郭丹，陳紅

（1．湖北工程學(xué)院，湖北孝感432000；2．中南財經(jīng)政法大學(xué)，湖北武漢430073）

一、引 言

股權(quán)激勵有效性是公司治理領(lǐng)域的核心議題。在我國上市公司股權(quán)激勵實施過程中，一直存在股權(quán)激勵計劃是最大化股東價值的有效工具，還是管理層“自我獎勵”的爭議。2016年以來，國務(wù)院多次強(qiáng)調(diào)要落實、研究和完善股權(quán)激勵機(jī)制。目前，我國股權(quán)激勵制度建設(shè)和上市公司實踐處在非常關(guān)鍵的階段，迫切需要對股權(quán)激勵中的潛在道德風(fēng)險和長期激勵效應(yīng)進(jìn)行理論分析和實證檢驗，需重新審視股權(quán)激勵契約設(shè)計、公司治理機(jī)制、資本市場效率和制度環(huán)境的完善程度及合理性。

股權(quán)激勵下管理層機(jī)會主義行為表現(xiàn)多樣，其中，股權(quán)激勵下管理層如何影響公司決策實現(xiàn)自利成為國內(nèi)外研究的熱點。本文選取我國監(jiān)管部門和投資者十分關(guān)注的股利政策視角，深入考察股權(quán)激勵下管理層機(jī)會主義行為。迄今為止，國內(nèi)有少量文獻(xiàn)考察了上市公司股權(quán)激勵背景下管理層對股利分配水平的影響，但觀察期短使結(jié)論一般性不足，且尚存以下重要問題有待檢驗：股權(quán)激勵計劃本身，如股權(quán)激勵工具、授予對象和數(shù)量等關(guān)鍵契約要素對管理層的機(jī)會主義行為有何影響？股權(quán)激勵管理層除了影響股利分配水平外，是否會影響股利分配決策的其他方面？對這些問題的研究能豐富股權(quán)激勵下管理層決策行為文獻(xiàn)，有助于揭示現(xiàn)行股權(quán)激勵計劃契約設(shè)計和實施中存在的問題，為發(fā)揮股權(quán)激勵制度的長期激勵效應(yīng)提供思路?；诖?，本文立足于上市公司股權(quán)激勵計劃關(guān)鍵契約要素，考察管理層在股利平滑決策中的機(jī)會主義行為，應(yīng)用自由非參數(shù)方法構(gòu)建股利平滑指標(biāo)，建立多時點的DID模型檢驗股權(quán)激勵管理層的機(jī)會主義行為和公司股利平滑決策的邏輯關(guān)系。

“股利平滑”（Dividend Smoothing）是指股利政策制定者根據(jù)公司長期盈利來平滑當(dāng)期股利發(fā)放的行為，使股利變化滯后于盈利變化，股利平滑使公司的股利發(fā)放呈現(xiàn)出粘性特征 （Lintner，1956；Brav等，2005；Guttman，2010）［1］［2］［3］。 西方國家和地區(qū)對上市公司的實地考察和實證研究表明，股利平滑是股利政策的重要內(nèi)容，管理層動機(jī)是上市公司股利平滑的重要原因。我國學(xué)者也有應(yīng)用Lintner（1956）股利調(diào)整模型檢驗我國上市公司是否存在股利平滑，但對我國上市公司股利平滑的原因研究不足，鮮有從管理層動機(jī)角度來分析上市公司的股利平滑行為?；诖?，本文探討股權(quán)激勵下管理層機(jī)會主義行為對股利平滑的影響。本文的研究一方面豐富股利平滑決定因素文獻(xiàn)，另一方面擴(kuò)展股權(quán)激勵管理層對股利政策的影響等相關(guān)研究領(lǐng)域。

二、理論分析和研究假說

（一）理論分析

早期的股利信號模型，如 Bhattacharya（1979）［4］，Miller 和 Rock（1985）［5］，John和Williams（1985）［6］解釋了股利傳達(dá)信息的原因和機(jī)理，但并沒有對股利平滑行為進(jìn)行解釋，這些模型的重點是解釋股利當(dāng)期水平而不是股利改變所傳遞的信息。之后，股利信號理論的追隨者改進(jìn)了股利信號模型，對股利發(fā)放所表現(xiàn)出的平滑性特征進(jìn)行解釋，如Bates等（2009）［7］認(rèn)為低股利水平與股利平滑行為相關(guān)性更強(qiáng)。Guttman等（2010）并不認(rèn)同傳統(tǒng)信號傳遞理論對股利發(fā)放的解釋，通過對Miller和Rock（1985）的模型進(jìn)行改進(jìn)，發(fā)現(xiàn)股利平滑行為是管理層有保留地傳遞信息的結(jié)果，管理層越想保留公司當(dāng)前和未來現(xiàn)金流的私有信息，則越可能采取平滑的股利行為。由此，能從信息不對稱中獲利的公司更可能開展股利平滑行為，信息透明度越差、投資機(jī)會越大的公司更會開展股利平滑行為。此外，Grullon等（2002）［8］發(fā)現(xiàn)了股利減少公告引發(fā)股票價格下跌的證據(jù)，并認(rèn)為管理層有動機(jī)對股利進(jìn)行平滑。Chen等（2012）［9］，Rangvid等（2014）［10］指出，如果公司采取了股利平滑行為，則無法解釋股利收益率真實波動信息，從而使股利政策預(yù)測功能喪失。Acharya和Lambrecht（2015）［11］探討了收益和平滑之間的關(guān)系，認(rèn)為管理層在公司內(nèi)部信息上更具有信息優(yōu)勢，有傾向?qū)衫M(jìn)行平滑來引導(dǎo)外部投資者的預(yù)期，以應(yīng)對收益狀況不好的年份。

同樣，大多數(shù)的代理成本模型只關(guān)注了股利發(fā)放水平，忽視了股利政策的動態(tài)變化，只有少部分文獻(xiàn)用代理成本理論對股利政策的動態(tài)調(diào)整進(jìn)行解釋。Fudenberg和Tirole（1995）［12］認(rèn)為股東和管理層之間的信息不對稱導(dǎo)致股利平滑行為的產(chǎn)生，股東從管理層的股利或利潤報告中判斷公司的經(jīng)濟(jì)狀況，所以管理層有管理股利和利潤（股利平滑、盈余管理）的動機(jī)，對好的業(yè)績進(jìn)行低估，對不好的年份進(jìn)行高估，導(dǎo)致股利的平穩(wěn)性增強(qiáng)。Leary 和 Michaely（2011）［13］則認(rèn)為股利平滑行為能更好地被委托代理理論所解釋，那些代理成本更高的公司有著更高程度的股利平滑行為。Michaely和Roberts（2012）［14］實證研究發(fā)現(xiàn)民營非上市企業(yè)股利平滑程度比上市公司要低，他們認(rèn)為資本市場會對上市公司的股利分配作出反應(yīng)，所以上市公司更有股利平滑的動機(jī)。Lambercht和Myers（2012）［15］建立管理層尋租動機(jī)對公司股利平滑行為的影響模型，發(fā)現(xiàn)股利發(fā)放不僅隨著公司長期盈利動態(tài)調(diào)整，而且受公司管理層的特征影響，公司盈利波動性越大，則管理層越會積累盈余、長期維持低水平的股利發(fā)放，他們還發(fā)現(xiàn)，管理層股權(quán)激勵薪酬作為管理層尋租的代理變量，同股利平滑同步變動，管理層對平滑租的需求引致了平滑的股利。

顯然，股利信號模型和委托代理模型對公司股利平滑行為進(jìn)行了解釋，從中我們可以歸納出管理層對股利進(jìn)行平滑的動機(jī)：其一，管理層對股利支付進(jìn)行平滑是想向外部投資者傳達(dá)公司未來業(yè)績良好的信息；其二，管理層對股利支付進(jìn)行平滑是擔(dān)心股利劇烈變動會引起股票價格的下跌；其三，管理層為了私人收益進(jìn)行股利平滑，如避免解雇、迎合機(jī)構(gòu)投資者或中小投資者、獲得平穩(wěn)的經(jīng)濟(jì)租等；其四，操縱財務(wù)信息，通過平滑股利來保留公司當(dāng)前和未來現(xiàn)金流的私有信息，在這個過程中，管理層主動地向市場預(yù)期施加了影響力。

（二）研究假說

如果管理層被授予股權(quán)激勵計劃，那么，管理層對股利進(jìn)行平滑的動機(jī)會增強(qiáng)還是減弱呢？首先，股權(quán)激勵管理層同樣有策略性“粉飾”股利發(fā)放來迎合股東和中小投資者對公司業(yè)績希冀良好的動機(jī)；其次，股權(quán)激勵管理層也有從股利平滑中獲取經(jīng)濟(jì)租，以及保留公司未來盈利狀況的內(nèi)部信息的需求，第三，也是最關(guān)鍵的，股權(quán)激勵管理層希望股利平滑行為能對股票價格帶來積極影響，從而放大股權(quán)激勵收益。已有實證研究表明資本市場對股利不同方向的調(diào)整作出不對稱的反應(yīng)：Michaely等（1995）［16］發(fā)現(xiàn)不發(fā)放股利的公告后果很嚴(yán)重，平均股價會下跌6.1%；Grullon等（2002）發(fā)現(xiàn)股利增加公告的市場反應(yīng)遠(yuǎn)遠(yuǎn)小于股利減少公告的市場反應(yīng)，股利增加公告帶來股價增加的幅度是1．34%，而股利減少公告會導(dǎo)致股價下跌3．71%，幾乎是股利增加公告市場反應(yīng)的3倍，基于此，股權(quán)激勵管理層不會傾向于削減股利發(fā)放。另外，有研究發(fā)現(xiàn)資本市場對平滑的股利作出積極的市場反應(yīng)，Beer（1994）［17］以181家比利時上市公司為研究對象，發(fā)現(xiàn)市場對平滑的股利政策作出積極反應(yīng)；Rozycki（1997）［18］指出，股利平滑最小化投資者預(yù)期所得稅的現(xiàn)值，從而具有提升股票價格的作用；Karpavicius（2014）［19］通過構(gòu)建零增長股利貼現(xiàn)動態(tài)模型，得出的結(jié)論是上市公司進(jìn)行股利平滑的目的是最大化股票價格。綜上分析，本文提出以下假設(shè)：

H1：相比于非股權(quán)激勵上市公司，被授予股權(quán)激勵計劃的管理層有更大的傾向進(jìn)行股利平滑。

Lambercht和Myers（2012）指出：管理層尋租行為導(dǎo)致股利平滑的發(fā)生，在其模型中，管理層通過股利平滑行為獲得了穩(wěn)定的“經(jīng)濟(jì)租”。Lambercht和Myers（2017）［20］進(jìn)一步放開投資外生的假設(shè)，發(fā)現(xiàn)即使投資波動性增大，但股利支付和管理層所獲租金依然平穩(wěn)。顯然，以上研究結(jié)論的得出依賴于管理層存在機(jī)會主義動機(jī)（獲得經(jīng)濟(jì)租）的假設(shè)。對于股權(quán)激勵管理層而言，其機(jī)會主義行為動機(jī)大小會對股利平滑程度造成影響。當(dāng)股權(quán)激勵計劃越向管理層傾斜時，管理層進(jìn)行股利平滑的程度會越高。綜上分析，本文提出以下假設(shè)：

H2：股權(quán)激勵管理層機(jī)會主義動機(jī)越大，則股權(quán)激勵上市公司股利平滑程度越高。

Michaely和Roberts（2012）考察了企業(yè)異質(zhì)性對股利平滑行為的影響，發(fā)現(xiàn)上市公司比民營非上市企業(yè)的股利平滑程度更高，作者推測資本市場在其中扮演了十分重要的角色，上市公司更關(guān)注股票價格，因此更有動機(jī)進(jìn)行股利平滑來影響股票價格。就我國而言，國有上市公司和非國有上市公司差異明顯，其中，國有企業(yè)由于和政府天然聯(lián)系緊密，更容易獲得銀行貸款，從而使國企面臨的融資約束小，國企上市公司憑借股利政策吸引投資者的動機(jī)也小。相比之下，對于非國有上市公司而言，獲得外部融資的成本較高，因此更有動機(jī)采用平滑的股利政策迎合資本市場上的投資者。而當(dāng)非國有上市公司采取股權(quán)激勵計劃后，更有動機(jī)對股利進(jìn)行平滑，來吸引投資者、影響股票價格以提升股權(quán)激勵收益。綜上分析，本文提出以下假設(shè)：

H3：相比于國有上市公司，股權(quán)激勵計劃對非國有上市公司的股利平滑影響更大。

三、數(shù)據(jù)、模型與研究變量

（一）數(shù)據(jù)的選擇和處理

本文以2006-2015年中國A股上市公司為研究對象。首先，為了設(shè)計雙重差分模型，本文手動整理了2006-2015年已經(jīng)完成或正在實施的股權(quán)激勵計劃數(shù)據(jù)，包括授予對象明細(xì)，管理層激勵人數(shù)和授予數(shù)量明細(xì)等。其次，為了構(gòu)建股利相對變化波動率，選取2002-2015年的分紅數(shù)據(jù)和每股盈余數(shù)據(jù)①。公司財務(wù)數(shù)據(jù)、公司治理數(shù)據(jù)、股價數(shù)據(jù)來自國泰安（CSMAR）數(shù)據(jù)庫。最后，股利平滑是公司動態(tài)調(diào)整股利分配的行為，所以本章采用時間序列數(shù)據(jù)。

考慮到企業(yè)的特殊性，本文刪除了金融業(yè)的上市公司、ST上市公司、分紅數(shù)據(jù)不足5年的公司和資不抵債上市公司的年度樣本。在刪除主要變量數(shù)據(jù)缺失的樣本后，最終得到1803家A股上市公司的14858個公司年樣本。為避免離群值的影響，本文對所有連續(xù)變量在1%的水平上進(jìn)行了縮尾處理。

（二）管理層股權(quán)激勵對股利平滑影響的模型構(gòu)建

本文首先應(yīng)用Lintner（1956）股利局部調(diào)整模型考察我國上市公司的股利平滑行為，然后參考Leary和Michaely（2011）自由模型非參數(shù)方法，構(gòu)建股利平滑指標(biāo)，建立管理層股權(quán)激勵對股利平滑的影響模型。

（1）我國上市公司的股利調(diào)整模型。為測度上市公司股利平滑行為，本文首先從 Linter（1956）提出的股利局部調(diào)整模型開始。Linter（1956）發(fā)現(xiàn)，管理層傾向于對股利發(fā)放進(jìn)行平滑（Dividend Smoothing），盯住的標(biāo)的為目標(biāo)股利支付率。Linter（1956）的實證研究表明，公司并不是立即將當(dāng)期的股利發(fā)放調(diào)整為目標(biāo)發(fā)放水平，而是逐期向目標(biāo)調(diào)整，所以，當(dāng)期的股利分配不僅反映當(dāng)期盈利，而且反映過去的股利分配情況。Linter（1956）股利局部調(diào)整模型如下所示：

其中，Dit和Dit-1分別為第i家公司第t年和第t-1年的股利發(fā)放水平；為股利支付的目標(biāo)值，表示公司在第t年按照固定的目標(biāo)支付比率來進(jìn)行股利分配；參數(shù)ci反映股利支付的目標(biāo)值和第t-1年股利發(fā)放水平之差與股利支付變化ΔDit之間的依存關(guān)系。α參數(shù)則表明公司不情愿改變股利發(fā)放的傾向，εit為誤差項。

將（2）式代入（1）式中可得到：

令 β1=（1-ci），β2=ciri，則（3）式可表示為：

式（4）即為 Lintner（1956）股利局部調(diào)整模型的表達(dá)式。本文用 DPSit（每股現(xiàn)金股利）替代Dit，用EPSit（每股收益）替代Eit②，由此檢驗我國上市公司是否存在股利平滑行為。

在估計方法的選擇上，模型1屬于動態(tài)面板，對于每家公司而言只有14年的數(shù)據(jù)，每股收益變量和每股現(xiàn)金股利變量都會存在公司層面上的固定效應(yīng)，如果用OLS回歸，會導(dǎo)致不一致的有偏估計量，而采用組內(nèi)估法（WG），能消除公司層面的固定效應(yīng)，但又會導(dǎo)致時間固定效應(yīng)，從而使估計量有偏。對于公司數(shù)量i較多而t較小的動態(tài)面板而言，差分GMM和系統(tǒng)GMM可通過校正偏差得到一致估計。為保證結(jié)果的穩(wěn)健性和便于比較，本文分別使用OLS，組內(nèi)估計WG，差分GMM和系統(tǒng)GMM進(jìn)行參數(shù)估計。

（2）管理層股權(quán)激勵對股利平滑的影響模型。經(jīng)典的股利調(diào)整模型適用于對上市公司整體股利平滑行為作出判斷，對公司股利平滑的個體特征揭示不足，因此，本文應(yīng)用Leary和Michaely（2011）提出的自由模型非參數(shù)方法構(gòu)建股利相對波動率來衡量股利平滑，建立管理層股權(quán)激勵對股利平滑的影響模型，考察股權(quán)激勵管理層可能存在的機(jī)會主義行為。

股權(quán)激勵上市公司的股利平滑行為可能受到公司特征，如盈利能力、成長性、負(fù)債水平等因素的影響，使股權(quán)激勵上市公司本身的股利平滑程度有所差別，因此，股權(quán)激勵計劃對股利平滑的影響研究會受到內(nèi)生性問題的困擾。在實踐中，并非所有的上市公司進(jìn)行了股權(quán)激勵計劃，股權(quán)激勵計劃的實施與否為緩解內(nèi)生性問題提供了一個準(zhǔn)自然實驗環(huán)境，為緩解內(nèi)生性問題，本文運用雙重差分法考察股權(quán)激勵對股利平滑的影響。由于上市公司采取股權(quán)激勵計劃的時點不同，所以本文參考 Bertrand 和 Mullainathan（2003）［21］，周黎安和陳燁 （2005）［22］的方法，采用多時點的雙重差分方法構(gòu)建模型。本文將2006-2015年成功實施股權(quán)激勵計劃上市公司看作試驗組，將樣本期間從未實施股權(quán)激勵計劃的上市公司看作對照組，構(gòu)建如下固定效應(yīng)多時點DID模型：

其中，RELVOLi，t表示股利相對波動率（衡量股利平滑程度）；JD為試驗組標(biāo)識，如果一個公司在樣本期間采用股權(quán)激勵計劃，則此類公司為試驗組公司，JD取值為1，從未實施股權(quán)激勵計劃公司為對照組，JD取0；JD_POST為試點后標(biāo)識，如果樣本處在股權(quán)激勵計劃以后的年份，JD_POST取值為1，否則取0，以此標(biāo)識沖擊的發(fā)生；Zit是影響上市公司股利平滑行為的其他控制變量；∑yeardummy表示年份固定效應(yīng)；φi表示公司層面的固定效應(yīng)；εit為模型的隨機(jī)擾動項。

此處的模型設(shè)定雖與經(jīng)典的一次沖擊的DID③有所區(qū)別，但其效果無異。首先，通過控制公司固定效應(yīng)，φi已經(jīng)完全控制試驗組和對照組之間的固有差異（Bertrand和Mullainathan，2003），包括兩組公司之間股利平滑的差異；其次，通過加入年份固定效應(yīng)∑yeardummy，模型捕捉了股利平滑的波動（Bertrand和Mullainathan，2003），包括政策沖擊前后兩組公司股利相對盈利的變化。最后，模型2中的JD_POST則展現(xiàn)了相對于其他樣本，實驗組股利平滑程度的變化?；谝陨先c，JD_POST的系數(shù)β2為即雙重差分估計量。

為檢驗假設(shè)3，本文根據(jù)股權(quán)性質(zhì)對A股上市公司進(jìn)行分組，用模型2進(jìn)行考察。另外，為檢驗假設(shè)2，本文用模型3考察股權(quán)激勵上市公司管理層機(jī)會主義動機(jī)對股利相對波動率的影響。

其中，RELVOLit表示股利相對波動率（衡量股利平滑程度）；OpAbilityit為管理層機(jī)會主義動機(jī)變量；∑yeardummy表示年份固定效應(yīng)；Zit是影響上市公司股利平滑行為的其他控制變量；φi表示公司層面的固定效應(yīng)；εit為模型的隨機(jī)擾動項。

（三）變量構(gòu)造與說明

（1）基于 Linter（1956）的股利調(diào)整速度（SOA）。 模型 1 中，1-β1為股利調(diào)整速度SOA，衡量了股利變化相對盈余變化的敏感程度。如果β1較大，則說明股利調(diào)整速度越小，即公司股利政策平滑程度越高，股利發(fā)放越平穩(wěn)。通常β1介于0和1之間，如果β1=0，則股利調(diào)整速度為1，表明公司根本不對股利進(jìn)行調(diào)整，如果β1=1，則說明公司最大程度的對股利進(jìn)行了調(diào)整?；诖耍疚氖紫扔霉衫{(diào)整速度刻畫上市公司股利平滑行為。

（2）自由模型非參數(shù)方法構(gòu)建股利相對波動率。Leary和Michaely（2011）進(jìn)一步放開公司股利支付目標(biāo)值既定的假設(shè)，使用自由模型的非參數(shù)方法，用股利波動率和盈利波動率的比值（簡稱股利相對波動率）來度量股利平滑程度。

具體而言，式（5）表示根據(jù)二次時間趨勢方程式來調(diào)整股利。式（6）在應(yīng)用二次時間趨勢方程式對盈利調(diào)整之前，首先對盈利時間序列進(jìn)行了處理，具體的做法是用公司平均股利支付率rit作為目標(biāo)股利支付率的代理指標(biāo)，然后乘以每期的盈利，這樣做的目的是為了控制股利支付水平不同對相對波動性的影響④。式（7）中的RELVOL變量為股利相對波動率，將其定義為式（5）的標(biāo)準(zhǔn)誤差和式（6）的標(biāo)準(zhǔn)誤差的比值⑤，該比值越小，說明股利平滑程度越高。對同一個上市公司而言，樣本期間的股利波動率只有一個，為了得到標(biāo)準(zhǔn)形式的面板數(shù)據(jù)，用近5年的滾動標(biāo)準(zhǔn)差來代替股利波動率?；诖?，本文用RELVOL作為刻畫股利平滑行為的第二個指標(biāo)。

（3）其他變量。管理層機(jī)會主義行為動機(jī)變量（OpAbility）選取CEO激勵啞變量、CEO授予數(shù)量占比、管理層激勵人數(shù)占比、管理層授予數(shù)量占比。

在控制變量的選擇上，Easterbrook（1984）［23］、Jensen（1986）［24］指出更多的股利平滑行為與公司自由現(xiàn)金流有關(guān)；Bates等（2009）認(rèn)為公司股利平滑行為與融資約束有關(guān)，Guttman等（2010）認(rèn)為成長機(jī)會大的公司、公司保留信息范圍大的公司更會開展股利平滑行為；Leary和Michaely（2011）認(rèn)為公司資產(chǎn)規(guī)模、盈利能力與股利平滑行為有關(guān)。所以本文選取了第一大股東持股比例、資產(chǎn)對數(shù)、資產(chǎn)收益率、市值賬面比、每股企業(yè)自由現(xiàn)金流量、資產(chǎn)負(fù)債率、分紅再管制政策年份啞變量來進(jìn)行控制，見表1。

四、實證結(jié)果與分析

（一）A股市場現(xiàn)金股利和每股收益的動態(tài)變化關(guān)系

表1 變量定義和說明

圖1 上市公司每股現(xiàn)金股利和每股收益的動態(tài)變化

2001年，證監(jiān)會出臺導(dǎo)向型政策，將上市公司再融資資格和股利分配水平相掛鉤，學(xué)術(shù)上稱為半強(qiáng)制分紅政策（李常青等，2010）［25］?；诖耍疚倪x取2002-2015年A股市場上市公司現(xiàn)金股利和每股收益的數(shù)據(jù)，描繪兩者之間動態(tài)變化關(guān)系，見圖1。結(jié)果顯示，2002-2015年，上市公司平均每股現(xiàn)金的波動幅度遠(yuǎn)遠(yuǎn)小于每股收益的波動幅度，尤其是在2005年和2008年經(jīng)濟(jì)狀況不好時，每股收益都呈現(xiàn)出較大幅度的下調(diào)，然而每股現(xiàn)金股利的變動幅度相當(dāng)?shù)男?，可見我國上市公司總體存在股利平滑行為。

（二）管理層股權(quán)激勵對股利平滑的影響

在應(yīng)用經(jīng)典股利局部調(diào)整模型檢驗我國上市公司整體股利平滑行為的基礎(chǔ)上，本文建立管理層股權(quán)激勵對股利平滑的影響模型，考察股權(quán)激勵管理層可能存在的機(jī)會主義行為。

（1）主要變量描述性統(tǒng)計。表2是管理層股權(quán)激勵對股利平滑影響模型主要變量的描述性統(tǒng)計。從表2中可以看出，度量股利平滑的指標(biāo)（RELVOL）的均值為0．509，該數(shù)值小于1，說明股利波動率小于盈余波動率，反映出我國上市公司存在一定程度的股利平滑行為，該值介于0．026和2．993之間，說明上市公司之間的股利平滑程度差異明顯；從股權(quán)激勵后標(biāo)識（JD_POST）變量來看，該變量均值為0．116，股權(quán)激勵后年份約占到總樣本的11．6%，該值總體較小，說明我國實施股權(quán)激勵的上市公司總體比重不大。從分紅管制啞變量（REDUM）來看，該變量均值為0．796，說明《修改上市公司現(xiàn)金分紅若干規(guī)定》實施之后的樣本占到了79．6%。從其他變量來看，第一大股東持股比例（TOP1）、資產(chǎn)規(guī)模（LNA）、資產(chǎn)收益率（ROA）、市值賬面比（MB）、資產(chǎn)負(fù)債率（ALRATIO）、每股企業(yè)自由現(xiàn)金流（FCF）的統(tǒng)計值處在正常范圍內(nèi)。

表2 主要變量描述性統(tǒng)計

（2）多時點雙重差分模型回歸結(jié)果。表3報告了股權(quán)激勵計劃實施對上市公司股利平滑影響回歸結(jié)果，其中，第一列報告了全樣本回歸結(jié)果，第二、第三、第四列分別報告了按市場類型劃分的子樣本回歸結(jié)果（第二列對應(yīng)A股主板，第三列對應(yīng)創(chuàng)業(yè)板，第四列對應(yīng)中小板）⑥，第五列和第六列則是按照企業(yè)產(chǎn)權(quán)屬性劃分的子樣本回歸結(jié)果。

前四列回歸結(jié)果顯示，全樣本和按市場類型劃分的分樣本中，股權(quán)激勵后標(biāo)識（JD_POST）與股利相對波動率變量（RELVOL）之間呈負(fù)相關(guān)，且均在1%的水平上顯著，表明股權(quán)激勵計劃實施后，上市公司每股股利相對于每股收益的波動率變小，即相對于非股權(quán)激勵上市公司，股權(quán)激勵實施后，股權(quán)激勵上市公司的股利平滑程度有所增加。該研究結(jié)果支持了假設(shè)1。

第五列和第六列結(jié)果顯示，產(chǎn)權(quán)性質(zhì)為國有的上市公司中，股權(quán)激勵后標(biāo)識（JD_POST）與股利相對波動率變量（RELVOL）之間并不相關(guān)，而產(chǎn)權(quán)性質(zhì)為非國有的上市公司中，股權(quán)激勵后標(biāo)識 （JD_POST）與股利相對波動率變量（RELVOL）之間在1%的水平上顯著正相關(guān)，這說明國有上市公司實施股權(quán)激勵計劃對公司股利平滑程度不明顯，然而對于非國有公司而言，當(dāng)公司實施股權(quán)激勵計劃后，其股利平滑程度明顯增加，這說明非國有上市公司管理層通過股利平滑來間接影響自己的股權(quán)激勵收益。該研究結(jié)果支持了假設(shè)3。

表3 股權(quán)激勵計劃對上市公司股利平滑的影響

回歸結(jié)果還揭示了股權(quán)集中度（TOP1）、市值賬面比（MB）與股利相對波動率之間的正向關(guān)系、與股利平滑行為之間的負(fù)向關(guān)系。股權(quán)集中度越高，股利波動性越大，說明股權(quán)集中度越高的上市公司的股利平滑程度越低。該實證結(jié)論與 Javakhadzea 等（2014）［26］研究結(jié)論相同，Michaely 和 Roberts（2012）同樣發(fā)現(xiàn)英國股權(quán)更分散的公司中有更多的股利平滑行為。股權(quán)集中度與股利平滑程度負(fù)相關(guān)的原因可能有兩方面：其一，股權(quán)集中度越高的上市公司，股東對管理層的監(jiān)管和規(guī)制越強(qiáng)，因此，管理層的股利平滑行為更有可能被強(qiáng)有力的股東制止；其二，股權(quán)相對集中的大股東更希望股利發(fā)放反映公司的真實盈利狀況。衡量公司成長性的指標(biāo)市值賬面比與股利平滑程度負(fù)向關(guān)，這與Guttman等（2010）的實證結(jié)論一致。

回歸結(jié)果顯示盈利指標(biāo) （ROA）、資產(chǎn)負(fù)債率 （ALRATIO）、資產(chǎn)規(guī)模（LNA）、管制年份（REDUM）則與股利平滑呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系。盈利能力越強(qiáng)，則股利平滑程度越高，該結(jié)論與Lintner（1956）的實證結(jié)論一致。資產(chǎn)負(fù)債率越高，則說明公司的融資約束越強(qiáng)，公司的外部融資成本也高，因此，公司傾向于維持平滑的股利支付向外部債權(quán)人傳遞公司運營情況尚可的信息。Easterbrook（1984），DeAngelo 和 DeAngelo（2007）［27］都指出自由現(xiàn)金流問題越嚴(yán)重的上市公司越傾向于股利平滑，本文的實證結(jié)果驗證了該結(jié)論。資產(chǎn)規(guī)模越大，股利平滑程度越高，這與Leary和Michaely（2011）的實證結(jié)論一致。管制年份后，我國上市公司股利政策表現(xiàn)出一定的平滑性特征，這說明國家出臺的分紅政策增加了股利與長期盈余之間的依存程度。

表4 管理層機(jī)會主義動機(jī)對股權(quán)激勵公司股利平滑的影響

注：***、**、*分別表示 1%、5%、10%的顯著性水平；括號中輸出了經(jīng)公司年度調(diào)整后的聚類標(biāo)準(zhǔn)誤所對應(yīng)的t值。

表4是股權(quán)激勵上市公司管理層機(jī)會主義動機(jī)變量對公司股利平滑影響的回歸結(jié)果。反映董事長或總經(jīng)理機(jī)會主義動機(jī)的變量，CEO激勵啞變量（CEODUM）和CEO授予數(shù)量占比變量（CEOGRT），以及反映管理層整體的機(jī)會主義動機(jī)變量，包括管理層激勵人數(shù)占比（EXEGPR）、管理層授予數(shù)量占總授予數(shù)量比重（EXEGRT）、管理層授予數(shù)量占公司總股本比重（EXEGRT1）都與股利相對波動率指標(biāo)成反比，即股權(quán)激勵計劃越向包括董事長和總經(jīng)理在內(nèi)的管理層傾斜，則股利波動率越小，股利平滑程度越高。該研究結(jié)果支持了假設(shè)2。

（三）內(nèi)生性考慮和處理

（1）內(nèi)生性的進(jìn)一步考慮。公司治理研究難免會受到內(nèi)生性的干擾，包括選擇偏誤、遺漏變量和逆向因果等。首先，本文通過動態(tài)分析來展現(xiàn)試點前后試驗組公司和對照組公司股利平滑程度的變化，以檢驗是否在股權(quán)激勵計劃實施之前，試驗組公司的股利平滑程度較高。然后，本文通過使用基于PSM的DID方法，對股權(quán)激勵計劃對股利平滑的影響進(jìn)行重新估計。回歸結(jié)果表明：股權(quán)激勵計劃的實施對實驗組股利平滑確實有影響。

（2）潛在內(nèi)生性的處理。根據(jù)模型的設(shè)定邏輯，DID的估計結(jié)果可以消除一些不隨時間變化的不可觀察因素的影響，然而，這一效果嚴(yán)格依賴于對照組和試驗組樣本的可比性。因此使用傾向得分匹配法（PSM）為試驗組公司尋找對照，然后對混合樣本進(jìn)行多時點DID分析。

具體步驟如下：第一步，構(gòu)造匹配樣本。在全樣本、市場分樣本、股權(quán)性質(zhì)分樣本中匹配與股權(quán)激勵上市公司相對應(yīng)的非股權(quán)激勵上市公司；第二步，通過logit模型計算被實施股權(quán)激勵計劃上市公司的傾向得分（概率值）。其中，被解釋變量是否實施股權(quán)激勵計劃，解釋變量包括公司規(guī)模、資產(chǎn)負(fù)債率、市值賬面比等，同時我們也控制了行業(yè)和年度固定效應(yīng)。第三步，使用一對一非替代最近鄰匹配法，對樣本進(jìn)行匹配。本文對匹配后的樣本進(jìn)行多時點DID估計，結(jié)果JD_POST變量系數(shù)仍然顯著為負(fù)，證明了本文結(jié)論的可靠性。

（四）穩(wěn)健性檢驗

我國上市公司股利分配的監(jiān)管制度設(shè)計中，將“現(xiàn)金股利占利潤分配的比例”作為約束上市公司再融資的重要指標(biāo)。本文用每股可分配利潤作為每股收益的替代指標(biāo)，重新構(gòu)建股利相對波動率來進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗，結(jié)果表明，本文的結(jié)論依然穩(wěn)健。此外，本文還嘗試用托賓Q值指標(biāo)替換MB指標(biāo)，用營業(yè)收入增長率替代ROA指標(biāo)，用每股負(fù)債替代ALRATIO指標(biāo)，用有形資產(chǎn)對數(shù)替代LNA指標(biāo)，其管理層股權(quán)激勵對公司股利平滑的影響結(jié)果依然穩(wěn)健。

五、主要結(jié)論

在西方發(fā)達(dá)國家的股利政策實踐中，公司對股利發(fā)放進(jìn)行平滑的現(xiàn)象越來越普遍，學(xué)者探究了背后的原因，發(fā)現(xiàn)管理層動機(jī)是影響股利平滑的主要因素之一。相比之下，盡管國內(nèi)文獻(xiàn)專門對我國公司股利政策的平滑性特征和影響因素進(jìn)行探討，但幾乎沒有從管理層動機(jī)和行為角度來對公司股利平滑過程進(jìn)行解釋。股利平滑是股利政策的重要方面，管理層作為公司股利政策的制定和實施的關(guān)鍵角色，被授予股權(quán)激勵計劃時，會從自利的角度來影響股利平滑程度。

基于此，本文對管理層股權(quán)激勵如何影響股利平滑進(jìn)行實證檢驗。應(yīng)用Leary和Michaely（2011）自由模型非參數(shù)方法構(gòu)建股利相對盈余波動率來測度股利平滑程度，建立多時點的雙重差分模型考察管理層股權(quán)激勵對公司股利平滑的影響，得出如下結(jié)論：①我國上市公司存在股利平滑行為；②相較于非股權(quán)激勵上市公司，股權(quán)激勵上市公司實施股權(quán)激勵計劃后，其股利平滑程度顯著增強(qiáng)，證明股權(quán)激勵管理層通過股利平滑來維持甚至放大股權(quán)激勵收益；③股權(quán)激勵計劃授予對象、授予數(shù)量越向管理層傾斜，則股利平滑程度越高，說明管理層機(jī)會主義動機(jī)與股利平滑程度成正比；④股權(quán)激勵計劃的實施對國有上市公司的股利平滑行為影響不顯著，但非國上市公司實施股權(quán)激勵計劃后其股利平滑程度顯著上升。同時，本文還發(fā)現(xiàn)現(xiàn)金流、盈利、負(fù)債、成長性、股權(quán)集中度等公司特征變量是影響上市公司股利平滑的因素。

本文的實證結(jié)論豐富了管理層機(jī)會主義行為對股利政策影響研究領(lǐng)域的相關(guān)文獻(xiàn)，管理層為了維持股權(quán)激勵收益，有意識地根據(jù)公司的長期盈利對股利發(fā)放進(jìn)行了平滑。然而，管理層對股利進(jìn)行平滑的行為可能會帶來負(fù)面影響：一則管理層的股利平滑行為本身就存在成本；二則公司股利平滑行為切斷了當(dāng)期股利支付率和當(dāng)期盈余之間的關(guān)聯(lián)，使得股利分配難以反映公司的當(dāng)前和未來盈余狀況，從而股利的信號傳遞作用失真，投資者應(yīng)用公司股利分配信息來指導(dǎo)投資行為的難度增加。

注釋：

① 為得到標(biāo)準(zhǔn)的面板數(shù)據(jù)，本文用近5年股利波動率和盈利波動率的比值計算股利相對波動率，研究對象相本區(qū)間為2006-2015年，所以股利數(shù)據(jù)和盈利數(shù)據(jù)的樣本期間為2002-2015年。

② 之所以用公司年末總股數(shù)作為分母進(jìn)行控制，是為了消除規(guī)模效應(yīng)的影響。

③ 一次沖擊的DID的模型設(shè)定如下：

其中，Treat用于區(qū)分兩類公司，一類為受到外生沖擊的公司（試驗組），Treat取值為1，另一類是未受到?jīng)_擊的公司（對照組），Treat取值為0；Post用于區(qū)分沖擊發(fā)生前后，沖擊發(fā)生后的年份樣本，Post取值為1，之前取值為0；而Treat*Post正好捕捉到了沖擊導(dǎo)致的y的變化，其系數(shù)β3即為雙重差分估計量。

④ 處理目的是為了控制股利水平對相對波動性的影響。比如兩個有相同盈余波動性的公司，每年的股利變動幅度也相同，那么股利支付率高的公司肯定有更高的股利相對（盈余）波動率。

⑤ 標(biāo)準(zhǔn)誤差，亦稱“均方根差”或“中誤差”，是預(yù)測值與真值偏差的平方和觀測次數(shù)n比值的平方根，因為真誤差不易求得，所以通常用最小二乘法求得的觀測值來代替真誤差。

⑥ 第三列回歸結(jié)果中，分紅管制啞變量的系數(shù)為零，原因是創(chuàng)業(yè)板于2009年10月才正式開市。