基于治理主体权力博弈影响的现金股利分配研究

（副教授），

一、引言

股利分配作为上市公司向市场传递盈利信号并吸引投资者的一种重要途径，能够降低代理成本，因此受到利益相关者的广泛关注。证监会也发布了一系列规定，以加强对上市公司股利分配政策的指引和监管，由此形成了半强制分红政策。多数学者对半强制分红政策的效果持谨慎态度，认为将股利发放与再融资挂钩的做法虽然提高了上市公司发放现金股利的意愿和水平，但是上市公司的股利政策仍然缺乏稳定性，不同类型、行业的上市公司受到的政策约束力度也不同[1][2][3]。

随着对公司治理研究的深入，学者们对股利政策的内在形成机制和公司外部治理影响的关注越来越多，各治理主体之间的权力配置问题引起了诸多关注。股利政策作为企业三大重要的财务决策之一，各治理主体都应该在决策过程中发挥作用。上市公司最终选择的股利政策应该是公司所有的利益相关者在追求各自效用最大化的过程中所形成的博弈均衡，公司整体治理的改善能够促进股利支付水平的提高[4][5][6]。股东及其代理机构（董事会以及管理层）是企业内部治理的核心，在股利政策的制定过程中扮演着重要角色。从股东角度来看，Gordon[7]提出了“众鸟在林，不如一鸟在手”的理论，他认为公司股东更偏好高股利政策，因为对股东来说，在不确定性条件下现时发放的现金股利比保留盈余进行再投资的收益风险更小。董事会为了维护股东权益也倾向于提高股利支付的比例，董事的独立性、任职时间、国际化、网络性等特征对股利政策都有显著影响[8][9][10][11]。代理理论认为，管理层与股东的效用最大化目标之间存在冲突，管理层缺乏股利分配的内在动力，其权力的扩大会降低公司的股利支付水平[12]。股东与管理层都有通过影响股利政策来强化自身权力的动机[13]。

现有文献针对各治理主体及其特征对股利政策的影响展开的研究，多从单一维度出发探讨治理主体对于股利分配的影响。事实上，从整体角度的分析往往会忽视内部治理主体的权力博弈行为，而且缺少各因素对股利政策影响程度的量化分析。本文将定量分析不同治理主体对上市公司现金股利政策的影响，考察不同产权性质、不同地理位置的上市公司内部权力博弈的差异，以及2008年半强制分红政策实施以来股东与管理层双方权力博弈对我国上市公司现金股利分配影响的总体变化情况，为更好地保护投资者的利益、促进资本市场的健康有序发展提供经验证据和政策参考。

二、理论分析和模型

股东与管理者之间权力博弈的关键在于对剩余控制权的争夺[14]。不同的股利政策反映了股东与管理者对公司自由现金流支配权力的大小。

在上市公司股利分配决策过程中，股东权力体现在以下两个方面：一是通过董事会或股东大会行使自己的投票权，即用手投票；二是通过在二级市场上卖出股票来影响股价，对管理者形成压力，即用脚投票。因此，管理层在制定现金股利分配预案时，必须充分考虑股东对分配预案可能做出的反应，以免预案被股东否决或股东卖出股票向市场传递不良信号。因此，股权集中度的提高将有利于股东权力的增大。黄莲琴等[15]认为随着股权集中度的提高，股东在与管理层博弈中能够有效地监督管理层的股利支付行为，迫使管理层提升公司的现金股利支付水平。

虽然股东拥有投票权，在现金股利分配决策中处于重要地位，但是管理层权力依然会在其中产生重要影响。Lambert等[16]讨论分析了权力模型、锦标赛模型和代理模型，认为企业高管利用其任命董事会成员的权力、信息优势、组织地位等实现管理层权力。随着管理层权力的逐渐积累和增大，管理层对公司的控制权也不断增大，进而通过各种渠道削弱董事会的监督功能，对公司股利分配决策产生负面影响[17]。董事会在面对强势CEO时，很有可能会屈从于管理层的决策。

基于前文对治理主体间的权力博弈在股利分配过程中的影响分析，引入双边随机前沿模型的研究思路，考虑股东和管理者之间的权力博弈，建立一个用于衡量上市公司治理主体间的权力博弈对实际现金股利支付水平影响程度的测量模型。理论模型框架为：在给定企业个体特征的“公允”现金股利支付水平的基础上，考虑治理主体间的权力博弈，一方面股东能够通过掠夺管理层的预期剩余来提高现金股利支付水平，另一方面管理层也能通过获得股东的预期剩余尽可能降低现金股利支付水平；股利支付水平最终经过股东和管理者双边作用而形成，通过计算治理主体双方的权力大小来衡量实际股利支付水平的偏离程度。

在上市公司制定股利分配方案的过程中，公司股东和管理层都拥有影响股利分配的权力。令企业最终的现金股利支付水平为D，具体形式如下：

其中表示股东所能接受的最低现金股利支付水平表示管理层愿意支付的最高现金股利支付水平。η（0≤η≤1）用于衡量股东的权力大小，若股东的权力越大，则η越接近1，η（）代表股东利用其权力在现金股利分配过程中获得的剩余。

在企业个体特征给定的情况下，μ（x）=E（θ|x）即为企业自然形成的“公允”现金股利支付水平，满足条件。其中，θ是实际存在的但是无法获知。因此，[μ（x）-D]表示股东的预期剩余，[-μ（x）]则表示管理层的预期剩余，股东和管理层双方最终获得预期剩余的多少主要取决于其权力大小。将式（1）进一步分解：

由式（2）可知，股东可以通过掠夺管理层预期剩余来提高现金股利支付水平，所掠夺的剩余规模为取决于股东权力η和股东的预期剩余；同样，管理层也能通过掠夺股东预期剩余来降低现金股利支付水平，所掠夺的剩余规模为，取决于管理层的权力（1-η）和管理层的预期剩余

式（2）由三部分组成：①在给定企业个体特征的情况下，由企业特征自然形成的最优股利分配水平μ（x），即“公允”现金股利支付水平是股东通过自身权力获得的剩余是管理层通过自身权力获得的剩余可以看做是股利分配过程中股东和管理层的权力博弈的净效应。

在此模型框架下，股东权力对于最终的现金股利支付水平具有正向影响，而管理层权力对最终的现金股利支付水平具有负向影响，现金股利支付水平的最终形成是股东和管理者双边影响的结果。将式（2）简写成：

其中：xi代表企业个体特征，包括企业总资产、盈利性、成长性等特征因素，β为待估参数向量；wi=wi、ui分别衡量股东权力和管理层权力对股利支付水平的正负影响；νi为一般意义上的随机干扰项。式（3）是一个典型的双边随机前沿模型。

由上述分析可知，管理层权力参数ui，t和股东权力参数wi，t都呈现单边分布，故借鉴已有文献假设二者服从指数分布，即对于传统意义上的随机干扰项vi，t，假设其服从正态分布，即，且假设 ui，t、wi，t、vi，t相互独立，且与 xi，t不存在相关关系。根据上述假设，ξi，t的分布密度函数为：

其中，ϕ（·）和Φ（·）分别为标准正态分布的概率密度函数和累积分布函数，其他参数设定如下：

第t期，第i个观测值的对数似然函数为：

其中，θ=[β，δv，δu，δw]'为待估参数，可通过对数似然函数的最大化来获得所有参数的极大似然估计值。本文主要的研究内容是股东权力和管理层权力对现金股利支付水平的正向效应和负向效应的测度，为此，需要进一步推导出 ui，t和 wi，t的条件分布：

其中，λ=（1/δu）+（1/δw），Ui，t=Φ（hi，t）+exp（ai，t-bi，t）Φ（ci，t），Wi，t=exp（bi，t-ai，t）Ui，t。同时，由式（7）和式（8）所确定的条件分布为基础，可以进一步推出ui，t和wi，t的条件期望：

式（9）和式（10）分别衡量了管理层权力和股东权力对现金股利分配的负向效应和正向效应影响的相对程度，进而可以得到二者对现金股利分配影响的净效应，如下式：

三、模型设定和数据选取

1.双边随机模型的设定。为衡量“公允”股利支付水平，本文借鉴吕长江和韩慧博[18]、陈立泰等[19]的研究，选取了公司总资产、资产负债率、每股收益等影响股利支付的因素作为企业个体特征变量，则“公允”股利支付水平为：

管理层持股比例一方面会使管理层利益与股东利益趋于一致，对公司现金股利支付有激励作用；另一方面管理层持股使其具有投票权，又体现了其控制权的扩大，将获得更大的剩余索取权。本文采用管理层持股比例作为管理层权力的代理变量。黄莲琴等[15]认为大股东控股比例的提高对现金股利支付水平有提升作用，本文采用前十大股东持股比例作为股东权力的代理变量。因此，本文借鉴已有文献对股东权力和管理层权力的分布参数进行异质性设定：δu=exp（u），δw=exp（w）。其中，δu=α0+α1MBOi，t，δw=α0+α1LSPi，t。

2.样本选取和变量描述性统计。本文以沪深证券交易所A股上市的3007家企业的相关数据作为初始样本，样本区间为2008～2015年，相关数据来源于Wind资讯和国泰安CSMAR数据库。本文借鉴李云鹤[20]的研究对样本进行了筛选，最终得到432家上市企业共3456个样本观测值。本文的数据处理和统计分析均在STATA 11.0中进行。变量的定义如表1所示，描述性统计结果如表2所示。

表1 变量定义及描述

表2 描述性统计分析

由表2可得，每股现金股利的均值为0.16，每股收益的均值为0.52，说明上市公司的现金股利支付率为30.77%，与杜兴强、谭雪[10]测算的2004～2014年上市公司现金股利支付率（23.95%）相比提高了6.8个百分点，说明上市公司的现金股利支付率在逐渐提高。管理层持股比率的均值为5%，前十大股东持股比例均值为58.22%，说明平均来看上市公司股东权力要明显大于管理层权力，但是从极差来看，两个指标的公司间差异较大。另外，资产负债率的均值为46.36%，营业利润增长率的均值为15.37%，每股经营活动现金流量为0.59。

四、实证结果与分析

本节在双边随机前沿模型设定和基准现金股利因素分析基础上，对选定的模型进行总方差分解，并定量估计管理层权力、股东权力对企业现金股利影响的单边效应和净效应。然后按所有制、地区、年度的子样本进行分组回归。

1.全样本下的异质性双边随机前沿模型的估计。

（1）企业现金股利支付水平的影响因素及模型估计。在表3中，模型1采用OLS估计，各个变量对应的VIF均小于2，多重共线性检验通过，且调整的R2值为0.534，证明本文所设定的模型能较好地拟合我国上市企业现金股利支付水平。模型2～模型6采用极大似然估计（MLE），其中模型2的约束条件为δu-δw=0，模型3的约束条件为δu和δw均不受外生变量的影响，模型4和模型5的约束条件为δu和δw分别不受外生变量的影响，模型6的约束条件为δu和δw同时受外生变量的影响。模型6的LL值与LR值均为最大值，说明模型6的拟合效果最优。因此，本文选取模型6作为后续分析的基准模型。

对模型6的估计结果进一步分析得到：①总资产、每股收益和每股经营活动现金流量与企业现金股利支付水平显著正相关，资产负债率和营业利润增长率与企业现金股利支付水平显著负相关，与预期基本一致。即规模越大、盈利能力越好及现金流量越充足的企业，越趋向于发放现金股利；杠杆率越高和成长性越强的企业，越不倾向于发放现金股利。②管理层权力和股东权力都会对企业现金股利支付产生显著的影响。③管理层持股比例与管理层权力相关性不显著，这可能是因为我国企业管理层持股比例较低，对提高管理层权力的影响较为有限。④前十大股东持股比例与股东权力显著正相关，这表明随着股权集中度的提高，股东在与管理层博弈中能够有效地监督管理层的股利支付政策，迫使管理层提升公司的现金股利支付水平。

（2）方差分解：管理层权力、股东权力对企业现金股利支付水平的影响情况。表4给出了方差分析的结果，发现管理层权力和股东权力都对企业实际现金股利支付水平产生了影响。其中，股东权力对企业实际现金股利支付水平的影响更大，这将导致两者对企业现金股利支付水平的综合影响为正，E（wu）=δw-δu。干扰项总方差（为1.020，这其中99.72%由管理层权力δu和股东权力δw所贡献；而双方权力的总影响中，股东权力相对于管理层权力处于优势地位，达到91.90%，管理层权力对企业现金股利支付水平的影响仅为8.10%。这表明，虽然在企业现金股利支付水平的形成过程中管理层权力具有一定的负向效应，但是现金股利支付水平的高低主要取决于股东权力正向效应的大小。

表3 双边随机前沿模型估计结果

表4 方差分解结果（全样本）

表5 管理层权力、股东权力和二者净效应的描述性统计（全样本）

（3）管理层权力、股东权力导致企业现金股利支付水平偏离的程度。本文进一步对管理层权力和股东权力做了单边作用程度和净效应的估计，估计结果如表5所示。由表5可知，平均而言，为了缓解公司内部的委托代理问题，以减少经理人手中的自由现金流，股东倾向于增加股利分配，使得企业现金股利支付水平比最优水平高了8.83%；而管理层出于自身效用最大化的考虑，会配置现金流以降低所承担的风险，使企业现金股利支付水平比最优水平低了2.79%，股东权力的正向效应完全抵消了管理层权力对企业现金股利支付水平的负向效应，并使得我国企业现金股利支付水平整体上高于最优水平6.04%。

为了更具体地呈现管理层权力、股东权力对企业现金股利支付水平影响的分布特征，表5中列出了不同分位点上管理层权力和股东权力的效应。综合而言，在表5中所示的各个分位点上，在企业现金股利分配过程中股东权力均处于优势地位，但是净效应的变化呈现出较大差异。在第一个四分位点上，企业现金股利支付水平相对于最优水平仅高出了0.27%，这表明仍有少部分管理层对企业现金股利支付水平具备较强的影响能力。但是从统计结果来看，大部分管理层在与股东的权力博弈中处于劣势，第三个四分位点上的统计数据表明约有1/4的企业现金股利支付水平相对于最优水平高出了9.47%。

管理层权力、股东权力以及二者净效应的分布特征如右图所示。由右图可知，管理层权力负向效应和股东权力的正向效应都呈现右偏态分布，表明我国只有少数企业面临绝对强势的管理层权力负向效应和股东权力正向效应。大多数情况下，二者对现金股利支付水平的决策主导权力均处在此消彼长的变动中。净效应的分布图显示，并非所有管理层在与股东的博弈中都处于下风。从频数分布图可以看出，大约20%企业现金股利支付水平的净剩余小于零，这意味着当前我国部分企业的管理层权力在现金股利支付上占据主动，导致实际现金股利支付水平低于最优水平。但同时也意味着，80%企业现金股利支付水平高于最优水平。整体而言，股东在与管理层的权力博弈中具备更强的影响力，因此股东权力的正向影响使我国上市公司的实际现金股利支付水平高于“公允”的股利支付水平。

2.子样本下的双边随机前沿模型的估计。

（1）按照企业所有制性质分组的子样本估计。表6给出了在不同所有制下，治理主体间的权力博弈对企业现金股利支付水平影响的特征：平均而言，无论所有制性质如何，股东在与管理层的博弈中均处于优势地位，两者的净效应为正。其中，民营企业由于股东权力的正向效应最低和管理层的负向效应最高，从而导致净效应最低，仅高于最优水平5.41%。这可能是因为在民营企业中经常出现总经理与控股股东“二职合一”的现象，大股东委托亲属甚至亲自参与企业经营的现象也很常见，因此，民营企业中的管理层因拥有投票权而拥有更高的权力。相较于民营企业，国有企业的净效应则有所提高，高于最优水平6.04%，这可能是因为国有企业的“股东缺位”现象较为严重，为了降低代理成本，国有企业股东依靠其对上市公司的较强控制力以争取发放较多的现金股利。外资企业的净效应最高，实际股利支付水平高于最优水平8.28%，可能是得益于完善的公司治理结构和投资者保护制度。

（2）按照企业所在地区分组的子样本估计。在不同地区下，管理层权力、股东权力对企业现金股利支付水平影响的分布特征如表7所示：平均而言，不同地区的企业现金股利支付水平都要高于最优水平，且三者差异并不明显。从不同分位点来看，三个地区的企业随着分位点的提高，其净效应都呈现明显上升的趋势。其中，在第一个四分位点上，东、中、西部企业管理层权力和股东权力之间的净效应分别为0.44%、-0.17%和0.03%，而在第三个四分位点上，东、中、西部企业管理层权力和股东权力之间的净效应分别为9.26%、10.51%和10.35%。

表6 管理层权力、股东权力和二者净效应的描述性统计（所有制子样本）

（3）按照年度分组的子样本估计。从表8中可以看出，净效应指标均值由2006年的5.94%到2015年的6.52%，总体呈上升趋势，并在2015年达到最高。这意味着在过去的几年时间里，随着我国政府出台了诸多强制分红的政策措施和上市公司治理结构的完善，我国现金股利的支付水平在不断提升。但值得注意的是，净效应在2008～2010年间有短暂的下降，这可能是因为从宏观角度来看，受2008年金融危机的影响，一些企业出口困难、产品滞销，使得经营发展遭受了沉重打击。在此背景下，基于谨慎性原则，为应对未来的不确定性，管理层权力和股东权力之间的博弈有所缓和，企业现金股利支付水平有所降低。

表8 管理层权力、股东权力以及二者净效应的描述性统计（年度子样本）

五、结论及启示

过去已有的文献多采用企业个体特征来研究影响现金股利分配的因素，本文将权力博弈引入现金股利分配决策的研究中，从权力博弈的新视角解读了现金股利支付水平的形成过程，并分别衡量了股东权力和管理层权力对现金股利支付水平的影响程度。本文主要研究结论如下：①平均而言，股东能够利用自身权力使实际现金股利支付水平高出“公允”水平8.83%，而管理层仅使实际现金股利支付水平低于“公允”水平2.79%，经过治理主体间的权力博弈形成的现金股利支付水平高于“公允”的股利支付水平。因此，股东权力对于提升现金股利支付水平具有显著作用。②从公司异质性来看，不同所有制性质的上市公司中，治理主体间的权力博弈对现金股利支付水平的影响存在差异，外资企业的净效应最为明显，而民营企业的净效应最低；不同地区的上市公司治理主体间的权力博弈对现金股利支付水平的影响没有显著差异。③2008～2015年期间，净效应指标均值总体上呈上升的趋势。

由于上市公司管理层缺乏现金股利分配的内在动力，同时国有上市公司“股东缺位”、民营上市公司“二职合一”现象普遍存在，管理层的权力缺乏监督，使得上市公司管理层有能力利用自身权力影响现金股利分配。因此，监管部门和上市公司各利益相关者应加强对管理层权力的监督制衡，上市公司所有者也应制定合理的考核制度和监督机制对管理层进行激励和约束，以最大限度地发挥管理层的积极作用。当然，股东权力对现金股利分配的正向效应并不是越大越好，否则就会出现大股东“掏空行为”，利用现金股利分配攫取公司现金流。因此，监管部门除推行相关分红监管政策外，还应积极引导上市公司建立治理主体权力的监督制衡机制，通过分红信息披露等措施减少股利分配决策中双方权力博弈造成的不良影响。

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