管理层激励工业上市公司论文

摘要：上市公司董事会特征与控制权私人收益水平的高低有着密切的联系。以2013-2017年中国中小板上市公司数据为样本测得其控制权私人收益平均值为11.82%，并对影响控制权私人收益的公司董事会特征因素作多变量线性回归分析。实证结果显示：（1）董事长和总经理两职分离对控制权私人收益具有抑制作用;（2）独立董事比例与控制权私人收益负相关，但不显著。以下是小编精心整理的《管理层激励工业上市公司论文 (精选3篇)》的文章，希望能够很好的帮助到大家，谢谢大家对小编的支持和鼓励。

管理层激励工业上市公司论文 篇1：

管理层激励与公司投资同步性

摘要：本文以我国经济结构转型与产业升级为背景，以2003-2011年非金融类上市公司数据为样本，研究管理层激励对公司投资同步性的影响及其作用机理。并通过检验发现，管理层激励强度越大，投资同步性越低。，结论为该领域研究提供了理论依据。

关键词：管理层激励投资同步性产权性质市场化进程

一、引言

投资同步性是指企业投资与行业中其它企业的投资决策直接的同步性关系。当公司管理层在投资决策中会利用更多的私有信息进行差异化战略投资，该公司投资就会表现为较低的同步性，反之则表现为较高的投资同步性。当期由于我国经济整体处于转型与产业结构升级阶段，资本市场还不够发达，会计信息质量较低，管理层激励存在严重不足，市场竞争不够充分等，致使我国企业存在较高的投资同步性。然而较高的投资同步性，不仅不利于企业竞争力的提升，而且会导致重复投资建设，进而产生产能过剩，不利于整个宏观经济的转型升级。因此，基于这种背景下，本文基于微观企业视角研究管理层激励如何降低公司投资同步性及其作用机理，对理解我国上市公司投资行为特征，促进宏观经济结构转型具有重要的战略意义。目前关于同步性问题的研究文献主要集中于股价同步性，大量研究分别从产权保护程度、股权结构、分析师、机构投资者以及信息透明度等角度研究其对股价同步性的影响(李增泉，2005;王亚平等，2009;王艳艳和于李胜，2013)。对于公司投资同步性的研究则相对较少。目前主要有Knyazeva etal(2008)研究了公司治理与投资同步性的关系及投资同步性的经济后果，发现信息不对称程度会提高投资同步性，而较高的融资同步性意味着更低的企业业绩;陈德球与陈运森(2013)研究了政府质量水平与公司投资同步性的关系，发现政府治理水平越高，则具有更低的投资同步性，且发现在民营企业中政府质量效应更显著;宋常与赵懿清(2011)研究了地区性行政垄断、产品市场竞争与投资同步性关系，发现产品市场竞争越激烈，则投资同步性更低。以上研究为我们深刻认识公司投资同步性行为及其影响因素提供了经验证据。可见，目前的研究则较少关注了管理层激励如何影响公司投资同步性。然而，影响公司投资最为重要的机制就来源于管理者的决策努力程度。

二、研究设计

(一)文献评述与研究假设陈德球与陈运森(2013)认为当公司管理者在投资决策时利用更多的专有信息，而公司投资表现为更低的同步性。较高的公司投资同步性可以归因于企业决策者主要依赖于公用信息，而可能忽略对专有信息的使用。然而管理层利用专有信息进行投资决策取决于两个条件，即可利用的专有信息量以及管理层利用专有信息的动力两个方面。陈德球与陈运森(2013)研究政府治理水平与投资同步性则是基于专有信息量角度展开，而宋常与赵懿清(2011)研究产品市场竞争与公司投资同步性则是基于管理层动力视角展开。前者是基于政府宏观层面，而后者则是基于行业中观层面，可见目前基于微观层面研究投资同步性较少，特别是基于管理层激励视角更是十分稀缺。此外管理层激励是管理层利用专有信息动机的重要激励因素，基于管理层激励视角研究其影响公司投资同步性，对降低投资同步性，提升公司价值具有重要意义。

现代企业制度下经营权与所有权的分离引发了典型的委托代理问题，致使管理层出于自身利益最大化而损害股东价值，作出不利于股东价值最大化的投资决策。管理层激励作为公司治理的内部机制在缓解代理冲突问题上具有关键性作用。谢军(2005)、高雷(2007)以及周仁俊等(2010)认为我国上市公司于管理层之间的激励具有绩效效应。随着管理层持股比例的增加，当管理层与股东之间的目标利益趋于一致时表现出的是利益趋同效应。管理层持股可以作为解决现代公司代理冲突最有效的方法。管理层持股能够适当缓解高管以谋取私有收益为目的而发动并购并毁损股东价值的问题，有效化解资本性投资中高管的机会主义行为。管理层持股不仅会降低股东与管理层之间的信息非对称程度(Glosten&Milgrom，1985)，轻代理冲突(源于经理与股东的利益背离) 所造成的福利损失，而且促使管理层与股东利益一致，从而使得管理层作出有利于股东价值最大型的决策。因此管理层持股对公司专有信息的获取和持续的创新，是保持公司竞争优势的必要条件(陈德球等，2010)。管理层持股越高的企业，其收集专有信息的动机越强烈，投资决策对公有信息依赖程度越低，模仿且公司投资决策动机更弱，因此相应地投资同步性程度也越低。因此，本文提出假设：

假设H1：管理层激励具有抑制公司投资同步性作用，且激励程度越大，投资同步性越低，表现为管理层对投资同步性的抑制作用

由于历史等原因，我国上市公司有国有与非国有两类产权性质的企业，绝大部分上市公司属于国有企业。产权性质的差异对我国企业管理层激励具有不可忽视的作用。如林斌等(2007)按产权性质将上市公司划分为中央直属国有企业控制、地方所属国有企业控制、国有资产管理机构控制以及私有产权控制四大类，发现在国有资产管理机构控制与地方所属国有企业控制的上市公司激励效率较为低下。陈冬华等(2005)认为长期以来由于我国资本市场国有股一股独大、股权高度集中，且国有企业承担了较多政府的社会目标，政企关系成为影响国有公司治理的重要要素，因此国有企业激励存在不足。廖理等(2009)认为在国有企业显性激励不足的背景下，国有企业内部管理层更关注隐性激励即在职消费和晋升激励问题。可见，由于国有企业股权较为集中、政府干预较为严重，同时承担更多的社会责任，致使相对于非国有企业，国有企业激励效应较低。如果研究假设H1成立的话，那么企业产权性质的差异对管理层激励抑制投资同步性具有显著的调节作用。因此可以预期，相对于国有企业，非国有企业管理层激励具有更强效应，从而管理层激励抑制投资同步性作用更强。因此，本文提出假设：

假设H2：相对于国有企业，非国有企业管理层激励抑制投资同步性更显著

由于资源禀赋、地理位置以及国家政策的不同，我国的市场化进程整体推进的同时，各地区还存在明显差异，使得处于不同地区的上市公司面临的治理环境差异亦非常显著。根据樊纲(2011)指数，所谓市场化水平是一系列经济、社会、法律乃至政治体制的综合量度，其衡量基本上可以分为：政府与市场的关系、非国有经济的发展、产品市场的发育程度、要素市场的发育程度、市场中介组织发育和法律环境制度等五个方面。相对于市场化进程较低的地区，市场化进程较高地区的企业，受政府干预程度较少，非国有经济发展程度越高、产品和要素市场越发达，企业面临的竞争越强，可以用来监督企业经理的市场信息也越充分，内部和外部治理机制更为完善，法治化水平通常较高，能够对内部人产生监督与制衡作用，从而越有利于实施管理层激励，促使其维护股东利益最大化。因此，市场化进程的差异，其不仅直接影响了管理层激励的推行，而且影响管理层激励的效果。这是因为，市场化进程越高的地区，企业经营面临外部环境较好，法律制度更为完善、公司治理更为健全，其一方面为企业实施管理层激励提高了良好的外部环境，同时还提高了管理层进行机会主义行为所产生的经济后果。相对于市场化进程较低的地区，市场化进程较高地区的公司，管理层激励效应更明显，因此管理层激励抑制投资同步性作用更明显。因此，本文提出假设：

假设H3：相对于市场化进程较低地区，市场化进程较高地区公司管理层激励具有抑制投资同步性作用更明显

( 二 )样本选择 本文选择2003年至2011年数据为原始样本，考虑行业中位数投资额需要滞后一期，因此实际样本为2004年至2011年。我们剔除了金融类企业、数据不全以及数据明显不准确的样本，最终行为9542个公司年度观测值。为了避免异常值的影响，本文对所有连续变量的原始数据均进行了处理。本文所使用的数据均来自CSMAR数据库以及色诺芬数据库。

( 三 )变量定义 为管理层激励指标，本文分别选择高管是否持股(Incentive_exu)与管理层(Incentive_mng)是否持股作为管理层激励的代理变量，很明显，高管持股与管理层持股对公司管理层决策具有更大的激励作用，从而激励其更有动机利用专业化信息进行差异化投资策略，以实现公司价值最大化。根据本文的研究假设可知， 为本文主要待检验系数，若其显著为负，则表明管理层激励的确可以降低投资同步性，激励管理层借助于专业化信息进行投资决策，提高投资决策水平，反之则表明管理层激励不具有该作用。 为控制变量组，根据已有研究结论，我们分别控制了企业规模(Size)、财务杠杆(Lev)、经营净现金流(CFO)、资产净利润率(ROA)、股票回报率标准差(Sdret)、公司年龄(Age)及企业性质(State)等影响公司投资的变量。其中公司规模(Size)定义为公司期末总资产的自然对数;财务杠杆(Lev)则定义为期末公司总负债与总资产之比;经营净现金流(CFO)为公司经营活动产生的净现金流与期末总资产之比;资产净利润率(ROA)表示公司潜在的投资机会，为净利润与期末总资产之比;股票回报率标准差(Sdret)为年度12个月股票回报率的标准差;公司年龄(Age)则为当年减去公司成立年加1之后取自然对数;企业性质(State)为根据最终控制人属性划分，当为国有企业时取值为1，否则取值为0。其中 为个体效应， 为时间效应。为了控制潜在的个体效应及潜在的内生性问题，为此本文使用固定效应进行估计。表(1)则为本文主要变量的描述性统计。

( 四 )模型建立 本文借鉴Knyazeva etal(2008)以及陈德球与陈运森(2009)，研究假设的检验方程为：

Invit=?茁0+?茁1Median_Invit-1+?茁2Incentive+?茁3Incentive*Median_Invit-1+?啄Z+?酌i+?姿i+?着it

其中，Inv为公司当年新增投资额，为现金流量表中购买固定资产、无形资产等支付的现金与期末总资产之比。Median_Inv为年度行业内新增投资额中位数，考虑公司当期投资决策依赖于上一期行业投资状况，因此我们将其滞后一期处理，而选择使用行业中位数投资额，因为中位数受极端值影响较好，能够更好的代表年度行业投资平均趋势。

三、实证检验分析

( 一 )描述性统计 表(2)为管理层激励与公司投资同步性关系的回归结果。在此我们主要考察管理层激励是否具有显著降低公司投资同步性作用。表(2)的第(1)列和第(2)列为高管持股作为管理层激励的代理变量的回归结果，其结果显示：管理层激励与行业投资中位数交乘项(Incentive * Median_invt-1)系数在控制年度与不控制年度情况下，均显著为负。

( 二 )回归分析表(3)的第(3)列和第(4)列为管理层持股作为管理层激励的代理变量的回归结果，其结果显示：管理层激励与行业投资中位数交乘项(Incentive * Median_invt-1)系数在控制年度与不控制年度情况下，依然均显著为负。以上结果表明，管理层激励有助于管理层利用公司专业信息进行更加专业化投资，而减弱其模仿行业投资的倾向。表(3)为企业产权属性、管理层激励与公司投资同步性的回归结果。在此我们主要考察企业产权属性的不同对管理层激励影响公司投资同步性是否具有调节作用。其回归结果显示：在高管持股组中，国有企业样本中管理层激励与行业投资中位数交乘项(Incentive * Median_invt-1)系数不显著，而在非国有企业样本中，管理层激励与行业投资中位数交乘项(Incentive*Median_invt-1)系数则显著为负，管理层持股为管理层激励代理变量的回归结果基本一致，该结果与研究假设2预期一致，即由于管理层激励在非国有企业具有更为显著的作用，因此在非国有企业样本中，管理层激励更有助于管理层利用公司专业信息进行更加专业化投资，而减弱其模仿行业投资的倾向。表(4)为地区市场化进程差异、管理层激励与公司投资同步性的回归结果。在此我们主要考察地区市场化进程的不同对管理层激励影响公司投资同步性是否具有调节作用。其回归结果显示：在高管持股组中，低市场化进程地区的企业样本中管理层激励与行业投资中位数交乘项(Incentive * Median_invt-1)系数不显著，而在高市场化进程地区的企业样本中，管理层激励与行业投资中位数交乘项(Incentive * Median_invt-1)系数则显著为负，管理层持股为管理层激励代理变量的回归结果基本一致，该结果与研究假设2预期一致，即由于管理层激励在高市场化进程地区的企业中具有更为显著的作用，因此，在高市场化进程地区的企业样本中，管理层激励更有助于管理层利用公司专业信息进行更加专业化投资，而减弱其模仿行业投资的倾向。

( 三 )进一步检验为了进一步管理层不同激励程度下公司投资同步性的差异，分别将高管持股样本与管理层持股样本帅选出来，然而分别按照持股比例中位数将其分成管理层激励程度高低两组，以检验不同激励程度条件下投资同步性差异，其回归结果见表(5)。回归结果显示：当高管持股或管理层越高，管理层激励程度越大时，公司投资同步性更低;相反当高管持股或管理层越低，管理层激励程度越小时，公司投资同步性高。该结果说明公司管理激励程度越大越有利于促使企业管理者利用专业信息进行投资决策，进而降低公司投资同步性。

四、结论

本文以我国经济结构转型为背景，以2003年至2011年非金融类上市公司数据为样本，研究管理层激励对公司投资同步性的作用机理。研究结果发现：管理层激励可以显著降低公司投资同步性;相对于国有企业，非国有企业管理层激励与投资同步性负相关关系更显著;相对于市场化进程较较低地区，位于市场进程程度较高地区公司的管理层激励与投资同步性负相关关系更显著。进一步检验还发现，管理层激励强度越大，投资同步性越低。该结果表明推进管理层激励有利于企业利用专有信息进行投资，抑制其盲目追随行业其它公司的投资行为，从而更有助于企业竞争力的提升，促进宏观经济结构更加快速实现转型。本文依然还存在一些不足之处，主要体现在：本文虽然从高管持股视角研究了管理层激励对公司投资同步性的影响，但是其它形式的管理层激励如何影响公司投资同步性，是本文后续需要继续探索的问题之一。此外，虽然已有文献已经表明公司投资同步性越低，其公司业绩越好，但是本文对管理层激励抑制投资同步性如何影响经营业绩没有给出直接的经验证据，该问题依然需要日后继续探索。

*本文系广东省高等学校“千百十工程”第七批人才培养项目;东莞市哲学社会科学课题(2014JYZ15);东莞职业技术学院重点课题(2013a20)

参考文献：

[1]陈德球、陈运森：《政府治理、终极产权与公司投资同步性》，《管理评论》2013年第1期。

[2]陈冬华、陈信元、万华林：《国有企业中的薪酬管制与在职消费》，《经济研究》2005年第2期。

[3]高雷、宋顺林：《高管人员持股与企业绩效——基于上市公司2000-2004年面板数据的经验证据》，《财经研究》2007年第3期。

[4]廖理、廖冠民、沈红波：《股权分置改革与上市公司治理的实证研究》，《中国工业经济》2008年第5期。

[5]宋常、赵懿清：《地区性行政垄断、产品市场竞争与投资协同效应》，《山西财经大学学报》2011年第5期。

[6]周仁俊、杨占兵、李礼.：《管理层激励与企业经营业绩的相关性——国有与非国有控股上市公司的比较》，《会计研究》2010年第12期。

[7]Gul， F.， J. Kim， and A. Qiu. Ownership Concentration， Foreign Shareholding， Audit Quality， and Stock Price Synchronicity: Evidence from China. Journal of Financial Economics，2010.

[8]Knyazeva， A.， Knyazeva， B.， Morck. R.， et al. Comovement in Investment. Working Paper， 2009.

(编辑 聂慧丽)

作者：周经纬

管理层激励工业上市公司论文 篇2：

中小板上市公司董事会特征与控制权私人收益的相关性研究

摘 要： 上市公司董事会特征与控制权私人收益水平的高低有着密切的联系。以2013-2017年中国中小板上市公司数据为样本测得其控制权私人收益平均值为11.82%，并对影响控制权私人收益的公司董事会特征因素作多变量线性回归分析。实证结果显示：(1)董事长和总经理两职分离对控制权私人收益具有抑制作用;(2)独立董事比例与控制权私人收益负相关，但不显著。同时，探究了管理层激励在公司董事会特征對控制权私人收益影响过程中的中介效应，结果表明，管理层股权激励在两职合一对控制权私人收益的影响过程中具有中介效应。

关键词： 控制权私人收益; 公司治理; 董事会特征; 管理层激励

一、 引 言

中国证券市场自1990年建立以来，经过近三十年的快速发展，取得了显著成就。从发展规模上看，根据《中国统计年鉴》，截至2017年底，沪深两市已拥有境内上市公司(A、B股)3485家，总股本53 747亿股，股票市值达567 086亿元。但是，与证券市场成熟的国家相比，中国证券市场尚处于初级阶段，我国立法环境与证券市场监管体系尚不完善，上市公司内部治理机制不健全，导致上市公司大股东利用其控制权掠夺私有收益、侵害中小股东利益的事件日益频繁。如2016年，易事特涉嫌操纵证券市场遭证监会处罚1.66亿元成为股市焦点;2017年，乐视网因庞杂且不透明的关联交易及大股东减持获利而备受关注;2018年，新光圆成被大股东违规担保、占用资金涉及9.6亿等。上述事件反映出我国证券市场普遍存在严重的控制权私人收益行为。

控制权私人收益是控制性股东利用其掌握控制权而获得的为普通股东所无法获得的利益[1]。Johnson and La Porta把控制性股东通过隐蔽方式而获取的控制权私人收益形象地称为“隧道行为”[2]。Dyck and Zingales则指出控制权私人收益是由控制性股东独占的、不在全部股东之间按股权比例进行分配的那部分价值[3]。

学术界采用大宗股权溢价法、投票权溢价法和配对样本法等多种方法对控制权私人收益进行了度量，并尝试从国家层面以及公司层面等多个角度对控制权私人收益的影响因素进行研究。对控制权私人收益的跨国研究表明，国家因素变量可以解释控制权私人收益大部分的跨国差异成因。其中，不同国家对本国中小股东的保护程度(如少数股东权利、信息披露环境、法律实施系统等)被认为是国家层面上最为重要的解释变量。一般而言，英美等发达国家控制权私人收益水平较低，而在一些南美洲或亚洲国家控制权私人收益水平相对较高。唐宗明和蒋位选取1999年到2001年间沪深两市大宗股权转让事件作为样本，测算得控制权的溢价水平为6%[4]，虽低于亚洲各国平均溢价水平(7.75%)，但远高于日本(-4%)、新加坡(3%)等国家。可见健全的法律制度是制约大股东侵害行为，保护中小投资者利益的一种有效机制[5]。国内学者因对控制权私人收益的测度方法不同，结果也存在较大差异。如杜魁和朱文莉以沪深两市股权转让数据为样本，测得2008-2010年控制权私人收益的规模分别为3.04%、4.69和4.78%[5]。而周怡以2007-2016年沪深两市A股发生非流通股交易的公司为研究对象，测得控制权私人收益的水平平均为65.8%[6]。

从公司治理的角度看，公司外部治理因素如法律制度、资本市场、产品市场[7-8]，公司内部治理因素如股东、董事会、管理层的作用等，都会对控制权私人收益产生影响[9]。董事会治理是公司内部治理的核心，是公司经营成功与否的决定性因素之一。关于董事会特征与控制权私人收益相关性的研究成果层出不穷，因为“特征因素”是董事会治理可观察、可计量和可比较的显性指标，首先为学者们所关注并加以研究，其中以“两职兼任状况、独立董事比例如何影响控制权私人收益”为重点的研究较为集中。从董事长与总经理两职设置状况的角度来看，有学者认为董事长与总经理“两职合一”并未发挥其真正的治理作用，反而会减少大股东攫取控制权私人收益的成本[10];也有学者持不同观点，认为董事长或副董事长兼任总经理对控制权私人收益水平具有抑制作用。在独立董事方面，姜毅和刘淑莲研究发现独立董事未能有效发挥抑制控制权私人收益的作用[11]。

纵观国内的研究现状，我国学者对控制权私人收益问题研究的意义已十分了解，现有文献关于控制权私人收益的影响因素大多以法律及其他外部制度背景作为研究的前提，侧重于从公司特征层面考察其对控制权私人收益的影响[12]。我国对控制权私人收益的研究才刚起步，国内学者的研究还仅停留在公司特征这一层面，未能深入到公司内部，而且现有研究也存在着许多问题，尚未达成一致结论。此外，国内学者大多着眼于主板上市公司的经验数据，极少有专门的文献针对中小板上市公司进行深入分析。因此，国内文献对公司内部治理结构以及中小企业大股东侵占程度的考量并不是十分充分，中小板上市公司内部治理与控制权私人收益之间关系的探索仍然有待进一步深入。

二、 理论分析与研究假设

目前，公司治理问题已得到广泛研究，许多国家也在制定或修改各自的公司治理准则。公司治理就本质而言，很大程度上来说是公司控制权的一种安排和配置关系。公司控制权的配置涉及股东大会、董事会、监事会、管理层等之间的关系，而这正是公司治理理论关注和讨论的一个重要问题。Jensen and Meckling认为公司治理的关键在于如何使公司所有者与经营者的利益协调一致[13]。Fama and Jensen进一步指出，公司治理研究的是所有权与经营权分离情况下的委托—代理问题，其核心问题是如何降低公司所有者与经营者之间的代理成本[14]。由此可以看出，公司治理的实质是一系列合同(关系)的有机整合，通过这些合同安排，使公司各利益主体的目标函数趋于一致，从而最大限度地降低代理成本。

传统的公司治理理论认为，现代企业的重要标志是分散的股权结构，因而以往的研究成果主要集中在两权分离所导致的所有者和管理者的代理问题上。但20世纪80年代以来的相关研究表明，在我国资本市场上，特殊的二元股权结构导致国有股“一股独大”，控股股东拥有绝对的控制权，在控制权私有收益的驱使下，大股东通过无偿占用上市公司资金、非公允的关联交易、贷款担保等手段，掠夺中小股东利益的现象层出不穷。

以下從董事长与总经理两职设置状况与独立董事比例两个视角对董事会特征与控制权私人收益的相关性进行分析。

(一) 董事会特征与控制权私人收益

管家学说的观点认为，董事会对总经理具备监管效用，因此如果董事长和总经理二者职位重合由一人担任，则会增强其控制权，削弱董事会的独立性和监督功能[15-16]。考虑到两职合一带来的各种便利可能增强大股东以低成本的控制权攫取私人受益的动机，大股东利用控制权谋求私人收益是追求自身利益最大化的最佳途径。根据以上分析作出假设1。

假设1：董事长与总经理两职合一与控制权私人收益正相关。

委托代理学说的观点认为，独立董事因其更强的客观性，可以更加高效地发挥其监管职能，使股东与董事会间的利益协调更容易进行，进而提升公司的业绩与效益[16]。就理论视角而言，独立董事所占比重越大，则董事会拥有的独立性越强，其对于占据控制地位的大股东的监管就越加高效，可以更好地制约可能出现的大股东“掏空”行为。

假设2：独立董事比例与控制权私人收益负相关。

(二) 管理层激励的中介效应

大股东谋求控制权私人收益的行为受到公司制约，因此公司治理会对大股东的掏空行为产生一定影响，这一影响则是由管理层激励在起中介作用的。

1.股权激励。

根据股权激励理论，股权激励的逻辑起点在于解决股东和经理人之间因信息不对称而产生的“道德风险”问题，目的是让拥有信息优势的管理层与所有者风险共担、利益共享，提高公司对员工的凝聚力和公司自身的市场竞争力。实施股权激励对高管行为存在一定的影响，主要表现为增加要素投入或机会主义行为得到抑制。

一般来说，虽然大股东在上市公司的控制和决策中起主导作用，但管理层会监督主要股东以保护自身利益，这将导致代理成本，反映出制度约束的程度[17]。随着管理层持股比例的升高，代理成本也会随之提高，表现为对大股东的约束能力增强，从而对大股东的掏空行为起到抑制作用。

2.薪酬激励。

根据国内外对管理层激励契约的文献分析可知，管理层的薪酬激励是公司治理机制中解决代理问题的一种重要方式[18]。从理论上来说，当大股东的收益水平较低时，其通过在董事会及监事会等决策和监督机构中的控制权，对上市公司进行利益侵占的动机会更加强烈。当管理者薪酬水平较高时，此时获取控制权私人收益的成本较高，可观的收入也在一定程度上抑制了其攫取私人收益的意愿。因此，在此假设管理层薪酬激励对控制权私人收益具有抑制作用。

因此，根据上述分析，为了进一步补充解释良好的公司治理机制下公司内部治理仍不能有效抑制大股东掏空这一现象的原因，本文引入以下中介变量：管理层持股比例和薪酬水平，分别代表公司制度约束水平与制度激励水平，并提出以下假设：

H1a：两职合一情况越严重，以管理层股权持股比例为代表的制约力度越小，大股东越容易对公司进行掏空。

H1b：管理层薪酬激励水平在两职设置状况对大股东的掏空行为的影响过程中起中介作用。

H2a：在独立董事比例与大股东掏空行为的影响过程中，管理层持股比例越高对控股股东的制约越明显，越有利于抑制控股股东谋取控制权私人收益。

H2b：管理层薪酬激励水平在独立董事比例对大股东谋取控制权私人收益行为的影响过程中不起中介作用。当独立董事比例较高时，独立董事的职能能够得到有效发挥，此时无论管理层薪酬激励是否有效，都可以有效抑制控股股东谋取控制权私人收益行为。

三、 研究设计

(一) 相关变量的度量

参照郝云宏等提出的控制权私人收益度量方法以及现有文献对董事会特征及管理层激励的定义标准[19]，本文对各变量的具体定义如表1所示。

(二) 样本来源与选择

本文选取深交所2013—2017年间所有的中小企业板上市公司作为研究样本并对样本进行以下处理：(1)剔除金融和保险行业，因为金融保险行业在财务报表、财务指标、公司内部治理结构和外部监督机制等方面与其他行业均有显著差异，所以为了保证研究样本的稳定性将其剔除;(2)剔除数据缺省的上市公司，主要指2013—2017年公司年报中没有控制权图谱及图谱不全的、股权分散不存在最终控制人的及公司内部治理相关数据披露不全的上市公司;(3)考虑到大股东攫取控制权私人收益会带来上市公司的亏损，因此本文并没有剔除被ST和PT的公司。

经筛选后，得到291家中小企业板上市公司、1455个观测值为本文的研究样本。本文所使用的研究数据主要来自国泰安CSMAR数据库并手动收集了部分数据。

(三) 研究方法与模型设计

1.研究方法。

由于大股东的“掏空”行为隐蔽且难以识别，特别是难以测定非货币性收益，使得直接对控制权私人收益进行测量是非常困难的。因而，目前的研究大多是通过间接的方法对控制权私人收益进行度量。

研究发现，大多数股东主要通过控制上市公司，从而谋求控制权私人收益，由于大股东行为十分隐蔽并且这方面的数据采集比较困难，难以对中小板上市公司的大股东控制权私人收益水平进行度量。因此，本文考虑以两权分离度作为控制权私人收益水平的度量变量。参考郝云宏的计算方法[20]，本文的控制权私人收益计量公式如下：VPBC=CFR/CP

(1) 其中，VPBC代表控制权私人收益，CFR代表股东的现金流权，CP代表股东所拥有的控制权。

2.模型设计。

根据研究假设，本文建立多元回归模型如下：

模型1的提出是为了检验H1，H1a，H1b。

模型1： VPBCt=a1CEO+αROEt+βSizet+γDebtt+ε

(2)

ManShare=b1CEO+αROEt+βSizet+γDebtt+ε

(3)

VPBCt=c1CEO+d1ManShare+αROEt+βSizet+γDebtt+ε

(4)

ManPay=a′ 1CEO+αROEt+βSizet+γDebtt+ε

(5)

VPBCt=c′ 1CEO+d′ 1ManShare+αROEt+βSizet+γDebtt+ε

(6) 首先利用式(2)检验董事长与总经理两职设置状况对控制权私人收益的影响，在两者之间关系显著的前提下，再利用式(3)和式(4)检验管理层持股比例是否存在显著的中介效应，而式(5)和式(6)则用于检验管理层薪酬激励这一中介效应。

模型2的提出是为了检验H2，H2a，H2b。

模型2：VPBCt=a2InDir+αROEt+βSizet+γDebtt+ε

(7)

ManShare=b2InDir+αROEt+βSizet+γDebtt+ε

(8)

VPBCt=c2InDir+d2ManShare+αROEt+βSizet+γDebtt+ε

(9)

ManPay=a′ 2InDir+αROEt+βSizet+γDebtt+ε

(10)

VPBCt=c′ 2InDir+d′ 2ManPay+αROEt+βSizet+γDebtt+ε

(11) 首先利用式(7)檢验独立董事比例对控制权私人收益的影响，若显著，再利用式(8)与式(9)检验公司股权激励水平是否存在显著的中介效应，而式(10)与式(11)则用于检验公司薪酬激励水平这一中介效应。

四、 实证结果及分析

(一) 描述性统计

样本数据的描述性统计如表2所示。由此可见，我国上市公司治理结构具备以下特点：(1)大股东控制权私人收益度量变量两权分离度(VPBC)的均值为11.82%，其值分布于0.02%和32.06%之间，可以看出中小板上市公司存在大股东掏空的情况;(2)董事长与总经理两职设置状况(CEO)均值为3265%，意味着中小板上市公司中两职兼任情况不是十分严重;(3)独立董事比例(Indir)的标准差较小，说明中小板上市公司独立董事比例设置合理;(4)管理层持股比例(ManShare)均值为6.82%，且标准差较小，说明在中小板上市公司中，管理层持股比例处于较低水平;(5)管理层薪酬水平(ManPay)均值为13.2843(约每人每年587893元，下同)，最大值为14.9296(约为304679元)，最小值仅为11.9228(约为150663元)，可见中小板上市公司中管理层薪酬差异较大;(6)公司负债水平(Debt)的均值为03952，说明样本上市公司整体财务良好。

(二) 相关性检验

表3列示了控制权私人收益变量及董事会特征相关性检验的结果。

表3表明：各变量间的相关系数都在0.3以下，说明变量间不存在严重的多重共线性。董事长与总经理两职设置状况(CEO)与控制权私人收益具有显著的相关关系，说明对本文的假设可以用前面建立的面板数据回归模型进行分析。另外，运用Stata14.0分别对2个模型进行内生性检验，结果表明均不存在内生性问题。

(三) 回归分析

利用Stata14.0对中小板上市公司董事会特征的两职设置状况及独立董事比例分别与控制权私人收益的度量变量两权分离度(VPBC)进行回归分析，表4表明：(1)中小板上市公司的董事长与总经理两职设置状况(CEO)与两权分离度显著正相关，即与控制权私人收益显著正相关，表明在中小板上市公司中，董事长与总经理两职合一会为大股东获取控制权私人收益创造条件，而两职分离则有利于抑制大股东的掏空行为，假设H1成立;(2)中小板上市公司的独立董事比例(Indir)与控制权私人收益呈负相关但不显著，这与大多数学者的研究相符，在独立董事比例更高的上市公司中，大股东的控制权私人收益水平更低，这部分地验证了假设H2，但由于独立董事制度与控制权私人收益间不具有显著的相关性，因此假设H2a、H2b无从验证;(3)公司规模(Size)在模型1的回归结果中与控制权私人收益显著正相关，而在模型2中未通过显著性检验，这可能是由于较大的公司规模会为大股东谋取控制权私人收益提供更大的空间，且由于大规模公司通常与政府关系密切，其“掏空”行为在很大程度上获得了政府的默许，监管部门实施监管时的难度较大。

经过研究发现，董事会治理中对控制权私人收益具有显著影响的因素为董事长与总经理两职设置状况。因此，下面在两职合一与控制权私人收益显著相关的基础上进一步进行中介效应的研究分析。先对两职合一与管理层股权激励与薪酬激励水平进行回归分析得到回归结果如表5所示，再将管理层激励引入两职合一对控制权私人收益影响的过程中，得到回归结果如表6所示。

1.管理层股权激励的中介效应分析。

由表5和表6可知模型1中式(3)的b1不显著，式(4)的c1和d1显著，因此需要对董事长与总经理两职设置状况回归分析所得的系数进行Sobel检验，由表5和表6可知：b1=0.0064， Sb1=0.0046， d1=-10.5413， Sd1=2.8216

Z=b1×d1(b21×S2d1+d21×S2b1)=-1.3038 |Z|>0.9Sobel检验显著，董事长与总经理两职设置状况会部分通过管理层股权激励作用于大股东的掏空行为，否定了假设H3a。这可能是由于在中小板上市公司中，随着管理层持股比例的提高，管理层为保障自己利益不被侵害，会对两职合一状态下的大股东进行监督约束，从而减少掏空行为的发生。

2.管理层薪酬激励的中介效应分析。

由表5和表6可知，模型1中式(5)的a1′和式(5-18)的d1′不显著，而式(6)的c1′显著，因此需要对董事长与总经理两职设置状况回归分析所得的系数进行Sobel检验，由表5和表6可计算得出：Z=0.2977

|Z|<0.9 Sobel检验不显著，即管理层薪酬激励水平对公司两职设置状况与控制权私人收益的影响之间的中介效应不显著，即董事长与总经理两职合一不会通过管理层薪酬水平作用于大股东的掏空行为，假设H1b不成立。

五、 结论与政策建议

本文以2013年—2017年中小企业板291家上市公司作为研究样本，探究董事会特征与控制权私人收益之间的相关性，经测算得出我国中小板上市公司控制权私人收益的平均水平为11.82%。在此基础上，进一步探究了管理层激励在董事会特征对控制权私人收益影响过程中的中介效应。以往的研究结论表明，董事会作为公司治理结构的重要组成部分，会对上市公司业绩直接产生重要影响[17]。本文的研究结论表明，董事会特征的公司治理效应不是直接的，而是通过管理层而间接发挥公司治理作用的。因而，本文的研究对于进一步完善我国证券行业改革，健全保护中小股东正当权益制度具有一定的参考价值。

本文得到的基本结论是，在两职合一的中小板上市公司中，控制权私人收益的水平较高。这是由于中小板上市的公司规模相对较小，两职分离使得董事会易于发挥其监督和约束作用，进而实现对大股东攫取控制权私人收益行为的有效抑制。另外，管理层股权激励在两职合一对控制权私人收益的影响过程中起中介作用，而管理层薪酬激励在上述影响过程中不起中介作用。中小板上市公司的独立董事制度与控制权私人收益存在负相关关系但不显著。其未能通过显著性检验的原因可能在于上市公司的实际控制人为更好地控制公司，会选择自己的亲信或有一定利益关联的人担任独立董事。上述情况表明，在我国中小板上市公司中独立董事并未能有效发挥其监督作用，只是流于形式。

本文结论所具有的重要政策含义是，在董事会治理方面，要建立合理的公司治理结构，避免两职合一。由于大股东事实上握有重大决策权并且能对管理层进行强有力的监督，公司中的董事会和管理层处于弱势地位。因此，通过合理安排公司治理结构，能够保证控制权的合理配置和正当行使。同时，还应完善独立董事监督决策机制，充分发挥专门委员会作用。中国的独立董事制度可以从下列几大视角进行改善：其一，确保独立董事同别的董事掌握相同知情权利，主动配合其履职尽责;其二，加速专业人才培养，构建全国性的独立董事协会;其三，探索多种形式的董事薪酬制度，确保独立董事的权责相统一。

另外，根据国内外对管理层激励的理论分析可知，管理层激励是公司治理机制中解决代理问题的一种有效手段。因而在管理层治理方面，要加强股权激励与薪酬激励水平等因素在公司内部治理中的作用，主要有以下措施：一是加强管理层的股权激励政策，使拥有信息优势的管理层能够与所有者风险共担、利益共享，使得管理层有动力监管大股东的机会主义行为;二是提高上市公司管理层薪酬与公司绩效的关联度，将薪酬激励与股权激励相结合，加强对管理层的监管和约束，有利于抑制管理层通过损害公司利益为代价获取私人利益的冲动，保护公司股东权益;三是提高管理層的自我约束力，对管理层任用要高标准、严要求。

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(责任编辑 王婷婷)

Correlation Between Board Characteristics of Listed Small andMedium-Sized Companies and Private Benefits of Control

HUANG Ke， WAN Qian-qian， ZHOU Jun

(School of Economics，WUT，Wuhan 430070，Hubei，China)

Key words：private benefits of control; corporate governance; board characteristics; management incentives

作者：黄可，万倩倩，周军

管理层激励工业上市公司论文 篇3：

机构持股、管理层权力寻租与公司分红决策

摘要：基于中国资本市场机构投资者日益扮演“积极投资者”角色的背景，运用代理理论、权力制衡理论分析了机构投资者持股与管理层权力寻租动机对公司现金分红决策的影响机理。以沪深两市2011-2015年上市公司为研究样本进行实证研究，结果表明：管理层权力寻租动机对现金分红有显著消极影响;机构投资者持股能够制约并削弱管理层权力对上市公司现金分红的消极作用，且持股比例越大，制衡作用越明显。进一步研究还发现，机构持股制衡管理层寻租的机理在于：机构持股可降低管理层代理成本，进而有利于公司分红水平的提高。这说明中国上市公司现金分红决策应引入包括机构投资者在内的多边治理机制。

关键词：机构投资者;管理层权力;权力制衡;多边治理

一、问题的提出

在现金分红决策中，企业管理层是决策的核心主体。管理层倾向于将现金留在企业内以便于打造自己的“企业王国”，或享受更高的薪酬和在职消费;并且现金分红会迫使管理层转向外部资本市场融集资金，继而引入外部监督机制。因此，管理层存在运用权力影响董事会作出不分红或少分红决策的寻租动机。遗憾的是国内外关于管理层权力的研究多集中在薪酬研究的领域[1-2]，而较少关注其对现金分红的影响。此外，已有文献也试图从政府管制、产权性质、董事会和控股股东等角度寻求对管理层权力的监督[3-4]，但鲜有文献关注机构投资者介入公司治理对管理层权力形成的制衡。

据统计，2000年底中国机构持股比例占A股流通股权仅为0.7%，然而到2010年底这一比例则高达51.5%[5]。那么依据机构投资者的“效率监督假说”[6]，具备专业知识和信息优势的机构股东能够在公司现金分红决策中对管理层实施监督与制衡吗?本文尝试从财务主体制衡的角度研究中国上市公司现金分红决策问题。基于代理理论、权力制衡理论，本文将深入考察以下两个具体问题：其一，管理层权力寻租动机对公司现金分红决策有何影响?其二，机构投资者的介入是否会对现金分红决策中管理层权力的影响带来一定的调节作用，进而形成一种制衡机制?本文的研究从行为主体的角度丰富了新兴经济体中股利政策的相关文献，拓展了对机构投资者在现金分红中治理角色的研究，提出了现金分红的多边治理观点。研究结论将为监管方引入包括机构投资者在内的资本市场分红“多邊治理机制”提供经验参考。

二、理论分析与研究假设

机构持股构成了对管理层的一种制衡，对公司分红决策优化应有积极意义。Bob Tricker提出机构投资者在公司治理中的一个重要作用就是作为股东与管理层的调停者[7];伦敦证券交易所于20世纪90年代先后颁布的Cadbury和Greenbury报告都提出机构投资者应该利用其作为所有者的权力参与公司治理，使公司良好运行。李维安等研究发现机构投资者存在参与公司治理的动因，并可监督管理层的行为，也可通过其在资本市场信息传递的“羊群效应”来给管理层施加压力[8]。若机构投资者的“积极股东角色”能在分红问题上对管理层权力进行牵制和抗衡，那么建立包括机构投资者在内的现金分红的多边治理机制将具有现实意义。

在Jensen和Meckling的企业代理理论分析中[9]，α(管理者持股比率)的高低是决定股东与管理者之间代理成本的因素之一，α越低，管理者追求公司价值与股东财富极大化的诱因越低，代理问题越严重。在现实中，管理者持股比率α越低的公司，其股权越分散，管理者透过权力越有可能追求私利或作出伤害股东权益的决策。换言之，即管理层权力越大的公司，越可能追求其私利。本文假设管理层权力是经过长时间演变所得的结果，为一外生变量，同时借鉴Jensen和Meckling的方法，以α作为管理层权力的代理变量。另假设一家企业每年有现金流量I，盈余留存率为b，则企业保留盈余为b·I，用作支付股利的金额为I(1-b)。当管理层权力愈大，α愈低，管理层分得的现金流量越少。

(一)机构持股与公司现金分红决策

无论是在新兴经济体还是发达国家资本市场，机构投资者正逐渐扮演“积极股东角色”。Pound发现加拿大上市公司现金分红水平会随着机构股东表决权增加而提高[11]。Short对英国上市公司的实证研究也发现类似的结论[12]。Grinstein和 Michaely研究了1980-1996年间机构投资者持股比例的变化，并提供了机构投资者偏好分红上市公司的明显的证据[6]。国内学者中，李刚和张海燕则发现机构投资者具有红利甄别能力，能够监督上市公司分红模式[13]。此外，上市公司的现金分红政策决定了机构投资者的收益实现模式，理性的机构投资者必定关注并对上市公司现金分红政策施加影响。为了得到机构投资者与现金分红之间的关系，我们对式(11)的一阶条件，进行全微分之后，可以得到：

式(13)说明，当机构投资者持股比率越高，公司的收益留存比率越低，相应地，公司的股利支付比例会越高，即机构投资者对现金分红有促进作用。中国上市公司现金分红水平总体偏低，零分红的“铁公鸡”上市公司也并不鲜见，严重损害了包括机构投资者在内的中小股东的合法权益。可以预期，随着中国资本市场机构投资者数量和规模的扩大，机构持股必将对中国上市公司整体现金分红水平的提高产生积极影响。基于以上分析，本文提出以下假设。

假设1：机构投资者持股对中国上市公司现金分红具有显著正向影响。

(二)管理层权力寻租与公司现金分红决策

管理者权力理论强调，管理层权力越大，实施寻租的能力与动机往往越高。就上市公司现金分红而言，管理层权力寻租动机对其产生不利影响。管理层获取寻租收益的可能性在投资者法律保护环境不完善的情况下会变大，处于转型经济的中国，较弱的市场制度与法律环境使得上市公司管理层具备较大的运用权力寻租的空间[14]。管理层权力寻租表现为在职消费、过度投资、自定薪酬等方面，在上市公司收益规模一定的前提下，管理层权力寻租与现金分红之间存在此消彼长的关系。从这个角度分析，上市公司管理层缺乏实施现金分红的内在激励，进而管理层权力越大对公司分红的消极影响越明显。

为了观察管理层权力与现金分红之间的关系，将式(11)的一阶条件对α进行微分得出：

上式中，Cbbb(b*，O)=0，CbbO(b*，O)>0，故式(16)为正，即管理层权力和机构投资者能产生利益的博弈，机构投资者能有效改善管理层权力对公司现金分红的影响。因此，本文提出相应假设。

假设3：机构持股能对管理层产生制衡，并削弱管理层权力寻租对现金分红的消极影响。

三、研究设计与实证分析

(一)研究设计

1.研究样本

本文选取2011-2015年共5个年度沪深A股上市公司作为初始研究样本。并对其作了以下筛选：(1)剔除*ST、ST、PT等财务状况异常的上市公司样本;(2)剔除金融、保险行业上市公司样本;(3)剔除上市不足1年的上市公司样本;(4)剔除数据缺失的上市公司样本。最终得到有效研究样本7 053个，各年度样本分布情况为：2011年1 150个;2012年1 247个;2013年1 321个;2014年1 459个;2015年1 876个。本文研究涉及的上市公司数据主要取自于CSMAR数据库和 WIND资讯数据库WIND数据库统计的机构持股信息涵盖证券投资基金、社保基金、企业年金、养老基金等13类机构。。

2.模型与变量定义

在中国，不分红上市公司具有普遍性，被解释变量“公司分红”具有“截尾”的特征。因此本文选取Tobit回归模型进行实证研究，具体模型设计如下：

Tobit(Payout)=α0+α1Inst+α2Power+α3Inst×Power+βiControlvariables+ξ模型(1)

其中，各变量的具体定义如下。

(1)被解释变量——公司分红(Payout)。用上市公司现金股利支付率衡量，计算方法为上市公司年度支付的每股现金股利/上市公司年度每股收益。

(2)主要解释变量——机构持股(Inst)。用机构投资者持股比例表示，计算方法为上市公司所有机构股东持股数/上市公司股本总数。

(3)主要解释变量——管理层权力(Power)。Finkelstein从3个维度考察管理层权力[16];Adams 等认为管理层权力即管理层影响公司决策的能力[2]。本文从4个层面构建管理层权力指标：①董事长、总经理二职合一(heyi)，董事长、总经理二职兼任时取1，否则取0;②内部董事比例，取内部董事占董事会总人数的比例;③董事会规模，取董事会人员总数的自然对数;④股权集中度，取公司第一大股东持股比例。具体而言，董事长与总经理二职合一、内部董事比例越高、董事会规模越大、股权越分散则管理层权力越大。进一步地，采用主成分分析法合成管理层权力指标(Power)，并进行标准化处理。

(4)交乘项Inst×Power系数反映机构持股、管理层权力对公司分红的交互影响。

(5)控制变量(Control variables)。参考相关文献，本文控制了以下可能影响公司分红的因素：①第一大股东持股比例(Sh1)，用上市公司控股股东持股占总股本的比例衡量;②财务杠杆(Lev)，用公司年度资产负债率表示;③规模(Size)，用公司年末总资产自然对数表示;④盈利能力(Roe)，用公司年度净资产收益率表示;⑤现金流能力(Cps)，用上市公司每股经营现金流量表示;⑥风险水平(Beta)，用上市公司Beta系数表示;⑦年度与行业虚拟变量Yeari、Indyj。

(二)实证分析及讨论

1.描述统计分析

表1报告了主要研究变量的描述性统计结果。2011-2015年间，样本上市公司现金股利支付率Payout的均值为32.9%，远高于中位数6.8%;最大值为154.4，最小值为0。这表明中国大部分上市公司股利支付率偏低，少部分超能力派现上市公司，拉高了中国上市公司股利支付率的均值;同时也说明中国上市公司现金分红政策差异显著。机构投资者持股Inst的均值为26.2%，最大值为98.5%，最小值为0，说明中国机构投资者持股比例较大此处“机构持股”统计口径，仍然是机构持股占A股流通股的比例。，具备了影响上市公司财务政策的能力。管理层权力Power的均值为0.443，中位数为0.419，分布较均匀。

表2报告了以机构股东持股均值分组的单变量分析结果。不难发现，机构投资者高持股组现金分红Payout的均值与中位数，显著高于机构低持股组样本。说明机构投资者持股有助于提高上市公司的现金分红比率。从管理层权力指标分析则正好相反，机构持股较高组的管理层权力指标Power均值、中位数均显著更低。这一定程度上说明，机构持股对上市公司管理层权力具有制衡作用。

2.相关性分析

从表3的相关系数表分析发现，Inst与Payout的相关系数为0.137并且在1%水平显著，表明机构投资者持股对上市公司現金分红有显著的积极影响。Power与Payout的相关系数为-0.031并且在1%水平显著，说明上市公司高管权力对公司分红有显著的不利影响。Inst与Power的相关系数为-0.077且在1%水平显著，说明机构投资者持股比例越高的上市公司，高管的权力往往越低。当然，以上相关关系在控制相关变量后是否稳定，还需要进一步的回归分析。此外，控制变量相关系数显示，第一大股东持股、公司规模、盈利能力等与公司股利支付率显著正相关;经营现金流、财务杠杆等与公司股利支付率显著负相关。

3.回归分析

为进一步分析在控制相关变量的条件下，机构持股、管理层权力对现金分红的影响，本文采用Tobit模型进行回归分析，结果见表4。

其中方程(1)、(2)、(3)为全样本的回归结果。方程(1)的回归结果显示，Inst的系数为0.315并且在1%水平显著。说明证券投资基金、社保基金等机构投资者持股，能够发挥积极的治理作用，从而有助于提高上市公司的分红比率，假设1得到证实。方程(2)的回归结果显示，Power的系数为-0.884，在5%水平显著，表明上市公司管理层权力对现金分红有显著负向影响。可能的解释是管理层倾向于利用手中的权力，保留更多的现金以满足其扩张动机或在职消费，本文假设2得到了印证。方程(3)交乘项Inst×power的系数为0.040 5，在5%水平显著。因此，机构持股削弱了管理层权力对于现金分红的抑制作用，假设3得到支持。说明在中国上市公司分红决策中，机构投资者的介入可在一定程度上对管理层起到制衡作用，机构投资者持股有利于中小股东现金分红权益的保护。

为进一步检验机构持股对管理层权力与公司分红关系的调节作用，本文还按照机构投资者持股比例，将全样本划分为机构低持股组和高持股组两个子样本进行了分组回归，结果见方程(4)、(5)。机构低持股组方程(4)Power的系数为-0.307，在1%水平显著，表明在机构股东持股较低时，不能对管理层权力实施有效制约与制衡，最终结果是上市公司管理层权力越大，公司现金分红越低。机构高持股组方程(5)Power的系数为0.176，不显著，表明随着机构投资者持股的增加，机构股东有能力对上市公司管理层实施监督，从而降低管理层权力对分红决策的负面影响。以上结论充分说明，管理层权力越大，受到的监督越弱，就越可能实施权力寻租，并对上市公司现金分红造成不利影响。这一发现有极为重要的现实意义，中国上市公司股息率远远低于英美等发达国家，与新加坡、韩国等新兴经济体相比也偏低。近年来，虽然证监会等部门多次出台“半强制分红”规定，但并未显著提高中国上市公司现金分红，大多数上市公司分红只是“意思意思”罢了。在此背景下，引入包括机构投资者在内的公司分红“多边治理模式”显得十分必要。机构投资者具有更丰富的信息渠道、专业能力和信息解读能力;机构投资者持股更加集中，这些都说明机构投资者具备参与分红决策监督的动力与能力。因而，机构投资者的介入对于制衡上市公司管理层权力寻租，改善现金分红表现出重要作用。

四、进一步的讨论：制衡的机理

机构持股为何能削弱管理层权力对上市公司现金分红的不利影响，其内在作用机理如何?这是需要进一步思考的问题。依据股利代理理论，上市公司现金分红可降低管理层的代理成本(表现为无效率投资、在职消费等)。那么合理的逻辑是，机构持股形成对管理层权力寻租的监督与制约，降低了管理层代理成本，进而提高了上市公司的股利支付率。为验证以上推断，本文建立以下模型：

MCost=β0+β1Inst+β2Power+βiControlvariables+ξ模型(2)

其中，Mcost为管理层代理成本，用管理费用率度量，即管理费用/主营业务收入。其他变量定义同上。

表5列示了模型(2)的回归结果。回归方程(1)显示Mcost的系数为-0.33，在10%水平显著，说明管理层代理成本与现金分红显著负相关，二者此消彼长。回归方程(2)、(4)显示Power的系数显著为正，说明管理层有增加代理成本的动机，并且管理层权力越大，其代理成本也越大。以上的结论证实，管理层权力寻租的结果是增加了管理层代理成本，如在职消费、无效率投资等;进一步地，在公司收益水平一定的情况下，管理层代理成本的增加制约了上市公司现金分红的能力。

回归方程(3)、(4)显示Inst的系数均显著为负，机构投资者持股能够显著降低上市公司管理层的代理成本。这说明中国的机构投资者的介入、机构投资者的发展壮大的确有效地约束了公司的管理人员，减少了管理者的投机行为。本文的推断得以验证。机构投资者持股作为一种重要的治理机制，可以对上市公司管理层权力实施制衡，降低管理层的代理成本，进而提高了上市公司现金分红水平。这一结论，也证实中国资本市场“超常规发展机构投资者”战略，对于改善上市公司治理、提高投资者利益保护有积极意义。

五、敏感性分析与内生性检验

为保证上述研究结论的可靠与稳健，本文进一步以每股现金股利(DPS)、现金分红倾向(Dtrend)每股现金股利(DPS)，取上市公司年度税前每股股利额;股利分配倾向(Dtrend)，为哑变量，年度实施了现金分红取1，否则取0。作为现金分红的测度变量作了敏感性分析。结果表明，结论仍然是稳健的(限于篇幅，结果未汇报，备索)。

另外，机构持股与上市公司分红之间可能存在“互为因果”的关系，即研究结论可能会受到内生性的干扰。鉴于此，为消除内生性对结论的干扰，本文采用工具变量2SLS方法做内生性检验，以考察控制内生性后本文研究结论的可靠性。具体而言，本文借鉴叶建芳等[17]的研究，选取股票收益波动率、上市年限、股票年换手率作为机构投资和持股的工具变量。结果表明，即便是控制内生性影响后，结论仍然成立(限于篇幅，结果未汇报，备索)。

六、研究结论与启示

上市公司现金分红政策不仅涉及投资者的合理利益诉求，关系到上市公司的可持续发展，而且是影响资本市场资源配置功能实现的重要课题，因此，中国资本市场分红问题一直以来不仅受到学术界、企业界的关注，也受到监管部门高度重视。然而，近年来上市公司分紅暴露出的“股息率偏低、分红行业倒置”等弊病，说明现金分红治理单纯依赖外部监管很难奏效，理顺上市公司分红的内部决策机制至关重要。财务决策中应强调主体利益的均衡与制衡，那么现金分红决策引入“多边治理”应是可行的思路。

鉴于此，本文以沪深A股2011-2015年上市公司的样本数据，实证分析了机构投资者持股、管理层权力寻租与现金分红的关系，经验证据表明：(1)管理层权力寻租动机对上市公司现金分红具有显著消极影响。(2)机构投资者持股对上市公司现金股利支付具有显著正向影响，说明中国“超常规发展机构投资者”战略对资本市场分红权益保障有现实意义。(3)交乘项、分组回归的结果显示，机构投资者持股能够制约和削弱管理层权力寻租对上市公司分红的消极影响。(4)机构持股制约管理层权力寻租的机理是机构持股可以抑制管理层代理成本，从而有利于提高上市公司现金分红总体水平。

以上经验性结论的启示在于，机构投资者在上市公司现金分红中具有积极的治理效应，引入包括机构投资者在内的多边利益主体对现金分红共同治理，应该是未来上市公司分红治理的发展趋势。值得一提的是，在强调现金分红决策“多边治理”的同时，也要防范主体间合谋(如机构投资者与管理层合谋)对弱势利益群体(如小股东)利益的侵占。因而，在“多边治理”的框架之外，政府监管对上市公司现金分红决策的适度介入仍有其必要性，建议重点关注机构投资者、管理层合谋对上市公司实施“掠夺式分红”或“铁公鸡分红”的可能情形。

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Key words： institution investor; executive power; power balance; multilateral governance

(责任编辑 傅旭东)

作者：宁青青 杨宝