基于治理主體權力博弈影響的現金股利分配研究

（副教授），

一、引言

股利分配作為上市公司向市場傳遞盈利信號并吸引投資者的一種重要途徑，能夠降低代理成本，因此受到利益相關者的廣泛關注。證監會也發布了一系列規定，以加強對上市公司股利分配政策的指引和監管，由此形成了半強制分紅政策。多數學者對半強制分紅政策的效果持謹慎態度，認為將股利發放與再融資掛鉤的做法雖然提高了上市公司發放現金股利的意愿和水平，但是上市公司的股利政策仍然缺乏穩定性，不同類型、行業的上市公司受到的政策約束力度也不同[1][2][3]。

隨著對公司治理研究的深入，學者們對股利政策的內在形成機制和公司外部治理影響的關注越來越多，各治理主體之間的權力配置問題引起了諸多關注。股利政策作為企業三大重要的財務決策之一，各治理主體都應該在決策過程中發揮作用。上市公司最終選擇的股利政策應該是公司所有的利益相關者在追求各自效用最大化的過程中所形成的博弈均衡，公司整體治理的改善能夠促進股利支付水平的提高[4][5][6]。股東及其代理機構（董事會以及管理層）是企業內部治理的核心，在股利政策的制定過程中扮演著重要角色。從股東角度來看，Gordon[7]提出了“眾鳥在林，不如一鳥在手”的理論，他認為公司股東更偏好高股利政策，因為對股東來說，在不確定性條件下現時發放的現金股利比保留盈余進行再投資的收益風險更小。董事會為了維護股東權益也傾向于提高股利支付的比例，董事的獨立性、任職時間、國際化、網絡性等特征對股利政策都有顯著影響[8][9][10][11]。代理理論認為，管理層與股東的效用最大化目標之間存在沖突，管理層缺乏股利分配的內在動力，其權力的擴大會降低公司的股利支付水平[12]。股東與管理層都有通過影響股利政策來強化自身權力的動機[13]。

現有文獻針對各治理主體及其特征對股利政策的影響展開的研究，多從單一維度出發探討治理主體對于股利分配的影響。事實上，從整體角度的分析往往會忽視內部治理主體的權力博弈行為，而且缺少各因素對股利政策影響程度的量化分析。本文將定量分析不同治理主體對上市公司現金股利政策的影響，考察不同產權性質、不同地理位置的上市公司內部權力博弈的差異，以及2008年半強制分紅政策實施以來股東與管理層雙方權力博弈對我國上市公司現金股利分配影響的總體變化情況，為更好地保護投資者的利益、促進資本市場的健康有序發展提供經驗證據和政策參考。

二、理論分析和模型

股東與管理者之間權力博弈的關鍵在于對剩余控制權的爭奪[14]。不同的股利政策反映了股東與管理者對公司自由現金流支配權力的大小。

在上市公司股利分配決策過程中，股東權力體現在以下兩個方面：一是通過董事會或股東大會行使自己的投票權，即用手投票；二是通過在二級市場上賣出股票來影響股價，對管理者形成壓力，即用腳投票。因此，管理層在制定現金股利分配預案時，必須充分考慮股東對分配預案可能做出的反應，以免預案被股東否決或股東賣出股票向市場傳遞不良信號。因此，股權集中度的提高將有利于股東權力的增大。黃蓮琴等[15]認為隨著股權集中度的提高，股東在與管理層博弈中能夠有效地監督管理層的股利支付行為，迫使管理層提升公司的現金股利支付水平。

雖然股東擁有投票權，在現金股利分配決策中處于重要地位，但是管理層權力依然會在其中產生重要影響。Lambert等[16]討論分析了權力模型、錦標賽模型和代理模型，認為企業高管利用其任命董事會成員的權力、信息優勢、組織地位等實現管理層權力。隨著管理層權力的逐漸積累和增大，管理層對公司的控制權也不斷增大，進而通過各種渠道削弱董事會的監督功能，對公司股利分配決策產生負面影響[17]。董事會在面對強勢CEO時，很有可能會屈從于管理層的決策。

基于前文對治理主體間的權力博弈在股利分配過程中的影響分析，引入雙邊隨機前沿模型的研究思路，考慮股東和管理者之間的權力博弈，建立一個用于衡量上市公司治理主體間的權力博弈對實際現金股利支付水平影響程度的測量模型。理論模型框架為：在給定企業個體特征的“公允”現金股利支付水平的基礎上，考慮治理主體間的權力博弈，一方面股東能夠通過掠奪管理層的預期剩余來提高現金股利支付水平，另一方面管理層也能通過獲得股東的預期剩余盡可能降低現金股利支付水平；股利支付水平最終經過股東和管理者雙邊作用而形成，通過計算治理主體雙方的權力大小來衡量實際股利支付水平的偏離程度。

在上市公司制定股利分配方案的過程中，公司股東和管理層都擁有影響股利分配的權力。令企業最終的現金股利支付水平為D，具體形式如下：

其中表示股東所能接受的最低現金股利支付水平表示管理層愿意支付的最高現金股利支付水平。η（0≤η≤1）用于衡量股東的權力大小，若股東的權力越大，則η越接近1，η（）代表股東利用其權力在現金股利分配過程中獲得的剩余。

在企業個體特征給定的情況下，μ（x）=E（θ|x）即為企業自然形成的“公允”現金股利支付水平，滿足條件。其中，θ是實際存在的但是無法獲知。因此，[μ（x）-D]表示股東的預期剩余，[-μ（x）]則表示管理層的預期剩余，股東和管理層雙方最終獲得預期剩余的多少主要取決于其權力大小。將式（1）進一步分解：

由式（2）可知，股東可以通過掠奪管理層預期剩余來提高現金股利支付水平，所掠奪的剩余規模為取決于股東權力η和股東的預期剩余；同樣，管理層也能通過掠奪股東預期剩余來降低現金股利支付水平，所掠奪的剩余規模為，取決于管理層的權力（1-η）和管理層的預期剩余

式（2）由三部分組成：①在給定企業個體特征的情況下，由企業特征自然形成的最優股利分配水平μ（x），即“公允”現金股利支付水平是股東通過自身權力獲得的剩余是管理層通過自身權力獲得的剩余可以看做是股利分配過程中股東和管理層的權力博弈的凈效應。

在此模型框架下，股東權力對于最終的現金股利支付水平具有正向影響，而管理層權力對最終的現金股利支付水平具有負向影響，現金股利支付水平的最終形成是股東和管理者雙邊影響的結果。將式（2）簡寫成：

其中：xi代表企業個體特征，包括企業總資產、盈利性、成長性等特征因素，β為待估參數向量；wi=wi、ui分別衡量股東權力和管理層權力對股利支付水平的正負影響；νi為一般意義上的隨機干擾項。式（3）是一個典型的雙邊隨機前沿模型。

由上述分析可知，管理層權力參數ui，t和股東權力參數wi，t都呈現單邊分布，故借鑒已有文獻假設二者服從指數分布，即對于傳統意義上的隨機干擾項vi，t，假設其服從正態分布，即，且假設 ui，t、wi，t、vi，t相互獨立，且與 xi，t不存在相關關系。根據上述假設，ξi，t的分布密度函數為：

其中，?（·）和Φ（·）分別為標準正態分布的概率密度函數和累積分布函數，其他參數設定如下：

第t期，第i個觀測值的對數似然函數為：

其中，θ=[β，δv，δu，δw]'為待估參數，可通過對數似然函數的最大化來獲得所有參數的極大似然估計值。本文主要的研究內容是股東權力和管理層權力對現金股利支付水平的正向效應和負向效應的測度，為此，需要進一步推導出 ui，t和 wi，t的條件分布：

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。同時，由式（7）和式（8）所確定的條件分布為基礎，可以進一步推出ui，t和wi，t的條件期望：

式（9）和式（10）分別衡量了管理層權力和股東權力對現金股利分配的負向效應和正向效應影響的相對程度，進而可以得到二者對現金股利分配影響的凈效應，如下式：

三、模型設定和數據選取

1.雙邊隨機模型的設定。為衡量“公允”股利支付水平，本文借鑒呂長江和韓慧博[18]、陳立泰等[19]的研究，選取了公司總資產、資產負債率、每股收益等影響股利支付的因素作為企業個體特征變量，則“公允”股利支付水平為：

管理層持股比例一方面會使管理層利益與股東利益趨于一致，對公司現金股利支付有激勵作用；另一方面管理層持股使其具有投票權，又體現了其控制權的擴大，將獲得更大的剩余索取權。本文采用管理層持股比例作為管理層權力的代理變量。黃蓮琴等[15]認為大股東控股比例的提高對現金股利支付水平有提升作用，本文采用前十大股東持股比例作為股東權力的代理變量。因此，本文借鑒已有文獻對股東權力和管理層權力的分布參數進行異質性設定：δu=exp（u），δw=exp（w）。其中，δu=α0+α1MBOi，t，δw=α0+α1LSPi，t。

2.樣本選取和變量描述性統計。本文以滬深證券交易所A股上市的3007家企業的相關數據作為初始樣本，樣本區間為2008～2015年，相關數據來源于Wind資訊和國泰安CSMAR數據庫。本文借鑒李云鶴[20]的研究對樣本進行了篩選，最終得到432家上市企業共3456個樣本觀測值。本文的數據處理和統計分析均在STATA 11.0中進行。變量的定義如表1所示，描述性統計結果如表2所示。

表1 變量定義及描述

表2 描述性統計分析

由表2可得，每股現金股利的均值為0.16，每股收益的均值為0.52，說明上市公司的現金股利支付率為30.77%，與杜興強、譚雪[10]測算的2004～2014年上市公司現金股利支付率（23.95%）相比提高了6.8個百分點，說明上市公司的現金股利支付率在逐漸提高。管理層持股比率的均值為5%，前十大股東持股比例均值為58.22%，說明平均來看上市公司股東權力要明顯大于管理層權力，但是從極差來看，兩個指標的公司間差異較大。另外，資產負債率的均值為46.36%，營業利潤增長率的均值為15.37%，每股經營活動現金流量為0.59。

四、實證結果與分析

本節在雙邊隨機前沿模型設定和基準現金股利因素分析基礎上，對選定的模型進行總方差分解，并定量估計管理層權力、股東權力對企業現金股利影響的單邊效應和凈效應。然后按所有制、地區、年度的子樣本進行分組回歸。

1.全樣本下的異質性雙邊隨機前沿模型的估計。

（1）企業現金股利支付水平的影響因素及模型估計。在表3中，模型1采用OLS估計，各個變量對應的VIF均小于2，多重共線性檢驗通過，且調整的R2值為0.534，證明本文所設定的模型能較好地擬合我國上市企業現金股利支付水平。模型2～模型6采用極大似然估計（MLE），其中模型2的約束條件為δu-δw=0，模型3的約束條件為δu和δw均不受外生變量的影響，模型4和模型5的約束條件為δu和δw分別不受外生變量的影響，模型6的約束條件為δu和δw同時受外生變量的影響。模型6的LL值與LR值均為最大值，說明模型6的擬合效果最優。因此，本文選取模型6作為后續分析的基準模型。

對模型6的估計結果進一步分析得到：①總資產、每股收益和每股經營活動現金流量與企業現金股利支付水平顯著正相關，資產負債率和營業利潤增長率與企業現金股利支付水平顯著負相關，與預期基本一致。即規模越大、盈利能力越好及現金流量越充足的企業，越趨向于發放現金股利；杠桿率越高和成長性越強的企業，越不傾向于發放現金股利。②管理層權力和股東權力都會對企業現金股利支付產生顯著的影響。③管理層持股比例與管理層權力相關性不顯著，這可能是因為我國企業管理層持股比例較低，對提高管理層權力的影響較為有限。④前十大股東持股比例與股東權力顯著正相關，這表明隨著股權集中度的提高，股東在與管理層博弈中能夠有效地監督管理層的股利支付政策，迫使管理層提升公司的現金股利支付水平。

（2）方差分解：管理層權力、股東權力對企業現金股利支付水平的影響情況。表4給出了方差分析的結果，發現管理層權力和股東權力都對企業實際現金股利支付水平產生了影響。其中，股東權力對企業實際現金股利支付水平的影響更大，這將導致兩者對企業現金股利支付水平的綜合影響為正，E（wu）=δw-δu。干擾項總方差（為1.020，這其中99.72%由管理層權力δu和股東權力δw所貢獻；而雙方權力的總影響中，股東權力相對于管理層權力處于優勢地位，達到91.90%，管理層權力對企業現金股利支付水平的影響僅為8.10%。這表明，雖然在企業現金股利支付水平的形成過程中管理層權力具有一定的負向效應，但是現金股利支付水平的高低主要取決于股東權力正向效應的大小。

表3 雙邊隨機前沿模型估計結果

表4 方差分解結果（全樣本）

表5 管理層權力、股東權力和二者凈效應的描述性統計（全樣本）

（3）管理層權力、股東權力導致企業現金股利支付水平偏離的程度。本文進一步對管理層權力和股東權力做了單邊作用程度和凈效應的估計，估計結果如表5所示。由表5可知，平均而言，為了緩解公司內部的委托代理問題，以減少經理人手中的自由現金流，股東傾向于增加股利分配，使得企業現金股利支付水平比最優水平高了8.83%；而管理層出于自身效用最大化的考慮，會配置現金流以降低所承擔的風險，使企業現金股利支付水平比最優水平低了2.79%，股東權力的正向效應完全抵消了管理層權力對企業現金股利支付水平的負向效應，并使得我國企業現金股利支付水平整體上高于最優水平6.04%。

為了更具體地呈現管理層權力、股東權力對企業現金股利支付水平影響的分布特征，表5中列出了不同分位點上管理層權力和股東權力的效應。綜合而言，在表5中所示的各個分位點上，在企業現金股利分配過程中股東權力均處于優勢地位，但是凈效應的變化呈現出較大差異。在第一個四分位點上，企業現金股利支付水平相對于最優水平僅高出了0.27%，這表明仍有少部分管理層對企業現金股利支付水平具備較強的影響能力。但是從統計結果來看，大部分管理層在與股東的權力博弈中處于劣勢，第三個四分位點上的統計數據表明約有1/4的企業現金股利支付水平相對于最優水平高出了9.47%。

管理層權力、股東權力以及二者凈效應的分布特征如右圖所示。由右圖可知，管理層權力負向效應和股東權力的正向效應都呈現右偏態分布，表明我國只有少數企業面臨絕對強勢的管理層權力負向效應和股東權力正向效應。大多數情況下，二者對現金股利支付水平的決策主導權力均處在此消彼長的變動中。凈效應的分布圖顯示，并非所有管理層在與股東的博弈中都處于下風。從頻數分布圖可以看出，大約20%企業現金股利支付水平的凈剩余小于零，這意味著當前我國部分企業的管理層權力在現金股利支付上占據主動，導致實際現金股利支付水平低于最優水平。但同時也意味著，80%企業現金股利支付水平高于最優水平。整體而言，股東在與管理層的權力博弈中具備更強的影響力，因此股東權力的正向影響使我國上市公司的實際現金股利支付水平高于“公允”的股利支付水平。

2.子樣本下的雙邊隨機前沿模型的估計。

（1）按照企業所有制性質分組的子樣本估計。表6給出了在不同所有制下，治理主體間的權力博弈對企業現金股利支付水平影響的特征：平均而言，無論所有制性質如何，股東在與管理層的博弈中均處于優勢地位，兩者的凈效應為正。其中，民營企業由于股東權力的正向效應最低和管理層的負向效應最高，從而導致凈效應最低，僅高于最優水平5.41%。這可能是因為在民營企業中經常出現總經理與控股股東“二職合一”的現象，大股東委托親屬甚至親自參與企業經營的現象也很常見，因此，民營企業中的管理層因擁有投票權而擁有更高的權力。相較于民營企業，國有企業的凈效應則有所提高，高于最優水平6.04%，這可能是因為國有企業的“股東缺位”現象較為嚴重，為了降低代理成本，國有企業股東依靠其對上市公司的較強控制力以爭取發放較多的現金股利。外資企業的凈效應最高，實際股利支付水平高于最優水平8.28%，可能是得益于完善的公司治理結構和投資者保護制度。

（2）按照企業所在地區分組的子樣本估計。在不同地區下，管理層權力、股東權力對企業現金股利支付水平影響的分布特征如表7所示：平均而言，不同地區的企業現金股利支付水平都要高于最優水平，且三者差異并不明顯。從不同分位點來看，三個地區的企業隨著分位點的提高，其凈效應都呈現明顯上升的趨勢。其中，在第一個四分位點上，東、中、西部企業管理層權力和股東權力之間的凈效應分別為0.44%、-0.17%和0.03%，而在第三個四分位點上，東、中、西部企業管理層權力和股東權力之間的凈效應分別為9.26%、10.51%和10.35%。

表6 管理層權力、股東權力和二者凈效應的描述性統計（所有制子樣本）

（3）按照年度分組的子樣本估計。從表8中可以看出，凈效應指標均值由2006年的5.94%到2015年的6.52%，總體呈上升趨勢，并在2015年達到最高。這意味著在過去的幾年時間里，隨著我國政府出臺了諸多強制分紅的政策措施和上市公司治理結構的完善，我國現金股利的支付水平在不斷提升。但值得注意的是，凈效應在2008～2010年間有短暫的下降，這可能是因為從宏觀角度來看，受2008年金融危機的影響，一些企業出口困難、產品滯銷，使得經營發展遭受了沉重打擊。在此背景下，基于謹慎性原則，為應對未來的不確定性，管理層權力和股東權力之間的博弈有所緩和，企業現金股利支付水平有所降低。

表8 管理層權力、股東權力以及二者凈效應的描述性統計（年度子樣本）

五、結論及啟示

過去已有的文獻多采用企業個體特征來研究影響現金股利分配的因素，本文將權力博弈引入現金股利分配決策的研究中，從權力博弈的新視角解讀了現金股利支付水平的形成過程，并分別衡量了股東權力和管理層權力對現金股利支付水平的影響程度。本文主要研究結論如下：①平均而言，股東能夠利用自身權力使實際現金股利支付水平高出“公允”水平8.83%，而管理層僅使實際現金股利支付水平低于“公允”水平2.79%，經過治理主體間的權力博弈形成的現金股利支付水平高于“公允”的股利支付水平。因此，股東權力對于提升現金股利支付水平具有顯著作用。②從公司異質性來看，不同所有制性質的上市公司中，治理主體間的權力博弈對現金股利支付水平的影響存在差異，外資企業的凈效應最為明顯，而民營企業的凈效應最低；不同地區的上市公司治理主體間的權力博弈對現金股利支付水平的影響沒有顯著差異。③2008～2015年期間，凈效應指標均值總體上呈上升的趨勢。

由于上市公司管理層缺乏現金股利分配的內在動力，同時國有上市公司“股東缺位”、民營上市公司“二職合一”現象普遍存在，管理層的權力缺乏監督，使得上市公司管理層有能力利用自身權力影響現金股利分配。因此，監管部門和上市公司各利益相關者應加強對管理層權力的監督制衡，上市公司所有者也應制定合理的考核制度和監督機制對管理層進行激勵和約束，以最大限度地發揮管理層的積極作用。當然，股東權力對現金股利分配的正向效應并不是越大越好，否則就會出現大股東“掏空行為”，利用現金股利分配攫取公司現金流。因此，監管部門除推行相關分紅監管政策外，還應積極引導上市公司建立治理主體權力的監督制衡機制，通過分紅信息披露等措施減少股利分配決策中雙方權力博弈造成的不良影響。

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