公司治理对现金股利分配的影响研究

欧阳木子



公司治理对现金股利分配的影响研究

欧阳木子

（东莞理工学院，广东 东莞 523808）

公司治理对上市公司的现金股利分配有着重要的影响。首先通过因子分析对上市公司治理数据进行降维处理，得出反映公司治理质量的综合指数。随后通过Logit模型与Tobit模型从现金股利分配倾向与支付水平两个维度研究了公司治理对现金股利分配的影响。研究发现，现金股利分配更多的是良好公司治理的结果。

现金股利分配；公司治理；主成分分析

引　言

现金股利分配作为公司利润分配的重要方式之一，对股东利益的获取有着重要意义。但由于我国资本市场存在着长期股权分置的背景，上市公司的治理机制尚不完善，公司进行现金股利分配的主动性不足，回报股东的意识薄弱。虽然，随着股权分置改革的完成，上市公司治理机制得到逐步完善，现金股利分配的积极性也有所提升，但与国外成熟资本市场相比，仍存在一定差距。而且长期以来，中国上市公司现金股利股息收益率偏低。由于现金股利分配关系到公司各方利益相关主体权益的分配，是股东、经理层、债权人等利益相关者相互博弈的共同结果，因此公司治理是决定公司现金股利分配决策的一个重要问题。

许多文献从不同角度对上市公司现金股利分配进行了研究。这些研究表明，现金股利分配在不同程度上受到公司治理的影响，然而对于公司治理怎样影响现金股利分配仍存在着争议。LLSV(2000)从公司治理层面提出现金股利分配的“结果假说”与“替代假说”。实证研究发现，现金股利分配多寡是公司治理质量状况的结果，特别是对于投资者保护更好的公司，现金股利分配更多。Mitton(2004)通过对新兴国家与地区的研究发现，公司治理水平(以CLSA开发的公司治理指数来表示)与现金股利分配水平间存在着正向关系。Jiraporn等(2011)研究了美国上市公司公司治理对现金股利分配的影响，其实证结果表明公司治理质量水平与公司是否派现正相关，股权结构集中程度对现金股利分配有着正向影响。上述对不同国家与地区的研究无疑更为支持“结果假说”，但也有许多学者认为公司治理对现金股利分配存在着替代效应。

John和Knyazeva(2006)的研究结果则更多的支持现金股利分配的“替代假说”，公司现金股利支付水平与公司治理质量(分为内部治理与外部治理)间存在负向关系。Bhattacharyya和Elston(2011)发现高管补偿(以管理层薪酬表示)与现金股利支付水平之间存在着负向关系。总之，围绕公司治理对现金股利分配影响的研究存在“结果假说”与“替代假说”的分歧。

针对中国上市公司现金股利分配的研究更多的集中在股权结构与控股股东性质等公司治理的某一方面。如肖作平和苏忠秦(2012)、曹裕(2014)、刘银果和焦健(2015)。因此，全面分析上市公司治理状况，系统地研究公司治理对现金股利分配的影响，无论对于改善公司内部经营水平，还是为监管部门制定相应政策提供借鉴均有着重要意义。

1　理论分析与研究假设

由于中国上市公司治理机制尚不完善，现金股利分配连续性较差。公司代理问题较为严重，依靠现金股利分配向外界传递公司良好“声誉”的可行性较低。而且在普遍“一股独大”的股权结构下，广大中小股东与公司内部人之间的代理冲突仍然广泛存在，现金股利分配水平还远远达不到能合理回馈二级市场投资者的要求。因此，提出假设：

H1：随着公司治理质量的提升，现金股利分配倾向增强，现金股利支付水平提升。

接下来考察公司治理各个层面对现金股利分配的影响。关于高管持股对于现金股利分配的影响。随着高管持股比例提升，管理层与股东利益联系更为紧密，不利于股东利益的决策将得以避免。此时管理层将更倾向于分配现金股利，而非将其投资于净现值(NPV)为负的项目上。因此提出假设：

H2：随着高管持股比例的上升，公司现金股利分配倾向增强，现金股利支付水平提升。

对于管理层激励，随着管理层薪酬的增加，作为委托代理关系中的代理人将努力提高工作效益，减少在职消费等不利于股东利益最大化的行为。管理层在公司内部留存多余资金的意愿得到大大减少，更倾向于做出增发现金股利的股利分配决策。

H3：随着管理层激励增加，公司现金股利分配倾向增强，现金股利支付水平提升。

关于董事会的完善程度。在董事会规模上，中国目前上市公司治理结构尚不够完善，小规模董事会无法起到维护全体股东利益的作用。另一方面，独立董事的增加将增强董事会对公司管理层的监督与制约作用。由此提出假设：

H4：随着董事会的完善，公司内部监督制约作用的增强，现金股利分配倾向增强，现金股利支付水平提升。

股权结构对于现金股利分配的影响长期以来受到人们的广泛关注。根据利益攫取假说，由于公司控股大股东与二级市场广大中小股东在股权获取成本上存在较大差异，控股大股东股权获取成本较低，广大中小股东股权获取成本较高。两类股东从现金股利中获取的收益也将存在本质区别。随着公司股权集中度的提升，控股大股东对公司的控制权提升，现金股利将逐步沦为公司大股东进行利益输送的工具。由此，提出假设：

H5：随着股权集中度的提升，公司现金股利分配倾向增强，现金股利支付水平提升。

而股权结构较为集中的公司，现金股利分配更多。公司信息披露与透明度反映着公司外部监督的效力，透明度越高，监督效力越强，外部投资者将迫使公司支付更多的股利。由此提出假设：

H6：随着信息透明度的提升，公司现金股利分配意愿增强，现金股利支付水平提升。

2　研究设计

2.1样本选择和数据来源

由于2007年中国资本市场股权分置改革已经基本完成，而且自2007年1月1日，新会计准则开始实施，因此本文选取的公司样本为2007年至2014年沪深上市公司。样本筛选遵循以下原则：(1)考虑到金融类行业公司特殊性，删除金融类上市公司(证监会行业代码I)；(2)ST公司相对非ST公司在财务管理上存在许多不同，因此剔除ST公司；(3)剔除财务数据有缺失的公司。本文的公司治理和财务数据均来自国泰安CSMAR数据库。为减轻数据异常值的影响，对所有变量最大和最小的1%观察值进行了Winsorize处理。文章采用的数据处理软件为SPSS19.0。

2.2变量选择与模型构建

(1) 被解释变量。由于中国上市公司现金股利分配在分配期上分为年终分红和中期分红，在现金股利分配期的确定上以国泰安CSMAR数据库中红利分配归属财政年度为准。考察公司治理水平对现金股利分配倾向、现金股利支付水平两个方面的影响。其中，现金股利分配倾向以度量，即若样本公司当年发放现金股利，取值为1，否则为0。而现金股利支付水平以现金股利分配的相对变量股利支付率来度量，即上市公司年度每股税前派息比与每股收益的比值，每股派息比税前按照归属财政年度进行合并处理。

(2) 解释变量。对于公司治理质量的衡量，在综合考虑公司治理的内部机制和外部机制的基础上，本文借鉴白重恩等(2005)的研究方法，构建公司治理指数作为公司治理质量的代理变量。对于公司治理指标的构建，选取反映高管持股、管理层激励、股权结构、董事会特征、财务信息披露和透明度等治理机制的10个变量。高管持股方面选取经理层持股比例(X)与董事会持股比例(X)等变量。管理层激励方面选取经理层薪酬(X)与董事会薪酬总额(X)两个变量。董事会特征方面选取董事会规模(X)与独立董事人数(X)两个变量。股权结构方面选取第一大股东持股比例(X)与第二至第十大股东持股比例(X)两个变量。信息透明度方面选取两个虚拟变量：是否在其他市场上市(X)、审计状况(X)。在获得样本公司2007至2014年的公司治理分指标后，首先采用主成分分析法对所涉及变量进行降维，得到能衡量公司治理各方面质量的因子。其次，将提取出的主成分因子的加权平均得分作为反映公司治理质量的公司治理指数，得分越高的公司，公司治理质量越好。

表1.相关变量含义与描述

含义变量名变量描述或计算方法 被解释变量现金股利分配倾向P样本公司当年支付现金股利为1，否则为0 股利支付率DIV/E样本公司当年每股现金股利与每股收益的比值 解释变量公司治理指数G_index借鉴白重恩等(2005)的做法，构建公司治理指数，以此衡量公司治理质量水平 公司治理各因子Fac_i提取的各主成分因子变量 经理层持股比例X1经理层持股总数/总股本 董事会持股比例X2董事会持股总数/总股本 经理层薪酬X3报酬最高的3名管理人员的薪酬总额取自然对数 董事会薪酬X4报酬最高的3名董事会成员的薪酬总额取自然对数 董事会规模X5董事会总人数，说明董事会的完善程度 独立董事人数X6独立董事人数，说明董事会的监督能力 第一大股东持股比例X7第一大股东持股总数/总股本 第二至第十大股东持股比例X8第二至第十大股东持股总数/总股本 是否其他市场上市X9公司在其他市场上市取值为1，否则为0 审计状况X10公司年报由四大会计师事务所签证取值为1，否则为0 控制变量盈利能力ROE净利润/总资产 资产负债率LEV总负债/总资产 公司规模SIZE公司规模的自然对数 成长机会GROWTHT年营业收入/t-1年营业收入

(3) 实证模型的构建。由于公司在制定现金股利分配政策时，面临着两个决策。一是决定是否分配现金股利，二是确定现金股利分配水平。因此，在检验公司治理对现金股利分配影响作用时我们从这两个层面分别进行。

对于现金股利分配倾向，由于被解释变量是取值为1和0的虚拟变量，我们采用Logit模型进行检验。对于现金股利水平，由于样本公司中现金股利支付水平有大量观测值取值为0，现金股利分配水平的分布为由一个离散点0与一个连续分布组成的混合分布。在此情况下，如果用OLS方法来估计，无论使用的是整个样本，还是去掉离散点以后的子样本，都难以得到一致的估计结果。我们采用Tobit模型对其进行检验。基本回归模型如下：

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　实证结果分析

3.1公司治理的主成分分析

利用主成分分析求因子值的过程即通过标准化初始变量(以ZX表示，以示区别)的线性组合来表示因子。因子值是初始变量的线性加权平均。每一因子值与标准化初始变量的关系如表2所示。从因子得分系数矩阵，可以得到如下因子表达式：

=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.因子得分系数矩阵

标准化变量因子值 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

从旋转因子矩阵结果，可以对提取的因子进行解释。主要由经理层持股比例与董事会持股比例等初始变量构成，可理解为“高管持股”因子，高管持股比例越高，因子得分越高。主要由经理层薪酬与董事会薪酬等变量构成，可以理解为“管理层激励”因子，高管薪酬激励越多，因子得分越高。由董事会规模与独立董事人数等变量构成，可以理解为“董事会特征”因子，因子得分越高，董事会规模越完善。反映股权集中和股权制衡的程度，可以称为“股权结构”因子，得分越高，股权越为集中。主要由是否在其他市场上市、审计状况等变量构成，反映着公司的信息透明度，因此将其称为“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贡献率作为权重对因子进行加权汇总，得出中国上市公司公司治理综合得分，具体表达式如下：

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

3.2回归结果分析

(1) 公司治理对现金股利分配的影响。从Logit回归结果可以看出，公司治理质量回归系数为正，且在1%的水平下显著，说明公司治理质量对公司现金股利分配倾向存在着显著的正向影响。从Tobit回归结果可以看出，公司治理质量回归系数显著为正，且在1%的水平下显著，说明在其他条件不变的情况下，随着公司治理质量的提升，公司现金股利分配水平将提升。由此，说明总体而言中国上市公司公司治理对于现金股利分配的影响更多的如“结果假说”所述，良好的公司治理使得现金股利分配意愿和分配水平提升，现金股利分配是公司治理的结果。假设H1得到支持。

表3.公司治理对现金股利分配的回归结果

变量Logit回归：因变量PTobit回归：因变量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统计量1437.040***1515.400***548.640***555.660*** Pseudo R20.1770.1910.0330.035

注：括号内数值分别表示Logit模型与Tobit模型回归系数的z值与t值；***，**，*分别表示在1%，5%和10%水平下统计显著。

现金股利分配对公司治理各成分因子的回归结果见表6模型(2)与模型(4)。无论是现金股利分配倾向还是现金股利分配水平，公司治理各方面对其影响比较趋同。

模型(2)与模型(4)的系数显著为正，表明高管持股越多的公司，越倾向于分配现金股利，而且现金股利分配水平越高。显然，在其他条件相同的情况下，高管持股能有效降低公司自由现金流过多带来的代理问题。假设H2得到支持。

对于管理层激励因子，无论对于现金股利分配倾向还是现金股利分配水平，都呈显著正相关关系。这表明管理层薪酬的增加能减少管理层在职消费，促使其提高工作效益，减轻外部股权代理成本，增加现金股利的分配。假设H3得到支持。

董事会特征因子的回归结果显示，董事会完善程度与现金股利分配显著正相关。因此，董事会越完善，董事会决策更为合理，代理冲突将得到有效控制。广大中小股东的利益得到合理维护的可能性越大。独立董事的监督制约作用得到有效发挥，公司分配的现金股利将更多。假设H4得到支持。

股权结构因子的回归系数不显著，随着股权集中度的提升，现金股利分配并没有表现显著呈现上升趋势。笔者揣测，这可能与股权分置改革的进行有关。股改后，公司内部控股大股东与外部中小股东的利益机制趋于一致，通过现金股利分配攫取公司利益的倾向大大减弱。股权集中无论对公司关于现金股利分配倾向还是现金股利分配水平的决策无法产生显著影响。假设H5未能得到支持。

信息透明度因子系数显著为正，说明信息透明度越高，公司现金股利分配倾向越强，现金股利分配水平越高。信息透明度的提升能降低公司内部人与投资者之间的信息不对称程度，有效增强外部监督的效力。外部监督作用的有效发挥能迫使公司内部人做出合理的财务决策，增加现金股利的分配。假设H6得到支持。

结　论

鉴于以往从公司治理角度对现金股利分配的研究存在着许多争议，而针对中国上市公司现金股利分配的探讨还不够全面，本文系统的分析了公司治理对现金股利分配的影响。

研究发现：总体看来，公司治理质量越好的公司，其现金股利分配意愿更强，现金股利支付水平更高，现金股利分配更多的是良好公司治理的结果。从公司治理各方面来看，高管持股比例更高，高管激励越好、治理机制的监督制约价值越好的公司，现金股利分配意愿与现金股利支付水平更高。适度的股权集中能加强公司现金股利分配。公司信息透明度的增强对于现金股利分配未有促进作用。

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（责任编校：何俊华）

2016－01－04

欧阳木子（1988－），女，广东东莞人，硕士，助教，研究方向为产业经济学。

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A

1673-2219（2016）05-0130-05