吳春賢 張靜

摘 ? 要：選取留存收益股權(quán)比反映公司成熟度，研究不同金融發(fā)展水平下，公司成熟度與現(xiàn)金股利的關系，實證結(jié)果顯示，伴隨公司成熟度的提高，公司實施積極現(xiàn)金股利政策的動機會顯著提升;金融發(fā)展在提高公司成熟度與現(xiàn)金股利支付傾向正向關系的同時，由于提供更多的投資機會，卻弱化了公司成熟度與現(xiàn)金股利支付水平的正向關系。進一步研究發(fā)現(xiàn)，金融發(fā)展水平的提升能夠推遲成熟公司首次對外支付現(xiàn)金股利的時機;其對公司成熟度與現(xiàn)金股利政策關系的影響作用主要源于金融發(fā)展的“治理效應”路徑;將金融發(fā)展分為信貸市場發(fā)展和股權(quán)市場發(fā)展，發(fā)現(xiàn)與信貸市場促進公司成熟度與現(xiàn)金股利支付傾向正相關關系不同，股權(quán)市場抑制了公司成熟度與現(xiàn)金股利支付傾向及支付水平的正相關關系。

關鍵詞：現(xiàn)金股利政策;金融發(fā)展;公司成熟度;COX比例風險分析

中圖分類號：F830 ?文獻標識碼：A ?文章編號：1674-2265（2020）03-0021-11

DOI：10.19647/j.cnki.37-1462/f.2020.03.003

一、引言

股利政策作為公司三大財務政策之一，長期以來備受公司財務學者的關注。針對公司為什么對外發(fā)放現(xiàn)金股利，傳統(tǒng)股利理論多從公司內(nèi)部環(huán)境尋找影響公司股利政策的因素（Rozeff，1982;Easterbrook，1984;Jensen，1986;La Porta等，2000;Faccio等，2001;DeAngelo等，2006），而忽略了外部宏觀環(huán)境的影響作用。近年來，越來越多的學者結(jié)合企業(yè)外部環(huán)境因素綜合考察了上市公司所處的地理位置（John 等，2011;蔡慶豐和江逸舟，2013）、投資者法律保護（Agrawal，2013;Brockman等，2014）、我國半強制分紅政策（李常青 等，2010;魏志華 等，2014）以及機構(gòu)投資者持股（Firth等，2016;靳慶魯?shù)龋?016）等因素對公司現(xiàn)金股利政策的影響。

值得注意的是，金融作為現(xiàn)代公司成長的基石，在為公司提供更多融資渠道、降低公司與債權(quán)人及投資者之間信息不對稱程度以及提高公司外部治理水平方面發(fā)揮重要作用，同時對公司成熟度與現(xiàn)金股利政策的關系具有重要影響。針對金融發(fā)展如何影響企業(yè)現(xiàn)金股利政策，Pan（2011）通過跨國數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，股票市場發(fā)展與公司現(xiàn)金股利政策存在顯著正向關系，并且在投資者法律保護較好的國家更加顯著;魏志華等（2012）發(fā)現(xiàn)地區(qū)金融發(fā)展水平的提升能顯著緩解家族上市公司融資約束問題并促使其對外發(fā)放現(xiàn)金股利;吳春賢和張靜（2017）發(fā)現(xiàn)金融發(fā)展能夠弱化企業(yè)自由現(xiàn)金流與現(xiàn)金股利的正向關系;吳春賢和楊興全（2018）進一步發(fā)現(xiàn)金融發(fā)展在弱化地方政府掏空動機的同時，降低了企業(yè)內(nèi)部自由現(xiàn)金流水平，強化了國有產(chǎn)權(quán)與現(xiàn)金股利負相關關系。以上研究多從金融發(fā)展緩解企業(yè)外部融資約束角度研究現(xiàn)金股利政策，但實際上處在不同發(fā)展時期的企業(yè)由于對資金的需求量及內(nèi)部自由資金的儲備均不相同，因此所采取的現(xiàn)金股利政策亦不相同，此時金融發(fā)展又將如何影響公司的現(xiàn)金股利政策？目前鮮有文獻對此作出深入研究，本文對金融發(fā)展水平如何影響公司成熟度與現(xiàn)金股利的關系進行深入分析，與已有研究相比，主要貢獻體現(xiàn)在：

第一，選取中國市場化指數(shù)中金融業(yè)市場化指數(shù)衡量金融發(fā)展，研究了外部金融發(fā)展水平如何影響公司成熟度與現(xiàn)金股利的關系，對已有多從公司內(nèi)部因素考察公司成熟度與現(xiàn)金股利關系的文獻進行了補充。研究發(fā)現(xiàn)，公司成熟度與現(xiàn)金股利之間存在正向關系，但金融發(fā)展水平在強化公司成熟度與現(xiàn)金股利支付傾向正向關系的同時，卻弱化了公司成熟度與現(xiàn)金股利支付水平之間的正向關系，該結(jié)論從另一個視角拓展了有關公司成熟度與現(xiàn)金股利的研究。

第二，Pan（2011）的研究發(fā)現(xiàn)金融發(fā)展能顯著縮短公司首次對外發(fā)放現(xiàn)金股利的時間，但該文用于衡量金融發(fā)展的指標限于股票市場，而我國股票市場并不發(fā)達，公司對外融資主要依靠銀行借貸方式完成，以上結(jié)論是否還依然成立？同時Pan的研究中并未考慮金融發(fā)展如何影響公司成熟度，進而對公司發(fā)放股利的時機產(chǎn)生的作用。本文通過COX比例風險分析研究發(fā)現(xiàn)，金融發(fā)展能夠縮短上市公司首次支付現(xiàn)金股利的時間，但伴隨公司成熟度的提升，更多公司會推遲首次發(fā)放現(xiàn)金股利的時機，其原因在于金融發(fā)展能為公司提供更多投資機會，為節(jié)省資金提高投資效率，成熟度高的公司會推遲現(xiàn)金股利支付，以上結(jié)論一方面從側(cè)面驗證了Pan（2011）的結(jié)論在中國同樣適用，另一方面拓展了金融發(fā)展環(huán)境下公司成熟度與現(xiàn)金股利的相關研究。

第三，金融發(fā)展對成熟公司現(xiàn)金股利政策的影響作用，到底是通過金融發(fā)展的“治理效應”路徑，還是“緩解外部融資約束效應”路徑產(chǎn)生作用？現(xiàn)有文獻并未作出判斷，借鑒Fama和French（1998）模型，本文實證結(jié)果支持金融發(fā)展的“治理效應”路徑，該結(jié)論為現(xiàn)階段認識金融發(fā)展影響公司成熟度與現(xiàn)金股利的作用路徑提供了經(jīng)驗支持。

第四，將金融發(fā)展細分為信貸市場發(fā)展和股權(quán)市場發(fā)展，進一步考察金融發(fā)展對公司成熟度與現(xiàn)金股利的影響，發(fā)現(xiàn)信貸市場促進公司成熟度與現(xiàn)金股利正向關系、抑制公司成熟度與現(xiàn)金股利支付水平正向關系，但股權(quán)市場同時抑制了公司成熟度與現(xiàn)金股利支付水平和現(xiàn)金股利支付傾向的正向關系，以上研究發(fā)現(xiàn)豐富了現(xiàn)有金融發(fā)展對公司成熟度與現(xiàn)金股利影響作用的文獻。

本文其余部分安排如下：第二部分為文獻回顧與假設提出;第三部分為研究設計;第四部分為描述性統(tǒng)計與計量分析結(jié)果說明;第五部分是進一步分析與穩(wěn)健性檢驗，具體對金融發(fā)展影響公司成熟度與現(xiàn)金股利發(fā)放時機以及相關作用路徑進行驗證;最后是文章的結(jié)論與啟示。

二、文獻回顧與假設提出

（一）金融發(fā)展與現(xiàn)金股利

自Lintner（1956）、Miller和Modigliani（1961）開創(chuàng)性地提出公司股利分配行為理論模型和股利無關論以來，股利政策一直備受學界關注。而伴隨公司股利政策研究的不斷深入，更多學者偏向于將研究視角聚焦于考察企業(yè)外部宏觀經(jīng)濟環(huán)境對上市公司股利政策的影響。公司所處的外部金融發(fā)展環(huán)境作為公司賴以存在和發(fā)展的重要基石，其發(fā)展水平必將對公司財務行為產(chǎn)生重要影響。其中比較明顯的作用是，金融發(fā)展將顯著改善公司的外部融資環(huán)境，緩解公司的融資約束水平、緩解公司與外界的信息不對稱性，進而影響公司現(xiàn)金股利政策。首先，公司對外支付現(xiàn)金股利必然會減少內(nèi)部自由現(xiàn)金流，導致公司對外部資金需求的增強，提高融資成本，但伴隨金融發(fā)展的提升，公司內(nèi)外部融資成本的差異會明顯縮小，將在一定程度上增強公司使用內(nèi)部自由現(xiàn)金流支付現(xiàn)金股利的意愿。其次，Myers和Majluf（1984）發(fā)現(xiàn)，為降低外部不確定性給公司經(jīng)營帶來的風險，通常公司會保留較多的資金冗余，但弊端是給經(jīng)理人更大的空間利用手中的權(quán)力操縱公司的自由現(xiàn)金流，進而增加經(jīng)理人與股東之間的代理成本。而伴隨外部金融發(fā)展水平的提高，公司以相對較低成本獲得外部融資的概率會顯著提升，進而弱化了之前為應對不確定性風險所采取預防性措施的動機，為降低經(jīng)理人的代理成本，股東會增加對現(xiàn)金股利的需求。再次，Doidge等（2007）發(fā)現(xiàn)伴隨金融發(fā)展的提升，外部金融機構(gòu)的監(jiān)管更加嚴格，治理水平較高、信用評級較高的公司會優(yōu)先獲得外部融資，因此，在高金融發(fā)展地區(qū)的公司有動力通過支付現(xiàn)金股利向外界傳遞經(jīng)營及公司治理水平高的信息，進而獲得外部融資。綜合以上理論分析，提出假設1：

假設1：金融發(fā)展水平與公司現(xiàn)金股利支付傾向和支付水平呈正相關關系。

（二）公司成熟度與現(xiàn)金股利政策

當公司各項業(yè)務逐漸成熟后，其成長機會越來越小、盈利能力和投資收益的可預測性趨于穩(wěn)定，為降低公司內(nèi)部人對自由現(xiàn)金流的代理成本，股東會要求公司降低現(xiàn)金持有水平，而通過發(fā)放現(xiàn)金股利的方式減少公司內(nèi)部自由現(xiàn)金流不失為一條較好的途徑。Fama和French（2001）的研究發(fā)現(xiàn)公司現(xiàn)金股利支付與企業(yè)盈利能力正相關，而與企業(yè)成長率負相關;DeAngelo等（2006）以留存收益占投入資本的比例作為衡量公司所處生命階段的替代變量，發(fā)現(xiàn)該比例高的公司內(nèi)部因有較多的累積利潤而更傾向于支付現(xiàn)金股利。隨后，Denis和Osobov（2008）利用跨國數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)支付現(xiàn)金股利的現(xiàn)象通常存在于規(guī)模較大、盈利能力較強的公司中，而這些公司的共同特征是公司內(nèi)部留存收益占所有者權(quán)益的比重較高。Bliss等（2015）以2008—2009年全球金融危機為研究背景，發(fā)現(xiàn)危機中那些具有高財務杠桿、高成長性、低現(xiàn)金流的公司更趨向于不發(fā)放現(xiàn)金股利。

國內(nèi)方面，徐臘平（2009）研究發(fā)現(xiàn)，我國上市公司留存收益與投入資本之比與現(xiàn)金股利支付概率及股票股利支付概率，均呈現(xiàn)顯著正相關關系。羅琦和伍敬侗 （2017） 選取留存收益資產(chǎn)比和留存收益權(quán)益比作為企業(yè)生命周期的衡量指標，發(fā)現(xiàn)相較于成長型公司，成熟型公司的股利支付傾向和股利支付率明顯較高，并且支付現(xiàn)金股利的價值效應較大。

綜合以上內(nèi)容，本文認為伴隨公司成熟度的提高，公司獲利和發(fā)展能力趨于穩(wěn)定，此時，一方面，公司內(nèi)部有較為充足的現(xiàn)金用于支付現(xiàn)金股利;另一方面，為減少公司高管對自由現(xiàn)金流的代理成本，股東有動力要求公司對外發(fā)放現(xiàn)金股利?；谝陨戏治?，提出假設2：

假設2：公司成熟度與現(xiàn)金股利支付傾向及支付水平呈正相關關系。

（三）金融發(fā)展背景下的公司成熟度與公司現(xiàn)金股利政策

高金融發(fā)展地區(qū)，金融企業(yè)市場化程度越高，其對外提供信貸服務時對公司信息披露的質(zhì)量要求也會隨之提高，因此公司所處地區(qū)金融發(fā)展水平的提升，不僅能在很大程度上緩解公司的外部融資約束，還能有效降低公司與外部的信息不對稱程度。在此背景下，一方面，成熟公司由于自身盈利水平較為穩(wěn)定，在進行外部融資時會更受金融企業(yè)的青睞，有更多機會獲得銀行的信貸資金，加之內(nèi)部資金較為充裕，使成熟公司有能力對外支付現(xiàn)金股利;另一方面，朱凱和陳信元（2009）研究審計意見在不同金融發(fā)展環(huán)境中對社會經(jīng)濟資源配置的影響，發(fā)現(xiàn)金融發(fā)展弱化了公司融資約束水平，但只要公司被出具非標審計意見，那么將會面臨更大的融資約束，金融發(fā)展顯著降低企業(yè)面臨的融資約束水平，同時能夠倒逼企業(yè)向投資者傳遞整體質(zhì)量較高的會計信息。當高金融發(fā)展地區(qū)的成熟公司內(nèi)部自由現(xiàn)金流較充足、外部融資環(huán)境又較為寬松時，股東在掌握公司更真實的會計信息后會要求公司對外發(fā)放現(xiàn)金股利以降低經(jīng)理人的代理成本，導致公司發(fā)放現(xiàn)金股利的意愿顯著提升。

然而，現(xiàn)實中公司有意愿發(fā)放現(xiàn)金股利，并不代表一定會提高現(xiàn)金股利支付水平。雖然現(xiàn)有文獻發(fā)現(xiàn)，伴隨公司成熟度的提升，公司盈利能力、成長性和投資機會都將趨于穩(wěn)定，由于內(nèi)部積累了較多盈余，為減少第一類代理問題產(chǎn)生的代理成本，公司傾向于對外支付現(xiàn)金股利（DeAngelo等，2006;董理和茅寧，2013;宋福鐵和屈文洲，2010）;但實際上金融發(fā)展在降低公司融資約束水平、增強外部對公司的監(jiān)管力度、提高公司信息披露質(zhì)量的同時也增加了公司的投資機會和投資效率，例如：Henry （2000）分析了11 個發(fā)展中國家中的個人投資情況，發(fā)現(xiàn)其中 10 個國家股票市場的發(fā)展能夠帶動私人投資的增長，從而促進國家整體經(jīng)濟的增長。王偉等 （2013）運用面板分位數(shù)回歸的方法探討四個維度的金融發(fā)展指標對海外直接投資的影響，研究發(fā)現(xiàn)，無論是金融發(fā)展的存量指標還是活躍度指標，均可以顯著促進一國的對外直接投資?；谝陨涎芯拷Y(jié)論，不難發(fā)現(xiàn)高金融發(fā)展地區(qū)的成熟公司將會擁有更多的投資機會和更高的投資效率，此時為促進公司進一步發(fā)展，公司會將內(nèi)部盈余較多地用于投資活動，降低現(xiàn)金股利發(fā)放水平。綜合以上分析，提出如下假設：

假設3：金融發(fā)展強化了公司成熟度與現(xiàn)金股利支付傾向的正向關系。

假設4：金融發(fā)展弱化了公司成熟度與現(xiàn)金股利支付水平的正向關系。

三、研究設計

（一）研究樣本與數(shù)據(jù)來源

本文以2008—2016年滬深A股上市公司為研究樣本，為保障數(shù)據(jù)的準確性和可靠性，進行以下篩選程序：（1）鑒于金融行業(yè)的特殊性以及會計記賬中使用的方法差異，剔除金融行業(yè)上市公司樣本;（2）基于公司發(fā)放現(xiàn)金股利的標準，剔除當年累計收益為負但仍然發(fā)放現(xiàn)金股利的公司樣本;（3）剔除上市時間不滿一年的公司，因為這些公司可能存在IPO效應;（4）剔除總資產(chǎn)小于零的公司樣本;（5）為了控制極端值對回歸結(jié)果的影響，對變量中的連續(xù)變量進行1%以下和99%以上的分位數(shù)縮尾處理。最后，共獲得9年17301個有效公司樣本。其中公司財務數(shù)據(jù)來源于國泰安數(shù)據(jù)庫，金融發(fā)展指標數(shù)據(jù)來源于王小魯?shù)染帉懙摹吨袊质》菔袌龌笖?shù)報告（2018）》中的金融業(yè)市場化指數(shù)。

（二）變量選擇與模型設計

1. 關鍵變量選擇。

（1）現(xiàn)金股利政策。從兩個維度展開：第一，現(xiàn)金股利支付傾向;第二，現(xiàn)金股利支付水平。其中，現(xiàn)金股利支付傾向定義為如果當年公司對外支付現(xiàn)金股利則取1，否則取值為0;現(xiàn)金股利支付水平，借鑒宋福鐵和屈文洲（2010）以及Chae等（2009）的做法，采用每股現(xiàn)金股利與每股收益的比值作為衡量指標。

（2）金融發(fā)展。采用《中國分省份市場化指數(shù)報告（2018）》中金融業(yè)市場化指數(shù)衡量地區(qū)金融發(fā)展水平，該報告記錄了2008—2016年全國各省、自治區(qū)、直轄市的金融業(yè)市場化指數(shù)，另外，為保證結(jié)果的穩(wěn)定性，在穩(wěn)健性檢驗中使用樊綱等編寫的《中國市場化指數(shù)（2009、2011）》中金融業(yè)市場化指數(shù)1999—2008年數(shù)據(jù)代替金融發(fā)展指標，重新對模型進行回歸分析。

（3）公司成熟度。借鑒姜永盛等（2014）的做法用留存收益占所有者權(quán)益的比重衡量公司成熟度，同時借鑒DeAngelo等（2006）的做法用留存收益占總資產(chǎn)的比重作為公司成熟度的替代變量。

（4）控制變量。為增強文章的穩(wěn)健性，借鑒已有學者的研究文獻，本文還控制了其他能夠?qū)ΜF(xiàn)金股利產(chǎn)生影響的變量。變量的具體定義見表1。

2. 模型設計?？紤]到所選因變量——現(xiàn)金股利政策的數(shù)據(jù)特征（0、1變量和受限被解釋變量），在對假設進行驗證時，分別選取Logit和Tobit模型，具體模型構(gòu)建如下：

以上模型中cv表示控制變量，[ε] 表示殘差項，主要考察系數(shù)β1、β2和β3的符號，預期β1、β2顯著為正，β3在Logit模型中顯著為正，而在Tobit模型中顯著為負。

四、實證結(jié)果與分析

（一）變量描述性統(tǒng)計

從表2可以看出：現(xiàn)金股利支付水平（div_csmar）的均值為0.265，中位數(shù)為0.206，最大值為1.65，標準差為0.297，說明樣本公司中平均每股現(xiàn)金股利占每股盈余的26.5%，最大為165%，一半以下的公司該比例小于20.6%，較大的標準差說明現(xiàn)金股利發(fā)放水平的離散性較高;現(xiàn)金股利支付傾向（dum_div）的均值為0.727，說明樣本公司中有72.7%的公司選擇對外支付現(xiàn)金股利;金融發(fā)展指標中，jrfz的最小值為2.52，最大值為10.12，標準差為2.028，說明我國現(xiàn)階段地區(qū)間金融發(fā)展水平較不均衡;反映公司成熟度的指標（re_te和re_ta），其均值分別為0.228和0.147，中位數(shù)分別為0.28和0.156，說明樣本公司中大部分成熟度較低。

按金融業(yè)市場化指數(shù)數(shù)值是否大于上1/3分位數(shù)及是否小于下1/3分位數(shù)，將考察區(qū)域分為高金融發(fā)展水平組和低金融發(fā)展水平組，從表3不同金融發(fā)展水平下現(xiàn)金股利政策與公司成熟度的組間差異分析結(jié)果可知：第一，針對不同金融發(fā)展水平下現(xiàn)金股利政策（dum_div和div_csmar）的差異性檢驗結(jié)果，均值T檢驗和中位數(shù)秩檢驗均在1%的顯著性水平上通過檢驗，說明金融發(fā)展能夠促進上市公司發(fā)放現(xiàn)金股利，以上結(jié)論初步驗證假設1的內(nèi)容。第二，結(jié)合不同金融發(fā)展水平下公司成熟度的差異性分析結(jié)果，發(fā)現(xiàn)公司成熟度（re_te和re_ta）的均值T檢驗和中位數(shù)秩檢驗同樣在1%的顯著性水平上通過檢驗，說明高金融發(fā)展水平組公司的成熟度顯著高于低金融發(fā)展水平組的公司。

表4報告了按公司成熟度（re_te和re_ta）是否大于其上1/3分位數(shù)或小于其下1/3分位數(shù)區(qū)分高成熟度公司和低成熟度公司后，公司現(xiàn)金股利政策的組間差異分析結(jié)果，從中可以看出：第一，公司成熟度高組的現(xiàn)金股利政策指標（dum_div和div_camar），其均值和中位數(shù)均大于公司成熟度低組相應指標的對應數(shù)值。第二，反映組間差異性檢驗結(jié)果的均值T檢驗和中位數(shù)秩檢驗統(tǒng)計指標均在1%的顯著性水平上通過檢驗。綜合以上結(jié)果，說明公司成熟度高組的現(xiàn)金股利支付傾向和現(xiàn)金股利支付水平均顯著大于公司成熟度低組，以上結(jié)論初步驗證本文假設2所提出的論斷。

（二）金融發(fā)展、公司成熟度與現(xiàn)金股利政策的回歸分析

表5報告了金融發(fā)展、公司成熟度和現(xiàn)金股利政策的回歸分析結(jié)果，其中（1）—（5）列主要考察金融發(fā)展、公司成熟度以及兩者聯(lián)合作用下對現(xiàn)金股利支付傾向的影響作用;（6）—（10）列則主要考察相關變量對現(xiàn)金股利支付水平的影響作用。從表中結(jié)果可以看出：第一，金融發(fā)展（jrfz）與現(xiàn)金股利支付傾向（dum_div）和現(xiàn)金股利支付水平（csmar_div）均在1%的顯著性水平上顯著正相關，說明地區(qū)金融發(fā)展水平的提高能顯著促使上市公司實施積極的現(xiàn)金股利政策。第二，反映公司成熟度的指標（re_te和re_ta）同樣在1%的顯著性水平上與現(xiàn)金股利支付傾向和現(xiàn)金股利支付水平顯著正相關，說明伴隨公司成熟度的提高，上市公司同樣會實施積極的現(xiàn)金股利政策。第三，進一步考察金融發(fā)展和公司成熟度聯(lián)合作用下對現(xiàn)金股利政策的影響，結(jié)果發(fā)現(xiàn)金融發(fā)展與公司成熟度的乘積（jrfz[×]re_te和jrfz[×]re_ta）與現(xiàn)金股利支付傾向（dum_div）在1%的顯著性水平上呈現(xiàn)出正相關關系，但與現(xiàn)金股利支付水平（div_csmar）卻在1%的顯著性水平上呈現(xiàn)出負相關關系，說明金融發(fā)展水平的提升能顯著增強公司成熟度與現(xiàn)金股利支付傾向的正向關系，但卻弱化了公司成熟度與現(xiàn)金股利支付水平的正向關系。綜合以上結(jié)果，本文假設1—假設4均得到證明。

五、進一步分析與穩(wěn)健性檢驗

（一）金融發(fā)展能否影響成熟公司發(fā)放現(xiàn)金股利的時機

金融發(fā)展對公司發(fā)放現(xiàn)金股利的動態(tài)行為同樣能產(chǎn)生影響，一方面，金融發(fā)展的提升會增加公司獲得外部資金的途徑，而良好的公司治理聲譽對公司獲得外部資金更有幫助，因此金融發(fā)展水平的提升能激勵公司采取更好的公司治理機制（Doidge等，2007），此時公司有動力通過支付現(xiàn)金股利向外傳遞良好公司治理機制的信號。另一方面，股利的生命周期理論認為，成熟期的公司，收益變得穩(wěn)定，增長機會隨之減少，會增加支付現(xiàn)金股利（DeAngelo等，2006）。而處于成長期的公司，因面臨更多的投資機會，并且無法以較低的成本獲得融資，通常會通過留存收益積累資本，減少支付現(xiàn)金股利。進一步，Khurana等（2006）發(fā)現(xiàn)公司現(xiàn)金持有對現(xiàn)金流的敏感性會伴隨外部金融發(fā)展水平的提升而降低，相對于高金融發(fā)展地區(qū)的公司，低金融發(fā)展地區(qū)的公司會提高公司內(nèi)部自由現(xiàn)金流的儲備，推遲現(xiàn)金股利的發(fā)放時機。因此，在其他條件相同的情況下，與低金融發(fā)展地區(qū)相比，高金融發(fā)展地區(qū)的公司更傾向于在生命周期的早期對外發(fā)放現(xiàn)金股利。而現(xiàn)實中，金融發(fā)展除了能為公司提供更多的融資渠道、緩解公司的融資約束外，還能為公司提供更為豐富的投資機會（Henry，2000;王偉等，2013），此時，公司為抓住投資機會提升公司價值，會考慮限制資金流出，推遲發(fā)放現(xiàn)金股利。綜上，本文認為，伴隨金融發(fā)展和公司成熟度的提高，公司會考慮推遲發(fā)放現(xiàn)金股利的時機。

通過構(gòu)建COX比例風險模型對以上論斷加以證明，該模型的一般形式如下：

式中h（t）代表風險函數(shù)，表示公司存活t期后即刻發(fā)放現(xiàn)金股利的概率，h0（t）為基準風險函數(shù)，代表個體不受外生變量影響情況下的風險函數(shù)，x為所有外生變量。構(gòu)建 COX 模型的基本思路：首先，定義時間區(qū)間，并建立區(qū)間內(nèi)所有公司完整的時間序列數(shù)據(jù)。在這一數(shù)據(jù)集中，對于所有目標事件未發(fā)生的年份，均定義“D=0”。其次，將目標事件發(fā)生的年份數(shù)據(jù)定義為“D=1”，并將該樣本在隨后年份的數(shù)據(jù)從數(shù)據(jù)集中刪除。最后，利用該事件歷史數(shù)據(jù)集，估計影響目標事件發(fā)生的因素。

表6 Part（Ⅰ）為金融發(fā)展對企業(yè)初次發(fā)放現(xiàn)金股利的概率影響結(jié)果：第一，金融發(fā)展（jrfz和dum_jrfz）與企業(yè)初次發(fā)放現(xiàn)金股利的概率（h（t））顯著正相關，說明伴隨金融發(fā)展水平的提升，上市公司初次發(fā)放現(xiàn)金股利的時機會提前。第二，公司成熟度（re_te和re_ta）與企業(yè)初次發(fā)放現(xiàn)金股利的概率也呈現(xiàn)出同樣正相關的關系，說明伴隨公司成熟度的提升，上市公司對外支付現(xiàn)金股利的時機也會提前。第三，金融發(fā)展與公司成熟度的交乘項（jrfz[×]re_te，jrfz[×]re_ta，dum_jrfz[×]re_te和dum_jrfz[×]re_ta）則在不同顯著性水平上與上市公司初次發(fā)放現(xiàn)金股利的概率呈現(xiàn)負相關關系，說明伴隨金融發(fā)展水平和公司成熟度的提升，公司會推遲初次發(fā)放現(xiàn)金股利的時機。表6 Part（Ⅱ）顯示了不同金融發(fā)展地區(qū)高成熟度公司投資機會差異性分析結(jié)果，在以金融業(yè)市場化指數(shù)（jrfz）及公司成熟度（re_te和re_ta）上下1/3分位數(shù)作為評判地區(qū)金融發(fā)展水平高低以及是否為成熟公司的標準進行分組，以企業(yè)Tobin Q值作為企業(yè)擁有良好投資機會的代理變量后，發(fā)現(xiàn)高金融發(fā)展地區(qū)成熟公司Tobin Q值的均值和中位數(shù)均顯著大于低金融發(fā)展地區(qū)成熟公司的對應值，說明地處高金融發(fā)展地區(qū)的成熟公司比地處低金融發(fā)展地區(qū)的成熟公司擁有更多的投資機會。另外表6 Part（Ⅲ）顯示了高金融發(fā)展地區(qū)不同成熟度公司投資機會的差異性檢驗結(jié)果，可以看出，高成熟度公司的TobinQ值均大于低成熟度公司，而差異性檢驗的均值T檢驗和中位數(shù)秩檢驗也多在1%的顯著性水平上顯著，說明高金融發(fā)展地區(qū)高成熟度公司會比低成熟度公司顯著擁有更高投資機會。綜合以上結(jié)果，說明金融發(fā)展能為企業(yè)帶來更多投資機會，為節(jié)省資金、提高企業(yè)投資效率，伴隨金融發(fā)展水平和公司成熟度的提高，公司會推遲初次發(fā)放現(xiàn)金股利的時機。

（二）金融發(fā)展影響公司成熟度與現(xiàn)金股利政策的路徑分析

現(xiàn)有研究表明，金融發(fā)展可能通過其“治理作用”或“緩解融資約束作用”影響公司現(xiàn)金股利政策，若金融發(fā)展對公司現(xiàn)金股利政策及對公司成熟度與現(xiàn)金股利政策的影響作用支持“治理效應”假說，那么在金融發(fā)展較低的地區(qū)，上市公司的代理成本較高，發(fā)放現(xiàn)金股利能夠有效抑制內(nèi)部人侵占問題，現(xiàn)金股利的治理作用較強，那么發(fā)放現(xiàn)金股利將帶來公司價值的提升;若金融發(fā)展對公司現(xiàn)金股利政策及對公司成熟度與現(xiàn)金股利政策的影響支持“緩解融資約束效應”假說，那么在金融發(fā)展水平較低的地區(qū)，上市公司所面臨的融資約束較強，外部融資成本較高，公司從外部資本市場獲取投資所需資金比較困難，從而偏向內(nèi)部融資，傾向于不發(fā)放現(xiàn)金股利或較低的現(xiàn)金股利支付率以為公司的投資機會保留內(nèi)部資金，因此，金融發(fā)展較低的地區(qū)公司發(fā)放現(xiàn)金股利會導致昂貴的外部融資成本進而損害公司價值。基于以上分析，如果支持“治理效應”路徑，那么在金融發(fā)展水平較低地區(qū)，公司發(fā)放現(xiàn)金股利將會提升公司價值;如果支持“緩解融資約束效應”路徑，那么發(fā)放現(xiàn)金股利將會降低公司價值。

為對以上判斷進行檢驗，借鑒Fama和French（1998）的模型進行證明，具體模型構(gòu)建如下：

以上模型中，被解釋變量Vt代表公司年市場價值，解釋變量中Et為公司息稅前利潤、At為公司資產(chǎn)賬面價值、RDt代表研發(fā)支出、It為公司財務費用、Dt為公司支付的現(xiàn)金股利總額，為控制異方差問題將模型中所有變量除以資產(chǎn)的賬面價值。此外，dXt表示變量X兩年間的變化，即dXt=Xt-Xt-2。由于模型中有滯后變量，因此參與分析的最終樣本時間為2010—2014年。模型中關注的主要變量的系數(shù)為α16 ，若金融發(fā)展對公司現(xiàn)金股利政策及成熟公司現(xiàn)金股利的影響作用支持“治理效應”路徑，則α16 顯著為正;若支持“緩解融資約束效應”路徑，則α16 顯著為負。

表7顯示了通過Ols、Tobit、Bootstrap和Jakenife四種方法的檢驗結(jié)果，其中模型（1）—模型（4）采用低金融發(fā)展地區(qū)全樣本進行回歸，而模型（5）—模型（8）采用低金融發(fā)展地區(qū)成熟公司樣本進行回歸，從表中可以看出變量lowJrfz[×]dDt+2/At均在5%或1%的顯著性水平上與因變量Vt/At顯著正相關，說明在金融發(fā)展低的地區(qū)，公司或成熟公司對外支付現(xiàn)金股利會增加公司價值，進而支持金融發(fā)展對公司現(xiàn)金股利政策及公司成熟度對現(xiàn)金股利影響作用的“治理效應”路徑。

（三）不同金融市場發(fā)展水平對現(xiàn)金股利的影響分析

實際上金融發(fā)展至少包含信貸市場發(fā)展和股權(quán)市場發(fā)展兩大部分，若將其視為一體進行分析，可能會掩蓋不同市場發(fā)展各自特點對公司現(xiàn)金股利的作用。伴隨信貸市場的發(fā)展，一方面成熟公司從銀行等金融機構(gòu)獲得貸款的機會會顯著提升，此時為向外傳遞積極信號，迎合投資者的投資偏好，成熟公司有動力提升對外發(fā)放現(xiàn)金股利的傾向;但另一方面，伴隨公司向銀行貸款數(shù)額的逐漸增加，銀行會提高對公司的監(jiān)督力度，從而使成熟公司降低對外發(fā)放現(xiàn)金股利的水平。當股權(quán)市場逐漸發(fā)展，公司的市值會隨之升高，此時成熟公司通過發(fā)放現(xiàn)金股利迎合投資者的意愿會顯著降低，同時發(fā)達的股權(quán)市場也為公司進行金融資產(chǎn)投資提供了便利，使得公司有動力將其內(nèi)部資金轉(zhuǎn)向經(jīng)營金融產(chǎn)品（張成思和張步曇，2016），因此，伴隨股權(quán)市場的發(fā)展，成熟公司對外支付現(xiàn)金股利的傾向和水平都會顯著降低。為驗證以上內(nèi)容，使用各省金融機構(gòu)當年貸款余額與GDP之比反映信貸市場發(fā)展水平（credit），用各省當年上市公司市值總額與GDP之比反映股權(quán)市場的發(fā)展水平（equity），其中各省金融機構(gòu)當年貸款余額及GDP數(shù)據(jù)取自萬得數(shù)據(jù)庫，上市公司總市值數(shù)據(jù)取自國泰安數(shù)據(jù)庫。表8列示了不同金融市場發(fā)展水平對公司成熟度與現(xiàn)金股利的作用結(jié)果，可以看出變量re_te[×]credit與現(xiàn)金股利支付傾向在0.1的顯著性水平上顯著正相關，說明信貸市場發(fā)展能顯著提高公司成熟度與現(xiàn)金股利的正相關關系。變量re_ta[×]equity與現(xiàn)金股利支付傾向在0.05的顯著性水平上顯著負相關，說明股權(quán)市場發(fā)展抑制了公司成熟度與現(xiàn)金股利的正相關關系。另外，信貸市場發(fā)展水平（credit）、股權(quán)市場發(fā)展水平（equity）與公司成熟度（re_te、re_ta）的乘積均與現(xiàn)金股利支付水平表現(xiàn)出顯著負相關關系，說明不論是信貸市場還是股權(quán)市場的發(fā)展，均能顯著降低公司成熟度與現(xiàn)金股利支付傾向的正向關系。

（四）穩(wěn)健性檢驗

為證明本文的實證結(jié)果具有穩(wěn)健性，主要做了以下工作：

第一，為保護投資者合法權(quán)益，中國證監(jiān)會自2001年開始陸續(xù)頒布了一系列半強制分紅政策規(guī)范上市公司分紅行為，其中以2008年10月的政策尤為嚴格，要求上市公司公開發(fā)行證券應符合最近三年以現(xiàn)金方式累計分配的利潤不少于最近三年實現(xiàn)的年均可分配利潤的30%。已有文獻研究顯示，為達到以上繼續(xù)發(fā)行證券的條件，上市公司會顯著提升對外發(fā)放現(xiàn)金股利的傾向并實施門檻股利（魏志華等，2014），那么本文假設1—假設4的結(jié)論是否只是受到2008年半強制分紅政策的影響，而非金融發(fā)展的作用結(jié)果？為排除以上疑慮，借鑒連玉君和廖俊平（2017）介紹的基于似無相關模型SUR的檢驗方法，在穩(wěn)健性檢驗中基于假設1—假設4相關模型，分別考察2008年前后模型中主要變量和現(xiàn)金股利支付傾向及支付水平的關系，其中2008年之前的金融業(yè)市場化指數(shù)使用《中國市場化指數(shù)（2009、2011）》中金融業(yè)市場化指數(shù)代替，回歸結(jié)果的經(jīng)驗P值顯示2008年前后模型中主要變量的系數(shù)并無顯著性差異，該結(jié)果排除了結(jié)論受到2008年半強制分紅政策影響的可能性。

第二，為排除金融發(fā)展及公司成熟度與現(xiàn)金股利政策之間互為因果的內(nèi)生性問題，即到底是成熟度高的公司會采取積極的現(xiàn)金股利政策，還是對外發(fā)放現(xiàn)金股利的公司更成熟，我們在模型中加入公司成熟度的滯后項，進一步對模型進行回歸分析發(fā)現(xiàn)，主要變量和現(xiàn)金股利政策的關系同樣保持不變。

第三，在COX比例風險模型中以jrfz 的上下1/4分位數(shù)分別作為分組依據(jù)判斷金融發(fā)展水平的高低，重新進行COX比例風險分析，COX比例風險回歸分析的結(jié)果同樣保持不變。以上結(jié)果說明本文的實證結(jié)果具有穩(wěn)健性。

六、結(jié)論與啟示

金融發(fā)展具有促進宏觀經(jīng)濟增長的作用，現(xiàn)有文獻已得出較為一致的結(jié)論，但將金融發(fā)展和公司微觀經(jīng)濟變量結(jié)合起來考察金融發(fā)展背景下公司成熟度對現(xiàn)金股利的影響作用，現(xiàn)有文獻還少有涉及。本文對以上問題研究發(fā)現(xiàn)：第一，金融發(fā)展與公司現(xiàn)金股利支付傾向和支付水平均呈現(xiàn)正向關系;第二，成熟度越高的公司越偏向于實施積極的現(xiàn)金股利政策;第三，金融發(fā)展能促進公司成熟度與現(xiàn)金股利支付傾向的正向關系，但卻弱化了公司成熟度與支付水平的正向關系。進一步研究發(fā)現(xiàn)，金融發(fā)展與上市公司初次發(fā)放現(xiàn)金股利的概率顯著正相關，能夠促使上市公司提前發(fā)放現(xiàn)金股利。但伴隨金融發(fā)展水平和公司成熟度的提高，公司會推遲發(fā)放現(xiàn)金股利的時機，原因在于金融發(fā)展水平的提高能為成熟度高的公司提供更多投資機會，為提高投資效率，成熟公司會推遲現(xiàn)金股利的發(fā)放時機。另外，研究還發(fā)現(xiàn)現(xiàn)階段金融發(fā)展對公司現(xiàn)金股利政策的影響，主要通過金融發(fā)展的“治理效應”路徑產(chǎn)生作用，與信貸市場發(fā)展不同，股權(quán)市場發(fā)展同時抑制了公司成熟度和現(xiàn)金股利支付傾向及支付水平的正向關系。

以上研究結(jié)論為我們更好地理解金融發(fā)展促進宏觀經(jīng)濟增長提供了微觀證據(jù)，在新興加轉(zhuǎn)軌的中國，如何保護投資者利益，規(guī)范證券市場正常發(fā)展，一直是政策制定部門以及投資者本身較為關注的話題，本文的研究結(jié)論為政府相關部門從公司所處外部宏觀環(huán)境出發(fā)完善上市公司現(xiàn)金股利政策提供了一條路徑。

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Abstract：Choosing the ratio of retained earnings to equity to reflect the maturity of the firm，this paper studies the relationship between the level of company's maturity and the cash dividend. The empirical results show that with the improvement of firm maturity，the motivation of firms to implement positive cash dividend policy will be significantly enhanced; as financial development improves the positive relationship between the maturity level and cash dividend payment tendency，the positive relationship between the maturity level and cash dividend payment is weakened because of more investment opportunities. Further research finds that the improvement of financial development level can delay the opportunity for mature firms to pay cash dividends for the first time. The influence of this kinds of relationship mainly stems from the "governance effect" path of financial development;while deciding financial development into credit market development and equity market development，it is found that it is different for the positive correlation between credit market promoting the maturity of corporate and cash dividend payment tendency. The equity market suppresses the positive correlation between corporate maturity and cash dividend payment tendency and cash dividend payment level.

Key Words：cash dividend policy，financial development，maturity of the corporate，COX proportional hazards analysis