監(jiān)管政策、高管激勵(lì)與公司現(xiàn)金股利政策

楊俊 陳金勇 孫建波

(1.3.中南財(cái)經(jīng)政法大學(xué)會(huì)計(jì)學(xué)院，湖北 武漢 430074；2.湖北大學(xué)商學(xué)院，湖北 武漢 430062)

在2001年以前，中國(guó)上市公司的股利政策突出表現(xiàn)為不分配公司逐年增多，并且股利支付率水平偏低(李常青，1999)[2]，這種低股利分配水平甚至相對(duì)于成熟市場(chǎng)“股利消失”現(xiàn)狀的公司還為不如(Fama和 French，2001)[1]。鑒于國(guó)內(nèi)新興資本市場(chǎng)中上市公司分紅行為的上述異象僅靠市場(chǎng)來自發(fā)調(diào)節(jié)修正顯然不夠現(xiàn)實(shí)，從2001年3月開始到2013年止，中國(guó)證監(jiān)會(huì)循序漸進(jìn)地6次頒布系列股利監(jiān)管政策文件，將公司增發(fā)或配股的資格直接與股利分配水平相掛鉤；財(cái)政部、國(guó)家稅務(wù)總局、國(guó)資委和上交所也出臺(tái)了促進(jìn)公司建立持續(xù)、穩(wěn)定、科學(xué)、透明的分紅機(jī)制，提高投資者價(jià)值投資理念的相應(yīng)政策文件。

研究表明，短時(shí)間內(nèi)迅速發(fā)展起來的新興資本市場(chǎng)，并不具有英美等發(fā)達(dá)市場(chǎng)的完善公司治理框架、強(qiáng)力投資者保護(hù)法規(guī)和投資者理性程度等特征，因此大都使用過強(qiáng)制性或半強(qiáng)制性分紅監(jiān)管政策，不過政策效果并無定論(何基報(bào)，2011)[3]。國(guó)內(nèi)對(duì)2008年半強(qiáng)制分紅政策出臺(tái)市場(chǎng)反應(yīng)的研究則表明，半強(qiáng)制分紅政策對(duì)有再融資需求或潛在的再融資需求的成長(zhǎng)型以及競(jìng)爭(zhēng)行業(yè)上市公司帶來了一定的負(fù)面影響，可能存在“監(jiān)管悖論”的局限性(李常青，2010)[4]。

我國(guó)證監(jiān)會(huì)2006年發(fā)布的《上市公司證券發(fā)行管理辦法》，首次實(shí)際將分紅監(jiān)管與再融資資格“掛鉤”，提出“上市公司公開發(fā)行證券應(yīng)符合最近3年以現(xiàn)金或股票方式累計(jì)分配的利潤(rùn)不少于最近三年實(shí)現(xiàn)的年均可分配利潤(rùn)的百分之20%”。這種量化先期利潤(rùn)分配比例來確定公司再融資資格的做法，會(huì)怎樣影響公司的股利決策呢？公司股利分配政策的決策者主要是公司包括管理者和控股股東在內(nèi)的內(nèi)部人，那么監(jiān)管政策的調(diào)整是否使得管理層激勵(lì)與現(xiàn)金股利政策之間的協(xié)同效應(yīng)發(fā)生改變呢？更進(jìn)一步，如果監(jiān)管政策的調(diào)整促使管理層股利分配決策更為合理化，邏輯上公司整體價(jià)值將得到提升，那么監(jiān)管政策的調(diào)整是否使得管理層激勵(lì)與公司價(jià)值之間的關(guān)系發(fā)生預(yù)期的“正能量”改善呢？

本文試圖實(shí)證考察我國(guó)系列半強(qiáng)制分紅政策出臺(tái)后，公司管理層激勵(lì)與現(xiàn)金股利政策之間的協(xié)同效應(yīng)是否對(duì)政策調(diào)整做出反應(yīng)，如果是的話，對(duì)公司價(jià)值又會(huì)產(chǎn)生什么樣的影響。本文研究試圖為新興市場(chǎng)股利分配的政府監(jiān)管政策制定或修改提供經(jīng)驗(yàn)證據(jù)，也可為我國(guó)上市公司分紅機(jī)制的進(jìn)一步理順和完善提供理論參考。

制度背景、理論分析與假設(shè)發(fā)展

一、制度背景

我國(guó)股票市場(chǎng)成立的長(zhǎng)期一段時(shí)間以來，上市公司大多“融資”積極、分紅消極，重籌資輕回報(bào)的思想表露無遺，資本市場(chǎng)資源配置功能日益弱化，市場(chǎng)投機(jī)氣氛甚囂塵上。因此，監(jiān)管部門主動(dòng)介入，采取如頒布引導(dǎo)或強(qiáng)制性股利的監(jiān)管政策來保證投資利益的做法成為一種自然的監(jiān)管思路。證監(jiān)會(huì)在《上市公司新股發(fā)行管理辦法》(證監(jiān)會(huì)，2001)、《關(guān)于加強(qiáng)社會(huì)公眾股股東權(quán)益保護(hù)的若干規(guī)定》(證監(jiān)會(huì)，2004)等監(jiān)管法規(guī)中，開始實(shí)施將分紅與再融資資格相掛鉤的做法。2006年5月6日證監(jiān)會(huì)發(fā)布《上市公司證券發(fā)行管理辦法》，標(biāo)志著股利監(jiān)管進(jìn)入了實(shí)質(zhì)監(jiān)管期，辦法中第一次量化對(duì)于分紅比例的要求，基本堵住了上市公司“釣魚式分紅”獲得再融資資格的通道。2008年10月7日證監(jiān)會(huì)發(fā)布《關(guān)于修改上市公司現(xiàn)金分紅若干規(guī)定的決定》，在分紅數(shù)量方面由2006規(guī)則中的20%提升至30%，在分紅方式要求方面，從2006年規(guī)則中的”現(xiàn)金或股票方式”直接要求必須是“現(xiàn)金分紅方式”，進(jìn)一步提高了再融資企業(yè)分紅的“門檻”要求，在一定程度上起到了遏制上市公司“重圈錢、輕回報(bào)”亂象的作用。

從公司高管激勵(lì)狀況來看，國(guó)內(nèi)上市公司高管激勵(lì)體系主要由年薪、在職消費(fèi)與股權(quán)激勵(lì)三部分構(gòu)成。股票市場(chǎng)初期我國(guó)上市公司高管年薪明顯表現(xiàn)為“管制過度”(陳冬華，2005)[5]；后期隨著改革開放的深入，要素市場(chǎng)化程度的提高，經(jīng)理人才激勵(lì)措施備受關(guān)注，上市公司高管的薪酬又表現(xiàn)出過快增長(zhǎng)的態(tài)勢(shì)，近年，部分上市公司業(yè)績(jī)滑坡而高管卻薪酬高企，更是引起社會(huì)公眾的紛紛質(zhì)疑。隱性在職消費(fèi)在我國(guó)具有普遍性，因此在職消費(fèi)在我國(guó)高管激勵(lì)契約中同樣占用重要地位，并且具有一定的存在價(jià)值(陳冬華，2005)[5]。在貨幣薪酬不足以激勵(lì)高管努力程度下，在職消費(fèi)可以成為補(bǔ)充性的激勵(lì)手段。從股權(quán)激勵(lì)來看，2005年股權(quán)分置改革啟動(dòng)前，我國(guó)只有少數(shù)上市公司開始引入股權(quán)激勵(lì)機(jī)制，并且股權(quán)激勵(lì)行為大都不規(guī)范。2006年1月1日《上市公司股權(quán)激勵(lì)管理辦法(試行)》開始頒布實(shí)施，對(duì)于國(guó)有控股上市公司的股權(quán)激勵(lì)，國(guó)資委、財(cái)政部于2006年9月13日特別發(fā)布了《國(guó)有控股上市公司(境內(nèi))實(shí)施股權(quán)激勵(lì)試行辦法》，自此推出高管股權(quán)激勵(lì)方案的上市公司也日見增多，到2013年止A股已實(shí)施股權(quán)激勵(lì)上市公司遠(yuǎn)超過400家，兩市接近五分之一的公司都推出自己的高管股權(quán)激勵(lì)方案，并且基本以股票期權(quán)和限制性股票作為上市公司高管激勵(lì)的模式。

國(guó)內(nèi)公司的股利分配政策，由于上市公司控股股東在公司財(cái)務(wù)決策方面具有控制或決定權(quán)，通常也由控股股東主導(dǎo)包括分紅政策在內(nèi)的公司財(cái)務(wù)政策。在股權(quán)分置改革完成前，控股股東不但可能更加偏好發(fā)放高現(xiàn)金股利，也有能力實(shí)現(xiàn)這一點(diǎn)。另外，高度集中的股權(quán)加劇了我國(guó)控股股東代理問題。股權(quán)集中可能會(huì)引發(fā)大股東與其他股東間的嚴(yán)重代理問題，比如擁有控制權(quán)優(yōu)勢(shì)的大股東，可以通過關(guān)聯(lián)交易、擔(dān)保貸款、利益輸送、惡意分紅、資金占用等直接或間接“隧道”方式，轉(zhuǎn)移上市公司資源，侵害中小股東利益，不過，這種大股東的“利益輸送”行為，在控股股東持股比例較高時(shí)，大股東傾向于以高分紅、關(guān)聯(lián)交易等方式實(shí)現(xiàn)“利益輸送”；持股比例低時(shí)，則傾向于采用擔(dān)保、股權(quán)轉(zhuǎn)讓和資金占用等方式(劉峰等，2004)[6]。

二、理論分析與假說發(fā)展

股利代理成本理論認(rèn)為股利支付能夠有效地降低公司代理成本。高現(xiàn)金股利支付的另一面就是公司留存收益相應(yīng)減少，公司可資使用的內(nèi)部資本額減少，公司的現(xiàn)金流量也減少，這意味著公司新投資項(xiàng)目由公司內(nèi)部資本支撐不再可行，管理層被迫尋求外部負(fù)債或權(quán)益融資，接受資本市場(chǎng)的審視，從而迫使管理者主動(dòng)積極降低代理成本，以實(shí)現(xiàn)低成本外部籌資。同時(shí)，這種股利支付讓管理者的在職消費(fèi)或過度投資等自肥行為變得不可行或成本提高，管理者要保證期望收益至少不低于前期的話只能放棄隱形收益，轉(zhuǎn)而訴諸于顯性的貨幣薪酬或股權(quán)激勵(lì)。

另一方面，管理者選擇支付高現(xiàn)金股利時(shí)，實(shí)際上向市場(chǎng)發(fā)出一個(gè)自身相對(duì)優(yōu)秀的有效信號(hào)。因?yàn)楣竟衫Ц逗?，如果進(jìn)行權(quán)益融資，未來公司每股稅后盈利將被攤薄，這意味著公司要維持既有程度的股利支付率的話，管理層相對(duì)以前年度而言，需要提高工作努力程度，或具有優(yōu)越的經(jīng)營(yíng)管理能力，以維持公司良好的未來業(yè)績(jī)并持續(xù)支付較高水平的股利。

國(guó)內(nèi)研究表明，高管薪酬激勵(lì)和現(xiàn)金股利政策都能提高企業(yè)價(jià)值，并且兩者在提高企業(yè)價(jià)值上表現(xiàn)出協(xié)同效應(yīng)，同時(shí)，企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)和地區(qū)市場(chǎng)化程度會(huì)對(duì)這種協(xié)同效應(yīng)產(chǎn)生影響(梁彤纓、陳 波、陳超輝，2014)[7]，不過當(dāng)現(xiàn)金股利政策的決定受外部監(jiān)管政策重大變動(dòng)的影響時(shí)，這種協(xié)同效應(yīng)會(huì)發(fā)生什么樣的變化呢？換言之，股利監(jiān)管政策變動(dòng)怎樣影響管理層激勵(lì)與現(xiàn)金股利政策對(duì)企業(yè)價(jià)值的協(xié)同效應(yīng)呢？證監(jiān)會(huì)從2001年開始發(fā)布一系列半強(qiáng)制分紅政策，但實(shí)際上只是在2006年5月發(fā)布《上市公司證券發(fā)行管理辦法》，第一次量化再融資資格的前期分紅比例，才真正進(jìn)入股利的實(shí)質(zhì)監(jiān)管期。理論上如果管理者擁有足夠的激勵(lì)條件時(shí)，面對(duì)這種股利監(jiān)管政策，會(huì)選擇高股利政策來提高公司價(jià)值，因此，進(jìn)入股利實(shí)質(zhì)監(jiān)管期后，如果這種監(jiān)管政策有效的話，相對(duì)之前而言，管理層選擇更高水平的股利支付來最大化自己的私人收益。

基于以上分析，本文提出如下假設(shè)：

H1：股利實(shí)質(zhì)監(jiān)管政策的實(shí)行，可以促進(jìn)管理層激勵(lì)與現(xiàn)金股利政策對(duì)企業(yè)價(jià)值的協(xié)同效應(yīng)提高。

不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的企業(yè)，不但財(cái)務(wù)政策(如投資、股利分配等)的決定機(jī)制存在明顯差異，管理人員的報(bào)酬決定機(jī)制也截然不同，這兩者都可能對(duì)高管激勵(lì)的效率產(chǎn)生重要影響。在非國(guó)有公司中，不存在所有者缺位和控制人監(jiān)管缺失的問題，管理人員薪酬市場(chǎng)化定價(jià)的程度和靈活性都較國(guó)有公司為高；在國(guó)有公司則顯著不同，國(guó)有控股往往導(dǎo)致內(nèi)部人控制，內(nèi)部人利用所掌握的權(quán)力自定薪酬，從而形成激勵(lì)過度，一些國(guó)有企業(yè)承擔(dān)非經(jīng)濟(jì)性的政策性目標(biāo)，雖然能夠獲得政府保護(hù)或補(bǔ)貼等政策性收益，但同時(shí)也常常陷入國(guó)有企業(yè)預(yù)算軟約束的泥淖，降低國(guó)有企業(yè)的經(jīng)營(yíng)效率及管理者激勵(lì)機(jī)制。不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的公司，面對(duì)股利政策監(jiān)管的調(diào)整，由于激勵(lì)機(jī)制的不同，非國(guó)有公司相對(duì)國(guó)有公司而言，管理層激勵(lì)與現(xiàn)金股利政策對(duì)企業(yè)價(jià)值的協(xié)同效應(yīng)將會(huì)更高。

基于以上分析，本文提出如下假設(shè)：

H2：股利實(shí)質(zhì)監(jiān)管政策的實(shí)行，可以促進(jìn)管理層激勵(lì)與現(xiàn)金股利政策對(duì)企業(yè)價(jià)值的協(xié)同效應(yīng)提高，這種效應(yīng)在非國(guó)有公司中將更為顯著。

另外，既然現(xiàn)金股利在法律對(duì)投資者利益保護(hù)完善的國(guó)家中能夠充分起到公司股東信息傳遞和代理問題緩解的良性作用，那么邏輯上，在中國(guó)現(xiàn)有這種資本市場(chǎng)法律對(duì)投資者利益保護(hù)遠(yuǎn)欠完善和投資者缺乏事后救濟(jì)的環(huán)境下，通過監(jiān)管部門的行政規(guī)則出臺(tái)強(qiáng)制性股利政策，理論上應(yīng)該能夠起到保護(hù)中小投資者利益的作用。這樣，這一效應(yīng)傳遞到市場(chǎng)上，反映在公司價(jià)值層面，高管理層激勵(lì)與高現(xiàn)金股利政策將會(huì)提高投資者對(duì)公司的定價(jià)。

基于以上分析，本文提出如下假設(shè)：

H3：股利實(shí)質(zhì)監(jiān)管政策的實(shí)行，可以促進(jìn)管理層激勵(lì)對(duì)公司價(jià)值效應(yīng)的提升。

研究設(shè)計(jì)與樣本選擇

一、模型設(shè)定與變量說明

1.模型設(shè)定

借鑒姜付秀、黃繼承(2011)[8]，梁彤纓、陳波和陳超輝(2014)[7]的做法，結(jié)合國(guó)內(nèi)研究文獻(xiàn)結(jié)果，我們構(gòu)建模型(1)對(duì)假說H1進(jìn)行檢驗(yàn)：

對(duì)假說H2的檢驗(yàn)，我們對(duì)模型(1)按照是否國(guó)有公司分別進(jìn)行回歸進(jìn)行檢驗(yàn)。

對(duì)假說H3的檢驗(yàn)，由于公司價(jià)值、管理層激勵(lì)與公司股利政策的共同決定性質(zhì)，換言之，由于可能存在的內(nèi)生性問題，我們建立以下聯(lián)立方程組進(jìn)行相應(yīng)檢驗(yàn)：

2.實(shí)質(zhì)監(jiān)管效應(yīng)的雙重差分估計(jì)(Difference-in-Differences，DID)

除使用混合截面回歸之外，我們還使用雙重差分估計(jì)來估計(jì)實(shí)質(zhì)監(jiān)管效應(yīng)。實(shí)施某項(xiàng)公共政策可看作是自然實(shí)驗(yàn)或準(zhǔn)實(shí)驗(yàn)，比較受政策影響處理組(treatment group)和未受影響的控制組(control group)就能得到該政策的效應(yīng)(周黎安、陳燁，2005)。

?

這里使用雙重差分模型的基本想法是，實(shí)質(zhì)股利監(jiān)管一方面制造了同一個(gè)公司在監(jiān)管前后的差異，同時(shí)也制造了在同一時(shí)點(diǎn)上受監(jiān)管公司與非受監(jiān)管之間的差異，基于這雙重差異形成的估計(jì)有效控制了其他共時(shí)性政策的影響和受監(jiān)管公司與非受監(jiān)管的事前差異，從而可識(shí)別出實(shí)質(zhì)監(jiān)管政策產(chǎn)生的效應(yīng)。

因此，本文將檢驗(yàn)樣本分為兩組：一組是“處理組”，即“實(shí)質(zhì)監(jiān)管”政策發(fā)布后進(jìn)行了股權(quán)再融資，直接受到政策影響的SEO上市公司樣本組；另一組是“控制組”，即“實(shí)質(zhì)監(jiān)管”政策發(fā)布后沒有進(jìn)行股權(quán)再融資，政策未直接影響的非SEO上市公司樣本組。為進(jìn)行雙重差分分析，本文定義以下變量：虛擬變量SEO，處理組上市公司樣本取1；控制組取0；時(shí)間變量time，實(shí)質(zhì)監(jiān)管后的年份(2007～2010年)取1，之所以將2006年剔除是考慮到股利發(fā)放效應(yīng)的時(shí)滯性；實(shí)質(zhì)監(jiān)管前的年份(2001～2005年)取0。

3.變量說明

在表1中我們給出了回歸模型使用的變量及其計(jì)算說明。

二、樣本選擇和數(shù)據(jù)來源

我們以CSMAR數(shù)據(jù)庫(kù)中的中國(guó)上市公司財(cái)務(wù)報(bào)表、公司治理和財(cái)務(wù)指標(biāo)數(shù)據(jù)庫(kù)為基礎(chǔ)，初選樣本包括了滬深股市1999～2013年間所有A股上市公司。由于特殊的財(cái)務(wù)結(jié)構(gòu)，我們首先剔除了金融保險(xiǎn)與房地產(chǎn)行業(yè)；在此基礎(chǔ)上，剔除了st和*st等特殊處理觀察值，以減輕異常值影響；最后剔除了相關(guān)數(shù)據(jù)缺失的觀察值，得到15790個(gè)公司年觀測(cè)值。本文公司分紅數(shù)據(jù)取自于國(guó)泰安“中國(guó)股票市場(chǎng)股利政策研究數(shù)據(jù)庫(kù)”；相關(guān)財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)取自于CSMAR中國(guó)上市公司財(cái)務(wù)報(bào)表數(shù)據(jù)庫(kù)、中國(guó)上市公司治理結(jié)構(gòu)研究數(shù)據(jù)庫(kù)；配股、增發(fā)上市公司信息取自于CSMAR中國(guó)上市公司配股、增發(fā)研究數(shù)據(jù)庫(kù)。

在回歸前，為了消除極端值對(duì)連續(xù)變量造成的影響，本文利用Winsorize極值的處理方式，對(duì)處于0～1%和99～100%之間的極端值樣本予以相應(yīng)替換成1%位和99%位的變量值。一些可能存在共線性問題的變量，我們進(jìn)行了中心化處理，即使用變量減去變量均值后的數(shù)據(jù)來替換，包括高管薪酬(zlnacm)、每股股利(zdps)等變量。

實(shí)證結(jié)果與分析

一、主要變量描述性統(tǒng)計(jì)

表2、3、4分別報(bào)告了全樣本、實(shí)質(zhì)監(jiān)管前、實(shí)質(zhì)監(jiān)管后主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。

?

?

可以發(fā)現(xiàn)，2001～2013年間A股樣本公司的托賓Q值平均為1.655倍，股利實(shí)質(zhì)監(jiān)管前為1.15倍，股利實(shí)質(zhì)監(jiān)管后為1.844倍，差異顯著。

二、主要變量相關(guān)分析

檢驗(yàn)我們?nèi)齻€(gè)假說所設(shè)定模型中涉及主要變量的Pearson積差相關(guān)系數(shù)和秩Spearman相關(guān)系數(shù)的相關(guān)檢驗(yàn)結(jié)果見表5。

因變量tobinq與實(shí)質(zhì)監(jiān)管變量yeas06的Pearson積差相關(guān)系數(shù)為0.041，在1%的統(tǒng)計(jì)意義上顯著；相應(yīng)指標(biāo)的Spearman秩相關(guān)系數(shù)則為0.248，也在1%的統(tǒng)計(jì)意義上顯著。

?

?

Pearson相關(guān)系數(shù)衡量?jī)蓚€(gè)隨機(jī)變量間的線性相關(guān)程度，在數(shù)據(jù)來自正態(tài)分布，且樣本大小適中或是足夠大時(shí)，樣本的該相關(guān)系數(shù)就是總體相關(guān)系數(shù)的極大似然估計(jì)，且具有漸進(jìn)無偏性和有效性；由于Pearson線性相關(guān)系數(shù)預(yù)含數(shù)據(jù)成對(duì)從正態(tài)分布中獲得和數(shù)據(jù)是邏輯意義上的等間距數(shù)據(jù)這兩個(gè)前提假設(shè)，放松該假設(shè)下可以用Spearman(1904)的秩相關(guān)系數(shù)來代替度量?jī)勺兞柯?lián)系強(qiáng)弱(Lehmann,D'Abrera,1998)。本質(zhì)上Spearman秩相關(guān)系數(shù)就是排序變量間的 Pearson線性相關(guān)系數(shù)，因此我們同時(shí)考察兩種情況。

因此，就我們的樣本而言，因變量 與實(shí)質(zhì)監(jiān)管變量?jī)勺兞繜o論在線性或非線性意義上都具有相關(guān)性，并且都具有統(tǒng)計(jì)意義上的顯著性。

三、檢驗(yàn)結(jié)果分析

1.多元回歸分析

基于理論分析中的假說檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?1)，我們首先將樣本劃分為全樣本、國(guó)有公司樣本和非國(guó)有公司樣本三種情況，然后分別使用無交乘項(xiàng)和有交乘項(xiàng)兩種混合截面數(shù)據(jù)回歸方法進(jìn)行OLS回歸，六組回歸的結(jié)果見表6。

從實(shí)質(zhì)監(jiān)管啞變量(year06)的回歸系數(shù)來看，六組回歸的系數(shù)為正且都在1%統(tǒng)計(jì)水平上顯著不為0，經(jīng)濟(jì)意義也達(dá)到約1%的影響水平，不過，顯然實(shí)行實(shí)質(zhì)監(jiān)管政策的前后并無太大差異。

從高管薪酬變量(alnacm)的回歸系數(shù)來看，六組回歸的系數(shù)同樣為正且都在1%統(tǒng)計(jì)水平上顯著不為0，這表明管理層激勵(lì)對(duì)企業(yè)價(jià)值具有提升作用，不過，顯然實(shí)行實(shí)質(zhì)監(jiān)管政策的前后也并無太大差異。

從管理層持股變量(msr)的回歸系數(shù)來看，六組回歸的系數(shù)均為負(fù)數(shù)且都在1%統(tǒng)計(jì)水平上顯著不為0，這表明管理層持股對(duì)企業(yè)價(jià)值具有抑制作用，不過，這一效應(yīng)在實(shí)行實(shí)質(zhì)監(jiān)管政策的前后也并無太大差異。

從股利支付變量(zdps)的回歸系數(shù)來看，六組回歸的系數(shù)中有五組回歸系數(shù)都為正數(shù)且都在1%統(tǒng)計(jì)水平上顯著不為0，只有非國(guó)有公司帶交乘項(xiàng)的回歸中系數(shù)為負(fù)并且沒有統(tǒng)計(jì)意義上的顯著不為0?？傮w上，現(xiàn)金股利政策也對(duì)企業(yè)價(jià)值具有提升作用，不過這一點(diǎn)在非國(guó)有公司中并不明顯。

從交乘項(xiàng)的回歸結(jié)果來看，高管貨幣薪酬變量(zlnacm)與股利支付變量(zdps)交乘后的回歸系數(shù)在全樣本下為正但并不顯著，在非國(guó)有公司樣本下為正且在10%統(tǒng)計(jì)水平上顯著，而在國(guó)有公司樣本下為負(fù)且不顯著。總體上，貨幣性的管理層激勵(lì)與現(xiàn)金股利政策對(duì)企業(yè)價(jià)值的具有互補(bǔ)性，換言之，兩者對(duì)企業(yè)價(jià)值具胡提升的協(xié)同效應(yīng)，但這一效應(yīng)并不是很明顯，并且在國(guó)有公司中，這種協(xié)同效應(yīng)轉(zhuǎn)變成為不明顯的替代效應(yīng)了。

高管持股變量(msr)與股利支付變量(zdps)交乘后的回歸系數(shù)在全樣本非國(guó)有公司樣本及國(guó)有公司樣本下都為負(fù)且都不顯著。因此，總體上，股權(quán)性的管理層激勵(lì)與現(xiàn)金股利政策對(duì)企業(yè)價(jià)值的具有相互替代的性質(zhì)，但這一效應(yīng)并不是很明顯，并且在國(guó)有公司或非國(guó)有公司中，這種替代效應(yīng)基本無差別。

從高管貨幣薪酬變量(zlnacm)與股利支付變量(zdps)和實(shí)質(zhì)監(jiān)管變量(year06)三者的交乘項(xiàng)回歸結(jié)果來看，三項(xiàng)回歸下系數(shù)都為正數(shù)，但只是在全樣本下才具有5%統(tǒng)計(jì)水平上的顯著性。因此，從總體上來說，貨幣性的管理層激勵(lì)與現(xiàn)金股利政策對(duì)企業(yè)價(jià)值的協(xié)同效應(yīng)，在實(shí)質(zhì)監(jiān)管后確實(shí)有明顯的增加，沒有拒絕我們的假設(shè)H1，不過應(yīng)該注意的是，不管國(guó)有或非國(guó)有公司，這一效應(yīng)雖然存在，但并不是很明顯。

值得注意的是，我們的假說H2并沒有充分的證據(jù)支撐，實(shí)際上，從上述三變量交乘項(xiàng)的回歸系數(shù)來看，國(guó)有公司或非國(guó)有公司中股利實(shí)質(zhì)監(jiān)管政策的實(shí)行，都可以促進(jìn)管理層激勵(lì)與現(xiàn)金股利政策對(duì)企業(yè)價(jià)值的協(xié)同效應(yīng)，但這一點(diǎn)在國(guó)有公司中顯得更為明顯些，盡管都不顯著。

2.雙重差分效應(yīng)估計(jì)

上文分析已經(jīng)說明，高管貨幣薪酬變量(zlnacm)與股利支付變量(zdps)和實(shí)質(zhì)監(jiān)管變量(year06)三者交乘項(xiàng)回歸系數(shù)都為正數(shù)，并且在全樣本下具有5%統(tǒng)計(jì)水平上的顯著性。這一結(jié)果總體上支持我們的假說H4-1,即貨幣性的管理層激勵(lì)與現(xiàn)金股利政策對(duì)企業(yè)價(jià)值的協(xié)同效應(yīng)，在實(shí)質(zhì)監(jiān)管后確實(shí)有明顯的增加，盡管區(qū)分國(guó)有或非國(guó)有公司樣本時(shí)，這一效應(yīng)的顯著性降低。

表7 雙重差分模型(DID)估計(jì)結(jié)果，因變量為(3)國(guó)有組VARIABLES coef tstat coef tstat coef tstat seo 0.2413(2.65)***0.2915 (1.45)0.2262(2.70)***year06 0.8452(32.51)***0.9520(17.47)***0.8491(29.97)***Seo*year06-0.0373(-0.37)-0.0397(-0.19)-0.1701(-1.69)*zlnacm 0.0217(1.69)*0.0561(2.65)***-0.0041(-0.29)dps 0.6765(10.65)***0.7762(8.58)***0.5979(7.04)***first -2.7848(-9.53)***-3.3192(-7.38)***-1.8304(-5.17)***firstsq 2.8500(7.92)***3.4082(5.95)***1.7224(4.10)***shrz 0.0001(0.66)0.0010(2.36)**-0.0001(-0.35)duli 0.2932(1.60)0.2190 (0.76)0.3529(1.66)*lev -0.0513(-0.95)0.2997(3.54)***-0.3828(-6.07)***size -0.3803(-36.97)***-0.4810(-28.18)***-0.2849(-24.93)***WSalesGro 0.0958(4.82)***0.1642(5.00)***0.0227(1.04)crisis -0.0740(-2.76)***0.1558(3.68)***-0.3451(-10.83)***Constant 9.6857(43.36)***11.6660(31.68)***7.6568(30.72)***Observations 15,790 8,434 7,356 Adj R2 0.18 0.15 0.20 F 263.4 118.9 146.6(1)全樣本(2)非國(guó)有

本節(jié)我們用雙重差分估計(jì)方法來估算實(shí)質(zhì)監(jiān)管后凈效應(yīng)。

表7報(bào)告了在加入控制變量后DID模型的估計(jì)結(jié)果。其中模型1為全樣本的估計(jì)結(jié)果，模型2、3分別為非國(guó)有公司組、國(guó)有公司組的雙重差分模型估計(jì)結(jié)果。表4-7的回歸結(jié)果顯示，雙重差分模型交乘項(xiàng)seo×year06的系數(shù)分別為-0.0373、-0.0397、-0.1701，全樣本和非國(guó)有公司組中都不顯著，僅國(guó)有公司組中在10%統(tǒng)計(jì)水平上顯著不為0。

總體上，證監(jiān)會(huì)分紅的“實(shí)質(zhì)監(jiān)管”并沒能起到促進(jìn)股權(quán)再融資上市公司企業(yè)價(jià)值(以tobinq衡量)提升的作用，進(jìn)一步分析還可以發(fā)現(xiàn)，“實(shí)質(zhì)監(jiān)管”虛擬變量 的回歸系數(shù)在1%水平上顯著，說明2006年以后證監(jiān)會(huì)等部門對(duì)于上市公司分紅的“實(shí)質(zhì)監(jiān)管”顯著提高樣本公司以tobinq衡量的企業(yè)價(jià)值水平；seo的回歸系數(shù)都為正，只有非國(guó)有公司組中不顯著，說明相比于非再融資上市公司，融資公司以tobinq衡量的企業(yè)價(jià)值水平更高。

(1) (2) (3) (4) (5) (6)VARIABLES tobinq tobinq dps dps zlnacm zlnacm seo06 -0.9045(-4.84)***-0.4207(-3.16)***0.7531(3.60)***year06 -5.6590(-8.04)***-33.2123(-5.51)***33.8922(7.21)***seoyear06 1.3302(5.62)***0.9132(4.25)***-1.3941(-4.98)***tobinq -28.3551(-5.44)***27.3970(7.50)***tobinq06 27.9780(5.45)***-26.6078(-7.42)***zlnacm 9.9764(10.80)***-3.1304(-3.88)***zlnacm06-9.0823(-10.64)***3.7557(4.38)***size -1.4845(-13.05)***-1.3539(-5.38)***1.9074(10.38)***age 0.4730(3.78)***-0.4954(-4.17)***lev 0.5601 (1.82)*-0.2228(-1.14)-0.0227(-0.06)eps 0.0730 (0.66)roaw -14.6531(-6.44)***18.0202(5.06)***-11.6760(-3.29)***cps -0.0706(-2.61)***WSalesGro 0.0643 (0.64) 0.1878(2.58)***-0.2171(-1.81)*dps 5.4434 (1.43) -0.4237(-0.08)dps06 -2.2184(-0.62) 0.1057 (0.02)tang -2.3881(-3.55)***hold-0.0136(-1.77)*Constant 41.5758(13.10)***61.3687(5.48)***-74.5148(-8.80)***Observations 17,411 17,411 17,411 R-squared-22.61 -2,014.12 -45.04注：z-statistics in parentheses,*** p<0.01,** p<0.05,* p<0.10

3.聯(lián)立方程組回歸結(jié)果

由于公司價(jià)值、管理層激勵(lì)與公司股利政策的內(nèi)生性，我們使用由模型2、3、4組成聯(lián)立方程，使用三階段最小二乘法來減弱三變量相互作用的性質(zhì)，考察管理層激勵(lì)與公司股利政策對(duì)企業(yè)價(jià)值的真實(shí)影響。結(jié)果見表8。

從表8的聯(lián)立回歸結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，在控制公司價(jià)值、管理層激勵(lì)與公司股利政策間的聯(lián)立性后，管理層激勵(lì)變量(zlnacm)回歸系數(shù)為正且在1%統(tǒng)計(jì)水平上顯著不為0，公司股利政策變量(dps)回歸系數(shù)雖然為正，但顯著性水平超過10%，因此，總體上來看，管理層激勵(lì)與公司股利政策確實(shí)對(duì)公司價(jià)值產(chǎn)生正面影響。

穩(wěn)健性檢驗(yàn)

針對(duì)上述實(shí)證結(jié)果，我們還進(jìn)行了如下的穩(wěn)健性檢驗(yàn)：(1)對(duì)于企業(yè)價(jià)值的衡量，我們對(duì)非流通股權(quán)市值用流通股股價(jià)代替，重新計(jì)算托賓值Q 做了替換，重新進(jìn)行了回歸分析，結(jié)論保持不變。另外，我們還用期末凈有形資產(chǎn)作分母，重新計(jì)算托賓值Q 做了替換，重新進(jìn)行了回歸分析，結(jié)論保持不變。(2)對(duì)于股利支付的衡量，我們使用股利支付率替代每股股利，重新進(jìn)行了回歸分析，結(jié)論保持不變。(3)對(duì)于企業(yè)負(fù)債水平的衡量，我們使用銀行債務(wù)占總資產(chǎn)的比率對(duì)此變量做了替換，然后重新進(jìn)行了回歸分析，結(jié)論保持不變。(4)對(duì)于高管薪酬變量，我們用所有高管層平均薪酬的自然對(duì)數(shù)對(duì)此變量做了替換，然后重新進(jìn)行了回歸分析，結(jié)論保持不變。(5)對(duì)于企業(yè)規(guī)模的衡量，我們使用年末凈資產(chǎn)的自然對(duì)數(shù)對(duì)此變量做了替換，然后重新進(jìn)行了回歸分析，結(jié)論保持不變。

整體上，我們的結(jié)果具有一定的可靠性。

結(jié)論

針對(duì)中國(guó)分配股利的上市公司比例偏小，股利支付率平均水平偏低的現(xiàn)象，中國(guó)證監(jiān)會(huì)從2001 年3月開始到2013年止循序漸進(jìn)地6次頒布系列股利監(jiān)管政策文件，其中2006年以量化既往利潤(rùn)分紅比例的方式直接將再融資資格與之掛鉤。

這種半強(qiáng)制性分紅監(jiān)管政策，會(huì)怎樣影響公司的股利決策呢？公司股利分配政策的決策者主要是公司內(nèi)部人，股利監(jiān)管政策調(diào)整是否能使得管理層激勵(lì)與現(xiàn)金股利政策之間的價(jià)值協(xié)同效應(yīng)發(fā)生改變呢？換言之，監(jiān)管政策的出臺(tái)是不是促進(jìn)了公司高管激勵(lì)與分紅之間的正面聯(lián)接呢？監(jiān)管政策的調(diào)整是否使得管理層激勵(lì)與公司價(jià)值之間的關(guān)系發(fā)生預(yù)期的“正能量”改善呢？

本文實(shí)證研究我國(guó)系列半強(qiáng)制分紅政策出臺(tái)后，公司管理層激勵(lì)與現(xiàn)金股利政策之間的協(xié)同效應(yīng)是否對(duì)政策調(diào)整做出反應(yīng)，進(jìn)一步考察了這種反應(yīng)對(duì)公司價(jià)值產(chǎn)生的影響。

我們發(fā)現(xiàn)，從總體上來看，貨幣性的管理層激勵(lì)與現(xiàn)金股利政策對(duì)企業(yè)價(jià)值的協(xié)同效應(yīng)，在實(shí)質(zhì)監(jiān)管后確實(shí)有明顯的增加，不過應(yīng)該注意的是，不管國(guó)有或非國(guó)有公司，這一效應(yīng)雖然存在，但并不是很明顯。

本文研究為新興市場(chǎng)股利分配的政府監(jiān)管政策制定或修改提供了新的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)，也為監(jiān)管部門進(jìn)一步理順和完善我國(guó)上市公司分紅機(jī)制提供了理論依據(jù)。股利監(jiān)管政策實(shí)施的效果在一定程度上有賴于先行理順上市公司高管的激勵(lì)機(jī)制，提高公司治理水平，特別應(yīng)該注意防止控股股東間接淘空公司，侵害中小股東利益行為的發(fā)生。