——基于上市公司的实证研究

刘翔宇1,2    王爽1,2

(1.三亚学院，海南 三亚 572022；2.海南省哲学社会科学重点实验室―金融创新与多资产智能交易实验室，海南 三亚 572022)

摘要：高质量发展是全面建设社会主义现代化国家的首要任务，是中国式现代化的本质要求，数字化转型是企业高质量发展的必由之路。作为价值体系优化、创新和重构的推手，数字化转型是否也影响股利政策呢？研究基于2011-2021年上市公司现金股利和数字化转型测度以及若干财务、公司治理特征的实证研究，回答了这一问题，研究表明数字化转型和现金股利支付率负相关，经过稳健性检验，这一结论依然成立，运用二阶段广义矩估计，处理了可能存在的内生性问题。机制检验指出，数字化转型降低了风险水平，而风险水平的下降同样降低了现金股利支付率。

关键词：数字化转型；股利政策；现金股利支付率；风险水平

一、引言

现有数字化转型的实证研究大多聚焦数字化转型和企业经营决策及其后果的相关性，而对于数字化转型和股利政策的关系的研究较少。李滟,李金嶽,刘向强发现，企业的数字化转型程度和现金股利分配水平负相关，并指出“由于企业进行数字化转型，导致研发支出增加，进而使企业减少现金股利分配”^[1]。然而，由于企业数字化转型依托数字化技术，技术上的创新及其应用必然受研发的影响，即研发支出增加推动了数字化转型，数字化转型和研发支出互为因果，因此研发支出增加导致现金股利分配下降这一路径值得推敲。马鹏飞和魏志华（2023）的实证研究也得出数字化转型和现金股利负相关的结论，并展示了数字化转型引致的投资支出“挤出”现金股利和数字化转型提升代理效率替代现金股利从而导致企业降低现金股利^[2]。同样，该研究的部分结论也面临核心变量互为因果这一问题。 

本文在实证研究数字化转型和股利政策的相关性基础上，绕开企业支出，而是聚焦风险水平，检验数字化转型经此影响现金股利支付率的机制及程度。本文余下部分这样安排，第二部分提出研究假设、介绍数据来源及对其处理，并定义变量，进而设定模型；第三部分先后进行基准回归、稳健性检验、内生性处理；第四部分引入风险水平变量，运用逐步法检验其是否是数字化转型影响股利政策的中介变量；最后，总结研究结论，归纳研究启示。

二、研究假设、数据、变量及模型

1.研究假设

数字化转型可能通过多种方式影响企业的股利政策，导致现金股利支付率降低。(1)资本再投资需求。数字化转型需要大量资金用于技术升级、软件开发、硬件采购等，企业可能将更多利润用于再投资，而非支付股利。(2)现金流压力。为保持竞争力，企业需持续投入研发，尤其是

在人工智能、大数据等领域，这会占用原本用于股利的资金。转型初期，企业可能面临较高的现金流压力，因需要支付技术采购、员工培训等费用，从而减少股利支付。数字化转型的回报通常需要较长时间，短期内企业可能选择保留现金以支持转型，而非支付股利。(3)风险与不确定性。数字化转型伴随技术和市场风险，企业可能选择保留更多现金以应对不确定性，从而减少股利支付。为应对行业竞争，企业可能优先投资于数字化项目，而非向股东分配利润。(4)战略调整。企业可能将数字化转型视为长期战略，优先将利润用于支持转型，而非短期股利分配。管理层可能通过减少股利支付，向股东传达专注于长期增长而非短期回报的信号。(5)财务灵活性。为保持财务灵活性，企业可能减少股利支付，以应对未来可能的投资机会或经济波动。如果企业通过借款支持转型，可能减少股利支付以改善财务状况并降低负债水平。(6)市场预期。如果投资者理解并支持企业的数字化转型，即使股利支付减少，股价也可能保持稳定或上涨。

根据以上分析，本文提出研究假设：

H1 数字化转型降低现金股利支付率。

然而，企业风险水平与现金股利之间的关系并不是直接的因果关系，而是取决于企业的整体战略、财务状况和管理层的决策。一方面，风险水平降低通常意味着企业经营更加稳定，现金流更加可预测，这为发放现金股利提供了基础，企业可能通过增加股利发放来回馈股东，提升股价和市场声誉。另一方面，风险降低可能使企业更愿意将现金用于投资新项目或扩展业务，而不是发放股利。企业可能选择将现金保留用于未来的战略目标，而不是短期回报股东。因此，本文提出如下两个互斥的假设：

H2 数字化转型通过降低风险水平从而降低现金股利支付率。

H3 数字化转型通过降低风险水平从而提高现金股利支付率。

2.数据来源

本文选取2011-2021年我国A股共4618家正常上市公司作为研究样本。考虑到金融科技迅猛发展及企业数字化转型需要金融支持，样本包含金融业企业。为减少极端情况对实证分析的影响，所有连续变量都进行了双侧1%的缩尾。数字化转型测度以及财务、公司治理数据来自国泰安数据库。

3.变量定义

（1）被解释变量

现金股利支付率（divpay1,divpay2）

上市公司在行业、生命周期、股权结构等方面的差异，使得现金股利绝对量不具备可比性，因此构造两个相对量度量现金股利支付率：divpay1，为每股税前现金股利占每股收益之比的对数，若上市公司当年未发放现金股利，则令divpay1为零；divpay2，为每股税前现金股利占每股营业收入之比的对数，若上市公司当年未发放现金股利，则令divpay2为零。divpay1是基准回归的被解释变量，divpay2作为稳健性检验的被解释变量。

（2）核心解释变量

企业数字化转型指数（dtindex）

本文对国泰安数据库提供的数字化转型指数取对数，作为核心解释变量，以测度企业数字化转型程度。

（3）控制变量

参考王亚星（2014）^[3]的研究，选取财务、股权结构、董事会、外部治理机制等特征构造控制变量。

①财务特征：esize（实收资本的对数）、roe（净资产收益率）、ocf（每股经营活动产生的现金流量净额）、eps_sd（上一年、当年、下一年每股收益的标准差）、ocf_sd（上一年、当年、下一年）每股经营活动产生的现金流量净额的标准差）、sgrowth（营业收入增长率）、inv/ocf（现金流对投资的保障，为上一年、当年、下一年投资活动现金流量之和比经营活动现金流量之和）、lc（生命周期，为留存收益占归属于母公司所有者权益之比）、level（资产负债率）。

②股权结构、董事会特征：ec1（股权集中度1，为公司第一大股东持股比例）、ec2（股权集中度2，为公司前五大股东持股比例之和）、Zindex（公司第一大股东与第二大股东持股比例之比）、iish（机构投资者持股比例）、bs（董事会规模，为董事会人数的对数）、idr（独立董事人数占董事会人数比例）、dual（董事长是否兼任CEO）。

③外部治理机制特征：ldr（长期负债占总负债之比）、ao（审计意见类型是否为标准无保留意见）。

（4）描述性统计

纳入到基准回归和稳健性检验中的变量的描述性统计如表1所示。

表1  变量描述性统计

4.模型设定

根据被解释变量divpay1的数据特征，构造面板数据模型(1)：

三、实证结果及解释

1.基准回归

基准回归采取“递进式”策略：第一步，固定时间和行业效应，仅考察数字化转型对现金股利支付率的影响，第二步，加入财务特征，第三步，加入股权结构及董事会特征，第四步，加入外部治理机制特征，经Hausman检验，各步采用个体固定效应进行回归，使用聚类稳健标准误处理可能存在的异方差问题。表2报告了数字化转型和现金股利支付率关系的核心检验结果。

表2  数字化转型和现金股利支付率

注：1***、**、*分别代表1%、5%、10%显著性水平，2括号中显示了经过聚类稳健标准误调整的t值。下同。

表2显示，各步回归中，数字化转型指数的系数均为负，并且除了第一步之外都通过了1%的显著性检验，由此可得，数字化转型与现金股利支付率负相关。

2.稳健性检验

本文采取变换被解释变量检验基准回归得到的数字化转型和现金股利支付率负向关系的稳健性。

企业经营过程中，营收先于利润产生，故而放大现金股利支付率测量口径，采用divpay2测度现金股利支付率，和基准回归一样，稳健性检验采取了相同的策略和方法。表3显示了回归结果。

表3  稳健性检验：变换被解释变量     

表3显示，各步回归中，数字化转型指数的系数均为负，除了第一步之外，均通过了1%的显著性检验，即使是在第一步，该系数也通过了10%的显著性检验。可见数字化转型与现金股利支付率负相关。

3.内生性处理

企业数字化转型是数字经济背景下长期战略，而支付现金股利与否以及支付率，是股份有限公司经常性决策，逻辑上来讲，二者不存在双向因果问题。但可能存在数字化转型测量误差导致的扰动项与解释变量相关，也可能存在混杂因素对现金股利支付率和数字化转型均有影响，而导致扰动项与解释变量相关，因此有必要考虑模型(1)的内生性问题并处理。

借鉴翟华云、李倩茹^[4]和段华友等^[5]的方法，使用同期、同行业其它上市公司数字化转型指数的均值(命名为mean_ind)作为工具变量，以此反映数字化转型的行业特性，也引入同期其它上市公司数字化转型指数的均值（命名为mean_all）作为工具变量，来反映数字化转型的普遍趋势。

表4显示了使用二阶段广义矩估计(2sls gmm)的结果。

表4 内生性处理：2sls gmm 

第一阶段回归中，两个工具变量的系数均通过了1%的显著性检验，二阶段回归中，数字化转型指数拟合值的系数与基准回归中核心解释变量的系数非常接近，并且通过了1%的显著性水平，但后者的标准误更小。处理了可能存在的内生性问题后，数字化转型与现金股利支付率依然负相关，故可以认为，保持其它条件不变，数字化转型降低了现金股利支付率，H1得到证明。 

四、机制路径的识别和检验

前文检验了企业数字化转型对现金股利支付率的抑制作用，尚未对前者影响后者的路径和机制进行检验。本部分旨在解决这一问题，对此，选取风险水平(rl)，借助机制研究模型（温忠鳞等，2004）^[6]，检验数字化转型经由风险路径影响现金股利支付率的机制。

企业在存续期既面临经营风险也面临财务风险，通常用经营杠杆和财务杠杆度量这两种风险，两种风险共同作用，导致了普通股股东每股收益受销售量变化的影响，这是总风险的外在表现，经营杠杆和财务杠杆的乘积即综合杠杆度量企业总风险。本文对国泰安数据库中综合杠杆数据取对数，生成变量rl度量风险水平。

 (2)(3)(4)检验风险路径：

表5显示了采用逐步法检验风险路径的结果。

表5   风险路径检验：逐步法

                         

表5表明，所有检验的系数均通过了1%的显著性检验，即直接效应、总效用显著，风险水平存在部分中介效应，a<0，说明数字化转型降低了风险水平，ab<0，说明数字化转型降低了现金股利支付率，故H2得到证明。

五、研究结论和启示

1.研究结论

本文以2011-2021年A股上市公司为样本，考察数字化转型对于股利政策的改变，并聚焦风险水平检验数字化转型对股利政策的影响机制。研究表明，（1）数字化转型降低了现金股利支付率，即数字化转型程度越高，每股税前现金股利占每股收益、每股税前现金股利占每股营业收入的比重下降；（2）数字化转型降低了风险水平，而伴随着风险的降低，现金股利支付率也降低了。

2.启示

第一，合理安排现金股利分配。在保证数字化转型所需投资的基础上，本着最大化股东价值的宗旨，兼顾公司价值长期增长和股东收益短期适度，维护投资者的利益，企业可以根据数字化转型程度及其对公司价值的预期提升率，结合现金股利发放传统，优化现金股利分配方案，保证股东能够分享数字化转型带来的价值增长。

第二，保持现金股利政策的稳定性和持续性。企业应充分考虑现金股利发放频率和强度的稳定性和续性，避免因数字化转型破坏分配政策，进而引起投资者财产性收入的不稳定。同时，企业应向投资者传递数字化转型的重要性的信息，宣告数字化转型进展情况，以提高投资者对企业的信心。

第三，适当增加股票股利，一方面股票股利能为优渥投资机会腾出资金空间，另一方面，股票股利的分配可以增强股东的信心，使其更加愿意持有该公司的股票，这有助于公司稳定股价；股票股利向市场传递企业未来增长潜力的信息，这有助于提高知名度，增强市场的信心。

参考文献：

[1]李滟,李金嶽,刘向强.企业数字化转型与股利分配[J].西南大学学报(社会科学版),2023(02):114-126.

[2]马鹏飞,魏志华.企业数字化转型如何影响现金股利政策：“信息面”还是“资金面”[J].南开管理评论,2024,27(03):50-62.

[3]王亚星.上市公司股利政策影响因素研究[D].南京：南京大学,2020.

[4]翟华云,李倩茹.企业数字化转型提高了审计质量吗?——基于多时点双重差分模型的实证检验[J].审计与经济研究,2022,37(02):69-80.

[5]段华友,杨兴柳,董峰.数字化转型、融资约束与企业创新[J].统计与决策,2023,39(05):164-168.

[6]温忠麟.张雷，侯杰泰，等.中介效应检验程序及其应用［J］.心理学报，2004（05）：614-620.

基金项目：三亚学院校级科研项目“绿色金融助推区域绿色经济高质量发展的作用机制及路径研究”（USYYB22-15）；本研究受海南省哲学社会科学重点实验室金融创新与多资产智能交易实验室专项支持。