管理層能力、現金股利與績效反應

楊漢明 趙鑫露

摘要：基于2011- 2015年A股上市公司的樣本數據研究發現：我國上市公司的每股現金股利與公司管理層能力呈正相關關系。原因是隨著管理層能力的提升，其對資源的使用效率得到提高，為企業創造了更多的利潤;基于代理理論控制自由現金流以及信號理論向外界傳導有關于企業與管理層聲譽的有利信號的目的，上市公司會選擇發放更多的現金股利。進一步研究還發現：管理層能夠通過發放現金股利來增強自身的能力效應，即發放現金股利能夠正向調節管理層能力與企業績效之間的關系;這種關系還會受到融資約束的影響。

關鍵詞：管理層能力;現金股利;績效

中圖分類號：F275

文獻標識碼： A

文章編號：1003-7217（ 2019） 03-0074-07

一、引言

股利政策是企業三大財務決策之一，能夠對企業產生深遠的影響。我國資本市場股利政策一直存在分配不平衡、力度不足、差異明顯的問題。為此證監會2008年出臺了《關于修改上市公司現金分紅若干規定的決定》，將上市公司再融資與現金股利分配掛鉤，引導上市公司積極派發現金股利。合理的股利政策有助于企業的健康成長、利益相關方共贏、市場的成熟發展。而公司的管理層作為企業的實際管理者，對企業的許多財務決策都能產生一定的影響，包括現金股利政策。Jensen與Meckling提出的代理理論認為，由于存在信息不對稱管理層出于自利的目的會控制公司的剩余現金流;而公司的所有者為了保證自身利益不受影響，會促使管理層與董事會發放更多的現金股利來減少代理成本[1]。代理理論表明，企業現金股利政策實際上是一種對于委托代理矛盾的治理手段，而隨著管理層能力提升現金股利的治理效應是否會發生改變呢？

同時，依據信號理論與聲譽理論，管理層通過能力提升了企業的價值與效應，公司傾向于發放現金股利來傳導有利信號來提升企業與管理者的形象。

從現有研究來看，國內外學者從內外部環境、公司治理結構、管理層背景、管理層心理等多個層面探討了上市公司現金股利與代理成本的影響因素，但管理層能力作為管理層異質性的最基本特征，暫時還缺乏管理層能力與企業股利政策的關系研究[2]。從代理理論來看，管理層能力越強為企業創造的效益利潤越多，可能會存在越強的自利傾向，為了保證投資者利益企業可能會多發現金股利來減少自由現金流與代理成本從而達到企業績效提升的目的;從信號理論與聲譽理論來看，管理層能力越強，公司也有更強的動機發放更多的現金股利來傳導利好信號，結果也能使企業價值與績效得到增加。所以基于以上兩種理論，管理層能力會對企業現金股利政策產生一定的影響。

文章引用Demerjian（2013）的研究思路，利用數據包絡分析構建Dea-Tobit兩階段模型來度量管理層能力[3]，檢驗管理層能力與企業每股現金股利之間的關系，進一步研究管理層能力是否能通過發放現金股利來提升企業績效，并試圖分析半強制分紅政策下融資約束帶來的影響。

二、理論分析與研究假設

（一）管理層能力與現金股利

在經典的代理理論中，認為現金股利分配可以有效制約公司管理層的行為，限制將自由支配的現金流用于效率相對較低的項目，或者用于個人的在職消費等不利于公司長期發展的行為，因此，支付適當現金股利能夠相對有效減小公司的代理成本。如徐壽福、徐龍炳（2015）就發現上市公司能通過現金股利減小企業代理成本從而提高績效[4];劉銀國、張琛、阮素梅（2014）通過對中國半強制分紅背景考察發現，現金股利的發放可以有效抑制過度投資水平[5]。所以，在代理理論中現金股利政策是公司對管理層非效率資源利用的一種治理手段。而管理層能力較強的公司往往具有更多的利潤，此時會誘惑管理層進行更大程度的公款消費、無效率投資等等，為了緩解這一代理矛盾公司往往有更大的可能選擇多發現金股利。

此外，從信號理論來看上市公司管理層能力強，能為企業帶來更高的績效與更好的發展前景，此時公司有充足的傾向通過現金股利政策來向外界傳導這一信號進而提升公司股價。而管理層也希望憑借這一信號來提升自我的聲譽與價值，獲得更好的職業前景。王靜、張天西等（ 2014）研究發現發放現金股利的上市公司擁有更高的盈余質量，體現了現金股利的信號效應[6];孔小文、于笑坤（2003）研究得出分配股利的上市公司的未來盈利情況好于不分配股利的上市公司，現金股利信號能在一定程度上預測企業未來狀況[7]。綜合來看，當上市公司管理層有較高的能力時，發放現金股利是一種能有效滿足利益相關方需求的財務決策，管理層能通過績效提升、現金股利獲得更高的職業聲譽;公司通過現金股利的治理與信號效應進一步提升整體價值;股東與投資者能夠通過現金股利獲得客觀的收益。所以基于代理理論與信號理論提出以下假設：

假設1：管理層能力與企業每股現金股利呈正相關關系。

（二）管理層能力、現金股利與績效反應

如果管理層能力能夠對企業的現金股利政策產生影響，那么管理層能力影響下的股利政策會不會為企業績效帶來提升或者減少呢？現有研究表明無論是代理理論還是信號理論下，現金股利政策都會通過減少代理成本、或者提升上市公司價值、形象來使企業的績效得到進一步提升。如Gugler（2003）運用奧地利相關數據發現，經營績效與股利分配呈正相關[8]。徐壽福、徐龍炳（2015）也發現，現金股利政策能夠提升上市公司績效[4]。而管理層能力提升企業績效存在很多方面的路徑，如成本費用管控、市場營銷、投資項目等等，那么管理層能力能不能通過現金股利政策影響企業績效呢？理論上來看，某些不正常現金股利的發放有可能損害企業的價值與績效，因為企業自身的留存利潤往往是相對成本較低、風險較小的資金來源，過多的用來發放現金股利可能不利于企業的成長與長遠發展。但如果管理層具有較強的能力，那么企業的發展問題可以得到很大程度的解決，一方面管理層可以通過能力有效地利用與整合更多的資源;另一方面高能管理層可以降低企業內外部的信息不對稱性，減少企業的外來資金成本。所以當管理層具有出色的能力時，現金股利的治理效應、信號效應可以更好地體現出來。通過分析提出以下假設：

假設2：管理層能力能夠正向調節現金股利對企業績效的促進作用。

（三）管理層能力現金股利與融資約束

從我國資本市場來看，融資問題本來就是一個困擾企業的難題，一般而言融資約束越大的企業往往會減少現金股利發放或者不發放來緩解融資難的問題。而證監會2008年出臺了《關于修改上市公司現金分紅若干規定的決定》，將上市公司再融資與現金股利分配掛鉤，此時我國上市公司的股利政策與融資約束的關系進一步復雜化。徐壽福、鄧鳴茂、陳晶萍（2016）發現融資約束程度越低的公司現金股利分配意愿越強，股利分配水平也越高[9];全怡、梁上坤、付宇翔（2016）研究表明出于再融資考慮，半強制分紅政策的實施使得上市公司在貨幣政策緊縮期反而發放了更多的現金股利，體現了再融資政策對于企業現金股利的促進作用[10]。所以，管理層能力對于現金股利的影響會受到融資約束的調節作用，管理層能力對企業現金股利的影響在融資約束下有可能因為政策效應得到增強，也有可能為了預防融資約束而被削弱。基于半強制紅利的政策效應，本文預期管理層能力對現金股利的影響在高融資約束時更為顯著。

假設3：管理層能力對每股現金股利的正效應在高融資約束時更為明顯。

三、樣本來源與研究設計

（一）樣本來源

以我國2011-2015年滬深A股所有上市公司為初始研究樣本，并進行了如下篩選過程：（1）考慮到金融類上市公司財務處理的特殊性，剔除金融類上市公司;（2）剔除ST、PT公司，避免這類公司的現金股利不正常情況;（3）剔除數據異常值的相關公司;（4）剔除相關年份財務數據出現缺失的上市公司。經過以上處理，共得到5年6280個觀測值，所有數據來自于國泰安CSMAR數據庫。同時為了緩解異方差帶來的影響，文章對所有連續變量進行了前后1%的winsorize處理。管理層能力指標計算在DEA-SOLVER Pr0 5.0上完成，其余操作與統計過程均在Stata上完成。

（二）變量定義

1.現金股利。參考徐壽福（ 2012）、程子健等（2015）的研究以每股現金股利（dps）來衡量，代表企業該年度現金股利發放力度①[11，12]。

2.管理層能力。借鑒Demerjian（2012）的研究思路，利用數據包絡分析（DEA）和Tobit回歸共同度量管理層能力[3]。首先將每年同行業中的不同上市公司視為一個決策單元（DMU），這個決策單元存在投入與產出之間的效率關系：固定資產凈額（PPE）、無形資產（Intangible）、商譽（Goodwill）、研發支出（R&D）、營業成本（COGS）、銷售與管理費用（SG&A）作為六個投入變量，以營業收入（Sales）作為唯一產出變量。利用DEA模型估算出某年某行業中某個公司的效率值θ，θ值介于0～1之間，越趨近于1，公司生產效率越高。即maxθ=sales/（Υ1PPE +Υ2 Intangible+Υ3Goodwill+Υ4 RD+Υ5COGS+Υ6 SGA）。

這一生產效率能從一定層面上反映管理層對公司資源的利用狀況，但θ值并不完全是管理層能力帶來的結果，還需要將超出管理層能力的效應部分剔除。包括：公司規模（Size，公司年末資產數衡量）、市場份額（MS）、自由現金流量（FCF）、上市年限（Age）、多元化程度（Divers）、所有權性質（State）。此時用第二階段Tobit回歸將以上因素剔除：Tobit（θ）=αSize+α2MS+α3FCF+α4Age+ α5 Divers +α6 State+yeardummy+ε。其中殘差值ε是管理層能力度量指標，ε越大，說明管理運用資源創造價值的能力越強;反之，則越弱。

3.融資約束。融資約束的代理變量可以選擇公司規模和債券評級等。這里用公司規模來代替融資約束[13 -15]。公司規模越大，企業融資約束DEC就越小。將DEC設置為虛擬變量，當公司資產規模小于樣本均值時，DEC=1，表示其受融資約束影響大;反之，則取0，表示其受融資約束程度小。

4.控制變量。同時考慮到可能與管理層能力Ma存在多重共線性的指標，選擇的控制變量包括：資產負債率（lev）、公司資產規模（ size）、股權集中度（sh）、經營現金流（cfo）、上市年限（Age）、所有權性質（soe）、公司價值（tobinq）、管理層持股（Share）、獨立董事比率（Indra），同時控制行業與年度的虛擬變量。如表1所示。

（三）回歸模型

1.管理層能力對每股現金股利。考慮到許多上市公司并未發放現金股利而無法被觀測到，為了保證回歸結果的準確性，采用面板數據Tobit模型進行回歸[16]。以每股現金股利dps為被解釋變量，企業資產負債率Lev、自由現金流cfo、上市年限Age、資產規模size、股權集中度sh、公司價值to-binq、所有權性質soe、融資約束Dec為控制變量，同時控制企業的年度與行業效應。

2.管理層能力現金股利與企業績效反應。以企業績效ROA為被解釋變量，管理層能力Ma、與現金股利交乘項Ma×Dps為核心解釋變量，當交乘項系數顯著為正，則代表管理層能力通過現金股利的方式實現了對企業績效的促進作用。選用企業資產負債率Lev、經營現金流Cfo、資產規模Size、管理層持股Share、上市年限Age、股權集中度Sh，、獨立董事比率Indra為控制變量，同時控制企業的年度與行業效應，回歸采用固定效應模型：

3.不同融資約束條件下管理層能力與企業現金股利關系。考慮到直接在回歸中放人融資約束變量會造成多重共線性，采用啞變量DEC分組的方法檢驗融資約束的調節作用。DEC為1時，代表資產規模較小、融資約束較高的企業;為0時，代表資產規模較大、融資約束程度低的企業。分組檢驗回歸模型（1）考察兩組的回歸系數是否存在顯著差異。

四、實證結果與分析

1.描述性統計。全體變量的描述性統計如表2所示，從中可以發現：2011-2015年的樣本中A股上市公司每股現金股利差異明顯，最高每股現金股利達到了2.001，表明我國上市公司之間股利發放力度極度不平衡。每股股利平均值為0.127，也比成熟資本市場要低很多，說明我國上市公司現金股利仍然存在許多不合理、不成熟的地方。管理層能力Ma指標也出現不平衡的現象，其均值為負數代表我國上市公司管理層水平有待提升。另外融資約束Dec的平均數值較高，說明我國上市公司目前普遍面臨一定的融資困難。

2.管理層能力與上市公司每股現金股利。對全樣本以及國有、非國有子樣本進行模型（1）回歸，回歸結果如表3所示。從回歸結果來看，管理層能力在全樣本以及兩個子樣本都與每股現金股利顯著正相關，初步驗證了假設1。在全樣本中，管理層能力的相關系數為0.0977并在1%水平下顯著，表明管理能力越強其為企業創造更多利潤的可能性越大，為發放現金股利提供了前提條件。從代理成本角度來看，為了減少多余現金流被管理層控制，此時企業有更充足的現金股利傾向;而從信號理論角度來看，管理層能力可以提升企業績效，此時企業有更強的動機通過現金對外傳導積極信號，所以管理層能力與企業的現金股利呈顯著正相關關系。從子樣本來看，雖然管理層能力與企業每股現金股利的關系在國有與非國有企業都顯著成立，但在國有企業中顯著程度與系數都不如非國有企業高。這可能是因為在國有企業中，管理層的職位安排與現金股利的作用方式與非國有企業存在很大的差別。雷光勇（2007）研究發現，企業所有權性質是企業內部一項最基本的微觀制度安排，它直接影響了企業的各種行為。在我國國有控股為主導地位的企業對于管理層往往缺乏有效的監督與制衡，存在“所有者缺位”的情況造成控制權與所有權都轉移到了管理者手中[17]。這樣的情況下，國有企業管理層的能力可能并不能較好地通過企業的績效、利潤分配等政策體現出來，即國有企業的績效可能還與其他許多因素相關比如政治關聯、管理層權利等等，這種績效傳導現金股利的關系在國有企業并不如非國有企業那么明顯。除了企業價值之外，其余控制變量都與每股現金股利在1%水平下顯著相關。如企業規模、股權集中度、經營現金流都與企業每股現金股利顯著正相關;而上市年限、資產負債率、融資約束都與每股現金股利顯著負相關，基本與以往文獻一致。

3.管理層能力、每股現金股利與績效反應。為了檢驗假設3，管理層能力是否能通過現金股利對企業績效產生影響，對模型（3）進行全樣本與子樣本的回歸。主要關注管理層能力與每股現金股利的交乘項Ma×Dps，如果該系數顯著為正，說明管理層能力通過現金股利提升了企業的績效。回歸結果如表4所示，通過檢驗交乘項Ma×Dps的系數發現，在全樣本中該系數為0.0430，并在5%水平下顯著，說明管理層能力的確能夠通過每股現金股利的發放來提升企業的績效。具體來說，管理層能力越強的企業利潤越充足，此時發放更多每股現金股利能夠起到正面的信號傳導效應與減少企業自由現金流（代理成本）的作用，進一步說明了在高管理層能力下現金股利的發放是一種提升企業績效的手段，假設3得到驗證。同時考察子樣本回歸結果發現，在國有企業中，交乘項Ma×Dps的系數為0.041但并不顯著，說明在國有企業中管理層能力并不能通過現金股利政策提升企業績效。與前文分析一致，管理層通過能力影響企業績效與現金股利的關系在國有企業中不能充分體現，管理層通過能力影響績效進而影響現金股利的機制在國有企業中并不明顯。非國有企業結論與全樣本一樣，控制標量上，管理層能力、每股現金股利、資產負債率、經營現金流、股權集中度、管理層持股都與上市公司績效顯著正相關;公司規模、上市年限與企業績效顯著負相關，而獨立董事比率與企業績效為正相關但沒有通過顯著性檢驗，基本與以往文獻結論一致。

4.管理層能力、現金股利與融資約束。對全樣本與國有、非國有子樣本進行按融資約束的分組回歸，檢驗在不同融資約束程度下企業管理層能力對現金股利的影響。回歸結果如表5所示，從回歸結果來看在高融資約束組中無論是國有企業還是非國有企業管理層能力與每股現金股利的相關系數都為正并且在1%的水平下顯著;而在低融資約束組中，無論國有還是非國有企業管理層能力都沒有對企業每股現金股利產生顯著影響。這說明融資約束并沒有抑制現金股利的發放，反而企業融資約束程度越高，越會刺激管理層能力對于現金股利的正效應，這可能是我國半強制分紅政策帶來的反應。當企業面臨較高的融資約束，為了獲得再融資的資格會在經營績效提升的前提下發放更多的每股現金股利;而當企業融資約束不明顯時，可以考慮將自由現金流留在企業通過高能管理層發揮更大的效益。假設4得到驗證。

五、穩健性檢驗

為了保證結論的穩健性，進行以下測試：

1.將每股現金股利在為0時的數據截斷后，用混合OLS回歸替代面板tobit回歸對管理層能力影響每股現金股利假設重新進行檢驗。回歸結果如表6所示。

2.用混合OLS回歸代替固定效應模型，同時用EPS每股收益指標代替Roa檢驗管理層能力是否通過每股現金股利影響企業績效。回歸結果如表6所示。

3.考慮到管理層能力與每股現金股利、績效之間的內生性問題，采用滯后一期的管理層能力指標Mat-1與Mat-1×Dps重新構建模型（1）與模型（2）得到模型（3）（4）。回歸結果如表6、表7所示。

從結果來看，表6中更換回歸模型與被解釋變量為EPS后，滯后一期管理層能力Mat-1對每股現金股利的影響系數為0.0839在1%水平下顯著，說明管理層能力與每股現金股利依然顯著正相關;Mat-1×Dps也在全樣本、國有與非國有企業子樣本中顯著，顯著水平分別為1%、5%與1%。而在表7中，Mat-1在高融資約束組的系數為0.113并在1%水平下顯著，而在低融資約束組中系數為0.0411但并未通過顯著性檢驗，表明政策效應調節管理層能力對現金股利發放的影響程度并未發生改變。以上結論均與上文結論一致，沒有發生改變，說明結論基本穩健。

六、結論與啟示

本文以信號理論、代理理論為依據檢驗了上市公司管理層能力與現金股利、績效、融資約束之間的關系。研究發現：（1）管理層能力與企業每股現金股利顯著正相關，這是由于隨著管理層能力的提升其為企業帶來了更多的利潤與效益。一方面，出于減少企業剩余現金流考慮，公司會發放更多的現金股利;另一方面，優秀的績效與發展前景信號需要通過現金股利發放來傳導。（2）管理層能力能夠通過更多現金股利發放來提升企業的績效，高能管理層企業中發放現金股利減少了代理成本、提升了企業與管理層聲譽，表明在高管理層能力的企業中發放現金股利是一種正確的決策，但這種通過現金股利提升績效的影響機制在國有企業中并不顯著。（3）管理層能力對每股現金股利的影響會隨著融資環境變化，基于我國半強制分紅背景，上市公司在面臨融資約束時為了取得再融資資格會提升企業的現金股利發放。但以上結論缺乏對不同地區、不同行業、不同時間樣本的進一步考察，管理層能力與現金股利、績效之間的影響機制可能會隨著這些條件變化，有待進一步充分論證。以上結論為企業甄選管理層、制定現金股利政策、合理應對外部融資環境解決困境提供了參考依據，能夠幫助上市公司更直觀地做出相應決策。

注釋：

①本文不采用現金股利支付率（現金股利總額/凈利潤）作為被解釋變量，是因為管理層能力指標Ma體現的是通過管理層能力導致企業產出大于投入的效率，此時管理層能力Ma必然與企業凈利潤存在內在比率關系，所以無法真實衡量管理層能力Ma與企業的現金股利政策之間的關系。同時，在回歸中控制企業規模、價值、上市年限等因素來保證每股現金股利能夠真實衡量企業的現金股利力度。

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