| 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，[16]董事会因而能更好的监督管理者，从而有效控制管理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。而董事则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机会时“吐出”自由现金流量，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，两职分任则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有机会影响董事会的结构与任期，从而降低其治理的效率。[17][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
|
|
管理者所受激励
|
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
|
|
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=董事与总经理完全分离。
|
|
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，表明他们对每股股利有显著影响。混合非平衡面板模型如下：
（1）
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贡献量。 , 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统计量从数理角度回答是否存在固定效应，应该选择何种模型更为合理。若F值大于临界值，则拒绝原假设，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2008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
|
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
|
11.182
|
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，说明我国总体现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，存在部分零持股现象管理者特征，最大值为10.45%，均值只有0.24%，股权激励不明显。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
|
-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=2.022，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R2＝0.278，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。[18][19]
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*
|
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) 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(2009)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。管理者所受激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[16]。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、独立董事比例没有通过假设，和混合模型结论一致。
为了确定面板数据模型分析模型，利用Chow检验F统计量进行模型设定检验。其中SSEr表示估计的混合模型的残差平方和，SSEu表示估计的个体固定效应模型的残差平方和。N=778，T=6,K=12
|
Effects Test
|
Statistic
|
d.f.
|
Prob.
|
|
Cross-section F
|
307.214418
|
(777,3749)
|
0.0000
|
结果表明拒绝原假设，即存在固定效应，采用个体固定效应面板数据模型。
六、研究结论与建议
本研究从影响管理防御的管理者特征、管理者所受激励和内部约束三方面分析管理防御与现金股利之间关系。现有文献从很多视角研究了复杂的现金股利政策，但很少有学者从管理防御角度研究防御的管理者在现金股利政策制定中所发挥的作用管理者特征，更没有学者突出管理者特征这一管理者人口统计学特征因素，研究在学历、年龄、任期上具有异质性的管理者对现金股利政策的影响。基于此，本文利用非平衡面板数据对2002年-2007年6年持续经营的778家上市公司现金股利支付及管理者各影响因素进行分析。实证结果中管理者学历、薪酬、董事会规模、上年业绩与现金股利显著正相关，管理者年龄、任期、持股、两职合一、股权集中度与现金股利显著负相关。实证结果反映几个问题，首先管理者股权激励较小，薪酬与业绩联系不大，从我国上市公司股权结构角度看，我国存在国有股“一股独大”和国有资产所有者的缺位的现象，这就造成公司经营上某种程度的“内部人控制”，使得经营者更能够去追求高额的职位消费和其他隐形收入，而薪酬高低对经营者行为不具有激励力量。 [4]；然后虽然中国引入了独立董事制度这样的现代公司治理结构，但独立董事的参与效度不高，没有起到应有的监督作用，独立董事的制度设置与运作机制方面还存在诸多问题。中国一方面应建立健全的独立董事竞争市场和良好的个人信用体系，另一方面增强公司董事会在决策上的独立性，强化独立董事在公司战略决策、提名、薪酬等方面中的地位和作用，以此来解决激励约束问题。随着独立董事制度的完善，使独立董事的监督作用得以有效发挥。
参考文献：
[1]刘星，魏峰，戴玉光.经理管理防御下的公司股利政策研究[J].中国会计评论.2004(12)
[2]李秉祥,张明,武晓春.经理管理防御对现金股利支付影响的实证研究[J].中南财经政法大学学报.2007,6:134-140
[3]袁春生，杨淑娥.经理管理防御下的公司财务政策选择研究综述[J].会计研究,2006,(7):77―94.
2/2 首页 上一页 1 2 |
