（副教授），

一、引言

股利分配作為上市公司向市場傳遞盈利信號并吸引投資者的一種重要途徑，能夠降低代理成本，因此受到利益相關(guān)者的廣泛關(guān)注。證監(jiān)會也發(fā)布了一系列規(guī)定，以加強(qiáng)對上市公司股利分配政策的指引和監(jiān)管，由此形成了半強(qiáng)制分紅政策。多數(shù)學(xué)者對半強(qiáng)制分紅政策的效果持謹(jǐn)慎態(tài)度，認(rèn)為將股利發(fā)放與再融資掛鉤的做法雖然提高了上市公司發(fā)放現(xiàn)金股利的意愿和水平，但是上市公司的股利政策仍然缺乏穩(wěn)定性，不同類型、行業(yè)的上市公司受到的政策約束力度也不同[1][2][3]。

隨著對公司治理研究的深入，學(xué)者們對股利政策的內(nèi)在形成機(jī)制和公司外部治理影響的關(guān)注越來越多，各治理主體之間的權(quán)力配置問題引起了諸多關(guān)注。股利政策作為企業(yè)三大重要的財務(wù)決策之一，各治理主體都應(yīng)該在決策過程中發(fā)揮作用。上市公司最終選擇的股利政策應(yīng)該是公司所有的利益相關(guān)者在追求各自效用最大化的過程中所形成的博弈均衡，公司整體治理的改善能夠促進(jìn)股利支付水平的提高[4][5][6]。股東及其代理機(jī)構(gòu)（董事會以及管理層）是企業(yè)內(nèi)部治理的核心，在股利政策的制定過程中扮演著重要角色。從股東角度來看，Gordon[7]提出了“眾鳥在林，不如一鳥在手”的理論，他認(rèn)為公司股東更偏好高股利政策，因為對股東來說，在不確定性條件下現(xiàn)時發(fā)放的現(xiàn)金股利比保留盈余進(jìn)行再投資的收益風(fēng)險更小。董事會為了維護(hù)股東權(quán)益也傾向于提高股利支付的比例，董事的獨(dú)立性、任職時間、國際化、網(wǎng)絡(luò)性等特征對股利政策都有顯著影響[8][9][10][11]。代理理論認(rèn)為，管理層與股東的效用最大化目標(biāo)之間存在沖突，管理層缺乏股利分配的內(nèi)在動力，其權(quán)力的擴(kuò)大會降低公司的股利支付水平[12]。股東與管理層都有通過影響股利政策來強(qiáng)化自身權(quán)力的動機(jī)[13]。

現(xiàn)有文獻(xiàn)針對各治理主體及其特征對股利政策的影響展開的研究，多從單一維度出發(fā)探討治理主體對于股利分配的影響。事實上，從整體角度的分析往往會忽視內(nèi)部治理主體的權(quán)力博弈行為，而且缺少各因素對股利政策影響程度的量化分析。本文將定量分析不同治理主體對上市公司現(xiàn)金股利政策的影響，考察不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、不同地理位置的上市公司內(nèi)部權(quán)力博弈的差異，以及2008年半強(qiáng)制分紅政策實施以來股東與管理層雙方權(quán)力博弈對我國上市公司現(xiàn)金股利分配影響的總體變化情況，為更好地保護(hù)投資者的利益、促進(jìn)資本市場的健康有序發(fā)展提供經(jīng)驗證據(jù)和政策參考。

二、理論分析和模型

股東與管理者之間權(quán)力博弈的關(guān)鍵在于對剩余控制權(quán)的爭奪[14]。不同的股利政策反映了股東與管理者對公司自由現(xiàn)金流支配權(quán)力的大小。

在上市公司股利分配決策過程中，股東權(quán)力體現(xiàn)在以下兩個方面：一是通過董事會或股東大會行使自己的投票權(quán)，即用手投票；二是通過在二級市場上賣出股票來影響股價，對管理者形成壓力，即用腳投票。因此，管理層在制定現(xiàn)金股利分配預(yù)案時，必須充分考慮股東對分配預(yù)案可能做出的反應(yīng)，以免預(yù)案被股東否決或股東賣出股票向市場傳遞不良信號。因此，股權(quán)集中度的提高將有利于股東權(quán)力的增大。黃蓮琴等[15]認(rèn)為隨著股權(quán)集中度的提高，股東在與管理層博弈中能夠有效地監(jiān)督管理層的股利支付行為，迫使管理層提升公司的現(xiàn)金股利支付水平。

雖然股東擁有投票權(quán)，在現(xiàn)金股利分配決策中處于重要地位，但是管理層權(quán)力依然會在其中產(chǎn)生重要影響。Lambert等[16]討論分析了權(quán)力模型、錦標(biāo)賽模型和代理模型，認(rèn)為企業(yè)高管利用其任命董事會成員的權(quán)力、信息優(yōu)勢、組織地位等實現(xiàn)管理層權(quán)力。隨著管理層權(quán)力的逐漸積累和增大，管理層對公司的控制權(quán)也不斷增大，進(jìn)而通過各種渠道削弱董事會的監(jiān)督功能，對公司股利分配決策產(chǎn)生負(fù)面影響[17]。董事會在面對強(qiáng)勢CEO時，很有可能會屈從于管理層的決策。

基于前文對治理主體間的權(quán)力博弈在股利分配過程中的影響分析，引入雙邊隨機(jī)前沿模型的研究思路，考慮股東和管理者之間的權(quán)力博弈，建立一個用于衡量上市公司治理主體間的權(quán)力博弈對實際現(xiàn)金股利支付水平影響程度的測量模型。理論模型框架為：在給定企業(yè)個體特征的“公允”現(xiàn)金股利支付水平的基礎(chǔ)上，考慮治理主體間的權(quán)力博弈，一方面股東能夠通過掠奪管理層的預(yù)期剩余來提高現(xiàn)金股利支付水平，另一方面管理層也能通過獲得股東的預(yù)期剩余盡可能降低現(xiàn)金股利支付水平；股利支付水平最終經(jīng)過股東和管理者雙邊作用而形成，通過計算治理主體雙方的權(quán)力大小來衡量實際股利支付水平的偏離程度。

在上市公司制定股利分配方案的過程中，公司股東和管理層都擁有影響股利分配的權(quán)力。令企業(yè)最終的現(xiàn)金股利支付水平為D，具體形式如下：

其中表示股東所能接受的最低現(xiàn)金股利支付水平表示管理層愿意支付的最高現(xiàn)金股利支付水平。η（0≤η≤1）用于衡量股東的權(quán)力大小，若股東的權(quán)力越大，則η越接近1，η（）代表股東利用其權(quán)力在現(xiàn)金股利分配過程中獲得的剩余。

在企業(yè)個體特征給定的情況下，μ（x）=E（θ|x）即為企業(yè)自然形成的“公允”現(xiàn)金股利支付水平，滿足條件。其中，θ是實際存在的但是無法獲知。因此，[μ（x）-D]表示股東的預(yù)期剩余，[-μ（x）]則表示管理層的預(yù)期剩余，股東和管理層雙方最終獲得預(yù)期剩余的多少主要取決于其權(quán)力大小。將式（1）進(jìn)一步分解：

由式（2）可知，股東可以通過掠奪管理層預(yù)期剩余來提高現(xiàn)金股利支付水平，所掠奪的剩余規(guī)模為取決于股東權(quán)力η和股東的預(yù)期剩余；同樣，管理層也能通過掠奪股東預(yù)期剩余來降低現(xiàn)金股利支付水平，所掠奪的剩余規(guī)模為，取決于管理層的權(quán)力（1-η）和管理層的預(yù)期剩余

式（2）由三部分組成：①在給定企業(yè)個體特征的情況下，由企業(yè)特征自然形成的最優(yōu)股利分配水平μ（x），即“公允”現(xiàn)金股利支付水平是股東通過自身權(quán)力獲得的剩余是管理層通過自身權(quán)力獲得的剩余可以看做是股利分配過程中股東和管理層的權(quán)力博弈的凈效應(yīng)。

在此模型框架下，股東權(quán)力對于最終的現(xiàn)金股利支付水平具有正向影響，而管理層權(quán)力對最終的現(xiàn)金股利支付水平具有負(fù)向影響，現(xiàn)金股利支付水平的最終形成是股東和管理者雙邊影響的結(jié)果。將式（2）簡寫成：

其中：xi代表企業(yè)個體特征，包括企業(yè)總資產(chǎn)、盈利性、成長性等特征因素，β為待估參數(shù)向量；wi=wi、ui分別衡量股東權(quán)力和管理層權(quán)力對股利支付水平的正負(fù)影響；νi為一般意義上的隨機(jī)干擾項。式（3）是一個典型的雙邊隨機(jī)前沿模型。

由上述分析可知，管理層權(quán)力參數(shù)ui，t和股東權(quán)力參數(shù)wi，t都呈現(xiàn)單邊分布，故借鑒已有文獻(xiàn)假設(shè)二者服從指數(shù)分布，即對于傳統(tǒng)意義上的隨機(jī)干擾項vi，t，假設(shè)其服從正態(tài)分布，即，且假設(shè) ui，t、wi，t、vi，t相互獨(dú)立，且與 xi，t不存在相關(guān)關(guān)系。根據(jù)上述假設(shè)，ξi，t的分布密度函數(shù)為：

其中，?（·）和Φ（·）分別為標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布的概率密度函數(shù)和累積分布函數(shù)，其他參數(shù)設(shè)定如下：

第t期，第i個觀測值的對數(shù)似然函數(shù)為：

其中，θ=[β，δv，δu，δw]'為待估參數(shù)，可通過對數(shù)似然函數(shù)的最大化來獲得所有參數(shù)的極大似然估計值。本文主要的研究內(nèi)容是股東權(quán)力和管理層權(quán)力對現(xiàn)金股利支付水平的正向效應(yīng)和負(fù)向效應(yīng)的測度，為此，需要進(jìn)一步推導(dǎo)出 ui，t和 wi，t的條件分布：

其中，λ=（1/δu）+（1/δw），Ui，t=Φ（hi，t）+exp（ai，t-bi，t）Φ（ci，t），Wi，t=exp（bi，t-ai，t）Ui，t。同時，由式（7）和式（8）所確定的條件分布為基礎(chǔ)，可以進(jìn)一步推出ui，t和wi，t的條件期望：

式（9）和式（10）分別衡量了管理層權(quán)力和股東權(quán)力對現(xiàn)金股利分配的負(fù)向效應(yīng)和正向效應(yīng)影響的相對程度，進(jìn)而可以得到二者對現(xiàn)金股利分配影響的凈效應(yīng)，如下式：

三、模型設(shè)定和數(shù)據(jù)選取

1.雙邊隨機(jī)模型的設(shè)定。為衡量“公允”股利支付水平，本文借鑒呂長江和韓慧博[18]、陳立泰等[19]的研究，選取了公司總資產(chǎn)、資產(chǎn)負(fù)債率、每股收益等影響股利支付的因素作為企業(yè)個體特征變量，則“公允”股利支付水平為：

管理層持股比例一方面會使管理層利益與股東利益趨于一致，對公司現(xiàn)金股利支付有激勵作用；另一方面管理層持股使其具有投票權(quán)，又體現(xiàn)了其控制權(quán)的擴(kuò)大，將獲得更大的剩余索取權(quán)。本文采用管理層持股比例作為管理層權(quán)力的代理變量。黃蓮琴等[15]認(rèn)為大股東控股比例的提高對現(xiàn)金股利支付水平有提升作用，本文采用前十大股東持股比例作為股東權(quán)力的代理變量。因此，本文借鑒已有文獻(xiàn)對股東權(quán)力和管理層權(quán)力的分布參數(shù)進(jìn)行異質(zhì)性設(shè)定：δu=exp（u），δw=exp（w）。其中，δu=α0+α1MBOi，t，δw=α0+α1LSPi，t。

2.樣本選取和變量描述性統(tǒng)計。本文以滬深證券交易所A股上市的3007家企業(yè)的相關(guān)數(shù)據(jù)作為初始樣本，樣本區(qū)間為2008～2015年，相關(guān)數(shù)據(jù)來源于Wind資訊和國泰安CSMAR數(shù)據(jù)庫。本文借鑒李云鶴[20]的研究對樣本進(jìn)行了篩選，最終得到432家上市企業(yè)共3456個樣本觀測值。本文的數(shù)據(jù)處理和統(tǒng)計分析均在STATA 11.0中進(jìn)行。變量的定義如表1所示，描述性統(tǒng)計結(jié)果如表2所示。

表1 變量定義及描述

表2 描述性統(tǒng)計分析

由表2可得，每股現(xiàn)金股利的均值為0.16，每股收益的均值為0.52，說明上市公司的現(xiàn)金股利支付率為30.77%，與杜興強(qiáng)、譚雪[10]測算的2004～2014年上市公司現(xiàn)金股利支付率（23.95%）相比提高了6.8個百分點(diǎn)，說明上市公司的現(xiàn)金股利支付率在逐漸提高。管理層持股比率的均值為5%，前十大股東持股比例均值為58.22%，說明平均來看上市公司股東權(quán)力要明顯大于管理層權(quán)力，但是從極差來看，兩個指標(biāo)的公司間差異較大。另外，資產(chǎn)負(fù)債率的均值為46.36%，營業(yè)利潤增長率的均值為15.37%，每股經(jīng)營活動現(xiàn)金流量為0.59。

四、實證結(jié)果與分析

本節(jié)在雙邊隨機(jī)前沿模型設(shè)定和基準(zhǔn)現(xiàn)金股利因素分析基礎(chǔ)上，對選定的模型進(jìn)行總方差分解，并定量估計管理層權(quán)力、股東權(quán)力對企業(yè)現(xiàn)金股利影響的單邊效應(yīng)和凈效應(yīng)。然后按所有制、地區(qū)、年度的子樣本進(jìn)行分組回歸。

1.全樣本下的異質(zhì)性雙邊隨機(jī)前沿模型的估計。

（1）企業(yè)現(xiàn)金股利支付水平的影響因素及模型估計。在表3中，模型1采用OLS估計，各個變量對應(yīng)的VIF均小于2，多重共線性檢驗通過，且調(diào)整的R2值為0.534，證明本文所設(shè)定的模型能較好地擬合我國上市企業(yè)現(xiàn)金股利支付水平。模型2～模型6采用極大似然估計（MLE），其中模型2的約束條件為δu-δw=0，模型3的約束條件為δu和δw均不受外生變量的影響，模型4和模型5的約束條件為δu和δw分別不受外生變量的影響，模型6的約束條件為δu和δw同時受外生變量的影響。模型6的LL值與LR值均為最大值，說明模型6的擬合效果最優(yōu)。因此，本文選取模型6作為后續(xù)分析的基準(zhǔn)模型。

對模型6的估計結(jié)果進(jìn)一步分析得到：①總資產(chǎn)、每股收益和每股經(jīng)營活動現(xiàn)金流量與企業(yè)現(xiàn)金股利支付水平顯著正相關(guān)，資產(chǎn)負(fù)債率和營業(yè)利潤增長率與企業(yè)現(xiàn)金股利支付水平顯著負(fù)相關(guān)，與預(yù)期基本一致。即規(guī)模越大、盈利能力越好及現(xiàn)金流量越充足的企業(yè)，越趨向于發(fā)放現(xiàn)金股利；杠桿率越高和成長性越強(qiáng)的企業(yè)，越不傾向于發(fā)放現(xiàn)金股利。②管理層權(quán)力和股東權(quán)力都會對企業(yè)現(xiàn)金股利支付產(chǎn)生顯著的影響。③管理層持股比例與管理層權(quán)力相關(guān)性不顯著，這可能是因為我國企業(yè)管理層持股比例較低，對提高管理層權(quán)力的影響較為有限。④前十大股東持股比例與股東權(quán)力顯著正相關(guān)，這表明隨著股權(quán)集中度的提高，股東在與管理層博弈中能夠有效地監(jiān)督管理層的股利支付政策，迫使管理層提升公司的現(xiàn)金股利支付水平。

（2）方差分解：管理層權(quán)力、股東權(quán)力對企業(yè)現(xiàn)金股利支付水平的影響情況。表4給出了方差分析的結(jié)果，發(fā)現(xiàn)管理層權(quán)力和股東權(quán)力都對企業(yè)實際現(xiàn)金股利支付水平產(chǎn)生了影響。其中，股東權(quán)力對企業(yè)實際現(xiàn)金股利支付水平的影響更大，這將導(dǎo)致兩者對企業(yè)現(xiàn)金股利支付水平的綜合影響為正，E（wu）=δw-δu。干擾項總方差（為1.020，這其中99.72%由管理層權(quán)力δu和股東權(quán)力δw所貢獻(xiàn)；而雙方權(quán)力的總影響中，股東權(quán)力相對于管理層權(quán)力處于優(yōu)勢地位，達(dá)到91.90%，管理層權(quán)力對企業(yè)現(xiàn)金股利支付水平的影響僅為8.10%。這表明，雖然在企業(yè)現(xiàn)金股利支付水平的形成過程中管理層權(quán)力具有一定的負(fù)向效應(yīng)，但是現(xiàn)金股利支付水平的高低主要取決于股東權(quán)力正向效應(yīng)的大小。

表3 雙邊隨機(jī)前沿模型估計結(jié)果

表4 方差分解結(jié)果（全樣本）

表5 管理層權(quán)力、股東權(quán)力和二者凈效應(yīng)的描述性統(tǒng)計（全樣本）

（3）管理層權(quán)力、股東權(quán)力導(dǎo)致企業(yè)現(xiàn)金股利支付水平偏離的程度。本文進(jìn)一步對管理層權(quán)力和股東權(quán)力做了單邊作用程度和凈效應(yīng)的估計，估計結(jié)果如表5所示。由表5可知，平均而言，為了緩解公司內(nèi)部的委托代理問題，以減少經(jīng)理人手中的自由現(xiàn)金流，股東傾向于增加股利分配，使得企業(yè)現(xiàn)金股利支付水平比最優(yōu)水平高了8.83%；而管理層出于自身效用最大化的考慮，會配置現(xiàn)金流以降低所承擔(dān)的風(fēng)險，使企業(yè)現(xiàn)金股利支付水平比最優(yōu)水平低了2.79%，股東權(quán)力的正向效應(yīng)完全抵消了管理層權(quán)力對企業(yè)現(xiàn)金股利支付水平的負(fù)向效應(yīng)，并使得我國企業(yè)現(xiàn)金股利支付水平整體上高于最優(yōu)水平6.04%。

為了更具體地呈現(xiàn)管理層權(quán)力、股東權(quán)力對企業(yè)現(xiàn)金股利支付水平影響的分布特征，表5中列出了不同分位點(diǎn)上管理層權(quán)力和股東權(quán)力的效應(yīng)。綜合而言，在表5中所示的各個分位點(diǎn)上，在企業(yè)現(xiàn)金股利分配過程中股東權(quán)力均處于優(yōu)勢地位，但是凈效應(yīng)的變化呈現(xiàn)出較大差異。在第一個四分位點(diǎn)上，企業(yè)現(xiàn)金股利支付水平相對于最優(yōu)水平僅高出了0.27%，這表明仍有少部分管理層對企業(yè)現(xiàn)金股利支付水平具備較強(qiáng)的影響能力。但是從統(tǒng)計結(jié)果來看，大部分管理層在與股東的權(quán)力博弈中處于劣勢，第三個四分位點(diǎn)上的統(tǒng)計數(shù)據(jù)表明約有1/4的企業(yè)現(xiàn)金股利支付水平相對于最優(yōu)水平高出了9.47%。

管理層權(quán)力、股東權(quán)力以及二者凈效應(yīng)的分布特征如右圖所示。由右圖可知，管理層權(quán)力負(fù)向效應(yīng)和股東權(quán)力的正向效應(yīng)都呈現(xiàn)右偏態(tài)分布，表明我國只有少數(shù)企業(yè)面臨絕對強(qiáng)勢的管理層權(quán)力負(fù)向效應(yīng)和股東權(quán)力正向效應(yīng)。大多數(shù)情況下，二者對現(xiàn)金股利支付水平的決策主導(dǎo)權(quán)力均處在此消彼長的變動中。凈效應(yīng)的分布圖顯示，并非所有管理層在與股東的博弈中都處于下風(fēng)。從頻數(shù)分布圖可以看出，大約20%企業(yè)現(xiàn)金股利支付水平的凈剩余小于零，這意味著當(dāng)前我國部分企業(yè)的管理層權(quán)力在現(xiàn)金股利支付上占據(jù)主動，導(dǎo)致實際現(xiàn)金股利支付水平低于最優(yōu)水平。但同時也意味著，80%企業(yè)現(xiàn)金股利支付水平高于最優(yōu)水平。整體而言，股東在與管理層的權(quán)力博弈中具備更強(qiáng)的影響力，因此股東權(quán)力的正向影響使我國上市公司的實際現(xiàn)金股利支付水平高于“公允”的股利支付水平。

2.子樣本下的雙邊隨機(jī)前沿模型的估計。

（1）按照企業(yè)所有制性質(zhì)分組的子樣本估計。表6給出了在不同所有制下，治理主體間的權(quán)力博弈對企業(yè)現(xiàn)金股利支付水平影響的特征：平均而言，無論所有制性質(zhì)如何，股東在與管理層的博弈中均處于優(yōu)勢地位，兩者的凈效應(yīng)為正。其中，民營企業(yè)由于股東權(quán)力的正向效應(yīng)最低和管理層的負(fù)向效應(yīng)最高，從而導(dǎo)致凈效應(yīng)最低，僅高于最優(yōu)水平5.41%。這可能是因為在民營企業(yè)中經(jīng)常出現(xiàn)總經(jīng)理與控股股東“二職合一”的現(xiàn)象，大股東委托親屬甚至親自參與企業(yè)經(jīng)營的現(xiàn)象也很常見，因此，民營企業(yè)中的管理層因擁有投票權(quán)而擁有更高的權(quán)力。相較于民營企業(yè)，國有企業(yè)的凈效應(yīng)則有所提高，高于最優(yōu)水平6.04%，這可能是因為國有企業(yè)的“股東缺位”現(xiàn)象較為嚴(yán)重，為了降低代理成本，國有企業(yè)股東依靠其對上市公司的較強(qiáng)控制力以爭取發(fā)放較多的現(xiàn)金股利。外資企業(yè)的凈效應(yīng)最高，實際股利支付水平高于最優(yōu)水平8.28%，可能是得益于完善的公司治理結(jié)構(gòu)和投資者保護(hù)制度。

（2）按照企業(yè)所在地區(qū)分組的子樣本估計。在不同地區(qū)下，管理層權(quán)力、股東權(quán)力對企業(yè)現(xiàn)金股利支付水平影響的分布特征如表7所示：平均而言，不同地區(qū)的企業(yè)現(xiàn)金股利支付水平都要高于最優(yōu)水平，且三者差異并不明顯。從不同分位點(diǎn)來看，三個地區(qū)的企業(yè)隨著分位點(diǎn)的提高，其凈效應(yīng)都呈現(xiàn)明顯上升的趨勢。其中，在第一個四分位點(diǎn)上，東、中、西部企業(yè)管理層權(quán)力和股東權(quán)力之間的凈效應(yīng)分別為0.44%、-0.17%和0.03%，而在第三個四分位點(diǎn)上，東、中、西部企業(yè)管理層權(quán)力和股東權(quán)力之間的凈效應(yīng)分別為9.26%、10.51%和10.35%。

表6 管理層權(quán)力、股東權(quán)力和二者凈效應(yīng)的描述性統(tǒng)計（所有制子樣本）

（3）按照年度分組的子樣本估計。從表8中可以看出，凈效應(yīng)指標(biāo)均值由2006年的5.94%到2015年的6.52%，總體呈上升趨勢，并在2015年達(dá)到最高。這意味著在過去的幾年時間里，隨著我國政府出臺了諸多強(qiáng)制分紅的政策措施和上市公司治理結(jié)構(gòu)的完善，我國現(xiàn)金股利的支付水平在不斷提升。但值得注意的是，凈效應(yīng)在2008～2010年間有短暫的下降，這可能是因為從宏觀角度來看，受2008年金融危機(jī)的影響，一些企業(yè)出口困難、產(chǎn)品滯銷，使得經(jīng)營發(fā)展遭受了沉重打擊。在此背景下，基于謹(jǐn)慎性原則，為應(yīng)對未來的不確定性，管理層權(quán)力和股東權(quán)力之間的博弈有所緩和，企業(yè)現(xiàn)金股利支付水平有所降低。

表8 管理層權(quán)力、股東權(quán)力以及二者凈效應(yīng)的描述性統(tǒng)計（年度子樣本）

五、結(jié)論及啟示

過去已有的文獻(xiàn)多采用企業(yè)個體特征來研究影響現(xiàn)金股利分配的因素，本文將權(quán)力博弈引入現(xiàn)金股利分配決策的研究中，從權(quán)力博弈的新視角解讀了現(xiàn)金股利支付水平的形成過程，并分別衡量了股東權(quán)力和管理層權(quán)力對現(xiàn)金股利支付水平的影響程度。本文主要研究結(jié)論如下：①平均而言，股東能夠利用自身權(quán)力使實際現(xiàn)金股利支付水平高出“公允”水平8.83%，而管理層僅使實際現(xiàn)金股利支付水平低于“公允”水平2.79%，經(jīng)過治理主體間的權(quán)力博弈形成的現(xiàn)金股利支付水平高于“公允”的股利支付水平。因此，股東權(quán)力對于提升現(xiàn)金股利支付水平具有顯著作用。②從公司異質(zhì)性來看，不同所有制性質(zhì)的上市公司中，治理主體間的權(quán)力博弈對現(xiàn)金股利支付水平的影響存在差異，外資企業(yè)的凈效應(yīng)最為明顯，而民營企業(yè)的凈效應(yīng)最低；不同地區(qū)的上市公司治理主體間的權(quán)力博弈對現(xiàn)金股利支付水平的影響沒有顯著差異。③2008～2015年期間，凈效應(yīng)指標(biāo)均值總體上呈上升的趨勢。

由于上市公司管理層缺乏現(xiàn)金股利分配的內(nèi)在動力，同時國有上市公司“股東缺位”、民營上市公司“二職合一”現(xiàn)象普遍存在，管理層的權(quán)力缺乏監(jiān)督，使得上市公司管理層有能力利用自身權(quán)力影響現(xiàn)金股利分配。因此，監(jiān)管部門和上市公司各利益相關(guān)者應(yīng)加強(qiáng)對管理層權(quán)力的監(jiān)督制衡，上市公司所有者也應(yīng)制定合理的考核制度和監(jiān)督機(jī)制對管理層進(jìn)行激勵和約束，以最大限度地發(fā)揮管理層的積極作用。當(dāng)然，股東權(quán)力對現(xiàn)金股利分配的正向效應(yīng)并不是越大越好，否則就會出現(xiàn)大股東“掏空行為”，利用現(xiàn)金股利分配攫取公司現(xiàn)金流。因此，監(jiān)管部門除推行相關(guān)分紅監(jiān)管政策外，還應(yīng)積極引導(dǎo)上市公司建立治理主體權(quán)力的監(jiān)督制衡機(jī)制，通過分紅信息披露等措施減少股利分配決策中雙方權(quán)力博弈造成的不良影響。

[1]李常青，魏志華，吳世農(nóng).半強(qiáng)制分紅政策的市場反應(yīng)研究[J].經(jīng)濟(jì)研究，2010（3）.

[2]陳云玲.半強(qiáng)制分紅政策的實施效果研究[J].金融研究，2014（8）.

[3]楊寶，莊恒，甘孜露.中國證券市場“現(xiàn)金股利之謎”——基于1990～2015年上市公司分紅數(shù)據(jù)的考察[J].證券市場導(dǎo)報，2017（9）.

[4]黎文靖.股東和管理層的權(quán)力博弈與會計信息質(zhì)量——來自中國證券市場的經(jīng)驗證據(jù)[J].暨南學(xué)報（哲學(xué)社會科學(xué)版），2009（6）.

[5]黃志典，李宜訓(xùn).公司治理、現(xiàn)金股利與公司價值[J].證券市場導(dǎo)報，2017（3）.

[6]劉星，譚偉榮，李寧.半強(qiáng)制分紅政策、公司治理與現(xiàn)金股利政策[J].南開管理評論，2016（5）.

[7]GordonM.J..TheSavingsInvestmentand Valuation of a Corporation[J].Review of Eco?nomics&Statistics，1962（1）.

[8]Carpenter M.A.，Westphal J.D..The Strategic Context of External Network Ties：Examining the Impact of Director Appointments on Board Involvement in Strategic Decision Making[J].Social Science Electronic Publishing，2000（4）.

[9]Cook D.O.，Wang H..The informativeness and ability of independent multi-firm directors[J].Journal of Corporate Finance，2011（1）.

[10]杜興強(qiáng)，譚雪.國際化董事會、分析師關(guān)注與現(xiàn)金股利分配[J].金融研究，2017（8）.

[11]馮慧群，馬連福.董事會特征、CEO權(quán)力與現(xiàn)金股利政策——基于中國上市公司的實證研究[J].管理評論，2013（11）.

[12]王茂林，何玉潤，林慧婷.管理層權(quán)力、現(xiàn)金股利與企業(yè)投資效率[J].南開管理評論，2014（2）.

[13]Magee J.C.，Galinsky A.D..Social Hierarchy：TheSelfReinforcingNatureofPowerand Status[ J].Academy of Management Annals，2008（2）.

[14]馬金城，張力丹，羅巧艷.管理層權(quán)力、自由現(xiàn)金流量與過度并購——基于滬深上市公司并購數(shù)據(jù)的實證研究[J].宏觀經(jīng)濟(jì)研究，2017（9）.

[15]黃蓮琴，屈耀輝，傅元略.大股東控制、管理層過度自信與現(xiàn)金股利[J].山西財經(jīng)大學(xué)學(xué)報，2011（10）.

[16]Lambert R.A.，Larcker D.F.，Weigelt K..The Structure of Organizational Incentives[J].Admin?istrative Science Quarterly，1993（3）.

[17]郭紅彩.管理層權(quán)力對上市公司分紅行為的影響——基于我國A股上市公司的經(jīng)驗證據(jù)[J].中南財經(jīng)政法大學(xué)學(xué)報，2013（1）.

[18]呂長江，韓慧博.股利分配傾向研究[J].經(jīng)濟(jì)科學(xué)，2001（6）.

[19]陳立泰，林川，陳耿.財務(wù)特征、公司治理與現(xiàn)金股利分配傾向[J].金融經(jīng)濟(jì)學(xué)研究，2010（2）.

[20]李云鶴.企業(yè)過度投資源于管理者代理還是過度自信[J].世界經(jīng)濟(jì)，2014（12）.