信息披露質量、管理層持股與現金股利政策

李勇

【摘 要】 文章運用2008—2010年深市A股上市公司數據研究信息披露、管理層持股與現金股利政策之間的關系，研究發現：在其他因素不變的條件下，信息披露質量與現金股利政策顯著正相關；管理層持股比例與現金股利政策顯著正相關，且在管理層持股比例一定的條件下，信息披露質量好的公司股利支付水平低于信息披露質量差的公司。

【關鍵詞】 信息披露質量； 管理層持股； 現金股利政策

中圖分類號：F23 文獻標識碼：A 文章編號：1004-5937（2014）14-0047-04

一、引言

股利政策是公司籌資投資活動的延續，也是影響股價、資本結構的重要決策。近年來，國內外學者對上市公司股利政策問題進行了廣泛的研究。西方學術界從不同的角度提出了多種股利理論，但對現實中的股利政策仍無法作出最恰當完美的解釋。在眾多理論中，對股利政策的解釋最具影響力的可能當屬代理成本理論（Ad jaoud & Ben-Amar，2010）。

委托代理理論認為，管理層有為滿足自己的私人利益而損害股東利益的動機，這就是經理管理防御（management entrenchment）。經理管理防御學說認為：由于防御動機的存在，使得管理者的決策行為往往反映的不是股東價值最大化的目標，而是反映經理的目標，因此會導致經理作出與股東的利益不一致的決定和行為。La Porta等（1998）指出，管理層通過發放現金股利解決委托代理問題的情況需要一些機制的作用。為了從信息披露角度研究管理層持股與股利政策的影響，本文擬對我國深市2008—2010年的上市公司進行考察，試圖找到管理層持股在信息披露質量不同的情況下對股利政策的影響。

二、理論回顧與研究假設

股利政策一直是企業財務決策的核心問題。Jensen & Meckling（1976）認為股利政策有助于緩解委托代理理論中的代理沖突。Rozeff（1982）使用1974—1980年的數據研究股利支付比例與管理層持股比例之間的關系，研究發現，股利支付比例與管理層持股比例負相關。Sornnate（1989）研究得出管理人員持股比例與股利支付率正相關。Jensen（1986，1992）研究得出發放現金股利可以緩解代理問題，可作為降低代理成本的機制之一，同時也是管理層持股、機構投資者持股、債務、外部治理等的替代機制。

趙春光、張雪麗等（2001）通過對股利政策選擇動因的研究得出，企業是否分配股票股利取決于股權集中度，而現金股利分配政策受資產負債率的影響。廖理、方芳（2004）研究發現管理層持股對高代理成本公司的現金股利發放有明顯的改善作用。徐壽福（2013）以2003—2010年深市上市公司為樣本，研究發現上市公司股利政策與信息披露質量有顯著的正相關關系?；谝陨戏治?，提出以下假設：

假設1：在其他條件不變的情況下，信息披露質量與現金股利政策正相關。

Sornnate（1989），George W. Fenn和Nellie Liang（2001）研究得出管理層持股比例越高，發放的股利越多。管理層持股可以使管理層與股東的利益相一致，從而公司愿意發放更高的股利。Bushman and Smith（2001）研究發現高質量的會計信息能降低公司代理成本。

高質量的信息披露水平有助于股利發放，投資者通過高質量的會計信息能夠更客觀地判斷公司的投資效率和價值，迫使內部人“吐出”現金，作為股利支付給股東。另外，內部人為避免外部投資者的監督，通常提供較低的會計信息質量，以此來掩蓋代理問題，為其對公司的掠奪行為提供便利。此時，投資者無法通過公司披露的信息來監督管理者，他們可能會依賴于上市公司釋放的股利支付信號。基于以上分析，提出假設：

假設2：管理層持股比例與現金股利政策正相關，且在管理層持股比例一定的條件下，信息披露質量好的公司股利支付水平低于信息披露質量差的公司。

三、研究設計

（一）變量定義

本文中的被解釋變量現金股利政策用兩種方法衡量，一種方法是采用虛擬變量衡量上市公司現金股利支付傾向，如果該上市公司發放了現金股利則賦值為1，否則賦值為0；另一種方法是采用連續變量每股現金股利來衡量上市公司現金股利支付水平。

信息披露質量采用深圳證券交易所對其上市公司信息披露的考評結果來衡量。深圳證券交易所結合獎懲及與監管機構的工作配合等情況，從日常信息披露的合法性、及時性、完整性和準確性四個方面對上市公司上一年度的信息披露工作進行考評，最終形成四個等級（優秀、良好、及格和不及格），由于該評級結果由與上市公司無直接利益關系的第三方提供，因此具有較強的權威性。本文根據這一考評結果設置變量DIS，將考評結果分為兩檔，將考評結果為“及格”和“不及格”的賦值為0，將考評結果為“優秀”和“良好”的賦值為1。

本文管理層范圍的界定同中國證監會規定的“需要在公司定期報告中披露的高層管理人員”這一概念是基本一致的，將“管理層”界定為：董事會成員、監事會成員、公司經理、副經理、財務負責人、董事會秘書以及公司章程規定的其他高級管理人員。

另外，對影響現金股利政策的其他變量作了控制，同時還設置了行業和年度虛擬變量來控制不同年度和不同行業之間數據的差異。

（二）模型設計

本文根據樣本數據和被解釋變量的特點，分別構建了logit模型和最小二乘法模型。現金股利DPS是0-1的虛擬變量，因此采用logit模型進行穩健性檢驗。借鑒已有的現金股利支付模型，結合假設，構建以下模型：

（三）樣本選擇與數據來源

1.樣本選擇

本文以2008—2010年深市A股上市公司為樣本，剔除數據不全的公司，剔除“ST”公司，剔除金融行業等，經過篩選整理，最后確定總體研究樣本為1 930個年度觀測值，其中2008年為735家，2009年為733家，2010年為462家。

2.數據來源

在所有的變量數據中，信息披露質量指數是根據深圳證券交易所披露的考評結果整理得出的，其他變量數據是從CSMAR數據庫搜集整理而來。

四、實證結果分析

（一）變量描述性統計

表2顯示，每股現金股利最大值為1.672，最小值為0，支付的每股現金股利平均約為0.07元。信息披露質量考評結果得分平均約為1.85，其中約75%的考評結果為“良好”及以上。管理層持股比例平均持股比例約為5.39%，中位數為0，說明管理層總體持股數量較少，人均持股比例低，“零持股”現象依然普遍存在。公司盈利能力指標凈資產收益率最大值為7.541，最小值為-10.926，平均凈資產收益率為5.39%，上市公司盈利能力不理想。

（二）回歸結果分析

表3是模型一的多元回歸結果，表中數據顯示，信息披露質量與每股現金股利正相關，并且在0.01的水平上顯著，也就是說，公司對外披露的信息質量越好，越傾向于發放現金股利，假設1得到驗證。資產負債率與每股現金股利顯著負相關，即負債率越高的公司越不傾向于發放現金股利；第一大股東持股比例與每股現金股利正相關，這和前人研究結論一致；公司業績越好，越傾向于發放現金股利。

表4是模型二的OLS回歸結果，從全樣本的回歸結果可以看出，信息披露質量與現金股利政策正相關并且顯著，和表3中的回歸結果一致；管理層持股比例與每股現金股利顯著正相關，換句話說，管理層持股比例越高，公司越傾向于發放更多的現金股利，說明公司經理存在以支付適當股利為自己謀取私人利益的行為，驗證了假設2的前半部分。在表4中我們將信息披露質量分組回歸，將信息披露為“優秀”、“良好”的分為一組（DIS=1），將信息披露為“及格”、“不及格”的分為另一組（DIS=0）?；貧w結果如表4，從表中可以看出，不管信息披露質量高低，管理層持股與每股現金股利都顯著正相關，然而，從管理層持股比例回歸系數可以看出，信息披露質量高（DIS=1）的系數（0.082）要低于信息披露質量低（DIS=0）的系數（0.173），也就是說，在管理層持股比例一定的條件下，信息披露質量好的公司比信息披露質量差的公司每股現金股利平均少支付0.091元。這也可以解釋為，對于信息透明度較差的公司，投資者無法準確得知公司的經營情況，他們更傾向于選擇觀察公司的股利支付政策，以此來判斷公司的營運狀況，而信息透明度較好的公司則不需要通過這種途徑判斷公司的經營狀況從而監督管理者的行為，至此假設2全部得到驗證。

另外，資產負債率、第一大股東持股比例和凈資產收益率在全樣本檢驗和DIS=1分組檢驗中結果一致，且顯著相關，其中資產負債率、第一大股東持股比例和凈資產收益率與每股現金股利顯著相關，與前人研究結論一致，但在DIS=0分組檢驗中，資產負債率與每股現金股利負相關但不顯著。獨立董事比例在全樣本和DIS=1的樣本檢驗中與每股現金股利負相關，說明獨立董事作為監督者發揮了應有的監督職責，獨立董事比例越高，管理層通過分配現金股利獲取私人利益的動機越不易實現；而在信息披露質量差（DIS=0）的公司，獨立董事比例與每股現金股利正相關，獨立董事只是名義監督者，并沒有真正充當監督者的角色。

五、穩健性檢驗

為考察研究結論的穩健性，我們做了以下測試：其一，用是否支付現金股利替代每股現金股利進行回歸；其二，將深市信息披露考評結果按“優秀”、“良好”、“及格”和“不及格”分別賦值3、2、1和0作為信息披露質量的衡量指標替代DIS進行回歸，結論與上文一致。即信息披露質量與現金股利政策正相關；管理層持股比例與現金股利政策正相關，且在管理層持股比例一定的條件下，信息披露質量好的公司股利支付水平低于信息披露質量差的公司。

六、結論和局限性

（一）研究結論

本文選取2008—2010年深市A股上市公司的數據作為樣本，分析了信息披露質量、管理層持股與現金股利政策的影響，研究發現，在其他因素不變的條件下，信息披露質量與現金股利政策顯著正相關；管理層持股比例與現金股利政策顯著正相關，且在管理層持股比例一定的條件下，信息披露質量好的公司股利支付水平低于信息披露質量差的公司。

（二）研究的局限性

本研究存在以下局限性：

1.以往的研究成果顯示，管理層持股比例與信息披露質量正相關，在模型二中，本文未能考察管理層持股比例是否受信息披露質量的影響出現此結果，有待進一步研究。

2.中國上市公司的股利政策每年都有顯著不同的特點。本文在研究股利政策時將不同年份的股利政策混合在一起考察，可能忽略了一些因素的影響。

【參考文獻】

[1] 呂長江，王克敏.上市公司股利政策的實證分析[J].經濟研究，1999（12）：31-38.

[2] 李文強.管理層持股對公司績效影響的研究述評[J].商業研究，2004（7）：20-27.

[3] 劉星，魏峰，戴玉光.經理管理防御下的公司股利政策研究[J].中國會計評論，2004（12）：363-374.

[4] 謝軍.股利政策、第一大股東和公司成長性：自由現金流理論還是掏空理論[J].會計研究，2006（4）.

[5] 陳玲玲.公司治理與股利政策的關系研究綜述[J].商場現代化，2008（10）：64.

[6] 徐壽福.信息披露、公司治理與現金股利政策——來自深市A股上市公司的經驗證據[J].證券市場導報，2013（1）：26-36.

[7] Jensen， M. C.， Meckling， W.H. Theory of the Firm：Managerial Behavior，Agency Costs and Ownership Structure[J].Journal of Finance，1976（3）.

[8] Rafael La Porta， Florencio Lopez-de-Silanes， Andrei Shleifer， and Robert Vishny.Law and finance[J].Journal of Political Economy，1998，106：1113-1155.

[9] DeAngelo， H.，L. DeAngelo，and S.Douglas.Reversal of Fortune：Dividend Policy and the Disappearance of Sustained Earnings Growth[J].Journal of Financial Economics，1996，40：341-371.

2.數據來源

在所有的變量數據中，信息披露質量指數是根據深圳證券交易所披露的考評結果整理得出的，其他變量數據是從CSMAR數據庫搜集整理而來。

四、實證結果分析

（一）變量描述性統計

表2顯示，每股現金股利最大值為1.672，最小值為0，支付的每股現金股利平均約為0.07元。信息披露質量考評結果得分平均約為1.85，其中約75%的考評結果為“良好”及以上。管理層持股比例平均持股比例約為5.39%，中位數為0，說明管理層總體持股數量較少，人均持股比例低，“零持股”現象依然普遍存在。公司盈利能力指標凈資產收益率最大值為7.541，最小值為-10.926，平均凈資產收益率為5.39%，上市公司盈利能力不理想。

（二）回歸結果分析

表3是模型一的多元回歸結果，表中數據顯示，信息披露質量與每股現金股利正相關，并且在0.01的水平上顯著，也就是說，公司對外披露的信息質量越好，越傾向于發放現金股利，假設1得到驗證。資產負債率與每股現金股利顯著負相關，即負債率越高的公司越不傾向于發放現金股利；第一大股東持股比例與每股現金股利正相關，這和前人研究結論一致；公司業績越好，越傾向于發放現金股利。

表4是模型二的OLS回歸結果，從全樣本的回歸結果可以看出，信息披露質量與現金股利政策正相關并且顯著，和表3中的回歸結果一致；管理層持股比例與每股現金股利顯著正相關，換句話說，管理層持股比例越高，公司越傾向于發放更多的現金股利，說明公司經理存在以支付適當股利為自己謀取私人利益的行為，驗證了假設2的前半部分。在表4中我們將信息披露質量分組回歸，將信息披露為“優秀”、“良好”的分為一組（DIS=1），將信息披露為“及格”、“不及格”的分為另一組（DIS=0）?；貧w結果如表4，從表中可以看出，不管信息披露質量高低，管理層持股與每股現金股利都顯著正相關，然而，從管理層持股比例回歸系數可以看出，信息披露質量高（DIS=1）的系數（0.082）要低于信息披露質量低（DIS=0）的系數（0.173），也就是說，在管理層持股比例一定的條件下，信息披露質量好的公司比信息披露質量差的公司每股現金股利平均少支付0.091元。這也可以解釋為，對于信息透明度較差的公司，投資者無法準確得知公司的經營情況，他們更傾向于選擇觀察公司的股利支付政策，以此來判斷公司的營運狀況，而信息透明度較好的公司則不需要通過這種途徑判斷公司的經營狀況從而監督管理者的行為，至此假設2全部得到驗證。

另外，資產負債率、第一大股東持股比例和凈資產收益率在全樣本檢驗和DIS=1分組檢驗中結果一致，且顯著相關，其中資產負債率、第一大股東持股比例和凈資產收益率與每股現金股利顯著相關，與前人研究結論一致，但在DIS=0分組檢驗中，資產負債率與每股現金股利負相關但不顯著。獨立董事比例在全樣本和DIS=1的樣本檢驗中與每股現金股利負相關，說明獨立董事作為監督者發揮了應有的監督職責，獨立董事比例越高，管理層通過分配現金股利獲取私人利益的動機越不易實現；而在信息披露質量差（DIS=0）的公司，獨立董事比例與每股現金股利正相關，獨立董事只是名義監督者，并沒有真正充當監督者的角色。

五、穩健性檢驗

為考察研究結論的穩健性，我們做了以下測試：其一，用是否支付現金股利替代每股現金股利進行回歸；其二，將深市信息披露考評結果按“優秀”、“良好”、“及格”和“不及格”分別賦值3、2、1和0作為信息披露質量的衡量指標替代DIS進行回歸，結論與上文一致。即信息披露質量與現金股利政策正相關；管理層持股比例與現金股利政策正相關，且在管理層持股比例一定的條件下，信息披露質量好的公司股利支付水平低于信息披露質量差的公司。

六、結論和局限性

（一）研究結論

本文選取2008—2010年深市A股上市公司的數據作為樣本，分析了信息披露質量、管理層持股與現金股利政策的影響，研究發現，在其他因素不變的條件下，信息披露質量與現金股利政策顯著正相關；管理層持股比例與現金股利政策顯著正相關，且在管理層持股比例一定的條件下，信息披露質量好的公司股利支付水平低于信息披露質量差的公司。

（二）研究的局限性

本研究存在以下局限性：

1.以往的研究成果顯示，管理層持股比例與信息披露質量正相關，在模型二中，本文未能考察管理層持股比例是否受信息披露質量的影響出現此結果，有待進一步研究。

2.中國上市公司的股利政策每年都有顯著不同的特點。本文在研究股利政策時將不同年份的股利政策混合在一起考察，可能忽略了一些因素的影響。

【參考文獻】

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[3] 劉星，魏峰，戴玉光.經理管理防御下的公司股利政策研究[J].中國會計評論，2004（12）：363-374.

[4] 謝軍.股利政策、第一大股東和公司成長性：自由現金流理論還是掏空理論[J].會計研究，2006（4）.

[5] 陳玲玲.公司治理與股利政策的關系研究綜述[J].商場現代化，2008（10）：64.

[6] 徐壽福.信息披露、公司治理與現金股利政策——來自深市A股上市公司的經驗證據[J].證券市場導報，2013（1）：26-36.

[7] Jensen， M. C.， Meckling， W.H. Theory of the Firm：Managerial Behavior，Agency Costs and Ownership Structure[J].Journal of Finance，1976（3）.

[8] Rafael La Porta， Florencio Lopez-de-Silanes， Andrei Shleifer， and Robert Vishny.Law and finance[J].Journal of Political Economy，1998，106：1113-1155.

[9] DeAngelo， H.，L. DeAngelo，and S.Douglas.Reversal of Fortune：Dividend Policy and the Disappearance of Sustained Earnings Growth[J].Journal of Financial Economics，1996，40：341-371.

2.數據來源

在所有的變量數據中，信息披露質量指數是根據深圳證券交易所披露的考評結果整理得出的，其他變量數據是從CSMAR數據庫搜集整理而來。

四、實證結果分析

（一）變量描述性統計

表2顯示，每股現金股利最大值為1.672，最小值為0，支付的每股現金股利平均約為0.07元。信息披露質量考評結果得分平均約為1.85，其中約75%的考評結果為“良好”及以上。管理層持股比例平均持股比例約為5.39%，中位數為0，說明管理層總體持股數量較少，人均持股比例低，“零持股”現象依然普遍存在。公司盈利能力指標凈資產收益率最大值為7.541，最小值為-10.926，平均凈資產收益率為5.39%，上市公司盈利能力不理想。

（二）回歸結果分析

表3是模型一的多元回歸結果，表中數據顯示，信息披露質量與每股現金股利正相關，并且在0.01的水平上顯著，也就是說，公司對外披露的信息質量越好，越傾向于發放現金股利，假設1得到驗證。資產負債率與每股現金股利顯著負相關，即負債率越高的公司越不傾向于發放現金股利；第一大股東持股比例與每股現金股利正相關，這和前人研究結論一致；公司業績越好，越傾向于發放現金股利。

表4是模型二的OLS回歸結果，從全樣本的回歸結果可以看出，信息披露質量與現金股利政策正相關并且顯著，和表3中的回歸結果一致；管理層持股比例與每股現金股利顯著正相關，換句話說，管理層持股比例越高，公司越傾向于發放更多的現金股利，說明公司經理存在以支付適當股利為自己謀取私人利益的行為，驗證了假設2的前半部分。在表4中我們將信息披露質量分組回歸，將信息披露為“優秀”、“良好”的分為一組（DIS=1），將信息披露為“及格”、“不及格”的分為另一組（DIS=0）。回歸結果如表4，從表中可以看出，不管信息披露質量高低，管理層持股與每股現金股利都顯著正相關，然而，從管理層持股比例回歸系數可以看出，信息披露質量高（DIS=1）的系數（0.082）要低于信息披露質量低（DIS=0）的系數（0.173），也就是說，在管理層持股比例一定的條件下，信息披露質量好的公司比信息披露質量差的公司每股現金股利平均少支付0.091元。這也可以解釋為，對于信息透明度較差的公司，投資者無法準確得知公司的經營情況，他們更傾向于選擇觀察公司的股利支付政策，以此來判斷公司的營運狀況，而信息透明度較好的公司則不需要通過這種途徑判斷公司的經營狀況從而監督管理者的行為，至此假設2全部得到驗證。

另外，資產負債率、第一大股東持股比例和凈資產收益率在全樣本檢驗和DIS=1分組檢驗中結果一致，且顯著相關，其中資產負債率、第一大股東持股比例和凈資產收益率與每股現金股利顯著相關，與前人研究結論一致，但在DIS=0分組檢驗中，資產負債率與每股現金股利負相關但不顯著。獨立董事比例在全樣本和DIS=1的樣本檢驗中與每股現金股利負相關，說明獨立董事作為監督者發揮了應有的監督職責，獨立董事比例越高，管理層通過分配現金股利獲取私人利益的動機越不易實現；而在信息披露質量差（DIS=0）的公司，獨立董事比例與每股現金股利正相關，獨立董事只是名義監督者，并沒有真正充當監督者的角色。

五、穩健性檢驗

為考察研究結論的穩健性，我們做了以下測試：其一，用是否支付現金股利替代每股現金股利進行回歸；其二，將深市信息披露考評結果按“優秀”、“良好”、“及格”和“不及格”分別賦值3、2、1和0作為信息披露質量的衡量指標替代DIS進行回歸，結論與上文一致。即信息披露質量與現金股利政策正相關；管理層持股比例與現金股利政策正相關，且在管理層持股比例一定的條件下，信息披露質量好的公司股利支付水平低于信息披露質量差的公司。

六、結論和局限性

（一）研究結論

本文選取2008—2010年深市A股上市公司的數據作為樣本，分析了信息披露質量、管理層持股與現金股利政策的影響，研究發現，在其他因素不變的條件下，信息披露質量與現金股利政策顯著正相關；管理層持股比例與現金股利政策顯著正相關，且在管理層持股比例一定的條件下，信息披露質量好的公司股利支付水平低于信息披露質量差的公司。

（二）研究的局限性

本研究存在以下局限性：

1.以往的研究成果顯示，管理層持股比例與信息披露質量正相關，在模型二中，本文未能考察管理層持股比例是否受信息披露質量的影響出現此結果，有待進一步研究。

2.中國上市公司的股利政策每年都有顯著不同的特點。本文在研究股利政策時將不同年份的股利政策混合在一起考察，可能忽略了一些因素的影響。

【參考文獻】

[1] 呂長江，王克敏.上市公司股利政策的實證分析[J].經濟研究，1999（12）：31-38.

[2] 李文強.管理層持股對公司績效影響的研究述評[J].商業研究，2004（7）：20-27.

[3] 劉星，魏峰，戴玉光.經理管理防御下的公司股利政策研究[J].中國會計評論，2004（12）：363-374.

[4] 謝軍.股利政策、第一大股東和公司成長性：自由現金流理論還是掏空理論[J].會計研究，2006（4）.

[5] 陳玲玲.公司治理與股利政策的關系研究綜述[J].商場現代化，2008（10）：64.

[6] 徐壽福.信息披露、公司治理與現金股利政策——來自深市A股上市公司的經驗證據[J].證券市場導報，2013（1）：26-36.

[7] Jensen， M. C.， Meckling， W.H. Theory of the Firm：Managerial Behavior，Agency Costs and Ownership Structure[J].Journal of Finance，1976（3）.

[8] Rafael La Porta， Florencio Lopez-de-Silanes， Andrei Shleifer， and Robert Vishny.Law and finance[J].Journal of Political Economy，1998，106：1113-1155.

[9] DeAngelo， H.，L. DeAngelo，and S.Douglas.Reversal of Fortune：Dividend Policy and the Disappearance of Sustained Earnings Growth[J].Journal of Financial Economics，1996，40：341-371.