治理主体动机与现金股利决策*

重庆理工大学会计学院 黎明 杨欣然

治理主体动机与现金股利决策*

重庆理工大学会计学院 黎明 杨欣然

本文以沪深A股2011-2013年数据为样本，研究了治理主体动机对上市公司现金股利决策的影响。研究表明，公司高管层并不偏好现金分红，高管权力越大对分红负向影响越明显，而股权激励可以在一定程度纠正此种动机；控股股东在股权分置改革后表现出显著的现金分红“利益共享”特征；独立董事对上市公司现金股利政策没能产生积极的监督作用，而监事会对现金分红决策机制的监督效果不明显。

治理主体 现金股利决策 多边治理

一、引言

现金股利政策是现代公司活动的一大核心内容。从微观层面看，现金股利政策是公司筹资及投资活动的逻辑延续，也是公司理财活动的必然结果。从宏观角度看，股利政策的好坏决定了企业能否获得长期稳定的发展，能否在市场中建立起良好的公司形象，以及资本市场能否健康成长。因此，股利政策理论研究和实证研究一直是学术界的研究热点。利益相关者理论（Freeman，1984）是为了平衡企业经营活动中各利益相关者的利益要求而进行的管理活动，其中任何影响企业目标实现或受企业目标实现影响的个人和群体都是“利益相关者”。具体来说，上市公司每年施行的现金股利政策往往是经理层、股东、债权人、非投资人这些“利益相关者”利益相互博弈的共同结果。在博弈过程中，各个“利益相关者”在博弈中的地位是由特定情况下的公司治理情况决定的，进一步影响到博弈的结果即股利政策，因此，某个时期公司所施行的股利政策只不过是各个利益主体在这个特定博弈条件下的一个均衡而已。公司高层、控股股东、独立董事和监事会监事正是这些利益相关者中的一员，在整个博弈过程中他们各自从自己的利益动机出发，试图影响博弈结果——股利决策，向有利于他们自己的方向发展。本文从上述四个治理主体的利益动机出发，研究其动机对公司现金股利决策的影响及程度。

二、理论分析与研究假设

（一）高管与公司股利决策传统的委托代理问题是指代理人以个人利益最大化为目标，加之契约不完全、信息不对称和人有限理性等，在股东和代理人之间会产生代理成本，损害股东的利益。《现代公司与私有产权》（Berle和Means，1932）提到这一观点，认为高管在没有或有很少公司股权时，会追求个人价值最大化，导致股东利益损失，企业价值降低。另外，Jensen和Meckling（1976）研究成果证明，企业价值与高管持股比例正相关，当高管完全拥有该企业，代理成本为零，企业价值最大。在这样的前提之下，高管人员可以通过不分红来扩大投资和增加现金流量，以达到扩大企业规模的目的，来实现企业的价值最大化。但同时，高管与股东的效用差异的深层原因是剩余索取权与控制权不匹配。因此，高管的股权激励在降低代理成本方面会发挥很好的作用。Shleifer、McConnell和Servaes（1990）的研究发现，高管持股会产生利益趋同效应（The Convergence of Interest Effect），即随着高管持股比例提高，对高管人员产生激励作用，高管追求的效用会与股东趋向一致，从而可以降低代理成本，提高企业价值。高管人员出于扩大企业规模，实现企业价值最大化的动机，可能会减少分红甚至不分红。但因为高管持股或股权激励的方式可以让高管和股东的利益趋同，降低代理成本，所以这样的方式会让高管在做决策时考虑一定比例的分红。综上所述，提出假设1：

假设1：高管出于构建“帝国”的动机不偏好现金分红，但高管持股可纠正此种动机

（二）控股股东与股利决策传统的代理问题是建立在股权分散的前提之下，而对于世界上的很多国家，包括中国，股权是集中的，而不是分散的。在成熟市场国家中，11个西欧国家的5232家上市公司中44.29%由家族控制，股权高度集中（Faccio和Lang，2002）；在新兴市场，40%以上的上市公司由家族控制（Claessen，2000）。当股权集中度能使得大股东对上市公司实施实质性控制时，外部股东与内部经理人员之间的利益冲突将变得不再重要，代理问题则更多地表现为大股东与小股东之间的利益冲突。我国目前的市场还不成熟，大多数上市公司的的控制权实际掌握在控股股东的手中，股权高度集中（徐晓东、陈小悦，2003），而且公司的管理层通常是有持股比例大的股东来担任，控股股东和中小股东的代理问题就显的尤为突出（何威风，2007）。控股股东可以利用其控制权的便利，以“自我交易”将公司资源转移或以其他方式来增加自己的股权比例获得利益，而不会选择现金股利分红这样的方式来和小股东“股利共享”。综上所述，提出假设2:

假设2：控股股东不愿与中小股东“股利共享”，对分红决策有负向影响

（三）独立董事与股利决策独立董事以其独有专业技能、丰富商业经验和独有洞察力可以有效地发挥监督职能。中国证监会2001年发布《关于在上市公司建立独立董事制度的指导意见》，指出在中国境内上市公司引入足够数量的独立董事，可以改善我国上市公司的治理结构。独立董事最主要的职能就是“监督”，希望能以此来解决股东与经理层以及大股东利益侵占问题。Fama&Jensen（1983）认为独立董事在行使关键决策控制职能时处在一个更有利的位置上，可以缓解管理者和股东之间的代理冲突。Schellenger et al.（1989）研究表明独立董事比例与公司现金股利支付正相关。国内学者蔡伟（2005）从公司契约理论出发，把熟悉公司经营现状和发展态势的独立董事看做是公司契约的重要主体之一，因为他们有更多的途径了解公司。同时独立董事大多是财务金融法律等方面的专家学者，可以促使管理层做出合理的股利分配决策，防止滥用。综上所述，提出假设3:

假设3：独立董事具有监督作用，对现金股利决策有积极影响

（四）监事会与股利决策监事会制度是我国公司治理的重要制度安排。从理论上分析，监事会既体现了公司治理机构设置的分权制衡思想，还可以降低代理成本。从具体法律上看，我国《公司法》规定：监事会应当包括股东代表和适当比例的公司职工代表，其中职工代表通过民主选举的方式进行选任，比例不得低于三分之一。同时，董事长和高管不能兼任监事。由此可见，监事会是一种多元化的组织结构，各利益相关者都广泛地参与其中，形成利益相关者共同监督机制。在监事会拥有的诸多监督权中包括检查公司财务的权利，这将有助于公司财务决策偏向各利益相关者发展。2013年发布的《上海证券交易所上市公司现金分红指引》规定上市公司监事会对董事会执行现金分红政策和股东回报规划以及是否履行相应决策程序和信息披露等情况进行监督，监事会应对以上三种情形发表明确意见，并督促其及时改正。所以，监事会出于保护中小股东利益和发挥其应尽的财务监督作用的动机，对现金股利决策应发挥积极的作用。综上所述，提出假设4:

假设4：监事会对财务决策有监督作用，对现金股利决策有正向影响

三、研究设计

（一）样本选取与数据来源本文初始研究样本为沪深A股2011-2013上市公司数据，并且对样本做了以下筛除：剔除财务特征特殊的金融保险行业上市公司样本；剔除处于财无异常时期（如ST、*ST等）的上市公司样本；剔除个别研究指标缺失的上市公司样本。经过上述筛除最终得到5531个有效样本。样本公司财务数据及现金分红数据均取自CSMAR数据库，统计分析主要使用stata12.0计量软件。

（二）变量定义（1）主要变量。本文主要考察治理主体动机对上市公司现金股利政策的影响。其中，公司现金股利政策用上市公司年度每股股利（DPS）衡量。在我国，上市公司不分红是一种“常态”，因此，因变量DPS有明显的“截尾”特征，在回归分析中采用tobit模型。为刻画财务主体动机对现金分红决策的影响，选取以下4个指标，用于观察治理主体动机对上市公司现金股利政策的影响：高管（Power）：借鉴Finkelstein（1992）对管理层的模型构建。首先分别从组织结构、专家和所有权等方面选取3方面的基础指标，分别是董事长、CEO二职兼任；董事会规模；内部董事比例。在选取上述基础指标的基础上，借鉴权小峰等的方法，利用主成分分析方法合成度量管理层的综合指标。控股股东持股（Sh1），用公司第1大股东持股占全部股本的比例衡量。Sh1越大，控股股东在上市公司现金股利决策中“话语权”越大。独立董事比例（Dulidirector），独立董事人数占董事会总人数的比例。Dulidirector越大，独立董事在上市公司现金股利决策中监督作用越明显。监事会规模（Jianshi），用公司监事会总人数进行测度。Jianshi指标越大，说明公司监事会越有能力监督上市公司现金股利决策。（2）控制变量。为控制其他可能因素的影响，本文考虑并控制了以下公司基本面影响现金股利政策的因素：高管持股Avchigu；股权集中度Jzhong；贝塔系数Beta；主营收入Lnincome；法人股持股比例Farengu；财务杠杆Debtra；每股收益Eps；每股经营现金流Cops。相关变量定义参照表1。

表1 变量定义

（三）模型构建现金股利分红具有“截尾”特征，所以选取Tobit回归模型，模型公式如下：

四、实证分析

（一）描述性统计从表2、表3可以看出，每股股利的平均值为0.0954，与最大值3相比还有很大上升的空间，说明我国大多数上市企业的每股股利偏低。而每股股利的最小值和1/4位数都为0，说明了在这个时间段内，我国很多上市公司都没有进行分红。高管权力的平均值为1.207，标准差为0.0518，意味着大多数的上市公司高管权利相近。控股股东持股比例、独立董事比例和监事会规模都符合正态分布，大多数的上市企业的是平均值附近，只有极少的企业远远大于或小于平均水平。而控股股东持股比例的均值37.3%、独立董事比例的均值36.1%和3.93的监事会平均规模也符合我国公司治理准则的基本要求。在关键的控制变量方面，股权集中度平均值为57.7%，中位数为58.46%，说明我们国家上市公司的股权相对集中。高管持股的平均值501821、中位数943.3和标准差2.34E+06意味着上市企业的高管持股呈现两极分化的情况。

表2 变量描述统计表（1）

表3 变量描述统计表（2）

（二）相关性分析表4是主要变量的相关性检验。结果显示高管权力和每股股利的相关性为显著负相关，说明高管的权力越大，现金股利水平越低。同时，高管持股数和每股股利显著正相关，表明高管持股对现金分红有一定“激励”。初步支持了假设1——高管不愿意进行现金分红；但当高管持股时，会愿意进行股利分红。控股股东持股比例（Sh1）和每股股利显著正相关，说明第1大股东持股越多，上市公司分红水平越高，一定程度上说平控股股东持股对上市公司现金股利提高有积极影响。独立董事比例Dulidirector和每股股利在5%水平显著负相关，这可能因为在我国上市公司中，独立董事并没有发挥出应有监督作用，假设3未获得支持。监事会规模Jianshi和每股股利在1%水平显著正相关，说明监事会规模越大的上市公司现金分红水平往往越高。一定程度上说明监事会的监督作用对现金股利决策有正向的影响，假设4获得了支持。

表4 主要变量pearson相关系数表

（三）回归分析为进一步考察在加入相关控制变量后，治理主体动机对现金分红决策的影响，本文进一步做了回归分析（见表5）。首先对四个主要变量做了单一的回归分析，之后再加入了其他控制变量来做第二次的回归分析。高管权力Power在单一变量回归中系数为-2.146，多控制变量回归中的系数为-2.207，并且都在1%水平显著。这说明高管存在利用权力降低公司分红水平的动机。根据公司现金分红的代理理论，现金股利支付会降低高管手中可操控的现金流，不利于高管在职消费及投资创造“帝国”，因此，高管没有分红决策的“内生动力”。但同时也可以看到，高管持股的系数显著为正，说明高管持股使得高管与股东利益趋于一致，有助于提高高管分红决策的积极性。综上所述，高管拥有运用手中权力降低现金分红水平的动机，但当其持有公司股份的时候，其不偏好分红的动机会发生扭转，本文假设1得到验证。控股股东持股（Sh1）单一变量回归的结果显示系数为正但不显著；但加入控制变量后，系数则显著为正。这说明第1大股东持股对上市公司现金分红水平的提高有正向影响，与相关性分析结论基本一致。结合我国资本市场制度背景来看，股权分置改革后大股东与中小股东有了共同的利益基础，控股股东利益实现机制也逐渐从“掏空式”利益实现向与中小股东利益共享转变。本文的经验证据则说明控股股东在上市公司现金股利决策中有一定积极治理效应。独立董事比例的回归系数在单变量回归和加入控制变量的多变量回归中均显著为负。说明在我国资本市场总体分红水平偏低的现实状况下，独立董事并未能在上市公司现金股利决策中发挥积极作用，本文假设3没得到印证。独立董事制度，曾被寄予维护中小股东利益、完善上市公司法人治理结构的厚望，但实行该制度十年以来，该功能并未完全发挥。监事会规模的系数在单变量回归中显著为正，在多变量回归中也为正但不显著。这说明，监事会作为上市公司决策内部监督机构对现金股利政策的制定表现出一定的积极影响，但其监督角色的发挥有限。上交所《现金分红指引（2013）》明确提出，监事会应该对上市公司现金分红决策的过程和信息披露进行监督，而本文的经验证据并未发现监事会对分红政策发挥显著的监督效应。因此，如何发挥监事会在分红决策中的监督、否决机制是值得深入研究的课题。

五、结论

本文研究发现：高管权力对现金分红水平有负向影响，但高管持股可削弱这种负面效应；控股股东对上市公司现金分红水平的提升有积极影响，说明股权分置改革后控股股东与中小股东实现了利益趋同；独立董事虽被寄予保护中小投资者利益的厚望，但本文未发现独立董事能保护中小股东分红权益的经验证据；我国《现金分红指引（2013）》指出监事会具有监督现金股利政策的义务，然而本文的经验证据表明，监事会的现金股利政策监督效果并不明显。本文认为，财务主体是上市公司现金股利政策的决策者。因此，财务主体利益关系及利益博弈格局的重塑是我国资本市场现金股利政策优化的关键。目前而言，应该强化独立董事、监事会等治理机制在我国上市公司现金股利决策中的监督权，弱化高管层现金分红政策决策中的代理问题，多边治理应该是现金股利决策的未来取向。

表5 Tobit回归分析结果

*本文系安徽省高校省级人文社科研究重点项目“上市公司现金分红决策的内部机制优化研究”（项目编号：SK2014A395）的阶段性研究成果。

［1］姜琪、宋逢明：《中国上市公司现金股利决策模型》，《清华大学学报（自然科学版）》2012年第2期。

［2］武晓玲、狄跃强：《我国上市公司现金股利政策研究》，《山西财经大学学报》2009年第8期。

［3］王化成、李春玲、卢闯：《控股股东对上市公司现金股利政策影响的实证研究》，《管理世界》2007年第1期。

［4］韩亮亮、李凯、宋力：《高管持股与企业价值》，《南开管理评论》2006年第4期。

［5］赵昌文等：《家族企业独立董事与企业价值》，《管理世界》2008年第8期。

［6］李维安、郝臣：《中国上市公司监事会治理评价实证研究》，《上海财经大学学报（哲学社会科学版）》2006年第3期。

［7］祝继高、王春飞：《金融危机对公司现金股利政策的影响研究》，《会计研究》2013年第2期。

（编辑梁恒）

表5 模型标准化路径系数

五、结论

认识和了解民族文化差异如何反映在工作满意度上，继而反映在企业盈利能力上，不仅对理论界对实务界也具有重要意义。依据实证分析，本文得出如下结论：（1）六个预测变量中对工作满意度有显著预测力的变量有权力距离、雄心指数与长期导向。此实证结果与Eskildsen et al.（2010）的实证结果不太相同，Eskildsen et al.实证结果发现MAS和PDI有预测力。但本文发现，除了MAS和PDI，LTO对工作满意度也有决定性作用。（2）员工满意度、顾客满意度与盈利能力关系来说，员工满意度间接影响企业盈利能力。这与Chi&Gursoy（2009）的研究结论一致。（3）就民族文化与企业盈利能力关系来说，民族文化六个维度通过员工满意度与顾客满意度间接影响企业盈利能力。其中长期导向直接影响ROA。根据以上实证结果可以得出，权力距离与雄心指数能对企业员工满意度起决定性作用。长期导向不仅对企业员工满意度也对企业盈利能力有直接影响。孔子与如家思想正是体现在长期导向文化价值观上，所以我们要弘扬我们所具有的优良文化特质的民族传统文化，增强优良传统文化的影响力，根据企业自身拥有的无形资产，提高企业盈利能力，促进企业发展。

参考文献：

［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.

（编辑梁恒）