現金股利、管理層權力與高管隱性私有收益
——基于滬深A股上市公司的經驗數據

（安徽財經大學會計學院 安徽蚌埠233030）

一、引言

高管隱性私有收益是現代企業所有權與控制權分離之后，與股東利益不一致的理性高管人員在履行職責過程中利用手中職權之便，為自身“撈好處”，追求個人利益最大化的產物。從理論上講，高管隱性私有收益屬于代理成本的范疇。相較于高管貨幣性收益，高管私有收益中的非貨幣性收益（即隱性收益）因其種類紛繁蕪雜而更具隱蔽性的特點。近年來，從紛紛曝光的央企巨額業務招待費、嚴重的公款吃喝、公款旅游等問題中，我們不難發現，高管隱性私有收益在現代企業中具有一定的普遍性，其雖并不一定構成經濟犯罪，但對于企業發展、公司股東以及外部投資者的利益均會產生不利影響。

那么，哪些因素可以對高管隱性私有收益進行約束？代理理論認為，支付現金股利會減少公司管理層控制的現金流，以避免管理層將其轉作個人用途或投資于非效率項目，進而有助于緩解管理層的代理成本。然而，股利的發放一定程度上是股東和管理層博弈均衡的結果。從契約角度來看，由于現實中契約的不完備性，很多情況下，掌控公司剩余控制權的股東可能會將其轉移至管理層，使管理層擁有控制權的同時，也擁有剩余控制權。管理層權力理論認為，管理層完全有動機在“弱監督”環境下，利用手中的權力來尋租，產生自利行為。在我國，國有企業“所有者虛位”衍生出“內部人控制”現象，以及“一股獨大”的股權結構無疑使得管理層權力形成并不斷擴大，且更易凌駕于公司治理體制之上（盧銳等，2008），而非國有企業，特別是民營企業中所有權與經營權并未實現真正意義上的分離，所有者本身往往也是管理層成員，管理層擁有較強的“話語權”，由此可見，管理層權力在我國有著普遍而深刻的影響（王茂林等，2014）。

從現有文獻來看，在我國直接提供現金股利政策對高管隱性私有收益影響的經驗數據較少，同時納入管理層權力因素，探究其在現金股利政策與高管隱性私有收益中所扮演的角色方面也鮮有經驗數據。基于以上分析，本文將著力探析現金股利支付對高管隱性私有收益的影響，并在此基礎上分析管理層權力在其中所發揮的作用。

二、理論基礎與研究假設

（一）現金股利與高管隱性私有收益。所有權與控制權相分離是現代公司的典型特征。Jensen&Meckling（1976）指出，由于管理層和股東之間存在利益沖突，理性的管理層會按照個人的收益函數去謀取私人利益最大化 （諸如公款消費、奢侈浪費、打造個人帝國等），即追求高管私有收益最大化。

股利分配是企業現金流的主要流向之一，是最優契約論的主要組成部分。股利代理理論認為，在降低管理層代理成本問題方面，現金股利是一種有效的約束機制。Rozeff（1982）最早將股利政策應用于降低管理層代理成本，他認為支付現金股利的政策會迫使經理人為他們所投資的項目籌集外部資金，進而降低了將其用于非效率投資的可能性。Jensen（1986）在其所提出的自由現金流假說中指出，如果公司存在大量自由現金流，股利發放可以降低管理層可支配的現金流，繼而減少其被用于過度投資或轉作個人用途（如在職消費）的傾向，從而有效地降低代理成本。國內也有很多學者基于不同企業代理成本形式，對現金股利約束企業代理成本的監督治理作用進行了實證研究，羅紅和黃文華（2008）以代理理論為基礎，通過實證檢驗發現國企分紅可以抑制高管人員在職消費，進而減少代理成本。此外，魏明海和柳建華 （2007）、劉銀國等 （2014）以及王茂林等（2014）均從不同角度對現金股利與代理成本的關系進行研究，得出與上述類似結論。高管隱性私有收益作為管理層利用自身權力，謀求私人利益最大化的產物，也是企業代理成本的形式之一，基于上述分析，我們提出如下假設：

假設1：發放現金股利能夠減少高管可支配現金，進而抑制了高管隱性私有收益，即現金股利支付率與高管隱性私有收益呈負相關。

（二）現金股利、管理層權力與高管隱性私有收益。管理層權力是管理層執行自己意愿的能力，泛指管理層對包括決策權、監督權以及執行權在內的公司治理體系的深度影響力。管理層權力理論認為在公司股權分散且存在內部人控制時，董事會在制定管理層薪酬契約過程中，往往會受到管理層制約，并不能完全獨立地代表股東利益。一般來看，管理層權力越大，其“話語權”越強，受監督的可能性就越小，越有可能享受更多的私有收益（盧銳，2008）。Jensen指出股利政策的選擇是公司管理層與股東利益博弈的結果。在我國，特殊的制度背景使得管理層權力的影響力不容小覷。同時，我國存在的國有企業薪酬管制現象，也為管理層謀取個人私有收益創造了條件。呂長江和趙宇恒（2008）認為，隨著管理層權力擴張，薪酬激勵有效性受到制約，管理層謀取各種形式的收益可能性增大。權小峰（2010）研究發現，在我國特殊背景下，管理層有絕對能力利用自身權力獲取私有收益。胡明霞和干勝道（2014）指出管理層權力越大，誘發高管腐敗的可能性越大。由此可以看出，當現金股利支付率較低時，企業內部管理層可支配較多現金流，其操控空間變大。同時，相較于國有上市公司，非國有上市公司（特別是民營上市公司）經理人市場尚不健全，一方面股東自身往往身擔管理層要職，出于“隱私性”方面考慮，其高管人員也多為業主親屬或家族成員，外部控股人員實質上難以對公司決策進行監督。另一方面，政府部門對非國有企業的監管控制也多為間接，這就使原本擁有更大權力的非國有企業管理層，更容易獲得更高的高管隱性私有收益。由此，提出以下假設。

假設2a：在其他條件相同的情況下，管理層能夠利用權力降低現金股利對高管隱性私有收益的抑制作用。

假設2b：相比于國有企業，非國有企業管理層權力對降低現金股利對高管隱性私有收益的抑制作用更明顯。

三、研究設計

（一）樣本數據及來源。本文選取2010—2013年滬、深兩市A股主板上市公司為初始樣本，并在此基礎上對樣本做如下篩選：（1）剔除金融類，ST、PT等特殊處理的樣本；（2）剔除同時發行B股或H股的樣本；（3）剔除凈利潤為負的樣本；（4）剔除財務和公司治理數據缺失的樣本。此外，為消除極端值的影響，本文對主要連續變量都在1%的水平上進行winsorize處理。最終得到1 615個觀測樣本。本文中各指標數據均來自CSMAR數據庫和RESSET數據庫。

（二）變量選擇及定義。

1.被解釋變量。由于高管追求的隱性私有收益在可獲得性上存在限制，學術界往往采用一些替代變量以量化高管隱性私有收益。本文參照權小峰等（2010）、王曾等（2014）和陳仕華等（2014）的做法，將異常在職消費作為衡量高管隱性私有收益（Abperks）的代理變量，即以高管實際在職消費與由經濟因素決定的高管預期正常的在職消費之間的差額予以反映。模型如下：

Perki，t/Asseti，t-1=α+β1×1/Asseti，t-1+β2×ΔSalei，t/Asseti，t-1+β3×PPEi，t/Asseti，t-1+β4×Inventoryi，t/Asseti，t-1+β5×LnEmployeei，t+εi，t（1）

其中，Perki，t為高管實際在職消費，數據取自管理費用中扣除了董事、高管以及監事會成員薪酬、計提的壞賬準備、存貨跌價準備以及當年的無形資產攤銷等明顯不屬于在職消費項目后的金額；Asseti，t-1為上期期末總資產；ΔSalei，t為本期主營業務變動額；PPEi，t為本期廠房、 財產和設備等固定資產的凈值；Inventoryi，t為本期存貨總額；LnEmployeei，t為企業雇傭員工總數的自然對數。利用模型（1）對所取樣本分年度分行業進行回歸，回歸得到的因變量預測值即為預期正常的在職消費水平。高管實際在職消費與預期正常在職消費水平的差額，即為高管隱性私有收益，按照陳仕華等（2014）的做法對該值進行對數化處理。

2.解釋變量。本文涉及現金股利和管理層權力兩個解釋變量：（1）現金股利（Div）。本文選取現金股利支付率（每股現金股利/每股收益）指標擬衡量企業現金股利的分配程度，并用以考察其對高管隱性私有收益水平的影響。（2）管理層權力（Tpower）。管理層權力具有一定的隱蔽性，現有文獻對其度量的指標尚未統一，主要有兩職兼任、管理層是否持股、是否存在大股東、總經理或CEO任期、股權分散、董事會獨立性等。本文在借鑒現有文獻對管理層權力進行度量的基礎上，選取以下3個指標衡量管理層權力：（1）董事長與總經理兩職是否合一 （Power1）；（2）股權分散程度（Power2）；（3）管理層是否持股（Power3）。 鑒于管理層權力是一個綜合性概念，為增強上述選取的三個反映管理層權力的單維度變量的說服力，本文借鑒盧銳（2008）的做法，將這三個單維度變量進行組合構成一個積分變量（Tpower1）和一個綜合啞變量（Tpower2）以反映管理層權力的大小。

3.控制變量。借鑒羅宏和黃文華（2008）以及劉銀國等（2014）的研究成果，本文選取每股企業自由現金流（Cash）、高管薪酬（Mp）、產權性質（Soe）、財務杠桿（Lev）、公司規模（Size）、獨立董事比例（Indd）等作為控制變量，以控制企業特征及公司治理程度的不同對高管隱性私有收益的影響。同時本文引入行業（Industry）和年度（Year）啞變量，以控制行業差異和年度影響，相關變量的定義參見表1。

表1 變量及定義

（三）模型設計。為了檢驗假設，本文構建了如下研究模型：

在通過預期正常在職消費模型即模型（1）得到高管隱性私有收益（Abperks）的基礎上，我們建立模型（2）來檢驗假設1，研究現金股利支付率對于高管隱性私有收益的影響。建立模型（3）來檢驗假設2a和假設2b，其中為保持結果的穩健性，管理層權力Tpower分別用權力積分變量（Tpower1）和權力啞變量（Tpower2）兩個指標反映。為檢驗假設2b，本文按產權性質對全樣本進行分組回歸（去掉Soe變量）。

四、實證檢驗

（一）描述性統計。本文各模型中變量的描述性統計情況如表2所示。從表2中可以看出：（1）樣本企業高管隱性私有收益存在較大差異，最大值高達22.724，最小值為9.116；國有企業高管隱性私有收益均值和中位數分別為17.977和18.021，均高于非國有企業相應數值，說明國企中存在的高管隱性私有收益現象更為嚴重。（2）從總體來看，我國上市公司股利支付水平有較大不同，既存在一些超額派現現象，又有發放零現金股利的企業，但股利支付率普遍較低，且國有和非國有企業差異不明顯。（3）管理層權力指標統計結果顯示，非國有企業權力積分變量和權力啞變量的均值 （1.493和0.487）均明顯高于國有企業 （0.924和0.178），表明相較于國有企業，非國有企業管理層擁有更大的權力。（4）從其他變量統計結果來看，國有企業自由現金流明顯高于非國有企業；高管薪酬、財務杠桿以及獨立董事比例各樣本公司間也存在較大差異。

表2 模型主要變量描述性分析

（二）相關性分析。模型中涉及主要變量的Pearson相關性分析，如下頁表3所示。可以看出，高管隱性私有收益（Abperks）與現金股利支付率（Div）在1%水平上顯著負相關，表明發放現金股利能夠抑制高管隱性私有收益，與本文假設1相符。高管隱性私有收益（Abperks）與管理層權力積分變量（Tpower1）、權力啞變量（Tpower2）、公司規模（Size）、高管薪酬（Mp）以及企業自由現金流（Cash）均顯著正相關，表明管理層權力、公司規模、高管薪酬以及企業自由現金流越大，高管謀取隱性私有收益的可能性越大。此外，高管隱性私有收益（Abperks）與財務杠桿（Lev）在 5%水平上顯著負相關，表明隨著企業負債的增加，償債壓力的增大，公司高管隱性私有收益會減少。從表3中可以發現，各變量間的相關系數均小于0.5（Tpower1和Tpower2為反映管理層權力大小的兩個指標，不同時存在于模型中），不存在多重共線性問題。

（三）多元回歸分析。本文運用Stata13對數據進行回歸分析，下頁表4給出了關于上文所提假設的回歸結果。考慮到可能存在的內生性問題，本文將模型中的各變量作滯后一期處理。

模型2用以檢驗現金股利的發放對高管隱性私有收益的影響，回歸結果表明，現金股利支付率（Div）的回歸系數在10%水平上顯著為負，說明發放現金股利，可以有效地減少企業內部的自由現金流，高管可支配的現金流也相應減少，從而有效地抑制了高管的隱性私有收益，該回歸結果驗證了假設1。

模型3-1和模型3-2分別將反映管理層權力的積分變量（Tpower1）和啞變量（Tpower2）引入模型中，并設置其與股利支付率（Div）的交互項（Tpower1×Div 和 Tpower2×Div）以檢驗假設2a。回歸結果顯示，權力積分變量和啞變量的回歸系數均為正，且其與股利支付率的交互項也均顯著為正，說明管理層權力越大，高管隱性私有收益水平越高，且管理層權力降低了現金股利對高管隱性私有收益的抑制作用，與前文的預期假設一致，假設2a得到驗證。

模型3-3至模型3-6進一步考察了不同產權性質下，管理層權力的影響。其中，模型3-3和模型3-4基于國有企業樣本進行回歸，模型3-5和模型3-6以非國有企業為樣本進行回歸。回歸結果表明，在國有企業樣本中，權力積分變量（模型3-5）與股利支付率的交互項回歸系數為正且弱顯著；非國企樣本中，權力積分變量和啞變量與股利支付率的交互項回歸系數均為正，但都未通過顯著性檢驗，說明管理層權力對于降低現金股利對高管隱性私有收益的抑制作用，在國有企業中表現更明顯，假設2b未得到支持。之所以出現上述結果，其原因可能在于，雖然非國有企業 （特別是民營企業）管理層權力變量的均值和中位數都顯著高于國有企業，即非國企中管理層擁有更大的權力，但國家放權讓利改革使得國企“所有者缺位”，造成“內部人控制現象”嚴重，且大多國企高管同時具有行政級別，而政治級別的存在無形中增大了國企高管權力的影響力。此外，考慮到國企高管的顯性薪酬受到所謂“剛性管制”，國企高管人員在保持低顯性薪酬的同時，更青睞于追求具有伸縮性和隱蔽性的“灰色在職消費”即隱性私有收益（前文所列描述性統計中，也可看出國企高管擁有更多隱性私有收益）。基于上述因素的共同影響，看似掌握相對較少管理層權力的國企高管人員，很可能因其權力產生的特殊背景和機制而更易弱化現金股利對隱性私有收益的抑制作用。

在控制變量的回歸結果中還可以發現，公司規模、高管薪酬均與高管隱性私有收益呈顯著正向關系，規模越大的公司，企業可支配現金流的增加，提高了高管人員謀取私有收益的可能性，同時可以看出，高管薪酬激勵制度并沒有達到預期“高薪養廉”的效果，而企業自由現金流對于非國企的影響作用更強。此外，獨立董事比例對高管隱性私有收益在國企和非國企子樣本的影響結果顯得十分有趣，獨立董事比例越大的國有企業，其高管隱性私有收益越高，且通過了顯著性檢驗；而在非國企樣本中獨立董事比例的回歸系數為負，但未能達到10%的顯著性水平，說明獨立董事在國有企業中其監督職能基本失效，而在非國企中也僅能發揮有限的監督作用。

（四）穩健性檢驗。為檢驗上述實證結果的穩健性，本文作如下檢驗：其一，運用每股現金股利數據作為衡量公司現金股利發放程度的指標 （代替前文選用的現金股利支付率數據），代入模型進行檢驗；其二，利用上述組成管理層權力積分變量和啞變量的3個指標，分別作為權力代理變量進行回歸檢驗。基于上述兩項測試的穩健性檢驗結果與前文匯報的回歸結果均未發生實質性改變，表明回歸結果具有穩健性。

表3 Pearson相關性分析

表4 模型回歸結果

五、研究結論與啟示

基于我國現行股利分配政策及上市公司主要特征，本文考察了現金股利發放與高管隱性私有收益水平的關系，并進一步檢驗了管理層權力在其中所起到的作用。主要結論是：（1）現金股利的支付能夠有效地降低高管隱性私有收益水平，當企業派發現金股利時，其內部富余的現金流減少，高管可自由支配的現金流也相應減少，進而有效抑制了高管人員謀取個人隱性收益的行為；（2）管理層權力的存在對于現金股利抑制高管隱性私有收益具有顯著的弱化作用，管理層權力越大，高管利用職權影響股利分配的可能性也就越大，而往往集“管理權”與“行政權”于一身的國企高管人員，因其權力相對更不易被約束，使得管理層權力的影響力更明顯，即在國有企業樣本中這種弱化作用更強。

通過上述研究結論，所得啟示如下：（1）完善的現金股利分配制度有助于減少企業存在的自由現金流，降低高管人員操控企業現金流的可能性，進而降低企業代理成本；（2）管理層權力對公司治理具有重要影響，所有者應針對管理層建立有效的激勵與約束機制，正確引導管理層行為，使其最大限度地發揮應有作用；（3）健全公司監督管理機制，完善董事會結構，真正有效地發揮獨立董事的監督職能，對于公司治理水平的提升具有積極意義。