退出威胁能抑制“铁公鸡”公司的不分红行为吗？

胡建雄，殷钱茜

(1.南京财经大学会计学院，江苏 南京 210023；2.南京大学商学院，江苏 南京 210093)

一、引 言

企业最优股利决策的确定是财务学者关注的重点[1]。中国资本市场不健全，上市公司较为忽视投资者的权益，股利支付水平较低[2][3]。因此，不分红的公司不仅引起众多投资者不满，还遭致证监会的严厉批评(1)① 2017年12月1日，中国证监会在新闻发布例会上强硬发声，对于在资本市场只知道抽血而不知回馈的“铁公鸡”上市公司，证监会将采取更严格的监管措施，对其违法违纪行为一律严肃处理，绝不姑息。。自2001年伊始，证监会循序渐进地颁布了一系列要求提升股利支付水平的“半强制分红政策”，用来引导和规范上市公司的分红行为[4]，从而对公司的股利决策发挥了重要影响[5]。近年来，在美、日及欧盟等发达经济体中，股利支付率也呈现不断下降的趋势，然而政府却并未进行政策干预，反而依靠上市公司健全的公司治理机制来使股利支付自发回归到正常水平[6]。虽然中国上市公司的公司治理机制相对不够完善，但股利支付过度依赖于政策调节的做法也绝非长久之计，否则即便企业暂时达到半强制分红政策规定的要求，也不利于其长远发展[3][4]。

与此同时，不同于西方发达经济体，中国等新兴资本市场中上市公司的股权结构高度集中并呈现“一股独大”的特征[7]。控股股东通过控制董事会，亲自担任或者委派亲信担任公司的董事长或CEO，牢牢掌控公司的资源支配权。所以在新兴资本市场国家，与股东和管理者之间的利益冲突相比，公司代理问题更多地表现为控股股东和其他股东之间的利益冲突[8]。在现实中，控股股东可以借助资金占用、过度投资和关联交易等“掏空”手段，侵占其他股东的利益[7]。其中，上市公司的不分红决策为控股股东占用公司资金而从事利己的机会主义行为提供了便利[9]。而除了控股股东之外的其他大股东，较为关注自身的投资收益特别是现金股利的发放，因而控股股东的不分红行为对其利益造成了一定损害。此时，这些大股东可以采用两种方式维护自身的权益：第一，积极参与。即通过积极参与股东大会、董事会等方式来约束控股股东的不分红行为。然而，多数学者认为这种方式在西方较为完善的公司治理环境下备受青睐，而在中国的适用性略有逊色[10][11](2)如前所述，中国上市公司股权结构高度集中并且“一股独大”，控股股东始终控制董事会，导致企业决策程序和内部控制机制“失灵”。由于投票权具有“非完备性”的特征，大股东积极参与方式所依赖的股权制衡度不仅难以抑制控股股东谋求私利的行为[10]，还加剧了控股股东和其他大股东之间的权力斗争[11]。。第二，退出威胁。大股东毕竟可以委派董事和高管参与公司的日常经营管理，因而对公司财务和运营状况掌握一定程度的私有信息。作为知情交易者的大股东，通过发出减持公司股票的威胁，可以向市场传递公司价值低的不利信号，对公司股票价格产生负面影响，甚至造成股票崩盘，反过来损害控股股东的控制权利益，从而可能对不分红的机会主义行为形成一种有效制约，而这方面的研究却鲜少涉及。

基于此，本文探讨了大股东的退出威胁在抑制“铁公鸡”公司的不分红行为过程中所发挥的作用，并结合公司内外治理机制综合考察该作用所呈现的差别性特征。总的研究贡献有两点：一方面，开启了中国情境下看待股利决策的另一扇理论之“门”，视角由半强制分红政策转向公司治理机制，为研究现金分红问题提供了一种新的范式。在治理机制的研究中，即便中国上市公司的整体治理环境不如成熟经济体，导致大股东的积极参与方式难以充分开展，但反而使退出威胁更具有用武之地。因此，本文将大股东的退出威胁视为一种公司治理机制，进一步拓展了大股东治理领域的研究，同时也丰富了股权制衡领域的相关文献。另一方面，当前有关股利决策的实证研究，挥之不去的一个难题在于内生性的处理。而本文借助双重差分模型，巧妙利用中国上市公司特殊的股权结构及发生在2005～2007年间的股权分置改革(3)姜付秀等(2015)[7]认为，股权分置改革使得控股股东及其他大股东所持有的公司股份由非流通股转变为流通股，为大股东的退出提供了可能。该研究还指出，尽管股权分置改革之前，非流通股也可以通过协议进行转让，但由于买家难觅、价格难以形成等原因，交易双方只能在流通股交易价格的基础上打一个折扣来确定双方均能接受的非流通股定价，从而阻碍了非流通股股东的退出。事件作为自然场景。对于不同上市公司而言，由股权分置改革导致的股票流通性变动是完全外生的，从而为本文检验退出威胁对不分红行为的具体作用规律提供了难得的“自然实验”条件。

二、理论分析和研究假设

(一)退出威胁和分红行为

在公司治理的框架内，股东治理具有重要地位。中小股东往往出于收益和成本的考量而“搭便车”，但大股东持股比例相对较高，其持股市值与企业的业绩和经营管理状况密切相关，具有更强烈的动机参与公司治理[12][13]。同时，大股东的监督可以提高企业价值[14]，并能从中弥补自身的监督成本。当前有关大股东监督效应的文献较多集中于探讨大股东积极参与公司治理的方式，而对另一种监督类型——发出退出威胁，尤其是其与企业股利决策之间的关联，却鲜少涉及。

社会心理学中，威胁是利益主体在决策博弈中为实现自身利益最大化而表达诉求的一种方式，通过施加压力迫使对手做出退让[15]。而退出威胁是近年来国际财务和会计学领域兴起的一种前沿概念，其能缓解公司代理问题的功效已被Hope等(2017)[16]学者证实。即便大股东未介入公司实际的经营管理活动[12]，或即使大股东并没有真正退出，但其发出的退出威胁也足以推动控股股东调整当前有损于大股东利益的财务决策[16]。在企业股利决策的制定时，现金股利的支付能够有效减少控股股东因从事机会主义行为所需的自由现金流，降低控股股东和其他股东之间的代理成本[9]。所以，出于保障自身利益的需要，较高的股利支付率备受大股东青睐，该结论得到了国内外大多数学者的赞同[3]。但中国上市公司的股权结构高度集中，控股股东始终控制董事会，控股股东借助自身的控制权优势，更倾向于实施利己的不分红或少分红的股利决策[7]。当大股东积极参与的方式无法发挥监督效应时，便可能无奈地发出“卖出公司股票而导致公司股价大跌”的退出威胁。此时，资本市场往往将具有信息优势的大股东这一退出行为解读为公司价值低的负面信息，非知情投资者会竞相采取做空公司股票的策略，蔓延的恐慌情绪造成公司股价大跌，甚至引发股价崩盘。尽管股价下跌难以实现控制权转移[17]，但会影响资本市场中其他投资者和债权人对公司风险的判断，造成预期资本成本上升，直接威胁企业价值和控股股东的私利[7]。受此威胁，控股股东便有较强的动机支付高额现金股利，减少不分红行为。基于上述分析，本文提出如下假设：

假设1：大股东的退出威胁能抑制不分红行为。

(二)退出威胁、分红行为和股权集中度

在分析股利决策时，需要考察公司治理这一关键影响因素[1]。公司治理机制存在内外部的区别，其对企业各项财务决策的作用是不同的。就内在治理机制而言，企业股权集中度会对大股东退出威胁的效应产生重要影响。据此，本文分别从控股股东财富的集中度和大股东退出威胁的可信度两个角度，来分析退出威胁效应的强弱。

1.控股股东财富的集中度。由于控股股东自身的财富与公司股价密切相关，所以当大股东的退出威胁造成公司股价降低时，控股股东的财富也相应缩水[13]。也就是说，控股股东的财富与股价的敏感度越高，那么大股东退出威胁对控股股东财富造成的损失越大。与持股比例较低的股东相比，控股股东持股比例越高，财富越集中，有效分散公司特有风险的难度也越大[18]。此时，控股股东财富便几乎取决于公司股价的高低，使得控股股东尤为高度关注公司股价的任何异动以及大股东可能实施的退出行为[19]。也就是说，控股股东财富与股价的敏感度大大增强。一旦大股东退出，股票价格的下跌将更大程度地损害控股股东的利益，对控股股东财富造成更大的损失，使得控股股东更加收敛不分红行为。基于上述分析，本文提出如下假设：

假设2：控股股东持股比例越高，退出威胁对不分红行为的抑制作用越显著。

2.大股东退出威胁的可信度。除了控股股东财富的集中度外，退出威胁效应的强弱还取决于大股东退出威胁的可信度[12][19][20]。当控股股东持股水平不变时，大股东相对于控股股东的持股比例越低，说明大股东参与公司治理的积极性越弱，对控股股东不分红行为的约束作用也越小，即股权制衡作用未能充分发挥。但在另一方面，大股东持股比例越低，其出售所持有股票的难度越低，顾虑也更少[7]。否则当大股东持股比例上升，即与控股股东持股比例的差距减小时，越容易“投鼠忌器”，担心“真正退出”所引致的股价下跌反而更多地损害自身权益。可以看出，即便大股东因持股比例较低而缺乏对公司的控制权，但其仍然能利用自身所具有的私有信息优势，及时退出而保障自身的收益，这反而对控股股东形成了较强的“震慑”作用[12]，最终迫使控股股东的行为方式发生改变，从而降低公司的代理成本并增强大股东公司治理的效果[19]。所以，较低的持股比例为大股东的退出威胁提供了更多便利，增强了大股东退出的可信度，对控股股东不分红行为的抑制作用也更明显。基于上述分析，本文提出如下假设：

假设3：大股东持股比例相对于控股股东更低时，退出威胁对不分红行为的抑制作用越显著。

(三)退出威胁、分红行为和审计质量

审计被视为一种可以减轻企业内部代理冲突的有效机制，并能降低企业契约各方主体的信息不对称程度，使得契约得以顺利执行[21]。因此，并未侵占其他股东利益的控股股东，更倾向于将聘请高质量的审计服务作为一种信息传递机制[22]。较强的外部审计，可以使控股股东侵占其他股东利益的行为更容易被发现及被起诉，从而可以约束控股股东谋取私利的行为[8]。因此，审计质量是外在治理机制的一个重要方面[23]。也就是说，如果在高质量的审计环境下，控股股东谋取私利的空间较为狭窄，通过不分红行为来侵占其他股东利益的动机也更弱。此时，大股东的退出威胁所能发挥的公司治理作用非常有限，控股股东股利决策的调整对大股东退出威胁的敏感度也会大大降低。Admati和Pfleiderer(2009)[19]认为，当代理人侵占公司利益的可能性越大时，大股东退出威胁的作用越强。据此可以推断，当外在治理机制较不完善时，即审计质量越低的情况下，公司面临较低程度的外部审计监督使得控股股东更有可能侵占其他股东利益，此时大股东的退出威胁对控股股东不分红行为的抑制作用将会更大。基于上述分析，本文提出如下假设：

假设4：审计质量越低时，退出威胁对不分红行为的抑制作用越显著。

三、研究设计

(一)数据来源和样本选择

本文初始研究样本为中国2001～2016年间连续上市的沪深A股上市公司，数据选取自WIND数据库和CSMAR数据库。借鉴魏志华等(2017)[3]的做法，为了减少内生性干扰，本文对各回归模型的因变量滞后一期处理。所以，需将样本的时间跨度往前延展一年，最终选取了2000～2016年的数据。为了巩固控制地位和扩大控制比例，部分上市公司的股东通过亲缘关联、产权关联、任职关联或签订“一致行动人协议”等形式共同持股，以便于在行使表决权时采取相同的意思表示来保障自身的权益[23]。鉴于此，首先本文需要对上市公司的股权状况进行手工整理，将一致行动人的股东所持有的股票数量合并，作为一个新股东进行分析(4)需要根据年报记载的事项，对上市公司各年份不同持股比例股东的股权状况进行逐一整理。最终得出的控股股东持股比例其实是一致行动人的第一大股东持股比例，而大股东持股比例其实是一致行动人的第二大股东持股比例。。根据学术惯例及研究特点，本文按照如下标准筛选样本：(1)剔除金融和保险类样本；(2)剔除ST、*ST、PT类样本；(3)剔除相关数据缺失的样本；(4)剔除控股股东持股比例低于大股东持股比例的异常样本；(5)为了消除极端值的干扰，本文对所有连续变量在1st和99th分位上进行了Winsorize缩尾处理。最终，本文得到了900家上市公司连续16年共14400个观测值，整理成平衡面板的数据形式。

(二)大股东的界定

现有研究对大股东的界定存在争议。Attig等(2009)[24]、姜付秀等(2015)[7]将大股东定义为持股比例超过10%的股东；而Bharath等(2013)[25]则沿用1934年美国证券交易法的规定，将持股比例超过5%的股东定义为大股东。这些研究的制度背景和研究目的存在较大差异，而本文认为大股东的退出威胁能产生公司治理效应的基本逻辑在于大股东掌握公司的私有信息，他们的退出会对股票价格产生不利影响，从而抑制控股股东的不分红行为。从中国实际情况看，根据2004年新修订的《公司法》中第104条规定，单独或累计持有公司股份10%以上的股东请求时，公司需要在两个月内召开临时股东大会。同时，当持股比例超过10%时，股东基本上可以向上市公司派出一名董事或高管参与公司日常经营管理。因此，本文结合中国实际情境，将持股比例超过10%的股东定义为大股东。

(三)实证模型和变量定义

中国上市公司的股权结构可以分为两种类型：一种为除了控股股东之外至少存在一位大股东，本文将这种股权结构的公司样本设为实验组；另一种为仅存在控股股东而没有其他大股东的股权结构，本文将其作为对照组。显然，不能仅凭实验组公司在其股权分置改革后控股股东的不分红行为有所收敛，就得出大股东的退出威胁发挥了公司治理作用，而应该将其与对照组公司展开对比论证。具体而言，如果股权分置改革为大股东的退出威胁提供了可能，那么相对于对照组，实验组公司中控股股东的不分红行为下降更多，才表明大股东的退出威胁能够抑制控股股东的不分红行为。具体实证检验的双重差分模型如下：

Yeart+Industryt+ζt

(1)

如式(1)所示，Dividend代表公司股利决策，包含了是否分红、分红多少两大维度，因此本文再分别定义Dumdiv和Payout两个变量。具体而言，当该年份公司实施分红行为时，Dumdiv取值为1，否则为0；而Payout为每股现金股利与每股净利润的比值。Treat为公司组别变量，如果为实验组样本，Treat取值为1，对照组样本则为0。以上市公司是否完成股权分置改革衡量大股东的退出威胁，如果该公司完成股权分置改革，则后续年度Exit取值为1，否则为0。可以看出，Treat的系数θ1用于捕捉股权分置改革之前实验组与对照组公司的分红行为差异；而Exit的系数θ2捕捉的是对照组公司在股权分置改革前后的分红行为差异。CONTROL(u)是第u个控制变量，θ0是截距项，ξt是随机扰动项。本文关注的重点在于交互项Treat×Exit(也称双重差分项)的系数θ3，该系数可以表示为：

θ3={E[Dividendi,t+1|Treati,t=1,Exiti,t=1,Zi,t]-E[Dividendi,t+1|Treati,t=0,

Exiti,t=1,Zi,t]}-{E[Dividendi,t+1|Treati,t=1,Exiti,t=0,Zi,t]-

E[Dividendi,t+1|Treati,t=0,Exiti,t=0,Zi,t]}

(2)

如式(2)所示，Z为控制变量集，θ3代表了通过对比实验组和对照组公司在股权分置改革前后的相对距离来将不可观测的干扰因素排除后进而分离出股权分置改革外生冲击的净效应。假设1的成立意味着θ3>0，说明在股权分置改革后，实验组公司中分红公司比重、具体分红额占净利润的比重均有更大提升，即大股东的退出威胁抑制了控股股东不分红行为。

与此同时，本文在检验假设2和假设3时，参考姜付秀等(2015)[7]的研究，构建了控股股东持股比例(Hold)、是否为高控股比例的哑变量(Hhold，高控股比例取值为1，否则为0)、控股股东持股和大股东持股比例之差(Difference)以及是否为高持股差的哑变量(Hdifference，高持股差取值为1，否则为0)。在检验假设4时，借鉴魏明海等(2013)[23]的成果，以公司是否聘请国际“四大”进行审计来衡量审计质量(Audit，聘请取值为1，否则为0)。此外，本文还参照王国俊等(2017)[1]、魏志华等(2017)[3]的做法，控制了公司规模(Size，总资产的自然对数)、重大投资安排(Invest，购建固定资产、无形资产及其他长期资产所支付的现金、取得子公司及其他营业单位支付的现金、投资支付的现金、其他与投资活动有关的现金支出四项之和与总资产的比值)、成长性(Growth，企业留存收益与所有者权益的比值)、盈利能力(ROA，净利润与总资产的比值)、负债水平(Lev，总负债与总资产的比值)、现金持有水平(Cash，货币资金与总资产的比值)、年度效应(Year)和行业效应(Industry)等变量。

(四)变量的描述性统计

表1报告了主要变量的描述性统计检验结果。从连续16年Dumdiv和Payout的取值看，中国上市公司的现金分红行为并不普遍，且现金分红水平较低，“铁公鸡”的企业特征较为突出。Treat的平均值为0.4271，即实验组样本数目低于对照组，意味着与除了控股股东之外至少存在一位大股东的股权结构相比，中国上市公司中仅存在控股股东而没有其他大股东的股权结构更为普遍，加上Hhold和Hdifference的统计结果，进一步佐证了中国上市公司具有“一股独大”的股权结构特征。此外，Audit的平均值接近于0，说明聘请国际“四大”进行审计的上市公司比重较低，审计质量有待进一步提升。从整体而言，本文主要变量的描述性统计结果均位于合理区间内，与上文的逻辑推演保持了一致性，可以继续进行下文的实证分析。

表1 主要变量的描述性统计

四、实证结果与分析

(一)对不分红行为的抑制：退出威胁效应与时间趋势效应的对比

表2比较了实验组公司和对照组公司在股权分置改革前后的平均现金分红水平。结果显示，在股权分置改革前，实验组公司的平均现金分红水平略高于对照组公司，其中Dumdiv的差异在5%的水平上显著，而Payout的差异并不显著。但是在股权分置改革后，实验组公司和对照组公司的平均现金分红水平相比于改革前都有明显增强(所有检验指标的差异在1%的水平上均高度显著)，同时双重差分项数值为正还说明实验组公司在股权分置改革后的平均现金分红水平的净增量竟然还高于对照组样本。可以初步判断，与对照组公司相比，实施股权分置改革对实验组公司的现金分红水平的提升具有更大的促进效应。也就是说，股权分置改革大大减轻了“铁公鸡”上市公司的不分红传统，尤其对于除了控股股东外还存在大股东的上市公司而言更是如此。因此，本文假设1得到了初步验证。

表2 股权分置改革前后的平均现金分红水平：t-检验结果

注：*、** 、*** 分别代表显著性水平为10%、5%和1%(双尾)。下同。

表3第(1)～(2)列报告了上文式(1)的回归结果，由于数据特征的不同分别采用Logit模型和Tobit模型。结果显示，Treat的系数均显著为正，表明在股权分置改革前，实验组公司的平均现金分红水平均高于对照组公司；Exit的系数都显著为正，说明就对照组公司而言，股权分置改革后的平均现金分红水平显著高于改革前；而交互项Treat×Exit的系数均显著为正，表明在股权分置改革完成之后，实验组公司的实际分红水平出现上升，且上升幅度显著大于对照组公司。从整体看，第(1)～(2)列各关键变量的系数均在1%的水平上高度显著，模型拟合状况较好，同时与表2的t-Test检验结果保持了高度的一致。

然而，如上回归结果可能是由于存在的一种时间趋势使然，如大股东治理效应因时间推移变得更加有效，而与退出威胁无关。因此，本文参考梁权熙和曾海舰(2016)[26]的做法，鉴于绝大多数样本股权分置改革完成的时间均在2005～2007年，所以依次在基准回归的基础上引入2005～2007年的虚拟变量Year2005、Year2006、Year2007及其分别和组别变量Treat的交互项Treat×Year2005、Treat×Year2006、Treat×Year2007来控制2005～2007年改革的效应，回归结果如表3第(3)～(4)列所示。显然，Treat、Exit和Treat×Exit的系数方向及显著性水平都未发生明显改变，而Treat×Year2005、Treat×Year2006和Treat×Year2007的系数均不显著。这充分说明，与对照组公司相比，实验组公司在2005～2007年每一年前后的平均现金分红水平并没有显著性上升，而对实验组公司不分红行为抑制的净效应是由于大股东的退出威胁所产生，并非时间趋势使然。因此，本文假设1得到了最终验证。

表3 对不分红行为的抑制：退出威胁效应与时间趋势效应的对比

注：以Dumdiv为因变量的回归模型均采用Logit平衡面板数据模型，而以Payout为因变量的回归模型均采用Tobit平衡面板数据模型。为了保证结论的稳健性，本文对所有回归模型的标准误均进行公司层面的聚类调整(clustered by firm)。限于篇幅，未在表中列出控制变量的回归结果。下同。

(二)退出威胁和分红行为：基于内外治理机制的分组检验

如前所述，反映内在治理机制的股权集中度分为控股股东财富的集中度和大股东退出威胁的可信度两项内容。一方面，为了验证大股东的退出威胁是否在控股股东财富集中度较高的公司中更有效，本文选取实验组子样本进行检验。表4第(1)～(2)列报告了控股股东是否为高控股比例哑变量的回归结果。可以看出，关键检验变量Hhold×Exit的系数分别在1%和5%的水平上显著为正，充分说明在控股股东持股比例较高时，即在大股东的退出威胁会让控股股东的财富遭受更大损失时，公司实际现金分红水平越高。另一方面，为了验证大股东退出威胁的可信度与退出威胁之间的关联，本文仍然选取实验组子样本进行检验。第(3)～(4)列报告了是否为高持股差哑变量来衡量大股东退出威胁的回归结果。可以看出，关键检验变量Hdifference×Exit的系数均在1%的水平上显著为正，充分说明在控股股东持股水平不变时，大股东持股比例相对于控股股东更低时，大股东的退出威胁会更可信，更加抑制控股股东的不分红行为，从而提高公司的现金分红水平。因此，本文假设2和假设3得到了验证。

外在治理机制由外部审计质量进行度量。本文将全部样本分成低审计质量组(非国际“四大”审计组)和高审计质量组(国际“四大”审计组)两个子样本进行分组检验，回归结果分别如第(5)～(8)列所示。结果表明，在低审计质量组，Treat×Exit的系数都在1%的水平上显著为正，这说明大股东的退出威胁显著提高了实际现金分红水平；而在高审计质量组，Treat×Exit的系数显著性有所下滑且均为负，说明了大股东的退出威胁不仅没能提升现金分红水平，反而在一定程度上加剧了控股股东的不分红程度。也就是说，大股东的退出威胁对不分红行为的抑制作用需要在外部审计质量较低的环境里才能有效发挥。因此，本文假设4得到了验证。

表4 退出威胁和分红行为：基于内外治理机制的分组检验

注：由于内在治理机制主要是由大股东对控股股东发挥的作用而言，而对照组样本无大股东类型，所以选择实验组样本，得到第(1)～(4)列的结果；而外在治理机制对于不同股权类型的企业均适用，故选择全样本进行分组检验，得到第(5)～(8)列的结果。

(三)稳健性检验

为了验证如上结论的稳定性，本文还进行了以下的稳健性检验：

1.重新界定大股东。根据《中国上市公司股份减持实施细则》的规定，持股5%以上的股东通过竞价交易而减持股份的，应在首次卖出股份的15个交易日内向交易所报告减持计划，并予以公告。可以看出，持股5%以上股东的退出威胁无疑也会对市场产生巨大冲击。基于此分析，本文借鉴Bharath等(2013)[25]的研究，重新定义持股比例超过5%的股东为大股东，对公司组别哑变量Treat重新取值，并对研究假设再次进行检验，发现主要变量的系数方向和显著性水平均未发生变化(5)限于篇幅，未汇报稳健性检验的回归结果，留存备索。。

2.更换回归模型。借鉴魏志华等(2017)[3]的做法，对因变量Payout的方程采用混合OLS模型进行验证，发现各变量的系数方向和显著性水平均与主模型高度一致。同时，根据Hausman效应检验的结果，采用随机效应面板数据模型再次进行了检验。结论表明，虽然随机效应模型中多数变量的系数值和显著性水平都不如主模型，但关键交互项Treat×Exit的系数仍然在5%的水平上显著为正。

3.排除替代性解释。(1)证监会“强制分红”的考虑。为排除证监会“强制分红”考虑的替代性解释，进行了如下研究设计：选取2008年颁布的《关于修改上市公司现金分红若干规定的决定》为研究对象(6)之所以选择该《决定》作为研究对象，是因为其他半强制分红政策较多涉及各方面的公司法规，而该《决定》只针对上市公司的现金分红问题而作出专项严格的规定[4]。，该文件要求最近三年公司以现金方式累计分配的利润不得少于最近三年实现的年均可分配利润的30%。我们逐一考察2008～2016年所有年份的样本公司，剔除最近三年以现金方式累计分配的利润不少于最近三年实现的年均可分配利润30%的样本，最终得到4880个观测值，将其作为子样本，对本文假设再次进行检验。结论表明，各变量系数的方向和显著性水平均未发生明显改变，且Treat×Exit的系数仍在1%的水平上显著为正。

(2)对照组“一股独大”股权结构的深层原因。此外，在本文的研究设计中，尽管我们筛选出“仅存在控股股东而没有其他大股东”的样本作为对照组。但是，对照组样本里“一股独大”的股权结构可能具有深层原因：或由公司历史形成，或是由于以前年度大股东的退出而导致控股股东独大的现象。如果属于后者，那么对照组样本中本身就包含了“大股东退出”的因素，因而上文得到的结论可能有偏。据此，为了排除该替代性解释，我们在原对照组样本的基础上，筛选出在2001～2016年连续16年中始终是控股股东“一股独大”的子样本。经过筛选，我们将得到的1200个观测值作为新的对照组样本，与原实验组样本重新加入到本文模型的回归中。我们发现，Treat×Exit的系数为正，且各变量的系数基本都在1%的水平上高度显著，模型拟合优度也大为提升。这充分说明，即便考虑到“一股独大”股权结构的深层原因，大股东的退出威胁依然会抑制“铁公鸡”公司的不分红行为，从而充分证实了本文结论的稳健性。

五、研究结论

对不分红的“铁公鸡”公司如何治理是证监会面临的重要难题。本文以中国2001～2016年沪深A股上市公司为样本，采用双重差分估计策略，探讨了大股东的退出威胁在抑制“铁公鸡”公司的不分红行为过程中所发挥的作用，并结合公司内外治理机制综合考察该作用所呈现的差别性特征。以股权分置改革事件作为大股东退出威胁的替代变量，研究发现，大股东的退出威胁能抑制不分红行为。进一步地，当内在治理机制较不完善时，即控股股东持股比例越高、大股东持股比例相对于控股股东更低时，抑制作用更显著；当外在治理机制较不完善时，即外部审计质量越低时，抑制作用更显著。该结论经多种稳健性检验和替代性解释排除后仍然成立。

基于上述结论，本文提出如下政策建议：(1)强化对上市公司现金股利支付行为的监督，使上市公司充分贯彻证监会关于现金分红的若干指示精神，严惩“铁公鸡”公司故意以不分红或少分红的方式而侵害股东利益的行为；(2)进一步完善公司治理机制，有效保障广大股东对公司重大决策制定的知情权和决定权，为积极参与方式的有效发挥创造条件；(3)在当前公司治理机制较不完善的背景下，需增强股票的流通性，防止因股票流通性受阻而造成退出威胁效果被大打折扣，从而强化股权分置改革的实施效果，为大股东的退出威胁扫清障碍，充分发挥其对控股股东的威胁效应。总之，在半强制分红政策实施的同时，本文为治理“铁公鸡”现状提供了另一种思路，需充分发挥“铁公鸡”公司不分红行为的自动抑制效应，切实保护广大投资者的利益。