（安徽財經(jīng)大學(xué)會計學(xué)院 安徽蚌埠233030）

一、引言

高管隱性私有收益是現(xiàn)代企業(yè)所有權(quán)與控制權(quán)分離之后，與股東利益不一致的理性高管人員在履行職責(zé)過程中利用手中職權(quán)之便，為自身“撈好處”，追求個人利益最大化的產(chǎn)物。從理論上講，高管隱性私有收益屬于代理成本的范疇。相較于高管貨幣性收益，高管私有收益中的非貨幣性收益（即隱性收益）因其種類紛繁蕪雜而更具隱蔽性的特點(diǎn)。近年來，從紛紛曝光的央企巨額業(yè)務(wù)招待費(fèi)、嚴(yán)重的公款吃喝、公款旅游等問題中，我們不難發(fā)現(xiàn)，高管隱性私有收益在現(xiàn)代企業(yè)中具有一定的普遍性，其雖并不一定構(gòu)成經(jīng)濟(jì)犯罪，但對于企業(yè)發(fā)展、公司股東以及外部投資者的利益均會產(chǎn)生不利影響。

那么，哪些因素可以對高管隱性私有收益進(jìn)行約束？代理理論認(rèn)為，支付現(xiàn)金股利會減少公司管理層控制的現(xiàn)金流，以避免管理層將其轉(zhuǎn)作個人用途或投資于非效率項(xiàng)目，進(jìn)而有助于緩解管理層的代理成本。然而，股利的發(fā)放一定程度上是股東和管理層博弈均衡的結(jié)果。從契約角度來看，由于現(xiàn)實(shí)中契約的不完備性，很多情況下，掌控公司剩余控制權(quán)的股東可能會將其轉(zhuǎn)移至管理層，使管理層擁有控制權(quán)的同時，也擁有剩余控制權(quán)。管理層權(quán)力理論認(rèn)為，管理層完全有動機(jī)在“弱監(jiān)督”環(huán)境下，利用手中的權(quán)力來尋租，產(chǎn)生自利行為。在我國，國有企業(yè)“所有者虛位”衍生出“內(nèi)部人控制”現(xiàn)象，以及“一股獨(dú)大”的股權(quán)結(jié)構(gòu)無疑使得管理層權(quán)力形成并不斷擴(kuò)大，且更易凌駕于公司治理體制之上（盧銳等，2008），而非國有企業(yè)，特別是民營企業(yè)中所有權(quán)與經(jīng)營權(quán)并未實(shí)現(xiàn)真正意義上的分離，所有者本身往往也是管理層成員，管理層擁有較強(qiáng)的“話語權(quán)”，由此可見，管理層權(quán)力在我國有著普遍而深刻的影響（王茂林等，2014）。

從現(xiàn)有文獻(xiàn)來看，在我國直接提供現(xiàn)金股利政策對高管隱性私有收益影響的經(jīng)驗(yàn)數(shù)據(jù)較少，同時納入管理層權(quán)力因素，探究其在現(xiàn)金股利政策與高管隱性私有收益中所扮演的角色方面也鮮有經(jīng)驗(yàn)數(shù)據(jù)?；谝陨戏治觯疚膶⒅μ轿霈F(xiàn)金股利支付對高管隱性私有收益的影響，并在此基礎(chǔ)上分析管理層權(quán)力在其中所發(fā)揮的作用。

二、理論基礎(chǔ)與研究假設(shè)

（一）現(xiàn)金股利與高管隱性私有收益。所有權(quán)與控制權(quán)相分離是現(xiàn)代公司的典型特征。Jensen&Meckling（1976）指出，由于管理層和股東之間存在利益沖突，理性的管理層會按照個人的收益函數(shù)去謀取私人利益最大化 （諸如公款消費(fèi)、奢侈浪費(fèi)、打造個人帝國等），即追求高管私有收益最大化。

股利分配是企業(yè)現(xiàn)金流的主要流向之一，是最優(yōu)契約論的主要組成部分。股利代理理論認(rèn)為，在降低管理層代理成本問題方面，現(xiàn)金股利是一種有效的約束機(jī)制。Rozeff（1982）最早將股利政策應(yīng)用于降低管理層代理成本，他認(rèn)為支付現(xiàn)金股利的政策會迫使經(jīng)理人為他們所投資的項(xiàng)目籌集外部資金，進(jìn)而降低了將其用于非效率投資的可能性。Jensen（1986）在其所提出的自由現(xiàn)金流假說中指出，如果公司存在大量自由現(xiàn)金流，股利發(fā)放可以降低管理層可支配的現(xiàn)金流，繼而減少其被用于過度投資或轉(zhuǎn)作個人用途（如在職消費(fèi)）的傾向，從而有效地降低代理成本。國內(nèi)也有很多學(xué)者基于不同企業(yè)代理成本形式，對現(xiàn)金股利約束企業(yè)代理成本的監(jiān)督治理作用進(jìn)行了實(shí)證研究，羅紅和黃文華（2008）以代理理論為基礎(chǔ)，通過實(shí)證檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)國企分紅可以抑制高管人員在職消費(fèi)，進(jìn)而減少代理成本。此外，魏明海和柳建華 （2007）、劉銀國等 （2014）以及王茂林等（2014）均從不同角度對現(xiàn)金股利與代理成本的關(guān)系進(jìn)行研究，得出與上述類似結(jié)論。高管隱性私有收益作為管理層利用自身權(quán)力，謀求私人利益最大化的產(chǎn)物，也是企業(yè)代理成本的形式之一，基于上述分析，我們提出如下假設(shè)：

假設(shè)1：發(fā)放現(xiàn)金股利能夠減少高管可支配現(xiàn)金，進(jìn)而抑制了高管隱性私有收益，即現(xiàn)金股利支付率與高管隱性私有收益呈負(fù)相關(guān)。

（二）現(xiàn)金股利、管理層權(quán)力與高管隱性私有收益。管理層權(quán)力是管理層執(zhí)行自己意愿的能力，泛指管理層對包括決策權(quán)、監(jiān)督權(quán)以及執(zhí)行權(quán)在內(nèi)的公司治理體系的深度影響力。管理層權(quán)力理論認(rèn)為在公司股權(quán)分散且存在內(nèi)部人控制時，董事會在制定管理層薪酬契約過程中，往往會受到管理層制約，并不能完全獨(dú)立地代表股東利益。一般來看，管理層權(quán)力越大，其“話語權(quán)”越強(qiáng)，受監(jiān)督的可能性就越小，越有可能享受更多的私有收益（盧銳，2008）。Jensen指出股利政策的選擇是公司管理層與股東利益博弈的結(jié)果。在我國，特殊的制度背景使得管理層權(quán)力的影響力不容小覷。同時，我國存在的國有企業(yè)薪酬管制現(xiàn)象，也為管理層謀取個人私有收益創(chuàng)造了條件。呂長江和趙宇恒（2008）認(rèn)為，隨著管理層權(quán)力擴(kuò)張，薪酬激勵有效性受到制約，管理層謀取各種形式的收益可能性增大。權(quán)小峰（2010）研究發(fā)現(xiàn)，在我國特殊背景下，管理層有絕對能力利用自身權(quán)力獲取私有收益。胡明霞和干勝道（2014）指出管理層權(quán)力越大，誘發(fā)高管腐敗的可能性越大。由此可以看出，當(dāng)現(xiàn)金股利支付率較低時，企業(yè)內(nèi)部管理層可支配較多現(xiàn)金流，其操控空間變大。同時，相較于國有上市公司，非國有上市公司（特別是民營上市公司）經(jīng)理人市場尚不健全，一方面股東自身往往身擔(dān)管理層要職，出于“隱私性”方面考慮，其高管人員也多為業(yè)主親屬或家族成員，外部控股人員實(shí)質(zhì)上難以對公司決策進(jìn)行監(jiān)督。另一方面，政府部門對非國有企業(yè)的監(jiān)管控制也多為間接，這就使原本擁有更大權(quán)力的非國有企業(yè)管理層，更容易獲得更高的高管隱性私有收益。由此，提出以下假設(shè)。

假設(shè)2a：在其他條件相同的情況下，管理層能夠利用權(quán)力降低現(xiàn)金股利對高管隱性私有收益的抑制作用。

假設(shè)2b：相比于國有企業(yè)，非國有企業(yè)管理層權(quán)力對降低現(xiàn)金股利對高管隱性私有收益的抑制作用更明顯。

三、研究設(shè)計

（一）樣本數(shù)據(jù)及來源。本文選取2010—2013年滬、深兩市A股主板上市公司為初始樣本，并在此基礎(chǔ)上對樣本做如下篩選：（1）剔除金融類，ST、PT等特殊處理的樣本；（2）剔除同時發(fā)行B股或H股的樣本；（3）剔除凈利潤為負(fù)的樣本；（4）剔除財務(wù)和公司治理數(shù)據(jù)缺失的樣本。此外，為消除極端值的影響，本文對主要連續(xù)變量都在1%的水平上進(jìn)行winsorize處理。最終得到1 615個觀測樣本。本文中各指標(biāo)數(shù)據(jù)均來自CSMAR數(shù)據(jù)庫和RESSET數(shù)據(jù)庫。

（二）變量選擇及定義。

1.被解釋變量。由于高管追求的隱性私有收益在可獲得性上存在限制，學(xué)術(shù)界往往采用一些替代變量以量化高管隱性私有收益。本文參照權(quán)小峰等（2010）、王曾等（2014）和陳仕華等（2014）的做法，將異常在職消費(fèi)作為衡量高管隱性私有收益（Abperks）的代理變量，即以高管實(shí)際在職消費(fèi)與由經(jīng)濟(jì)因素決定的高管預(yù)期正常的在職消費(fèi)之間的差額予以反映。模型如下：

Perki，t/Asseti，t-1=α+β1×1/Asseti，t-1+β2×ΔSalei，t/Asseti，t-1+β3×PPEi，t/Asseti，t-1+β4×Inventoryi，t/Asseti，t-1+β5×LnEmployeei，t+εi，t（1）

其中，Perki，t為高管實(shí)際在職消費(fèi)，數(shù)據(jù)取自管理費(fèi)用中扣除了董事、高管以及監(jiān)事會成員薪酬、計提的壞賬準(zhǔn)備、存貨跌價準(zhǔn)備以及當(dāng)年的無形資產(chǎn)攤銷等明顯不屬于在職消費(fèi)項(xiàng)目后的金額；Asseti，t-1為上期期末總資產(chǎn)；ΔSalei，t為本期主營業(yè)務(wù)變動額；PPEi，t為本期廠房、 財產(chǎn)和設(shè)備等固定資產(chǎn)的凈值；Inventoryi，t為本期存貨總額；LnEmployeei，t為企業(yè)雇傭員工總數(shù)的自然對數(shù)。利用模型（1）對所取樣本分年度分行業(yè)進(jìn)行回歸，回歸得到的因變量預(yù)測值即為預(yù)期正常的在職消費(fèi)水平。高管實(shí)際在職消費(fèi)與預(yù)期正常在職消費(fèi)水平的差額，即為高管隱性私有收益，按照陳仕華等（2014）的做法對該值進(jìn)行對數(shù)化處理。

2.解釋變量。本文涉及現(xiàn)金股利和管理層權(quán)力兩個解釋變量：（1）現(xiàn)金股利（Div）。本文選取現(xiàn)金股利支付率（每股現(xiàn)金股利/每股收益）指標(biāo)擬衡量企業(yè)現(xiàn)金股利的分配程度，并用以考察其對高管隱性私有收益水平的影響。（2）管理層權(quán)力（Tpower）。管理層權(quán)力具有一定的隱蔽性，現(xiàn)有文獻(xiàn)對其度量的指標(biāo)尚未統(tǒng)一，主要有兩職兼任、管理層是否持股、是否存在大股東、總經(jīng)理或CEO任期、股權(quán)分散、董事會獨(dú)立性等。本文在借鑒現(xiàn)有文獻(xiàn)對管理層權(quán)力進(jìn)行度量的基礎(chǔ)上，選取以下3個指標(biāo)衡量管理層權(quán)力：（1）董事長與總經(jīng)理兩職是否合一 （Power1）；（2）股權(quán)分散程度（Power2）；（3）管理層是否持股（Power3）。 鑒于管理層權(quán)力是一個綜合性概念，為增強(qiáng)上述選取的三個反映管理層權(quán)力的單維度變量的說服力，本文借鑒盧銳（2008）的做法，將這三個單維度變量進(jìn)行組合構(gòu)成一個積分變量（Tpower1）和一個綜合啞變量（Tpower2）以反映管理層權(quán)力的大小。

3.控制變量。借鑒羅宏和黃文華（2008）以及劉銀國等（2014）的研究成果，本文選取每股企業(yè)自由現(xiàn)金流（Cash）、高管薪酬（Mp）、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)（Soe）、財務(wù)杠桿（Lev）、公司規(guī)模（Size）、獨(dú)立董事比例（Indd）等作為控制變量，以控制企業(yè)特征及公司治理程度的不同對高管隱性私有收益的影響。同時本文引入行業(yè)（Industry）和年度（Year）啞變量，以控制行業(yè)差異和年度影響，相關(guān)變量的定義參見表1。

表1 變量及定義

（三）模型設(shè)計。為了檢驗(yàn)假設(shè)，本文構(gòu)建了如下研究模型：

在通過預(yù)期正常在職消費(fèi)模型即模型（1）得到高管隱性私有收益（Abperks）的基礎(chǔ)上，我們建立模型（2）來檢驗(yàn)假設(shè)1，研究現(xiàn)金股利支付率對于高管隱性私有收益的影響。建立模型（3）來檢驗(yàn)假設(shè)2a和假設(shè)2b，其中為保持結(jié)果的穩(wěn)健性，管理層權(quán)力Tpower分別用權(quán)力積分變量（Tpower1）和權(quán)力啞變量（Tpower2）兩個指標(biāo)反映。為檢驗(yàn)假設(shè)2b，本文按產(chǎn)權(quán)性質(zhì)對全樣本進(jìn)行分組回歸（去掉Soe變量）。

四、實(shí)證檢驗(yàn)

（一）描述性統(tǒng)計。本文各模型中變量的描述性統(tǒng)計情況如表2所示。從表2中可以看出：（1）樣本企業(yè)高管隱性私有收益存在較大差異，最大值高達(dá)22.724，最小值為9.116；國有企業(yè)高管隱性私有收益均值和中位數(shù)分別為17.977和18.021，均高于非國有企業(yè)相應(yīng)數(shù)值，說明國企中存在的高管隱性私有收益現(xiàn)象更為嚴(yán)重。（2）從總體來看，我國上市公司股利支付水平有較大不同，既存在一些超額派現(xiàn)現(xiàn)象，又有發(fā)放零現(xiàn)金股利的企業(yè)，但股利支付率普遍較低，且國有和非國有企業(yè)差異不明顯。（3）管理層權(quán)力指標(biāo)統(tǒng)計結(jié)果顯示，非國有企業(yè)權(quán)力積分變量和權(quán)力啞變量的均值 （1.493和0.487）均明顯高于國有企業(yè) （0.924和0.178），表明相較于國有企業(yè)，非國有企業(yè)管理層擁有更大的權(quán)力。（4）從其他變量統(tǒng)計結(jié)果來看，國有企業(yè)自由現(xiàn)金流明顯高于非國有企業(yè)；高管薪酬、財務(wù)杠桿以及獨(dú)立董事比例各樣本公司間也存在較大差異。

表2 模型主要變量描述性分析

（二）相關(guān)性分析。模型中涉及主要變量的Pearson相關(guān)性分析，如下頁表3所示。可以看出，高管隱性私有收益（Abperks）與現(xiàn)金股利支付率（Div）在1%水平上顯著負(fù)相關(guān)，表明發(fā)放現(xiàn)金股利能夠抑制高管隱性私有收益，與本文假設(shè)1相符。高管隱性私有收益（Abperks）與管理層權(quán)力積分變量（Tpower1）、權(quán)力啞變量（Tpower2）、公司規(guī)模（Size）、高管薪酬（Mp）以及企業(yè)自由現(xiàn)金流（Cash）均顯著正相關(guān)，表明管理層權(quán)力、公司規(guī)模、高管薪酬以及企業(yè)自由現(xiàn)金流越大，高管謀取隱性私有收益的可能性越大。此外，高管隱性私有收益（Abperks）與財務(wù)杠桿（Lev）在 5%水平上顯著負(fù)相關(guān)，表明隨著企業(yè)負(fù)債的增加，償債壓力的增大，公司高管隱性私有收益會減少。從表3中可以發(fā)現(xiàn)，各變量間的相關(guān)系數(shù)均小于0.5（Tpower1和Tpower2為反映管理層權(quán)力大小的兩個指標(biāo)，不同時存在于模型中），不存在多重共線性問題。

（三）多元回歸分析。本文運(yùn)用Stata13對數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸分析，下頁表4給出了關(guān)于上文所提假設(shè)的回歸結(jié)果?？紤]到可能存在的內(nèi)生性問題，本文將模型中的各變量作滯后一期處理。

模型2用以檢驗(yàn)現(xiàn)金股利的發(fā)放對高管隱性私有收益的影響，回歸結(jié)果表明，現(xiàn)金股利支付率（Div）的回歸系數(shù)在10%水平上顯著為負(fù)，說明發(fā)放現(xiàn)金股利，可以有效地減少企業(yè)內(nèi)部的自由現(xiàn)金流，高管可支配的現(xiàn)金流也相應(yīng)減少，從而有效地抑制了高管的隱性私有收益，該回歸結(jié)果驗(yàn)證了假設(shè)1。

模型3-1和模型3-2分別將反映管理層權(quán)力的積分變量（Tpower1）和啞變量（Tpower2）引入模型中，并設(shè)置其與股利支付率（Div）的交互項(xiàng)（Tpower1×Div 和 Tpower2×Div）以檢驗(yàn)假設(shè)2a?；貧w結(jié)果顯示，權(quán)力積分變量和啞變量的回歸系數(shù)均為正，且其與股利支付率的交互項(xiàng)也均顯著為正，說明管理層權(quán)力越大，高管隱性私有收益水平越高，且管理層權(quán)力降低了現(xiàn)金股利對高管隱性私有收益的抑制作用，與前文的預(yù)期假設(shè)一致，假設(shè)2a得到驗(yàn)證。

模型3-3至模型3-6進(jìn)一步考察了不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)下，管理層權(quán)力的影響。其中，模型3-3和模型3-4基于國有企業(yè)樣本進(jìn)行回歸，模型3-5和模型3-6以非國有企業(yè)為樣本進(jìn)行回歸。回歸結(jié)果表明，在國有企業(yè)樣本中，權(quán)力積分變量（模型3-5）與股利支付率的交互項(xiàng)回歸系數(shù)為正且弱顯著；非國企樣本中，權(quán)力積分變量和啞變量與股利支付率的交互項(xiàng)回歸系數(shù)均為正，但都未通過顯著性檢驗(yàn)，說明管理層權(quán)力對于降低現(xiàn)金股利對高管隱性私有收益的抑制作用，在國有企業(yè)中表現(xiàn)更明顯，假設(shè)2b未得到支持。之所以出現(xiàn)上述結(jié)果，其原因可能在于，雖然非國有企業(yè) （特別是民營企業(yè)）管理層權(quán)力變量的均值和中位數(shù)都顯著高于國有企業(yè)，即非國企中管理層擁有更大的權(quán)力，但國家放權(quán)讓利改革使得國企“所有者缺位”，造成“內(nèi)部人控制現(xiàn)象”嚴(yán)重，且大多國企高管同時具有行政級別，而政治級別的存在無形中增大了國企高管權(quán)力的影響力。此外，考慮到國企高管的顯性薪酬受到所謂“剛性管制”，國企高管人員在保持低顯性薪酬的同時，更青睞于追求具有伸縮性和隱蔽性的“灰色在職消費(fèi)”即隱性私有收益（前文所列描述性統(tǒng)計中，也可看出國企高管擁有更多隱性私有收益）。基于上述因素的共同影響，看似掌握相對較少管理層權(quán)力的國企高管人員，很可能因其權(quán)力產(chǎn)生的特殊背景和機(jī)制而更易弱化現(xiàn)金股利對隱性私有收益的抑制作用。

在控制變量的回歸結(jié)果中還可以發(fā)現(xiàn)，公司規(guī)模、高管薪酬均與高管隱性私有收益呈顯著正向關(guān)系，規(guī)模越大的公司，企業(yè)可支配現(xiàn)金流的增加，提高了高管人員謀取私有收益的可能性，同時可以看出，高管薪酬激勵制度并沒有達(dá)到預(yù)期“高薪養(yǎng)廉”的效果，而企業(yè)自由現(xiàn)金流對于非國企的影響作用更強(qiáng)。此外，獨(dú)立董事比例對高管隱性私有收益在國企和非國企子樣本的影響結(jié)果顯得十分有趣，獨(dú)立董事比例越大的國有企業(yè)，其高管隱性私有收益越高，且通過了顯著性檢驗(yàn)；而在非國企樣本中獨(dú)立董事比例的回歸系數(shù)為負(fù)，但未能達(dá)到10%的顯著性水平，說明獨(dú)立董事在國有企業(yè)中其監(jiān)督職能基本失效，而在非國企中也僅能發(fā)揮有限的監(jiān)督作用。

（四）穩(wěn)健性檢驗(yàn)。為檢驗(yàn)上述實(shí)證結(jié)果的穩(wěn)健性，本文作如下檢驗(yàn)：其一，運(yùn)用每股現(xiàn)金股利數(shù)據(jù)作為衡量公司現(xiàn)金股利發(fā)放程度的指標(biāo) （代替前文選用的現(xiàn)金股利支付率數(shù)據(jù)），代入模型進(jìn)行檢驗(yàn)；其二，利用上述組成管理層權(quán)力積分變量和啞變量的3個指標(biāo)，分別作為權(quán)力代理變量進(jìn)行回歸檢驗(yàn)?；谏鲜鰞身?xiàng)測試的穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果與前文匯報的回歸結(jié)果均未發(fā)生實(shí)質(zhì)性改變，表明回歸結(jié)果具有穩(wěn)健性。

表3 Pearson相關(guān)性分析

表4 模型回歸結(jié)果

五、研究結(jié)論與啟示

基于我國現(xiàn)行股利分配政策及上市公司主要特征，本文考察了現(xiàn)金股利發(fā)放與高管隱性私有收益水平的關(guān)系，并進(jìn)一步檢驗(yàn)了管理層權(quán)力在其中所起到的作用。主要結(jié)論是：（1）現(xiàn)金股利的支付能夠有效地降低高管隱性私有收益水平，當(dāng)企業(yè)派發(fā)現(xiàn)金股利時，其內(nèi)部富余的現(xiàn)金流減少，高管可自由支配的現(xiàn)金流也相應(yīng)減少，進(jìn)而有效抑制了高管人員謀取個人隱性收益的行為；（2）管理層權(quán)力的存在對于現(xiàn)金股利抑制高管隱性私有收益具有顯著的弱化作用，管理層權(quán)力越大，高管利用職權(quán)影響股利分配的可能性也就越大，而往往集“管理權(quán)”與“行政權(quán)”于一身的國企高管人員，因其權(quán)力相對更不易被約束，使得管理層權(quán)力的影響力更明顯，即在國有企業(yè)樣本中這種弱化作用更強(qiáng)。

通過上述研究結(jié)論，所得啟示如下：（1）完善的現(xiàn)金股利分配制度有助于減少企業(yè)存在的自由現(xiàn)金流，降低高管人員操控企業(yè)現(xiàn)金流的可能性，進(jìn)而降低企業(yè)代理成本；（2）管理層權(quán)力對公司治理具有重要影響，所有者應(yīng)針對管理層建立有效的激勵與約束機(jī)制，正確引導(dǎo)管理層行為，使其最大限度地發(fā)揮應(yīng)有作用；（3）健全公司監(jiān)督管理機(jī)制，完善董事會結(jié)構(gòu)，真正有效地發(fā)揮獨(dú)立董事的監(jiān)督職能，對于公司治理水平的提升具有積極意義。