机构投资者异质性对公司股利分配行为的影响

李桂兰，许 欢，杨亦民

（湖南农业大学 商学院，湖南 长沙 410128）

一、问题的提出

作为公司的重要财务决策，股利分配行为是投资者与管理层及控股股东博弈均衡的结果[1]。合理的股利分配行为不仅反映公司的真实经营状况，还能激发投资者的投资热情，从而有助于公司筹集更多资金以促进其经营良性循环。股利分配行为有不分配股利、现金股利、股票股利和混合股利四种支付方式[2]。从股利分配发展历程来看，上市公司不分配股利的现象有所缓解[3]。但从股利分配的偏好来看，相较于现金股利和混合股利，上市公司更偏好股票股利，这主要是由于股票股利具有一定的财富效应[4]。由此可知，我国上市公司存在滥用股利分配行为以牟取私利的现象，探究股利分配行为的影响因素对促进上市公司股利分配行为的合理化和资本市场的稳健发展具有一定意义。

学界对股利分配行为的影响因素进行了一系列研究。盛慧慧以制造业上市公司为例，研究认为盈利能力对上市公司实施现金股利具有显著正向效应[5]。肖珉研究了现金股利对投资效率的影响，指出现金股利有利于抑制内部现金流富余的公司进行过度投资[6]。胡国柳以2004—2007 中国上市公司为样本，研究指出企业成长性强的公司更倾向于发放股票股利[7]。徐慧玲基于股权结构的视角，指出上市公司股权流通性和持股集中度与其实施股票股利有一定的因果联系[8]。魏志华研究认为，半强制分红政策显著提高了再融资动机上市公司的派现意愿和派现水平[9]。

文献梳理可知，以往研究主要从公司自身特征和政府监管方面对股利分配行为进行了研究，相对忽视了第三方监管视角即机构投资者对股利分配行为的影响。截至2020 年底，机构投资者持股占比已达1/5，逐渐成为我国资本市场的重要参与者，在公司治理过程中扮演着重要的监管角色[10-12]。随着机构投资者队伍不断壮大，有必要研究机构投资者异质性对公司股利分配行为的影响。同时，上市公司通常在限售股解禁前后制定有利的股利分配行为以实现自我利益输出[13]。鉴于此，笔者拟基于2014—2019 年沪深A 股上市公司的面板数据，综合运用多分类logit 和多元线性回归等方法，实证研究机构投资者异质性对上市公司股利分配行为的影响以及限售股解禁在两者关系中的调节效应。

二、理论分析与研究假设

基于机构投资者在对公司的治理效应上所起作用的不同，大致可将其分为投资型和投机型两类。投资型机构投资者注重公司的长期发展收益，积极改善公司治理和社会责任履行等方面存在的问题，能有效约束公司的机会主义和利己行为，保护中小股东权益[14,15]；投机型机构投资者偏好短期绩效和高回报收益，可能会利用信息资源及资金优势等违规操作扰乱资本市场制度[16-19]。由于我国资本市场目前系统化风险较高，非经济元素对市场行情有明显干扰作用，使得机构投资者进行价值投资的难度增加，加剧了其内幕交易行为的发生[20]。另外，不同于成熟资本市场重现金股利，我国资本市场更偏好股票股利（尤其是高比例股票股利）[21]。非理性投资者认为公司实施股票股利能使其获得更多股票持有数且具有显著的财富效应[22,23]。对公司来说，实施股票股利是所有者权益的内部调整，几乎无须付出任何成本[24]。因此，具有强市值管理效益和低成本支出的股票股利往往成为公司股东迎合投资者非理性需求以攫取私利的利器[25]。因而公司机构投资者为投机型投资者时，其可能在利益驱动下促使公司实施股票股利，利用投资者的非理性追捧行为推动股价的短期上涨，在赚取股价差异收益后迅速退出资本市场以实现其利益最大化。基于此，提出以下假设：

H1a：机构投资者为投机型时，公司推出股票股利的概率更大

H1b：机构投资者为投机型时，公司推出股票股利的比例更高

2020 年是中国限售股解禁大年，其解禁市值为近十年之最[26]。在股票锁定期内，限售股大股东以股东财富最大化为目标，有足够内在动力实现公司市值的持续增长；限售期满，部分大股东由于股权过度集中或近期存在融资需求，具有强烈的减持意向[27-29]。与此同时，证券机构将大股东抛售限售股动态实时公布，使得投资者产生恐惧心理并失去持股信心，进而在资本市场上产生更多的股票换手率，股价超额收益也大为减少[30-32]。因此，限售股解禁前后，上市公司有动机且有能力利用资本市场规则实施股票股利，刺激股票价格上涨以配合限售股的高价减持。基于此，提出以下假设：

H2a：限售股解禁时，公司推出股票股利的概率更大

H2b：限售股解禁时，公司推出股票股利的比例更高

机构投资者以初始资金在资本市场上获得相应的投资回报为战略目标，而限售股解禁后公司流通股的猛增引起资本市场短期的供需失衡，使其在资本市场居于劣势[33,34]。为实现自身投资风险最小化和交易收益最大化，投机型投资者在限售股解禁时可能存在内幕交易及违规行为[35]。除此以外，上市公司推出股票股利的成本较低，仅涉及股东内部权益调整而非实质性利益的输出，但能获取巨额的套现收益。机构投资者强大的专业知识储备和丰富的实操技巧有能力说服公司管理者与其达成合作共赢的关系[36]。因此限售股解禁前后，投机型投资者与公司达成利益联盟的意愿更强，公司更可能实施股票股利分配行为。基于此，提出以下假设：

H3a：限售股解禁时，投机型机构投资者会加大公司推出股票股利的概率

H3b：限售股解禁时，投机型机构投资者会加大公司实施更高比例股票股利的概率

三、变量与模型选择

1.变量选择

（1）上市公司股利分配行为变量。从分类变量和连续性变量两个层面来度量股利分配行为。分类变量，在参考赵春光等[37]研究的基础上，将股利分配行为分为不分配股利、现金股利、股票股利、混合股利四类；连续性变量，参照阮永平等[38]的做法，利用送转比例来衡量股票股利比例。

（2）机构投资者异质性变量。借鉴Gasper 等[39]和罗付岩[40]关于机构投资者异质性的研究，用机构投资者股票加权流失率（WACRj,t）对其进行衡量，由定量化替代定性区分机构投资者类型，数值越大代表该机构投资者投机性越强。具体计算公式如下：

首先，计算投资者k在s季度的流失率（CRk,s）：

其次，计算机构投资者k在s-3 至s季度的平均流失率（AV_CRk,s）：

再次，计算上市公司j在s季度的股票加权流失率（S_CRj,s）：

最后，计算机构投资者在j上市公司t年的股票加权流失率（WACRj,t）：

其中，Nk,s为机构投资者k在s季度持有的上市公司的数量，Sk,i,s为机构投资者k在s季度持有i上市公司的股票数量，Pi,s为上市公司i在s季度末的股票价格；ωk,i,s指机构投资者k在j上市公司s季度的持股比例，Mj为上市公司j的机构投资者数量。WACRj,t指t年机构投资者股票加权流失率，该指标越大说明t年该公司的机构投资者投资期限越短且越投机，越小则表明t年该公司的机构投资者投资期限越长且越稳定。

（3）限售股解禁事项变量。借鉴贺欣等[41]对解禁时间窗口的做法，若公司当年有限售股解禁事项发生时则定义为1，否则为0。

（4）控制变量。已有研究表明，盈利能力、股权特征和治理结构等均有可能对公司实施股利分配行为产生影响。刘孟晖等[42]在研究影响股利分配行为影响因素时，考虑了公司股本、盈利能力、现金流和资产负债率，因此将其作为控制变量纳入模型中；参照蔡海静等[43]的做法，为控制公司股权特征和治理结构，将送转能力、第一大股东持股率和两权分离作为控制变量纳入模型中。

具体变量及计算方法见表1。

表1 变量定义和计算方法

2.模型选择

构建以下模型，分析机构投资者异质性（Wacr）、限售股解禁（Lim）与股利分配行为（Div）之间的关系：

在式（5）的基础上加入限售股解禁（Lim）与机构投资者异质性（Wacr）的交互项，以验证限售股解禁对机构投资者异质性与股利分配行为的调节作用：

构建以下模型，分析机构投资者异质性（Wacr）、限售股解禁（Lim）与股票股利比例（Gszbl）之间的关系：

在式（7）的基础上加入限售股解禁（Lim）与机构投资者异质性（Wacr）的交互项，以验证限售股解禁对机构投资者异质性与股票股利比例（Gszbl）的调节作用：

其中，contorls代表控制变量，主要包括盈利能力、股权特征及治理结构等；i代表公司个体，t代表年份，j和b为选择的股利支付方式，β为回归系数，p为发生的概率，ε为随机扰动项。

四、数据来源与样本特征

选取我国2014—2019 年沪深A 股上市公司为研究样本，数据均来自RESSET 和CSMAR 数据库。机构投资者异质性数据借鉴Gasper 和罗付岩机构投资者加权流失率的计算方法所得。对初始样本进行了如下处理：剔除金融行业的观测值；剔除机构投资者持股比例及相关控制变量缺失的观测值；为消除异常值对研究结果的影响，对主要连续变量在1%（99%）的分位数上进行了缩尾。经筛选，最终获得12 905 份观测值。

样本的描述性统计特征如表2 所示。可以看到，上市公司股利分配行为的平均值和标准差分别为2.05 和0.91，表明上市公司以实施现金股利和股票股利为主；上市公司股票股利比例的平均值、标准差、最小值、最大值分别为1.19、3.39、0.00、40.00，其股票股利比例存在较大的差异。机构投资者异质性的标准差、最小值和最大值分别为1.24、-14.61和6.6，表明机构投资者呈多元化发展趋势。上市公司中约有19%的公司存在限售股解禁事项。公司股本的标准差为0.98，表明上市公司整体规模分布较为均匀，但最小值和最大值差距较大。公司盈利能力的均值为0.05，表明上市公司目前普遍发展较好，处于盈利状态。公司现金流标准差为2.04，表明上市公司中应急危机处理能力存在较大的差异。公司资产负债率为44%，处于40%～60%的正常指数区间，表明公司长期偿债能力较强。公司送转能力最小值和最大值分别为0.00 和27.49，表明不同公司的送转能力差异较大。第一大股东持股率和两权分离的均值分别为33.42 和0.47，表明上市公司仍存在明显的一股独大、经营权和控制权合一等问题。

表 2 主要变量的描述性统计结果

五、实证研究及其结果分析

首先，分析机构投资者异质性、限售股解禁对股利分配行为的影响以及限售股解禁对机构投资者异质性与股利分配行为的调节效应。其次，分析机构投资者异质性、限售股解禁对股票股利比例的影响以及限售股解禁对机构投资者异质性与股票股利比例的调节效应，并进一步分析不同解禁状况下机构投资者异质性对股票股利比例产生的影响。最后，分别运用更换样本区间、运用工具变量和公司层面固定效用等方法，以验证上述结果的稳健型。

1.机构投资者异质性、限售股解禁对股利分配行为的影响

表3 列（1）至列（3）是机构投资者异质性、限售股解禁对股利分配行为的多分类Logit 模型检验结果。在机构投资者异质性方面：表3 列（1）和列（2）中，机构投资者异质性的系数为正，相较于不分配股利和现金股利，机构投资者的股票加权流失率每增加1 个单位，上市公司选择股票股利的概率对数将增加86.1%和85.4%，且结果都在1%的水平上显著，H1a得以验证。由此表明，投机型机构投资者实施股票股利的投机策略动机更强烈，以推送股价的上涨来实现获利空间。在限售股解禁方面：表3 列（1）和列（2）中，限售股解禁的系数为正，相较于不分配股利和现金股利，当上市公司当年有限售股解禁发生时，其选择实施股票股利的概率对数分别增加73.3%和87.8%，且结果都在1%的水平上显著，H2a得以验证。由此表明，限售股解禁事项促使公司实施股票股利的意愿更强烈，以增加大股东的减持收益。除此以外，表3 列（3）中，机构投资者异质性和限售股解禁的系数未通过检验，表明机构投资者异质性和限售股解禁事项对上市公司选择实施股票股利还是混合股利，其概率没有显著性差异，这主要是由于混合股利包含股票股利和现金股利，同样也具有股票股利超额收益的特性。

2.限售股解禁对机构投资者异质性与股利分配行为的调节效应

表3 列（4）至列（7）是限售股解禁对机构投资者异质性与股利分配行为调节效应的检验结果。表3 列（4）和列（5）中，机构投资者异质性×限售股解禁的系数未通过检验，表明公司限售股解禁未增加投机型机构投资者对上市公司推出股票股利的概率，H3a未得到验证。表3 列（6）和列（7）中，机构投资者异质性×限售股解禁的系数为正，相较于不分配股利和现金股利，当上市公司当年有限售股解禁发生时，会增加投机型机构投资者对公司推出混合股利的概率，概率对数分别增加0.479和0.422，且结果都在1%和5%的水平上显著。这主要是由于公司处于限售股解禁特殊时期，公众及证券投资机构会加大对公司近期财务决策的关注，实施单一的股票股利并未传递出公司实质上的盈利及现金流充裕等信号；而混合股利也包含股票股利，同样具有股价上涨等特性，其所包含的现金股利还传递出上市公司现金流和经营状况良好等情况，更有利于公司市值的提升。

表3 机构投资者异质性、限售股解禁与股利分配行为

3.机构投资者异质性、限售股解禁对股票股利比例的影响

表4 列（1）是机构投资者异质性、限售股解禁对股票股利比例的多元线性回归模型的检验结果。表4 列（1）中，机构投资者异质性的系数为正，且在1%的水平上显著，H1b得以验证。由此表明机构投资者会推动公司实施更高比例的股票股利，以实现其自身的利益输送。同时，表4 列（1）中，限售股解禁的系数为正，且在1%的水平上显著，H2b得以验证。由此表明公司当年限售股解禁事项发生时，会实施高比例股票股利，以实现大股东限售股股价的高位套现。

4.限售股解禁对机构投资者异质性与股票股利比例的调节效应

表4 列（2）是限售股解禁对机构投资者异质性与股票股利比例调节效应的检验结果。表4 列（2）中，机构投资者异质性×限售股解禁的系数为正，且在1%的水平上显著，H3b得以验证。除此以外，表4 列（3）和列（4）是以公司当年是否发生限售股解禁进行分组回归的检验结果，表4 列（4）机构投资者异质性的系数大于列（3）机构投资者异质性的系数，表明有限售股解禁事项时，机构投资者异质性对公司实施高股票股利比例的影响更大，同时通过组间系数差异检验，再次证明H3b。

表4 高送转比率、限售股解禁与股票股利比例

5.稳健性检验

（1）更换样本区间。为排除上市公司实施股票股利分配向投资者传递其经营状况良好等信息而导致的结论差异，本研究选取营业利润增长率低于行业年平均水平的上市公司为样本重新估计H1a和H1b，表5 的检验结果均验证了上述假设，表明研究结果具有可靠性。

表5 机构投资者异质性、限售股解禁与股利分配行为

（2）运用工具变量。为缓解模型的内生性问题，运用工具变量法来重新估计H1a，结果见表6列（1）至列（2）。依据上述理论分析，主要研究股利分配行为中大股东的利益输出等问题。将被解释变量重新划分至两类：第一类为不分配股票股利和现金股利；第二类为股票股利和混合股利。工具变量采用除公司自身以外的同行业机构投资者加权流失率的均值（Wacr_mean），其是通过影响该公司机构投资者的投机行为间接影响公司的股利分配行为，不直接影响公司的股利分配行为，因而满足工具变量的选择方法和外生性假定。表6 列（1）表明First step中工具变量Wacr_mean对内生变量具有较强的解释力；表6 列（2）表明考虑工具变量后，结果仍然具有稳健性，且在1%的水平上显著。

表6 机构投资者异质性、限售股解禁与股利分配行为

（3）公司层面固定效应。为消除不可观测因素可能对研究结果产生的影响，本研究进一步控制了公司层面固定效应来重新估计H1b，表6 列（3）的检验结果验证了上述假设，表明研究结果具有可靠性。

六、研究结论与相关建议

本研究以2014—2019 年沪深A 股上市公司为样本，实证检验了机构投资者异质性与公司股利分配行为的关系，以及限售股解禁在机构投资者异质性影响公司股利分配行为过程中的调节效应。研究发现：机构投资者异质性对公司股利分配行为影响显著，上市公司以投机型机构投资者为主导时，其实施股票股利和混合股利的概率增大，更可能利用信息不对称和资本优势实现机会主义收益；机构投资者异质性对上市公司选择混合股利的影响相较于股票股利没有显著性差异；机构投资者异质性与公司推送股票股利比例也有显著的相关性，机构投资者投机性越强，公司实施的股票股利比例也越大；限售股解禁事项的发生会加剧投机型机构投资者通过混合股利和高比例股票股利谋取自身利益的现象，即限售股解禁发挥了调节效应。

针对上述结论，本研究提出如下建议：

一要加强政府部门对机构投资者的监管，严厉打击内幕交易。政府部门应加强资本市场的法律和制度建设，健全金融风险预防、预警、处置和问责制度，抑制机构投资者的投机行为。二要完善投资行业业绩考核机制，突出机构投资者的长期价值投资导向。机构投资者应多挖掘公司和行业的基本面信息，积极参与公司的治理，充分发挥其治理和监督作用。三要依据经营状况，制定合理的股利分配方案。一方面，避免股票股利的滥用，防范股价的暴涨暴跌损害公司的声誉和打击投资者的信心。另一方面，公司应根据自身盈利情况、扩张计划和融资需求等来制定合理的股利分配方案，同时传递公司当前竞争力和未来发展趋势。四要提升中小投资者投资素养，避免盲目投资行为。中小投资者应提高对公司投资信息的辨析能力，深入分析上市公司的股利分配方案，树立理性的价值投资观念。