楊漢明 趙鑫露

摘要：基于2011- 2015年A股上市公司的樣本數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)：我國上市公司的每股現(xiàn)金股利與公司管理層能力呈正相關關系。原因是隨著管理層能力的提升，其對資源的使用效率得到提高，為企業(yè)創(chuàng)造了更多的利潤;基于代理理論控制自由現(xiàn)金流以及信號理論向外界傳導有關于企業(yè)與管理層聲譽的有利信號的目的，上市公司會選擇發(fā)放更多的現(xiàn)金股利。進一步研究還發(fā)現(xiàn)：管理層能夠通過發(fā)放現(xiàn)金股利來增強自身的能力效應，即發(fā)放現(xiàn)金股利能夠正向調(diào)節(jié)管理層能力與企業(yè)績效之間的關系;這種關系還會受到融資約束的影響。

關鍵詞：管理層能力;現(xiàn)金股利;績效

中圖分類號：F275

文獻標識碼： A

文章編號：1003-7217（ 2019） 03-0074-07

一、引言

股利政策是企業(yè)三大財務決策之一，能夠?qū)ζ髽I(yè)產(chǎn)生深遠的影響。我國資本市場股利政策一直存在分配不平衡、力度不足、差異明顯的問題。為此證監(jiān)會2008年出臺了《關于修改上市公司現(xiàn)金分紅若干規(guī)定的決定》，將上市公司再融資與現(xiàn)金股利分配掛鉤，引導上市公司積極派發(fā)現(xiàn)金股利。合理的股利政策有助于企業(yè)的健康成長、利益相關方共贏、市場的成熟發(fā)展。而公司的管理層作為企業(yè)的實際管理者，對企業(yè)的許多財務決策都能產(chǎn)生一定的影響，包括現(xiàn)金股利政策。Jensen與Meckling提出的代理理論認為，由于存在信息不對稱管理層出于自利的目的會控制公司的剩余現(xiàn)金流;而公司的所有者為了保證自身利益不受影響，會促使管理層與董事會發(fā)放更多的現(xiàn)金股利來減少代理成本[1]。代理理論表明，企業(yè)現(xiàn)金股利政策實際上是一種對于委托代理矛盾的治理手段，而隨著管理層能力提升現(xiàn)金股利的治理效應是否會發(fā)生改變呢？

同時，依據(jù)信號理論與聲譽理論，管理層通過能力提升了企業(yè)的價值與效應，公司傾向于發(fā)放現(xiàn)金股利來傳導有利信號來提升企業(yè)與管理者的形象。

從現(xiàn)有研究來看，國內(nèi)外學者從內(nèi)外部環(huán)境、公司治理結(jié)構(gòu)、管理層背景、管理層心理等多個層面探討了上市公司現(xiàn)金股利與代理成本的影響因素，但管理層能力作為管理層異質(zhì)性的最基本特征，暫時還缺乏管理層能力與企業(yè)股利政策的關系研究[2]。從代理理論來看，管理層能力越強為企業(yè)創(chuàng)造的效益利潤越多，可能會存在越強的自利傾向，為了保證投資者利益企業(yè)可能會多發(fā)現(xiàn)金股利來減少自由現(xiàn)金流與代理成本從而達到企業(yè)績效提升的目的;從信號理論與聲譽理論來看，管理層能力越強，公司也有更強的動機發(fā)放更多的現(xiàn)金股利來傳導利好信號，結(jié)果也能使企業(yè)價值與績效得到增加。所以基于以上兩種理論，管理層能力會對企業(yè)現(xiàn)金股利政策產(chǎn)生一定的影響。

文章引用Demerjian（2013）的研究思路，利用數(shù)據(jù)包絡分析構(gòu)建Dea-Tobit兩階段模型來度量管理層能力[3]，檢驗管理層能力與企業(yè)每股現(xiàn)金股利之間的關系，進一步研究管理層能力是否能通過發(fā)放現(xiàn)金股利來提升企業(yè)績效，并試圖分析半強制分紅政策下融資約束帶來的影響。

二、理論分析與研究假設

（一）管理層能力與現(xiàn)金股利

在經(jīng)典的代理理論中，認為現(xiàn)金股利分配可以有效制約公司管理層的行為，限制將自由支配的現(xiàn)金流用于效率相對較低的項目，或者用于個人的在職消費等不利于公司長期發(fā)展的行為，因此，支付適當現(xiàn)金股利能夠相對有效減小公司的代理成本。如徐壽福、徐龍炳（2015）就發(fā)現(xiàn)上市公司能通過現(xiàn)金股利減小企業(yè)代理成本從而提高績效[4];劉銀國、張琛、阮素梅（2014）通過對中國半強制分紅背景考察發(fā)現(xiàn)，現(xiàn)金股利的發(fā)放可以有效抑制過度投資水平[5]。所以，在代理理論中現(xiàn)金股利政策是公司對管理層非效率資源利用的一種治理手段。而管理層能力較強的公司往往具有更多的利潤，此時會誘惑管理層進行更大程度的公款消費、無效率投資等等，為了緩解這一代理矛盾公司往往有更大的可能選擇多發(fā)現(xiàn)金股利。

此外，從信號理論來看上市公司管理層能力強，能為企業(yè)帶來更高的績效與更好的發(fā)展前景，此時公司有充足的傾向通過現(xiàn)金股利政策來向外界傳導這一信號進而提升公司股價。而管理層也希望憑借這一信號來提升自我的聲譽與價值，獲得更好的職業(yè)前景。王靜、張?zhí)煳鞯龋?2014）研究發(fā)現(xiàn)發(fā)放現(xiàn)金股利的上市公司擁有更高的盈余質(zhì)量，體現(xiàn)了現(xiàn)金股利的信號效應[6];孔小文、于笑坤（2003）研究得出分配股利的上市公司的未來盈利情況好于不分配股利的上市公司，現(xiàn)金股利信號能在一定程度上預測企業(yè)未來狀況[7]。綜合來看，當上市公司管理層有較高的能力時，發(fā)放現(xiàn)金股利是一種能有效滿足利益相關方需求的財務決策，管理層能通過績效提升、現(xiàn)金股利獲得更高的職業(yè)聲譽;公司通過現(xiàn)金股利的治理與信號效應進一步提升整體價值;股東與投資者能夠通過現(xiàn)金股利獲得客觀的收益。所以基于代理理論與信號理論提出以下假設：

假設1：管理層能力與企業(yè)每股現(xiàn)金股利呈正相關關系。

（二）管理層能力、現(xiàn)金股利與績效反應

如果管理層能力能夠?qū)ζ髽I(yè)的現(xiàn)金股利政策產(chǎn)生影響，那么管理層能力影響下的股利政策會不會為企業(yè)績效帶來提升或者減少呢？現(xiàn)有研究表明無論是代理理論還是信號理論下，現(xiàn)金股利政策都會通過減少代理成本、或者提升上市公司價值、形象來使企業(yè)的績效得到進一步提升。如Gugler（2003）運用奧地利相關數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，經(jīng)營績效與股利分配呈正相關[8]。徐壽福、徐龍炳（2015）也發(fā)現(xiàn)，現(xiàn)金股利政策能夠提升上市公司績效[4]。而管理層能力提升企業(yè)績效存在很多方面的路徑，如成本費用管控、市場營銷、投資項目等等，那么管理層能力能不能通過現(xiàn)金股利政策影響企業(yè)績效呢？理論上來看，某些不正?，F(xiàn)金股利的發(fā)放有可能損害企業(yè)的價值與績效，因為企業(yè)自身的留存利潤往往是相對成本較低、風險較小的資金來源，過多的用來發(fā)放現(xiàn)金股利可能不利于企業(yè)的成長與長遠發(fā)展。但如果管理層具有較強的能力，那么企業(yè)的發(fā)展問題可以得到很大程度的解決，一方面管理層可以通過能力有效地利用與整合更多的資源;另一方面高能管理層可以降低企業(yè)內(nèi)外部的信息不對稱性，減少企業(yè)的外來資金成本。所以當管理層具有出色的能力時，現(xiàn)金股利的治理效應、信號效應可以更好地體現(xiàn)出來。通過分析提出以下假設：

假設2：管理層能力能夠正向調(diào)節(jié)現(xiàn)金股利對企業(yè)績效的促進作用。

（三）管理層能力現(xiàn)金股利與融資約束

從我國資本市場來看，融資問題本來就是一個困擾企業(yè)的難題，一般而言融資約束越大的企業(yè)往往會減少現(xiàn)金股利發(fā)放或者不發(fā)放來緩解融資難的問題。而證監(jiān)會2008年出臺了《關于修改上市公司現(xiàn)金分紅若干規(guī)定的決定》，將上市公司再融資與現(xiàn)金股利分配掛鉤，此時我國上市公司的股利政策與融資約束的關系進一步復雜化。徐壽福、鄧鳴茂、陳晶萍（2016）發(fā)現(xiàn)融資約束程度越低的公司現(xiàn)金股利分配意愿越強，股利分配水平也越高[9];全怡、梁上坤、付宇翔（2016）研究表明出于再融資考慮，半強制分紅政策的實施使得上市公司在貨幣政策緊縮期反而發(fā)放了更多的現(xiàn)金股利，體現(xiàn)了再融資政策對于企業(yè)現(xiàn)金股利的促進作用[10]。所以，管理層能力對于現(xiàn)金股利的影響會受到融資約束的調(diào)節(jié)作用，管理層能力對企業(yè)現(xiàn)金股利的影響在融資約束下有可能因為政策效應得到增強，也有可能為了預防融資約束而被削弱?；诎霃娭萍t利的政策效應，本文預期管理層能力對現(xiàn)金股利的影響在高融資約束時更為顯著。

假設3：管理層能力對每股現(xiàn)金股利的正效應在高融資約束時更為明顯。

三、樣本來源與研究設計

（一）樣本來源

以我國2011-2015年滬深A股所有上市公司為初始研究樣本，并進行了如下篩選過程：（1）考慮到金融類上市公司財務處理的特殊性，剔除金融類上市公司;（2）剔除ST、PT公司，避免這類公司的現(xiàn)金股利不正常情況;（3）剔除數(shù)據(jù)異常值的相關公司;（4）剔除相關年份財務數(shù)據(jù)出現(xiàn)缺失的上市公司。經(jīng)過以上處理，共得到5年6280個觀測值，所有數(shù)據(jù)來自于國泰安CSMAR數(shù)據(jù)庫。同時為了緩解異方差帶來的影響，文章對所有連續(xù)變量進行了前后1%的winsorize處理。管理層能力指標計算在DEA-SOLVER Pr0 5.0上完成，其余操作與統(tǒng)計過程均在Stata上完成。

（二）變量定義

1.現(xiàn)金股利。參考徐壽福（ 2012）、程子健等（2015）的研究以每股現(xiàn)金股利（dps）來衡量，代表企業(yè)該年度現(xiàn)金股利發(fā)放力度①[11，12]。

2.管理層能力。借鑒Demerjian（2012）的研究思路，利用數(shù)據(jù)包絡分析（DEA）和Tobit回歸共同度量管理層能力[3]。首先將每年同行業(yè)中的不同上市公司視為一個決策單元（DMU），這個決策單元存在投入與產(chǎn)出之間的效率關系：固定資產(chǎn)凈額（PPE）、無形資產(chǎn)（Intangible）、商譽（Goodwill）、研發(fā)支出（R&D）、營業(yè)成本（COGS）、銷售與管理費用（SG&A）作為六個投入變量，以營業(yè)收入（Sales）作為唯一產(chǎn)出變量。利用DEA模型估算出某年某行業(yè)中某個公司的效率值θ，θ值介于0～1之間，越趨近于1，公司生產(chǎn)效率越高。即maxθ=sales/（Υ1PPE +Υ2 Intangible+Υ3Goodwill+Υ4 RD+Υ5COGS+Υ6 SGA）。

這一生產(chǎn)效率能從一定層面上反映管理層對公司資源的利用狀況，但θ值并不完全是管理層能力帶來的結(jié)果，還需要將超出管理層能力的效應部分剔除。包括：公司規(guī)模（Size，公司年末資產(chǎn)數(shù)衡量）、市場份額（MS）、自由現(xiàn)金流量（FCF）、上市年限（Age）、多元化程度（Divers）、所有權性質(zhì)（State）。此時用第二階段Tobit回歸將以上因素剔除：Tobit（θ）=αSize+α2MS+α3FCF+α4Age+ α5 Divers +α6 State+yeardummy+ε。其中殘差值ε是管理層能力度量指標，ε越大，說明管理運用資源創(chuàng)造價值的能力越強;反之，則越弱。

3.融資約束。融資約束的代理變量可以選擇公司規(guī)模和債券評級等。這里用公司規(guī)模來代替融資約束[13 -15]。公司規(guī)模越大，企業(yè)融資約束DEC就越小。將DEC設置為虛擬變量，當公司資產(chǎn)規(guī)模小于樣本均值時，DEC=1，表示其受融資約束影響大;反之，則取0，表示其受融資約束程度小。

4.控制變量。同時考慮到可能與管理層能力Ma存在多重共線性的指標，選擇的控制變量包括：資產(chǎn)負債率（lev）、公司資產(chǎn)規(guī)模（ size）、股權集中度（sh）、經(jīng)營現(xiàn)金流（cfo）、上市年限（Age）、所有權性質(zhì)（soe）、公司價值（tobinq）、管理層持股（Share）、獨立董事比率（Indra），同時控制行業(yè)與年度的虛擬變量。如表1所示。

（三）回歸模型

1.管理層能力對每股現(xiàn)金股利?？紤]到許多上市公司并未發(fā)放現(xiàn)金股利而無法被觀測到，為了保證回歸結(jié)果的準確性，采用面板數(shù)據(jù)Tobit模型進行回歸[16]。以每股現(xiàn)金股利dps為被解釋變量，企業(yè)資產(chǎn)負債率Lev、自由現(xiàn)金流cfo、上市年限Age、資產(chǎn)規(guī)模size、股權集中度sh、公司價值to-binq、所有權性質(zhì)soe、融資約束Dec為控制變量，同時控制企業(yè)的年度與行業(yè)效應。

2.管理層能力現(xiàn)金股利與企業(yè)績效反應。以企業(yè)績效ROA為被解釋變量，管理層能力Ma、與現(xiàn)金股利交乘項Ma×Dps為核心解釋變量，當交乘項系數(shù)顯著為正，則代表管理層能力通過現(xiàn)金股利的方式實現(xiàn)了對企業(yè)績效的促進作用。選用企業(yè)資產(chǎn)負債率Lev、經(jīng)營現(xiàn)金流Cfo、資產(chǎn)規(guī)模Size、管理層持股Share、上市年限Age、股權集中度Sh，、獨立董事比率Indra為控制變量，同時控制企業(yè)的年度與行業(yè)效應，回歸采用固定效應模型：

3.不同融資約束條件下管理層能力與企業(yè)現(xiàn)金股利關系。考慮到直接在回歸中放人融資約束變量會造成多重共線性，采用啞變量DEC分組的方法檢驗融資約束的調(diào)節(jié)作用。DEC為1時，代表資產(chǎn)規(guī)模較小、融資約束較高的企業(yè);為0時，代表資產(chǎn)規(guī)模較大、融資約束程度低的企業(yè)。分組檢驗回歸模型（1）考察兩組的回歸系數(shù)是否存在顯著差異。

四、實證結(jié)果與分析

1.描述性統(tǒng)計。全體變量的描述性統(tǒng)計如表2所示，從中可以發(fā)現(xiàn)：2011-2015年的樣本中A股上市公司每股現(xiàn)金股利差異明顯，最高每股現(xiàn)金股利達到了2.001，表明我國上市公司之間股利發(fā)放力度極度不平衡。每股股利平均值為0.127，也比成熟資本市場要低很多，說明我國上市公司現(xiàn)金股利仍然存在許多不合理、不成熟的地方。管理層能力Ma指標也出現(xiàn)不平衡的現(xiàn)象，其均值為負數(shù)代表我國上市公司管理層水平有待提升。另外融資約束Dec的平均數(shù)值較高，說明我國上市公司目前普遍面臨一定的融資困難。

2.管理層能力與上市公司每股現(xiàn)金股利。對全樣本以及國有、非國有子樣本進行模型（1）回歸，回歸結(jié)果如表3所示。從回歸結(jié)果來看，管理層能力在全樣本以及兩個子樣本都與每股現(xiàn)金股利顯著正相關，初步驗證了假設1。在全樣本中，管理層能力的相關系數(shù)為0.0977并在1%水平下顯著，表明管理能力越強其為企業(yè)創(chuàng)造更多利潤的可能性越大，為發(fā)放現(xiàn)金股利提供了前提條件。從代理成本角度來看，為了減少多余現(xiàn)金流被管理層控制，此時企業(yè)有更充足的現(xiàn)金股利傾向;而從信號理論角度來看，管理層能力可以提升企業(yè)績效，此時企業(yè)有更強的動機通過現(xiàn)金對外傳導積極信號，所以管理層能力與企業(yè)的現(xiàn)金股利呈顯著正相關關系。從子樣本來看，雖然管理層能力與企業(yè)每股現(xiàn)金股利的關系在國有與非國有企業(yè)都顯著成立，但在國有企業(yè)中顯著程度與系數(shù)都不如非國有企業(yè)高。這可能是因為在國有企業(yè)中，管理層的職位安排與現(xiàn)金股利的作用方式與非國有企業(yè)存在很大的差別。雷光勇（2007）研究發(fā)現(xiàn)，企業(yè)所有權性質(zhì)是企業(yè)內(nèi)部一項最基本的微觀制度安排，它直接影響了企業(yè)的各種行為。在我國國有控股為主導地位的企業(yè)對于管理層往往缺乏有效的監(jiān)督與制衡，存在“所有者缺位”的情況造成控制權與所有權都轉(zhuǎn)移到了管理者手中[17]。這樣的情況下，國有企業(yè)管理層的能力可能并不能較好地通過企業(yè)的績效、利潤分配等政策體現(xiàn)出來，即國有企業(yè)的績效可能還與其他許多因素相關比如政治關聯(lián)、管理層權利等等，這種績效傳導現(xiàn)金股利的關系在國有企業(yè)并不如非國有企業(yè)那么明顯。除了企業(yè)價值之外，其余控制變量都與每股現(xiàn)金股利在1%水平下顯著相關。如企業(yè)規(guī)模、股權集中度、經(jīng)營現(xiàn)金流都與企業(yè)每股現(xiàn)金股利顯著正相關;而上市年限、資產(chǎn)負債率、融資約束都與每股現(xiàn)金股利顯著負相關，基本與以往文獻一致。

3.管理層能力、每股現(xiàn)金股利與績效反應。為了檢驗假設3，管理層能力是否能通過現(xiàn)金股利對企業(yè)績效產(chǎn)生影響，對模型（3）進行全樣本與子樣本的回歸。主要關注管理層能力與每股現(xiàn)金股利的交乘項Ma×Dps，如果該系數(shù)顯著為正，說明管理層能力通過現(xiàn)金股利提升了企業(yè)的績效?；貧w結(jié)果如表4所示，通過檢驗交乘項Ma×Dps的系數(shù)發(fā)現(xiàn)，在全樣本中該系數(shù)為0.0430，并在5%水平下顯著，說明管理層能力的確能夠通過每股現(xiàn)金股利的發(fā)放來提升企業(yè)的績效。具體來說，管理層能力越強的企業(yè)利潤越充足，此時發(fā)放更多每股現(xiàn)金股利能夠起到正面的信號傳導效應與減少企業(yè)自由現(xiàn)金流（代理成本）的作用，進一步說明了在高管理層能力下現(xiàn)金股利的發(fā)放是一種提升企業(yè)績效的手段，假設3得到驗證。同時考察子樣本回歸結(jié)果發(fā)現(xiàn)，在國有企業(yè)中，交乘項Ma×Dps的系數(shù)為0.041但并不顯著，說明在國有企業(yè)中管理層能力并不能通過現(xiàn)金股利政策提升企業(yè)績效。與前文分析一致，管理層通過能力影響企業(yè)績效與現(xiàn)金股利的關系在國有企業(yè)中不能充分體現(xiàn)，管理層通過能力影響績效進而影響現(xiàn)金股利的機制在國有企業(yè)中并不明顯。非國有企業(yè)結(jié)論與全樣本一樣，控制標量上，管理層能力、每股現(xiàn)金股利、資產(chǎn)負債率、經(jīng)營現(xiàn)金流、股權集中度、管理層持股都與上市公司績效顯著正相關;公司規(guī)模、上市年限與企業(yè)績效顯著負相關，而獨立董事比率與企業(yè)績效為正相關但沒有通過顯著性檢驗，基本與以往文獻結(jié)論一致。

4.管理層能力、現(xiàn)金股利與融資約束。對全樣本與國有、非國有子樣本進行按融資約束的分組回歸，檢驗在不同融資約束程度下企業(yè)管理層能力對現(xiàn)金股利的影響?；貧w結(jié)果如表5所示，從回歸結(jié)果來看在高融資約束組中無論是國有企業(yè)還是非國有企業(yè)管理層能力與每股現(xiàn)金股利的相關系數(shù)都為正并且在1%的水平下顯著;而在低融資約束組中，無論國有還是非國有企業(yè)管理層能力都沒有對企業(yè)每股現(xiàn)金股利產(chǎn)生顯著影響。這說明融資約束并沒有抑制現(xiàn)金股利的發(fā)放，反而企業(yè)融資約束程度越高，越會刺激管理層能力對于現(xiàn)金股利的正效應，這可能是我國半強制分紅政策帶來的反應。當企業(yè)面臨較高的融資約束，為了獲得再融資的資格會在經(jīng)營績效提升的前提下發(fā)放更多的每股現(xiàn)金股利;而當企業(yè)融資約束不明顯時，可以考慮將自由現(xiàn)金流留在企業(yè)通過高能管理層發(fā)揮更大的效益。假設4得到驗證。

五、穩(wěn)健性檢驗

為了保證結(jié)論的穩(wěn)健性，進行以下測試：

1.將每股現(xiàn)金股利在為0時的數(shù)據(jù)截斷后，用混合OLS回歸替代面板tobit回歸對管理層能力影響每股現(xiàn)金股利假設重新進行檢驗?；貧w結(jié)果如表6所示。

2.用混合OLS回歸代替固定效應模型，同時用EPS每股收益指標代替Roa檢驗管理層能力是否通過每股現(xiàn)金股利影響企業(yè)績效。回歸結(jié)果如表6所示。

3.考慮到管理層能力與每股現(xiàn)金股利、績效之間的內(nèi)生性問題，采用滯后一期的管理層能力指標Mat-1與Mat-1×Dps重新構(gòu)建模型（1）與模型（2）得到模型（3）（4）?；貧w結(jié)果如表6、表7所示。

從結(jié)果來看，表6中更換回歸模型與被解釋變量為EPS后，滯后一期管理層能力Mat-1對每股現(xiàn)金股利的影響系數(shù)為0.0839在1%水平下顯著，說明管理層能力與每股現(xiàn)金股利依然顯著正相關;Mat-1×Dps也在全樣本、國有與非國有企業(yè)子樣本中顯著，顯著水平分別為1%、5%與1%。而在表7中，Mat-1在高融資約束組的系數(shù)為0.113并在1%水平下顯著，而在低融資約束組中系數(shù)為0.0411但并未通過顯著性檢驗，表明政策效應調(diào)節(jié)管理層能力對現(xiàn)金股利發(fā)放的影響程度并未發(fā)生改變。以上結(jié)論均與上文結(jié)論一致，沒有發(fā)生改變，說明結(jié)論基本穩(wěn)健。

六、結(jié)論與啟示

本文以信號理論、代理理論為依據(jù)檢驗了上市公司管理層能力與現(xiàn)金股利、績效、融資約束之間的關系。研究發(fā)現(xiàn)：（1）管理層能力與企業(yè)每股現(xiàn)金股利顯著正相關，這是由于隨著管理層能力的提升其為企業(yè)帶來了更多的利潤與效益。一方面，出于減少企業(yè)剩余現(xiàn)金流考慮，公司會發(fā)放更多的現(xiàn)金股利;另一方面，優(yōu)秀的績效與發(fā)展前景信號需要通過現(xiàn)金股利發(fā)放來傳導。（2）管理層能力能夠通過更多現(xiàn)金股利發(fā)放來提升企業(yè)的績效，高能管理層企業(yè)中發(fā)放現(xiàn)金股利減少了代理成本、提升了企業(yè)與管理層聲譽，表明在高管理層能力的企業(yè)中發(fā)放現(xiàn)金股利是一種正確的決策，但這種通過現(xiàn)金股利提升績效的影響機制在國有企業(yè)中并不顯著。（3）管理層能力對每股現(xiàn)金股利的影響會隨著融資環(huán)境變化，基于我國半強制分紅背景，上市公司在面臨融資約束時為了取得再融資資格會提升企業(yè)的現(xiàn)金股利發(fā)放。但以上結(jié)論缺乏對不同地區(qū)、不同行業(yè)、不同時間樣本的進一步考察，管理層能力與現(xiàn)金股利、績效之間的影響機制可能會隨著這些條件變化，有待進一步充分論證。以上結(jié)論為企業(yè)甄選管理層、制定現(xiàn)金股利政策、合理應對外部融資環(huán)境解決困境提供了參考依據(jù)，能夠幫助上市公司更直觀地做出相應決策。

注釋：

①本文不采用現(xiàn)金股利支付率（現(xiàn)金股利總額/凈利潤）作為被解釋變量，是因為管理層能力指標Ma體現(xiàn)的是通過管理層能力導致企業(yè)產(chǎn)出大于投入的效率，此時管理層能力Ma必然與企業(yè)凈利潤存在內(nèi)在比率關系，所以無法真實衡量管理層能力Ma與企業(yè)的現(xiàn)金股利政策之間的關系。同時，在回歸中控制企業(yè)規(guī)模、價值、上市年限等因素來保證每股現(xiàn)金股利能夠真實衡量企業(yè)的現(xiàn)金股利力度。

參考文獻：

[1] Jensen M J. Agency costs of free cash flow， corporate financeand take over[J]. Amerlcan Economic Review，1986，3 （76）：323-329.

[2] 謝建，吳德軍，唐潔瓏.管理層能力、產(chǎn)權性質(zhì)與會計信息價值相關性[J].當代財經(jīng)，2015（8）：120 -129.

[3] Demerjian P，Lev B， Lewis M，Mcvay S.Managerial abilityand earnings quality[J]. The Accounting Review， 2013， 88（2）：463-498.

[4] 徐壽福，徐龍炳.現(xiàn)金股利政策、代理成本與公司績效[Jl.管理科學，2015，28（1）：96-110.

[5] 劉銀國，焦健，張琛.股利政策、自由現(xiàn)金流與過度投資——基于公司治理機制的考察[J].南開管理評論，2015，18 （4）：139-150.

[6] 王靜，張?zhí)煳鳎聳|洋.發(fā)放現(xiàn)金股利的公司具有更高盈余質(zhì)量嗎？——基于信號傳遞理論新視角的檢驗[J].管理評論，2014，26（4）：50-59.

[7] 孔小文，于笑坤.上市公司股利政策信號傳遞效應的實證分析[J].管理世界，2003（6）：114 -118+153.

[8] Klaus Gugler. Corporate governance， dividend payout policy，and the interrelation between dividends， R&D， and capital in-vestment[J]. Journal of Banking and Finance，2003，27（7）：18-25.

[9] 徐壽福，鄧鳴茂，陳晶萍.融資約束、現(xiàn)金股利與投資 現(xiàn)金流敏感性[J].山西財經(jīng)大學學報，2016，38（2）：112 -124.

[10] 全怡，梁上坤，付宇翔.貨幣政策、融資約束與現(xiàn)金股利[J].金融研究，2016（11）：63-79.

[11] 徐壽福.產(chǎn)權性質(zhì)、獨立審計與上市公司現(xiàn)金股利分配[J].審計研究，2012（6）：71-81.

[12] 程子健，張俊瑞.交叉上市、股權性質(zhì)與企業(yè)現(xiàn)金股利政策——基于傾向得分匹配法（PSM）的分析[J].會計研究，2015（7）：34- 41+96.

[13] Heitor Almeida，Murillo Campello，Michael S，Weisbach. Thecash flow sensitivity of cash[J]. The Journal of Finance，2004，59（4）：55- 62.

[14] 肖珉.現(xiàn)金股利、內(nèi)部現(xiàn)金流與投資效率[J].金融研究，2 010（10）：117 - 134.

[15] 胡秀群，呂榮勝，曾春華.高管過度自信與現(xiàn)金股利相關性研究——基于融資約束的視角[J].財經(jīng)理論與實踐，2013，34（6）：59-64.

[16] 鄧建平，曾勇，何佳.利益獲取：股利共享還是資金獨占？[J].經(jīng)濟研究，2007（4）：112-123.

[17] 雷光勇，劉慧龍.市場化進程、最終控制人性質(zhì)與現(xiàn)金股利行為——來自中國A股公司的經(jīng)驗證據(jù)[J].管理世界，2007（7）：120-128+172.