治理主體動機與現金股利決策*

重慶理工大學會計學院 黎明 楊欣然

治理主體動機與現金股利決策*

重慶理工大學會計學院 黎明 楊欣然

本文以滬深A股2011-2013年數據為樣本，研究了治理主體動機對上市公司現金股利決策的影響。研究表明，公司高管層并不偏好現金分紅，高管權力越大對分紅負向影響越明顯，而股權激勵可以在一定程度糾正此種動機；控股股東在股權分置改革后表現出顯著的現金分紅“利益共享”特征；獨立董事對上市公司現金股利政策沒能產生積極的監督作用，而監事會對現金分紅決策機制的監督效果不明顯。

治理主體 現金股利決策 多邊治理

一、引言

現金股利政策是現代公司活動的一大核心內容。從微觀層面看，現金股利政策是公司籌資及投資活動的邏輯延續，也是公司理財活動的必然結果。從宏觀角度看，股利政策的好壞決定了企業能否獲得長期穩定的發展，能否在市場中建立起良好的公司形象，以及資本市場能否健康成長。因此，股利政策理論研究和實證研究一直是學術界的研究熱點。利益相關者理論（Freeman，1984）是為了平衡企業經營活動中各利益相關者的利益要求而進行的管理活動，其中任何影響企業目標實現或受企業目標實現影響的個人和群體都是“利益相關者”。具體來說，上市公司每年施行的現金股利政策往往是經理層、股東、債權人、非投資人這些“利益相關者”利益相互博弈的共同結果。在博弈過程中，各個“利益相關者”在博弈中的地位是由特定情況下的公司治理情況決定的，進一步影響到博弈的結果即股利政策，因此，某個時期公司所施行的股利政策只不過是各個利益主體在這個特定博弈條件下的一個均衡而已。公司高層、控股股東、獨立董事和監事會監事正是這些利益相關者中的一員，在整個博弈過程中他們各自從自己的利益動機出發，試圖影響博弈結果——股利決策，向有利于他們自己的方向發展。本文從上述四個治理主體的利益動機出發，研究其動機對公司現金股利決策的影響及程度。

二、理論分析與研究假設

（一）高管與公司股利決策傳統的委托代理問題是指代理人以個人利益最大化為目標，加之契約不完全、信息不對稱和人有限理性等，在股東和代理人之間會產生代理成本，損害股東的利益。《現代公司與私有產權》（Berle和Means，1932）提到這一觀點，認為高管在沒有或有很少公司股權時，會追求個人價值最大化，導致股東利益損失，企業價值降低。另外，Jensen和Meckling（1976）研究成果證明，企業價值與高管持股比例正相關，當高管完全擁有該企業，代理成本為零，企業價值最大。在這樣的前提之下，高管人員可以通過不分紅來擴大投資和增加現金流量，以達到擴大企業規模的目的，來實現企業的價值最大化。但同時，高管與股東的效用差異的深層原因是剩余索取權與控制權不匹配。因此，高管的股權激勵在降低代理成本方面會發揮很好的作用。Shleifer、McConnell和Servaes（1990）的研究發現，高管持股會產生利益趨同效應（The Convergence of Interest Effect），即隨著高管持股比例提高，對高管人員產生激勵作用，高管追求的效用會與股東趨向一致，從而可以降低代理成本，提高企業價值。高管人員出于擴大企業規模，實現企業價值最大化的動機，可能會減少分紅甚至不分紅。但因為高管持股或股權激勵的方式可以讓高管和股東的利益趨同，降低代理成本，所以這樣的方式會讓高管在做決策時考慮一定比例的分紅。綜上所述，提出假設1：

假設1：高管出于構建“帝國”的動機不偏好現金分紅，但高管持股可糾正此種動機

（二）控股股東與股利決策傳統的代理問題是建立在股權分散的前提之下，而對于世界上的很多國家，包括中國，股權是集中的，而不是分散的。在成熟市場國家中，11個西歐國家的5232家上市公司中44.29%由家族控制，股權高度集中（Faccio和Lang，2002）；在新興市場，40%以上的上市公司由家族控制（Claessen，2000）。當股權集中度能使得大股東對上市公司實施實質性控制時，外部股東與內部經理人員之間的利益沖突將變得不再重要，代理問題則更多地表現為大股東與小股東之間的利益沖突。我國目前的市場還不成熟，大多數上市公司的的控制權實際掌握在控股股東的手中，股權高度集中（徐曉東、陳小悅，2003），而且公司的管理層通常是有持股比例大的股東來擔任，控股股東和中小股東的代理問題就顯的尤為突出（何威風，2007）。控股股東可以利用其控制權的便利，以“自我交易”將公司資源轉移或以其他方式來增加自己的股權比例獲得利益，而不會選擇現金股利分紅這樣的方式來和小股東“股利共享”。綜上所述，提出假設2:

假設2：控股股東不愿與中小股東“股利共享”，對分紅決策有負向影響

（三）獨立董事與股利決策獨立董事以其獨有專業技能、豐富商業經驗和獨有洞察力可以有效地發揮監督職能。中國證監會2001年發布《關于在上市公司建立獨立董事制度的指導意見》，指出在中國境內上市公司引入足夠數量的獨立董事，可以改善我國上市公司的治理結構。獨立董事最主要的職能就是“監督”，希望能以此來解決股東與經理層以及大股東利益侵占問題。Fama&Jensen（1983）認為獨立董事在行使關鍵決策控制職能時處在一個更有利的位置上，可以緩解管理者和股東之間的代理沖突。Schellenger et al.（1989）研究表明獨立董事比例與公司現金股利支付正相關。國內學者蔡偉（2005）從公司契約理論出發，把熟悉公司經營現狀和發展態勢的獨立董事看做是公司契約的重要主體之一，因為他們有更多的途徑了解公司。同時獨立董事大多是財務金融法律等方面的專家學者，可以促使管理層做出合理的股利分配決策，防止濫用。綜上所述，提出假設3:

假設3：獨立董事具有監督作用，對現金股利決策有積極影響

（四）監事會與股利決策監事會制度是我國公司治理的重要制度安排。從理論上分析，監事會既體現了公司治理機構設置的分權制衡思想，還可以降低代理成本。從具體法律上看，我國《公司法》規定：監事會應當包括股東代表和適當比例的公司職工代表，其中職工代表通過民主選舉的方式進行選任，比例不得低于三分之一。同時，董事長和高管不能兼任監事。由此可見，監事會是一種多元化的組織結構，各利益相關者都廣泛地參與其中，形成利益相關者共同監督機制。在監事會擁有的諸多監督權中包括檢查公司財務的權利，這將有助于公司財務決策偏向各利益相關者發展。2013年發布的《上海證券交易所上市公司現金分紅指引》規定上市公司監事會對董事會執行現金分紅政策和股東回報規劃以及是否履行相應決策程序和信息披露等情況進行監督，監事會應對以上三種情形發表明確意見，并督促其及時改正。所以，監事會出于保護中小股東利益和發揮其應盡的財務監督作用的動機，對現金股利決策應發揮積極的作用。綜上所述，提出假設4:

假設4：監事會對財務決策有監督作用，對現金股利決策有正向影響

三、研究設計

（一）樣本選取與數據來源本文初始研究樣本為滬深A股2011-2013上市公司數據，并且對樣本做了以下篩除：剔除財務特征特殊的金融保險行業上市公司樣本；剔除處于財無異常時期（如ST、*ST等）的上市公司樣本；剔除個別研究指標缺失的上市公司樣本。經過上述篩除最終得到5531個有效樣本。樣本公司財務數據及現金分紅數據均取自CSMAR數據庫，統計分析主要使用stata12.0計量軟件。

（二）變量定義（1）主要變量。本文主要考察治理主體動機對上市公司現金股利政策的影響。其中，公司現金股利政策用上市公司年度每股股利（DPS）衡量。在我國，上市公司不分紅是一種“常態”，因此，因變量DPS有明顯的“截尾”特征，在回歸分析中采用tobit模型。為刻畫財務主體動機對現金分紅決策的影響，選取以下4個指標，用于觀察治理主體動機對上市公司現金股利政策的影響：高管（Power）：借鑒Finkelstein（1992）對管理層的模型構建。首先分別從組織結構、專家和所有權等方面選取3方面的基礎指標，分別是董事長、CEO二職兼任；董事會規模；內部董事比例。在選取上述基礎指標的基礎上，借鑒權小峰等的方法，利用主成分分析方法合成度量管理層的綜合指標。控股股東持股（Sh1），用公司第1大股東持股占全部股本的比例衡量。Sh1越大，控股股東在上市公司現金股利決策中“話語權”越大。獨立董事比例（Dulidirector），獨立董事人數占董事會總人數的比例。Dulidirector越大，獨立董事在上市公司現金股利決策中監督作用越明顯。監事會規模（Jianshi），用公司監事會總人數進行測度。Jianshi指標越大，說明公司監事會越有能力監督上市公司現金股利決策。（2）控制變量。為控制其他可能因素的影響，本文考慮并控制了以下公司基本面影響現金股利政策的因素：高管持股Avchigu；股權集中度Jzhong；貝塔系數Beta；主營收入Lnincome；法人股持股比例Farengu；財務杠桿Debtra；每股收益Eps；每股經營現金流Cops。相關變量定義參照表1。

表1 變量定義

（三）模型構建現金股利分紅具有“截尾”特征，所以選取Tobit回歸模型，模型公式如下：

四、實證分析

（一）描述性統計從表2、表3可以看出，每股股利的平均值為0.0954，與最大值3相比還有很大上升的空間，說明我國大多數上市企業的每股股利偏低。而每股股利的最小值和1/4位數都為0，說明了在這個時間段內，我國很多上市公司都沒有進行分紅。高管權力的平均值為1.207，標準差為0.0518，意味著大多數的上市公司高管權利相近。控股股東持股比例、獨立董事比例和監事會規模都符合正態分布，大多數的上市企業的是平均值附近，只有極少的企業遠遠大于或小于平均水平。而控股股東持股比例的均值37.3%、獨立董事比例的均值36.1%和3.93的監事會平均規模也符合我國公司治理準則的基本要求。在關鍵的控制變量方面，股權集中度平均值為57.7%，中位數為58.46%，說明我們國家上市公司的股權相對集中。高管持股的平均值501821、中位數943.3和標準差2.34E+06意味著上市企業的高管持股呈現兩極分化的情況。

表2 變量描述統計表（1）

表3 變量描述統計表（2）

（二）相關性分析表4是主要變量的相關性檢驗。結果顯示高管權力和每股股利的相關性為顯著負相關，說明高管的權力越大，現金股利水平越低。同時，高管持股數和每股股利顯著正相關，表明高管持股對現金分紅有一定“激勵”。初步支持了假設1——高管不愿意進行現金分紅；但當高管持股時，會愿意進行股利分紅。控股股東持股比例（Sh1）和每股股利顯著正相關，說明第1大股東持股越多，上市公司分紅水平越高，一定程度上說平控股股東持股對上市公司現金股利提高有積極影響。獨立董事比例Dulidirector和每股股利在5%水平顯著負相關，這可能因為在我國上市公司中，獨立董事并沒有發揮出應有監督作用，假設3未獲得支持。監事會規模Jianshi和每股股利在1%水平顯著正相關，說明監事會規模越大的上市公司現金分紅水平往往越高。一定程度上說明監事會的監督作用對現金股利決策有正向的影響，假設4獲得了支持。

表4 主要變量pearson相關系數表

（三）回歸分析為進一步考察在加入相關控制變量后，治理主體動機對現金分紅決策的影響，本文進一步做了回歸分析（見表5）。首先對四個主要變量做了單一的回歸分析，之后再加入了其他控制變量來做第二次的回歸分析。高管權力Power在單一變量回歸中系數為-2.146，多控制變量回歸中的系數為-2.207，并且都在1%水平顯著。這說明高管存在利用權力降低公司分紅水平的動機。根據公司現金分紅的代理理論，現金股利支付會降低高管手中可操控的現金流，不利于高管在職消費及投資創造“帝國”，因此，高管沒有分紅決策的“內生動力”。但同時也可以看到，高管持股的系數顯著為正，說明高管持股使得高管與股東利益趨于一致，有助于提高高管分紅決策的積極性。綜上所述，高管擁有運用手中權力降低現金分紅水平的動機，但當其持有公司股份的時候，其不偏好分紅的動機會發生扭轉，本文假設1得到驗證。控股股東持股（Sh1）單一變量回歸的結果顯示系數為正但不顯著；但加入控制變量后，系數則顯著為正。這說明第1大股東持股對上市公司現金分紅水平的提高有正向影響，與相關性分析結論基本一致。結合我國資本市場制度背景來看，股權分置改革后大股東與中小股東有了共同的利益基礎，控股股東利益實現機制也逐漸從“掏空式”利益實現向與中小股東利益共享轉變。本文的經驗證據則說明控股股東在上市公司現金股利決策中有一定積極治理效應。獨立董事比例的回歸系數在單變量回歸和加入控制變量的多變量回歸中均顯著為負。說明在我國資本市場總體分紅水平偏低的現實狀況下，獨立董事并未能在上市公司現金股利決策中發揮積極作用，本文假設3沒得到印證。獨立董事制度，曾被寄予維護中小股東利益、完善上市公司法人治理結構的厚望，但實行該制度十年以來，該功能并未完全發揮。監事會規模的系數在單變量回歸中顯著為正，在多變量回歸中也為正但不顯著。這說明，監事會作為上市公司決策內部監督機構對現金股利政策的制定表現出一定的積極影響，但其監督角色的發揮有限。上交所《現金分紅指引（2013）》明確提出，監事會應該對上市公司現金分紅決策的過程和信息披露進行監督，而本文的經驗證據并未發現監事會對分紅政策發揮顯著的監督效應。因此，如何發揮監事會在分紅決策中的監督、否決機制是值得深入研究的課題。

五、結論

本文研究發現：高管權力對現金分紅水平有負向影響，但高管持股可削弱這種負面效應；控股股東對上市公司現金分紅水平的提升有積極影響，說明股權分置改革后控股股東與中小股東實現了利益趨同；獨立董事雖被寄予保護中小投資者利益的厚望，但本文未發現獨立董事能保護中小股東分紅權益的經驗證據；我國《現金分紅指引（2013）》指出監事會具有監督現金股利政策的義務，然而本文的經驗證據表明，監事會的現金股利政策監督效果并不明顯。本文認為，財務主體是上市公司現金股利政策的決策者。因此，財務主體利益關系及利益博弈格局的重塑是我國資本市場現金股利政策優化的關鍵。目前而言，應該強化獨立董事、監事會等治理機制在我國上市公司現金股利決策中的監督權，弱化高管層現金分紅政策決策中的代理問題，多邊治理應該是現金股利決策的未來取向。

表5 Tobit回歸分析結果

*本文系安徽省高校省級人文社科研究重點項目“上市公司現金分紅決策的內部機制優化研究”（項目編號：SK2014A395）的階段性研究成果。

［1］姜琪、宋逢明：《中國上市公司現金股利決策模型》，《清華大學學報（自然科學版）》2012年第2期。

［2］武曉玲、狄躍強：《我國上市公司現金股利政策研究》，《山西財經大學學報》2009年第8期。

［3］王化成、李春玲、盧闖：《控股股東對上市公司現金股利政策影響的實證研究》，《管理世界》2007年第1期。

［4］韓亮亮、李凱、宋力：《高管持股與企業價值》，《南開管理評論》2006年第4期。

［5］趙昌文等：《家族企業獨立董事與企業價值》，《管理世界》2008年第8期。

［6］李維安、郝臣：《中國上市公司監事會治理評價實證研究》，《上海財經大學學報（哲學社會科學版）》2006年第3期。

［7］祝繼高、王春飛：《金融危機對公司現金股利政策的影響研究》，《會計研究》2013年第2期。

（編輯梁恒）

表5 模型標準化路徑系數

五、結論

認識和了解民族文化差異如何反映在工作滿意度上，繼而反映在企業盈利能力上，不僅對理論界對實務界也具有重要意義。依據實證分析，本文得出如下結論：（1）六個預測變量中對工作滿意度有顯著預測力的變量有權力距離、雄心指數與長期導向。此實證結果與Eskildsen et al.（2010）的實證結果不太相同，Eskildsen et al.實證結果發現MAS和PDI有預測力。但本文發現，除了MAS和PDI，LTO對工作滿意度也有決定性作用。（2）員工滿意度、顧客滿意度與盈利能力關系來說，員工滿意度間接影響企業盈利能力。這與Chi&Gursoy（2009）的研究結論一致。（3）就民族文化與企業盈利能力關系來說，民族文化六個維度通過員工滿意度與顧客滿意度間接影響企業盈利能力。其中長期導向直接影響ROA。根據以上實證結果可以得出，權力距離與雄心指數能對企業員工滿意度起決定性作用。長期導向不僅對企業員工滿意度也對企業盈利能力有直接影響。孔子與如家思想正是體現在長期導向文化價值觀上，所以我們要弘揚我們所具有的優良文化特質的民族傳統文化，增強優良傳統文化的影響力，根據企業自身擁有的無形資產，提高企業盈利能力，促進企業發展。

參考文獻：

［1］Jacob Eskildsen Kai Kristensen Henrik Gjesing Antvor, The Relationship between Job Satisfaction and NationalCulture, The TQM Journal,2010.

［2］Scanlon,G.Standards for Nonfinancial Performance Measures？Conceptual Framework Project,Standard Setting Projects,2009.

［3］Malgharni,A.M.,Soomasundaram,N.R.,Multaiyah,S. Non-Financial Performance for Firm's Evaluation,European Journal of Economics,Finance and Administrative Sciences, 2010.

（編輯梁恒）