楊俊 陳金勇 孫建波

(1.3.中南財經(jīng)政法大學會計學院，湖北 武漢 430074；2.湖北大學商學院，湖北 武漢 430062)

在2001年以前，中國上市公司的股利政策突出表現(xiàn)為不分配公司逐年增多，并且股利支付率水平偏低(李常青，1999)[2]，這種低股利分配水平甚至相對于成熟市場“股利消失”現(xiàn)狀的公司還為不如(Fama和 French，2001)[1]。鑒于國內新興資本市場中上市公司分紅行為的上述異象僅靠市場來自發(fā)調節(jié)修正顯然不夠現(xiàn)實，從2001年3月開始到2013年止，中國證監(jiān)會循序漸進地6次頒布系列股利監(jiān)管政策文件，將公司增發(fā)或配股的資格直接與股利分配水平相掛鉤；財政部、國家稅務總局、國資委和上交所也出臺了促進公司建立持續(xù)、穩(wěn)定、科學、透明的分紅機制，提高投資者價值投資理念的相應政策文件。

研究表明，短時間內迅速發(fā)展起來的新興資本市場，并不具有英美等發(fā)達市場的完善公司治理框架、強力投資者保護法規(guī)和投資者理性程度等特征，因此大都使用過強制性或半強制性分紅監(jiān)管政策，不過政策效果并無定論(何基報，2011)[3]。國內對2008年半強制分紅政策出臺市場反應的研究則表明，半強制分紅政策對有再融資需求或潛在的再融資需求的成長型以及競爭行業(yè)上市公司帶來了一定的負面影響，可能存在“監(jiān)管悖論”的局限性(李常青，2010)[4]。

我國證監(jiān)會2006年發(fā)布的《上市公司證券發(fā)行管理辦法》，首次實際將分紅監(jiān)管與再融資資格“掛鉤”，提出“上市公司公開發(fā)行證券應符合最近3年以現(xiàn)金或股票方式累計分配的利潤不少于最近三年實現(xiàn)的年均可分配利潤的百分之20%”。這種量化先期利潤分配比例來確定公司再融資資格的做法，會怎樣影響公司的股利決策呢？公司股利分配政策的決策者主要是公司包括管理者和控股股東在內的內部人，那么監(jiān)管政策的調整是否使得管理層激勵與現(xiàn)金股利政策之間的協(xié)同效應發(fā)生改變呢？更進一步，如果監(jiān)管政策的調整促使管理層股利分配決策更為合理化，邏輯上公司整體價值將得到提升，那么監(jiān)管政策的調整是否使得管理層激勵與公司價值之間的關系發(fā)生預期的“正能量”改善呢？

本文試圖實證考察我國系列半強制分紅政策出臺后，公司管理層激勵與現(xiàn)金股利政策之間的協(xié)同效應是否對政策調整做出反應，如果是的話，對公司價值又會產(chǎn)生什么樣的影響。本文研究試圖為新興市場股利分配的政府監(jiān)管政策制定或修改提供經(jīng)驗證據(jù)，也可為我國上市公司分紅機制的進一步理順和完善提供理論參考。

制度背景、理論分析與假設發(fā)展

一、制度背景

我國股票市場成立的長期一段時間以來，上市公司大多“融資”積極、分紅消極，重籌資輕回報的思想表露無遺，資本市場資源配置功能日益弱化，市場投機氣氛甚囂塵上。因此，監(jiān)管部門主動介入，采取如頒布引導或強制性股利的監(jiān)管政策來保證投資利益的做法成為一種自然的監(jiān)管思路。證監(jiān)會在《上市公司新股發(fā)行管理辦法》(證監(jiān)會，2001)、《關于加強社會公眾股股東權益保護的若干規(guī)定》(證監(jiān)會，2004)等監(jiān)管法規(guī)中，開始實施將分紅與再融資資格相掛鉤的做法。2006年5月6日證監(jiān)會發(fā)布《上市公司證券發(fā)行管理辦法》，標志著股利監(jiān)管進入了實質監(jiān)管期，辦法中第一次量化對于分紅比例的要求，基本堵住了上市公司“釣魚式分紅”獲得再融資資格的通道。2008年10月7日證監(jiān)會發(fā)布《關于修改上市公司現(xiàn)金分紅若干規(guī)定的決定》，在分紅數(shù)量方面由2006規(guī)則中的20%提升至30%，在分紅方式要求方面，從2006年規(guī)則中的”現(xiàn)金或股票方式”直接要求必須是“現(xiàn)金分紅方式”，進一步提高了再融資企業(yè)分紅的“門檻”要求，在一定程度上起到了遏制上市公司“重圈錢、輕回報”亂象的作用。

從公司高管激勵狀況來看，國內上市公司高管激勵體系主要由年薪、在職消費與股權激勵三部分構成。股票市場初期我國上市公司高管年薪明顯表現(xiàn)為“管制過度”(陳冬華，2005)[5]；后期隨著改革開放的深入，要素市場化程度的提高，經(jīng)理人才激勵措施備受關注，上市公司高管的薪酬又表現(xiàn)出過快增長的態(tài)勢，近年，部分上市公司業(yè)績滑坡而高管卻薪酬高企，更是引起社會公眾的紛紛質疑。隱性在職消費在我國具有普遍性，因此在職消費在我國高管激勵契約中同樣占用重要地位，并且具有一定的存在價值(陳冬華，2005)[5]。在貨幣薪酬不足以激勵高管努力程度下，在職消費可以成為補充性的激勵手段。從股權激勵來看，2005年股權分置改革啟動前，我國只有少數(shù)上市公司開始引入股權激勵機制，并且股權激勵行為大都不規(guī)范。2006年1月1日《上市公司股權激勵管理辦法(試行)》開始頒布實施，對于國有控股上市公司的股權激勵，國資委、財政部于2006年9月13日特別發(fā)布了《國有控股上市公司(境內)實施股權激勵試行辦法》，自此推出高管股權激勵方案的上市公司也日見增多，到2013年止A股已實施股權激勵上市公司遠超過400家，兩市接近五分之一的公司都推出自己的高管股權激勵方案，并且基本以股票期權和限制性股票作為上市公司高管激勵的模式。

國內公司的股利分配政策，由于上市公司控股股東在公司財務決策方面具有控制或決定權，通常也由控股股東主導包括分紅政策在內的公司財務政策。在股權分置改革完成前，控股股東不但可能更加偏好發(fā)放高現(xiàn)金股利，也有能力實現(xiàn)這一點。另外，高度集中的股權加劇了我國控股股東代理問題。股權集中可能會引發(fā)大股東與其他股東間的嚴重代理問題，比如擁有控制權優(yōu)勢的大股東，可以通過關聯(lián)交易、擔保貸款、利益輸送、惡意分紅、資金占用等直接或間接“隧道”方式，轉移上市公司資源，侵害中小股東利益，不過，這種大股東的“利益輸送”行為，在控股股東持股比例較高時，大股東傾向于以高分紅、關聯(lián)交易等方式實現(xiàn)“利益輸送”；持股比例低時，則傾向于采用擔保、股權轉讓和資金占用等方式(劉峰等，2004)[6]。

二、理論分析與假說發(fā)展

股利代理成本理論認為股利支付能夠有效地降低公司代理成本。高現(xiàn)金股利支付的另一面就是公司留存收益相應減少，公司可資使用的內部資本額減少，公司的現(xiàn)金流量也減少，這意味著公司新投資項目由公司內部資本支撐不再可行，管理層被迫尋求外部負債或權益融資，接受資本市場的審視，從而迫使管理者主動積極降低代理成本，以實現(xiàn)低成本外部籌資。同時，這種股利支付讓管理者的在職消費或過度投資等自肥行為變得不可行或成本提高，管理者要保證期望收益至少不低于前期的話只能放棄隱形收益，轉而訴諸于顯性的貨幣薪酬或股權激勵。

另一方面，管理者選擇支付高現(xiàn)金股利時，實際上向市場發(fā)出一個自身相對優(yōu)秀的有效信號。因為公司股利支付后，如果進行權益融資，未來公司每股稅后盈利將被攤薄，這意味著公司要維持既有程度的股利支付率的話，管理層相對以前年度而言，需要提高工作努力程度，或具有優(yōu)越的經(jīng)營管理能力，以維持公司良好的未來業(yè)績并持續(xù)支付較高水平的股利。

國內研究表明，高管薪酬激勵和現(xiàn)金股利政策都能提高企業(yè)價值，并且兩者在提高企業(yè)價值上表現(xiàn)出協(xié)同效應，同時，企業(yè)產(chǎn)權性質和地區(qū)市場化程度會對這種協(xié)同效應產(chǎn)生影響(梁彤纓、陳 波、陳超輝，2014)[7]，不過當現(xiàn)金股利政策的決定受外部監(jiān)管政策重大變動的影響時，這種協(xié)同效應會發(fā)生什么樣的變化呢？換言之，股利監(jiān)管政策變動怎樣影響管理層激勵與現(xiàn)金股利政策對企業(yè)價值的協(xié)同效應呢？證監(jiān)會從2001年開始發(fā)布一系列半強制分紅政策，但實際上只是在2006年5月發(fā)布《上市公司證券發(fā)行管理辦法》，第一次量化再融資資格的前期分紅比例，才真正進入股利的實質監(jiān)管期。理論上如果管理者擁有足夠的激勵條件時，面對這種股利監(jiān)管政策，會選擇高股利政策來提高公司價值，因此，進入股利實質監(jiān)管期后，如果這種監(jiān)管政策有效的話，相對之前而言，管理層選擇更高水平的股利支付來最大化自己的私人收益。

基于以上分析，本文提出如下假設：

H1：股利實質監(jiān)管政策的實行，可以促進管理層激勵與現(xiàn)金股利政策對企業(yè)價值的協(xié)同效應提高。

不同產(chǎn)權性質的企業(yè)，不但財務政策(如投資、股利分配等)的決定機制存在明顯差異，管理人員的報酬決定機制也截然不同，這兩者都可能對高管激勵的效率產(chǎn)生重要影響。在非國有公司中，不存在所有者缺位和控制人監(jiān)管缺失的問題，管理人員薪酬市場化定價的程度和靈活性都較國有公司為高；在國有公司則顯著不同，國有控股往往導致內部人控制，內部人利用所掌握的權力自定薪酬，從而形成激勵過度，一些國有企業(yè)承擔非經(jīng)濟性的政策性目標，雖然能夠獲得政府保護或補貼等政策性收益，但同時也常常陷入國有企業(yè)預算軟約束的泥淖，降低國有企業(yè)的經(jīng)營效率及管理者激勵機制。不同產(chǎn)權性質的公司，面對股利政策監(jiān)管的調整，由于激勵機制的不同，非國有公司相對國有公司而言，管理層激勵與現(xiàn)金股利政策對企業(yè)價值的協(xié)同效應將會更高。

基于以上分析，本文提出如下假設：

H2：股利實質監(jiān)管政策的實行，可以促進管理層激勵與現(xiàn)金股利政策對企業(yè)價值的協(xié)同效應提高，這種效應在非國有公司中將更為顯著。

另外，既然現(xiàn)金股利在法律對投資者利益保護完善的國家中能夠充分起到公司股東信息傳遞和代理問題緩解的良性作用，那么邏輯上，在中國現(xiàn)有這種資本市場法律對投資者利益保護遠欠完善和投資者缺乏事后救濟的環(huán)境下，通過監(jiān)管部門的行政規(guī)則出臺強制性股利政策，理論上應該能夠起到保護中小投資者利益的作用。這樣，這一效應傳遞到市場上，反映在公司價值層面，高管理層激勵與高現(xiàn)金股利政策將會提高投資者對公司的定價。

基于以上分析，本文提出如下假設：

H3：股利實質監(jiān)管政策的實行，可以促進管理層激勵對公司價值效應的提升。

研究設計與樣本選擇

一、模型設定與變量說明

1.模型設定

借鑒姜付秀、黃繼承(2011)[8]，梁彤纓、陳波和陳超輝(2014)[7]的做法，結合國內研究文獻結果，我們構建模型(1)對假說H1進行檢驗：

對假說H2的檢驗，我們對模型(1)按照是否國有公司分別進行回歸進行檢驗。

對假說H3的檢驗，由于公司價值、管理層激勵與公司股利政策的共同決定性質，換言之，由于可能存在的內生性問題，我們建立以下聯(lián)立方程組進行相應檢驗：

2.實質監(jiān)管效應的雙重差分估計(Difference-in-Differences，DID)

除使用混合截面回歸之外，我們還使用雙重差分估計來估計實質監(jiān)管效應。實施某項公共政策可看作是自然實驗或準實驗，比較受政策影響處理組(treatment group)和未受影響的控制組(control group)就能得到該政策的效應(周黎安、陳燁，2005)。

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這里使用雙重差分模型的基本想法是，實質股利監(jiān)管一方面制造了同一個公司在監(jiān)管前后的差異，同時也制造了在同一時點上受監(jiān)管公司與非受監(jiān)管之間的差異，基于這雙重差異形成的估計有效控制了其他共時性政策的影響和受監(jiān)管公司與非受監(jiān)管的事前差異，從而可識別出實質監(jiān)管政策產(chǎn)生的效應。

因此，本文將檢驗樣本分為兩組：一組是“處理組”，即“實質監(jiān)管”政策發(fā)布后進行了股權再融資，直接受到政策影響的SEO上市公司樣本組；另一組是“控制組”，即“實質監(jiān)管”政策發(fā)布后沒有進行股權再融資，政策未直接影響的非SEO上市公司樣本組。為進行雙重差分分析，本文定義以下變量：虛擬變量SEO，處理組上市公司樣本取1；控制組取0；時間變量time，實質監(jiān)管后的年份(2007～2010年)取1，之所以將2006年剔除是考慮到股利發(fā)放效應的時滯性；實質監(jiān)管前的年份(2001～2005年)取0。

3.變量說明

在表1中我們給出了回歸模型使用的變量及其計算說明。

二、樣本選擇和數(shù)據(jù)來源

我們以CSMAR數(shù)據(jù)庫中的中國上市公司財務報表、公司治理和財務指標數(shù)據(jù)庫為基礎，初選樣本包括了滬深股市1999～2013年間所有A股上市公司。由于特殊的財務結構，我們首先剔除了金融保險與房地產(chǎn)行業(yè)；在此基礎上，剔除了st和*st等特殊處理觀察值，以減輕異常值影響；最后剔除了相關數(shù)據(jù)缺失的觀察值，得到15790個公司年觀測值。本文公司分紅數(shù)據(jù)取自于國泰安“中國股票市場股利政策研究數(shù)據(jù)庫”；相關財務數(shù)據(jù)取自于CSMAR中國上市公司財務報表數(shù)據(jù)庫、中國上市公司治理結構研究數(shù)據(jù)庫；配股、增發(fā)上市公司信息取自于CSMAR中國上市公司配股、增發(fā)研究數(shù)據(jù)庫。

在回歸前，為了消除極端值對連續(xù)變量造成的影響，本文利用Winsorize極值的處理方式，對處于0～1%和99～100%之間的極端值樣本予以相應替換成1%位和99%位的變量值。一些可能存在共線性問題的變量，我們進行了中心化處理，即使用變量減去變量均值后的數(shù)據(jù)來替換，包括高管薪酬(zlnacm)、每股股利(zdps)等變量。

實證結果與分析

一、主要變量描述性統(tǒng)計

表2、3、4分別報告了全樣本、實質監(jiān)管前、實質監(jiān)管后主要變量的描述性統(tǒng)計結果。

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可以發(fā)現(xiàn)，2001～2013年間A股樣本公司的托賓Q值平均為1.655倍，股利實質監(jiān)管前為1.15倍，股利實質監(jiān)管后為1.844倍，差異顯著。

二、主要變量相關分析

檢驗我們三個假說所設定模型中涉及主要變量的Pearson積差相關系數(shù)和秩Spearman相關系數(shù)的相關檢驗結果見表5。

因變量tobinq與實質監(jiān)管變量yeas06的Pearson積差相關系數(shù)為0.041，在1%的統(tǒng)計意義上顯著；相應指標的Spearman秩相關系數(shù)則為0.248，也在1%的統(tǒng)計意義上顯著。

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Pearson相關系數(shù)衡量兩個隨機變量間的線性相關程度，在數(shù)據(jù)來自正態(tài)分布，且樣本大小適中或是足夠大時，樣本的該相關系數(shù)就是總體相關系數(shù)的極大似然估計，且具有漸進無偏性和有效性；由于Pearson線性相關系數(shù)預含數(shù)據(jù)成對從正態(tài)分布中獲得和數(shù)據(jù)是邏輯意義上的等間距數(shù)據(jù)這兩個前提假設，放松該假設下可以用Spearman(1904)的秩相關系數(shù)來代替度量兩變量聯(lián)系強弱(Lehmann,D'Abrera,1998)。本質上Spearman秩相關系數(shù)就是排序變量間的 Pearson線性相關系數(shù)，因此我們同時考察兩種情況。

因此，就我們的樣本而言，因變量 與實質監(jiān)管變量兩變量無論在線性或非線性意義上都具有相關性，并且都具有統(tǒng)計意義上的顯著性。

三、檢驗結果分析

1.多元回歸分析

基于理論分析中的假說檢驗模型(1)，我們首先將樣本劃分為全樣本、國有公司樣本和非國有公司樣本三種情況，然后分別使用無交乘項和有交乘項兩種混合截面數(shù)據(jù)回歸方法進行OLS回歸，六組回歸的結果見表6。

從實質監(jiān)管啞變量(year06)的回歸系數(shù)來看，六組回歸的系數(shù)為正且都在1%統(tǒng)計水平上顯著不為0，經(jīng)濟意義也達到約1%的影響水平，不過，顯然實行實質監(jiān)管政策的前后并無太大差異。

從高管薪酬變量(alnacm)的回歸系數(shù)來看，六組回歸的系數(shù)同樣為正且都在1%統(tǒng)計水平上顯著不為0，這表明管理層激勵對企業(yè)價值具有提升作用，不過，顯然實行實質監(jiān)管政策的前后也并無太大差異。

從管理層持股變量(msr)的回歸系數(shù)來看，六組回歸的系數(shù)均為負數(shù)且都在1%統(tǒng)計水平上顯著不為0，這表明管理層持股對企業(yè)價值具有抑制作用，不過，這一效應在實行實質監(jiān)管政策的前后也并無太大差異。

從股利支付變量(zdps)的回歸系數(shù)來看，六組回歸的系數(shù)中有五組回歸系數(shù)都為正數(shù)且都在1%統(tǒng)計水平上顯著不為0，只有非國有公司帶交乘項的回歸中系數(shù)為負并且沒有統(tǒng)計意義上的顯著不為0?？傮w上，現(xiàn)金股利政策也對企業(yè)價值具有提升作用，不過這一點在非國有公司中并不明顯。

從交乘項的回歸結果來看，高管貨幣薪酬變量(zlnacm)與股利支付變量(zdps)交乘后的回歸系數(shù)在全樣本下為正但并不顯著，在非國有公司樣本下為正且在10%統(tǒng)計水平上顯著，而在國有公司樣本下為負且不顯著?？傮w上，貨幣性的管理層激勵與現(xiàn)金股利政策對企業(yè)價值的具有互補性，換言之，兩者對企業(yè)價值具胡提升的協(xié)同效應，但這一效應并不是很明顯，并且在國有公司中，這種協(xié)同效應轉變成為不明顯的替代效應了。

高管持股變量(msr)與股利支付變量(zdps)交乘后的回歸系數(shù)在全樣本非國有公司樣本及國有公司樣本下都為負且都不顯著。因此，總體上，股權性的管理層激勵與現(xiàn)金股利政策對企業(yè)價值的具有相互替代的性質，但這一效應并不是很明顯，并且在國有公司或非國有公司中，這種替代效應基本無差別。

從高管貨幣薪酬變量(zlnacm)與股利支付變量(zdps)和實質監(jiān)管變量(year06)三者的交乘項回歸結果來看，三項回歸下系數(shù)都為正數(shù)，但只是在全樣本下才具有5%統(tǒng)計水平上的顯著性。因此，從總體上來說，貨幣性的管理層激勵與現(xiàn)金股利政策對企業(yè)價值的協(xié)同效應，在實質監(jiān)管后確實有明顯的增加，沒有拒絕我們的假設H1，不過應該注意的是，不管國有或非國有公司，這一效應雖然存在，但并不是很明顯。

值得注意的是，我們的假說H2并沒有充分的證據(jù)支撐，實際上，從上述三變量交乘項的回歸系數(shù)來看，國有公司或非國有公司中股利實質監(jiān)管政策的實行，都可以促進管理層激勵與現(xiàn)金股利政策對企業(yè)價值的協(xié)同效應，但這一點在國有公司中顯得更為明顯些，盡管都不顯著。

2.雙重差分效應估計

上文分析已經(jīng)說明，高管貨幣薪酬變量(zlnacm)與股利支付變量(zdps)和實質監(jiān)管變量(year06)三者交乘項回歸系數(shù)都為正數(shù)，并且在全樣本下具有5%統(tǒng)計水平上的顯著性。這一結果總體上支持我們的假說H4-1,即貨幣性的管理層激勵與現(xiàn)金股利政策對企業(yè)價值的協(xié)同效應，在實質監(jiān)管后確實有明顯的增加，盡管區(qū)分國有或非國有公司樣本時，這一效應的顯著性降低。

表7 雙重差分模型(DID)估計結果，因變量為(3)國有組VARIABLES coef tstat coef tstat coef tstat seo 0.2413(2.65)***0.2915 (1.45)0.2262(2.70)***year06 0.8452(32.51)***0.9520(17.47)***0.8491(29.97)***Seo*year06-0.0373(-0.37)-0.0397(-0.19)-0.1701(-1.69)*zlnacm 0.0217(1.69)*0.0561(2.65)***-0.0041(-0.29)dps 0.6765(10.65)***0.7762(8.58)***0.5979(7.04)***first -2.7848(-9.53)***-3.3192(-7.38)***-1.8304(-5.17)***firstsq 2.8500(7.92)***3.4082(5.95)***1.7224(4.10)***shrz 0.0001(0.66)0.0010(2.36)**-0.0001(-0.35)duli 0.2932(1.60)0.2190 (0.76)0.3529(1.66)*lev -0.0513(-0.95)0.2997(3.54)***-0.3828(-6.07)***size -0.3803(-36.97)***-0.4810(-28.18)***-0.2849(-24.93)***WSalesGro 0.0958(4.82)***0.1642(5.00)***0.0227(1.04)crisis -0.0740(-2.76)***0.1558(3.68)***-0.3451(-10.83)***Constant 9.6857(43.36)***11.6660(31.68)***7.6568(30.72)***Observations 15,790 8,434 7,356 Adj R2 0.18 0.15 0.20 F 263.4 118.9 146.6(1)全樣本(2)非國有

本節(jié)我們用雙重差分估計方法來估算實質監(jiān)管后凈效應。

表7報告了在加入控制變量后DID模型的估計結果。其中模型1為全樣本的估計結果，模型2、3分別為非國有公司組、國有公司組的雙重差分模型估計結果。表4-7的回歸結果顯示，雙重差分模型交乘項seo×year06的系數(shù)分別為-0.0373、-0.0397、-0.1701，全樣本和非國有公司組中都不顯著，僅國有公司組中在10%統(tǒng)計水平上顯著不為0。

總體上，證監(jiān)會分紅的“實質監(jiān)管”并沒能起到促進股權再融資上市公司企業(yè)價值(以tobinq衡量)提升的作用，進一步分析還可以發(fā)現(xiàn)，“實質監(jiān)管”虛擬變量 的回歸系數(shù)在1%水平上顯著，說明2006年以后證監(jiān)會等部門對于上市公司分紅的“實質監(jiān)管”顯著提高樣本公司以tobinq衡量的企業(yè)價值水平；seo的回歸系數(shù)都為正，只有非國有公司組中不顯著，說明相比于非再融資上市公司，融資公司以tobinq衡量的企業(yè)價值水平更高。

(1) (2) (3) (4) (5) (6)VARIABLES tobinq tobinq dps dps zlnacm zlnacm seo06 -0.9045(-4.84)***-0.4207(-3.16)***0.7531(3.60)***year06 -5.6590(-8.04)***-33.2123(-5.51)***33.8922(7.21)***seoyear06 1.3302(5.62)***0.9132(4.25)***-1.3941(-4.98)***tobinq -28.3551(-5.44)***27.3970(7.50)***tobinq06 27.9780(5.45)***-26.6078(-7.42)***zlnacm 9.9764(10.80)***-3.1304(-3.88)***zlnacm06-9.0823(-10.64)***3.7557(4.38)***size -1.4845(-13.05)***-1.3539(-5.38)***1.9074(10.38)***age 0.4730(3.78)***-0.4954(-4.17)***lev 0.5601 (1.82)*-0.2228(-1.14)-0.0227(-0.06)eps 0.0730 (0.66)roaw -14.6531(-6.44)***18.0202(5.06)***-11.6760(-3.29)***cps -0.0706(-2.61)***WSalesGro 0.0643 (0.64) 0.1878(2.58)***-0.2171(-1.81)*dps 5.4434 (1.43) -0.4237(-0.08)dps06 -2.2184(-0.62) 0.1057 (0.02)tang -2.3881(-3.55)***hold-0.0136(-1.77)*Constant 41.5758(13.10)***61.3687(5.48)***-74.5148(-8.80)***Observations 17,411 17,411 17,411 R-squared-22.61 -2,014.12 -45.04注：z-statistics in parentheses,*** p<0.01,** p<0.05,* p<0.10

3.聯(lián)立方程組回歸結果

由于公司價值、管理層激勵與公司股利政策的內生性，我們使用由模型2、3、4組成聯(lián)立方程，使用三階段最小二乘法來減弱三變量相互作用的性質，考察管理層激勵與公司股利政策對企業(yè)價值的真實影響。結果見表8。

從表8的聯(lián)立回歸結果可以發(fā)現(xiàn)，在控制公司價值、管理層激勵與公司股利政策間的聯(lián)立性后，管理層激勵變量(zlnacm)回歸系數(shù)為正且在1%統(tǒng)計水平上顯著不為0，公司股利政策變量(dps)回歸系數(shù)雖然為正，但顯著性水平超過10%，因此，總體上來看，管理層激勵與公司股利政策確實對公司價值產(chǎn)生正面影響。

穩(wěn)健性檢驗

針對上述實證結果，我們還進行了如下的穩(wěn)健性檢驗：(1)對于企業(yè)價值的衡量，我們對非流通股權市值用流通股股價代替，重新計算托賓值Q 做了替換，重新進行了回歸分析，結論保持不變。另外，我們還用期末凈有形資產(chǎn)作分母，重新計算托賓值Q 做了替換，重新進行了回歸分析，結論保持不變。(2)對于股利支付的衡量，我們使用股利支付率替代每股股利，重新進行了回歸分析，結論保持不變。(3)對于企業(yè)負債水平的衡量，我們使用銀行債務占總資產(chǎn)的比率對此變量做了替換，然后重新進行了回歸分析，結論保持不變。(4)對于高管薪酬變量，我們用所有高管層平均薪酬的自然對數(shù)對此變量做了替換，然后重新進行了回歸分析，結論保持不變。(5)對于企業(yè)規(guī)模的衡量，我們使用年末凈資產(chǎn)的自然對數(shù)對此變量做了替換，然后重新進行了回歸分析，結論保持不變。

整體上，我們的結果具有一定的可靠性。

結論

針對中國分配股利的上市公司比例偏小，股利支付率平均水平偏低的現(xiàn)象，中國證監(jiān)會從2001 年3月開始到2013年止循序漸進地6次頒布系列股利監(jiān)管政策文件，其中2006年以量化既往利潤分紅比例的方式直接將再融資資格與之掛鉤。

這種半強制性分紅監(jiān)管政策，會怎樣影響公司的股利決策呢？公司股利分配政策的決策者主要是公司內部人，股利監(jiān)管政策調整是否能使得管理層激勵與現(xiàn)金股利政策之間的價值協(xié)同效應發(fā)生改變呢？換言之，監(jiān)管政策的出臺是不是促進了公司高管激勵與分紅之間的正面聯(lián)接呢？監(jiān)管政策的調整是否使得管理層激勵與公司價值之間的關系發(fā)生預期的“正能量”改善呢？

本文實證研究我國系列半強制分紅政策出臺后，公司管理層激勵與現(xiàn)金股利政策之間的協(xié)同效應是否對政策調整做出反應，進一步考察了這種反應對公司價值產(chǎn)生的影響。

我們發(fā)現(xiàn)，從總體上來看，貨幣性的管理層激勵與現(xiàn)金股利政策對企業(yè)價值的協(xié)同效應，在實質監(jiān)管后確實有明顯的增加，不過應該注意的是，不管國有或非國有公司，這一效應雖然存在，但并不是很明顯。

本文研究為新興市場股利分配的政府監(jiān)管政策制定或修改提供了新的經(jīng)驗證據(jù)，也為監(jiān)管部門進一步理順和完善我國上市公司分紅機制提供了理論依據(jù)。股利監(jiān)管政策實施的效果在一定程度上有賴于先行理順上市公司高管的激勵機制，提高公司治理水平，特別應該注意防止控股股東間接淘空公司，侵害中小股東利益行為的發(fā)生。