公司治理對現金股利分配的影響研究

歐陽木子

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公司治理對現金股利分配的影響研究

歐陽木子

（東莞理工學院，廣東 東莞 523808）

公司治理對上市公司的現金股利分配有著重要的影響。首先通過因子分析對上市公司治理數據進行降維處理，得出反映公司治理質量的綜合指數。隨后通過Logit模型與Tobit模型從現金股利分配傾向與支付水平兩個維度研究了公司治理對現金股利分配的影響。研究發現，現金股利分配更多的是良好公司治理的結果。

現金股利分配；公司治理；主成分分析

引　言

現金股利分配作為公司利潤分配的重要方式之一，對股東利益的獲取有著重要意義。但由于我國資本市場存在著長期股權分置的背景，上市公司的治理機制尚不完善，公司進行現金股利分配的主動性不足，回報股東的意識薄弱。雖然，隨著股權分置改革的完成，上市公司治理機制得到逐步完善，現金股利分配的積極性也有所提升，但與國外成熟資本市場相比，仍存在一定差距。而且長期以來，中國上市公司現金股利股息收益率偏低。由于現金股利分配關系到公司各方利益相關主體權益的分配，是股東、經理層、債權人等利益相關者相互博弈的共同結果，因此公司治理是決定公司現金股利分配決策的一個重要問題。

許多文獻從不同角度對上市公司現金股利分配進行了研究。這些研究表明，現金股利分配在不同程度上受到公司治理的影響，然而對于公司治理怎樣影響現金股利分配仍存在著爭議。LLSV(2000)從公司治理層面提出現金股利分配的“結果假說”與“替代假說”。實證研究發現，現金股利分配多寡是公司治理質量狀況的結果，特別是對于投資者保護更好的公司，現金股利分配更多。Mitton(2004)通過對新興國家與地區的研究發現，公司治理水平(以CLSA開發的公司治理指數來表示)與現金股利分配水平間存在著正向關系。Jiraporn等(2011)研究了美國上市公司公司治理對現金股利分配的影響，其實證結果表明公司治理質量水平與公司是否派現正相關，股權結構集中程度對現金股利分配有著正向影響。上述對不同國家與地區的研究無疑更為支持“結果假說”，但也有許多學者認為公司治理對現金股利分配存在著替代效應。

John和Knyazeva(2006)的研究結果則更多的支持現金股利分配的“替代假說”，公司現金股利支付水平與公司治理質量(分為內部治理與外部治理)間存在負向關系。Bhattacharyya和Elston(2011)發現高管補償(以管理層薪酬表示)與現金股利支付水平之間存在著負向關系?？傊瑖@公司治理對現金股利分配影響的研究存在“結果假說”與“替代假說”的分歧。

針對中國上市公司現金股利分配的研究更多的集中在股權結構與控股股東性質等公司治理的某一方面。如肖作平和蘇忠秦(2012)、曹裕(2014)、劉銀果和焦健(2015)。因此，全面分析上市公司治理狀況，系統地研究公司治理對現金股利分配的影響，無論對于改善公司內部經營水平，還是為監管部門制定相應政策提供借鑒均有著重要意義。

1　理論分析與研究假設

由于中國上市公司治理機制尚不完善，現金股利分配連續性較差。公司代理問題較為嚴重，依靠現金股利分配向外界傳遞公司良好“聲譽”的可行性較低。而且在普遍“一股獨大”的股權結構下，廣大中小股東與公司內部人之間的代理沖突仍然廣泛存在，現金股利分配水平還遠遠達不到能合理回饋二級市場投資者的要求。因此，提出假設：

H1：隨著公司治理質量的提升，現金股利分配傾向增強，現金股利支付水平提升。

接下來考察公司治理各個層面對現金股利分配的影響。關于高管持股對于現金股利分配的影響。隨著高管持股比例提升，管理層與股東利益聯系更為緊密，不利于股東利益的決策將得以避免。此時管理層將更傾向于分配現金股利，而非將其投資于凈現值(NPV)為負的項目上。因此提出假設：

H2：隨著高管持股比例的上升，公司現金股利分配傾向增強，現金股利支付水平提升。

對于管理層激勵，隨著管理層薪酬的增加，作為委托代理關系中的代理人將努力提高工作效益，減少在職消費等不利于股東利益最大化的行為。管理層在公司內部留存多余資金的意愿得到大大減少，更傾向于做出增發現金股利的股利分配決策。

H3：隨著管理層激勵增加，公司現金股利分配傾向增強，現金股利支付水平提升。

關于董事會的完善程度。在董事會規模上，中國目前上市公司治理結構尚不夠完善，小規模董事會無法起到維護全體股東利益的作用。另一方面，獨立董事的增加將增強董事會對公司管理層的監督與制約作用。由此提出假設：

H4：隨著董事會的完善，公司內部監督制約作用的增強，現金股利分配傾向增強，現金股利支付水平提升。

股權結構對于現金股利分配的影響長期以來受到人們的廣泛關注。根據利益攫取假說，由于公司控股大股東與二級市場廣大中小股東在股權獲取成本上存在較大差異，控股大股東股權獲取成本較低，廣大中小股東股權獲取成本較高。兩類股東從現金股利中獲取的收益也將存在本質區別。隨著公司股權集中度的提升，控股大股東對公司的控制權提升，現金股利將逐步淪為公司大股東進行利益輸送的工具。由此，提出假設：

H5：隨著股權集中度的提升，公司現金股利分配傾向增強，現金股利支付水平提升。

而股權結構較為集中的公司，現金股利分配更多。公司信息披露與透明度反映著公司外部監督的效力，透明度越高，監督效力越強，外部投資者將迫使公司支付更多的股利。由此提出假設：

H6：隨著信息透明度的提升，公司現金股利分配意愿增強，現金股利支付水平提升。

2　研究設計

2.1樣本選擇和數據來源

由于2007年中國資本市場股權分置改革已經基本完成，而且自2007年1月1日，新會計準則開始實施，因此本文選取的公司樣本為2007年至2014年滬深上市公司。樣本篩選遵循以下原則：(1)考慮到金融類行業公司特殊性，刪除金融類上市公司(證監會行業代碼I)；(2)ST公司相對非ST公司在財務管理上存在許多不同，因此剔除ST公司；(3)剔除財務數據有缺失的公司。本文的公司治理和財務數據均來自國泰安CSMAR數據庫。為減輕數據異常值的影響，對所有變量最大和最小的1%觀察值進行了Winsorize處理。文章采用的數據處理軟件為SPSS19.0。

2.2變量選擇與模型構建

(1) 被解釋變量。由于中國上市公司現金股利分配在分配期上分為年終分紅和中期分紅，在現金股利分配期的確定上以國泰安CSMAR數據庫中紅利分配歸屬財政年度為準?？疾旃局卫硭綄ΜF金股利分配傾向、現金股利支付水平兩個方面的影響。其中，現金股利分配傾向以度量，即若樣本公司當年發放現金股利，取值為1，否則為0。而現金股利支付水平以現金股利分配的相對變量股利支付率來度量，即上市公司年度每股稅前派息比與每股收益的比值，每股派息比稅前按照歸屬財政年度進行合并處理。

(2) 解釋變量。對于公司治理質量的衡量，在綜合考慮公司治理的內部機制和外部機制的基礎上，本文借鑒白重恩等(2005)的研究方法，構建公司治理指數作為公司治理質量的代理變量。對于公司治理指標的構建，選取反映高管持股、管理層激勵、股權結構、董事會特征、財務信息披露和透明度等治理機制的10個變量。高管持股方面選取經理層持股比例(X)與董事會持股比例(X)等變量。管理層激勵方面選取經理層薪酬(X)與董事會薪酬總額(X)兩個變量。董事會特征方面選取董事會規模(X)與獨立董事人數(X)兩個變量。股權結構方面選取第一大股東持股比例(X)與第二至第十大股東持股比例(X)兩個變量。信息透明度方面選取兩個虛擬變量：是否在其他市場上市(X)、審計狀況(X)。在獲得樣本公司2007至2014年的公司治理分指標后，首先采用主成分分析法對所涉及變量進行降維，得到能衡量公司治理各方面質量的因子。其次，將提取出的主成分因子的加權平均得分作為反映公司治理質量的公司治理指數，得分越高的公司，公司治理質量越好。

表1.相關變量含義與描述

含義變量名變量描述或計算方法 被解釋變量現金股利分配傾向P樣本公司當年支付現金股利為1，否則為0 股利支付率DIV/E樣本公司當年每股現金股利與每股收益的比值 解釋變量公司治理指數G_index借鑒白重恩等(2005)的做法，構建公司治理指數，以此衡量公司治理質量水平 公司治理各因子Fac_i提取的各主成分因子變量 經理層持股比例X1經理層持股總數/總股本 董事會持股比例X2董事會持股總數/總股本 經理層薪酬X3報酬最高的3名管理人員的薪酬總額取自然對數 董事會薪酬X4報酬最高的3名董事會成員的薪酬總額取自然對數 董事會規模X5董事會總人數，說明董事會的完善程度 獨立董事人數X6獨立董事人數，說明董事會的監督能力 第一大股東持股比例X7第一大股東持股總數/總股本 第二至第十大股東持股比例X8第二至第十大股東持股總數/總股本 是否其他市場上市X9公司在其他市場上市取值為1，否則為0 審計狀況X10公司年報由四大會計師事務所簽證取值為1，否則為0 控制變量盈利能力ROE凈利潤/總資產 資產負債率LEV總負債/總資產 公司規模SIZE公司規模的自然對數 成長機會GROWTHT年營業收入/t-1年營業收入

(3) 實證模型的構建。由于公司在制定現金股利分配政策時，面臨著兩個決策。一是決定是否分配現金股利，二是確定現金股利分配水平。因此，在檢驗公司治理對現金股利分配影響作用時我們從這兩個層面分別進行。

對于現金股利分配傾向，由于被解釋變量是取值為1和0的虛擬變量，我們采用Logit模型進行檢驗。對于現金股利水平，由于樣本公司中現金股利支付水平有大量觀測值取值為0，現金股利分配水平的分布為由一個離散點0與一個連續分布組成的混合分布。在此情況下，如果用OLS方法來估計，無論使用的是整個樣本，還是去掉離散點以后的子樣本，都難以得到一致的估計結果。我們采用Tobit模型對其進行檢驗?；净貧w模型如下：

LogitP=C+αG_index+βΣControlVaribles+ε (1)

LogitP=C+αΣFac+βΣControlVaribles+ε(2)

TobitDIV/E=C+αG_index+βΣControlVaribles+ε (3)

TobitDIV/E= C+αΣFac+βΣControlVaribles+ε(4)

3　實證結果分析

3.1公司治理的主成分分析

利用主成分分析求因子值的過程即通過標準化初始變量(以ZX表示，以示區別)的線性組合來表示因子。因子值是初始變量的線性加權平均。每一因子值與標準化初始變量的關系如表2所示。從因子得分系數矩陣，可以得到如下因子表達式：

=0.525ZX+0.503ZX-0.045ZX-0.015ZX+0.009ZX+0.036ZX+0.185ZX+0.152ZX-0.025ZX+0.053ZX

=-0.024ZX-0.026ZX+0.536ZX+0.544ZX-0.036ZX-0.044ZX-0.006ZX-0.026ZX-0.086ZX-0.044ZX

=0.026ZX+0.018ZX-0.041ZX-0.040ZX+0.536ZX+0.538ZX+0.023ZX+0.029ZX-0.075ZX-0.011ZX

=0.001ZX-0.006ZX-0.043ZX-0.085ZX-0.050ZX-0.035ZX+0.088ZX+0.152ZX+0.605ZX+0.568ZX

=0.157ZX+0.073ZX+0.013ZX-0.002ZX-0.010ZX+0.022ZX+0.756ZX-0.467ZX-0.064ZX+0.063ZX

表2.因子得分系數矩陣

標準化變量因子值 12345 ZX10.525-0.0240.0260.0010.157 ZX20.503-0.0260.018-0.0060.073 ZX3-0.0450.536-0.041-0.0430.013 ZX4-0.0150.544-0.040-0.085-0.002 ZX50.009-0.0360.536-0.050-0.010 ZX60.036-0.0440.538-0.0350.022 ZX70.185-0.0060.0230.0880.756 ZX80.152-0.0260.0290.152-0.467 ZX9-0.025-0.086-0.0750.605-0.064 ZX100.053-0.044-0.0110.5680.063

從旋轉因子矩陣結果，可以對提取的因子進行解釋。主要由經理層持股比例與董事會持股比例等初始變量構成，可理解為“高管持股”因子，高管持股比例越高，因子得分越高。主要由經理層薪酬與董事會薪酬等變量構成，可以理解為“管理層激勵”因子，高管薪酬激勵越多，因子得分越高。由董事會規模與獨立董事人數等變量構成，可以理解為“董事會特征”因子，因子得分越高，董事會規模越完善。反映股權集中和股權制衡的程度，可以稱為“股權結構”因子，得分越高，股權越為集中。主要由是否在其他市場上市、審計狀況等變量構成，反映著公司的信息透明度，因此將其稱為“信息透明度”因子，得分越高，信息透明度越好。

以提取各因子的方差貢獻率作為權重對因子進行加權匯總，得出中國上市公司公司治理綜合得分，具體表達式如下：

=(18.748+18.276+18.030+14.880+13.088)/83.021

3.2回歸結果分析

(1) 公司治理對現金股利分配的影響。從Logit回歸結果可以看出，公司治理質量回歸系數為正，且在1%的水平下顯著，說明公司治理質量對公司現金股利分配傾向存在著顯著的正向影響。從Tobit回歸結果可以看出，公司治理質量回歸系數顯著為正，且在1%的水平下顯著，說明在其他條件不變的情況下，隨著公司治理質量的提升，公司現金股利分配水平將提升。由此，說明總體而言中國上市公司公司治理對于現金股利分配的影響更多的如“結果假說”所述，良好的公司治理使得現金股利分配意愿和分配水平提升，現金股利分配是公司治理的結果。假設H1得到支持。

表3.公司治理對現金股利分配的回歸結果

變量Logit回歸：因變量PTobit回歸：因變量DIV/E (1)(2)(3)(4) G_index1.300***(15.590)0.510***(8.970) Fac_10.493***(13.270)0.177***(7.540) Fac_20.421***(11.750)0.172***(6.600) Fac_30.130***(3.880)0.071***(2.960) Fac_4-0.060 (-1.610)-0.004(-0.170) Fac_50.119***(3.740)0.047* (1.960) ROE2.244***(7.860)1.964***(6.830)0.364***(3.740)0.335***(3.300) LEV-3.310***(-18.230)-3.156***(-16.790)-1.722***(-13.310)-1.167***(-12.470) SIZE0.596***(17.260)0.659***(16.930)0.260***(11.710)0.296***(11.010) GROWTH-0.016*(-1.900)-0.014*(-1.850)-0.008(-1.600)-0.008(-1.540) C-11.008***(-15.590)-13.434***(-15.410)-5.197***(-11.310)-6.100***(-10.640) LR統計量1437.040***1515.400***548.640***555.660*** Pseudo R20.1770.1910.0330.035

注：括號內數值分別表示Logit模型與Tobit模型回歸系數的z值與t值；***，**，*分別表示在1%，5%和10%水平下統計顯著。

現金股利分配對公司治理各成分因子的回歸結果見表6模型(2)與模型(4)。無論是現金股利分配傾向還是現金股利分配水平，公司治理各方面對其影響比較趨同。

模型(2)與模型(4)的系數顯著為正，表明高管持股越多的公司，越傾向于分配現金股利，而且現金股利分配水平越高。顯然，在其他條件相同的情況下，高管持股能有效降低公司自由現金流過多帶來的代理問題。假設H2得到支持。

對于管理層激勵因子，無論對于現金股利分配傾向還是現金股利分配水平，都呈顯著正相關關系。這表明管理層薪酬的增加能減少管理層在職消費，促使其提高工作效益，減輕外部股權代理成本，增加現金股利的分配。假設H3得到支持。

董事會特征因子的回歸結果顯示，董事會完善程度與現金股利分配顯著正相關。因此，董事會越完善，董事會決策更為合理，代理沖突將得到有效控制。廣大中小股東的利益得到合理維護的可能性越大。獨立董事的監督制約作用得到有效發揮，公司分配的現金股利將更多。假設H4得到支持。

股權結構因子的回歸系數不顯著，隨著股權集中度的提升，現金股利分配并沒有表現顯著呈現上升趨勢。筆者揣測，這可能與股權分置改革的進行有關。股改后，公司內部控股大股東與外部中小股東的利益機制趨于一致，通過現金股利分配攫取公司利益的傾向大大減弱。股權集中無論對公司關于現金股利分配傾向還是現金股利分配水平的決策無法產生顯著影響。假設H5未能得到支持。

信息透明度因子系數顯著為正，說明信息透明度越高，公司現金股利分配傾向越強，現金股利分配水平越高。信息透明度的提升能降低公司內部人與投資者之間的信息不對稱程度，有效增強外部監督的效力。外部監督作用的有效發揮能迫使公司內部人做出合理的財務決策，增加現金股利的分配。假設H6得到支持。

結　論

鑒于以往從公司治理角度對現金股利分配的研究存在著許多爭議，而針對中國上市公司現金股利分配的探討還不夠全面，本文系統的分析了公司治理對現金股利分配的影響。

研究發現：總體看來，公司治理質量越好的公司，其現金股利分配意愿更強，現金股利支付水平更高，現金股利分配更多的是良好公司治理的結果。從公司治理各方面來看，高管持股比例更高，高管激勵越好、治理機制的監督制約價值越好的公司，現金股利分配意愿與現金股利支付水平更高。適度的股權集中能加強公司現金股利分配。公司信息透明度的增強對于現金股利分配未有促進作用。

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（責任編校：何俊華）

2016－01－04

歐陽木子（1988－），女，廣東東莞人，碩士，助教，研究方向為產業經濟學。

F27

A

1673-2219（2016）05-0130-05