現(xiàn)金股利、代理成本和企業(yè)績效實證研究
——基于農(nóng)業(yè)上市公司數(shù)據(jù)

龔 馳，張旭波

（武漢輕工大學經(jīng)濟與管理學院，武漢430023）

一、文獻回顧、理論分析和研究假設

（一）現(xiàn)金股利與企業(yè)績效

“一鳥在手”理論認為企業(yè)分配的現(xiàn)金股利越多說明企業(yè)經(jīng)營績效和發(fā)展前景越好；信號傳遞理論認為，企業(yè)分配現(xiàn)金股利會向利益相關者傳遞上市公司經(jīng)營績效良好的信息。劉夢暉、高友才（2015）研究發(fā)現(xiàn)正?，F(xiàn)金股利支付水平對企業(yè)績效的提升有正效應。[1]焦凱麗（2017）以滬深A 股上市公司2010-2015 年數(shù)據(jù)為樣本，通過實證分析發(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)價值。[2]提出假設1：在農(nóng)業(yè)上市公司中現(xiàn)金股利對企業(yè)績效呈正相關關系。

（二）現(xiàn)金股利與代理成本

現(xiàn)金股利代理成本認為現(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出企業(yè)將來財務的信息。[4]劉愛明，周娟（2018）實證檢驗結(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到股利稅制變化對提高企業(yè)績效的目的。[5]提出假設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相關。

（三）現(xiàn)金股利、代理成本與企業(yè)績效

許多學者研究顯示現(xiàn)金股利對企業(yè)績效的影響可能是個復雜過程，代理成本在其中可能起著一定的傳導作用。臧秀清，崔志霞（2016）運用2012—2014 年我國深滬兩市A 股上市公司面板數(shù)據(jù)為樣本，實證分析得出現(xiàn)金股利的分配能夠有效減少代理成本，股權集中度在現(xiàn)金股利影響企業(yè)績效中發(fā)揮中介傳導作用。[6]李剛（2018）以中國A 股上市企2012—2015 年數(shù)據(jù)為分析對象，實證分析表明現(xiàn)金股利發(fā)放水平可以有效減少第二類代理成本進而提高公司價值，并且企業(yè)股權集中度越高越有利于增加公司價值。[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激勵、股權集中、現(xiàn)金股利對企業(yè)績效的作用。提出假設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)績效中發(fā)揮中介作用。

二、研究設計

（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)為研究對象，對研究樣本進行以下處理：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)以及財務數(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 個有效樣本觀測值。本文選取的數(shù)據(jù)來源于東方財富網(wǎng)、色諾芬（CCER）數(shù)據(jù)庫以及國泰安（CSMAR）數(shù)據(jù)庫，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)績效之間關系。

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的檢驗方法來研究兩類代理成本在現(xiàn)金股利對企業(yè)績效影響中發(fā)揮的中介效應。

中介效應的研究方法為：首先對現(xiàn)金股利與企業(yè)績效進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)績效之間顯著相關則進行下一步檢驗否則終止研究；其次對現(xiàn)金股利與代理成本進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)績效之間關系是否顯著，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，若不顯著說明代理成本發(fā)揮完全中介效應。

三、實證結(jié)果分析

（一）描述性統(tǒng)計

表2 為本研究變量的描述性統(tǒng)計。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，表明我國農(nóng)業(yè)上市企業(yè)的經(jīng)營績效水平普遍低下。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，標準差0.823、0.128，表明我國農(nóng)業(yè)上市公司第一類代理成本要比第二類代理成本高?？刂谱兞糠矫妫Y產(chǎn)負債率均值為0.397、標準差為0.160，說明整體負債水平和財務風險不高；第一大股東持股比例極大值為0.890、均值為0.360，存在一股獨大的現(xiàn)象以及整體上股權較集中。公司規(guī)模極小值1.320、極大值6.290、標準差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

（二）相關性分析

由表3 主要變量Pearson 相關性分析可知，企業(yè)績效（ROA）與現(xiàn)金股利（DPS）、資產(chǎn)負債率（LEV）、股權集中（TOP1）存在正相關關系，與兩類代理成本（AC1、AC2）存在1%水平上負相關關系；現(xiàn)金股利（DPS）與兩類代理成本（AC1、AC2）、資產(chǎn)負債率（LEV）存在負相關關系。這初步驗證了現(xiàn)金股利、代理成本和企業(yè)績效三者之間存在相互影響的關系，有進一步分析的必要性。從變量間的相關系數(shù)矩陣看各變量之間相關系數(shù)絕對值都小于或等于0.389，除了ROA 與DPS 之間的相關系數(shù)達到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。

表3 相關性

（三）回歸分析

1.現(xiàn)金股利與企業(yè)績效。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)績效在1%的水平上呈顯著正相關關系，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)營績效隨現(xiàn)金股利發(fā)放水平提高而上升，因此驗證了假設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)金股利呈負相關關系但不顯著，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，對降低第一類代理成本作用不明顯，假設（2a）未能得到驗證。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%的水平上顯著負相關，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（2b）得到驗證。

3.代理成本與企業(yè)績效。從模型（3a）和（3b）的回歸結(jié)果看出，企業(yè)績效與第一類代理成本在1%的水平上顯著負相關，與第二類代理成本在5%的水平上顯著負相關，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)營績效不斷下降，因此假設3 得到驗證。

4.代理成本中介效應。為了檢驗兩類代理成本在現(xiàn)金股利對企業(yè)績效影響中發(fā)揮的中介效應，本文在模型（1）的基礎上分別加入兩類代理成本后得到模型（3a）和（3b），并重新進行線性回歸。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)績效在1%的水平上顯著正相關；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)營績效，但由于模型（2a）沒有通過顯著性檢驗，說明第一類代理成本在現(xiàn)金股利對企業(yè)績效影響中不存在中介效應，假設(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)績效與現(xiàn)金股利在1%的水平上顯著正相關，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)績效的過程中起到部分中介效應，則假設（3b）得到了驗證。

（四）穩(wěn)健性檢驗

為了確保本次研究結(jié)論的可靠性和準確性，本文采用加權平均凈資產(chǎn)收益率（ROE）替代總資產(chǎn)收益率（ROA）來進行穩(wěn)健性檢驗。加權平均凈資產(chǎn)收益率是對凈利潤和股東權益進行了加權處理之后再計算的，可以準確地衡量一個企業(yè)的績效。穩(wěn)健性檢驗回歸結(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)績效顯著負相關；第二類代理成本在現(xiàn)金股利與企業(yè)績效關系中發(fā)揮部分中介傳導作用，但第一類代理成本中介傳導作用不明顯。本文驗證了農(nóng)業(yè)上市公司現(xiàn)金股利、代理成本和企業(yè)績效三者之間的關系，豐富了相關理論的研究，給農(nóng)業(yè)企業(yè)利益相關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，沒有把非財務指標對企業(yè)績效的影響考慮進去。

表4 回歸分析