中小上市公司治理結構與股利分配研究

摘要：以中國2004-2009年間中小企業板上市公司為樣本，從公司治理結構安排的角度，運用因子分析和多元回歸分析方法，對中小上市公司治理結構和股利分配政策之間的關系進行實證分析。研究結果表明高管持股對股利分配具有負向影響，股權集中度、高管薪酬、董事會規模和獨立董事比例對股利分配具有正向影響，該結論對規范中小企業治理結構提供了啟示。

關鍵詞：中小上市公司；治理結構；股利分配

中圖分類號：F276.6 文獻標識碼：B

股利政策是上市公司核心的財務問題之一，是公司對股利分配所采取的策略，主要包括股利支付方式、股利支付率等的確定和選擇。上市公司合理的股利政策關系到公司的投資、融資決策和經營業績，是現代公司經營中的一項重要決策，在很大程度上受公司治理的影響。公司的治理機制與運作模式基本上決定了各產權主體之間的利益格局和公司中利益相關主體對股利政策的支配力度，從而決定了股利政策中的利益傾向問題，作為多邊決策產物的股利政策必須符合這一既定的格局。股利政策是經理層、股東、債權人、非投資人利益相關者相互博弈的共同結果。在各利益相關者的博弈過程中，特定的公司治理狀況決定了各個博弈方在博弈中的地位，從而直接影響到博弈的結果即股利政策［1］。

中小企業板上市公司以利潤最大化為追求目標，公司治理結構的完善和業績的提高與股利分配的關系更密切。基于中小企業板上市公司治理結構與股利政策的相關性，研究中小企業板上市公司的股利政策，不僅有利于中小企業財務增長，業績提升，還可以鼓勵更多的中小企業按照上市公司的標準進行規范運作，推動中小企業向現代企業治理方向發展。

一、文獻回顧

近年來，國內外學者對公司治理和股利政策都進行了許多研究。Jensen 和Meckling （1976）、Easterbrook（1984）以及Jensen（1986）等人提出的股利代理成本理論認為增加股利分配能降低股權代理成本。由于所有權與經營權的分離，公司管理層與股東之間存在代理沖突，如果公司內部資金過多，就會導致管理層為了自身利益而過度投資，從而損害股東的利益。增加現金股利的分配可以減少公司的自由現金流量，可以限制管理層的過度投資行為，緩解公司的代理成本［2-4］。Schooley 和 Barney J r.（1994）的研究發現公司股利支付率與經理人員持股比例之間呈拋物線關系。當經理人員持股比例較低時，股利支付率與其持股比例之間存在負的相關關系，從而支持公司股利政策的代理成本解釋。當經理人員持股比例較高時，股利支付率隨經理人員持股比例的增加而增加，表明經理人員持股比例超過某一點時，經理人員的目標與其他股東的利益不再趨于一致［5］。Moh’d et al（1995）的研究結論表明股利支付率與企業規模、機構股東持股百分比和股東數目的自然對數顯著正相關，而與經營杠桿風險、歷史成長性、財務杠桿風險、預期成長性、內在的商業風險及內部人持股百分比顯著負相關［6］。Schellenger，Wood和Tashakori認為立董事比例與現金股利支付率正相關，獨立董事越多，公司越有可能考慮外部投資者的利益，降低代理沖突［7］。

國內學者原紅旗（2001）的研究表明，我國上市公司特殊的股權結構和治理結構對股利分配形式有重要影響。上市公司的控股股東會通過現金股利形式從上市公司轉移現金，同時上市公司對以股票股利形式留存的資金存在浪費現象。他的研究結果認為，規模較小的公司傾向于選擇股票股利，而規模較大的公司則傾向于選擇現金股利［8］。廖理、方芳（2004）發現，公司管理層持股可以緩解自由現金流的代理成本，管理層持股對于高代理成本公司的現金股利支付有著明顯的提高作用［9］。唐國瓊、鄒虹（2005）的研究結論提出認為：在我國，股利政策受到嚴重的代理問題的影響。他們認為我國上市公司特殊的股權結構和治理結構在我國股利分配政策中起著重要作用，上市公司的非流通股股東傾向于派發現金股利，市場行政監管手段對我國股利政策的影響非常大［10］。呂長江、周縣華（2005）的研究認為，公司管理層激勵、董事會和監事會激勵和財務透明度對公司現金股利的支付產生正向效應；上市公司總經理兼任董事長時，公司越易于支付現金股利；董事會主席和監事會主席持股比例越高，審計意見類型越清潔，公司越易于支付現金股利，即外部監督是必要的［11］。

王化成、李春玲、盧闖（2007）運用 Logistic模型和多元線性回歸模型分析了上市公司控股股東對現金股利分配傾向和分配力度的影響。他們的研究結果表明：控股股東的經濟性質、所有權與控制權的分離程度以及集團控制性質三個特征顯著地影響了上市公司的現金股利分配傾向和分配力度［12］。安玉琢，劉艷華，孫振娟（2009）運用 Logistic模型對公司治理結構與是否分配股利進行了研究，認為股權集中度越高，公司往往更傾向于派發現金股利，其更可能通過現金股利的形式轉移公司資產，侵犯小股東權益；董事會的規模和獨立董事的人數與現金股利政策呈正相關關系；當董事長和監事會主席的持股比例高時，自身的利益使得他們更關心公司的治理狀況，更可能分配現金股利來降低代理成本；財務透明度高的公司，其治理結構得到優化，保持了良好的公司形象，更有可能分配現金股利［1］。陳立泰、林川、陳耿（2010）的實證研究認為，董事會規模大、高管薪酬高的公司傾向于分配現金股利，而獨立董事比例越高的公司反而不傾向發放現金股利，其原因可能在于中國上市公司的獨立董事制度歷史較短，獨立董事未能起到應有的作用，同時獨立董事的聘任程序不規范［13］。 從現有文獻看，關于公司治理和股利政策的研究非常多，主要是研究公司治理的某個方面對股利政策的影響，對二者系統的研究還較少，同時對中小上市公司治理結構與股利分配的相關研究更少。本文在對上述文獻回顧的基礎上對中小企業板公司治理結構與股利分配的關系進行實證，為研究治理結構對股利政策的影響提供更進一步理論和實證的依據。

二、研究設計

（一）變量選擇及數據來源

1．公司股利分配指標。公司股利政策的內容不僅包括是否發放股利，更主要的是企業的盈利中有多大比例用于發放股利。只有股利支付率才能代表企業的股利支付水平，而每股現金股利則屬于數量指標，它只代表各公司自身的股利分配規模，在不同企業缺乏可比性。本文以股利支付率作為中小企業股利支付水平的核心指標，以每股現金股利作為輔助指標。

2．公司治理結構指標。根據公司治理機制，本文選擇股權集中度、高管人員持股、高管薪酬、股東制衡度、公司透明度等來衡量公司治理結構水平。為控制其它因素對成長性的影響、真實地描述公司治理結構與股利分配之間的關系，本文引入公司規模、資產負債率、凈資產收益率、主營業務收入增長率和每股凈資產作為控制變量。主要研究變量的選取和定義參見表1。

3.數據來源和處理方法。本文以中小企業板2009年12月31日前上市的274家上市公司為樣本，對2004-2009年間的面板數據進行實證，研究所使用的數據主要來源于中國經濟研究中心CCER經濟金融數據庫，部分數據來自中國上市公司資訊網（http://www.cnlist.com/）和巨潮資訊網（http://www.cninfo.com.cn/）上市公司年度財務指標匯總。同時樣本數據滿足以下條件： 第一，剔除樣本數據缺失的公司。第二，考慮到行業的特殊性，剔除屬于金融保險業的樣本。第三，剔除曾經出現過ST，PT的公司。最終從216家公司獲得872個有效樣本。

本研究使用Excel 2003軟件對數據進行基本的匯總整理，然后利用SPSS15.0對選取的樣本公司治理變量進行標準化——即Zscore處理，目的是消除各變量間由于計量單位不同所造成的影響；然后對標準化后的變量進行因子分析，這樣可以較全面地反應公司治理特征，將具有相似影響力的因素組成一個新的影響因子；最后對主要因子和控制變量進行多元線性回歸分析，檢驗因變量與影響因素（自變量）之間的相關性。

（二）研究假設

基于相關文獻回顧和本文研究，提出如下五個假設：

假設1：公司管理層持股比例越高，分配現金股利的可能性越大，即管理層持股比例對股利分配具有正向影響。

假設2：公司股權集中度越高，越有可能分配現金股利，即股權集中度對股利分配具有正向影響。

假設3：公司對管理人員的激勵作用越強，越可能派發現金股利，即高管薪酬水平對股利分配具有正向影響。

假設4：公司治理透明度越高，越有可能分配現金股利，即公司治理透明度對股利分配具有正向影響。

假設5：公司董事會的規模越大、獨立董事比例越高，公司越有可能分配現金股利，即董事會的規模和獨立董事比例對股利分配具有正向影響。

三、實證分析

（一）因子分析

1．數據檢驗。首先對標準化處理后的變量進行KMO和Bartlett’s 檢驗，以判斷其是否適合運用因子分析，見表2。

通過表2可以看出Kmo測度達到0.606>0.5，表明原始數據可以進行因素分析；Bartlett’s檢驗值為3734.197，自由度為91，Sig.值為0.000，達0.01的顯著水平，代表總體的相關矩陣間有共同因素存在，非常適合進行因子分析。

2．確定因子個數和因子解。運用主成分分析方法求解初始因子，特征值在某種程度上可以被看成是表示主成分影響力度大小的指標。如果特征值小于1，說明該主成分的解釋力度還不如直接引入一個原變量的平均解釋力度大，因此一般可以用特征值大于1作為納入標準。舍棄特征值小于1的主成分，確定因子個數為5，見表3。

3．計算因子值。求因子值的過程是通過觀測變量的線性組合來表示因子，因子值是觀測變量的加權平均。每一因子值與觀測變量的關系列示在表4中。

通過因子分析，得出以下關系表達式：

由表4可以看出Fac_1 的因子表達式是由“董事長持股比例”、“總經理持股比例”和“高管人員持股比例”這3個公司治理變量組成，反映了公司高管持股比例，把Fac_1稱為“高管持股”因子；Fac_2的因子表達式是由“第一大股東持股比例”、“Z指數”和“Herfindahl_10指數”3個公司治理變量組成，反映的是公司股權集中度，稱之為“股權集中度”因子；Fac_3 體現的是高級管理人員的薪酬構成，稱之為“激勵”因子；Fac_4的因子表達式是由“監事會的規?！?、“監事會持股比例”、“實際控制人類別”和“兩職設置”4個公司治理變量組成，反映監督機構規模和公司治理中職權的集中分散程度，稱之為代表“治理透明度”因子；Fac_5 的因子表達式是由“董事會的規?！焙汀蔼毩⒍卤壤眱蓚€公司治理的變量組成，反映了上市公司的董事會特征，稱之為“制約”因子。

（二）回歸分析

采用多元線性回歸模型，檢驗公司治理因素對上市公司股利分配決策的影響。回歸檢驗模型具體形式如下：

被解釋變量Y，表示股利支付率和每股現金股利。解釋變量X，為代表公司治理特征的因子表達式：Fac_1 是反映高管持股的變量；Fac_2代表了股權集中度；Fac_3為反映公司激勵程度的變量；Fac_4 是反映公司治理透明度的變量；Fac_5 反映公司的董事會特征?？刂谱兞縁：公司規模（F6）、資產負債率（F7）、凈資產收益率（F8）、主營業務收入增長率（F9）和每股凈資產（F10）。

檢驗模型具體形式如下表5和表6所示。

由表5可以看出方程所有因子都通過了T檢驗，表6中除Fac_2即股權集中度外其它因子都通過了T檢驗。高管持股比例、高級管理人員的薪酬、董事會和監事會的監管、控股股東的類型和公司透明度等都對公司現金股利分配政策具有顯著的影響。

Fac_1代表高管持股因子，該變量的回歸系數為負，與本文假設1相反，說明公司高級管理人員持股比例上升時，公司更可能不分配現金股利。

Fac_2為股權集中度因子，該變量的回歸系數為為正，驗證了本文假設2，但股權集中度與每股現金股利的回歸結果并不顯著，與股利支付率在1%水平上顯著。這說明第一大股東的持股比例以及公司前十大股東持股比例越高，公司越可能分配現金股利。作為大股東代言人的公司管理當局，就可能利用自己的優勢選擇對自己有利的分配方式，轉移公司資產，而損害廣大中小股東的利益。

Fac_3為高級管理人員薪酬的因子，該變量的回歸系數顯著為正，與本文假設3相同，說明公司高級管理人員薪酬越高，公司越傾向于分配現金股利。中小上市公司中，高管人員主要為與股東有特殊關系的人員（比如親屬），高管人員持股比例的增加導致其利用現金股利分紅而利己的可能性增加。

Fac_4為代表公司透明度的變量，與股利支付率在1%水平上顯著為負，與每股現金股利在1%水平上顯著為正。可能是因為中小上市公司中，監事會規模小，持股比例低使其在第一大股東面前不能正常發揮其職能，同時大部分中小公司為民營控股，治理狀況并不透明有關。

Fac_5代表董事會治理特征，該變量的回歸系數顯著為正，與本文假設5相同。說明董事會規模大、獨立董事比例高的公司分配現金股利更多。在民營和家族企業為主的中小上市公司中，董事會規模越大，能更有效地控制代理沖突和“一股獨大”等問題，同時獨立董事的增加（獨立董事比例均值為59.09%），使其更可能考慮外部投資者的利益，使得公司分配現金股利的可能性增大。

四、結論

本文的研究結論如下：

1．公司第一大股東持股比例越大、第一大股東與其他大股東持股比例之間差距越大，尤其是第一大股東與第二大股東之間差距懸殊時，公司傾向于多發股利。

2．公司高級管理人員和董事薪酬越高，則公司越傾向于支付更多的現金股利。董事長、總經理等高級管理人員持股比例越大，公司股利分配傾向越小。

3．董事會規模的增大和獨立董事比例的增加都對公司現金股利分配有正向影響。因此健全董事會職權，加強獨立董事監管能力，都會促使公司分配更多的現金股利應，防止管理人員濫用公司現金。

4．中小上市公司起步較晚，公司治理重要組成部分中的監督機制以及信息披露機制還不健全，未能對公司決策起到監督審查作用。公司的信息還存在一些不公開、不透明、不真實的現象，因此公司透明度與股利分配的相關性未能得到很好的驗證，還需要做進一步的研究。

參考文獻:

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（責任編輯：劉春雪）