管理防御下的上市公司现金股利实证研究

1、管理防御下的上市公司现金股利实证研究论文导读:：管理者防御系统包括管理者特征。用个体固定效应模型的截距项能较好的反映该效应。论文关键词：现金股利管理防御，管理者特征，个体固定效应模型一、引言近年来国外学者十分关注管理防御下的上市公司现金股利政策，并取得了丰硕的研究成果。国内对管理防御与现金股利政策之间的关系的实证研究却为之甚少。刘星【1】和李秉祥【2】等证实了我国上市公司经理管理防御对现金股利政策产生影响。管理者防御系统包括管理者特征，假设能从管理者特征、管理者所受鼓励和约束三方面考虑更能全面阐述管理防御与现金股利政策之间的关系。介于此本文参加管理者特征这一管理者人口统计学特征因素，从影响管理

2、防御的管理者特征、管理者所受鼓励和内部约束三方面分析管理防御与现金股利之间关系，为理清管理防御与现金股利政策之间的关系，解决我国股利分配随意性，从而进一步研究管理者与董事会在股利决策中的地位，实现对管理者更有效的鼓励和约束做出新的探索。二、文献回忆与假设在信息不对称的情况下，自利的管理者很难自觉选择一个违背自身利益最大化的股利政策袁春生、杨淑娥2006【3】。管理者作为有限理性经济人，在财务政策选择时总是带有强烈的固守职位动机，并倾向于自身效用最大化的财务决策，从而产生管理防御行为。所谓管理防御是指管理者面临鼓励和内外部约束下管理者特征，选择有利于维护自身职位并追求自身效用最大化的行为。由于管

3、理者受董事会聘任并接受董事会和股东的监督，在其职业生涯中，面临决策失当而遭到撤换的风险。与管理者职位相关的控制权损失的不可弥补性以及高管人员离职后转换工作本钱的存在，使得他们具有强烈的固守职位动机，必然竭力维护现有控制权地位，抵抗剥夺其控制权的解聘行为。【5】作为有限理性的现实行为人，管理者在很大程度上不会以股东财富最大化，而是以自身效用最大化的方式来制定现金股利政策，配置现金流或降低所承当的风险。加之我国特有的集中型股权结构，国有股一股独大;现象严重，而国有股由于投资主体或股份持有者身份不明确，对管理者的监管非常弱化，企业控制权实际上旁落在管理层手中。在这种监管机制下管理者完全有能力对现金股

4、利政策的制定产生重大影响。那么防御的管理者有动力亦有能力对现金股利政策的制定产生重大影响。【4】 【5】以下就从管理者特征、管理者所受鼓励和内部约束三方面阐述自利的管理者对现金股利政策产生的影响。一管理者特征与现金股利以往学者对现金股利政策的研究往往是基于管理者理性经济人的假设，但现实中管理者在决策时不总是以股东财富最大化;作为目标，非理性的管理者在财务决策时无疑会受到个人信念与情绪等的影响论文开题报告范文。而且管理者并非是同质的，由于性别、学习背景、年龄、任期及信仰等的差异，导致他们对现金股利政策的选择具有较大的差异性。【6】相关的研究也说明，管理者特征对其行为产生一定的影响。Liebers

5、on OConnor(1972)研究发现高层管理者尤其是CEO一般可以解释5%至20%的企业财务活动。【7】Carlsson和Karlsson1970、Vroom和Pahl1971从管理防御视角研究了管理层年龄与财务决策之间的关系。他们研究发现年龄大的管理者倾向于采取风险较小的决策。而且随着年龄的增长，管理者逐渐地把工作重点放在职业的平安之上。在管理者退出管理职业生涯的最后时期，其人力资本流动性下降，管理者没有更高的积极性离开公司去寻找一份新的工作。年龄大的管理者躲避风险及固守职位使得他们具有强烈的管理防御动机，通过减少现金股利的发放以增强其控制的过剩资源。假设1：年长的管理者管理防御程度越强

6、，发放现金股利越少。在公司治理研究中，总经理任期通常是总经理管理模式固守程度和控制董事会程度的指标。一方面管理者特征，总经理任期直接影响他们对已有管理模式的固守程度，任期越长，管理者越趋向于固守己有的管理模式，形成不愿冒险的企业文化，总经理固守职位并实施利益侵占的管理防御动机越强烈。另一方面，随着总经理任期的延伸，董事会及其成员的功能会出现不同程度的弱化现象，总经理在公司治理结构中的权力地位却随之而增强。董事会监督的弱化和固守职位动机的存在使得管理者的行为更倾向于满足自己的私利，通过少发放现金股利扩大对自由现金流的控制，构建自己经理帝国;。假设2：管理者任期越长防御程度越高，发放现金股利越少。

7、管理者转换工作时面临着企业组织对其能力的考察。研究说明，管理者的教育背景可以显示劳动力市场上管理者经营能力。一方面，教育投资程度与能力成正比，企业组织那么根据这一示意信号将不同能力的人区别开来；另一方面，许多企业是出于人才储藏;战略需要而招募大量高学历人才，所以高学历经理人比拟容易获得新的职位。因此对于高学历的经理人来说，较低的工作转换本钱带来了较低的管理防御程度。相反对于低学历的经理人来说，由于人才竞争的存在，经理人必然会竭力保住现有的职位，享受在位优厚的待遇，通过较低的现金股利政策加强对自由现金流的控制，或者在职消费满足私利或是利用足够的资金根据自己意愿进行投资，以增加可控资产规模或要挟本

8、钱。假设3：低学历的经理管理防御程度越高，发放现金股利越少。二管理者所受鼓励与现金股利管理者所受鼓励主要鼓励程度要影响管理防御程度，进而影响公司现金股利政策。薪酬鼓励方面，国内学者在考察我国上市公司管理者薪酬水平后得出了鼓励空缺;的结论，这样的报酬制度容易导致经理人员在现金股利政策制定时实施管理防御对企业进行利益侵占。李增泉(2000)发现经营者年度报酬与企业绩效并不相关。魏刚(2000)研究发现上市公司高级管理人员零报酬;现象。 由此看来，我国上市公司针对经理人员的鼓励机制还很不完善，或者说根本就是鼓励空缺;。在此背景下，管理者更倾向于减少现金股利增加自由现金流量的手段实施防御和利益侵占，从

9、而扩大在职消费，增加个人的隐性收益。假设4：增加管理者薪酬及薪酬对业绩敏感度可以抑制管理者防御行为，增加现金股利派发水平。管理层持股方面，大量的文献说明管理层持股对财务政策产生影响是因为管理人员持股能够鼓励他们制定基于他们自身利益或股东利益的财务决策。基于利益趋同假说;、管理防御假说;国内很多学者针对中国市场对管理者层持股和财务决策关系进行了大量研究。从管理防御角度，管理者持股比例越高，管理者就能够在越大的程度上行使对企业的控制权,其时机主义行为将不能得到有效的控制和约束，管理防御程度提高，更有动力和能力追求自身利益。【4】另外，我国上市公司大局部是国有改制而成，内部人控制现象严重，管理者实质

10、控制是普遍现象，管理者持股会助长管理防御的倾向，导致股利支付水平下降论文开题报告范文。假设5：管理者持股水平越高，管理防御越强，支付现金股利越少。三内部约束与现金股利管理者有无可能通过现金股利实施利益侵占与管理者能否受到有效的监督密切相关。股权集中度、董事会组织构成、董事会规模以及公司领导权结构都会影响到管理者防御程度，进而影响现金股利政策。理论上看，股权集中度越高管理者特征，大股东对公司的控制力越大，公司的财务政策将更多的表达大股东的意愿。然而，结合我国实际情况来看，我国上市公司大局部由国家控股，国家股股权主体的虚置;，国家股权代表的缺位;，使国家作为最终所有者缺乏对上市公司管理者的有效监督

11、，管理者因拥有董事会通过契约授予的决策权而成为掌握公司控制权的主体。第一大股东的存在可能并不像理论分析的减少管理者时机主义的幅度。相反，股权集中度越高，管理者所受约束越少，对公司的控制权越大，管理防御程度越高，管理者更倾向于支付较少的现金股利以控制过剩资源到达自身效用最大化的目的。假设6：我国股权集中度越高，管理防御越高，现金股利支付水平越低。董事会规模和构成经常被用来代表董事会的监督能力。Lipton和Lorsch指出董事会规模与业绩呈倒U;型关系，最优值为10人，当董事会的规模小于10人时，因协调和沟通所带来的损失会小于因人数增加所带来的收益，董事会因而能更好的监督管理者，从而有效控制管理

12、者通过少发放现金股利实行管理防御利益侵占的行为。数据显示2002-2007年我国董事会规模均值在9人，增加董事会成员能增强董事会的监督能力，降低管理者防御程度，发放现金股利越多。假设7：增加董事会人数降低管理者防御程度，发放现金股利越多。关于独立董事监督机制管理者特征，从管理者自利动机来看，管理者的动机是驾驭;董事会，以确保其能保住职位并且更多地获得职位所带来的各种利益。而董事那么需要保持其独立性来监督管理者，并在公司长期绩效不佳时将其替换。由于独立董事不像内部董事那样直接受制于控股股东和公司经理层，因而有利于董事会对公司事务的独立判断，从而迫使管理层在缺乏有利的投资时机时吐出;自由现金流量，

13、派发现金股利。假设8：独立董事抑制了管理者防御程度，有利于发放现金股利。如果总经理既拥有决策执行权又拥有控制权，有限理性和自利性的存在，使得总经理不可能实现有效的自我监督，两职分任那么有利于强化总经理对相关利益主体利益的关注，从而限制高层管理人员权利膨胀，抵御管理者防御。Jensen与Fama认为两职兼任会降低董事会监督高级经理人员的有效性，董事长与CEO应由不同的人担任。Forster(1982)、Geneen(1984)以及Maee(1997)的研究均认为两职合一使CEO有时机影响董事会的结构与任期，从而降低其治理的效率。【4】假设9：总经理与董事长两职合一的公司中，管理者利益侵占越高，支

14、付现金股利越少。三、实证研究的模型与变量设计本研究将采用非平衡面板模型来验证本文提出的假设。通过建立非平衡面板混合模型、个体固定效应模型并对两种模型进行设定检验三大步骤验证上述假设。通过变量设计，可以将前述的假设因素以适宜的形式加以表现。具体见下表l。 变量名称 变量符号 预期符号 表示方法 被解释变量 每股现金股利 Div 股利总额/股本总数 管理者特征 年龄 Age - Ln(董事、监事和高级管理人员平均年龄/60) 任期 Ten - Ln(总经理合同规定任期月数) 学历 Edu + 平均受教育程度 管理者所受鼓励 持股比例 Ms - 董事、监事、高级管理人员的持股总数占公司总股份的比例

15、报酬总额 Mc + 董事、监事、高级管理人员的年度报酬总额 薪酬敏感度 Du + 高管报酬变化率/每股收益变化率 管理者所受约束 股权集中度 Her5【1】 - 前5位大股东持股比例的平方和 董事会规模 Bsca + Ln(董事人数) 董事会结构 Bd + 独立董事人数/董事会总人数 董事长、总经理的两职设置状况 CEO - 1=董事长和总经理由一人兼任；0=董事与总经理完全别离。 控制变量 企业规模 Sca + Ln(总资产) 盈利能力 ROE + 净资产收益率 本文采用了计量非平衡面板数据的面板最小二乘法估计回归方程，为了克服数据横截面回归模型所固有的样本自相关问题和平衡面板数据模型的样本

16、选择偏差问题(后者要求模型中每年包含相同的样本数),我们首先使用计量非平衡面板数据的混合非平衡面板模型来估计管理防御与现金股利的关系。在进行多变量回归分析之前，需要解决多重共线性的问题。本文采用Durbin-Watson来检验序列相关性，用Person相关系数和VIF(方差扩大因子)来检验共线性。能够通过F检验和T检验的自变量，说明他们对每股股利有显著影响。混合非平衡面板模型如下：其中，c是与诸因素无关的常数项。b1-b12为回归系数，表示诸因素对每股现金股利的奉献量。, i = 1, 2, , N; t = 1, 2, , T管理者特征，表示随机误差项论文开题报告范文。表示第i个样本t期的现

17、金股利，其他变量下标意义相同。混合模型中c 和bi不随i，t变化。然后考虑到研究防御管理者对现金股利政策的影响时，管理者年龄、任期、受教育水平等因素是随个体变化而不是随时间变化的影响因素，用个体固定效应模型的截距项能较好的反映该效应，因此我们再采用非平衡面板个体固定效应模型估计回归方程。模型如下：2其中Wi =eit, i = 1, 2, , N; t =1, 2, , T，表示随机误差项。表示个体截距项，显然模型中截距项随着个体变化而不同。最后基于对非平衡面板混合模型和个体固定效应模型的分析，本文采用Chow检验F统计量从数理角度答复是否存在固定效应，应该选择何种模型更为合理。假设F值大于临

18、界值，那么拒绝原假设，建立个体固定效应模型更加合理。四、样本选取本研究的数据来源于上市公司年报及CCER中的财务数据和治理信息。样本选取的步骤如下：截止到2021年3月27日，沪深两上市公司总共861家。剔除发行B股的公司和金融保险类公司，剔除有过被ST经历的公司，删除具有缺失值及杠杆异常值的上市公司，去除2002年以后退市的公司，即选取2002-2007年6年间持续经营的公司778家为研究样本。样本公司占上市公司总数的80%以上，能够很大程度上代表这六年上市公司财务及治理情况，从而保证本文实证结果的普遍适用性。五、统计检验与实证研究结果一描述性统计表1.主要统计数据描述 最小值 最大值 均值

19、 标准差 DIV 0 1.2 0.082 0.120 AGE 3.466 4.043 3.830 0.056 TEN -3.401 7.153 3.359 0.637 EDU 0 5 3.007 0.288 MS 0 0.105 0.002 0.003 Mc -1.552 6.342 2.687 0.792 DU -695.467 294.190 -0.260 22.960 BSCA 1.099 2.996 2.259 0.222 BD 0 1 0.320 0.077 CEO 0 1 0.600 0.491 HER5 0.001 0.723 0.215 0.141 SCA 2.679 11.1

20、82 5.388 0.945 ROA -6.706 2.907 0.045 0.216 表格1描述了2002-2007年778家上市六年间公司现金股利及各管理者防御影响因素分配状况。有效样本数是4668个。公司现金股利最小值为0，最大值1.2，平均值是0.082，说明我国总表达金股利发放水平偏低，这与2004-2006年李秉祥的研究结果相似【2】。管理者持股水平普遍偏低，存在局部零持股现象管理者特征，最大值为10.45%，均值只有0.24%，股权鼓励不明显。这在Wenjuan Ruan中同样得到了证实。董事会规模较小，均值为9人。独立董事在董事会成员的比重平均为32%，总体而言，董事会中的独立

21、董事比例并不是很高。二实证研究结果表2.面板数据混合模型估计结果 变量 Coefficient t-Statistic Std. Error (Constant) -0.197 -6.444* 0.031 AGE -0.076 -2.445* 0.031 TEN -0.011 -4.315* 0.003 EDU 0.009 1.712* 0.006 MS -0.851 -1.723* 0.494 MC 0.042 18.828* 0.002 DU 0.000 1.367 0.000 BSCA 0.041 5.194* 0.008 BD 0.011 0.486 0.022 CEO -0.007

22、-2.043* 0.003 HER5 -0.179 -14.994* 0.012 ROA 0.049 6.519* 0.007 SCA 0.017 8.630* 0.002 Adjusted R Square 0.278 F 128.699* Sum squared resid 853.069 D-W 2.022 注：*、*、*，分别表示在0.1、0.05、0.01的显著水平。本文用Pearson变量相关性分析双尾检验各变量间的相关性，结果显示各变量间相关系数普遍小于0.3，相关性不大。表2 显示了非平衡面板混合模型估计结果，由表2中混合模型统计量可以看出，Durbin-Watson=2.02

23、2，说明在0.01的置信水平可以认为误差项不存在序列相关问题。用容限度和方差膨胀因子进行容限度检验显示容忍度最小值为0.786，最大值为0.993，VIF值均小于10，说明混合模型不存在多重共线性问题。调整后R20.278，F值为128.699(Sig=0.000)，说明模型整体线性拟合显著，混合模型结果中，管理者所受教育、管理者持股在10%水平通过检验；管理者年龄，CEO两职兼任在5%水平通过检验；管理者任期、薪酬、董事会规模、股权集中度、企业规模和公司业绩在1%水平通过检验；而管理者薪酬敏感度和独立董事比例没有通过检验。说明我国上市公司的管理层收入与公司价值联系很少，甚至没有。我国独立董事

24、没能发挥监管作用，对管理者现金股利决策不能产生影响。这与胡勤勤和沈艺峰、于东智等研究结果相同。基于2002-2007年的面板数据,利用面板数据个体固定效应模型采用加权最小二乘法按截面取权数，即以横截面模型残差的方差为权数，实证结果如下：表3.面板数据模型个体固定效应模型估计结果 变量 Coefficient t-Statistic Std. Error (Constant) 0.307 17.797* 0.017 AGE -0.014 -4.119* 0.003 TEN -0.003 -5.299* 0.000 EDU 0.052 19.976* 0.003 MS -0.001 -1.723*

25、 0.004 MC 0.004 6.803* 0.001 DU 0.000 0.272 0.785 BSCA 0.006 8.798* 0.000 BD 0.010 7.004 0.000 CEO -0.002 -4.755* 0.000 HER5 -0.030 -6.449* 0.000 ROA 0.003 1.811* 0.001 SCA 0.001 3.152* 0.002 Adjusted R Square 0.685 F 610.356* Sum squared resid 179.024 D-W 1.430 注：1、Panel EGLS (Cross-section weights

26、) 2、*、*、*管理者特征，分别表示在0.1、0.05、0.01的显著水平。个体固定效应模型结果中管理者年龄与现金股利负相关，证明原假设。这在黄国良(2021)得到了相似的结论。【4】管理者任期与现金股利负相关，管理者长任期增强了管理者控制权，削弱了董事会监管力度，管理防御程度增强，越倾向于不发放股利。管理者学历与现金股利正相关证实了原假设。管理者所受鼓励中管理者持股与现金股利负相关证明了原假设，在现有持股水平下增加管理者持股使得管理者控制权加大，助长了管理防御的倾向，发放的现金股利越少论文开题报告范文。管理者薪酬与现金股利显著正相关，说明当管理者的薪酬上升时，能够在一定程度上减少管理者基于自身效用最大化的利益侵占问题，提升股利发放。管理者所受约束中董事会规模与现金股利正相关，我国董事会规模中位数为9，现阶段增加董事会规模有助于董事会对高管监管约束，从而减弱了管理者对现金流的控制权，加大现金股利发放水平。这和Lipton和Lorsch研究结论相似。CEO两职兼任、股权集中度与现金股利负相关，证明原假设。管理者薪酬敏感度、独立董事比例