好的穩(wěn)健性。

表6 Change模型Table 6 Change Model

表7 兩階段回歸結果Table 7 Results for Two-stage Regression

本研究樣本涵蓋了除金融保險業(yè)之外的所有行業(yè)，由于宏觀和微觀環(huán)境的不同以及投資者期望的異質性，行業(yè)之間現金股利存在較大差異。因此，本研究采用經行業(yè)中位數調整的現金股利(Cdr1)作為因變量，對研究假設進行檢驗?；貧w結果見表9的(1)列～(3)列，Psd、Pr1和Pr2的系數均在1%水平上顯著為負。

通過描述性統計可以看出，現金股利和股權質押在不同企業(yè)之間存在較大差異，樣本之間較大差異和分布不均可能導致偽回歸結果。分位數可以很好地減少異常值和樣本分布的不良影響，還有助于解決異方差問題。因此，本研究采用分位數回歸模型進一步檢驗控股股東股權質押期間企業(yè)現金股利的變化?；貧w結果見表9的(4)列～(6)列，Psd、Pr1和Pr2的系數仍然在1%水平上顯著負相關。上述結果均表明研究結果具有穩(wěn)健性。

表8 控股股東股權質押與現金股利：Cdd和Lcd為因變量Table 8 Controlling Stockholder′s Equity Pledge and Cash Dividend：Cdd and Lcd as the Dependent Variable

表9 經行業(yè)調整的現金股利為因變量和分位數回歸結果Table 9 Regression Results for Industry-adjusted Cash Dividend Taken as Dependent Variable and Quantile

在控制極端值的情況下，為了盡可能多地保留樣本量，前文對連續(xù)變量進行雙側1%的縮尾處理，但縮尾處理并不能完全排除極端值的影響。因此，本研究對極端值進行雙側1%的縮尾處理后，對控股股東股權質押與企業(yè)現金股利的影響進行檢驗。回歸結果見表10，縮尾處理導致觀測值減少為17 240，Psd、Pr1和Pr2的系數仍在1%水平上顯著為負。另外，前文結論可能僅適用于家族企業(yè)或股權高度集中的企業(yè)，所有權與控制權的分離可能導致研究結論無法成立，針對這一疑慮，對樣本按照是否為家族企業(yè)和股權集中程度高低進行分組，檢驗控股股東股權質押對現金股利的影響，實證結果表明，在采用不同的樣本時研究結果均有較強的說服力。其可能的解釋為：不同于日常的經營決策和財務決策，股利發(fā)放屬于重大決策事項，需要股東大會表決，不僅僅是由管理層決定的，即使存在兩權分離，控股股東仍能通過股東大會直接決定現金股利的發(fā)放水平。因此，所有權與控制權的分離對研究結論影響有限。

表10 對異常值雙側1%縮尾后的OLS回歸結果Table 10 OLS Regression Results for Two-sided Outliers Censored at 1%

上述多項穩(wěn)健性檢驗均證明前文結果具有良好的穩(wěn)健性，控股股東股權質押期間，企業(yè)確實顯著減少了對現金股利的發(fā)放。

4 進一步分析

如前文所述，控股股東股權質押主要通過3種途徑影響現金股利水平。為了檢驗該邏輯關系是否成立，完善推理過程，本研究進一步檢驗控股股東股權質押與企業(yè)流動性、股票回購、生產操控之間的關系。

4.1 控股股東股權質押與企業(yè)流動性

股權質押期間，企業(yè)的風險上升，融資難度增加，進而很可能導致現金流枯竭，需要減少現金股利補充流動性。為了檢驗控股股東股權質押與企業(yè)流動性之間的關系，本研究構建回歸模型為

Liqi,t=γ0+γ1Plei,t+γ2Sizi,t+γ3Levi,t+γ4Cfoi,t+

γ5Roai,t+γ6Groi,t+γ7Expi,t+γ8Soei,t+Indi,t+

Yeat+ε3.i,t

(3)

其中，Liq為企業(yè)的流動性，通過計算流動比率得到；γ0為截距項，γ1～γ8為變量回歸系數，ε3,i,t為殘差項。如果該路徑成立，γ1應顯著為負。(3)式的回歸結果見表11的(1)列～(3)列，由于企業(yè)流動性存在個別缺失值，觀測值減少為17 589。Psd、Pr1和Pr2的系數均在1%水平上顯著為負，表明控股股東股權質押期間，企業(yè)的流動性確實更低，面臨枯竭，企業(yè)有動機減少現金股利發(fā)放，留存更多的收益。

4.2 控股股東股權質押與股票回購

股權質押使控股股東對股價下跌風險更敏感，現金的預防性需求上升，控股股東可能通過股票回購等方式釋放股價被低估的信號。為了檢驗控股股東股權質押與企業(yè)股票回購之間的關系，本研究構建回歸模型為

Buyi,t=δ0+δ1Plei,t+δ2Sizi,t+δ3Levi,t+δ4Cfoi,t+

δ5Roai,t+δ6Groi,t+δ7Expi,t+δ8Soei,t+Indi,t+

Yeat+ε4.i,t

(4)

其中，Buy為虛擬變量，企業(yè)進行股票回購時取值為1，否則取值為0；δ0為截距項，δ1～δ8為變量回歸系數，ε4,i,t為殘差項。因為因變量股票回購為二元虛擬變量，因此，(4)式采用Probit模型進行檢驗，回歸結果見表11的(4)列～(6)列。Psd、Pr1和Pr2的系數均在5%及以上水平上顯著為正，表明控股股東股權質押期間，企業(yè)進行股票回購的概率顯著上升，控股股東有動機通過股票回購傳遞股價低估的信號，出于預防性動機的現金需求明顯增加。

4.3 控股股東股權質押與生產操控

控股股東在股權質押期間可能主動從事投機行為，如生產操控等真實盈余管理，調高股價。而生產操控需要大量資金，進而導致企業(yè)現金股利下降。生產操控主要通過大幅提高產量降低產品的單位成本，但導致總生產成本和存貨的大量增加，因此，可以通過異常生產成本進行測量。根據已有研究[41]，本研究構建測量企業(yè)生產操控的模型，即

表11 股權質押與流動性和股票回購Table 11 Equity Pledge and Liquidity, Stock Buyback

(5)

其中，Pro為生產成本，為銷售產品成本與當年存貨變動之和；Ta為總資產；Sal為銷售收入；ΔSal為銷售收入變動額；η0為截距項，η1～η4為變量回歸系數；ε5,i,t為殘差項，即為異常生產成本。異常生產成本越高，表明企業(yè)進行了越多的真實盈余管理。用Emp表示異常生產成本，構建模型檢驗控股股東股權質押是否影響企業(yè)的生產操控，即

Empi,t=θ0+θ1Plei,t+θ2Sizi,t+θ3Levi,t+θ4BMi,t+

θ5Soei,t+θ6Bigi,t+Indi,t+Yeat+ε6.i,t

(6)

其中，BM為賬面市值率，θ0為截距項，θ1～θ6為變量回歸系數，ε6,i,t為殘差項。 借鑒已有研究，在(6)式中主要控制企業(yè)規(guī)模、資產負債率、賬面市值率、產權性質和審計質量的影響。

表12給出股權質押與異常生產成本的回歸結果，由于計算Emp涉及新變量和滯后期數據，存在部分缺失值，觀測值減少為13 004。由表12可知，Psd、Pr1和Pr2的系數均為正，且在1%水平上顯著，表明控股股東股權質押期間，企業(yè)生產成本和存貨總額明顯上升，企業(yè)進行了顯著的生產操控，以降低當期的單位產品成本，提高賬面利潤。也預示著，出于投機動機的現金需求顯著更高。

表12 股權質押與異常生產成本Table 12 Equity Pledge and Abnormal Product Cost

5 結論

結合中國資本市場的現實背景，本研究以2007年至2016年中國A股上市企業(yè)為樣本，實證檢驗控股股東股權質押對企業(yè)現金股利水平的影響，并探討自由現金流和外部治理水平對控股股東影響現金股利水平的調節(jié)作用，在此基礎上，本研究還對內在影響機制進行分析。研究結果表明，控股股東股權質押期間，企業(yè)的現金股利水平顯著降低，更有可能成為一毛不拔的“鐵公雞”。進一步的，從資金是否充裕程度的角度研究發(fā)現，企業(yè)的自由現金流有效緩解了控股股東股權質押與現金股利的負相關關系；從外部治理水平的視角研究發(fā)現，良好的審計質量顯著降低甚至消除了控股股東股權質押與現金股利的負相關關系。最后，本研究對控股股東股權質押影響現金股利的內在機制進行檢驗，研究發(fā)現，①控股股東股權質押增加了企業(yè)風險，提高了融資難度，使企業(yè)流動性枯竭；②控股股東股權質押期間，企業(yè)更傾向于進行股票回購，預防性現金需求增加；③股權質押期間，控股股東投機動機更強，進行了更多的生產操控。3種路徑都使企業(yè)的現金股利水平顯著下降。

本研究可能的貢獻在于：①股權質押快速攀升的同時，相關研究還存在較大的局限性，本研究通過探討控股股東股權質押對企業(yè)現金股利政策的影響，豐富了有關股權質押經濟后果的相關研究。②不同情景下的控股股東可能制定差異化的現金股利政策。僅僅從股東類型出發(fā)探討股利政策是不夠的，還應當以動態(tài)的視角，根據股東所處的情況審視企業(yè)的股利政策。此外，本研究還具有明晰的政策意義。雖然相對于其他融資方式，股權質押具有多種優(yōu)點，但其對企業(yè)造成的負面影響也同樣不容忽視。研究結論支持了《股票質押式回購交易及登記結算業(yè)務辦法》的出臺，“無股不押”的現象必須受到監(jiān)管。

本研究也存在一定的局限性。本研究主要檢驗控股股東股權質押對現金股利的影響，沒有考察股權質押對股票股利的影響，而高送轉正是中國上市企業(yè)慣用的招數。因此，未來的研究，可以進一步探討股權質押期間上市企業(yè)是否發(fā)放了更多的股票股利，進行了更多的高送轉。