管理层持股_股利政策与代理问题

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2024年3月22日发(作者：)

第10卷第3期

2011年4月

经济学(季刊)

ChinaEconomicQuarterly

Vol.10,No.3

April,2011

管理层持股、股利政策与代理问题

董　艳　李　凤

＊

摘　要　本文基于2004年至2009年沪市和深市所有发行A股

的公司数据,通过建立probit和tobit计量模型,从管理层持股和现

金股利政策角度讨论了委托代理关系。研究表明,管理层持股能够

增加现金股利支付倾向和力度,但是股权激励只有在持股水平相对

较高时才能发挥作用。所以只有进一步完善企业的管理者持股机制,

才能更有效地保护资本市场中小投资者的利益。

　　关键词　管理层持股,股利政策,代理问题

一、研究背景

委托代理关系是现代公司治理中最重要的问题之一。委托人(股东)追

求自己的财富最大化,而代理人(管理者)追求自己的工资津贴收入、奢侈

消费、被关注度和闲暇时间最大化。两者的利益存在一定的矛盾,如果缺乏

有效的监督和激励机制,代理人的行为———比如卸责、建造个人帝国、在职

消费过高和过度投资等———很可能最终损害委托人的利益,产生剩余损失。

对于上市公司而言,作为委托人的广大投资者,其收益通常由现金股利

和股票增值两部分构成,其中现金股利越来越受到投资者们的重视。而作为

代理人的高层管理人员,其自利行为可能会直接或间接影响到公司的现金股

利政策,因为管理者可能会出于自己的利益滥用企业现金流,比如高额在职

消费,投资净现值为负的项目等,而不是将资金以红利方式返给股东,从而

影响股东财富(Jenson,1986)。要缓解代理问题,必须建立一套良好的激励

机制和约束机制。普遍认为,管理层持股通过将股东利益与管理者利益相结

合的方式,可以缓解委托人与代理人之间的利益冲突,从而缓解自由现金流

西南财经大学经济与管理研究院。通信作者及地址:董艳,成都市光华村街55号西南财经大学经济与

管理研究院,610074;电话:;E-mail:dongyan1978@。本成果得到西南财经

大学“211”工程三期建设项目资助。

1

根据JensenandMeckling(1976)的研究,广义的代理成本由委托人的监督成本、代理人的担保成本和

剩余损失等三部分组成。委托人的监督成本,是指委托人计量或观察代理人行为的成本,以及对代理人

实施控制的成本。代理人的担保成本是代理人实施自我约束,以保证为委托人利益尽职勤勉的成本。所

谓剩余损失,指委托人因代理人代行决策而产生的一种价值损失,等于代理人决策和委托人在具有代理

人信息和才能情况下采取的效用最大化决策之间的企业价值差异。

＊

1

1016　

经济学(季刊)第10卷

问题。因此,从管理层持股和现金股利政策的角度讨论委托代理问题,具有

重要的理论意义和实际价值。

如果管理层持股在一定程度上能够缓解委托代理问题,那么管理层持股

对现金股利可能会有正的影响,因为管理层持股将管理者与股东的利益联系

在一起,这能够缓解自由现金流问题(FennandNellie,2001;White,

1996)。不过,国外大多数文献证明,管理层持股与现金股利之间呈负相关关

系(Roseff,1982;CrutchleyandHansen,1989;Jensenetal.,1992;

AgrawalandJayaraman,1994;ChenandSteiner,1999)。其理由为,管理

者手中持有大量自由现金流是危险的事情,而抑制滥用公司多余现金的最直

接有效的方法之一就是现金股利政策,通过把自由现金流量还给股东,可以

避免把自由现金流量浪费在低收益的项目上,它与债务、管理层持股一样都

具有减低股东代理成本的功效(Jensen,1986)。从某种程度上说,西方发达

国家把现金股利政策视为一种缓解代理问题的机制,它与其他缓解机制是替

代关系。

那么,中国企业管理者持股是否缓解了代理问题,对现金股利政策有促

进作用呢?从理论上说,现金股利的发放能够抑制自由现金流在低效率项目

上的浪费,那么,中国企业的股东是否将之视为缓解代理问题的机制呢?管

理者持股与现金股利政策之间在中国呈正向还是负向关系?或者这二者存在

非线性关系?这是本文试图回答的问题之一。

另一方面,由于中国存在大量的国有企业,中国企业的代理问题较国外

而言更加特殊。与私有企业相比,国有企业的代理成本更高,其根源在于

“多重代理”问题。我国国有股的真正股东是人民,委托政府行使股权,政府

派出代表进入上市公司董事会代理股权。作为初始委托人的全体人民由于高

度分散,因此缺乏实施直接监督和控制的行为能力。而作为主管国有企业的

上级单位或行政部门等政府单位的代理人尽管拥有国有企业的决策控制权,

但他们并不享受到对经理人员懈怠或追求超额报酬实施监督所得的收益,所

以他们也缺乏动力去实施频繁的监督行为,这导致国有企业经理的败德风险

更加严重(郁光华和伏健,1994)。在现实中,并不缺乏由于高层管理者追求

自身利益最大化而导致国企走向危机的案例,比如三九集团的财务危机,华

源集团的信用危机以及澳柯玛大股东资金侵占问题。平新乔等(2003)的研

究也表明,中国国有企业的代理成本,相当于60%—70%的利润潜力,也就

是说,在现存的国有企业体制下,代理成本使企业效率只达到了30%—40%。

从股利政策与管理层持股角度分析企业(包括国有企业)的委托代理问

题,国内文献相对不多,并且与国外主流观点有所不同。中国数据的实证研

究结果基本都得出了管理层持股与现金股利支付呈正相关关系的结论(廖理

和方芳,2004;陈振华和马永开,2005;杨汉明,2008)。

在已有文献的基础上,我们进一步探讨了现金股利政策与管理者持股的关

第3期董艳、李凤:管理层持股、股利政策与代理问题

1017　

系,其中,分析重点主要围绕以下两点进行:(1)在中国,管理者持股与现金

股利政策是替代机制,还是管理者持股能够提高现金股利?或者这二者是否

存在非线性关系?(2)对于不同类型的企业(国企与私企,股权集中度高与股

权集中度低的公司),这种影响是否具有不同特点?这对公司治理和国企改革

又有什么样的启示?与国内文献相比,我们的数据样本包括2004—2009年在

上海和深圳证券交易所上市的所有发行A股的公司,其他文献的样本均在

2005年之前,并且时间跨度也比较短。此外,我们采用的方法———probit和

tobit模型———与传统的OLS多元回归相比,更适合此类数据的分析和处理

(在模型部分有详细的解释)。

本文的第二部分介绍了研究股利政策与管理层持股的国内外文献;第三

部分描述了本文研究的数据样本以及模型中将用到的各种变量;在第四部分

中,我们将建立一个计量模型,通过probit和tobit方法研究管理者持股与股

利政策之间的关系,包括内生性分析和稳健性分析;第五部分为本文的结论

和政策建议。

二、相关文献综述

Roseff(1982)是最早将代理成本应用于股利政策的研究者。他认为现金

股利政策有助于降低代理成本,因为支付现金股利的政策会给管理者带来压

力,迫使管理者为他们的投资项目筹集外部资金,这样能够使股东观察到所

筹新资金的用途,减少管理者浪费在非盈利投资项目上的现金流。同时,他

用内部人持股比例和普通股股东的数量作为代理成本的替代,发现对于未受

管制的公司来说,股利支付水平与高层管理者持股水平之间存在显著负相关

关系。

此后,Easterbrook和Jenson拓展了现金股利代理成本理论,并确立了该

理论的基本思想。Easterbrook(1984)将公司的代理关系从经营者与股东之

间扩展到了债权人与公司(包括股东和管理者),并看到了现金股利政策对经

营者、股东和债权人利益的影响。他认为现金股利政策可能会使公司保持在

资本市场中,而资本市场可以使监督经营者的成本更低,现金股利政策还可

能有助于调整经营者和不同类别投资者所承担风险的水平,同时也是股东

(或股东与经营者合谋)将债权人的财富转移给股东的机制。Jenson(1986)

将“自由现金流”的概念引入了股利代理理论,他认为管理者手中持有大量

自由现金流是危险的事情,而抑制滥用公司多余现金的最直接有效的方法之

一就是现金股利政策,它与债务可视为替代机制。通过增加现金股利支付或

回购股票,把自由现金流量还给股东,可以避免把自由现金流量浪费在低收

益的项目上,因此,股利的支付有利于降低股东代理成本,提升公司价值。

基于Jenson(1986)的现金股利代理成本理论的思想,此后有大量的实

1018　

经济学(季刊)第10卷

证文献验证了这种观点,其中直接研究内部人(或管理者)的持股情况与现

2

金股利政策之间的关系是比较普遍的方法之一。从外文文献来看,主要观点

支持替代机制假说,即管理层持股与现金股利之间关系两者呈负相关关系

(Roseff,1982;CrutchleyandHansen,1989;Jensenetal.,1992;Agraw-

alandJayaraman,1994;ChenandSteiner,1999)。

与前面的文献的结论不同的是,有些学者则认为管理者持股能够提高股

利,因为管理者持股减少了自由现金流代理成本。FennandNellie(2001)认

为管理者持股可能会提高现金股利,因为管理层持股将管理者与股东的利益

联系在一起,这能够缓解自由现金流问题。在该文中,他们也用数据证明了

其观点,发现对于代理成本可能比较高(管理者持股水平较低,并且投资机

会较低或者自由现金流较高)的企业而言,管理者持股对现金股利政策有正

的影响。该论点与Mehran(1992),特别是Bergeretal.(1997)比较相似,

他认为报酬和股权激励通过缓解管理者与所有者的利益冲突,能够使管理者

更加最优化地使用杠杆。White(1996)发现,与股利支付直接相联系的管理

层报酬条款容易出现在管理层持股比例较低的公司,并且这种条款会使得股

利支付较高。她的这一研究间接佐证了管理层持股可以增加股利支付。

此外,SchooleyandBarney(1994)以及Farinha(2002)还发现管理者

持股与现金股利政策呈U形关系,在某一“自我保护水平”下,这两者可以

视为公司治理的替代手段,因此它们呈负相关关系,但当管理层的持股比例

超过这个“自我保护水平”之后,由于会产生额外的与“自我保护”相关的

代理成本,这时,管理者持股对现金股利的影响就是正的。

从外文文献来看,主要观点还是支持管理者持股与股利之间是替代机制。

与其相比,国内的相关研究比较有限,并且基于中国数据的实证研究结果与

国外主流文献有所差异。廖理和方芳(2004)对该问题进行了深入的讨论,

作者检验了管理层持股是如何减少公司内部的代理冲突的,尤其是管理层与

股东存在的自由现金流问题。通过实证研究他们发现,管理层持股对于高代

理成本公司的现金股利支付有着明显的提高作用,但是对于低代理成本公司

的作用不明显;对于高国有股比例公司,管理层持股与现金股利支付也呈正

相关。此外,陈振华和马永开(2005)采用多元回归法研究了派现与代理成

本之间的关系,他们认为管理者持股对股利应该有正的影响,但实证结果没

有发现这两者存在显著关系。杨汉明(2008)建立了现金股利与企业价值的

联立方程,用二阶段最小二乘法分析了我国特有的股权结构下二者之间的关

2

Baghat(1986)、Smith(1986)、HansenandTorregrosa(1992)、JainandKini(1999)等证明了Easterbrook

关于现金股利具有缓解代理问题作用的前提———公司再融资使管理者被迫接受外部股东、银行和市场等

的监督是存在的。

第3期董艳、李凤:管理层持股、股利政策与代理问题

1019　

系。研究结果表明,现金股利支付率与企业价值负相关、与管理层持股比例

正相关。

三、样本、变量与数据来源

　　本文所选取的研究样本包括在上海和深圳证券交易所上市的所有发行A

股的公司,样本区间为2004—2009年,统计周期为年,在剔除ST股票、金

融行业、缺失数据、每股收益和每股未分配利润为负

3

的样本之后,总样本量

为6021个,2004年到2009年期间的样本量分别为900,930,945,1037,

1073和1141个。所有数据均来源于深圳市国泰安信息技术有限公司所开发

的CSMAR数据库。表1为本文研究中所涉及变量的含义和计算方法。表2

为变量的统计性描述数据,为了减轻异常值的影响,我们对所有变量的最大

和最小的1%观察值进行了Winsorize处理。附表1为变量相关系数矩阵。在

下一小节中,我们将详细讨论这些变量。

表1　变量含义和计算方法

变量名

dividendummy

dividendps

dividendyield

dividendratio

manager

managersq

managerdummy

fcf

MBA

salesgrowth

ntrshare

herfindahl

state

eps

lnasset

debt

ipoyear

变量含义

是否发放股利

每股股利(税前)

股利收益率

股利派发率

高管持股比例

高管持股比例二次项

高管是否持股

自由现金流

净值市价比

营业收入增长倍数

非流通股比例

赫芬达尔指数

是否国有

每股收益

资产规模

资产负债率

上市年限

发放股利为1,否则为0

每股发放的股利(单位:元);如果公司在某年发放股利的

次数大于1,则将这些股利相加

每股股利/每股股价×100(单位:%)

每股股利/每股收益×100(单位:%)

高管持股股数/总股数×100(单位:%)

高管持股比例的平方

高管持股取1,否则取零

经营活动中所产生的现金流净额/总资产×100(单位:%)

(资产账面价值-权益账面价值×流通股比例+流通股本

×股票收盘价)/资产账面价值

(当期营业收入-上期营业收入)/上期营业收入

非流通股股数/总股数×100(单位:%)

前5大股东持股比例的平方和

国有为1,否则为0

净利润/总股数(单位:元)

总资产的自然对数

总负债/总资产×100(单位:%)

公司上市年限

计算方法

3

根据红利分配的原则,盈利为负或者未分配利润为负(以前年度亏损未完全弥补)的企业没有资格发放

股利,因此本文将这些样本剔除,以避免它们对回归结果的影响。

1020　

经济学(季刊)第10卷

　　在本文中,我们将公司发放股利的情况统计为4种指标,分别为是否发

放股利,每股股利,股利派发率以及股利收益率。是否发放股利衡量的是公

司发放股利的倾向,发放了股利取值为1,否则为0;每股股利是指税前每股

股利

4

,它衡量的是股东从每股股票上获得的股利数额;股利派发率等于每股

股利除以每股收益,该指标体现了公司向股东发放的股利数额占当年净利润

的比例;股利收益率等于每股股利除以每股股价,它反映了股东的股利收益

相对于资本收益的大小。在总体样本中,平均而言,有55.58%的公司

5

发放

了股利,股利派发率为22.79%,每股股利将近0.067元,股东的股利收益率

为0.75%(参见表2)。

表2　变量统计性描述

变量

dividendummy

dividendps

dividendyield

dividendratio

manager

managerdummy

fcf

salesgrowth

MBA

ntrshare

herfindahl

state

eps

lnasset

debt

ipoyear

观察数

6026

6026

6026

6026

6026

6026

6026

6026

6026

6026

6026

6026

6026

6026

6026

6026

均值

0.5558

0.0673

0.7510

22.7933

0.3395

0.6543

6.3412

18.8366

1.5046

46.2509

0.1896

0.6311

0.2999

21.6096

47.9403

10.5840

标准差

0.4969

0.0805

0.9127

25.4783

0.8475

0.4756

5.8241

0.4365

18.5523

0.1087

0.4825

0.2262

0.8586

15.0239

3.4100

最小值

0.0000

0.0000

0.0000

0.0000

0.0000

0.0000

-2.7818

1.0526

11.6348

0.0521

0.0000

0.0400

20.3914

23.5552

6.0000

前20%

0.0000

0.0000

0.0000

0.0000

0.0000

0.0000

0.9516

-1.0393

1.1170

28.5144

0.0809

0.0000

0.0868

20.7501

32.0457

7.0000

前40%

0.0000

0.0000

0.0000

0.0000

0.0013

1.0000

4.5541

10.8304

1.2624

44.2225

0.1353

1.0000

0.1800

21.2867

44.1831

9.0000

前60%

1.0000

0.0600

0.6798

26.3158

0.0205

1.0000

7.6694

22.0469

1.4749

54.7665

0.2063

1.0000

0.3100

21.7817

53.8820

12.0000

前80%

1.0000

0.1500

1.6768

50.0000

0.1253

1.0000

12.0884

38.9107

1.8939

63.9659

0.3028

1.0000

0.5118

22.4741

63.3895

14.0000

最大值

1.0000

0.2300

2.5773

70.0000

2.7935

1.0000

15.9821

58.1646

2.3971

70.0967

0.3801

1.0000

0.7381

23.0704

69.2247

16.0000

21.7516-12.9329

　　注:为了减轻异常值的影响,我们对所有变量的最大和最小的1%观察值进行了Winsorize处理。

本文中的管理者是指公司高级管理人员,包括总经理、副总经理、总工

程师、总经济师、总会计师、董事会秘书等。高管持股比例为高级管理人员

所持有公司股票数量占公司总股数的比例。当高级管理人员在董事会有兼任

情况时,不重复计算持股数量。在总体样本中,高管持有股份的样本有3943

个,占到总体样本的65.43%,其中高管持股比例平均约为0.5188%。

4

在后面的模型部分,我们同样也使用了税后每股股利,研究结果与税前每股股利并无统计上的显著

差异。

5

这里的公司数目包括重复计算的情况,例如,X公司在2003年、2004年和2007年发放了股利,那么计

算时统计为3个公司,后面的计算方式相似。

第3期董艳、李凤:管理层持股、股利政策与代理问题

1021　

四、模型设计与回归结果分析

(一)模型的设计

　　在上一小节中已经提到,本文将发放股利的情况统计为4种指标———是

否发放股利,每股股利,股利派发率以及股利收益率。为了分析管理者持股

与股利政策之间的关系,根据这些指标的特点,我们设立probit和tobit计量

模型。是否发放股利指标为虚拟变量,因此可使用probit模型,用以检验管

理者持股对股利发放倾向的影响。由于股利分配决策分为两步,第一步决定

是否发放股利,如果要发放,第二步才决定发放额度。从其余3个指标的取

值来看,它们虽然都是连续变量,但其取值要么为0值,要么大于0。倘若采

用最小二乘法容易导致不一致的回归结果,倘若仅使用发放股利的企业样本

又会产生样本选择问题,损失大量的信息。因此,本文运用tobit回归模型,

检验管理者持股对股利发放力度的影响。计量模型设计如下:

9

P(dividendummy

it

=1|X)=α

0

+α

1

managerdummy

it

+

∑

β

jt

control

jt

j=1

112008

k=2004

　　+

∑

γ

m

industry

m

+

m=1

∑

δyear

kk

,

9

(1)

P(dividendummy

it

=1|X)=α

0

+α

1

manager

it

+α

2

managersq

it

+

∑

β

jt

control

jt

j=1

11

m

industry

m

+

　　+

∑

γ

m=1

＊

2008

k=2004

year

∑

δ

kk

,

9

j=1

(2)

dividendps

it

=α

0

+α

1

managerdummy

it

+

∑

β

jt

control

jt

112008

k=2004

　　　　　　+

∑

γ

m

industry

m

+

m=1

＊

∑

ηyear

kk

+u

it

2

,(3)

dividendps

it

=max(0,dividendps

it

),　u|X～(0,δ

)

dividendps

＊

it

9

=α

0

+α

1

manager

it

+α

2

managersq

it

+

∑

β

jt

control

jt

j=1

112008

k=2004

　　　　　　+

∑

γ

m

industry

m

+

m=1

＊

∑

ηyear

kk

+u

it

,(4)

2

dividendps

it

=max(0,dividendps

it

),　u|X～(0,δ)

其中,dividendummy为是否发放股利,dividendps为每股股利。在模型(3)、

(4)中,因变量dividendps还可以替换为股利收益率dividendyield或者股利派发

率dividendratio。managerdummy为高管是否持股,manager为高管持股比例,

1022　

经济学(季刊)第10卷

managersq为高管持股比例的二次项,以检验是否存在非线性关系。在模型(1)

和(3)中,我们主要关注高管持股与否对股利政策的影响,因此回归样本

为全部样本;在模型(2)和(4)中,我们主要关注高管持股比例对股利

政策的影响,因此回归样本为高管持股比例大于零的样本。industry为行业

虚拟变量

6

,year为年份虚拟变量。control为影响股利政策的其他控制变量。

对于这些控制变量的选取,我们结合国内外有关股利政策的研究,最终确定

了4类指标,包括自由现金流指标、成长性指标、盈利指标、融资成本指标

以及股权结构指标。

1.盈利指标

与国外发达资本市场不同,我国现金股利没有固定的支付目标,不具有

稳定性和连续性,而企业盈利情况是发放股利的基本前提。盈利越高,发放

股利的倾向和力度就越大。盈利指标有很多,例如资产收益率、权益收益率

和每股收益。但前两者与资产规模和资产负债率的相关系数比较高,因此,

我们选用每股收益(eps)来衡量盈利水平。

2.自由现金流指标

根据股利代理理论,企业现金流越多,成长性越低,管理者滥用资金过

度投资的可能性就越大,企业在股利上能够享受更高的利益。因此,自由现

金流越多的企业,发放股利的倾向或者力度就越大。按照Jenson(1986)的

定义,自由现金流是指超过净现值为正的项目融资成本的现金流。衡量企业

自由现金流的指标有营业收入(OI)、息税折旧前利润(EBITDA)、经营活

动产生的现金流净额(NOC),或者NOC减去利息费用。FennandNellie

(2001)指出,OI和EBITDA并没有反映投资净现值为正的项目所承受的必

要费用,而NOC也可能会由于企业投资净现值为负的项目而使该指标出现偏

差。通过检验这些代理变量,他发现EBITDA与NOC的回归结果是一致的,

而NOC减去利息费用的回归结果与NOC相似。因此,我们采用Fennand

Nellie(2001)的方法,用经营活动产生的现金流净额除以资产(fcf)来衡量

企业自由现金流。

3.成长性指标

成长性越高的企业,股利发放倾向和发放力度可能越小,因为将资金用

于投资的收益大于股利带来的收益。衡量成长性指标的有营业收入增长率

(salesgrowth)、托宾Q和净值市价比(market-to-bookassetratio,MBA)。

6

根据2001年中国证监会公布的《上市公司行业分类指引》,上市公司被分为A—M共13类行业,本文

样本不含金融保险类公司。此外,由于C类制造业占据了总体样本的近58%,因此,我们还将制造业公

司进一步分类,最终控制了20个行业变量。

第3期董艳、李凤:管理层持股、股利政策与代理问题

1023　

托宾Q是公司资产的市场价值与公司预期的资产重置价值的比值,但是这一

指标在国内不容易衡量,因为很多资产的重置价值无法计算。鉴于此,托宾

Q

7

在中国市场不太适用。在模型中,我们拟引入两个成长性指标,sales-

growth和MBA。由于我国存在流通股和非流通股的情况,因此需要将MBA

指标进行调整(廖理和方芳,2004)。公式如下:

MBA=

资产账面价值-权益账面价值×流通股比例+流通股本×每股股价

.

资产账面价值

　　4.融资成本指标

Rozeff(1982)认为,企业的股利政策是股利的边际效益(代理成本的

减少)和边际成本(融资成本的增加)的权衡结果。融资成本越低的企业,

其股利发放倾向和发放力度可能越大。本文用资产规模(lnasset)和资产负

债率衡量企业的融资成本。资产规模越大,意味着更稳定的现金流,不对

称信息也更少,因此,融资成本更低(SmithandWatts,1992;Oplerand

Titman,1993)。资产负债率越小,债务负担越轻,融资成本就更低。同时,

债务也被视为缓解现金流的替代机制(Jenson,1986;CrutchleyandHan-

sen,1989;Jensenetal.,1992等),因此,资产负债率越大,股利发放就

越少。

5.股权结构

根据“利益侵占假说”,股权越集中的企业,越倾向于发放现金股利,将

之作为隧道挖掘的一种工具,从上市公司转移资金(ShleiferandVishny,

1986,1997;EdwardsandWeichenrieder,1999;GuglerandYurtoglu,

2001;Benjaminetal.,2002;易颜新等,2006;唐跃军和谢仍明,2006;党

红,2006)。鉴于我国存在非流通股问题,而非流通股股东不能获得资本得

利,只能获取股利,因此,非流通股比例越大的企业,股利发放倾向和发放

力度可能越大(原红旗,2004;党红,2006)。此外,我们还纳入了最终控制

人性质,是否为国有企业(state)。吕长江和王克敏(1999)的研究发现,国

有及法人控股比例越低,公司的独立发展意识就越强,越倾向于将利润留

存于未来的发展,公司就越易于采取股票股利替代现金股利的分配政策。

(二)回归结果分析

表3为probit和tobit模型的回归结果。由于篇幅问题,我们没有将行业

和年度控制变量的回归结果显示在表3和表4中。

7

事实上,我们将MBA变量更替为托宾Q时,回归结果表明托宾Q的系数不显著。

1024　

经济学(季刊)

表3　模型回归结果———高管是否持股(全部样本)

第10卷

样本量6026

被解释变量

解释变量

managerdummy

fcf

MBA

salesgrowth

herfindahl

ntrshare

state

eps

lnasset

debt

变量含义

高管是否持股(?)

引入IV

自由现金流(+)

引入IV

资产市净率(-)

引入IV

probit

dividendummy

是否发放股利

0.1819

＊

0.1134

＊

＊＊

0.0041

＊

＊＊

0.0042

＊

tobit1

dividendps

每股股利

0.0129

＊＊

＊＊

0.0091

＊

＊＊

0.0007

＊

＊＊

0.0007

＊

tobit2

dividendyield

股利收益率

0.1831

＊

0.0904

＊

＊

0.0098

＊＊

＊

0.0103

＊＊

＊＊＊

(0.2571)

tobit3

dividendratio

股利派发率

＊

4.4860

＊＊

＊

3.0914

＊＊

＊

0.1953

＊＊

＊

0.2180

＊＊

(0.0043)

(0.0226)

(0.0029)

(0.0006)

(0.0000)

(0.0000)

＊＊

0.0250

＊

＊

(0.0189)

＊＊

0.0003

＊

＊＊

0.0003

＊

＊＊

0.0068

＊

＊＊

0.0054

＊

＊＊

0.1505

＊

＊＊

0.1509

＊

＊＊

0.0059

＊

＊＊

0.0103

＊

＊＊＊

(0.0006)

＊＊＊

(0.0006)

(0.2442)

(0.6244)

(0.0173)

(0.0052)

＊

7.9236

＊

＊

(7.8107)

＊

0.1451

＊＊

＊

0.1420

＊＊

＊

2.9254

＊＊

＊

2.3743

＊＊

＊

12.5827

＊＊

＊

13.2372

＊＊

＊

2.3448

＊＊

＊

3.9720

＊＊

＊＊＊

(0.1999)

＊＊＊

(0.2186)

(0.2371)

＊＊＊

＊＊

营业收入增长率(-)(0.001)

＊

引入IV

(0.0007)

＊

赫芬达尔指数(+)

0.2304

＊

(0.0006)

(0.0003)

＊

0.3753

＊＊

引入IV

非流通股比例(+)

引入IV

是否国有(+)

引入IV

每股收益(+)

引入IV

资产规模(+)

引入IV

资产负债率(-)

引入IV

＊＊

(0.2090)

＊＊

0.0022

＊

＊＊

0.0022

＊

＊＊

0.0715

＊

＊＊

0.0523

＊

＊＊

0.9827

＊

＊＊

0.8920

＊

＊＊

0.0697

＊

＊＊

0.0952

＊

＊＊＊

(0.0042)

＊＊＊

(0.0041)

0.0338

＊＊

0.0008

0.0007

＊

0.0813

＊＊

＊

0.0691

＊＊

＊

1.1694

＊＊

＊

1.1819

＊＊

＊

0.0686

＊＊

＊

0.1051

＊＊

＊＊＊

(0.0077)

＊＊＊

(0.0082)

　　注:(1)每个变量的系数为边际效应,括号表示负值。被解释变量含义中括号为预期回归系数符号。

＊＊

(2)

＊

表示在1%的显著性水平下显著,

＊＊

表示在5%的显著性水平下显著,

＊

表示在10%的显著

性水平下显著。

(3)第二行为引进管理者持股比例的IV之后的边际效应。

表4　模型回归结果———高管持股比例(只包含高管持股的样本)

样本量3943

被解释变量

解释变量

manager

managersq

fcf

MBA

salesgrowth

herfindahl

ntrshare

变量含义

高管持股比例(?)

probit

dividendummy

是否发放股利

＊＊

0.2991

＊

＊＊

0.1929

＊

＊＊＊

manager的平方(-)(0.0897)

tobit1

dividendps

每股股利

＊＊

0.0259

＊

＊＊

0.0162

＊

＊＊＊

(0.0070)

tobit2

dividendyield

股利收益率

＊

0.3696

＊＊

tobit3

dividendratio

股利派发率

＊

11.8899

＊＊

＊

6.3312

＊＊

＊＊＊

(3.4990)

0.1197

＊

＊＊＊

(0.1150)

引入IV

自由现金流(+)

引入IV

资产市净率(-)

引入IV

营业收入增长率(-)

引入IV

赫芬达尔指数(+)

引入IV

非流通股比例(+)

引入IV

0.0222

＊＊

0.0059

＊

＊＊

0.0066

＊

0.0008

＊＊

0.0009

＊

＊＊

0.0010

＊

(0.0158)

＊

0.0122

＊＊

＊

0.0125

＊＊

＊＊＊

(0.2541)

＊＊＊

(0.2679)

(0.0001)

(0.0000)

0.3359

＊＊

＊

0.4397

＊＊

0.0011

0.0000

0.2869

＊

0.3021

＊＊

＊

0.3307

＊＊

(0.0177)

(0.0086)

(0.0005)

(0.0004)

0.1332

＊

0.3601

＊

＊＊

0.0030

＊

0.0012

＊

(0.0025)

＊

(0.0051)

(0.0000)

(0.0000)

0.0213

＊

＊＊

0.0387

＊

＊＊

0.0003

＊

0.0002

＊

0.5884

0.4793

(0.0034)

(0.0020)

4.0273

＊

11.4609

＊

＊

0.1670

＊＊

＊

0.0993

＊

第3期董艳、李凤:管理层持股、股利政策与代理问题

1025　

(续表)

样本量3943

state

eps

lnasset

debt

是否国有(+)

引入IV

每股收益(+)

引入IV

资产规模(+)

引入IV

资产负债率(-)

引入IV

Probit

＊＊

0.0765

＊

＊＊

0.1275

＊

＊＊

0.9472

＊

＊＊

0.8881

＊

＊＊

0.0715

＊

＊＊

0.0835

＊

＊＊＊

(0.0037)

＊＊＊

(0.0036)

tobit1

＊＊

0.0077

＊

＊＊

0.0119

＊

＊＊

0.1557

＊

＊＊

0.1512

＊

＊＊

0.0086

＊

＊＊

0.0091

＊

＊＊＊

(0.0006)

＊＊＊

(0.0006)

tobit2

＊

0.0757

＊＊

＊

0.0939

＊＊

＊

1.2359

＊＊

＊

1.2231

＊＊

＊

0.0856

＊＊

＊

0.0872

＊＊

＊＊＊

(0.0080)

＊＊＊

(0.0080)

tobit3

＊

3.2333

＊＊

＊

4.9860

＊＊

＊

11.5259

＊＊

＊

9.5823

＊＊

＊

3.3753

＊＊

＊

3.6116

＊＊

＊＊＊

(2.2052)

＊＊＊

(2.2005)

　　注:(1)每个变量的系数为边际效应,括号表示负值。被解释变量含义中括号为预期回归系数符号。

＊＊

(2)

＊

表示在1%的显著性水平下显著,

＊＊

表示在5%的显著性水平下显著,

＊

表示在10%的显著

性水平下显著。

(3)第二行为引进管理者持股比例的IV之后的边际效应。

1.管理者持股

关于高管持股与股利政策之间的关系,存在两种效应。如果说股利政策

被视为缓解股东管理者之间代理成本的一种手段,那么股利政策与管理层持

股有可能呈替代关系,因为管理层持股同样可以缓解代理问题(Easterbrook,

1984)。另一方面,管理层持股使得管理者与股东利益趋于一致,因此管理者

更倾向于发放股利,而不是滥用资金,将其投资在净现值(NPV)为负的项

目。所以,从这种层面上说,管理者持股对股利应该有促进作用。

从表3中可以看到,高管是否持股(managerdummy)对股利发放倾向和

股利发放力度都有显著正影响,高管持有股份的企业比高管没有持股的企业

股利发放倾向高出0.1819,每股股利增加0.0129元,股利收益率增加

0.1831,股利派发率增加4.4860。从表4中可以看到,高管持股比例(man-

ager)与股利政策有显著的正向关系,高管持股比例越高,股利发放倾向和发

放力度越大。在其他条件相同的情况下,高管持股比例每增加1个百分点,

企业股利发放倾向就会增加29.91个百分点,每股股利增加0.0259元,股东

股利收益率增加0.3696个百分点,企业股利派发率增加11.8899个百分点。

显然,从数据回归结果来看,在中国,管理者持股与股利政策之间呈正

向关系。在其他条件相同的情况下,包括自由现金流,投资机会和融资成本

等,高管持股比例越高,企业发放股利的倾向和力度就越大,说明管理者持

股能够缓解自由现金流代理问题。这与FennandNellie(2001)的观点是一

致的。他们认为,Rozeff(1982)发现的管理层持股与股利政策为替代关系,

其前提是股利的最优水平是建立在股权激励的条件之上,从而忽视了股利水

平是如何决定的。

从股利决策的公司程序上讲,管理者是不能直接影响股利政策的,除非

持股比例达到足够的水平。但管理者可以间接影响股利政策,比如通过夸大

投资收益,拟订并购或者大规模投资计划,以最大化自身利益。而管理者持

股能够让管理者在滥用资金所带来的利益与由股利或股权带来的利益之间进

1026　

经济学(季刊)第10卷

行权衡,这在一定程度上可以缓解自由现金流问题。

但是,股利政策是一个极其复杂的过程,既有公司未来发展与股东当前

收益之间的权衡,也涉及大股东与小股东、股东与管理者之间的利益博弈。

高管持股变量的回归系数为正,只能说明管理者持股能够减少代理成本,并

且,这种效应可能超过了替代机制效应。之所以出现这样的结果,其中一个

原因可能是由于我国企业的管理层持股水平还比较低。在管理者持股的企业

样本中,管理层持股数平均只占总股数的0.5188%,而美国标准普尔指数中

的上市公司在1993—1997年的管理者所持有的股票和股权比例就分别达到了

5.9%和2.3%(FennandNellie,2001)。虽然实证结果显示,我国股权激励

能够在一定程度上缓解代理问题,但低水平的高管持股比例所起到的作用是

有限的。所以,尽管随着高管持股比例的增加,上市公司也没有因此而降低

现金股利政策。此外,这两者之间的不存在替代关系可能还出于一个原因,

我国上市公司很少把股利政策视为缓解代理问题的机制。从我国研究现金股利

政策的文献,特别是实证文献来看,主要还是支持“利益侵占”假说,认为股

利政策是大股东剥削小股东利益的工具(参见唐跃军和谢仍明,2006;马曙光

等,2005;邓建平等,2007等)。

另外,相关文献的研究还发现,管理层持股会产生两种效应:利益趋同

效应(interestconvergenceeffects)和盘踞固守效应(entrenchmenteffects)。

前者表明,管理层持股有助于降低公司的代理成本,增加公司价值。后者则

认为,如果管理层持股过多,随着其控制权力的上升,外界对他们的有效约

束也会减弱。此时,管理者可以在更大范围内以其他股东的利益为代价,通

过追求自利目标而不是公司价值目标来实现自身福利最大化(Demsetz,

1983;FamaandJensen,1983;Morcketal.,1988)。蔡吉甫(2009)基于

中国上市公司的数据,研究发现管理层持股能够减轻上市公司的过度投资行

为,且与过度投资自由现金流量敏感性在形式上呈U形的曲线关系。基于这

些研究,我们预期管理层持股对股利政策的影响可能为倒U形。本文的回归

结果显示,高管持股比例的二次项managersq系数显著,这验证了管理层持

股与股利政策之间确实呈倒U形关系。在管理层持股比例较低阶段,管理层

持股能够缓解自由现金流代理问题,提高股利,但随着持股比例的增加,这

种效应会逐渐减少,一旦超过某个临界值时

,反而会失去了其应有的激励作

用,使管理者可以在更大范围内以其他股东的利益为代价实现自身福利最大

化。此外,倒U形关系的右半部分还可以由替代效应来解释,即随着高管持

股比例的增大股利会减少。

8

8

根据模型回归结果,初步计算的持股比例临界值分别为1.7168,1.8881,1.6622和1.7448。但由于这

里的分析没有考虑持股比例的内生性,因此这个比例不作为本文正式提出的评判标准。

第3期董艳、李凤:管理层持股、股利政策与代理问题

1027　

2.管理者持股的内生性。

在前面部分,我们假设管理者持股是一个外生变量,然而它可能是内生

的,管理者持股与股利政策可能是同时决定的经济变量,它们是解决潜在代

理问题的替代机制(Rozeff,1982)。另外,在前面(1)式和(2)式的残差

项中,可能存在与管理者持股变量相关的因素,并且这些因素我们也许无法

观测到,例如潜在的投资机会(SmithandWatts,1992)。管理者持股的内生

性会对我们的结果产生两种影响。首先,模型中的回归系数可能是有偏的,

其次,管理者持股与股利政策之间的因果关系很难确定(FennandNellie,

2001)。解决这一问题的办法是找到管理者持股的工具变量(instrumentvari-

able)。这个工具变量需要满足两个条件,首先它是决定管理者持股的外生变

量,其次它不会影响股利政策的变化。一个较好的办法是找到一个影响管理

者持股的历史变量,而历史变量是过去的信息,从理论上说它不会影响今后

的股利政策。沿着这个思路,我们将公司上市年限作为工具变量。公司上市

年限越长,管理者持股比例可能越小,因为管理者所持有的股份通常有一个

禁售期,在这期间所持股票不能在公开市场上进行交易,禁售期过后,管理

者可以通过股票交易获取资本利得。另一方面,公司上市年限不会直接影响

股利政策,即使有影响也是通过非流通股比例这个变量,因为公司上市年限

越长,非流通股比例越小,进而影响股利政策。对于高管是否持股这个虚拟

变量,上市年限越长,高管是否持股的倾向可能越大,因为公司所有者通过

股权激励来解决代理问题的意识可能增强。

鉴于此,我们首先有必要检验管理者持股的内生性(检验方法参见Smith

andBlundell,1986;RiversandVuong,1988)。检验模型如下:

probit检验模型:

9

dividendummy

11

＊

it

=α

0

+α

1

managerdummy

it

+β

jt

control

jt

∑

j=1

2008

k=2004

　　+

∑

γ

m

industry

m

+

m=1

9

∑

δyear

k

jt

k

+θ

1

v

it

+e

it

,

11

managerdummy

it

=

2008

∑

β

j=1

control

jt

+

∑

γ

m

industry

m

m=1

　　+

k=2004

∑

δyear

kk

＊

+η

1

ipoyear+v

it

,

＊

dividendummy

it

=1[dividendummy

it

>0],

dividendummy

11

＊

it

9

(5)

=α

0

+α

1

manager

it

+α

2

managersq

it

+

∑

β

jt

control

jt

j=1

2008

k=2004

　　+

∑

γ

m

industry

m

+

m=1

∑

δyear

kk

+θ

1

v

it

+e

it

1028　

经济学(季刊)

911

jt

第10卷

manager

it

=

∑

β

j=1

＊

control

jt

+

∑

γ

m

industry

m

m=1

kk

2008

　+

k=2004

∑

δyear+η

1

ipoyear+v

it

,

＊

dividendummy

it

=1[dividendummy

it

>0].

　　tobit检验模型:

y

＊

it

9

j=1

11

m=1

(6)

=α

0

+α

1

managerdummy

it

+

m

industry

m

∑

β

jt

control

jt

+

∑

γ

2008

+

k=2004

∑

η

year

kk1

v

it

+e

it

,+θ

911

jt

managerdummy

it

=

∑

β

j=1

control

jt

+

∑

γ

m

industry

m

m=1

kk

2008

+

k=2004

＊

∑

δyear+η

1

ipoyear+v

it

,(7)

y

it

=max(0,dividendps

it

),

y分别为dividendps,dividendyield和dividendratio;

y

＊

it

9

j=1

11

m=1

=α

0

+α

1

manager

it

+α

2

managersq

it

+

m

industry

m

∑

β

jt

control

jt

+

∑

γ

2008

+

k=2004

∑

η

year

k

9

k1

v

it

+e

it

+θ

112008

k=2004

manager

it

=

∑

β

j=1

jt

control

jt

+

∑

γ

m

industry

m

+

m=1

＊

∑

δyear

kk

+η

1

ipoyear+v

it

,

y

it

=max(0,dividendps

it

),

y分别为dividendps,dividendyield和dividendratio。

检验结果见表5。

表5　对管理者持股变量的内生性检验

检验变量:管理者持股比例

工具变量:上市年限

θ

1

的回归系数

θ

1

的z或t统计量

θ

1

的p值

IV的回归系数

IV的z或t统计量

IV的P值

dividendummy

-0.339

-3.100

0.002

-0.0688

-20.99

0.000

dividendps

-0.027

-7.340

0.000

-0.0688

-20.99

0.000

dividendyield

-0.220

-4.330

0.009

-0.0688

-20.99

0.000

(8)

dividendratio

-10.484

-3.870

0.000

-0.0688

-20.99

0.000

第3期董艳、李凤:管理层持股、股利政策与代理问题

1029　

(续表)

检验变量:管理者是否持股

工具变量:上市年限

θ

1

的回归系数

θ

1

的z或t统计量

θ

1

的p值

IV的回归系数

IV的z或t统计量

IV的P值

dividendummy

1.1245

4.66

0.000

0.0894

14.06

0.000

dividendps

0.0941

6.28

0.000

0.0894

14.06

0.000

dividendyield

0.8100

4.30

0.000

0.0894

14.06

0.000

dividendratio

36.3673

6.01

0.000

0.0894

14.06

0.000

　　无论是在probit模型还是tobit模型中,θ

1

的回归系数都显著,说明管理

者持股确实是内生的。而第一阶段的IV回归系数显著,说明不存在“弱工具

变量”问题。因此,我们考虑引入工具变量以解决管理者持股的内生性,方

法采用极大似然估计法(MLE),估计结果见前文表3、表4,第一阶段回归

结果参见附表2。

从表3、表4可以观察到,在引入工具变量之后,管理者持股对股利政策

仍然有显著的正影响,只是边际效应的程度减弱了。另外,在引入工具变量

之后,结构方程中管理者持股比例变量的二次项系数的方向有些发生改变,

并且不再显著,说明在考虑管理者持股变量的内生性之后,倒U形关系不成

立了。

3.国有企业与股权集中

为深入分析管理者持股与股利政策之间的关系,我们还将总体样本按照

实际控制人性质和股权集中度进行分类,分别进行回归(模型同前)。是否国

有变量(state)为1的,被划为国有企业,否则为私营企业;股权集中度

(herfindahl)大于中位数的,被划为股权集中度高的企业,否则为股权集中

度低的企业。

自由现金流代理理论的研究背景是基于股权较为分散的公司背景,在这

类公司中,主要的代理问题产生在股东与管理者之间,因此,对于股权集中

度较低的企业,高管持股对股利政策应该有显著的正向影响。相比而言,在

股权集中度较高的公司,主要的代理问题产生在大股东与小股东之间,高层

管理人员也是由大股东指定,他们的行为在很大程度上与大股东的利益是一

致的。因此,对于股权高度集中的企业,股利政策的博弈应该更适合“利益

侵占假说”。从表6也可以看出,股权集中度高的企业,高管持股(比例)对

股利发放倾向、每股股利以及股利收益率均没有显著影响

9

,对于股利派发率

虽然有显著影响,但其影响幅度也远远小于股权集中度低的企业。

9

高管是否持股对每股盈利的影响也只是在10%的显著性水平下显著。

1030　

经济学(季刊)

表6　高管持股与股利政策———不同企业类型

第10卷

股利政策指标

dividendummy

dividendps

dividendyield

dividendratio

dividendummy

dividendps

dividendyield

dividendratio

著性水平下显著,

＊

私营企业

＊

0.1748

＊＊

＊

0.0143

＊＊

＊

0.0904

＊＊

＊

5.5747

＊＊

国有企业

高管持股比例

0.2970

0.0179

＊＊

0.1353

＊

6.8720

＊＊

高管是否持股

0.0365

0.0169

＊＊

0.1412

＊＊

＊

4.9562

＊＊

＊＊＊

表示在

股权集中度高

0.0900

0.0041

0.0763

5.5965

＊＊

0.0212

0.0087

＊

0.0488

2.0059

＊

股权集中度低

＊

0.2194

＊

＊＊

0.0154

＊

0.1069

＊

＊＊

6.8233

＊

0.1248

＊

＊＊

0.0082

＊

＊＊

0.0735

＊

＊＊

2.4098

＊

0.1092

＊

＊

0.0132

＊

0.1308

＊

＊＊

5.7684

＊

＊＊

表示在

　　注:表中为引入IV时高管持股变量的边际效应,

表示在10%显著性水平下显著。

1%显著性水平下显著,5%显

从股权集中度的视角分析,国有企业的股利政策似乎应与股权集中度高

的企业情况相似,因为国企的股权集中度相对私企来说更高一些。在我们的

样本中,国企股权集中度的均值为0.2097,中位数为0.1987,而私企股权集

中度的均值为0.1550,中位数为0.1263。然而,表6的回归结果显示,国有

企业高管持股(比例)虽然对股利发放倾向没有显著影响,但对股利发放力

度的影响明显要大于私有企业,这与股权集中度高的企业情况截然不同。探

究其原因,这是由于国企的“所有权缺位”所导致的。我国国有股的真正股

东是人民,委托政府行使股权,政府派出代表进入上市公司董事会代理股权,

而多级的政府科层管理体制和多级代理人结构使得所有者不明确,对公司疏

于管理,这种现象会加重管理层与股东的代理冲突。而且,政府对其代理者

的激励不足

10

,最后可能会形成“内部人控制”。因此,在国有企业代理问题

更严重的情况下,国企管理者持股对减低代理成本的作用(从而对股利政策

的影响)比私营企业更明显一点。在第三部分的模型回归结果中,我们也发

现,国有企业的股利发放倾向和发放力度较私企更大。除了前面提到的“示

范作用”,还有一个原因可能是由于国企代理问题更严重,希望通过股利政策

来减少自由现金流的代理成本。

4.其他解释变量

如前面所预期的,每股收益(eps)、资产规模(lnasset)、自由现金流

(fcf)、赫芬达尔指数(herfindahl)与股利政策的4种指标均呈显著的正向关

系,而资产负债率(debt)与这些指标均有显著的负向关系。净值市价比

(MBA)对股利发放倾向没有显著影响,但对股利收益率有显著负影响。而营

业收入增长率(salesgrowth)几乎对股利政策没有显著影响。非流通股比例

10

在本文样本中,国企高管持股比例和持股数量平均为0.11%和38.54万股,而私企的分别为0.73%和

299.43万股,两者相差甚远。

第3期董艳、李凤:管理层持股、股利政策与代理问题

1031　

(ntrshare)除对股利收益率没有显著影响之外,对其余3个股利指标均有显

著的正向影响。

资产规模和资产负债率与融资成本的关系可能是非线性的,由此它们与

股利政策的关系也可能是非线性的(FennandNellie,2001)。在资产规模较

小时,随着资产规模的增加,融资成本逐渐减小,当资产规模超过某一临界

值时,融资成本又会随着资产规模的扩张而增加。资产负债率亦如此。当资

产负债率很小时,说明该企业风险很大,没有人愿意借给它资金,这时融资

成本会随着资产负债率的增加减少,但当其超过某一点时,由于债务负担过

重,融资成本又会随资产负债率的增加而增加。为了证实这一点,我们将资

产规模变量的平方项和资产负债率的平方项加进了所有模型,结果发现它们

的系数都显著为负,而其他所有变量的系数与原模型并无显著性差异。

我们还发现,在其他条件相同的情况下,国有企业发放股利的倾向和力

度均显著高于私有企业。1999年,证监会发布法规将现金股利的发放作为上

市公司再融资的一项必要条件,自此之后上市公司不分配现象得到了改善。

2001年3月《关于上市公司新股发行审核工作的指导意见》中指出“应当关

注公司上市以来最近三年历次分红派息情况,特别是现金分红占可分配利润

的比例以及董事会对于不分配所陈述的理由”。可见,作为国家来说,是鼓励

企业发放现金股利的,目的是为了保护中小投资者的利益。实证结果也显示,

国有企业在股利政策方面是具有示范作用的。

综上所述,高管持股或持股比例越高,自由现金流越多,成长性越低,

融资成本越低,股权集中度越高,非流通股比例越大,最终控制人为国家的

企业,其股利发放倾向和发放力度就越大。

(三)回归结果的稳健性

为了确定前面的回归结果是具有稳健性的,我们拟采用分样检验法。首

先,将全部样本按照管理者持股比例从低到高排序,管理者持股比例等于零

的为A组,然后,将管理者持股比例大于零的又分为两个子样本,持股比例

小于中位数的(0.035)的为B组,持股比例大于中位数的为C组。回归模型

与前面的相同,只是回归样本分别为AB组,AC组,B组和C组。回归结果

参见附表3。

分样回归结果显示,高管持股(比例)对股利政策的影响只有在AC组

和C组子样本中才显著。这说明,虽然整体而言,高管持股确实能够对股利

政策产生显著正影响,但这种影响是由持股比例相对较高的样本所引起的。

11

11

例外的情况是,当高管持股比例较小时,高管持股的企业其股利派发率显著高于高管没有持股的

企业。

1032　

经济学(季刊)第10卷

也就是说,当高管持股比例处于较低水平时,高管持股对股利政策并没有显

著影响。

五、结　　论

本文基于2004年至2009年在上海与深圳证券交易所上市的所有发行A

股的公司数据,通过建立probit和tobit计量模型,从管理层持股和现金股利

政策角度讨论了股东与管理者之间的委托代理关系。我们的主要研究结论是:

1.与国外主流研究结果不同,我国上市公司的高管持股与现金股利政策

之间并非替代效应,而是呈正向关系。在其他条件相同的情况下,包括自由

现金流,投资机会和融资成本等,高管持股比例越高,企业发放股利的倾向

和力度就越大,说明管理者持股能够缓解自由现金流代理问题。在没有引入

工具变量之前,管理层持股比例与现金股利支付之间呈倒U形关系,即随着

持股比例的增加,激励效应会逐渐减少,一旦超过某个临界值时,反而会失

去了其应有的激励作用。但在引入工具变量之后,这种倒U形关系并不显著。

2.在股权集中度高的企业,高管持股比例对股利发放倾向和股利收益率

没有显著影响,对股利发放力度的影响也远远小于股权集中度低的企业。因

为在股权集中度较低的公司中,主要的代理问题产生在股东与管理者之间,

相比而言,在股权集中度较高的公司,主要的代理问题产生在大股东与小股

东之间。

3.与私营企业相比,国有企业高管持股比例虽然对股利发放倾向没有显

著影响,但对股利发放力度的影响要大一些。由于国企的“所有权缺位”导

致了国有股权的多重代理问题,因此,国企管理者持股对减低代理成本的作

用(从而对股利政策的影响)比私营企业更明显一点。

我们的研究证明,管理层持股在一定程度上能够有效地缓解我国企业中

的自由现金流问题,增加现金股利支付倾向和发放力度,这同时也保护了中

小投资者的利益。与西方发达国家相比,我国企业的现金股利支付率普遍较

低,中小投资者的投资收益主要来源于股价买卖差,而不是公司的利润分配。

因此,管理层的持股能够解决部分的代理问题,从而提高投资者的股息收益,

特别是保护了中小投资者的利益。但管理层持股比例处于较低水平时,其缓

解代理问题的作用并不能有效发挥出来。因此,要缓解当前我国企业的代理

问题,应该适当加大管理者持股比例。

与国外的研究不同,我国上市公司的现金股利政策与管理层持股之间没

有替代效应。之所以出现这样的结果,可能出于以下原因:一是我国上市公

司管理层持股还处于较低水平,不足以缓解代理问题;二是我国上市公司很

少把股利政策视为缓解代理问题的替代机制。这两个原因可能取其一,也可

能兼而有之。

第3期董艳、李凤:管理层持股、股利政策与代理问题

1033　

此外,我们还可以看到,股权激励在国有企业治理中起着举足轻重的作

用。给予管理者适当的股权,可以大大缓解由于“所有权缺位”所引起的双

重代理问题。然而,股权激励就像是一把双刃剑,使用好了会给企业带来巨

大的效益和发展,但如果使用不当,则会对企业产生毁灭性的影响。特别是

我国国有企业实行股权激励制度涉及到国有资产流失以及社会公平等敏感的

问题,因此更需慎重。所以,完善企业的股利分红机制,使之成为一个长期

稳定的上市公司行为和公司政策,可以有效地解决单一依靠管理者持股机制

解决代理问题所带来的副作用,从而更有效地保护资本市场中小投资者的

利益。

附　录

附表1　变量相关系数矩阵

dividen-

dummy

dividendummy

dividendps

dividendyield

dividendratio

manager

fcf

salesgrowth

MBA

ntrshare

herfindahl

state

eps

lnasset

debt

ipoyear

MBA

ntrshare

herfindahl

state

eps

lnasset

debt

ipoyear

1.0000

0.7476

0.7357

0.7999

0.0080

0.0958

0.2083

-0.0826

0.2899

0.1678

0.1484

0.2506

0.1050

-0.0552

-0.1953

MBA

1.0000

-0.3899

-0.1973

-0.1596

0.2018

-0.2060

-0.3257

0.1359

1.0000

0.5191

0.0909

0.0232

-0.1078

-0.0619

-0.4424

1.0000

0.2429

0.1558

0.2244

-0.0322

-0.3318

1.0000

-0.0109

0.2146

0.0471

-0.0136

1.0000

0.3214

-0.0296

-0.0711

1.0000

0.3692

0.1676

1.0000

0.1318

1.0000

0.8651

0.7625

0.0399

0.2163

0.2207

-0.0402

0.2832

0.2285

0.1349

0.4800

0.1689

-0.1123

-0.2186

ntrshare

1.0000

0.8361

-0.0506

0.1857

0.1629

-0.2612

0.3171

0.2265

0.1695

0.2643

0.1339

-0.0912

-0.2085

herfindahl

1.0000

-0.0139

0.0948

0.0979

-0.1409

0.3069

0.1832

0.1620

0.0514

0.0358

-0.1159

-0.1978

state

1.0000

-0.0255

0.0293

0.2228

0.0352

-0.1702

-0.3562

0.1356

-0.2335

-0.1360

-0.2402

eps

1.0000

0.0788

0.1130

-0.0029

0.0902

0.0414

0.2910

0.0801

-0.1346

-0.0036

lnasset

1.0000

-0.0264

0.1634

0.0983

0.0451

0.2939

0.0962

0.1438

-0.1426

debt

divi-

dendps

dividen-

dyield

dividen-

dratio

managerfcf

sales-

growth

1034　

经济学(季刊)

附表2　引入管理者持股工具变量的第一阶段回归结果

工具变量:公司上市年限

解释变量

ipoyear

fcf

MBA

salesgrowth

herfindahl

ntrshare

state

eps

lnasset

debt

变量含义

公司上市年限

自由现金流

资产市净率

营业收入增长率

赫芬达尔指数

非流通股比例

是否国有

每股收益

资产规模

资产负债率

manager

回归系数(OLS)

＊＊＊

(0.0688)

＊＊＊

(0.0047)

＊

0.2115

＊＊

第10卷

managerdummy

回归系数(probit)

＊

0.0894

＊＊

0.0010

0.1019

＊

(0.0011)

＊＊＊

(1.8711)

＊

0.0027

＊

＊＊＊

(0.1042)

＊

0.2826

＊＊

＊

0.1973

＊＊

＊＊

(0.0036)

0.0006

＊

1.9462

＊＊

＊

0.0096

＊＊

＊＊＊

(0.4106)

＊

0.5367

＊＊

＊＊＊

(0.0842)

＊

(0.0012)

　　注:表中所列为每个变量的回归系数。行业和年份虚拟变量未列入表中。括号中的数据表示负

＊

表示在1%的显著性水平下显著,

＊＊

表示在5%的显著性水平下显著,

＊

表示在10%的显著性水值。

＊＊

平下显著。

附表3　稳健性检验———子样本方法

子样本组合

managerdummy

manager

managersq

fcf

MBA

salesgrowth

herfindahl

ntrshare

State

eps

inasset

debt

managerdummy

manager

managersq

fcf

MBA

salesgrowth

herfindahl

ntrshare

state

AB组

0.0045

—

—

＊

0.0113

＊

AC组

被解释变量:dividendummy

0.1037

＊

—

—

＊

0.0092

＊

B组

—

0.1459

0.0657

0.0157

＊＊

(0.0856)

(0.0005)

0.4952

＊＊

0.0050

＊

＊

0.2583

＊＊

＊

2.0459

＊＊

＊

0.2609

＊＊

＊＊＊

(0.0083)

C组

—

＊

0.4437

＊＊

(0.0598)

＊

0.0153

＊

(0.0616)

＊

(0.0021)

(0.0105)

＊＊

(0.0026)

(0.0729)

(0.0019)

0.4706

＊

＊

0.0081

＊

＊

0.2471

＊

＊

2.6480

＊＊

＊

0.2025

＊＊

＊＊＊

(0.0108)

0.0831

＊

0.0044

＊

＊

0.2004

＊

＊

2.2904

＊＊

＊

0.2947

＊＊

＊

(0.01112

＊＊

)

0.0451

＊

0.0053

＊

＊＊

0.1746

＊

＊＊

2.6139

＊

＊＊

0.2741

＊

＊＊＊

(0.0128)

被解释变量:dividendps

0.0052

—

—

＊

0.0011

＊＊

＊

0.0284

＊＊

—

0.0111

0.0088

＊

0.0012

＊＊

＊

0.0257

＊＊

—

—

＊＊

0.0012

＊

(0.0043)

＊

0.0016

＊＊

(0.0017)

(0.0000)

＊

0.0344

＊

＊

0.0005

＊＊

＊

0.0158

＊＊

(0.0034)

(0.0000)

0.0067

＊＊

0.0004

＊

＊＊

0.0104

＊

(0.0043)

(0.0000)

0.0353

＊＊

0.0005

＊＊

＊

0.0235

＊＊

(0.0058)

(0.0000)

＊

0.0385

＊

＊

0.0005

＊

0.0102

＊

第3期董艳、李凤:管理层持股、股利政策与代理问题

1035　

(续表)

子样本组合

eps

inasset

debt

managerdummy

manager

managersq

fcf

MBA

salesgrowth

herfindahl

ntrshare

state

eps

inasset

debt

managerdummy

manager

managersq

fcf

MBA

salesgrowth

herfindahl

ntrshare

state

eps

inasset

debt

著,

＊

AB组

＊

0.2572

＊＊

＊

0.0221

＊＊

＊＊＊

(0.0010)

AC组

被解释变量:dividendyield

＊＊

0.2711

＊

＊＊

0.0158

＊

＊＊＊

(0.0010)

＊＊

0.1685

＊

B组

＊

0.2385

＊＊

＊

0.0222

＊＊

＊＊＊

(0.0010)

C组

＊

0.2647

＊＊

＊

0.0105

＊＊

＊＊＊

(0.0010)

0.0804

—

—

＊

0.0170

＊＊

＊＊＊

(0.4313)

—

0.1190

0.0466

＊

0.0190

＊＊

＊＊＊

(0.4227)

—

＊

0.4238

＊＊

—

—

＊＊

0.0183

＊

＊＊＊

(0.4791)

＊

(0.0015)

＊

0.3223

＊

(0.0394)

＊

0.0221

＊＊

＊＊＊

(0.4498)

(0.0004)

0.1562

0.0019

＊

0.1996

＊＊

＊

2.0769

＊＊

＊

0.2531

＊＊

＊＊＊

(0.0153)

(0.0011)

＊

0.5485

＊＊

(0.0014)

＊

0.3759

＊

0.0005

＊＊

0.1471

＊

＊＊

2.0805

＊

＊＊

0.1614

＊

＊＊＊

(0.0149)

0.0025

＊

0.2264

＊＊

＊

2.1618

＊＊

＊

0.2453

＊＊

＊＊＊

(0.0142)

0.0015

0.0484

＊

2.1584

＊＊

0.0746

＊＊＊

(0.0144)

被解释变量:dividenratio

2.4883

＊

—

—

＊

0.3295

＊＊

＊＊

4.7879

＊

—

5.2114

3.1573

＊

0.5139

＊＊

—

＊

12.2779

＊＊

—

—

＊

0.3367

＊＊

(1.6968)

＊

0.5480

＊＊

(1.3068)

(0.0112)

＊

13.6737

＊＊

＊

0.2612

＊＊

＊

6.9083

＊＊

＊

20.0722

＊＊

＊

8.8574

＊＊

＊＊＊

(0.4071)

(0.8901)

(0.0238)

4.4397

＊

＊＊

0.2006

＊

＊＊

4.3596

＊

＊＊

24.6457

＊

＊＊

5.9728

＊

＊＊＊

(0.4052)

(2.4185)

(0.0011)

＊

8.6320

＊＊

＊

0.2784

＊＊

＊

10.2469

＊＊

(0.7552)

(0.0200)

＊

6.9398

＊

＊

0.2325

＊＊

4.2440

＊

＊

20.9059

＊＊

＊

4.3580

＊＊

＊＊＊

(0.3818)

12.0715

＊＊

＊

9.7677

＊＊

＊＊＊

(0.3472)

＊＊

表示在

＊

表示在1%显著性水平下显著,

　　注:表中数据为模型回归系数,

＊＊

5%显著性水平下显

表示在10%显著性水平下显著。

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(SouthwesternUniversityofFinanceandEconomics)

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agencyprobleminChina,focusingontherelationshipbetweenmanagerialownershipanddiv-

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JELClassification　C25,D23,G35

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