機構(gòu)持股與公司現(xiàn)金分紅行為研究

石宗輝 張敦力

(1.安徽財經(jīng)大學(xué)商學(xué)院，安徽 蚌埠 233041；2.中南財經(jīng)政法大學(xué)會計學(xué)院，湖北 武漢 430073)

引言

隨著我國改革開放不斷深入，經(jīng)濟制度不斷完善，資本市場逐漸健全和不斷壯大，公司國際競爭力逐漸增強，部分企業(yè)擁有充裕的現(xiàn)金，而又缺乏有效率的投資。由于管理者信奉“現(xiàn)金為王”的理念，致使部分公司持有大量自由現(xiàn)金流(free cash flow, 簡稱FCF)。自由現(xiàn)金流是指企業(yè)在滿足凈現(xiàn)值為正的項目所需投資后剩余的現(xiàn)金流量(Jensen，1986)[10]。公司制企業(yè)所有權(quán)與控制權(quán)兩權(quán)分離，所有者和管理者的利益追求并不完全一致，管理者追求“自身效用最大化”，有動機利用自由現(xiàn)金流量進行“過度投資”、“低效收購”、擴大在職消費和進行隨意性的收益支出(Hart，1995)[8]，從而產(chǎn)生自由現(xiàn)金流量的代理成本?？刂谱杂涩F(xiàn)金流量代理成本的最直接和最有效措施，是發(fā)放現(xiàn)金股利減少公司的自由現(xiàn)金流量(Jensen，1986)[10]。

不進行現(xiàn)金分紅的“鐵公雞”公司數(shù)量居高不下，較少現(xiàn)金分紅的“門檻”股利與“微股利”的上市公司明顯增多(魏志華等，2014)[19]。通過現(xiàn)金股利降低公司自由現(xiàn)金流量的治理機制之所以沒有高效發(fā)揮作用，是因為公司內(nèi)部治理機制不健全。機構(gòu)投資者經(jīng)過20多年的發(fā)展，逐漸壯大，能夠積極參與公司治理(Bushee,1998；Chung et al, 2002；Mitra and Cready, 2005)[1][2][13]，有利于抑制公司高管的自利行為。機構(gòu)投資者通過參與公司治理是否影響公司現(xiàn)金分紅行為？哪些機構(gòu)投資者可能增加公司現(xiàn)金分紅，從而減低自由現(xiàn)金流量的代理成本？

本文從自由現(xiàn)金流量和機構(gòu)投資者異質(zhì)性的角度，分別研究機構(gòu)持股比例與上市公司現(xiàn)金分紅意愿、現(xiàn)金分紅水平的關(guān)系，探討機構(gòu)投資者對公司現(xiàn)金分紅行為的治理效應(yīng)。

文獻回顧

以Miller和Modigliani(1961)[11]的“股利無關(guān)論”為基礎(chǔ)，產(chǎn)生并形成股利代理理論、股利信號理論和股利迎合理論，分別從不同角度對現(xiàn)金分紅偏好進行解釋(申尊煥，2011)[18]。股利代理理論認為，從融資角度分析，現(xiàn)金分紅增加外部融資，外部融資需要接受證券市場或債權(quán)人的監(jiān)督，降低代理成本，維護股東利益(Easterbrook，1984)[3]；從投資角度分析，現(xiàn)金分紅可以降低過度投資、在職消費等代理成本(Jensen, 1986)[10]。股利信號理論認為，現(xiàn)金分紅有利于減少信息不對稱(Miller and Rock，1985)[12]和降低代理成本(Easterbrook，1984；Jensen，1986)[3][10]。股利迎合理論認為，當投資者愿意為高股利股票支付正“股利溢價”，管理者為了迎合投資者制定高現(xiàn)金分紅政策；當投資者為低股利股票支付正“股利溢價”，管理者就不發(fā)股利或少發(fā)股利(黃娟娟和沈藝峰，2007)[16]。在股權(quán)高度分散的資本市場上，股利迎合政策保護中小股東利益；在股權(quán)高度集中的資本市場上，管理者與大股東合謀，現(xiàn)金分紅迎合大股東，忽視中小股東利益(Faccio et al.，2001)[4]。

管理者傾向于構(gòu)建“企業(yè)帝國”以獲取控制權(quán)私利，損害中小股東的利益(Shleifer and Vishny，1986)[14]。機構(gòu)投資者相對于個人投資者，有動機、有能力、有實力參與公司治理(Grossman and Hart，1983；宋淵洋和唐躍軍，2009)[7][18]。自2001年開始，越來越多的機構(gòu)投資者通過參與股東議案、爭奪投票代理權(quán)等參與公司治理(Short et al.，2002)[15]。機構(gòu)投資者參與公司治理能否影響公司現(xiàn)金分紅行為？研究顯示，在英國和加拿大的上市公司中，機構(gòu)較高持股比例與現(xiàn)金分紅水平顯著正相關(guān)(Grinstein and Michaely，2005；Short et al.，2002)[6][15]。然而，對于美國上市公司的研究，并沒有支持這一結(jié)論(Grinstein and Michaely，2005)[6]。中國上市公司機構(gòu)投資者能否影響公司的現(xiàn)金分紅政策？

翁洪波和吳世農(nóng)(2007)[21]選取2001～2004年中國上市公司為樣本，研究表明，機構(gòu)持股比例與現(xiàn)金分紅政策有關(guān)但不顯著。這是因為中國上市公司股權(quán)結(jié)構(gòu)比較集中，機構(gòu)投資者處于弱勢地位，只能“用腳投票”。申尊煥(2011)[17]選取2001～2009年的上市公司為樣本，研究發(fā)現(xiàn)，機構(gòu)數(shù)量與現(xiàn)金分紅水平顯著正相關(guān)，機構(gòu)持股比例對現(xiàn)金分紅的影響不顯著。這說明我國機構(gòu)投資者積極參與現(xiàn)金分紅政策的制定，實力有待進一步加強。魏志華等(2012)[20]選取2004～2008年的上市公司為樣本，研究顯示，機構(gòu)持股比例與派現(xiàn)意愿和派現(xiàn)水平顯著正相關(guān)，表明機構(gòu)投資者對上市公司的現(xiàn)金分紅有治理效應(yīng)，但這只是證實股利信號理論，沒有證據(jù)證實股利代理理論。這說明隨著機構(gòu)投資者的發(fā)展，機構(gòu)投資者轉(zhuǎn)向“用手投票”，有了一定的話語權(quán)。

自2008年以來，機構(gòu)持股比例均值由2004～2008的不足5%(魏志華等，2012)[20]到現(xiàn)在約為15%，機構(gòu)投資者的規(guī)模不斷壯大，話語權(quán)不斷增大，積極利用各種途徑參與公司治理，影響現(xiàn)金分紅政策。機構(gòu)投資者持有資金規(guī)模、投資理念、政府監(jiān)管政策、市場準入、與被投資公司關(guān)系等不同，參與公司治理程度也會不同。關(guān)于機構(gòu)投資者參與公司治理的異質(zhì)性，學(xué)者們進行廣泛、深入研究，研究結(jié)論尚存分歧，主要可以分成三種假說：積極治理假說(Grossman and Hart,1980)[7]、消極治理假說(張高擎和廉鵬，2009)[22]、無效治理假說。不同的機構(gòu)投資者對自由現(xiàn)金流量的治理效果不同。

假說提出

基金公司的資金來源于購買基金的投資者，基金經(jīng)理人擁有資金投資方向和規(guī)模的決策權(quán)以及參與被投資公司的治理權(quán)?；鸾?jīng)理人的薪酬由固定工資和浮動工資兩部分構(gòu)成，固定工資取決于基金規(guī)模，浮動工資取決于基金投資收益?；鹬饕顿Y于股票，股票投資收益由股票買賣價差和股利兩部分構(gòu)成?；鸾?jīng)理人的薪酬體系設(shè)計迫使他們參與被投資企業(yè)的治理，以增加公司價值(股票價格升值)或增加現(xiàn)金股利。自由現(xiàn)金流量是滿足公司需要后剩余現(xiàn)金流量，公司持有自由現(xiàn)金流量很可能毀損公司價值，從而導(dǎo)致股票價格下跌。因此，基金經(jīng)理人有動機迫使被投資公司發(fā)放現(xiàn)金股利以吐出剩余現(xiàn)金流量。另外，基金公司擁有豐富證券投資經(jīng)驗的專家和資金規(guī)模的優(yōu)勢，具有行業(yè)內(nèi)較高層次的研究水平和較嚴密的投資決策體系(朱滔和李善民，2006)[23]，有能力參與公司自由現(xiàn)金流量的治理。綜上所述，本文提出假設(shè)1。

H1：在其他條件不變的情況下，基金公司的持股比例與被投資上市公司派現(xiàn)意愿和派現(xiàn)水平顯著正相關(guān)。

保險公司的資金來源于承保保單的保費收入。保費現(xiàn)金流入之后與理賠支付之前，保險公司持有可支配現(xiàn)金流。鑒于獲取收益與保持流動性的需要，保險公司有股票投資偏好。理賠支出的多寡取決于理賠事件的發(fā)生，而理賠事件的發(fā)生具有偶然性，這就要求保險公司的股票投資既要追求獲利性，更要關(guān)注流動性。公司持有自由現(xiàn)金流量，使保險公司的投資未來獲利能力降低。流動性的需求迫使保險公司更加關(guān)注現(xiàn)金股利，保險公司有動機參與被投資公司自由現(xiàn)金流量的治理，要求被投資公司增加現(xiàn)金股利的發(fā)放。綜上所述，本文提出假設(shè)2。

H2：在其他條件不變的情況下，保險公司的持股比例與被投資上市公司派現(xiàn)意愿和派現(xiàn)水平顯著正相關(guān)。

社?；鹜ǔＭ顿Y于朝陽產(chǎn)業(yè)和新興產(chǎn)業(yè)，代表國家經(jīng)濟結(jié)構(gòu)調(diào)整方向，其投資方向是投資市場變動的風向標(Healy et al.，1999)[9]。社?；鸪止傻纳鲜泄鞠蛸Y本市場傳遞質(zhì)優(yōu)的信號，吸引其他投資者的投資，投資者的大量涌入，提升被投資公司的信息披露質(zhì)量和提高信息透明度，減少股票交易對其股價的影響(Bushee，1998)[1]，提升公司價值。對于社保基金，政府通常將其委托給基金公司進行管理?；鸸緸榱藸帄Z資源的配置權(quán)，勢必加強對被投資上市公司高管行為的監(jiān)督，控制大股東和管理層等內(nèi)部人的私利行為，降低代理成本，提升公司價值。因此，社?；鹋c基金公司相似，既有動機也有能力參與被投資公司自由現(xiàn)金流量的治理。國外研究證實，社保基金通常是長期投資，關(guān)注公司的成長性，積極參與公司治理(Fukuyama，1995)[5]。綜上所述，本文提出假設(shè)3。

H3：在其他條件不變的情況下，社?；鸬某止杀壤c被投資上市公司派現(xiàn)意愿和派現(xiàn)水平顯著正相關(guān)。

研究設(shè)計

一、樣本選取與數(shù)據(jù)來源

中國證監(jiān)會分別于2001、2004、2006和2008年出臺半強制分紅政策，逐漸規(guī)定公司再融資必須分紅以及最低分紅比例(魏志華等，2014)[19]。為了剔除半強制分紅政策對上市公司現(xiàn)金分紅的影響，本文選取2008～2012年滬、深兩市的上市公司作為初始研究樣本。在此期間，專業(yè)機構(gòu)投資者的數(shù)量和規(guī)模不斷擴大，參與公司治理的效應(yīng)逐漸顯現(xiàn)。為了力求數(shù)據(jù)的相關(guān)性與可靠性，我們進行如下處理：(1)剔除金融行業(yè)上市公司，因為這些公司FCF的結(jié)構(gòu)與其他公司顯著不同；(2)為了避免異常值對回歸的影響，對主要連續(xù)變量按照上下1%進行縮尾處理(Winsorize)；(3)剔除了回歸中所使用變量值缺失的公司。本文使用的上市公司主要財務(wù)數(shù)據(jù)來自CSMAR數(shù)據(jù)庫，分類機構(gòu)投資者持股比例數(shù)據(jù)來自銳思數(shù)據(jù)庫。通過上述篩選，我們得到2008～2012年共有8455個樣本的年度觀測值。為了分類探討國有控股公司與非國有控股公司中，機構(gòu)投資者對現(xiàn)金分紅政策的不同影響，根據(jù)CSMAR數(shù)據(jù)庫，我們把實際控制人為國有公司、國有機構(gòu)、開發(fā)區(qū)和事業(yè)單位的分類為國有控股公司，其它為非國有控股公司。

二、模型設(shè)定與變量界定

1.變量界定

現(xiàn)金分紅政策是被解釋變量，主要關(guān)注上市公司是否進行現(xiàn)金分紅――派現(xiàn)意愿(Dumdiv)和發(fā)放多少――派現(xiàn)水平(Payout)。借鑒魏志華等(2014)[19]的研究，我們選取派現(xiàn)意愿和派現(xiàn)水平作為現(xiàn)金分紅的替代變量。機構(gòu)總持股比例可能影響現(xiàn)金分紅政策，各類機構(gòu)投資者可能對現(xiàn)金分紅影響具有異質(zhì)性，我們選取基金持股比例(Fdh)、保險公司持股比例(Insh)、社?；鸪止杀壤?Soh)等作為解釋變量。公司的派現(xiàn)意愿和派現(xiàn)水平，與公司規(guī)模、資本結(jié)構(gòu)、成長性、大股東制衡等有關(guān)。因此，我們選取部分公司治理和財務(wù)方面的指標作為控制變量。各變量的具體定義和計算見表1。

2.模型設(shè)定

本文借鑒魏志華等(2014)[19]的研究，因變量包括派現(xiàn)意愿(Dumdiv)和派現(xiàn)水平(Payout)。當因變量為派現(xiàn)意愿時采用Logit回歸模型；當因變量為派現(xiàn)水平時采用Tobit回歸模型。我們分別構(gòu)建實證模型如下：

表1 變量及其定義

表2 主要變量描述性統(tǒng)計

其中，EVProxy代表基金公司、保險公司和社保基金等各類別持股比例，CV代表各類控制變量，ε為殘差項。模型(1)、(2)中β1顯著為正 ，說明機構(gòu)投資者對公司現(xiàn)金分紅政策有激勵效應(yīng)。

實證分析

一、描述性分析

表2是全樣本主要變量的描述性統(tǒng)計?？梢钥吹剑?1)我國上市公司的派現(xiàn)意愿上升，而派現(xiàn)水平下降。派現(xiàn)公司占樣本公司的比例達到62.1%，與2004～2008的均值46.5%相比(魏志華等，2012)[20]，派現(xiàn)意愿(Dumdiv)上升；派現(xiàn)水平(Payout)均值僅為20.8%，與2004～2008的均值22.4%相比(魏志華等，2012)[20]，派現(xiàn)水平下降，派現(xiàn)水平的中位數(shù)為15.7%，說明過半數(shù)的上市公司派現(xiàn)水平低于均值。這與2008年的半強制分紅政策有關(guān)，與魏志華等(2014)[19]的研究結(jié)論一致；(2)機構(gòu)持股占總股本的比例達到14.9%，與2004～2008的均值不足5%相比(魏志華等，2012)[20]，機構(gòu)投資者的規(guī)模不斷壯大，機構(gòu)持股比例的中位數(shù)為10.3%，說明過半數(shù)機構(gòu)持股比例大于均值；(3)不同類機構(gòu)投資者的持股比例存在顯著差異?；鸪止杀壤木禐?.6%，保險公司和社保基金持股比例均值約為0.1%。由此可見，基金公司不再“一枝獨秀”，其他機構(gòu)投資者迅速發(fā)展，但保險公司和社?；疬€有一定的成長空間；(4)第一大股東持股比例均值為36.4%，中位數(shù)為35.1%，無論從均值還是中位數(shù)來看，機構(gòu)投資者都是介于大股東和中小股東之間參與公司治理的重要力量。

相關(guān)性分析顯示，變量之間相關(guān)系數(shù)的絕對值均小于0.5。解釋變量之間相關(guān)系數(shù)的絕對值只要不超過0.6，共線性就不會對多元回歸分析產(chǎn)生重大影響。因此，引入該模型是可行的。

二、檢驗結(jié)果及分析

1.機構(gòu)投資者對現(xiàn)金分紅意愿的治理效應(yīng)

表3按照全樣本、國有控股公司和非國有控股公司三類，分別實證檢驗了基金公司、保險公司和社保基金對現(xiàn)金分紅意愿的影響。在全樣本中，基金公司、保險公司和社?；鸬幕貧w系數(shù)在1%水平上都顯著為正；在國有控股公司中，基金公司和社?；鸹貧w系數(shù)在1%水平上都顯著為正，保險公司的回歸系數(shù)在5%水平上顯著為正；在非國有控股公司中，基金公司回歸系數(shù)在1%水平上顯著為正，保險公司回歸系數(shù)在10%水平上顯著為正，社保基金不顯著。實證結(jié)果表明：保險公司與基金公司一致，對上市公司現(xiàn)金分紅意愿具有激勵效應(yīng)，保險公司與基金公司持股比例越大，被投資公司分紅意愿越強；在全樣本和國有控股公司中，社?；饘ι鲜泄粳F(xiàn)金分紅意愿具有激勵效應(yīng)，而在非國有控股公司中，社?；饘ι鲜泄粳F(xiàn)金分紅意愿不具有激勵效應(yīng)，可能由于社?；鹜顿Y于非國有控股公司重點關(guān)注經(jīng)濟結(jié)構(gòu)調(diào)整所致。

表3 機構(gòu)持股對現(xiàn)金分紅意愿的回歸

2.機構(gòu)投資者對現(xiàn)金分紅水平的治理效應(yīng)

表4按照全樣本、國有控股公司和非國有控股公司三類，分別實證檢驗了基金公司、保險公司和社?；饘ΜF(xiàn)金分紅水平的影響。在全樣本中，基金公司、保險公司和社?；鸬幕貧w系數(shù)在1%水平上都顯著為正；在國有控股公司中，基金公司和社?；鸹貧w系數(shù)在1%水平上都顯著為正，保險公司的回歸系數(shù)在5%水平上顯著為正；在非國有控股公司中，基金公司回歸系數(shù)在1%水平上顯著為正，保險公司和社?；鸹貧w系數(shù)在5%水平上都顯著為正。實證結(jié)果表明：社保基金、保險公司與基金公司一致，對上市公司現(xiàn)金分紅水平具有激勵效應(yīng)，三者持股比例越大，被投資公司分紅水平越高。

綜合表3和表4，假設(shè)1、2和3得到了驗證。

3.主要控制變量對現(xiàn)金分紅的影響

從表3和表4中可以發(fā)現(xiàn)，總資產(chǎn)的自然對數(shù)與派現(xiàn)意愿和派現(xiàn)水平在1%水平上顯著正相關(guān)，表明公司的規(guī)模越大，上市公司現(xiàn)金分紅意愿越強、分配水平越高；TobinQ和資產(chǎn)負債率與派現(xiàn)意愿和派現(xiàn)水平在1%水平上顯著負相關(guān)，表明公司發(fā)展的越快、負債率越高，上市公司現(xiàn)金分紅意愿與分配水平越低；第一大股東持股比例與派現(xiàn)意愿和派現(xiàn)水平在1%水平上基本顯著正相關(guān)，表明第一大股東持有股份越多，上市公司現(xiàn)金分紅意愿越強、分配水平越高；總資產(chǎn)收益率與派現(xiàn)水平在1%水平上顯著正相關(guān)，表明公司的收益越多，上市公司現(xiàn)金分紅水平越高等。控制變量對現(xiàn)金分紅政策的影響與理論分析和已有文獻的研究結(jié)論基本一致，說明模型構(gòu)建是可信的。

表4 機構(gòu)持股對現(xiàn)金分紅水平的回歸

三、穩(wěn)健性檢驗

我們進行了如下穩(wěn)健性檢驗：(1)子樣本回歸。按照公司成長性(TobinQ)和公司FCF兩個維度將全樣本劃分成四個子樣本，分別進行回歸；(2)全樣本回歸。連續(xù)變量未按照上下1%進行縮尾處理，重復(fù)表3和表4的研究；(3)替換部分變量。采用前十大股東持股比例替換第一大股東持股比例，用凈資產(chǎn)收益率(Roe)替換資產(chǎn)報酬率(Roa)等；(4)增加部分變量。增加獨立監(jiān)事等公司變量。以上穩(wěn)健性檢驗，限于篇幅未報告，實證結(jié)果顯示，本文主要研究結(jié)論基本保持不變。為了避免遺漏變量產(chǎn)生的內(nèi)生性問題，我們保持派現(xiàn)意愿、派現(xiàn)水平和控制變量不變，將機構(gòu)總體持股比例和各類機構(gòu)持股比例滯后一期，重復(fù)表3和表4進行回歸。2008年出臺的監(jiān)管政策中，規(guī)定上市公司再次融資需達到最低分紅比例，為了消除政策因素的影響，我們引入政策虛擬變量Smy，2008年取1，其他年份取0?？刂谱兞恐贿x取部分主要控制變量進行回歸。主要研究結(jié)論保持不變。

結(jié)論

本文以2008～2012年我國A股上市公司為樣本，基于FCF的代理成本視角系統(tǒng)地檢驗了機構(gòu)持股對上市公司現(xiàn)金分紅行為的影響。研究發(fā)現(xiàn)：(1)基金公司和保險公司對公司現(xiàn)金分紅行為具有激勵效應(yīng)?；鸸竞捅ｋU公司的股利偏好以及積極參與被投資公司的內(nèi)部治理，有可能增強被投資公司的現(xiàn)金分紅意愿和增加被投資公司的現(xiàn)金分紅水平，降低被投資公司的自由現(xiàn)金流量，從而降低自由現(xiàn)金流量的代理成本；(2)社?；饘粳F(xiàn)金分紅行為的影響具有異質(zhì)性。在全樣本和國有控股公司中，社?；饘粳F(xiàn)金分紅行為具有激勵效應(yīng)；在國有控股公司中，社?；饘粳F(xiàn)金分紅水平具有激勵效應(yīng)，對公司現(xiàn)金分紅意愿不具有激勵效應(yīng)。

本文的研究結(jié)論具有重要的理論與現(xiàn)實意義：第一，從自由現(xiàn)金流量的視角，研究機構(gòu)投資者參與公司治理問題，豐富了公司治理理論；第二，從機構(gòu)投資者視角，研究通過現(xiàn)金分紅控制FCF的代理成本問題，拓展了FCF理論；第三，通過對機構(gòu)投資者參與現(xiàn)金分紅治理的異質(zhì)性研究，為進一步深入研究機構(gòu)投資者提供了方向，為機構(gòu)投資者的分類引導(dǎo)的政策制定提供依據(jù)。機構(gòu)投資者無視公司成長性和持有FCF的具體情況，一味追求現(xiàn)金分紅，可能阻礙上市公司的發(fā)展，毀損公司的價值。政府不只是積極引導(dǎo)機構(gòu)投資者參與公司治理，還要引導(dǎo)機構(gòu)投資者如何通過參與治理增加公司的價值創(chuàng)造。