我国上市公司的现金股利政策与盈余管理

贾巧玉 周嘉南

(西南交通大学经济管理学院)

1 研究背景

股利问题一直是学术界关注的重点话题之一，近年来，现金股利越来越受到学术界、监管者和投资者的重视，关于企业管理层对现金股利分配态度的研究，可以为监管者和投资者提供借鉴和参考。本研究拟采用我国内地资本市场数据，探讨管理层是否采用盈余管理夸大业绩以避免现金股利下降。

基于发达资本市场数据的研究表明，管理层认为股利变动具有信息含量，因此他们不愿降低股利[1～3]。而相较于发达资本市场，内地资本市场具有其特殊性，如投资者保护水平较低、信息不对称程度较高及大股东掏空较严重等，出于保护中小投资者，进行信息传递亦或大股东掏空等动机，我国内地上市企业均有可能将上期现金股利视为当期现金股利分配阈值，更不愿降低现金股利。在一般实践中，由于企业经营的复杂性以及利润与留存收益的多用途性，在利用留存收益后仍不能达到预期股利目标的情况下，企业有可能依赖盈余管理手段来调增利润以实现股利目标。另外，债务契约股利约束的存在，也迫使企业只能依赖当期净利润来支付现金股利支付，导致企业采用盈余管理调增利润来避免现金股利下降的意愿可能更加强烈。

KIM等[4]采用美国资本市场企业真实业绩低于上期现金股利的样本进行研究，没有发现管理层采用盈余管理避免现金股利下降的显著证据，该结论是否适用于具有特殊性的内地资本市场？本研究采用内地资本市场样本数据研究发现，上期现金股利水平是企业当期的现金股利阈值，具有预期现金股利压力的企业会采用盈余管理避免现金股利下降，且盈余管理显著减小了现金股利下降的可能性。基于真实业绩的现金股利增加具有显著的信息含量，能够预示企业未来业绩的增长，而通过盈余管理实现的现金股利增加，则没有预示未来更好业绩的功能，反而可能损害企业未来业绩，符合迎合理论和大股东掏空理论。该研究结论对我国内地资本市场监管者及投资者均具有一定的启示意义。

2 文献综述和研究假设

现金股利分配会对公司发展和公司价值产生重大影响，与其相关的研究理论也层出不穷，发展出信号传递理论[5]、代理成本理论[6,7]和股利迎合理论[8,9]等主要理论。现有关于股利与盈余管理之间关系的研究，更多的是基于股利政策能彰显公司治理水平的视角，探讨公司治理对盈余管理的影响[10～12]，基于发达国家市场数据进行的研究，则没有发现企业采用盈余管理避免现金股利下降的证据[4,13]。关于盈余管理动机的研究，HOLTHAUSEN[14]最早将盈余管理动机总结为机会主义动机、有效契约观和信息观。后来，部分学者发现企业采用盈余管理来避免报告损失和业绩下降，达到分析师预测及改善企业与债权人、供应商的关系以提升业绩[15～17]。随着股权激励制度的广泛运用，管理层采用盈余管理达到行权条件的动机也备受关注[18]。然而，目前很少有研究提及采用盈余管理影响股利分配的动机。国内学者对现金股利政策的研究大部分集中在中国独特的半强制分红政策[19～21]，很少有人探讨盈余管理与现金股利的关系。李翔等[22]证明了盈余管理与现金股利政策基于机会主义操纵视角下的协同关系，但未指明这种协同关系背后的具体原因和具体情况。

尽管KIM等[4]采用发达资本市场的数据没有发现企业采用盈余管理避免现金股利下降的显著证据，但该结论并不一定适用于我国内地资本市场。相较于发达资本市场，内地资本市场有其特殊性：①市场中小投资者保护水平较低，如根据世界银行发布的《2018年营商环境报告：改革以创造就业》，美国中小投资者保护排名第49位，内地排名第119位，内地监管者一再强调现金股利对中小投资者利益的保护作用，如2008年出台半强制分红政策，迫使管理层发放现金股利；②市场信息披露水平较低，信息不对称程度较高，因此，管理层通过现金股利政策传递业绩信号的需求更高；③市场股权结构较为复杂，具有控制权的非流通股股东不能享受股票流通权带来的好处，更偏向于通过现金股利获得短期高收益，加之市场中小投资者保护较弱，大股东的掏空行为更为普遍。

CHEN等[23]证实内地资本市场企业分配现金股利的动因主要有：①向投资者传递关于企业未来业绩的信号，符合信号传递理论；②减少管理层可支配的自由现金流以降低代理成本，符合代理成本理论；③成为大股东掏空的主要手段，符合大股东掏空理论。还有研究表明，内地资本市场投资者为现金股利发放企业支付溢价，表明投资者认为现金股利发放传递出对投资者友好的公司治理信号[24]，支付现金股利也可能是企业迎合投资者获得溢价的一种手段。不论出于何种动因，中国企业管理层不愿轻易降低现金股利。当留存收益和当期真实利润不足以实现上期现金股利目标时，其有可能操纵盈余以实现预期现金股利。另外，若企业存在债务契约股利约束，则只能采用当期实现的利润进行现金股利分配，当管理层预计当期真实利润无法维持上期现金股利水平时，可能采用盈余管理提升业绩，减小现金股利下降的可能性。由此，提出如下假设：

假设1具有预期现金股利压力的企业会采用盈余管理提升业绩，避免现金股利下降。

已有研究得到现金股利变动具有信号传递功能且管理层不愿降低现金股利的证据[25,26]，近年学术界发展出更多现金股利变动相关理论，主要有代理成本理论[6,7,27]、股利迎合理论和基于中国内地资本市场特殊性的大股东掏空理论[28,29]。我国内地资本市场中，符合信号传递理论、代理成本理论、股利迎合理论和大股东掏空理论的现金股利变动可能混合存在。由此，真实业绩带来的现金股利增长和盈余管理带来的现金股利增长，是否均包含企业未来未预期盈余信息则未可知。

根据FAMA等[5]的研究，管理层确定公司未来盈利潜力后才会改变股利政策。相较于真实业绩不能达到增加现金股利条件的企业，真实业绩达到增加现金股利条件的企业业绩相对较好，盈利能力较高，其迎合行为和大股东掏空行为相对较少，其股利增加的信号传递理论和代理成本理论占主导地位，能够预示企业未来较好的业绩。企业采用盈余管理增加现金股利，并非提升公司治理的有效途径，不符合代理成本理论。企业当期真实业绩不能达到增加股利的条件时，由于企业未来经营环境的不确定性，管理层难以笃定未来业绩一定会得到提升，此时通过盈余管理提升业绩增加股利来示意未来较好业绩具有一定的风险。由此，采用盈余管理实现的股利增加，可能更符合迎合理论和大股东掏空理论。这是因为投资者会为发放现金股利的企业支付溢价及半强制分红政策的出台，企业可能为了迎合投资者需求或迎合监管者要求而增加股利，获得短期收益。另外，如果存在大股东掏空行为，企业很可能采用盈余管理增加现金股利来帮助大股东掏空，因此，采用盈余管理实现的现金股利增加与企业未来更好的业绩无关，甚至会损害企业未来发展。由此，提出如下假设：

假设2a基于真实业绩的现金股利增长能够预示企业未来较好的业绩。

假设2b通过盈余管理实现的现金股利增长不能预示企业未来较好的业绩。

3 样本选择与变量定义

3.1 样本选择与数据来源

采用A股资本市场中2007～2017年非金融企业数据为样本，剔除数据缺失样本，剔除年度行业不足12个样本的数据。将总样本分为两个子样本：第一个子样本是真实业绩低于上期现金股利，且上期现金股利大于0的样本(样本1)，共包含3 827个公司年；第二个子样本是从上期发放现金股利的总样本中除去样本1之外的、不承受上期现金股利压力的样本(样本2)，共5 988个公司年。所有数据来源于国泰安数据库，采用Stata 12.1作为统计软件。

3.2 应计盈余管理水平的度量

采用修正的Jones模型计算出可操纵性应计利润(DA)。采用2007～2017年的样本数据，分年度分行业回归模型为

(1)

式中，i表示公司；t表示年份；α表示各项回归系数；ε表示回归残差；TA表示总应计利润，为净利润与经营活动现金流的差额；A表示企业资产总额；Ai,t-1表示t-1期资产总额；SALE表示销售收入；ΔSALE表示销售收入变动额；ΔREC表示应收账款变动额；PPE表示固定资产净额。以DA代表应计盈余管理水平，由于应计盈余管理具有方向性，因此，下文将区分DA>0和DA≤0的样本进行研究。

3.3 真实盈余管理水平的度量

本研究运用ROYCHOWDHURY[30]提出的真实盈余管理模型度量真实盈余管理水平，采用3个指标度量真实盈余管理，分别为异常经营活动现金流(CAB)、异常生产成本(PAB)和异常操纵性费用(DAB)。CAB、PAB和DAB分别为如下相应方程采用2007～2017年数据分年度分行业回归后的残差。

(1)销售操纵通过降价促销或提供更宽松的信用条件来增加赊销，从而提高销售收入，导致更低的经营活动现金流(CFO)和负的CAB。回归方程为

(2)

(2)成本操纵过量生产降低生产成本，从而导致更高的产品成本(PROD)和正的PAB。异常销售成本和存货分别为

(3)

(4)

式中，COGS是产品销售成本；ΔINV是存货变动。根据式(3)和式(4)，采用如下方程估计PAB：

(5)

式中，PROD=COGS+ΔINV。

(3)费用操纵异常削减可操纵性费用，从而导致更低的可操纵性费用(DISEXP)和负的DAB。回归方程为

(6)

式中，DISEXP等于管理费用和销售费用之和。

综上，真实盈余管理水平R=PAB-CAB-DAB。

3.4 真实业绩与预期现金股利之间差额的度量

首先，借鉴KIM等[4]的方法度量企业真实业绩。企业真实业绩为CFO和NDA之和，其中NDA为式(1)分年度分行业回归后的拟合值。

其次，根据LINTNER[1]的研究，股利具有粘性。为了避免预示未来更差的业绩，管理层不愿意随便降低股利，因此，借鉴KIM等[4]的做法，将企业上期现金股利作为预期现金股利。

由此，对于样本1，真实业绩与预期现金股利之间的差额度量(X)等于预期现金股利与每股真实业绩之间的差额；对于样本2，X等于0。

4 研究设计

4.1 盈余管理和预期现金股利

建立如下模型检验当期真实业绩与预期现金股利之间存在的差距(X)，是否会对企业的盈余管理行为产生影响，分别采用总样本和样本1对模型(7)进行回归：

DA(R)it=α0+α1Xit+α2DA(R)i,t-1+α3Di,t-1+

∑Controls+vit+ηit，

(7)

式中，DA>0表示向上的应计盈余管理水平，DA≤0表示向下的盈余管理水平；D是每股现金股利；Controls为控制变量，主要包括公司规模(LA)、资产负债率(LE)、销售收入增长率(GS)、市账比(MB)、资产收益率(RA)、四大审计虚拟变量(B4)、公司上市年龄(AG)、上期留存收益(ERi,t-1)、业绩下降虚拟变量D1(若真实业绩低于上期报告业绩，则D1为1，否则为0)、两职兼任虚拟变量(DU)和公司前三名高管薪酬总额(SA)。vit和ηit分别表示时间固定效应和个体固定效应；系数α1表示真实业绩与预期现金股利之间的差额对企业盈余管理产生的影响，根据假设1，预计α1显著为正。

4.2 盈余管理和股利下降

采用总样本，建立如下Logit模型检验样本1中的企业是否更倾向于降低股利：

Logit(DEit)=β0+β1Pit+β2Di,t-1+

∑Controls+εit,

(8)

式中，DE是股利下降虚拟变量，若当期股利低于上期现金股利，则DE为1，否则为0；P是预期现金股利压力虚拟变量，对于样本1，P取值为1，对于样本2，P取值为0；β表示各项回归系数；Controls为控制变量，主要包括当期股票年收益率(RE)、上一期的股票年收益率(REi,t-1)、经营活动现金流变动(ΔC)、资产收益率(RA)、上期留存收益(ERi,t-1)、公司上市年龄(AG)和报告业绩维持虚拟变量(D2，若当期报告业绩不低于上期报告业绩，则D2为1，否则为0)。由于P和D1之间高度相关性，为了解决这一问题，引入变量ED代替D1，ED为上期报告业绩与当期真实业绩的差额。

仅采用样本1，检验通过盈余管理达到预期现金股利是否会降低股利下降的可能性。采用虚拟变量M代替模型(8)中的P，如果真实业绩低于预期现金股利，但盈余管理后的报告业绩高于预期现金股利，则M为1，否则为0。将M代替P之后，重新回归模型(8)。

4.3 盈余管理与现金股利增加的信息含量

已有关于股利变动信息含量的研究尚未得到一致结论。采用总样本中现金股利增加的数据，将现金股利增加的样本分为两类并设置虚拟变量Q来区分：如果现金股利增加是通过盈余管理来实现(现金股利增加样本中M为1的样本)，则Q取值为1，其他现金股利增加的样本Q取值为0。建立如下模型检验两种情况下股利增加是否均具有信息含量：

ΔEi,t+1=γ0+γ1GDit+γ2Qit+

γ3Qit×GDit+∑Controlsγ4+vit+ηit，

(9)

式中，ΔEi,t+1表示t+1期每股报告净利润的变动；GD表示现金股利增长率；γ表示各项回归系数；Controls为控制变量，主要包括公司规模(LA)、资产负债率(LE)、销售收入增长率(GS)、市账比(MB)、资产收益率(RA)、公司上市年龄(AG)和每股报告净利润的变动(ΔE)。

如果企业最近3期Q均取值为1，则该样本为连续采用盈余管理增加现金股利的样本，设置虚拟变量QS为1，其他样本QS为0。用QS代替模型(9)中的Q，检验连续采用盈余管理增加现金股利所具有的信息含量，以加深对采用盈余管理增加现金股利的主导动机的解释。

5 研究结果

5.1 描述性统计

主要变量的描述性统计结果见表1，所有连续变量均进行了上下1%的Winsorize处理。其中，P的均值为0.390，中位数为0，说明不到一半的样本存在预期现金股利压力。M中位数为1，表明一半以上具有预期股利压力的样本采用盈余管理提升业绩，避免股利下降。

表1 描述性统计

非参数检验结果见表2，其中，Panel A显示了在不同子样本中不同盈余操纵方向的样本分布。样本1中，有94%的企业进行向上的应计盈余管理，有81%的企业进行了总体为正的真实盈余管理，均远远超过进行向下的盈余管理的企业数量。可见，样本1中企业在上期现金股利的压力下，普遍进行向上的应计盈余管理和真实盈余管理避免股利下降。样本2中，进行向上的应计盈余管理的企业数量仅占39%，远低于进行向下的应计盈余管理的企业数量，进行总体为正的真实盈余管理的企业数量仅占43%，也低于进行总体为负的真实盈余管理的企业数量。从以上样本分布可以看出，企业存在预期现金股利阈值的压力时，可能倾向于采用盈余管理提升业绩，避免现金股利下降。表2的Panel B中，对有预期现金股利压力的样本(样本1)和无预期现金股利压力的样本(样本2)的盈余管理水平进行比较检验，发现有预期现金股利压力的样本(样本1)，其向上的应计盈余管理和真实盈余管理水平，均显著高于无预期现金股利压力的样本(样本2)，而其向下的应计盈余管理程度却显著更低。以上结果在一定程度上支持假设1。

表2 非参数检验

注：***表示在1%的水平上显著，下同。

5.2 实证分析

模型(7)的回归结果见表3。采用全样本数据，DA>0时，X的系数为0.079，在1%的水平上显著；DA≤0时，X的系数不显著(-0.008)；当因变量为R时，X的系数为0.132，在1%的水平上显著。综上，企业预计当期真实业绩与上期股利差距越大，越倾向于增加真实盈余管理和向上的应计盈余管理以夸大业绩，避免股利下降，支持假设1。

仅采用样本1，检验企业在真实业绩低于上期股利的情况下，是否会采用盈余管理避免股利下降。由于样本1中DA≤0的样本量不足，因此仅检验因变量为DA>0和R的情况。由表3最后两列可见，DA>0时，X的系数为0.077，在1%的水平上显著；当因变量为R时，X的系数为0.123，在1%的水平上显著。该结果表明，企业预计真实业绩低于上期现金股利时，会显著增加真实盈余管理和向上的应计盈余管理以提升业绩，避免当期现金股利下降。

基于样本1的研究结果与全样本的结果一致，与KIM等[4]基于发达资本市场的研究结论相左。这主要是基于我国内地资本市场如下的特殊性：①较高的信息不对称程度，管理层更需要通过现金股利变动来传递企业未来业绩的信号；②较低的中小投资者保护水平，根据现金股利代理成本理论，企业发放现金股利有助于抑制管理层的过度投资行为，保护中小投资者利益；③大股东掏空相对容易，一股独大的特殊股权结构和不够严格的外部监管环境，给大股东通过现金股利发放来掏空公司创造了有利条件。以上三方面特殊性，均能导致我国资本市场中企业管理层避免现金股利下降的意愿较发达资本市场更为强烈。但由于企业经营的复杂性以及利润与留存收益的多用途性，如果不能达到预期股利目标，不论是否存在债务契约股利约束，管理层均有可能采用盈余管理实现预期股利目标，因此，本研究得到了与发达资本市场相左的结论。具体企业采用盈余管理避免现金股利下降是出于信号传递动机还是机会主义动机，将在下文得到验证。

表3 真实业绩与预期股利的差额对盈余 管理的激励作用检验

注：**和*分别表示在5%和10%的水平上显著，下同；括号内为t值。

Logit模型的回归结果见表4。采用全样本的回归结果表明，P的系数在1%的水平上显著为正(0.396)，说明有预期现金股利压力的样本(样本1)，比没有预期现金股利压力的样本(样本2)更容易降低股利。仅采用样本1的回归结果显示，M系数在1%的水平上显著为负(-1.658)，表明在有预期现金股利压力的样本中，相比没有采用盈余管理使真实业绩达到预期股利的样本，采用盈余管理达到预期股利的样本降低股利的可能性更低，即盈余管理能够减小企业降低现金股利的可能性，进一步证明了假设1。

表4 盈余管理影响股利下降的检验

注：括号内为z值。

为检验基于真实业绩的股利增长和通过盈余管理实现的股利增长在信息含量方面的区别，以明确其动机，采用总样本中现金股利增加的公司年数据回归模型(9)，回归结果见表5。表5第二列显示，GD的系数在1%的水平上显著为正(0.053)，说明基于真实业绩的股利增长具有显著的信息含量，股利变动方向与企业未来业绩变动方向一致，符合信号传递理论和代理成本理论，支持假设2a。Q×GD的系数在1%的水平上显著为负(-0.071)。GD与Q×GD的系数之和表示通过盈余管理实现的现金股利增长与未来业绩变动的相关性，采用F检验检验该系数之和的显著性，结果见表5最后3行，GD与Q×GD的系数之和为-0.018，但不显著(Prob>F=0.421)，表明通过盈余管理实现的股利增长不能预示企业未来业绩增加，支持假设2b。连续采用盈余管理增加股利的业绩信息含量检验结果见表5第三列。结果显示，GD的系数在1%的水平上显著为正(0.030)，说明基于真实业绩的股利增加能预示企业未来业绩的增加，支持假设1a。QS×GD的系数在1%的水平上显著为负(-0.119)，采用F检验检验GD与QS×GD系数之和的显著性，结果见表5最后3行，GD与QS×GD的系数之和为-0.089，在5%的水平上显著(Prob>F=0.033)，表明连续采用盈余管理增加股利会损害企业未来业绩，符合大股东掏空理论和迎合理论。

表5 股利增长的信息含量

注：括号内为t值，下同。

6 进一步检验

KIM等[4]基于发达资本市场中广泛存在的债务契约股利约束的前提下，检验发现，企业不会采用盈余管理调增业绩来避免股利下降。本研究基于我国资本市场的特殊性进行检验，得到企业采用盈余管理避免现金股利下降的结果，但鉴于我国企业避免股利下降的愿望较为强烈，并不明确该结果是否由债务契约股利约束引起。由此，本研究继续将全样本分为负债率较高和负债率较低两组样本，设置虚拟变量HLE作为债务契约的代理变量：如果企业当期资产负债率高于行业均值，则HLE为1；否则HLE为0。建立如下模型，检验债务契约对企业采用盈余管理避免股利下降这一行为的影响：

DA(R)it=α0+α1Xit+α2HLEit+α3HLEit×Xit+

α4DA(R)i,t-1+α5Di,t-1+∑Controls+vit+ηit。

(10)

分别采用全样本和样本1回归模型(10)，回归结果见表6。由表6可知，因变量为DA>0时，X系数在1%的水平上显著为正(0.183)；因变量为DA≤0时，X系数为负(-0.039)，但不显著；因变量为R时，X系数在1%的水平上显著为正(0.261)，该结果与前文结论一致。因变量为DA>0时，HLE×X系数在1%的水平上显著为负(-0.045)；因变量为DA≤0和R时，HLE×X系数均不显著，表明我国债务契约并未显著加剧管理层采用盈余管理避免现金股利下降的行为，反而能够显著抑制由此产生的应计盈余管理行为，发挥一定的公司治理作用。由此可知，管理层采用盈余管理避免现金股利下降，并非受债务契约股利约束的限制，而是企业在预计真实业绩及留存收益无法实现预期股利时的一种战略手段。

表6 债务契约的影响

7 稳健性检验

7.1 基于股利收益率的检验

鉴于同行业之间股利收益率的可比性较高，采用股利收益率重新进行检验。股利收益率用当期利润用来分配的每股现金股利与期初开盘价的比值来度量，当期真实业绩所能维持的股利收益率(真实股利收益率)则等于每股真实业绩与期初开盘价的比值。全样本中，当期真实股利收益率低于上期股利收益率的样本有3 110个(样本3)，分别采用全样本和样本3，检验当期真实股利收益率与上期股利收益率的差值(XR)是否会激励企业盈余管理行为。用XR代替模型(7)中的X，重新回归模型(7)，回归结果见表7。

表7 基于股利收益率的检验

由表7可知，采用全样本时，当因变量为DA>0，XR系数在1%的水平上显著为正(0.040)，当因变量为DA≤0，XR系数不显著(-0.004)，当因变量为R，XR系数在1%的水平上显著为正(0.064)；采用样本3时，当因变量为DA>0，XR系数在1%的水平上显著为正(0.038)，当因变量为R，XR系数在1%的水平上显著为正(0.047)。以上结果表明，当期真实业绩能实现的股利收益率与上期股利收益率差距越大，企业越容易采用盈余管理调增业绩，避免股利收益率下降。该结果与上文检验结果一致，支持假设1，表明上文结论较为稳健。

7.2 控制内生性的稳健性检验

根据上文检验结果，X与DA>0和R均显著正相关，但X与DA>0(R)可能存在互为因果的内生性问题，因此本研究为X寻找工具变量，采用面板数据两阶段最小二乘法重新回归模型(7)。

首先，采用如下方法为X寻找工具变量：将X作为因变量，自变量包含DA、R、Di,t-1、DAi,t-1、Ri,t-1以及模型(7)中所有的控制变量Controls，采用控制年度和行业的OLS方法进行回归，将回归残差作为X的工具变量。其次，采用面板数据两阶段最小二乘法重新回归模型(7)，控制内生性之后，基于全样本的检验结果显示，因变量为DA>0和R时，X的系数均显著为正；基于样本1的检验结果显示，因变量为DA>0和R时，X的系数均显著为正。该结果表明，当期真实业绩与上期股利差距越大，企业越容易调增业绩避免股利下降，与上文检验结果一致，说明上文结论较为稳健，假设1成立。限于篇幅，具体实证结果未报告，备索。

7.3 同行业现金股利水平的影响

考虑到企业在发放现金股利时，可能会将同行业的现金股利水平作为参考，并采用盈余管理提升业绩，以避免自身现金股利水平低于同行现金股利水平，影响本研究结果的准确性，因此，设置虚拟变量Dmean和Dmedian对同行业现金股利水平的影响加以控制。虚拟变量Dmean和Dmedian的定义如下：当企业当期真实业绩低于同行业企业现金股利均值时，Dmean取值为1，当企业当期真实业绩大于或等于同行业企业现金股利均值时，Dmean为0；当企业当期真实业绩低于同行业企业现金股利中位数时，Dmedian取值为1，当企业当期真实业绩大于或等于同行业企业现金股利中位数时，Dmedian为0。

将Dmean和Dmedian同时加入模型(7)重新回归，回归结果显示，不论采用全样本还是样本1，当因变量为DA>0和R时，X系数均在1%的水平上显著为正。采用全样本检验结果显示，当DA≤0时，X系数不显著。该稳健性检验结果与上文基本一致，说明上文的结论较为稳健。限于篇幅，略去具体实证结果，备索。

7.4 半强制分红政策的影响

中国证监会2008年出台的半强制分红政策，为股权再融资企业设定了最低现金股利分红标准，可能影响企业管理层降低股利的意愿，导致盈余管理对股利下降可能性的影响结果不稳健。由此，设置虚拟变量SEO，若企业当年进行股权再融资，则SEO为1，否则为0。在模型(8)中加入SEOit和SEOi,t+1，采用与前文相同的样本，重新进行Logistic回归。

回归结果显示，P的系数显著为正(0.382)，说明具有预期股利压力的样本(样本1)更容易降低股利；M的系数显著为负(-1.625)，说明具有预期现金股利压力的企业，采用盈余管理达到上期现金股利会减小其股利下降的可能性。该结果与前文一致，证明前文的结论较为稳健，支持假设1。SEOi,t+1的系数均不显著，而SEOit的系数均显著为正，说明如果企业当期进行了股权再融资，则其不再需要为满足再融资条件而保持较高的现金股利支付水平，随即会在期末降低股利。限于篇幅，略去具体实证结果，备索。

8 结论与启示

本研究以中国内地资本市场为新兴资本市场代表，检验当预计真实业绩低于上期现金股利时，管理层是否会采用盈余管理提升企业业绩，避免股利下降。同时，本研究探讨了基于真实业绩的股利增长与通过盈余管理实现的股利增长在信息含量上的区别。研究表明：①上期现金股利是当期现金股利的阈值，当预计企业真实业绩低于上期现金股利时，管理层会采用盈余管理提升业绩，避免股利下降；②采用盈余管理使真实业绩达到上期现金股利，可以显著减小企业降低股利的可能性；③基于真实业绩的现金股利增长具有显著的信息含量，能够预示企业未来业绩增长，而通过盈余管理实现现金股利增长，则不能预示企业未来业绩增长，甚至会损害企业未来业绩增长，可见，管理层通过盈余管理增加现金股利的主要动机，不是传递未来业绩信号或缓解代理成本等非机会主义动机，而是迎合投资者需求、迎合监管政策或帮助大股东掏空等机会主义动机。

本研究的理论贡献主要体现在以下几个方面：①以中国内地资本市场为代表，证实了新兴资本市场中存在企业采用盈余管理避免现金股利下降的行为，该结论与基于发达资本市场的研究结论相左。KIM等[4]在债务契约股利约束的前提下进行研究，没有发现企业采用盈余管理避免现金股利下降的证据。而鉴于中国内地资本市场具有不同于发达资本市场的特征，如相对更高的信息不对称程度，较低的投资者保护水平以及特殊的股权结构，企业管理层有更加强烈的动机避免现金股利下降。本研究发现，不论是否存在债务契约股利约束，若当期利润和留存收益无法实现预期股利目标，则企业会选择采用盈余管理夸大业绩，避免现金股利下降，债务契约股利约束并没有加剧管理层的这一行为，反而具有一定的公司治理作用。该结论为新兴资本市场企业行为的特殊性提供了佐证。②丰富了关于现金股利变动信息含量的研究。首次将现金股利增加划分为基于真实业绩的现金股利增加和通过盈余管理实现的现金股利增加，检验两种股利增加在信息含量上的区别，发现基于真实业绩的现金股利增加能够预示企业未来业绩增加，而采用盈余管理实现的现金股利增加，则不能预示企业未来业绩增加，反而可能损害企业未来业绩发展，明确了企业采用盈余管理避免现金股利下降的主要动因，是迎合投资者和监管者或帮助大股东掏空动机，为以后股利变动信息含量的相关研究提供了新思路。③已有关于盈余管理动机的研究，大多考虑管理层攫取个人利益的机会主义动机、有效契约观和信息观等动机，鲜少将盈余管理与影响企业股利发放的动机相结合。本研究证明了我国资本市场中，企业存在采用盈余管理避免现金股利下降的行为，丰富了关于盈余管理的研究。

本研究结论为中国内地资本市场中盈余管理和现金股利政策的关系提供了新的证据，对监管者监督企业盈余管理和现金股利支付行为具有一定的参考意义，同时有助于加深投资者对企业现金股利分配的理解，提醒其理性对待现金股利分配。另外，本研究将股利增加分为基于真实业绩的股利增加和通过盈余管理实现的股利增加，以明确企业采用盈余管理避免现金股利下降的主要动机，为后来探讨股利变动信息含量的研究提供了新思路。但本研究对同行业现金股利水平对企业现金股利发放的影响研究不够深入，可以作为以后的研究方向继续深入。