现金股利、管理层权力与高管隐性私有收益——基于沪深A股上市公司的经验数据

（安徽财经大学会计学院 安徽蚌埠233030）

一、引言

高管隐性私有收益是现代企业所有权与控制权分离之后，与股东利益不一致的理性高管人员在履行职责过程中利用手中职权之便，为自身“捞好处”，追求个人利益最大化的产物。从理论上讲，高管隐性私有收益属于代理成本的范畴。相较于高管货币性收益，高管私有收益中的非货币性收益（即隐性收益）因其种类纷繁芜杂而更具隐蔽性的特点。近年来，从纷纷曝光的央企巨额业务招待费、严重的公款吃喝、公款旅游等问题中，我们不难发现，高管隐性私有收益在现代企业中具有一定的普遍性，其虽并不一定构成经济犯罪，但对于企业发展、公司股东以及外部投资者的利益均会产生不利影响。

那么，哪些因素可以对高管隐性私有收益进行约束？代理理论认为，支付现金股利会减少公司管理层控制的现金流，以避免管理层将其转作个人用途或投资于非效率项目，进而有助于缓解管理层的代理成本。然而，股利的发放一定程度上是股东和管理层博弈均衡的结果。从契约角度来看，由于现实中契约的不完备性，很多情况下，掌控公司剩余控制权的股东可能会将其转移至管理层，使管理层拥有控制权的同时，也拥有剩余控制权。管理层权力理论认为，管理层完全有动机在“弱监督”环境下，利用手中的权力来寻租，产生自利行为。在我国，国有企业“所有者虚位”衍生出“内部人控制”现象，以及“一股独大”的股权结构无疑使得管理层权力形成并不断扩大，且更易凌驾于公司治理体制之上（卢锐等，2008），而非国有企业，特别是民营企业中所有权与经营权并未实现真正意义上的分离，所有者本身往往也是管理层成员，管理层拥有较强的“话语权”，由此可见，管理层权力在我国有着普遍而深刻的影响（王茂林等，2014）。

从现有文献来看，在我国直接提供现金股利政策对高管隐性私有收益影响的经验数据较少，同时纳入管理层权力因素，探究其在现金股利政策与高管隐性私有收益中所扮演的角色方面也鲜有经验数据。基于以上分析，本文将着力探析现金股利支付对高管隐性私有收益的影响，并在此基础上分析管理层权力在其中所发挥的作用。

二、理论基础与研究假设

（一）现金股利与高管隐性私有收益。所有权与控制权相分离是现代公司的典型特征。Jensen&Meckling（1976）指出，由于管理层和股东之间存在利益冲突，理性的管理层会按照个人的收益函数去谋取私人利益最大化 （诸如公款消费、奢侈浪费、打造个人帝国等），即追求高管私有收益最大化。

股利分配是企业现金流的主要流向之一，是最优契约论的主要组成部分。股利代理理论认为，在降低管理层代理成本问题方面，现金股利是一种有效的约束机制。Rozeff（1982）最早将股利政策应用于降低管理层代理成本，他认为支付现金股利的政策会迫使经理人为他们所投资的项目筹集外部资金，进而降低了将其用于非效率投资的可能性。Jensen（1986）在其所提出的自由现金流假说中指出，如果公司存在大量自由现金流，股利发放可以降低管理层可支配的现金流，继而减少其被用于过度投资或转作个人用途（如在职消费）的倾向，从而有效地降低代理成本。国内也有很多学者基于不同企业代理成本形式，对现金股利约束企业代理成本的监督治理作用进行了实证研究，罗红和黄文华（2008）以代理理论为基础，通过实证检验发现国企分红可以抑制高管人员在职消费，进而减少代理成本。此外，魏明海和柳建华 （2007）、刘银国等 （2014）以及王茂林等（2014）均从不同角度对现金股利与代理成本的关系进行研究，得出与上述类似结论。高管隐性私有收益作为管理层利用自身权力，谋求私人利益最大化的产物，也是企业代理成本的形式之一，基于上述分析，我们提出如下假设：

假设1：发放现金股利能够减少高管可支配现金，进而抑制了高管隐性私有收益，即现金股利支付率与高管隐性私有收益呈负相关。

（二）现金股利、管理层权力与高管隐性私有收益。管理层权力是管理层执行自己意愿的能力，泛指管理层对包括决策权、监督权以及执行权在内的公司治理体系的深度影响力。管理层权力理论认为在公司股权分散且存在内部人控制时，董事会在制定管理层薪酬契约过程中，往往会受到管理层制约，并不能完全独立地代表股东利益。一般来看，管理层权力越大，其“话语权”越强，受监督的可能性就越小，越有可能享受更多的私有收益（卢锐，2008）。Jensen指出股利政策的选择是公司管理层与股东利益博弈的结果。在我国，特殊的制度背景使得管理层权力的影响力不容小觑。同时，我国存在的国有企业薪酬管制现象，也为管理层谋取个人私有收益创造了条件。吕长江和赵宇恒（2008）认为，随着管理层权力扩张，薪酬激励有效性受到制约，管理层谋取各种形式的收益可能性增大。权小峰（2010）研究发现，在我国特殊背景下，管理层有绝对能力利用自身权力获取私有收益。胡明霞和干胜道（2014）指出管理层权力越大，诱发高管腐败的可能性越大。由此可以看出，当现金股利支付率较低时，企业内部管理层可支配较多现金流，其操控空间变大。同时，相较于国有上市公司，非国有上市公司（特别是民营上市公司）经理人市场尚不健全，一方面股东自身往往身担管理层要职，出于“隐私性”方面考虑，其高管人员也多为业主亲属或家族成员，外部控股人员实质上难以对公司决策进行监督。另一方面，政府部门对非国有企业的监管控制也多为间接，这就使原本拥有更大权力的非国有企业管理层，更容易获得更高的高管隐性私有收益。由此，提出以下假设。

假设2a：在其他条件相同的情况下，管理层能够利用权力降低现金股利对高管隐性私有收益的抑制作用。

假设2b：相比于国有企业，非国有企业管理层权力对降低现金股利对高管隐性私有收益的抑制作用更明显。

三、研究设计

（一）样本数据及来源。本文选取2010—2013年沪、深两市A股主板上市公司为初始样本，并在此基础上对样本做如下筛选：（1）剔除金融类，ST、PT等特殊处理的样本；（2）剔除同时发行B股或H股的样本；（3）剔除净利润为负的样本；（4）剔除财务和公司治理数据缺失的样本。此外，为消除极端值的影响，本文对主要连续变量都在1%的水平上进行winsorize处理。最终得到1 615个观测样本。本文中各指标数据均来自CSMAR数据库和RESSET数据库。

（二）变量选择及定义。

1.被解释变量。由于高管追求的隐性私有收益在可获得性上存在限制，学术界往往采用一些替代变量以量化高管隐性私有收益。本文参照权小峰等（2010）、王曾等（2014）和陈仕华等（2014）的做法，将异常在职消费作为衡量高管隐性私有收益（Abperks）的代理变量，即以高管实际在职消费与由经济因素决定的高管预期正常的在职消费之间的差额予以反映。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为高管实际在职消费，数据取自管理费用中扣除了董事、高管以及监事会成员薪酬、计提的坏账准备、存货跌价准备以及当年的无形资产摊销等明显不属于在职消费项目后的金额；Asseti，t-1为上期期末总资产；ΔSalei，t为本期主营业务变动额；PPEi，t为本期厂房、 财产和设备等固定资产的净值；Inventoryi，t为本期存货总额；LnEmployeei，t为企业雇佣员工总数的自然对数。利用模型（1）对所取样本分年度分行业进行回归，回归得到的因变量预测值即为预期正常的在职消费水平。高管实际在职消费与预期正常在职消费水平的差额，即为高管隐性私有收益，按照陈仕华等（2014）的做法对该值进行对数化处理。

2.解释变量。本文涉及现金股利和管理层权力两个解释变量：（1）现金股利（Div）。本文选取现金股利支付率（每股现金股利/每股收益）指标拟衡量企业现金股利的分配程度，并用以考察其对高管隐性私有收益水平的影响。（2）管理层权力（Tpower）。管理层权力具有一定的隐蔽性，现有文献对其度量的指标尚未统一，主要有两职兼任、管理层是否持股、是否存在大股东、总经理或CEO任期、股权分散、董事会独立性等。本文在借鉴现有文献对管理层权力进行度量的基础上，选取以下3个指标衡量管理层权力：（1）董事长与总经理两职是否合一 （Power1）；（2）股权分散程度（Power2）；（3）管理层是否持股（Power3）。 鉴于管理层权力是一个综合性概念，为增强上述选取的三个反映管理层权力的单维度变量的说服力，本文借鉴卢锐（2008）的做法，将这三个单维度变量进行组合构成一个积分变量（Tpower1）和一个综合哑变量（Tpower2）以反映管理层权力的大小。

3.控制变量。借鉴罗宏和黄文华（2008）以及刘银国等（2014）的研究成果，本文选取每股企业自由现金流（Cash）、高管薪酬（Mp）、产权性质（Soe）、财务杠杆（Lev）、公司规模（Size）、独立董事比例（Indd）等作为控制变量，以控制企业特征及公司治理程度的不同对高管隐性私有收益的影响。同时本文引入行业（Industry）和年度（Year）哑变量，以控制行业差异和年度影响，相关变量的定义参见表1。

表1 变量及定义

（三）模型设计。为了检验假设，本文构建了如下研究模型：

在通过预期正常在职消费模型即模型（1）得到高管隐性私有收益（Abperks）的基础上，我们建立模型（2）来检验假设1，研究现金股利支付率对于高管隐性私有收益的影响。建立模型（3）来检验假设2a和假设2b，其中为保持结果的稳健性，管理层权力Tpower分别用权力积分变量（Tpower1）和权力哑变量（Tpower2）两个指标反映。为检验假设2b，本文按产权性质对全样本进行分组回归（去掉Soe变量）。

四、实证检验

（一）描述性统计。本文各模型中变量的描述性统计情况如表2所示。从表2中可以看出：（1）样本企业高管隐性私有收益存在较大差异，最大值高达22.724，最小值为9.116；国有企业高管隐性私有收益均值和中位数分别为17.977和18.021，均高于非国有企业相应数值，说明国企中存在的高管隐性私有收益现象更为严重。（2）从总体来看，我国上市公司股利支付水平有较大不同，既存在一些超额派现现象，又有发放零现金股利的企业，但股利支付率普遍较低，且国有和非国有企业差异不明显。（3）管理层权力指标统计结果显示，非国有企业权力积分变量和权力哑变量的均值 （1.493和0.487）均明显高于国有企业 （0.924和0.178），表明相较于国有企业，非国有企业管理层拥有更大的权力。（4）从其他变量统计结果来看，国有企业自由现金流明显高于非国有企业；高管薪酬、财务杠杆以及独立董事比例各样本公司间也存在较大差异。

表2 模型主要变量描述性分析

（二）相关性分析。模型中涉及主要变量的Pearson相关性分析，如下页表3所示。可以看出，高管隐性私有收益（Abperks）与现金股利支付率（Div）在1%水平上显著负相关，表明发放现金股利能够抑制高管隐性私有收益，与本文假设1相符。高管隐性私有收益（Abperks）与管理层权力积分变量（Tpower1）、权力哑变量（Tpower2）、公司规模（Size）、高管薪酬（Mp）以及企业自由现金流（Cash）均显著正相关，表明管理层权力、公司规模、高管薪酬以及企业自由现金流越大，高管谋取隐性私有收益的可能性越大。此外，高管隐性私有收益（Abperks）与财务杠杆（Lev）在 5%水平上显著负相关，表明随着企业负债的增加，偿债压力的增大，公司高管隐性私有收益会减少。从表3中可以发现，各变量间的相关系数均小于0.5（Tpower1和Tpower2为反映管理层权力大小的两个指标，不同时存在于模型中），不存在多重共线性问题。

（三）多元回归分析。本文运用Stata13对数据进行回归分析，下页表4给出了关于上文所提假设的回归结果。考虑到可能存在的内生性问题，本文将模型中的各变量作滞后一期处理。

模型2用以检验现金股利的发放对高管隐性私有收益的影响，回归结果表明，现金股利支付率（Div）的回归系数在10%水平上显著为负，说明发放现金股利，可以有效地减少企业内部的自由现金流，高管可支配的现金流也相应减少，从而有效地抑制了高管的隐性私有收益，该回归结果验证了假设1。

模型3-1和模型3-2分别将反映管理层权力的积分变量（Tpower1）和哑变量（Tpower2）引入模型中，并设置其与股利支付率（Div）的交互项（Tpower1×Div 和 Tpower2×Div）以检验假设2a。回归结果显示，权力积分变量和哑变量的回归系数均为正，且其与股利支付率的交互项也均显著为正，说明管理层权力越大，高管隐性私有收益水平越高，且管理层权力降低了现金股利对高管隐性私有收益的抑制作用，与前文的预期假设一致，假设2a得到验证。

模型3-3至模型3-6进一步考察了不同产权性质下，管理层权力的影响。其中，模型3-3和模型3-4基于国有企业样本进行回归，模型3-5和模型3-6以非国有企业为样本进行回归。回归结果表明，在国有企业样本中，权力积分变量（模型3-5）与股利支付率的交互项回归系数为正且弱显著；非国企样本中，权力积分变量和哑变量与股利支付率的交互项回归系数均为正，但都未通过显著性检验，说明管理层权力对于降低现金股利对高管隐性私有收益的抑制作用，在国有企业中表现更明显，假设2b未得到支持。之所以出现上述结果，其原因可能在于，虽然非国有企业 （特别是民营企业）管理层权力变量的均值和中位数都显著高于国有企业，即非国企中管理层拥有更大的权力，但国家放权让利改革使得国企“所有者缺位”，造成“内部人控制现象”严重，且大多国企高管同时具有行政级别，而政治级别的存在无形中增大了国企高管权力的影响力。此外，考虑到国企高管的显性薪酬受到所谓“刚性管制”，国企高管人员在保持低显性薪酬的同时，更青睐于追求具有伸缩性和隐蔽性的“灰色在职消费”即隐性私有收益（前文所列描述性统计中，也可看出国企高管拥有更多隐性私有收益）。基于上述因素的共同影响，看似掌握相对较少管理层权力的国企高管人员，很可能因其权力产生的特殊背景和机制而更易弱化现金股利对隐性私有收益的抑制作用。

在控制变量的回归结果中还可以发现，公司规模、高管薪酬均与高管隐性私有收益呈显著正向关系，规模越大的公司，企业可支配现金流的增加，提高了高管人员谋取私有收益的可能性，同时可以看出，高管薪酬激励制度并没有达到预期“高薪养廉”的效果，而企业自由现金流对于非国企的影响作用更强。此外，独立董事比例对高管隐性私有收益在国企和非国企子样本的影响结果显得十分有趣，独立董事比例越大的国有企业，其高管隐性私有收益越高，且通过了显著性检验；而在非国企样本中独立董事比例的回归系数为负，但未能达到10%的显著性水平，说明独立董事在国有企业中其监督职能基本失效，而在非国企中也仅能发挥有限的监督作用。

（四）稳健性检验。为检验上述实证结果的稳健性，本文作如下检验：其一，运用每股现金股利数据作为衡量公司现金股利发放程度的指标 （代替前文选用的现金股利支付率数据），代入模型进行检验；其二，利用上述组成管理层权力积分变量和哑变量的3个指标，分别作为权力代理变量进行回归检验。基于上述两项测试的稳健性检验结果与前文汇报的回归结果均未发生实质性改变，表明回归结果具有稳健性。

表3 Pearson相关性分析

表4 模型回归结果

五、研究结论与启示

基于我国现行股利分配政策及上市公司主要特征，本文考察了现金股利发放与高管隐性私有收益水平的关系，并进一步检验了管理层权力在其中所起到的作用。主要结论是：（1）现金股利的支付能够有效地降低高管隐性私有收益水平，当企业派发现金股利时，其内部富余的现金流减少，高管可自由支配的现金流也相应减少，进而有效抑制了高管人员谋取个人隐性收益的行为；（2）管理层权力的存在对于现金股利抑制高管隐性私有收益具有显著的弱化作用，管理层权力越大，高管利用职权影响股利分配的可能性也就越大，而往往集“管理权”与“行政权”于一身的国企高管人员，因其权力相对更不易被约束，使得管理层权力的影响力更明显，即在国有企业样本中这种弱化作用更强。

通过上述研究结论，所得启示如下：（1）完善的现金股利分配制度有助于减少企业存在的自由现金流，降低高管人员操控企业现金流的可能性，进而降低企业代理成本；（2）管理层权力对公司治理具有重要影响，所有者应针对管理层建立有效的激励与约束机制，正确引导管理层行为，使其最大限度地发挥应有作用；（3）健全公司监督管理机制，完善董事会结构，真正有效地发挥独立董事的监督职能，对于公司治理水平的提升具有积极意义。