| 理论综合-气I 监管政策、商管激励与公司现金股利政策杨俊1陈金勇2孙建波3(.中南财经政法大学会计学院，湖北武汉430074;2湖北大学商学院，湖北武汉430062)摘要:监管政策的调整影响公司的现金股利政策，而公司管理层激励影响公司决策行为.本文实证检验我国系列半强制分红政策出台后，公司管理层激励与现金股利政策之间的协同效应是否对政策调整做出反应，及对公司价值产生的影响.研究发现，货币性管理层激励与现金股利政策对企业价值的协同效应，在实质监管后确实有明显的增加，不过无论国有或非固有公司，这一效应并不是非常明显。研究为监管部门进一步理顺和完善我国上市公司分红机制提供了理论依据和经验证据.关键词:监管政策;高管激励;现企股利Abstract: Adjustments of regulatory policy affect由ecompany’s cash dividend policy and tbe incentive of company’s management in uence the co叩oratedecision-making bebavior. In this paper, we empirically investigate whetber the synergy effect between incentive of company’s management and cash dividend policy response to semi-mandatory dividend policy in China, and the resulting impact on th巳valu巳ofcompanies. We find that, tbe synergy effect does have a significant increase, but whether state›owned or non-state-owned compani巳s，this effect is not very obvious. Our result provides a theoretical basis and empirical evidence for regulatory authorities to further rationalize and improve the mechanism of dividends of listed companies. Keywords: regulatory policy, executive incentive, cash dividend 作者简介:杨俊，中南财经政浩大学博士生，研究方向:资本市场中的合计财务问题。陈企勇，湖北大学商学院讲师，研究方向:智力资本，企业创新。孙建波，中南财经政浩大学硕士生。'l'回分类号: 文献标识码:A 在2001年以前，中国上市公司的股利政策突出表现场，并不具有英美等发达市场的完善公司治理框架、强为不分配公司逐年增多，并且股利支付率水平偏低(李力投资者保护法规和投资者理性程度等特征，因此大都常青，1999)凶，这种低股利分配水平甚至相对于成熟市使用过强制性或半强制性分红监管政策，不过政策效果场"股利消失"现状的公司还为不如(Fama和French，并无定论(何基报，2011)[31国内对2008年半强制分红政02001)[11。鉴于国内新兴资本市场中上市公司分红行为策出台市场反应的研究则表明，半强制分红政策对有再的上述异象仅靠市场来自发调节修正显然不够现实，从融资需求或潜在的再融资需求的成长型以及竞争行业上2001年3月开始到2013年止，中国证监会循序渐进地6次市公司带来了一定的负面影响，可能存在"监管悖论"颁布系列股利监管政策文件，将公司增发或配股的资格的局限性(李常青，2010)[41。直接与股利分配水平相挂钩;财政部、国家税务总局、我国证监会2006年发布的《上市公司证券发行管理国资委和上交所也出台了促进公司建立持续、稳定、科办法~，首次实际将分红监管与再融资资格"挂钩学、透明的分红机制，提高投资者价值投资理念的相应提出"上市公司公开发行证券应符合最近3年以现金或政策文件。股票方式累计分配的利润不少于最近三年实现的年均可研究表明，短时间内迅速发展起来的新兴资本市分配利润的百分之20%"。这种量化先期利润分配比例证券币1~导报2015年4月号34
一-一←理论综合[ 来确定公司再融资资格的做法，会怎样影响公司的股利票市场初期我国上市公司高管年薪明显表现为"管制过决策呢?公司股利分配政策的决策者主要是公司包括管度"(陈冬华，2005)151;后期随着改革开放的深人，要素理#和控股股东在内的内部人，那么监管政策的调整是市场化程度的提高，经理人才激励措施备受关注，上市再使得管理层激励与现金股不IJ政策之间的协同效应发生公司高管的薪酬又表现出过快增长的态势，近年，部分改变呢?更进一步，如果监管政策的调整促使管理层股上市公司业绩滑坡而高管却薪酬高企，更是引起社会公利分配决策更为合理化，逻辑/-.公司整体价值将得到提众的纷纷质疑。隐性在职消费在我国具有普遍性，因此升、那么监管政策的调整是再使得管理层激励与公司价在职消费在我国高管激励契约中同样占用重要地位，并且具有一定的存在价值(陈冬华，2005)[51。在货币薪酬不值之间的关系发生预期的"正能量"改善呢?本文试图实证考察我|司系列半强制分红政策出台足以激励高管努力程度下，在职消费可以成为补充性的后，公司管理层激励与现金!设和l政策之间的协同效应是激励手段。从股权激励来看，2005年股权分置改革启动否对政策调整做出反应，如果是的话，对公司价值又会前，我国只有少数上市公司开始引人股权激励机制，并且股权激励行为大都不规范。2006年l月1日{上市公百产生什么样的影响。本文研究试因为新兴市场股利分配的政府监管政策制定或修改提供经验证据，也可为我同股权激励管理办法(试行))开始颁布实施，对于国有控股上市公司的股权激励，国资委、财政部于2006年9月13日仁市公司分红机制的进一步理)1剧和完善提供理论参考。特别发布了《国有控股上市公司(境内)实施股权激励试行制度背景、理论分析与假设发展办法~，自此推出高管股权激励方案的上市公司也日见增多，到2013年止A股已实施股权激励上市公司远超过一、制度背景我|玉|股票市场成立的长期一段时间以来，上市公叫400家，两市接近五分之一的公司都推出自己的高管股权大多..融资"积极、分红消极.重筹资轻回报的思想表激励方案，并且基本以股票期权和限制性股票作为上市露无边，资本市场资服配置功能日益弱化，市场投机气公司高管激励的模式。国内公司的股利分配政策，由于上市公司控股股东氛甚锵尘上3因此，监管部门主动介入，采取如颁布引在公司财务决策方而具有控制或决定权，通常也由控股导或强制性股利的监管政策来保证投资利益的做法成为股东主导包括分红政策在内的公司财务政策。在股权分平l'内然的监管思路。证监会在《上市公司新股发行管置改革完成前，控股股东不但可能更加偏好友放高现金理办法~(证监会，200 l)、《关于加强杜会公众股股东股利，也有能力实现这一点。另外，高度集中的股权加权益保护的若干规定~(证监会，2004)等监管法规中，开剧了我同控股股东代理问题。股权集中可能会引发大股始实施将分红与再融资资格相挂钩的做法。2006年5月6东与其他股东间的严重代理问题，比如拥有控制权优势R ìLE监会发布《上市公司证券发行管理办法~，标志着的大股东，可以通过关联交易、担保贷款、利益输送、股不fJH{r管进入了实质监管期，办法中第一次量化对于分恶意分红、资金占用等直接或问接"隧道"方式，转移红比例的要求，基本堵住了上市公司"钓鱼式分红"获上市公司资源，侵害中小股东利益，不过，这种大股东得再融资资格的通道。2008年10月7日证监会发布《关于的"利益输送"行为，在控股股东持股比例较高时，大修改I二市公司现金分红若干规定的决定~，在分红数量股东倾向于以高分红、关联交易等方式实现"利益输方而由2006规则中的20%提升至30%，在分红方式要求送持股比例低时、则倾向于采用担保、股权转让和方面，从2006年规则中的"现金或股票方式"直接要求资金占用等方式(刘峰等，2004)[61。必须是"现金分红方式迸一步提高了再融资企业分二、理论分析与假说发展红的"门槛"要求，在一定程度上起到了遏制上市公司股利代理成本理论认为股利支付能够有效地降低公"重困钱、轻回报"乱象的作用。司代理成本。高现金股利支付的另一面就是公司留存收从公司高管激励状况来看，国内上市公司高管激励益相应减少，公司可资使用的内部资本额减少，公司的体系主要由年薪、在职消费与股权激励主部分构成。股证券币111;导报2015年4月号35
Il拟fI现金流量也减少，这意味着公司新投资项目由公司内部人监管缺失的问题，管理人员薪酬市场化定价的程度和资本支撑不再可行，管理层被迫寻求外部负债或权益融灵活性都较国有公司为高;在国有公司则显著不同，同资，接受资本市场的审视，从而边使管理者主动积极降有控股往往导致内部人控制.内部人利用所掌握的权力低代理戚本，以实现低成本外部筹资。同时，这种股利自定薪酬，从而形成激励过度，一些同有企业承担非经支忖让管理者的在职消费或过度投资等自肥行为变得不济性的政策性目标，虽然能够获得政府保护或补贴等政可行或戚本提高，管理者要保证期望收益至少不低于前策性收益，但同时也常常陷入国有企业预算软约束的泥期的话只能放弃隐形收益，转而诉诸于显性的货币薪酬津，降低国有企业的经营效率及管理者激励机制。不同或股权激励。产权性质的公司，面对股利政策监管的调整.由于激励另一方面，管理者选择支付高现金股利时，实际上机制的不同，非国有公司相对国有公司而言，管理层激向市场发刷一个自身相对优秀的有效信号。因为公司股励与现金股利政策对企业价值的协同效应将会更高。利支付后，如果进行权益融资，未来公司每股税后盈利基于以上分析，本文提出如下假设:将被摊薄，这意味着公司要维持既有程度的股利支付率H2:股利实质监管政策的实行，可以促进管理层激的话，管理层相对以前年度而言，需要提高工作努力程励与现金股利政策对企业价值的协同效应提高，这种效度，或具有优越的经营管理能力，以维持公司良好的应在非国有公司中将更为显著。来业绩并持续支付较高水平的股利。另外，既然现金股利在法律对投资者利益保护完善国内研究表明，高管薪酬激励和现金股利政策都能的国家中能够充分起到公司股东信息传递和代理问题缓提高企业价值，并且两者在提高企业价值上表现出协同解的良性作用，那么逻辑上，在中国现有这种资本市场效应，同时，企业产权性质和地区市场化程度会对这种法律对投资者利益保护远欠完善和投资者缺乏事后救济协同效应产生影响(梁彤型、陈i皮、陈超辉，2014)[1], 的环境下，通过监管部门的行政规则出台强制性股利政不过当现金股利政策的决定受外部监管政策重大变动的策，理论上应该能够起到保护中小投资者利益的作用。影响时，这种协同效应会发生什么样的变化呢?换言这样.这一效应传递到市场r.，反映在公司价值层面，之，股利监管政策变动怎样影响管理层激励与现金股利高管理层激励与高现金股利政策将会提高投资者对公司政策对企业价值的协同效应呢?证监会从2001年开始发的定价。布一系列半强制分红政策，但实际上只是在2006年5月发基于以上分析，本文提1~I~n下假设:布《上市公司证券发行管理办法>>，第一次量化再融资H3:股利实质监管政策的实行，可以促进管理层激资格的前期分红比例，才真正进入股利的实质监管期。励对公司价值效应的提升。理论上如果管理者拥有足够的激励条件时，面对这种研究设计与样本选择股利监管政策，会选择高股利政策来提高公司价值，因此，进入股利实质监管期后，如果这种监管政策有效的-、模型设定与变量说明话，相对之前而育，管理层选择更高水平的股利支付来1.模型设定最大化自己的私人收益。借鉴姜付秀、黄继承(2011)[81，梁彤缆、陈波和陈超基于以上分析，本文提出如下假设:辉(20L4)[71的做法，结合同内研究文献结果，我们构建模H1 :股利实质监管政策的实行，可以促进管理层激型(1)对假说H1进行检验:励与现金股利政策对企业价值的协同效应提高。toblinq=囚。+创+az::lnacm+句msr+azφ's+as::lnacmxzdps+ 4不同产权性质的企业，不但财务政策(如投资、股利饨msrxzdps+a,zlnacm xzdps xy ear06+αgsoe+a/irst+血，rJÎrstsq+allshrz+分配等)的决定机制存在明显差异，管理人员的报酬决定日Ilduli+alJ/eν+asize+aWSalω，Gro+year+indllstry+e(1) I4II机制也截然不同，这两者都可能对高管激励的效率产生对假说H2的检验，我们对模型(1)按照是否罔有公百重要影响。在非同有公司中，不存在所有者缺位和控制分别进行回归进行检验。36 证券可~Ji导报2015年4月号
理论综介| 对假说H3的检验，由于公司价值、管理层激励与公|制造了在同一时点上受监管公司与非受监管之间的差司股利政策的共同决定性质，换言之，由于可能存在的|异，基于这双重差异形成的估计有效控制了其他共时性内生性问题，我们建立以下联立方程组进行相应检验政策的影响和受监管公司与非受监管的事前差异，从而tobinq=句句Iseo06+α.，year创+cxJseo06xyear06+向dps+日sdpsxI可识别出实质监管政策产生的效应。year06+α"zlnacm+α)zlnacm xyear06+日gSize+向lev+αIOtallg+α\\roaw+因此.本文将检验样本分为两组:一组是"处理α\2 WSalesGro+c (2) I组即"实质监管"政策发布后进行了股权再融资，xdps=句句Iseo06十日2l，ear06+邸，eo06yeal创+atobinq+叩InaclI7直接受到政策影响的SEO上市公司样本组;另一组是4句)zlnacmXyeQl创坷ssize+日9age+a\oIev+白\\eps+α\2WSalesGro+ô(3) I控制组即"实质监管"政策发布后没有进行股z拙l仇n阳GωCαF俨f×y勺ω础耐6忖+日伸s+α叫兑'悦叮y×吵eGω6轩+α蚓抖卢i臼卢'剧ze忖+日川'ge忖+αl川I1卢leν忖+日11'ηvaw忖+α\l阳h1ωold+I 为进行双重差分分析'本文定义以下变量:虚拟变量日I3WSalιsGm+c(4) I SEO，处理组上市公司样本取1j控制组取0;时间变量2.实质监管效应的双重差分估计(Oifference-intime，实质监管后的年份(2007-2010年)取1，之所以将Oifferences, 010) 2006年剔除是考虑到股利发放效应的时带性;实质监管除使用、混合截面回归之外，我们还使用双重差分估前的年份(-2005年)取0。计来估计实质监管效应。实施某项公共政策可看作是3.变量说明自然实验或准实验，比较受政策影响处理组(lrealment在表I中我们给出了回归模型使用的变量及其计算group)和未受影响的控制组(conlrolgroup)就能得到该政策说明。的效应(周黎安、陈烨，2005)。二、样本选择和数据来源这里使用双重差分模型的基本想法是，实质股利监我们以CSMAR数据库中的中国上市公司财务报表、管-方面制造了同一个公司在监管前后的差异，同时也公司治理和l财务指标数据库为基础，初选样本包括了沪深股市年间所有A股上市公司。由于特殊的财表1主要变量意鬼说明务结构，我们首先剔除了金融保险与房地产行业;在此变量类型变量名称符号定义(每股价格x流通股份鼓+每股净资产×基础上，剔除了"和I*st等特殊处理观察值，以减轻异常因变量企业价值Tobinq 非流通股份量t+负债账面价值)/总资产值影响;最后剔除了相关数据缺失的观察值，得到15790自变量实质监管year 06 2007-2013年时为1，否则为0zhacm 前三名高级管理人员报酬总额的自然对高管爵酬个公司年观测值。本文公司分红数据取自于国泰安"中戴.然后避行中心化高曹持般mar 离管持股比例国股票市场股利政策研究数据库相关财务数据取自股和j支付zdps 中心化后的每股股利于CSMAR~扣国上市公司财务报表数据库、中国上市公司控制变量产权性质soe 国有公司时为1，否则为0治理结构研究数据库;配股、增发上市公司信息取自于股权集中度first 第-大股东持股比例股权集中度firstsq 第-大股东持股比例平方CSMAR中国上市公司配股、增发研究数据库。股钗制衡度shrz 前二大股东待般比例在回归前，为了消除极端值对连续变量造成的影独立董事占比duli 独立董事占董事会成员的比例响，本文利用Winsorize极值的处理方式，对处于0-1%和资产负债率lev .末总负债/年来总资产公司规模s\ze 总资产的自然对戴99-100%之间的极端值样本予以相应替换成1%位和99%成长性WSaleGro 营业收入地长率位的变量值。一些可能存在共线性问题的变量，我们进年度效应year 年度哑变量行了中心化处理，即使用变量减去变量均值后的数据来行业效应industry 行业哑变量有形资产tang 主手来有形资产/年来总资产替换，包括高管薪酬(zlnacm)、每年股股利(zdps)等变量。资产回报roaw 总资产回报*公司年龄age 当年为止公司的成立王军龄实证结果与分析每股盈余eps 当王军每股盈利国有持股hold 国有持股比例-、主要变量描述性统计证券济:fJr导报2015每4月号37
| 理论综介I 表2、3、4分别报告了全样本、实质监管前、实质监平均为倍，股利实质监管前为倍，股利实质监管后主要变量的描述性统计结果。管后为倍，差异显著。可以发现，2001-2013年间A股样本公司的托宾Q值二、主要变量相关分析毒2模型变量描越性篝计情况例=15790)检验我们芝个假说所设定模型中涉及主要变量的变量名均值标准差最小值01 中位敏03 最大值Pearson积差相关系数和秩Spearman相关系数的相关检验year侃 结果见表5。zlnacm 因变量tobinq与实质监管变量yeas06的Pearson积差msr ∞ O.∞6 相关系数为，在1%的统计意义上显著;相应指标zdps sω O.∞o ∞∞ 的Spearman秩相关系数则为，也在10毛的统计意义first 表5蟆型普及主要变量的P蝇non飘盖相关革戴和秩first饲 spearman相关革敷shrz 1344 toblnq year筒zlnacmmsr zdps田fi时first饲duli ∞ 1饨川。田阳 -0ω1'" ’" lev ω yea的伺1川’" …"‘川'"川size zlnacm ’’’ ’" WSalesGro msr ’" ’" zdps 0删5'"时…-0饵43'"η…'" 表3囊属童瞥前主要变量搞越性镜计情况(N:.4313)5田" 川…变量名均值标准差最小值01 中位戴03 最大值first -0ω43'" ’" " '"也139'"臼，，'tobinq firstsq -00330’" ’ …川'" zlnacm shrz 臼川…'"’" ’" ’" ’" msr O.∞6 0 duli ∞38 川0.'四川…'"川。∞ 0 lev …'"∞5 …臼川 o∞41∞7 sω 0 size -0侃7""’" ’" ’" 川…first wSalesGro ’ " " '。历7'"…O.惕。，..O.ω4… first叫Oφ O.∞8 crisis∞70 斗.021"。民陆斗。025'"斗.026'"shrz 注:(1)本亵l'半部分褒示矗Pearson相关罩'由，上半部矗spearman榈美罩Ilõ但)'、"和…分别褒示在10%、5%和1%的水平下噩善。duli 0 lev 在5(缉}模型'真主要聋量曲P田non飘盖帽美藏量和糠句eumaa相关蠢.size shrz duli lev size WSalesGr crisis WSalesGro t灿0伪b刨i叫nq斗盼56事4窦属监管后主噩变量捕越性篝计情况(N=11477)yearω06 -斗们41"川，俨斗ω4'"剖34川"禽-斗臼3③哎"H川食川"’ 变量名均值标准差最小值01 中位戴03 最大值z加加Inr旧邵acm斗ω69"川，俨H川， 俨5H川，ω58川"oω6".禽tobinq ms町'"川"..铲6*川..'禽H川..’" 川"" zlnacm zd闵ps斗ω33'"0ω.β0拥38msr 0soe ω8俨4H川斗叩"，川0116川"，0.∞001俑60.ρω0钊401俨斗ωO，β.∞00ω.01 0 6 zdps firsl 0目6倪25川"斗O.∞7O.∞28 0.饱198'"’" " f m时'n3阳仙u"ιvHHJW 忡50e 。。。,’’ ’" -0∞7 0∞2 ’" ’" " CJwr-0斗.βω创012川O..10俨5H川.川 食、，，ω3川"o.ρω0ω3俨2H川.0.恬156叩"o.ρω∞0050.门118川"firstsq ω46川"，俨4H川"川，0.βω0ω5俨3H川，0.βω0ω5俨3川"’ shrz size ’" ’" duli WSalesGro ’ ’" lev crisis " ’" ’" "禽size 注:(1)本囊下半部分囊录是Pearson帽关事Il，上半部是spearman徊美罩'自õ(2)\..和…分别襄WSalesGro 示在10%、5%和1%的水平下盟'。证券古Jk导报2015年4月号38
FR论综合I 上显著。两变量无论在线性或非线性意义上都具有相关性，并且Pearson相关系数衡量两个随机变量间的线性相关程都具有统计意义上的显著性。度.在数据来自正态分布，且样本大小适中或是足够大三、检验结果分析时，样本的该相关系数就是总体相关系数的极大似然估1.多元回归分析计，且具有渐进元偏性和有效性;由于Pea基于理论分析中的假说检验模型(1)，我们首先将样系数预含数据成对从正态分布中获得和数据是逻辑意义本划分为全样本、国有公司样本和非国有公司样本三种上的等间距数据这两个前提假设，放松该假设下可以用情况，然后分别使用元交乘项和有交乘项两种棍合截面Spearman(l904)的秩相关系数来代替度量两变量联系强弱数据回归方法进行OLS回归，六组回归的结果见表6。从实质监管哑变量(year06)的回归系数来看，六组回(Lehmann, D’Abrera, 1998)。本质上S句pea创r丁'口nma川n秩相关系数就是排序变量间的Pea归的系数为正且都在1%统计水平上显著不为0，经济意考察两种情况。义也达到约1%的影响水平，不过，显然实行实质监管政因此，就我们的样本而言，因变量与实质监管变量策的前后并无太大差异。从高管薪酬变量(alnacm)的回归系数来看，六组回归在6监管政策调整、高管撒励与现金股利政策的回归结果的系数同样为正且都在1%统计水平上显著不为0，这表(1)全样本(2)靠国有(3)固有(4)全样本(5)非国有(6)固有明管理层激励对企业价值具有提升作用，不过，显然实VAR1ABLES lob nq 1∞Inq lob nq lob nq lobinq lobinq 仪) .8822 1.∞81 。 1行实质监管政策的前后也并无太大差异。year06 ()’" ()’" ()…()…()川(18.创)…ω。 ωo 创 从管理层持股变量(msr)的回归系数来看，六组回川zlnacm () ()’" ()’" ()’" ()’" ()’" 的系数均为负数且都在1%统计水平上显著不为0，这表 郎。m由「()’" ()川()'"()’" (-12m)’" ()’" 明管理层持股对企业价值具有抑制作用，不过，这一效臼61ωω ω zdps ()’" (8创)…()'"()’" () ()’" 应在实行实质监管政策的前后也并无太大差异。 创 Zlnacm’zdps () ()’ () 从股利支付变量(zdps)的回归系数来看，六组回归的 -0ω56 Msr’zdps 系数中有五组回归系数都为正数且都在1%统计水平上显() () (刽 臼4O.孤89zlnac'dps'y的6著不为0，只有非同有公司带交乘项的回归中系数为负并()" () () 且没有统计意义上的显著不为0。总体上，现金股利政策soe ()" (-1凶)'也对企业价值具有提升作用，不过这一点在非国有公民 firsl ()川()'"() ()’" () ()’" 中并不明显。。仪阻∞3 。α∞2 。0003O.刨lO2first饲()’" ()’" ()’" ()’" ()’" ()’" 从交乘项的回归结果来看，高管货币薪酬变量。∞6 -0∞01 -0∞∞ ∞5 -0仪归1shrz () ()’" () (-0ω) ()" () (zlnacm)与股利支付变量(zdps)交乘后的回归系数在全样臼3。{览部 duli 本下为正但并不显著，在非同有公司样本下为正且在() () () (0.创)() () lev 10%统计水平上显著，而在国有公司样本下为负且不显() ()’’’ (-3.切)…()()’ ()’" 棚 -0纯66-0仿 -0.豁45著。总体上，货币性的管理层激励与现金股利政策对企slze ()川()川()'''()’" ()’" ()’" ∞3 业价值的具有互补性，换言之，两者对企业价值具胡提WSalesGro () ()’" () ()’" () () 升的协同效应，但这一效应并不是很明显，并且在国有 份。cnslS ()’" ()" ()’" (-3ω)…()" (-8.ω)'" 公司中，这种协同效应转变成为不明显的替代效应了。 ∞5 ωnslant ()’" ()’" () () ()’" ()’" 高管持股变量(msr)与股利支付变量(zdps)交乘后的Observations 15，7ω 8;434 7,356 15，7ω 8,434 7，领6回归系数在全样本\非国有公司样本及国有公司样本下都A吗 为负且都不显著。因此，总体t，股权性的管理层激励F 84启 洼:1摇号申为异方量-lt..1统计量并按公司做7襄樊()处理;2.'襄示p<，..囊示与现金股利政策对企业价值的具有相互替代的性质.但p<，…囊示p<;3.年厦和行业效应巳控制。证券市场导报2015年4月号39
| 理论综合这一效应并不是很明显，并且在国有公司或非国有公百在实质监管后确实有明显的增加，尽管区分国有或非同中，这种替代效应基本无差别。有公司样本时，这一效应的显著性降低。从高管货币薪酬变量(zlnacm)与股利支付变量(zdps) 本节我们用双重差分估计方法来估算实质监管后净和实质监管变量(year06)三者的交乘项回归结果来看效应。项回归下系数都为正数，但只是在全样本下才具有5%统表7报告了在加入控制变量后DID模型的估计结果。计水平上的显著性。因此，从总体上来说，货币性的管其中模型l为全样本的估计结果，模型2、3分别为非国有理层激励与现金股利政策对企业价值的协同效应，在实公司组、国有公司组的双重差分模型估计结果。表4-7的质监管后确实有明显的增加，没有拒绝我们的假设Hl，回归结果显示，双重差分模型交乘项seox year06的系数不过应该注意的是，不管同有或非同有公司，这一效应分别为、、，全样本和非同有公虽然存在，但井不是很明显。司组中都不显著，仅罔有公司组中在lO%统计水平上显值得注意的是，我们的假说H2并没有充分的证据支著不为0。撑，实际上，从上述:变量交乘项的回归系数来看，同总体上，证监会分红的"实质监管"并没能起到促有公司或非同有公司中股利实质监管政策的实行，都可进股权再融资上市公司企业价值(以lobinq衡量)提升的作以促进管理层激励与现金股利政策对企业价值的协同效用，进一步分析还可以发现实质监管"虚拟变量的应，但这一点在国有公司中显得更为明显些，尽管都不回归系数在1%水平上显著，说明2006年以后证监会等部显著。门对于上市公司分红的"实质监管"显著提高样本公司2.双重差分效应估计以tobinq衡量的企业价值水平seo的回归系数都为正，上文分析已经说明，高管货币薪酬变量(zlnacm)与股只有非国有公司组中不显著，说明相比于非再融资上市和j支付变量(zdps)和实质监管变量(year06)三者交乘项回囊Ii司骨髓、管理属戴晴与告司鹏稠赢篝-一醺盘方瞿回归蜡果归系数都为正数，并且在全样本下具有5%统计水平上的(1) (2) (3) (4) (5) (6) VARIABLES tobinq lobinq dps dps zlnacm zlnacm 显著性。这一结果总体t支持我们的假说H4-1，即货币性SeOO6 () ()’" (3创)'"的管理层激励与现金股利政策对企业价值的协同效应，year06 ω()'" ()…σ21)'" 事7现重辈分模型(DID)估计结果，回变量为seoyear06 ()’" ()’" ()’" (1) (2) (3) tobinq -28.部51()’" ()"舍金样本非国有固有组lobinq06 () () VARIABLESα)81 tslalα>el恼talα泪Istalzlnacm ()’" 拙()seo ()’’’ () ()’" zlnacm06 ()川(4ω)… year侃。8452() ()’" ()’" slze 以5()’" ()’" 1ω74 ()’" Seo'yea币 () () ()’ age ()时()’" zlnacm ()’ ()’" -0刷1() lev ()’ () -0.但27() dps ()川() ()川eps () lirst ()’" ()…-1.创04()’" roaw ()’" (附)'''创(-3即"lirslsq ∞()… ()川()川cps ()川shrz () O.∞10 ()" (-0部)WSa阳 份.64) (2凶)…()* duli (1.创() ()* dps () () lev () () ()’" size ()叫() ()dps06 () () WSatang ()川lesGro O.ω58 ()’" (5∞)'" (1.ω) crisis ()川()’" ()川hold ()’ Conslant 9.创57() 11创创()'" ()’" Constant ()’" ()’" ()川0H0MU4mH--R5u9 ，，m，、噜'i’Observalions 15,790 Observalions 17,411 17,411 17,411 <、，，uAdjR’ R-squar，创-2, ,,化Fnu, F 注z-statis怕到SIII阳帽咐嗣回:..p<, .. p<O.凶，’p< 证券济#;导报2015年4月号40
理论综介I 公司，融资公司以lohinq衡量的企业价值水平更高。整体上，我们的结果具有一定的可靠性。3.联立方程组回归结果结论由于公司价值、管理层激励与公司股利政策的内生性，我们使用由模型2、3、4组成联立方程，使用三阶针对中国分配股利的上市公司比例偏小，股利支付段最小二乘法来诫弱三变量相互作用的性质，考察管理率平均水平偏低的现象，中国证监会从2001年3月开始层激励与公司股利政策对企业价值的真实影响。结果到2013年止循序渐进地6次颁布系列股利监管政策文件，见表8。其中2006年以量化既往利润分红比例的方式直接将再融从表8的联立回归结果可以发现，在控制公司价资资格与之挂钩。值、管理层激励与公司股利政策间的联立性后，管理层这种半强制性分红监管政策，会怎样影响公司的股激励变量(zlnacm)回归系数为正且在1%统计水平上显著利决策呢?公司股利分配政策的决策者主要是公司内部不为0，公司股利政策变量(dps)回归系数虽然为正，但人，股利监管政策调整是再能使得管理层激励与现金股显著性水平超过10%，因此，总体上来看，管理层激励利政策之间的价值协同效应发生改变呢?换言之，监管习公司股利政策确实对公司价值产生正面影响。政策的，:1:\台是不是促进了公司高管激励与分红之间的正面联接呢?监管政策的调整是否使得管理层激励与公司稳健性检验价值之间的关系发生预期的"正能量"改善呢?针对上述实证结果，我们还进行了如下的稳健性检本文实证研究我罔系列半强制分红政策出台后，公验:(1)对于企业价值的衡量，我们对非流通股权市值用司管理层激励与现金股利政策之间的协同效应是否对政流通股股价代替，重新计算托宾值Q做了替换，重新进策调整做出反应，进一步考察了这种反应对公司价值产行了回归分析，结论保持不变。另外，我们还用期末净生的影响。有形资产作分母，重新计算托宾值Q做了替换，重新进我们发现，从总体上来看，货币性的管理层激励与行了回归分析，结论保持不变。(2)对于股利支付的衡现金股利政策对企业价值的协同效应，在实质监管后确量，我们使用股利支付率替代每股股利，重新进行了回实有明显的增加，不过应该注意的是，不管国有或非国归分析，结论保持不变。(3)对于企业负债水平的衡量，有公司，这一效应虽然存在，但并不是很明显。我们使用银行债务占总资产的比率对此变量做了替换，本文研究为新兴市场股利分配的政府监管政策制定然后重新进行了回归分析，结论保持不变。(4)对于高管或修改提供了新的经验证据，也为监管部门进一步理顺薪酬变量，我们用所有高管层平均薪酬的向然对数对此和完善我同上市公司分红机制提供了理论依据。股利l监变量做了替换，然后重新迸行了回归分析，结论保持不管政策实施的效果在一定程度上有赖于先行理顺t市公变。(5)对于企业规模的衡量，我们使用年末净资产的自司高管的激励机制，提高公司治理水平，特别应该注意然对数对此变革做了替换，然后重新进行了回归分析，防止控股股东间接淘空公司，侵害中小股东利益行为的结论保持不变。发生。 ;二工二三二至坦坠二二二÷ι工工工二:I[fl Fama, E., French, K.. 2001. Disappearing dividends: changing I坷陈冬华，陈信元，万华林.国有企业中的薪酬管制与在职消费firm characteristics or lower propensity to pay? J. Financ. Econ. 60, 01.经济研究，2创后，(02). 3[6J刘峰，贺建用'1，魏明海控制权、业绩与利益输送一一基于五-43. 121李常青.我国上市公司股利政策现状及其成阂。l中国工业经粮液的案例研究。l管理世界，2仙词，(08):102-110+118. 济，1999，171 j梁彤缕，陈泼，陈越坏，高管薪酬激励与现金股利政策的协同(09): 22-26 [31何基报.珑内外上市公司分红的差异及原因实证研究[R)效应一一来自中国上市公司的经验证据m.经济与管理研究，2014, 《深圳证券交易所研究报告), 2011年(02) :63-70. 141李常膏，魏志华.吴世农.半强制分红政策的市场反应研究UJ18J晏付秀，黄继承.经理激励、负债与企业价值UJ.经济研究，经济研究，2010，(03): 144-155 2011, (05): 46-60 证券有-i导报2015年4月号41
