股权再融资与企业现金分红

张丹妮 周泽将

(1.南京大学商学院，江苏 南京 210093； 2.安徽大学商学院，安徽 合肥 230601)

一、引言

股权再融资作为重要的外部融资渠道，可以为企业带来大量潜在的自由现金流(Kim et.al, 2015)[9]。一般而言，企业进行股权再融资的目的在于为企业资本开支和新的投资项目筹集资金(Kim and Weisbach, 2008；Paskelian and Bell, 2010)[10][11]。然而，我们发现，实践中存在一个普遍的融资怪象：企业往往会在股权再融资后立即进行现金分红。经本文统计发现，我国A股上市公司进行股权再融资的企业，在融资后立即进行现金分红的比重从2007年的68.45%波动上升至2017年的82.98%(详见图1)。值得思考的是，现金分红活动通常会降低企业现金持有量，甚至导致企业资金短缺，降低投资效率(马鹏飞和董竹，2019)[22]，那么，企业为何要在有大量资金需求的情况下仍继续选择现金分红？产生这一现象背后的原因是什么呢？

图1 A股上市公司股权再融资后随即现金分红的企业占比趋势图

以往研究证实发现，随着资本市场的不断发展，股权再融资所暴露的问题，特别是代理问题愈发严重，现有研究的切入点通常包括企业募集资金使用效率(Kim et.al, 2015)[9]、大股东利益输送(Gerard and Nanda, 1993；王志强等，2010；张祥建和徐晋，2005)[5][24][29]及管理层融资前盈余管理活动(Chen and Yuan, 2004；Yang et.al,2016)[3][15]等问题，而上述研究并未对导致这些问题背后的管理层动机提供直接的经验证据。为此，本文从管理层自利的视角出发，针对实践中企业股权再融资后随即进行现金分红的怪象，对股权再融资行为背后的代理问题展开证实与思考。由于较低的管理层薪酬增长率和企业股权质押活动会加剧管理层对现金的需求，本文预测，较低的管理层薪酬增长率以及股权质押活动会加剧股权再融资对企业现金分红的促进作用。

此外，为了提高对企业再融资后立即进行现金分红这一行为的认识，本文加入了有关该行为经济后果的补充讨论，即对企业再融资对现金分红公告市场反应的影响展开研究。基于信号理论，我们预测，企业再融资后立即进行现金分红所传递出的管理层自利动机，会给现金分红的企业造成消极的市场影响。

相较于已有研究，本文可能的贡献主要体现在以下几个方面：(1)已有关于股权再融资代理问题的文献多围绕股权再融资之前和融资过程中的代理问题以及融资后资金整体使用效率展开考量，本文则将融资活动及其事后的现金分红活动相互结合起来，从管理层自利视角有效丰富了股权再融资的经济后果研究。(2)以往研究对股权再融资代理问题的讨论多为借助代理视角对问题展开分析，缺乏对该动机的直接检验。鉴于管理层薪酬增长率和股权质押活动可以有效反映出管理层的自利程度，本文将二者作为情境变量，对其如何作用于股权再融资后现金分红的偏好展开深入的讨论，这有助于为股权再融资背后的管理层动机提供更为充分的经验证据。(3)以往鲜有文献从投资者视角考察股权再融资活动中代理问题带来的经济后果，因此，本文补充分析部分通过检验股权再融资后现金分红的市场反应，有助于增强对企业股权再融资活动的认识，并为相关研究提供了增量的经验证据。此外，本文研究结论同时也为实务界提供了重要参考：(1)企业股权再融资活动存在极高的管理层自利动机，相关监管部门需要对该活动展开相关限制规定，提高监管强度；(2)投资者需要加强对企业股权再融资后现金分红行为的关注，以减少由于管理层自利给自身投资行为带来的损失；(3)企业内部需要加强对管理层的治理工作，避免自利行为给企业利益造成的危害。

二、文献回顾与假设提出

(一)文献回顾

股权再融资是我国企业当前最主要的融资方式之一，可以迅速、有效地为公司相关资本开支和新的投资项目提供资金保障(Kim and Weisbach, 2008；Paskelian and Bell, 2010)[10][11]。同时，由于我国股权再融资成本相对更低(黄少安和张岗，2001)[19]，加上高股权集中度和不完全规范的市场运作机制下大股东可以很轻易的利用股权再融资活动实现利益输送(吴江和阮彤，2004；张祥建和徐晋，2005)[25][29]，上市公司往往存在普遍的股权再融资偏好。而有关股权再融资活动背后不断被催生的代理问题逐步受到社会各界的广泛关注，大量学者围绕融资前、融资过程及融资后几个阶段，对股权再融资活动中存在的代理问题展开讨论。值得注意的是，代理问题通常包括两类：经理人和股东之间的冲突以及大股东和小股东之间的冲突，而从现有研究可以看出，经理人和大股东均可以从股权再融资过程中获益，因此，以往研究对代理问题的剖析未必完全基于某一种代理问题，而是直接从管理层整体视角展开分析。基于此，本文依据以上划分的阶段性维度逐一进行阐述。

围绕融资前的阶段，研究发现，公司管理层(包括高管和股东)为获得股权再融资资格，常常通过盈余管理方法来达到再融资门槛(Chen and Yuan, 2004；Yang et.al,2016)[3][15]；围绕融资过程这一阶段，研究发现，由于大股东具有对股权再融资的决定权，在发行过程中常常会通过折价等内幕操控行为来实现大股东及关联方之间的利益输送(Gerard and Nanda, 1993；王志强等，2010；张祥建和徐晋，2005)[5][24][29]；围绕融资之后的阶段，研究发现，企业高管倾向于将股权再融资筹集资产投向资本支出、研发支出等过度投资行为以快速扩张业务(Walker and Yost, 2008)[14]，且资金使用效率低下(Kim et.al, 2015)[9]。总体来看，企业管理层作为企业股权再融资活动的主要决策者，其个人动机往往是企业股权再融资问题暴露的关键。而目前对股权再融资的讨论的切入点主要包括管理层融资前盈余管理活动、大股东利益输送及资金使用效率等问题，更多是从代理视角对问题展开理论解释和分析，鲜有研究为管理层自利动机提供直接的经验证据。

(二)股权再融资与现金分红

许多研究表明，支付现金股利可以限制高管滥用公司的自由现金流，缓解股东与经理人之间的代理问题(Jensen, 1986)[6]，此外，Faccio et al.(2001)[4]认为，现金股利可以减轻控股股东对小股东的侵占，从而缓解控股股东与中小股东之间的代理问题。而在我国股权分置的背景下，大股东不具备企业二级市场股票的流通权以及低股本下更高的股息率的特征使得他们对现金分红十分青睐(Chen et.al, 2009)[2]，为此，现金分红活动逐步沦为大股东进行“隧道效应”的一种工具，更高的股权集中度往往导致更高的股息(Jevons Lee and Xiao, 2004)[8]。为此，本文提出，实践中普遍存在的企业股权再融资后现金分红的行为偏好同样是管理层自利下的产物，其产生的原因主要表现在以下几个方面：

其一，股权再融资后现金分红具有合法性，为管理层谋私利提供了可能。上市公司通过增发、配股等方式进行股权再融资，而在现金流的调配上并没有相应的限制，因此企业当年立即进行现金分红将利润分配给大股东和中小股东事实上是一种合法的行为。其二，股权再融资门槛低、成本小，从而为最大化管理层私利提供便捷，也为现金分红预留更大的空间。由于我国的监管体系不够健全，上市公司常利用会计准则、会计制度处理的可选择性和不确定性进行盈余管理或其他违规活动来达到再融资要求，使得上市公司股权再融资能轻易实现(章卫东和王乔，2003)[30]。此外，相比于债务融资而言，股权再融资的融资成本更低(黄少安和张岗，2001)[19]，从而有助于大股东最大化自身的利益所得。其三，股权再融资后现金分红，不仅可以为公司所有股东带来收益，还可提高相关部门对企业的印象。在中国新兴资本市场，支付现金股利是保护中小股东利益的机制之一，相关部门也大力推进企业现金分红的普及性。然而，由于监管机制的不完善，加上许多上市公司严重缺乏流动资金，企业往往很少向股东派发现金股利(Zhao and Yujie, 2014)[16]。基于此，尽管再融资后分红一定程度上损害了中小股东的利益，但其也一定程度上也为中小股东带来了收益，与此同时也可有效地响应相关监管部门的号召，提升企业自身市场形象。其四，股权再融资后分红可以使企业继续获得配股资格。相关规定表明，我国上市公司近三年分红派息情况是可否进行新股发行的重要考核依据(刘有章和肖腊珍，2005)[21]，而股权再融资后的现金分红行为可以为企业未来的股权再融资活动提供资格保障，也为管理层后续谋取私利提供了条件。

综上，股权再融资后立即进行现金分红不仅仅具有合法性，同时还具备门槛低、成本小的特征，甚至可以在无成本的状态下给企业带来超额印象收益，并为企业未来再融资提供了条件。基于以上分析，本文提出以下假设：

H1：企业存在股权再融资后立即现金分红的行为倾向。

(三)有关调节变量的讨论

1.管理层薪酬增长率的调节作用

为更好地证明企业股权再融资后现金分红行为偏好背后的代理动机，鉴于管理层对财富的需求往往会加剧股权再融资后即刻现金分红的偏好，本文基于管理层自利的逻辑视角，将管理层薪酬增长率和管理层股权质押活动作为调节变量纳入考察。

代理理论提出，企业董事追求股东财富最大化，而经理人更追求薪酬、声誉等(Jensen and Meckling, 1976)[7]，而从个人层面来说，无论是企业的董事还是高管，其均符合经济人逐利性假设，即追求自身利益的最大化(周泽将和王颖，2018)[32]。由于高管持股在我国较为普及(梁权熙和詹学斯，2016)[20]，二者薪酬均主要来源于货币薪酬和股权薪酬。其中，货币薪酬主要由企业董事会制定，更具稳定性，相较而言，股权薪酬主要取决于企业市场价值，不确定程度较高。对于高管而言，鉴于其强烈的财富需求，较低的货币薪酬往往会激发其风险倾向，进而增强其通过其他途径获得报酬的动机(张娟和黄志忠，2014)[27]，此时，经理人拥有的股权成为了其重要的变现窗口。而对于股东而言，尽管企业市场价值的提升可以有效增加其自身的财富，但由于难以变现，股东的现金来源还是主要依赖于货币薪酬，此时，较低的货币薪酬同样会刺激股东对股权资产进行变现的需求。此外，受企业特质因素的影响，不同企业管理层薪酬往往存在较大差异，因此自己过去的薪酬水平往往是管理层评判薪酬高低与否的重要参考点。基于此，在本文情境下，管理层薪酬增长率越低，管理层对资产变现的需求越大，从而加剧其股权再融资后立即进行现金分红的行为偏好。为此，本文提出以下假设：

H2：管理层薪酬增长率越低，企业股权再融资后现金分红的倾向越大。

2.管理层股权质押活动的调节作用

股权质押是公司股东将自己所拥有的股权抵押给银行或证券公司等金融机构从而进行贷款的一种融资行为，是大股东对流动现金需求的一种体现。股权质押活动中，股东可从金融机构提前获取与股权价值成比例的贷款，意味着大股东提前收回了投资，同时，大股东无法获得被质押股权产生的现金流量收益，因此股权质押活动一定程度上削弱了大股东的所有权激励强度，从而潜在加剧了大股东占款的动机，强化了侵占效应(郑国坚等，2014)[31]。由此可见，企业的股权质押行为一方面意味着大股东对现金的需求，同时也激化了股东自利动机。值得注意的是，尽管股权质押活动加剧了控制权与现金流权的分离，但质押的股权部分只是作为一种债权担保物，股东的分红权并不会受到影响(谢德仁等，2016)[26]。为此，在本文情境下，大股东股权质押行为体现且加剧了大股东对个人利益追求的动机，从而加强了企业股权再融资后进行现金分红的偏好。基于此，本文提出假设认为：

H3：管理层股权质押活动加剧了企业股权再融资后现金分红的行为倾向。

(四)有关股权再融资后现金分红后果的补充讨论

信号传递理论认为外部利益相关者为了缓解信息不对称下的“逆向选择”问题，会依据企业的相关特征信号进行决策(Spence, 1973)[13]。一般而言，现金分红意味着企业可自由支配现金流量的减少，从而有效缓解企业代理冲突，为企业价值提供了保护。因此，现金股利公告的发布常常被作为一个公司良好的发展前景的利好信号，从而给企业带来股票超额收益(Aharony and Swary,2012)[1]。然而，我国学者基于本土情境证实发现，我国投资者对现金分红公告并无显著的反应(陈信元等，2003； 张婷等，2013)[18][28]。我们认为出现这一差异的原因在于我国企业现金分红公告的信号作用较弱，投资者难以从公告本身对该行为意图进行判断。而鉴于企业再融资后立即进行现金分红具有强烈的管理层自利动机，本文预测认为，企业股权再融资后现金分红会给企业造成消极的市场反馈。原因在于：(1)企业股权再融资后现金分红是企业管理层对中小股东利益的一种侵占；(2)该活动也意味着企业内部存在着较为严重的代理问题，体现出企业信息的不透明度较高；(3)企业股权再融资后现金分红也是企业低效使用募集资金的一种表现，容易触发企业风险，增加未来经营的不确定性。综上，本文提出以下假设：

H4：现金分红公告发布时，当年进行股权再融资的企业会面临更为消极的市场反应。

三、研究模型和样本选择

(一)研究变量

1.被解释变量

被解释变量企业现金分红Bonus，依据企业当年是否有现金分红来衡量，1-有，0-无。补充研究中，被解释变量现金分红公告的市场反应CAR，主要采用事件研究法，通过测量现金分红公告发布前后公司累计超额收益衡量现金分红公告对企业的影响。对于每个事件，太长的估计时间可能导致其他事件的交叉影响，而太短的估计时间则无法较为准确地估计出回归系数，同时，由于公告事件发生存在潜在泄露性，且市场对公告的反应具有一定的持续性，即现金分红公告日前后的股票市场反应均具有一定的参考意义。为了兼顾以上问题，我们参考以往研究的做法，采用公告日前后日期计算超额累计收益(Rhee and Fiss, 2014)[12]，并选择窗口期(0，0)、(-1，1)、(-2，2)、(-3，3)对结果进行检验，此外，我们选取估计窗口期的长度为200天。

2.解释变量

解释变量股权再融资Financing，依据企业当年是否进行增发或配股来衡量，1-有；0-无。

3.调节变量

调节变量管理层薪酬增长率Payment，参考以往研究(王珏玮等，2016)[23]，采用董监高薪酬排名前三的管理层薪酬之和的增长率进行衡量。为提高该测量的可靠性，本文在稳健性部分分别采用高管和董事排名前三的薪酬之和的增长率进行替代性检验。

调节变量管理层股权质押Pledge，参考以往研究(陈德萍和陆星廷，2017)[17]，依据上市公司第一大股东的股权是否发生质押或冻结来进行衡量，如果发生股权质押或冻结，则为1，否则为0。

4.控制变量

此外，本文主要对以下变量进行控制：公司规模(Size)、净资产收益率(Roe)、流动资产比重(Lev)、收入增长率(Grow)、上市年龄(IPO)、两职兼任(Both)、前十大股东持股比例(Top10)、董事会人数(Director)以及独立董事占比(D_Director)。

变量定义情况参见表1。

(二)研究样本

本文以2007～2017年沪深两市的全部A股上市公司作为初始研究对象，并按照如下原则进行筛选：(1)剔除ST、ST*等交易状态异常的公司；(2)剔除金融保险行业的公司；(3)剔除缺失数据。此外，由于企业现金分红日会同时披露股利分红等公告，为剔除股利分红对现金分红市场反应造成的噪音，本文在补充分析部分对发布股利分红公告的企业进行剔除。为了消除极端值可能带来的影响，我们对所有连续变量上下1%分位进行了Winsorize缩尾处理。其中由于面板logit固定效应模型会自动对样本年间被解释变量没有变化的公司样本进行剔除，因此，本文最终分别在文章主体部分和补充检验部分得到10643和15170个样本观测值。文中相关企业特征信息来自CSMAR国泰安数据库及Wind数据库手工整理所得，并使用Stata13进行整理和数据处理。

(三)研究模型

为了验证股权再融资和现金分红之间的关系，即假设H1，本文构建模型(1)：

进一步，为了检验管理层薪酬及股权质押活动对股权再融资和现金分红的影响，即假设H2、假设H3，本文在模型(1)的基础上，分别加入管理层薪酬增长率Payment以及股权质押Pledge和股权再融资Financing的交乘项，构建模型如式(2)所示：

其中，考虑到企业现金分红往往随年报披露，即t年现金分红披露时间为t+1年，企业是否分红主要由当期因素决定，因此，所有解释变量无需进行滞后一期的处理。由于本文采用的是短面板数据，同时计量模型的因变量Bonus，属类别型变量，在经过Hausman检验后，本文最终采用面板logit固定效应模型进行回归估计。此外，本文均引入年度哑变量来控制年度效应。

表1 变量定义

为检验补充分析部分股权再融资对现金分红公告发布时市场反应的影响，即假设H4，本文构建模型(3)，并采用固定效应模型进行回归估计：

四、实证结果与分析

(一)描述性统计与变量的相关性分析

1.变量的描述性统计

表2为本研究主要变量的描述性统计结果。其中Bonus均值等于0.6140，表明本文主要回归样本中大约有61.40%的企业进行现金分红。Financing均值等于0.1419，表明样本中大约有14.19%的企业进行了股权再融资。Payment均值等于0.0079，最大值和最小值分别为0.0886和-0.0489，揭示出总体上不同上市公司之间企业管理层薪酬增长率存在较大的差异。Pledge均值等于0.1774，说明样本中进行股权质押活动的企业约占17.74%。Top10均值为0.5468，中位数为0.5474，说明我国上市公司普遍存在股权集中的现象。

2.变量的相关性分析

表3为本文主要变量间的Pearson相关系数。Bonus和Financing间相关系数为0.0603，且在1%的水平上显著为正，初步证实了本文假设H1，即企业的确存在股权再融资后现金分红的行为偏好。各控制变量之间的相关系数低于0.6，说明本文各变量间不存在严重的多重共线性问题。

表2 变量描述性统计

(二)回归结果及其分析

表4列示了企业再融资和现金分红之间的敏感性检验结果及管理层薪酬增长率和股权质押活动对二者关系影响的回归结果。其中第(1)列中Financing的相关系数为0.2112，且在1%的水平上显著大于0，该结果揭示出我国上市公司的确存在股权再融资后现金分红的倾向，支持了假设H1。第(2)列中Payment×Financing相关系数等于-8.8289，且在1%的水平上显著为负，说明当管理层薪酬增长率越低时，企业股权再融资后现金分红的倾向越大，证实了假设H2。第(3)列中Pledge×Financing相关系数等于0.3552，且在1%的水平上显著为正，说明当企业进行股权质押时，该企业股权再融资后现金分红的倾向越大，证实了假设H3。第4列全模型检验进一步为假设H2和假设H3提供了支持。控制变量方面，基本保持一致。其中Size、Roe、Lev、Grow、Both和Top10项系数均显著为正，而IPO的系数显著为负。

表3 相关性分析

表5列示了本文补充分析部分，即企业再融资与现金分红市场反应的回归检验结果。其中，由于现金分红公告日可能同时公告红股、转增信息，为排除二者对现金分红公告市场反应的影响，本文将现金分红公告日同时出现红股、转增信息的样本进行剔除，最终得到15170个样本。其中，第(1)-(4)列分别列示了基于窗口期(0，0)、(-1，1)、(-2，2)、(-3，3)，对再融资后现金分红市场反应的回归检验结果，Financing的系数分别为-0.0026、-0.0042、-0.0057和-0.0074，且均在1%的水平上显著小于0，说明当现金分红公告发布时，再融资后现金分红的企业会面临更为消极的市场反应，支持了本文假设H4。

(三)稳健性测试

为了检验以上回归结果的可靠性，本文进行如下稳健性测试。

替换股权再融资和现金分红的测量方法。本文在之前的假设和检验中，主要考察了企业股权再融资后是否有现金分红的倾向，为此，自变量和因变量均采用0-1变量进行衡量，并通过logit固定效应模型进行回归检验。为了进一步提高该结论的可靠性，我们分别将现金分红替换为连续性变量、股权再融资和现金分红的测量方法同时替换为连续变量进行回归检验结果。其中，股权再融资替换测量方式采用企业股权再融资实际募集到的金额加1取对数获得，现金分红连续变量采用现金分红的单位金额来衡量，以上回归选用固定效应模型进行替代检验，具体回归结果见表6。其中，(1)-(4)列为仅对现金分红进行替代性测量的回归结果，(5)-(8)列为同时对股权再融资和现金分红的测量方法进行替代的回归结果。第(1)列和第(3)列中Financing的相关系数均在5%的水平上显著大于0，说明企业股权再融资活动增加了企业现金分红的力度，且企业股权再融资水平越高，现金分红比例也相应越高，一定程度上为企业股权再融资后现金分红的偏好，即假设H1提供了进一步证实。第(2)列和第(6)列中Payment×Financing相关系数均在1%的水平上显著为负，证实了假设H2。第(3)列和第(7)列中Pledge×Financing相关系数分别在5%和1%的水平上显著为正，进一步证实了假设H3。第(4)列中全模型的回归系数结果进一步支持了以上调节变量的结论。

表4 再融资与现金分红

表5 再融资与现金分红市场反应

替换管理层薪酬增长率测量方法。我们原文中对管理层薪酬增长率的测量是基于董监高薪酬前三名的薪酬之和来计算，为提高该测量方式的可靠性，此处，我们将基于董事薪酬前三名的薪酬之和、高管薪酬前三名的薪酬之和的增长率进行替代性测量，回归结果如表7所示。其中，第(1)、(2)列为基于董事薪酬的管理层薪酬增长率的回归结果，第(3)、(4)列为基于高管薪酬的管理层薪酬增长率的回归结果，且Payment×Financing系数分别在1%和5%的水平上显著为负，进一步证实了本文假设H2的结论。

PSM倾向匹配法。由于前文观测样本中，进行股权再融资活动的样本共1485个，占总样本的14.19%，为避免回归结果偏差，本文对这1485个样本进行PSM一对一匹配。首先，使用logit 模型估计出上市公司进行股权再融资活动的概率得分(控制变量与前文一致)；其次，对每个进行股权再融资活动的上市公司，依据概率得分近似程度进行一对一配对，最终得到2970个样本观测值，在经过Hausman检验后，最终采用混合回归logit模型进行回归估计，回归结果如表8所示。

表6 稳健性检验——替换股权再融资和现金分红测量方法

五、结论和政策建议

针对实践中企业股权再融资后立即进行现金分红的现象，本文从管理层自利视角对此展开探讨，并利用2007～2017年A股上市公司数据展开实证检验，实证结果发现：(1)企业存在股权再融资后立即现金分红的偏好。(2)管理层薪酬增长率越低，企业股权再融资后现金分红的倾向越大。(3)企业股权质押活动加剧了股权再融资后现金分红的倾向。(4)股权再融资后立即进行现金分红的企业在现金分红公告发布时将面临更为消极的市场反应。

本文研究结论同时也为实务界提供了重要参考：(1)本文从管理层自利层面出发，通过对股权再融资后现金分红行为的探讨，证实发现企业股权再融资活动的确存在极高的管理层自利动机，且该行为会给投资者利益造成危害。为此，相关监管部门需要提高对企业该行为偏好的重视程度，加强股权再融资后资金使用的监督工作，有效限制企业再融资后的现金分红活动，避免该行为给投资者利益造成的危害；(2)针对企业再融资后现金分红给投资者利益造成的损失，基于信号传递理论(Spence，1973)[13]，外部利益相关者可以通过加强对企业相关信息的关注，以缓解信息不对称下的“逆向选择”问题，从而减少由于管理层自利给自身投资行为带来的损失；(3)考虑到管理层自利行为对企业造成的危害，企业内部同样需要加强和完善内部治理工作，提高监督效率，尽可能缓解企业内部可能出现的两类代理问题，避免管理层自利行为给企业利益造成的危害。

表7 稳健性检验——替换管理层薪酬增长率测量方法

表8 稳健性检验——PSM倾向匹配