监管政策、高管激励与公司现金股利政策

杨俊 陈金勇 孙建波

(1.3.中南财经政法大学会计学院，湖北 武汉 430074；2.湖北大学商学院，湖北 武汉 430062)

在2001年以前，中国上市公司的股利政策突出表现为不分配公司逐年增多，并且股利支付率水平偏低(李常青，1999)[2]，这种低股利分配水平甚至相对于成熟市场“股利消失”现状的公司还为不如(Fama和 French，2001)[1]。鉴于国内新兴资本市场中上市公司分红行为的上述异象仅靠市场来自发调节修正显然不够现实，从2001年3月开始到2013年止，中国证监会循序渐进地6次颁布系列股利监管政策文件，将公司增发或配股的资格直接与股利分配水平相挂钩；财政部、国家税务总局、国资委和上交所也出台了促进公司建立持续、稳定、科学、透明的分红机制，提高投资者价值投资理念的相应政策文件。

研究表明，短时间内迅速发展起来的新兴资本市场，并不具有英美等发达市场的完善公司治理框架、强力投资者保护法规和投资者理性程度等特征，因此大都使用过强制性或半强制性分红监管政策，不过政策效果并无定论(何基报，2011)[3]。国内对2008年半强制分红政策出台市场反应的研究则表明，半强制分红政策对有再融资需求或潜在的再融资需求的成长型以及竞争行业上市公司带来了一定的负面影响，可能存在“监管悖论”的局限性(李常青，2010)[4]。

我国证监会2006年发布的《上市公司证券发行管理办法》，首次实际将分红监管与再融资资格“挂钩”，提出“上市公司公开发行证券应符合最近3年以现金或股票方式累计分配的利润不少于最近三年实现的年均可分配利润的百分之20%”。这种量化先期利润分配比例来确定公司再融资资格的做法，会怎样影响公司的股利决策呢？公司股利分配政策的决策者主要是公司包括管理者和控股股东在内的内部人，那么监管政策的调整是否使得管理层激励与现金股利政策之间的协同效应发生改变呢？更进一步，如果监管政策的调整促使管理层股利分配决策更为合理化，逻辑上公司整体价值将得到提升，那么监管政策的调整是否使得管理层激励与公司价值之间的关系发生预期的“正能量”改善呢？

本文试图实证考察我国系列半强制分红政策出台后，公司管理层激励与现金股利政策之间的协同效应是否对政策调整做出反应，如果是的话，对公司价值又会产生什么样的影响。本文研究试图为新兴市场股利分配的政府监管政策制定或修改提供经验证据，也可为我国上市公司分红机制的进一步理顺和完善提供理论参考。

制度背景、理论分析与假设发展

一、制度背景

我国股票市场成立的长期一段时间以来，上市公司大多“融资”积极、分红消极，重筹资轻回报的思想表露无遗，资本市场资源配置功能日益弱化，市场投机气氛甚嚣尘上。因此，监管部门主动介入，采取如颁布引导或强制性股利的监管政策来保证投资利益的做法成为一种自然的监管思路。证监会在《上市公司新股发行管理办法》(证监会，2001)、《关于加强社会公众股股东权益保护的若干规定》(证监会，2004)等监管法规中，开始实施将分红与再融资资格相挂钩的做法。2006年5月6日证监会发布《上市公司证券发行管理办法》，标志着股利监管进入了实质监管期，办法中第一次量化对于分红比例的要求，基本堵住了上市公司“钓鱼式分红”获得再融资资格的通道。2008年10月7日证监会发布《关于修改上市公司现金分红若干规定的决定》，在分红数量方面由2006规则中的20%提升至30%，在分红方式要求方面，从2006年规则中的”现金或股票方式”直接要求必须是“现金分红方式”，进一步提高了再融资企业分红的“门槛”要求，在一定程度上起到了遏制上市公司“重圈钱、轻回报”乱象的作用。

从公司高管激励状况来看，国内上市公司高管激励体系主要由年薪、在职消费与股权激励三部分构成。股票市场初期我国上市公司高管年薪明显表现为“管制过度”(陈冬华，2005)[5]；后期随着改革开放的深入，要素市场化程度的提高，经理人才激励措施备受关注，上市公司高管的薪酬又表现出过快增长的态势，近年，部分上市公司业绩滑坡而高管却薪酬高企，更是引起社会公众的纷纷质疑。隐性在职消费在我国具有普遍性，因此在职消费在我国高管激励契约中同样占用重要地位，并且具有一定的存在价值(陈冬华，2005)[5]。在货币薪酬不足以激励高管努力程度下，在职消费可以成为补充性的激励手段。从股权激励来看，2005年股权分置改革启动前，我国只有少数上市公司开始引入股权激励机制，并且股权激励行为大都不规范。2006年1月1日《上市公司股权激励管理办法(试行)》开始颁布实施，对于国有控股上市公司的股权激励，国资委、财政部于2006年9月13日特别发布了《国有控股上市公司(境内)实施股权激励试行办法》，自此推出高管股权激励方案的上市公司也日见增多，到2013年止A股已实施股权激励上市公司远超过400家，两市接近五分之一的公司都推出自己的高管股权激励方案，并且基本以股票期权和限制性股票作为上市公司高管激励的模式。

国内公司的股利分配政策，由于上市公司控股股东在公司财务决策方面具有控制或决定权，通常也由控股股东主导包括分红政策在内的公司财务政策。在股权分置改革完成前，控股股东不但可能更加偏好发放高现金股利，也有能力实现这一点。另外，高度集中的股权加剧了我国控股股东代理问题。股权集中可能会引发大股东与其他股东间的严重代理问题，比如拥有控制权优势的大股东，可以通过关联交易、担保贷款、利益输送、恶意分红、资金占用等直接或间接“隧道”方式，转移上市公司资源，侵害中小股东利益，不过，这种大股东的“利益输送”行为，在控股股东持股比例较高时，大股东倾向于以高分红、关联交易等方式实现“利益输送”；持股比例低时，则倾向于采用担保、股权转让和资金占用等方式(刘峰等，2004)[6]。

二、理论分析与假说发展

股利代理成本理论认为股利支付能够有效地降低公司代理成本。高现金股利支付的另一面就是公司留存收益相应减少，公司可资使用的内部资本额减少，公司的现金流量也减少，这意味着公司新投资项目由公司内部资本支撑不再可行，管理层被迫寻求外部负债或权益融资，接受资本市场的审视，从而迫使管理者主动积极降低代理成本，以实现低成本外部筹资。同时，这种股利支付让管理者的在职消费或过度投资等自肥行为变得不可行或成本提高，管理者要保证期望收益至少不低于前期的话只能放弃隐形收益，转而诉诸于显性的货币薪酬或股权激励。

另一方面，管理者选择支付高现金股利时，实际上向市场发出一个自身相对优秀的有效信号。因为公司股利支付后，如果进行权益融资，未来公司每股税后盈利将被摊薄，这意味着公司要维持既有程度的股利支付率的话，管理层相对以前年度而言，需要提高工作努力程度，或具有优越的经营管理能力，以维持公司良好的未来业绩并持续支付较高水平的股利。

国内研究表明，高管薪酬激励和现金股利政策都能提高企业价值，并且两者在提高企业价值上表现出协同效应，同时，企业产权性质和地区市场化程度会对这种协同效应产生影响(梁彤缨、陈 波、陈超辉，2014)[7]，不过当现金股利政策的决定受外部监管政策重大变动的影响时，这种协同效应会发生什么样的变化呢？换言之，股利监管政策变动怎样影响管理层激励与现金股利政策对企业价值的协同效应呢？证监会从2001年开始发布一系列半强制分红政策，但实际上只是在2006年5月发布《上市公司证券发行管理办法》，第一次量化再融资资格的前期分红比例，才真正进入股利的实质监管期。理论上如果管理者拥有足够的激励条件时，面对这种股利监管政策，会选择高股利政策来提高公司价值，因此，进入股利实质监管期后，如果这种监管政策有效的话，相对之前而言，管理层选择更高水平的股利支付来最大化自己的私人收益。

基于以上分析，本文提出如下假设：

H1：股利实质监管政策的实行，可以促进管理层激励与现金股利政策对企业价值的协同效应提高。

不同产权性质的企业，不但财务政策(如投资、股利分配等)的决定机制存在明显差异，管理人员的报酬决定机制也截然不同，这两者都可能对高管激励的效率产生重要影响。在非国有公司中，不存在所有者缺位和控制人监管缺失的问题，管理人员薪酬市场化定价的程度和灵活性都较国有公司为高；在国有公司则显著不同，国有控股往往导致内部人控制，内部人利用所掌握的权力自定薪酬，从而形成激励过度，一些国有企业承担非经济性的政策性目标，虽然能够获得政府保护或补贴等政策性收益，但同时也常常陷入国有企业预算软约束的泥淖，降低国有企业的经营效率及管理者激励机制。不同产权性质的公司，面对股利政策监管的调整，由于激励机制的不同，非国有公司相对国有公司而言，管理层激励与现金股利政策对企业价值的协同效应将会更高。

基于以上分析，本文提出如下假设：

H2：股利实质监管政策的实行，可以促进管理层激励与现金股利政策对企业价值的协同效应提高，这种效应在非国有公司中将更为显著。

另外，既然现金股利在法律对投资者利益保护完善的国家中能够充分起到公司股东信息传递和代理问题缓解的良性作用，那么逻辑上，在中国现有这种资本市场法律对投资者利益保护远欠完善和投资者缺乏事后救济的环境下，通过监管部门的行政规则出台强制性股利政策，理论上应该能够起到保护中小投资者利益的作用。这样，这一效应传递到市场上，反映在公司价值层面，高管理层激励与高现金股利政策将会提高投资者对公司的定价。

基于以上分析，本文提出如下假设：

H3：股利实质监管政策的实行，可以促进管理层激励对公司价值效应的提升。

研究设计与样本选择

一、模型设定与变量说明

1.模型设定

借鉴姜付秀、黄继承(2011)[8]，梁彤缨、陈波和陈超辉(2014)[7]的做法，结合国内研究文献结果，我们构建模型(1)对假说H1进行检验：

对假说H2的检验，我们对模型(1)按照是否国有公司分别进行回归进行检验。

对假说H3的检验，由于公司价值、管理层激励与公司股利政策的共同决定性质，换言之，由于可能存在的内生性问题，我们建立以下联立方程组进行相应检验：

2.实质监管效应的双重差分估计(Difference-in-Differences，DID)

除使用混合截面回归之外，我们还使用双重差分估计来估计实质监管效应。实施某项公共政策可看作是自然实验或准实验，比较受政策影响处理组(treatment group)和未受影响的控制组(control group)就能得到该政策的效应(周黎安、陈烨，2005)。

这里使用双重差分模型的基本想法是，实质股利监管一方面制造了同一个公司在监管前后的差异，同时也制造了在同一时点上受监管公司与非受监管之间的差异，基于这双重差异形成的估计有效控制了其他共时性政策的影响和受监管公司与非受监管的事前差异，从而可识别出实质监管政策产生的效应。

表1 主要变量定义说明

因此，本文将检验样本分为两组：一组是“处理组”，即“实质监管”政策发布后进行了股权再融资，直接受到政策影响的SEO上市公司样本组；另一组是“控制组”，即“实质监管”政策发布后没有进行股权再融资，政策未直接影响的非SEO上市公司样本组。为进行双重差分分析，本文定义以下变量：虚拟变量SEO，处理组上市公司样本取1；控制组取0；时间变量time，实质监管后的年份(2007～2010年)取1，之所以将2006年剔除是考虑到股利发放效应的时滞性；实质监管前的年份(2001～2005年)取0。

3.变量说明

在表1中我们给出了回归模型使用的变量及其计算说明。

二、样本选择和数据来源

我们以CSMAR数据库中的中国上市公司财务报表、公司治理和财务指标数据库为基础，初选样本包括了沪深股市1999～2013年间所有A股上市公司。由于特殊的财务结构，我们首先剔除了金融保险与房地产行业；在此基础上，剔除了st和*st等特殊处理观察值，以减轻异常值影响；最后剔除了相关数据缺失的观察值，得到15790个公司年观测值。本文公司分红数据取自于国泰安“中国股票市场股利政策研究数据库”；相关财务数据取自于CSMAR中国上市公司财务报表数据库、中国上市公司治理结构研究数据库；配股、增发上市公司信息取自于CSMAR中国上市公司配股、增发研究数据库。

在回归前，为了消除极端值对连续变量造成的影响，本文利用Winsorize极值的处理方式，对处于0～1%和99～100%之间的极端值样本予以相应替换成1%位和99%位的变量值。一些可能存在共线性问题的变量，我们进行了中心化处理，即使用变量减去变量均值后的数据来替换，包括高管薪酬(zlnacm)、每股股利(zdps)等变量。

实证结果与分析

一、主要变量描述性统计

表2、3、4分别报告了全样本、实质监管前、实质监管后主要变量的描述性统计结果。

可以发现，2001～2013年间A股样本公司的托宾Q值平均为1.655倍，股利实质监管前为1.15倍，股利实质监管后为1.844倍，差异显著。

表2 模型变量描述性统计情况(N=15790)

表3 实质监管前主要变量描述性统计情况(N=4313)

表4 实质监管后主要变量描述性统计情况(N=11477)

二、主要变量相关分析

检验我们三个假说所设定模型中涉及主要变量的Pearson积差相关系数和秩Spearman相关系数的相关检验结果见表5。

因变量tobinq与实质监管变量yeas06的Pearson积差相关系数为0.041，在1%的统计意义上显著；相应指标的Spearman秩相关系数则为0.248，也在1%的统计意义上显著。

表5 模型涉及主要变量的Pearson积差相关系数和秩Spearman相关系数

表5 (续) 模型涉及主要变量的Pearson积差相关系数和秩Spearman相关系数

Pearson相关系数衡量两个随机变量间的线性相关程度，在数据来自正态分布，且样本大小适中或是足够大时，样本的该相关系数就是总体相关系数的极大似然估计，且具有渐进无偏性和有效性；由于Pearson线性相关系数预含数据成对从正态分布中获得和数据是逻辑意义上的等间距数据这两个前提假设，放松该假设下可以用Spearman(1904)的秩相关系数来代替度量两变量联系强弱(Lehmann, D'Abrera, 1998)。本质上Spearman秩相关系数就是排序变量间的 Pearson线性相关系数，因此我们同时考察两种情况。

因此，就我们的样本而言，因变量 与实质监管变量两变量无论在线性或非线性意义上都具有相关性，并且都具有统计意义上的显著性。

表6 监管政策调整、高管激励与现金股利政策的回归结果

三、检验结果分析

1.多元回归分析

基于理论分析中的假说检验模型(1)，我们首先将样本划分为全样本、国有公司样本和非国有公司样本三种情况，然后分别使用无交乘项和有交乘项两种混合截面数据回归方法进行OLS回归，六组回归的结果见表6。

从实质监管哑变量(year06)的回归系数来看，六组回归的系数为正且都在1%统计水平上显著不为0，经济意义也达到约1%的影响水平，不过，显然实行实质监管政策的前后并无太大差异。

从高管薪酬变量(alnacm)的回归系数来看，六组回归的系数同样为正且都在1%统计水平上显著不为0，这表明管理层激励对企业价值具有提升作用，不过，显然实行实质监管政策的前后也并无太大差异。

从管理层持股变量(msr)的回归系数来看，六组回归的系数均为负数且都在1%统计水平上显著不为0，这表明管理层持股对企业价值具有抑制作用，不过，这一效应在实行实质监管政策的前后也并无太大差异。

从股利支付变量(zdps)的回归系数来看，六组回归的系数中有五组回归系数都为正数且都在1%统计水平上显著不为0，只有非国有公司带交乘项的回归中系数为负并且没有统计意义上的显著不为0。总体上，现金股利政策也对企业价值具有提升作用，不过这一点在非国有公司中并不明显。

从交乘项的回归结果来看，高管货币薪酬变量(zlnacm)与股利支付变量(zdps)交乘后的回归系数在全样本下为正但并不显著，在非国有公司样本下为正且在10%统计水平上显著，而在国有公司样本下为负且不显著。总体上，货币性的管理层激励与现金股利政策对企业价值的具有互补性，换言之，两者对企业价值具胡提升的协同效应，但这一效应并不是很明显，并且在国有公司中，这种协同效应转变成为不明显的替代效应了。

高管持股变量(msr)与股利支付变量(zdps)交乘后的回归系数在全样本非国有公司样本及国有公司样本下都为负且都不显著。因此，总体上，股权性的管理层激励与现金股利政策对企业价值的具有相互替代的性质，但这一效应并不是很明显，并且在国有公司或非国有公司中，这种替代效应基本无差别。

从高管货币薪酬变量(zlnacm)与股利支付变量(zdps)和实质监管变量(year06)三者的交乘项回归结果来看，三项回归下系数都为正数，但只是在全样本下才具有5%统计水平上的显著性。因此，从总体上来说，货币性的管理层激励与现金股利政策对企业价值的协同效应，在实质监管后确实有明显的增加，没有拒绝我们的假设H1，不过应该注意的是，不管国有或非国有公司，这一效应虽然存在，但并不是很明显。

值得注意的是，我们的假说H2并没有充分的证据支撑，实际上，从上述三变量交乘项的回归系数来看，国有公司或非国有公司中股利实质监管政策的实行，都可以促进管理层激励与现金股利政策对企业价值的协同效应，但这一点在国有公司中显得更为明显些，尽管都不显著。

2.双重差分效应估计

上文分析已经说明，高管货币薪酬变量(zlnacm)与股利支付变量(zdps)和实质监管变量(year06)三者交乘项回归系数都为正数，并且在全样本下具有5%统计水平上的显著性。这一结果总体上支持我们的假说H4-1,即货币性的管理层激励与现金股利政策对企业价值的协同效应，在实质监管后确实有明显的增加，尽管区分国有或非国有公司样本时，这一效应的显著性降低。

表7 双重差分模型(DID)估计结果，因变量为

本节我们用双重差分估计方法来估算实质监管后净效应。

表7报告了在加入控制变量后DID模型的估计结果。其中模型1为全样本的估计结果，模型2、3分别为非国有公司组、国有公司组的双重差分模型估计结果。表4-7的回归结果显示，双重差分模型交乘项seo×year06的系数分别为-0.0373、-0.0397、-0.1701，全样本和非国有公司组中都不显著，仅国有公司组中在10%统计水平上显著不为0。

总体上，证监会分红的“实质监管”并没能起到促进股权再融资上市公司企业价值(以tobinq衡量)提升的作用，进一步分析还可以发现，“实质监管”虚拟变量 的回归系数在1%水平上显著，说明2006年以后证监会等部门对于上市公司分红的“实质监管”显著提高样本公司以tobinq衡量的企业价值水平；seo的回归系数都为正，只有非国有公司组中不显著，说明相比于非再融资上市公司，融资公司以tobinq衡量的企业价值水平更高。

表8 公司价值、管理层激励与公司股利政策——联立方程回归结果

3.联立方程组回归结果

由于公司价值、管理层激励与公司股利政策的内生性，我们使用由模型2、3、4组成联立方程，使用三阶段最小二乘法来减弱三变量相互作用的性质，考察管理层激励与公司股利政策对企业价值的真实影响。结果见表8。

从表8的联立回归结果可以发现，在控制公司价值、管理层激励与公司股利政策间的联立性后，管理层激励变量(zlnacm)回归系数为正且在1%统计水平上显著不为0，公司股利政策变量(dps)回归系数虽然为正，但显著性水平超过10%，因此，总体上来看，管理层激励与公司股利政策确实对公司价值产生正面影响。

稳健性检验

针对上述实证结果，我们还进行了如下的稳健性检验：(1)对于企业价值的衡量，我们对非流通股权市值用流通股股价代替，重新计算托宾值Q 做了替换，重新进行了回归分析，结论保持不变。另外，我们还用期末净有形资产作分母，重新计算托宾值Q 做了替换，重新进行了回归分析，结论保持不变。(2)对于股利支付的衡量，我们使用股利支付率替代每股股利，重新进行了回归分析，结论保持不变。(3)对于企业负债水平的衡量，我们使用银行债务占总资产的比率对此变量做了替换，然后重新进行了回归分析，结论保持不变。(4)对于高管薪酬变量，我们用所有高管层平均薪酬的自然对数对此变量做了替换，然后重新进行了回归分析，结论保持不变。(5)对于企业规模的衡量，我们使用年末净资产的自然对数对此变量做了替换，然后重新进行了回归分析，结论保持不变。

整体上，我们的结果具有一定的可靠性。

结论

针对中国分配股利的上市公司比例偏小，股利支付率平均水平偏低的现象，中国证监会从2001 年3月开始到2013年止循序渐进地6次颁布系列股利监管政策文件，其中2006年以量化既往利润分红比例的方式直接将再融资资格与之挂钩。

这种半强制性分红监管政策，会怎样影响公司的股利决策呢？公司股利分配政策的决策者主要是公司内部人，股利监管政策调整是否能使得管理层激励与现金股利政策之间的价值协同效应发生改变呢？换言之，监管政策的出台是不是促进了公司高管激励与分红之间的正面联接呢？监管政策的调整是否使得管理层激励与公司价值之间的关系发生预期的“正能量”改善呢？

本文实证研究我国系列半强制分红政策出台后，公司管理层激励与现金股利政策之间的协同效应是否对政策调整做出反应，进一步考察了这种反应对公司价值产生的影响。

我们发现，从总体上来看，货币性的管理层激励与现金股利政策对企业价值的协同效应，在实质监管后确实有明显的增加，不过应该注意的是，不管国有或非国有公司，这一效应虽然存在，但并不是很明显。

本文研究为新兴市场股利分配的政府监管政策制定或修改提供了新的经验证据，也为监管部门进一步理顺和完善我国上市公司分红机制提供了理论依据。股利监管政策实施的效果在一定程度上有赖于先行理顺上市公司高管的激励机制，提高公司治理水平，特别应该注意防止控股股东间接淘空公司，侵害中小股东利益行为的发生。