【摘要】本文以我国2016 ～ 2022年A股上市公司为研究样本， 构建双重差分模型， 实证检验新《证券法》实施对企业现金股利的影响。研究结果发现： 新《证券法》实施显著提高了企业现金股利支付水平， 提升企业盈利能力、 缓解融资约束、 降低第一类代理成本是该影响的作用机制。进一步研究发现， 在内部控制质量较高、 内部监管较弱、 投资机会较少的企业中， 新《证券法》实施对企业现金股利支付水平的提高作用更显著。
【关键词】新《证券法》；现金股利；盈利能力；代理成本；融资约束
【中图分类号】 F832" " "【文献标识码】A" " " 【文章编号】1004-0994（2025）03-0047-7
一、 引言
党的二十大报告强调， 要建设一个规范、 透明、 开放、 有活力、 有韧性的资本市场。现金股利政策在资本市场中扮演重要角色， 完善的现金股利政策有助于中国经济巨轮继续扬帆远航。2023年12月中国证监会发布《上市公司监管指引第3号——上市公司现金分红（2023年修订）》， 进一步明确鼓励现金分红， 推动提高分红水平。2024年4月《国务院关于加强监管防范风险推动资本市场高质量发展的若干意见》指出， “强化上市公司现金分红监管”“加大对分红优质公司的激励力度， 多措并举推动提高股息率”“增强分红稳定性、 持续性和可预期性， 推动一年多次分红、 预分红、 春节前分红”。但我国A股市场上市公司长期存在着“重送转轻现金”“微股利”“铁公鸡”的分红异象。因此， 探究影响现金股利的因素， 引导公司制定合理的现金股利政策， 一直是众多学者们研究的重点， 也是促进我国资本市场良好发展的不可或缺的重要一环。
法律基础是经济持续健康发展的基石（Wei和Wang，2019）。1998年， 我国颁布了第一部证券基本法《证券法》， 促进了我国资本市场的规范发展（陈运森等，2020）。随着资本市场环境变化， 旧法在监管资本市场、 保护投资者利益等方面存在诸多不足而亟需修订， 修订完善后的《证券法》（简称“新《证券法》”）应运而生， 并于2019年12月28日审议通过， 于2020年3月1日正式实施。新《证券法》对于改善资本市场环境、 促进资本市场高质量发展具有深远意义。作为资本市场的基础性法律制度， 该法构成了企业重要的法制环境， 对企业等市场主体行为具有广泛约束力和影响力。新《证券法》形成了以投资者保护和信息披露为基础的资本市场监管体系， 而现金股利同企业盈利能力、 投资机会、 融资约束、 投资者保护等方面密切相关， 是上市公司对投资者利益保护程度的集中体现。
本文以新《证券法》实施为切入点， 从理论与实证两个方面研究新《证券法》实施对企业现金股利的影响、 作用机制及该影响的截面差异性。可能的研究贡献如下： 第一， 本文研究发现新《证券法》实施会显著提高企业现金股利， 这一结论丰富了新《证券法》实施的微观经济后果、 现金股利影响因素的相关研究。第二， 基于理论分析构建双重差分模型检验新《证券法》实施对企业现金股利的影响， 提供了“一刀切”政策效果检验的新思路和方法。第三， 从实践上看， 本文的研究成果有助于监管部门客观评价新《证券法》的实施效果， 为监管部门进一步完善法律提供现实依据， 也可为上市公司制定合理的现金股利政策提供借鉴。
二、 文献回顾
（一） 法与金融的理论渊源
LLSV（1998）开创了法与金融理论， 强调投资者享有的权利及其实现程度由法律界定， 立法及执法质量是金融发展水平的决定因素。在LLSV（1998）开创的法与金融研究视域下， 首先， 相关文献研究了国家间法律渊源或投资者保护法律差异及法制变迁的宏微观效应， 包括金融市场发展（Shleifer和Wolfenzon，2002）、 投资效率（Wurgler，2000）、 现金股利（LLSV，2000）、 盈余管理（Leuz等，2003）、 公司价值（Nenova，2003）、 企业创立（Hyytinen等，2003）等。其次， 少数文献还研究了特定国家投资者保护法制变迁对代理成本（王克敏和陈井勇，2004）、 资本成本（沈艺峰等，2005）的影响。
（二） 新《证券法》实施的经济后果研究
关于新《证券法》实施的经济后果， 已有文献主要探究了新《证券法》实施对审计行业、 投资者保护、 业绩预告、 投资效率、 避税行为等方面的影响。新《证券法》实施显著提高了审计费用与整体审计质量（张岩和吴芳，2024；徐业坤和郑秀峰，2024）。新《证券法》改善了资本市场监管环境， 引入了证券集体诉讼制度， 提高了法律的威慑力（王雪羽，2024；杨志强等，2021）， 加强了内幕交易监管（姜华东和黄波，2021）， 并且还部分抑制了股价操纵（姜华东和乔晓楠，2023）。唐雪松等（2023）研究发现， 新《证券法》实施后民营企业发布业绩预告的意愿降低， 但预测稳健性显著提升。新《证券法》实施能够提高企业投资效率， 具体表现为抑制投资过度和缓解投资不足（叶建华等，2023）。在避税方面， 新《证券法》实施降低了企业避税程度（王雪，2024）。
（三） 公司现金股利支付的影响因素研究
在微观方面， 公司规模、 盈利能力、 生命周期、 产权性质、 股权质押、 数字化转型、 股价崩盘风险、 融资约束等因素影响公司现金股利支付。大规模公司的股利支付水平更高（Fodil 和Walid ，2010）。吴春贤和杨兴全（2018）研究发现， 具有较强盈利能力公司的现金股利支付水平更高。霍晓萍（2014）认为， 处于不同生命周期公司的现金股利决策存在差异。王亚童和乔智（2022）发现， 股价崩盘风险升高抑制了企业现金股利发放， 但蔚泓翔等（2022）则得出了相反的结论。另外， 融资约束与现金股利政策呈负相关关系（刘卿龙和杨兴全，2018；吴春贤和张静，2017）。
在宏观方面， 货币政策、 税费政策、 政策不确定性、 投资者法律保护、 半强制分红政策等因素影响公司现金股利支付。朱保等（2020）研究发现， 宽松的货币政策会降低企业现金股利， 还有学者则认为紧缩的货币政策抑制了公司现金股利发放（全怡等，2016）。胡国柳和曾慧宇（2023）研究发现税费减免程度越高， 企业的现金股利派发水平越低。胡刘芬和周泽将（2023）认为经济政策不确定性越高， 企业现金股利分配越少。钟凯等（2021）研究发现， 货币政策的不确定性越高， 现金股利分配力度越大。有效的投资者法律保护制度会减少内部人侵占公司利益的行为， 迫使公司发放现金股利， 投资者法律保护环境越好， 股利支付率越高（刘志强和余明桂，2009；李志军和徐寿福，2013）。半强制分红政策方面， 学者们则持有不同意见。魏志华等（2017）认为， 半强制分红政策及其各个阶段都显著提高了企业支付现金股利的意愿和水平。该政策是一把“双刃剑”， 虽可提高被限制主体的派现意愿， 却对其派现水平无实质性影响（郑蓉和干胜道，2014）。还有一些学者研究发现， 半强制分红政策监管较强阶段， 公司的分红意愿反而不强， 分红水平较低（高文亮等，2018）。
基于上述分析， 可以发现： 法律制度变化对宏观经济发展及微观企业财务行为均会产生重要影响。新《证券法》作为重要的外部公司治理机制， 对企业投资、 避税等微观企业行为产生了重要影响， 但尚未有文献探究新《证券法》实施是如何影响企业现金股利支付。公司治理机制有效性程度是影响公司现金股利支付水平的重要因素之一。理论上而言， 新《证券法》实施不仅可作为重要的外部法律治理机制对公司现金股利产生直接影响， 还会通过一定的路径间接影响公司现金股利支付。鉴于此， 本文拟探究新《证券法》实施是否及如何影响公司现金股利支付。
三、 理论分析与研究假设
本文认为新《证券法》实施会显著提高企业现金股利， 具体理论路径分析如下。
（一） 新《证券法》实施通过增强企业盈利能力从而提高企业现金股利支付水平
企业只有盈利了， 才会发放更多现金股利（宋福铁和屈文洲，2010）， 盈利是发放现金股利的基础（陈国辉和赵春光，2000）。按照资本保全原则， 现金股利只能从企业盈利中支付。企业盈利能力越强， 代表“制造现金”的能力越强， 表明可供股东分配的利润越多， 发放股利的自由度也就越高。
第一， 根据股价信息反馈理论， 新《证券法》实施会提高企业股价信息含量。首先， 新《证券法》推行注册制改革为提高股价信息含量提供了有利的制度条件（王意德和余超，2023）。注册制改革放宽了涨跌幅限制， 会提高股票流动性， 促进市场价格发现功能的发挥， 有助于提高股价信息含量（杨建发等，2024）。其次， 我国制度环境不断完善以及问询函制度的建立健全， 使资本市场中的非理性投资者逐渐减少（Tang等，2024；张俊生等，2018）。此次新《证券法》的实施， 规范了市场主体发布与传播信息的行为， 股价信息中的“噪音”显著减少， 股价信息含量逐步提升。最后， 股价信息含量与企业信息披露紧密相关。企业信息披露意愿越强、 信息披露质量越高， 股价体现的公司特质信息就越多（刘宇尧和陆家骝，2018）。新《证券法》设置信息披露专章， 对企业信息披露行为提出了更高要求， 以提高企业披露信息的真实性与可理解性。企业信息披露质量提高， 企业信息透明度上升， 越来越多的公司特质信息被“注入”股价， 股价信息含量就得到了提高（罗琦等，2023）。
第二， 股价信息含量提高有助于增强企业盈利能力。新《证券法》实施会提高公司股价信息含量， 并将更多管理层没有掌握的决策有用信息反馈给公司管理层， 达到优化决策的目的（Dow和Gorton， 1997）。股价信息含量越高， 股价反馈效应越能发挥作用。首先， 管理层会依据股价波动进行反省并优化调整投资决策， 提高投资决策效率（杨继伟和刘冬荣，2011）。其次， 股价反馈效应会引导企业合理配置资源， 提高资源利用效率（杨继伟，2011）和企业全要素生产率（任灿灿等，2021）。最后， 股价信息含量提高还会显著提高企业创新产出（董竹和张欣，2021）。投资效率、 创新产出、 资本配置效率及全要素生产率的提高均有助于增强企业盈利能力。因此， 新《证券法》实施能够提高企业盈利能力。
综上， 新《证券法》通过施行注册制改革、 减少股价信息中的“噪音”、 提高信息披露质量而提升股价信息含量， 根据股价信息反馈效应理论， 管理层依据更多有效信息优化决策， 进而提高企业盈利能力、 “制造”更多可用于发放股利的现金。
（二） 新《证券法》实施通过缓解企业融资约束从而推动企业支付更多现金股利
企业面临的融资约束会影响现金股利支付决策（杨胜刚等，2021）， 融资约束越严重， 越有可能减少现金股利发放甚至不发放。具体来说， 在公司留存收益既定的前提下， 现金持有和股利分配水平相互替代、 此消彼长， 融资约束对其中任何一方的影响必然会传导至另一方（徐寿福等，2016）。与融资约束较弱的企业相比， 融资约束较强的企业对内部资金的依赖度更高， 会选择持有更多现金用于开展经营活动或者增加预防性现金储备， 进而减少现金股利发放（余静文，2012）。因此， 企业受到的融资约束越强， 越会抑制企业发放现金股利。
新《证券法》实施能够降低信息不对称程度（王雪，2024）， 缓解融资约束。信息不对称导致的外部投资者要求更高的风险溢价是引发融资约束的基本原因。新《证券法》实施主要通过提高股价信息含量和信息披露质量两个方面降低信息不对称程度。首先， 新《证券法》通过施行注册制改革、 减少股价信息中的“噪音”， 将更多有用信息“注入”股价， 提高了股价信息含量， 降低了企业内部与外部的信息不对称程度。其次， 新《证券法》扩大了信息披露义务人范围（邓建平，2020）， 承担信息披露责任的主体数量增加， 在一定程度上可提高信息披露质量， 缓解信息不对称。并且， 新《证券法》对信息披露的质量要求进一步提高， 在真实客观的基础上还要求具有可读性与可理解性。可读性与可理解性较高的信息其适用人群更广， 有助于缓解信息不对称（孟庆斌等，2017）。最后， 新《证券法》加大了对信息披露违法行为的处罚力度， 迫使信息披露义务人按照相关法律法规进行合规披露（张岩，2024）， 信息披露质量得到提高， 信息不对称程度降低。因此， 新《证券法》实施有助于降低信息不对称程度， 缓解企业融资约束。
综上， 新《证券法》实施会提高股价信息含量和信息披露质量， 降低投资者与企业之间、 投资者之间的信息不对称， 缓解企业融资约束， 从而降低其现金持有的意愿和水平， 激励其提高现金股利支付水平。
（三） 新《证券法》实施通过降低企业代理成本从而促使企业支付更多现金股利
代理成本会侵占企业内部自由现金流， 致使公司用于发放现金股利的基础受到侵蚀（洪峰和张先治，2020）。一方面， 由于所有权与经营权分离， 管理层会追求自身利益最大化， 选择持有更多内部现金流以实现其在职消费、 过度投资甚至构建商业帝国等目的（罗劲博和李小荣，2021）。另一方面， 由于控制权与现金流权分离， 大股东往往通过关联方交易、 资金占用等行为侵害中小股东利益（张汉南等，2019）。管理层与大股东的谋求私利行为造成了公司巨额代理成本， 过高的代理成本会挤压企业现金股利支付， 用于发放现金股利的资金就会减少（王亚童和乔智，2022）。因此， 企业代理成本越高， 企业自由现金流越少， 越会抑制企业现金股利的发放。
新《证券法》实施能缓解企业代理问题、 降低企业代理成本（叶建华等，2023）。首先， 新《证券法》大幅提高了违法违规成本， 威慑效应大增， 能削弱大股东或管理层利益侵占的行为动机（陈运森等，2020）。其次， 新《证券法》提高了信息披露要求和股价信息含量， 缓解了信息不对称， 提高了信息透明度（王雪，2024）， 减少了管理层与大股东利益侵占的机会。此外， 新《证券法》加大了对投资者的保护力度， 特别是引入了代表诉讼制度。面对诉讼压力， 大股东与管理层会减少自利行为， 缓解代理问题。因此， 新《证券法》实施有助于降低企业代理成本。
综上， 针对第一类代理问题与第二类代理问题， 新《证券法》通过提高企业违法违规成本、 企业信息透明度及投资者保护力度， 有效遏制管理层在职消费及过度投资、 大股东关联方交易及资金占用等行为， 缓解代理问题， 从而提高企业现金股利。
基于上述分析， 本文提出如下假设：
H1： 新《证券法》实施能够提高企业现金股利。
H2： 新《证券法》实施能通过增强企业盈利能力而增加企业现金股利。
H3： 新《证券法》实施能通过缓解企业融资约束而增加企业现金股利。
H4： 新《证券法》实施能通过降低企业代理成本而增加企业现金股利。
四、 研究设计
（一） 样本选取与数据来源
为验证新《证券法》实施对企业现金股利的影响， 本文选取我国2016 ～ 2022年度A股上市公司作为初始研究样本， 所需初始数据均来自CSMAR数据库。参考已有研究， 本文对初始样本做了如下处理： 剔除金融业上市公司； 剔除ST与∗ST公司及数据缺失的样本公司； 剔除当年亏损的公司； 剔除当年上市的公司； 对连续变量进行上下1%的winsor缩尾处理。
（二） 变量设计
1. 被解释变量。本文借鉴刘行和赵弈超（2023）的研究， 选用企业支付的现金股利与年末股票市值之比来度量企业现金股利（DIV）。该度量方式比较直接地反映了企业的现金股利支付水平， 以及公司大股东或者管理者对投资者利益的关注和保护程度。
2. 解释变量。为了尽可能缓解内生性问题产生的干扰， 本文以新《证券法》实施作为准自然实验， 构建DID变量（New_Treat）。具体方法如下：
首先， 参照杨志强等（2021）的研究， 本文选择将2019年作为新《证券法》的政策冲击首期， 设定时间虚拟变量New， 若时间在2019年之前年份将New设定为0， 之后年份则将New设定为1。
其次， 本文借鉴徐业坤和郑秀峰（2024）的思路， 根据受事件影响程度的大小将样本分成两组， 受影响较大的作为实验组， 受影响较小的作为对照组。具体来说， 在公司内部留存收益一定的情况下， 公司现金持有或投资支出都会对现金股利分配产生一定的“挤占”效应（徐寿福等，2016）。因此对于现金持有水平不同的公司， 现金股利分配也存在差异， 从而以现金持有水平高低作为划分实验组与对照组的依据是合理的。同时， 因为新《证券法》实施可提高公司信息披露质量， 降低投资者与企业间、 投资者间的信息不对称， 缓解公司融资约束及代理成本问题， 所以现金持有水平较高公司受新《证券法》实施的冲击比较大。因此， 本文以上市公司现金持有水平作为分组依据， 根据行业和年份生成现金持有水平的中位数， 设置分组虚拟变量Treat： 将高于现金持有水平中位数的公司作为实验组， Treat取值为1； 反之作为对照组， Treat取值为0。
最后， 将New与Treat交乘构成DID变量， 记为New_Treat。New_Treat变量是本文的核心解释变量。只有当Treat与New值均为1时， New_Treat取1， 该变量能够准确反映新《证券法》实施对企业现金股利的影响。
3. 控制变量。参考严涵和黄飞鸣（2024）、 马鹏飞和魏志华（2024）的研究， 本文设置如下控制变量： 公司规模（SIZE）、 上市年限（AGE）、 资产负债率（LEV）、 企业成长性（GROW）、 流通股占比（SHARE）、 董事会规模（BOARD）、 独立董事比例（INDEP）、 股权集中度（TOP1）、 两职合一（DUAL）、 产权性质（SOE）。并对个体（Stkcd）和年份（Year）进行了控制。具体变量定义见表1。
（三） 模型构建
为检验新《证券法》实施对企业现金股利的影响， 本文构建双重差分模型进行实证检验。当New_Treat的系数为正时， 即验证了H1。模型（1）具体如下：
DIVi，t=α0+α1New_Treati，t+α2Controlsi，t+Stkcdi+Yeart+εi，t （1）
其中， DIV表示现金股利， New_Treat表示新《证券法》实施， Controls代表一系列控制变量。下标i为企业， t为年份， ε为随机扰动项。为缓解公司层面不可观测的非时变因素对结果的干扰， 在模型中添加了年份（Year）和个体（Stkcd）固定效应， 并采用了聚类在公司层面的稳健标准误。
五、 实证结果与分析
（一） 主要变量的描述性统计
表2报告了主要变量的描述性统计结果。现金股利（DIV）的均值为0.009， 标准差为0.010， 与已有的研究（刘行和赵弈超，2023）基本一致， 该均值表明企业支付的现金股利占市价的0.9%。DIV的最大值0.051约是均值的5.67倍， 说明我国A股上市公司高派现公司较少。New_Treat的均值是0.243， 说明新《证券法》实施后属于实验组的企业占比为24.3%。其他控制变量的取值与现有研究结果一致， 均在合理范围内。
（二） 基准回归
表3列示了新《证券法》实施对企业现金股利的回归结果。New_Treat的系数为0.002且在1%的水平上显著， H1成立， 即新《证券法》实施显著提高了企业现金股利。
（三） 稳健性检验
1. 平行趋势检验。双重差分模型有效建立在平行趋势检验通过的基础之上。对此， 本文构建模型（2）来检验新《证券法》实施以前， 实验组与对照组是否满足平行趋势假设条件。
模型（2）中， Post为年度虚拟变量， 本文设定虚拟变量Post-3、 Post-2、 Post-1、 Post0、 Post1、 Post2、 Post3， 当为观测年时其值为1， 当为其他年份时其值为0。为避免多重共线性， 本文剔除了2018年样本。由结果（受篇幅所限， 稳健性检验结果留存备索）可知， 新《证券法》冲击首期即2019年之前的所有结果均不显著， 说明新《证券法》实施前实验组与对照组变化趋势相同， 满足平行趋势假定。
2. PSM-DID。为尽可能避免内生性问题对研究结果的影响， 本文采用PSM-DID进行检验。首先， 以Treat为被解释变量， 以上文控制变量作为协变量进行配对， 得到7232个样本。其次， 用匹配后的样本重新进行DID回归， New_Treat的系数依旧显著为正， H1结论稳健。
3. 替换被解释变量。参考李馨子等（2023）的做法， 选取每股税前现金股利（DPS）衡量现金股利。将New_Treat对DPS进行回归， New_Treat的系数依旧显著为正， H1结论稳健。
4. 剔除直辖市的影响。参考杨菁菁（2024）的研究， 相比其他省市， 直辖市的经济水平较高， 现金股利发放水平不可避免会受到影响， 因此本文剔除了4个直辖市（上海、 北京、 天津、 重庆）所属样本， 重新对模型（1）进行回归。New_Treat的系数依旧显著为正， H1结论稳健。
5. 控制变量滞后一期。为缓解潜在的内生性问题， 本文将所有控制变量滞后一期后重新进行回归， 结果表明New_Treat的系数依旧显著为正， 新《证券法》实施依然对企业现金股利发放具有促进作用。
6. 高维固定效应。为进一步控制行业层面不可观测因素的影响， 本文还控制行业固定效应。New_Treat的回归系数为0.002并在1%的水平上显著， 说明控制了行业层面不可观测因素后， 新《证券法》实施依然促进了企业现金股利发放， H1仍然稳健。
六、 进一步分析
（一） 影响机制检验
机制检验中， 本文参考江艇（2022）的做法， 对新《证券法》实施影响企业现金股利的具体作用机制进行检验。
1. 盈利能力。已有研究证实， 公司预期盈利能力是影响现金股利的基本前提和关键因素， 公司盈利能力越强， 现金股利支付就越多（吴春贤和杨兴全，2018；宋福铁和屈文洲，2010）。本文为检验新《证券法》实施是否通过提高企业盈利能力促进企业支付现金股利， 参考伍先福和黄骁（2023）、 郄海拓等（2021）的研究， 选择总资产净利润率（ROA）、 销售利润率（NSALE）作为企业盈利能力的代理指标。
将New_Treat分别对ROA、 NSALE进行回归， 回归结果见表4列（1）、 列（2）。结果显示， New_Treat的系数分别为0.002和0.010， 并在10%和1%的水平上显著。这说明新《证券法》实施能显著提高企业盈利能力， 使企业有更多资金用于支付现金股利， H2得到证实。
2. 融资约束。已有研究证实， 融资约束会影响企业现金股利。融资约束与现金股利政策之间呈负相关性， 融资约束程度越低的公司现金股利分配意愿越强， 股利分配水平也就越高（吴春贤和张静，2017）。本文为检验新《证券法》实施是否通过缓解融资约束促进企业支付现金股利， 参考戴钰和邓楠（2024）的研究， 采用KZ指数（KZ）作为企业融资约束的代理指标。另外， 债务融资是我国目前金融体系中最主要的外部融资渠道， 债务融资成本直接反映企业融资难度。因此， 本文还选取债务融资成本（COST）作为融资约束的代理变量， 同时借鉴刘柏和卢家锐（2024）的计算方法， 即采用企业财务费用除以期末总负债衡量。
将New_Treat分别对KZ、 COST进行回归， 回归结果见表4列（3）、 列（4）。结果显示， New_Treat的系数分别为-0.444和-0.002， 均在1%的水平上显著。这说明新《证券法》实施的确能缓解企业融资约束， 降低企业对内源资金的依赖， 从而企业可将更多资金用于支付现金股利， H3得到证实。
3. 代理成本。本文为检验新《证券法》实施是否通过降低企业代理成本促进企业支付现金股利， 一是参考杨兴全和程慧慧（2023）等的研究， 选择管理费用率（MNFEE）、 管理层在职消费（ZZXF）作为第一类代理成本的代理变量。其中， 管理费用率（MNFEE）为管理费用与营业收入之比， 管理层在职消费（ZZXF）为管理费用扣除无形资产摊销和董事、 监事与高管货币薪酬后除以总资产。二是根据吴国鼎（2021）的研究， 用期末其他应收款占总资产的比值衡量第二类代理成本（ACCRT）。
将New_Treat分别对第一类代理成本（MNFEE、 ZZXF）和第二类代理成本（ACCRT）进行回归， 回归结果见表4列（5） ～ 列（7）。列（5）、 列（6）结果显示， New_Treat的系数分别是-0.003、 -0.002且均在1%的水平上显著。这说明新《证券法》实施会通过降低第一类代理成本提高企业现金股利支付水平。列（7）中， New_Treat的系数虽然为负但并不显著， 说明新《证券法》实施并不能有效降低企业第二类代理成本， 因此新《证券法》实施通过降低企业第二类代理成本进而提高企业现金股利的渠道并不成立。
（二） 异质性分析
本文从内部控制质量、 内部监管强度、 投资机会三方面对于新《证券法》实施对提高企业现金股利的作用的差异进行分析。
1. 内部控制质量。内部控制对企业具有重要影响（陈红等，2024）。良好的内部控制能提高企业管理效率， 制约管理层机会主义行为， 促进企业信息质量的提升， 降低企业融资约束（化兵和乔晓龙，2021）。前文已证实新《证券法》实施会通过提高企业盈利能力、 缓解企业融资约束、 降低企业代理成本进而提高企业现金股利。本文预期， 新《证券法》实施将与企业内部控制形成合力， 促使企业发放更多现金股利， 即新《证券法》实施对企业现金股利的提高作用在内部控制质量较高的企业中更显著。
为验证在不同内部控制质量下新《证券法》实施对现金股利支付水平的提升作用存在差异， 本文选取迪博内部控制指数作为企业内部控制质量的代理指标， 将内部控制指数高于中位数的一组作为内部控制质量较高组， 反之作为内部控制质量较低组， 预计New_Treat的系数在内部控制质量较高组中更显著。由表5列（1）、 列（2）可知， 内部控制质量较高时New_Treat的系数为0.002， 且在1%的水平上显著， 而当内部控制质量较低时New_Treat的系数为0.001， 且在5%的水平上显著。此外， 组间系数差异检验结果显示， P值为0.001、 在1%的水平上显著， 这表明内部控制质量较高时， 新《证券法》实施对企业现金股利的提高作用更大， 与本文预期一致。
2. 内部监管强度。内部监管作为规范企业行为的方式之一， 当内部监管较弱时， 企业管理层往往寻求自身利益最大化， 持有更多内部现金流用于在职消费甚至构建商业帝国。前文已证实新《证券法》实施会缓解企业代理问题， 降低企业代理成本。因此， 本文预期， 新《证券法》实施将会缓解内部监管强度较弱的企业的代理问题， 进而促进现金股利发放。
为验证在不同内部监管强度下新《证券法》实施对现金股利支付水平的提升作用存在的截面差异， 本文参考张雪莹和孔晓冉（2023）的研究， 采用独立董事占比度量内部监督强度。将独立董事占比小于50%分位数的企业定义为内部监管较弱组， 反之定义为内部监管较强组， 预计New_Treat的系数在内部监管较弱的那组样本中更显著。由表5列（3）、 列（4）可知， 内部监管较弱时New_Treat的系数为0.002且在1%的水平上显著， 内部监管较强时New_Treat的系数并不显著。此外， 组间系数差异检验结果显示， P值为0.000、 在1%的水平上显著， 这表明当内部监管较弱时， 新《证券法》实施对企业现金股利的提升作用更大， 与本文预期一致。
3. 投资机会。前文已证实新《证券法》实施会通过增强企业盈利能力提高企业的现金股利。但是， 这一关系可能会受到企业投资机会的影响（刘行和赵奕超，2023）。具体而言， 新《证券法》实施提高了股价信息含量和企业盈利能力， 传递出企业未来发展前景良好的信号， 会给企业带来更多投资机会， 这部分企业将现金流用于投资， 现金股利发放水平降低。基于此， 可以预期， 新《证券法》实施后投资机会较少的企业更可能发放较多现金股利。
为验证在不同投资机会下新《证券法》实施对现金股利支付水平的提升作用存在的截面差异， 本文参考刘行和赵奕超（2023）的研究， 用托宾Q值度量企业投资机会。将托宾Q值高于中位数的样本作为投资机会较多组， 反之作为投资机会较少组， 预计New_Treat的系数在投资机会较少组中更显著。由表5列（5）、 列（6）可知， New_Treat的系数为0.001和0.003且均在1%的水平上显著。此外， 组间系数差异检验结果显示， P值为0.000、 在1%的水平上显著， 这表明当投资机会较少时， 新《证券法》实施对企业现金股利的提升作用更大， 这同本文预期一致。
七、 结论与启示
本文以新《证券法》实施为准自然实验， 选取我国2016 ～ 2022年A股上市公司为初始研究样本， 构建双重差分模型检验新《证券法》实施对企业现金股利的影响。研究发现， 新《证券法》实施显著提高了企业现金股利。该结论在经过平行趋势检验、 PSM-DID、 子样本回归等一系列稳健性检验后依然稳健。新《证券法》实施对企业现金股利的提高作用是通过增强企业盈利能力、 缓解企业融资约束、 降低企业第一类代理成本来实现的。异质性分析中， 新《证券法》实施对现金股利的提高作用在内部控制质量较高、 内部监管较弱、 投资机会较少的公司中更为显著。
综上， 本文的研究启示如下： 一是在政府层面。立法部门在制定与修改法律的过程中， 既要坚持从我国现实国情出发， 实事求是， 又要与时俱进， 充分考察旧法律日渐显现的弊端， 有针对性地进行调整与完善， 使其继续为我国资本市场发展做出贡献。此外， 监管部门要在法律的框架之下对各市场参与者进行严格监管， 严厉打击违法行为， 维护资本市场秩序。二是在企业层面。各企业要认真学习新《证券法》具体内容， 严格按照新《证券法》的规定对公司行为进行规范， 提高企业治理有效性， 从而实现长远发展。此外， 企业应完善现金股利政策， 与投资者分享公司利润， 保护投资者利益。三是在投资者层面。首先， 大股东及机构投资者一般情况下会提前获知有效信息， 要避免利用这些信息从事谋取私利、 损害中小投资者利益的行为。其次， 中小投资者应适应新环境， 投资于发展前景良好的公司， 避免盲目跟风、 概念炒作等非理性行为。此外， 中小投资者要充分利用新法赋予自身的权利， 积极监督公司， 切实维护自身利益。
【 主 要 参 考 文 献 】
陈运森，袁薇，兰天琪．法律基础建设与资本市场高质量发展——基于新《证券法》的事件研究［ J］．财经研究，2020（10）：79 ～ 92．
邓建平．新《证券法》的五大亮点［ J］．财会月刊，2020（6）：3 ～ 6．
胡刘芬，周泽将．经济政策不确定背景下企业现金股利政策研究［ J］．经济管理，2023（3）：170 ～ 191．
刘行，赵弈超．间接税与企业的现金股利支付——基于增值税税率改革的研究［ J］．财贸经济，2023（8）：38 ～ 55．
全怡，梁上坤，付宇翔．货币政策、融资约束与现金股利［ J］．金融研究，2016（11）：63 ～ 79．
唐雪松，廖强，白静．法律基础建设与上市公司信息披露决策——基于新《证券法》的准自然实验［ J］．当代经济科学，2023（3）：127 ～ 138．
蔚泓翔，王爱群，张宁．股价崩盘风险对股利政策的影响研究——基于管理层自利动机的视角［ J］．经济问题，2022（2）：52 ～ 58．
徐业坤，郑秀峰．审计市场竞争加剧能改善审计质量吗？——“备案制”实施的准自然实验［ J］．审计研究，2024（1）：89 ～ 101．
杨继伟．股价信息含量与资本投资效率——基于投资现金流敏感度的视角［ J］．南开管理评论，2011（5）：99 ～ 108．
杨胜刚，王芍，张欣琦等．外汇风险对冲、融资约束与现金股利分配［ J］．经济评论，2021（2）：119 ～ 133．
杨志强，彭韵，石水平．“瞒天过海”：集体诉讼与投资者调研——基于新《证券法》颁布的事件研究［ J］．外国经济与管理，2021（10）：135 ～ 152．
张俊生，汤晓建，李广众．预防性监管能够抑制股价崩盘风险吗？——基于交易所年报问询函的研究［ J］．管理科学学报，2018（10）：112 ～ 126．
张雪莹，孔晓冉．从围观到入场：市场化债转股与企业现金股利政策［ J］．财经科学，2023（2）：28 ～ 40．
张岩，吴芳．证券市场法律威慑力与审计定价——基于新《证券法》的准自然实验［ J］．财经论丛，2024（3）：58 ～ 68．
张岩．新《证券法》的实施改善了资本市场信息环境吗——基于分析师盈余预测准确度的解释［ J］．当代财经，2024（4）：58 ～ 70．
Tang X.，Tsui S.， Lo K. T.. Local institutional environment and stock price crash risk：Evidence from China［ J］． Singapore Economic Review， 2024（6）：1955 ～ 1976．
（责任编辑·校对： 刘钰莹" 许春玲）
【基金项目】河南省科技厅软科学研究项目“资本市场退市新规对上市公司盈余管理行为的影响研究”（项目编号：202400412005）；河南省高等学校重点科研项目“新《证券法》实施对上市公司现金股利政策的影响及作用路径研究”（项目编号：25B790001）