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企业分红关系投资者切身利益,一直是资本市场和监管部门关注的热门话题。2017年全国两会期间,国资委主任肖亚庆指出,国有上市企业要“做积极负责任的股东”“要关心股价,更要关心分红,要建立完善分红机制,不断提高各个资本投资者的回报”。在政府出台一系列鼓励分红政策后,国有上市公司分红意愿明显增强。根据国泰安的数据统计,2008年以来中国国有上市公司分红比例平均为61%,表明超过一半的上市国有企业实施了分红。然而,从分红力度看,大多数国有企业支付的现金股利普遍偏低(每股税前现金股利均值不足0.1元,现金股利支付率均值仅为20.3%),与西方成熟资本市场的股利支付水平仍存在明显差距。2018年6月15日,证监会就修订《上市公司治理准则》公开征求意见并指出,“上市公司应当积极回报股东,在公司章程中明确利润分配办法尤其是现金分红政策”。因此,如何提高国有企业的实质性分红水平仍是当前保障中小投资者权益的重要课题。
中共十八届三中全会和中共十九大报告明确提出,“深化国有企业改革,发展混合所有制经济”“形成有效制衡的现代公司法人治理结构”。混合所有制改革成为国有企业改革的突破口,其主要目的在于改善国有企业的公司治理结构,进而提升公司治理水平。国有企业希冀通过积极引入非国有股东,形成多元化股权结构和多样化董事会构成,建立有效的制衡和监督机制,以提升公司治理质量。已有研究发现,公司治理水平的改善有助于提高公司现金股利支付水平(La Porta等,2000;Mitton,2004;Adjaoud和Ben-Amar,2010;Jiraporn等,2011)。La Porta等(2000)的现金股利“结果模型”认为,中小股东会迫使公司管理层“吐出”公司资金,提高股利支付水平。那么,非国有股东积极参与国有企业治理是否可以提高国有企业分红意愿和分红水平,从而维护中小投资者权益?本文试图对这一问题做出回答。
本文以2008−2015年中国沪深两市国有上市公司为样本,通过手工整理年报披露的前十大股东性质、持股比例与股东委派董事数据,从股权结构与高层治理两个维度衡量国有上市公司混合所有制改革。研究发现,国有企业混合所有制改革能显著提高国有企业分红意愿和分红水平。具体来说,非国有股东委派董事比例越高,国有企业分红意愿和分红水平越高,但非国有股东持股比例对国有企业分红行为没有显著影响。非国有股东委派董事比例与国有企业分红的正向关系在中央企业与地方国有企业、垄断与竞争行业均没有表现出显著差异,表明非国有股东对国有企业分红的治理作用不因国有企业特征而异,具有全面性的影响。本文进一步检验在不同治理环境下混合所有制改革对国有企业分红行为的影响差异,研究发现,在国有资本管理层权力较弱和投资者法律保护较强的情况下,非国有股东委派董事比例与国有企业分红行为的正相关关系更加显著。最后,本文还发现混合所有制改革能够促使国有企业在盈利较好时进行更多的分红。本文的实证结果表明,引入非国有股东的混合所有制改革提高了国有企业的分红意愿和分红水平,维护了中小股东权益。然而,非国有股东仅持有国有企业股权难以有效影响国有企业分红行为,非国有股东只有在国有企业中拥有一定“话语权”才能发挥实质性的监督治理作用。
本文可能的贡献如下:第一,从国有企业分红视角提供了混合所有制改革效果的正面证据。混合所有制改革是国有企业改革的突破口和重要方向,已有文献发现国有企业引入非国有股东可以有效提升国有企业的公司治理水平,如提高内部控制质量(刘运国等,2016)、改善会计信息质量(曾诗韵等,2017)、增强高管的薪酬业绩敏感性(蔡贵龙等,2018)等。本文进一步发现引入非国有股东还可以提高国有企业分红意愿和分红水平,从而维护中小投资者权益。不同于卢建词和姜广省(2018)仅从股权维度考察混合所有制对国有企业分红的影响,本文从股权结构和高层治理两个维度更加全面地检验引入非国有股东对国有企业分红行为的影响,发现高层治理维度对国有企业分红行为具有更加重要的影响,仅仅持股并不能对国有企业分红产生显著影响。第二,丰富了国有企业分红影响因素研究。国有企业占据资本市场的半壁江山,且国有产权属性导致国有企业分红行为具有一定独特性,但聚焦国有企业分红影响因素的研究却较为匮乏。本文以国有企业混合所有制改革为背景,发现非国有股东积极参与治理是影响国有企业分红行为的重要因素,同时这种影响也受管理层权力和投资者法律保护水平的调节。第三,本文的研究具有较强的现实意义。2019年国务院发布的《中央企业混合所有制改革操作指引》指出,国有企业混合所有制改革“要科学设计混合所有制企业股权结构,充分向非公有资本释放股权,尽可能使非公有资本能够派出董事或监事”。本文的研究结论支持了监管层推动国有企业混合所有制改革的相关政策。同时,本文的研究结论也表明,国有企业混合所有制改革不能流于简单的股权混合,为“混”而“混”。发展混合所有制应切实给予非国有股东应有的股东权利(如委派人员任职、限制国有资本管理层权力),实现国有资本与非国有资本从“物理反应”到“化学反应”的质变,才能对国有企业的公司治理产生积极影响。
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梳理哪些因素影响中国上市公司的分红意愿和分红水平对于保护投资者利益至关重要,这方面的研究也一直是监管部门和学术界关注的重点。已有文献主要从企业自身特征、内部治理机制和外部制度环境三方面展开研究。在企业自身特征方面,企业规模和盈利能力与现金股利正相关,而企业成长性和资产负债率与现金股利负相关(王会娟等,2014)。在内部治理机制方面,公司治理的整体质量越高,企业的股利支付水平越高(Adjaoud和Ben-Amar,2010)。一方面,管理层持股、外资股东、私募股权或风险投资、共同基金持股和多个大股东等股权结构因素可以显著提高中国上市公司的现金股利发放水平(周县华等,2012;王会娟等,2014;Firth等,2016)。实施股权激励也可以显著提高上市公司现金股利支付水平,且限制性股票相比于股票期权激励对上市公司股利支付水平的促进作用更为显著(陈红和郭丹,2017)。股票期权激励方式对现金股利的正向影响主要在股东监督力度较强时,而限制性股票激励方式对现金股利的正向影响主要在股东监督力度较弱时(刘磊等,2019)。另一方面,董事会是公司制定股利政策的核心机构,直接决定股利分配政策,董事会规模越大(Chang和Dutta,2012)、独立性越强(Belden等,2005)、女性董事和独立董事越多(Chen等,2017;Ye等,2019)、国际化董事比例越高(杜兴强和谭雪,2017),企业的股利分配意愿和强度越高。在外部制度环境方面,La Porta等(2000)建立了投资者法律保护水平对股利政策影响的理论分析框架,认为股利支付存在“替代模型”和“结果模型”两种理论解释。国内研究普遍发现,投资者保护程度、市场化水平与现金股利支付力度呈显著正相关关系(雷光勇和刘慧龙,2007;刘志强和余明桂,2009),支持了现金股利“结果模型”。值得注意的是,半强制分红政策是中国上市公司分红政策的制度特征,对上市公司分红行为产生了重要影响。魏志华等(2014)研究发现,半强制分红政策虽然提高了上市公司的分红意愿和分红水平,但难以约束“铁公鸡”公司派现,也没有降低“铁公鸡”公司占比。李常青等(2010)研究发现,半强制分红政策给有再融资需求的成长型公司以及竞争型行业公司带来了不利影响。余琰和王春飞(2014)研究发现,具有再融资动机的上市公司在2008年半强制分红政策出台后虽然会增加派现,但更多表现为股利支付的机会主义行为,即这些公司仅满足监管要求的最低现金股利支付率。上述研究表明,现有的半强制分红政策可能扭曲了上市公司股利支付行为。
上述研究虽然加深了我们对公司股利支付行为的理解,但基本均以所有上市公司为研究对象,鲜有单独聚焦国有企业。国有企业占据中国资本市场半壁江山,国有企业和非国有企业的分红行为存在系统性差异(王化成等,2007;Chen等,2009)。韩雪(2016)发现,相比于民营上市公司,地方国有上市公司倾向于派发更少的现金股利。鉴于此,单独研究如何提高国有企业分红水平显得十分必要。但从现有文献看,如何提高国有企业分红水平的研究寥寥无几。卢建词和姜广省(2018)以国有企业混合所有制改革为背景,研究不同类型非国有股东对国有企业现金股利分配意愿和水平的影响,发现混合所有制改革提高了国有企业的现金股利分配意愿和强度。然而,该文献未回答以下问题:第一,非国有股东仅通过持股是否具有治理作用?第二,非国有股东治理作用的发挥面临哪些约束条件?第三,究竟是非国有股东选择了分红力度更大的国有企业还是非国有股东的治理提高了国有企业分红水平,即内生性问题如何解决?本文将对上述问题进行深入研究。
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关于国有企业混合所有制改革的经济效果,已有研究取得了较为丰富的成果:
第一,公司治理方面。李文贵和余明桂(2015)认为,提高非国有资本持股比例可以“抵御”政府干预,激励管理层提升公司治理水平,具体表现为国有企业内部控制质量提高(刘运国等,2016)、会计信息质量改善(曾诗韵等,2017)、高管的薪酬业绩敏感性增强(蔡贵龙等,2018)。上述文献指出,混合所有制改革不能仅停留在股权层面的混合,非国有股东只有委派董事参与治理才能显著提高国有企业治理水平。刘汉民等(2018)也发现,相比于股权结构,央属混合所有制企业董事会结构对企业绩效的影响更大,即企业控制权的安排更为重要。
第二,国有企业创新方面。混合所有制改革对国有企业创新水平是否具有显著促进作用并未取得一致结论。李文贵和余明桂(2015)发现国有企业民营化可以显著促进企业创新活动。朱磊等(2019)研究发现,国有企业混合所有制改革显著促进了企业创新,且这种促进效应在地方所属、政府放权意愿强以及行业竞争性强的企业中更加显著。张斌等(2019)发现,无论从混合深度还是从混合广度看,所有制混合均能够显著提高企业创新绩效。解维敏(2019)发现,混合所有制促进了国有企业研发投入,对中央企业研发投入的促进作用更为显著。然而,王婧和蓝梦(2019)发现,混合所有制改革并未全面提升国有企业创新效率,仅能够提升自然垄断企业的创新效率。此外,陈林等(2019)发现,对于全体混合所有制企业,国有资本的终极控制权在平均意义上对企业创新不具有显著影响;但是一旦区分企业规模,国有资本的终极控制权更有利于推动大型企业创新;对于规模小的混合所有制企业,非国有资本取得终极控制权反而更有利于创新;对于国有控股的混合所有制企业,国有资本终极控制地位的强化并不能进一步激励企业创新行为。
第三,国有企业负债治理方面。混合所有制改革对国有企业负债治理也发挥了积极作用。吴秋生和独正元(2019)发现,混合所有制改革程度越高,国有企业过度负债水平越低,并且相较于股权结构维度,高层治理结构维度的混合所有制改革更有助于缓解国有企业过度负债。
第四,国有企业混合所有制改革绩效方面。白重恩等(2006)发现,国有企业引入私人资本降低了企业经营管理的各项费用,提高了企业净利润率。郝阳和龚六堂(2017)发现,混合所有的股权结构提高了公司绩效,但国有资本之间的股权多元化对公司绩效没有正向影响。沈红波等(2019)基于云南白药混合所有制改革的案例研究发现,云南白药混合所有制改革后,公司经营效率显著提高。马连福等(2015)则发现混合所有制企业中的非国有资本比例与企业绩效呈倒U型关系。
综上,一方面,已有的证据显示国有企业引入非国有股东有利于改善国有企业的公司治理水平,对企业创新、负债以及绩效产生了积极影响;另一方面,虽然研究上市公司分红影响因素的文献较为丰富,但聚焦国有企业分红影响因素的研究仍然相对较少。当前,深化国有企业改革正如火如荼展开,引入非国有股东的混合所有制改革是否会促使国有企业提高对投资者的分红回报,增强对中小股东合法权益的保障?本文将对此做出回答,并从股权结构和高层治理两个维度深入探讨混合所有制改革对国有企业分红行为的影响。
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在现代产权制度下,剩余控制权与剩余索取权分离以及信息不对称导致的委托代理问题,既包括股东与经理人之间的第一类代理问题(Berle和Means,1932),也包括大股东与中小股东之间的第二类代理问题(La Porta等,1999)。李维安(2016)指出,在英美等股权结构分散的资本市场,股东与经理人之间的第一类代理问题是主要矛盾,而在股权结构比较集中的中国资本市场,大股东与中小股东之间的第二类代理问题是主要矛盾。在中国国有上市公司中,上述两类代理问题甚至可能同时存在并相互作用。一方面,国有股东“一股独大”,掌握国有上市公司经营决策权,中小股东利益往往受到一定程度的忽视甚至损害(Lin等,1998;Lin和Li,2008)。另一方面,国有上市公司过长的委托代理链条、国有产权虚置也通常导致“所有者缺位”“内部人控制”等问题,国有股东难以对国有企业经理人进行充分的监督和激励(张维迎,1999),从而加剧了国有企业的公司治理机制不健全和效率低下。低效的公司治理导致国有股东忽视中小股东利益,这也成为抑制国有企业分红的重要因素之一。因此,只有不断完善国有企业的公司治理机制,对管理层进行有效激励和监督,才能保障国有企业分红政策的有效实施(刘银国等,2016)。已有研究证实了提高公司治理质量有助于促进公司股利发放(La Porta等,2000;Mitton,2004;Adjaoud和Ben-Amar,2010;Jiraporn等,2011)。国有企业混合所有制改革通过引入非国有股东制衡国有控股股东、监督国有企业内部控制人,旨在提高国有企业的公司治理水平,维护中小股东合法权益。本文从股权结构和高层治理两个维度阐述非国有股东的治理效应。
第一,非国有股东持股能够有效制衡和监督国有控股股东。股权结构在国有资本与非国有资本间的合理分配、改变国有股权“一股独大”的现状是有效推进混合所有制改革的关键(杨红英和童露,2015)。非国有股东与国有股东的利益目标函数并不完全一致,国有股东需要更多关注政策性负担等社会利益,而非国有股东更多按照市场化原则做出决策。非国有股东因为持有股权而享有相应的剩余索取权,因此具有较强动机制衡和监督国有大股东行为,谋求更多投资回报并加强公司内部治理(李文贵和余明桂,2015)。唐跃军和谢仍明(2006)指出,存在多元非国有股东时,国有企业股权制衡度与企业现金股利发放正相关。卢建词和姜广省(2018)研究发现,非国有股东持股能够促进国有企业发放更多现金股利。
第二,非国有股东委派人员任职董事会能够有效监督国有企业内部人。董事会在公司治理中拥有重要决策权,是企业实现目标的监督和控制机构。杨红英和童露(2015)研究指出,混合所有制改革中除考虑股权结构外,还要考虑话语权的分配问题,即应根据股权结构允许非公有资本参与混合所有制企业的公司治理,否则非公有资本可能成为纯粹的财务投资者。刘运国等(2016)、曾诗韵等(2017)和蔡贵龙等(2018)也发现,简单的股权混合难以有效改善国有企业的公司治理状况,非国有股东只有在委派董事任职时才能发挥实质性的监督治理作用。因此,非国有股东委派人员担任董事能更好地代表非国有股东利益,也能更好地监督国有企业管理层行为。陈小悦和徐晓东(2001)指出,出于维护自身利益的目的,非国有股东既有动机也有能力加强对国有企业经理人的监督。
综上,引入非国有股东的混合所有制改革可能在两个层面影响国有企业分红。在股权结构方面,非国有股东持股有利于制衡国有股东;在高层治理方面,非国有股东委派董事有助于监督国有企业管理层,最终提高国有企业的公司治理水平。现金股利“结果模型”认为,现金股利是公司治理改善的结果,良好的公司治理与现金股利支付水平正相关(La Porta等,2000)。Adjaoud和Ben-Amar(2010)以加拿大多伦多交易所上市公司为样本,研究发现公司治理质量越好,股利支付水平越高。Mitton(2004)基于19个新兴市场经济体的公司数据得出了类似结论。因此,根据现金股利“结果模型”,引入非国有股东的混合所有制改革可以促使国有企业增加股利支付。据此,本文提出如下假说:
H1:混合所有制改革能够显著提高国有企业的分红意愿和分红水平。
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非国有股东能否发挥作用还与国有企业管理层权力有关。尽管董事会在制定股利政策中处于核心地位,但强势的管理层也会对股利决策产生重要影响(冯慧群和马连福,2013)。拥有超额管理者权力的管理层会干预董事会决策,甚至威胁董事会并更换提案,从而影响股利政策的制定(Dalton和Kesner,1987;Finkelstein,1992;冯慧群和马连福,2013)。管理层权力从两个方面干预非国有股东对国有企业分红行为的影响。一方面,国有股“一股独大”且“所有者缺位”导致管理层获得超额权力,董事会监督效能弱化,从而管理层可以在决策过程中压制不同声音,强制执行个人意愿(Finkelstein,1992;卢锐等,2008;权小锋等,2010)。Hermalin和Weisbach(1998)认为,相对于董事会,CEO权力的增加会降低董事会效率,即随着CEO权力的增加,董事会的监督功能逐步弱化。因此,在国有资本管理层拥有超额权力的情况下,即使非国有股东委派人员担任国有企业董事,其对国有资本管理层权力的约束也较为有限,难以有效参与国有企业分红决策。另一方面,管理层权力理论认为,管理层出于自身利益考虑,倾向于少发或不发现金股利,以便将现金保留在公司内部,从而增加可以控制的资源,用于个人帝国构建、超额在职消费等(张春龙和张国梁,2017)。因此,当国有企业管理层实际权力过大时,管理层更有动机和能力维持低水平现金股利分配(王茂林等,2014;张春龙和张国梁,2017),非国有股东难以对其产生较大影响。随着国有企业混合所有制改革的推进,非国有股东进入国有企业可以在一定程度上制衡国有股东管理层权力。当国有资本管理层权力较强时,非国有股东难以制衡国有大股东,因此很难代表中小投资者利益来促使国有企业发放更多现金股利。只有当国有资本管理层权力较弱时,非国有股东才能更好地制衡国有股东,拥有实质性话语权,更好地代表中小投资者利益,从而提高企业分红意愿,促使国有企业发放更多现金股利。据此,本文提出如下假说:
H2:混合所有制改革对国有企业分红的正向作用在管理层权力较弱时更为显著。
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混合所有制改革与国有企业分红的关系除受公司内部治理(管理层权力)影响外,还与外部制度环境息息相关。投资者法律保护制度的完善,对于中小股东积极参与公司治理具有重要作用(郑国坚等,2016)。理论上,投资者法律保护与股利政策可能存在两种截然相反的关系(La Porta等,2000)。一方面,现金股利“结果模型”认为,发放现金股利是有效保护投资者的结果。在有效的投资者法律保护制度下,中小股东可以使用法律手段迫使公司“吐出”现金,以阻止内部人留存过多现金获取私利。因此,投资者法律保护越好,股利支付率越高。另一方面,现金股利“替代模型”认为,现金股利是投资者法律保护的一种替代。为筹集外部资金进行价值投资,公司需要树立不会剥削中小股东利益的良好声誉,如通过发放股利以减少可被内部人剥削的现金。因此,投资者法律保护越差,股利支付率越高。La Porta等(2000)的研究支持现金股利“结果模型”,基于发达资本市场和新兴市场数据的系列文献也支持现金股利“结果模型”(Mitton,2004;Adjaoud和Ben-Amar,2010)。同样,这一模型也得到国内研究的支持。雷光勇和刘慧龙(2007)研究发现,上市公司所在地的市场化程度越高,上市公司越可能支付现金股利。刘志强和余明桂(2009)研究发现,投资者保护水平越高,制造业上市公司现金股利支付力度越大。
具体到投资者保护水平如何影响非国有股东治理与国有企业分红方面,在投资者法律保护较好的情况下,非国有股东利益可以得到更高程度的法律保护,由此非国有资本会有更高的积极性参与国有企业混合所有制改革,同时也会有更强的动机参与国有企业监督治理。相反,在投资者法律保护较差的情况下,非国有股东的合法权益更容易遭受企业内部人侵占(徐细雄和刘星,2013),此时非国有资本参与国有企业混合所有制改革的积极性有限,即使入股国有企业,也会因为担心利益难以得到有效保护,而缺乏相应的积极性参与国有企业治理。据此,本文认为,只有在投资者法律保护较好的情况下,非国有股东才有更强的激励参与国有企业治理、监督国有资本管理层,从而提高国有企业分红意愿和分红水平,发挥治理作用,维护中小投资者权益。据此,本文提出如下假说:
H3:混合所有制改革对国有企业分红的正向作用在投资者法律保护较好时更为显著。
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本文选取2008−2015年中国沪深两市国有上市公司为样本。原因在于:股权分置改革前,国有股“一股独大”情况比较突出,非国有股东进入国有企业的难度较大;股权分置改革后,非国有资本参股国有企业的情况才逐渐增多。本文采用非国有股东持股比例和非国有股东委派董事比例衡量混合所有制改革,通过手工收集整理上市公司年报披露的前十大股东股权性质、股东关系、持股比例和高管背景获得相关数据。其中,前十大股东股权性质数据根据年报中“股东和实际控制人情况”的相关数据,同时考虑股东之间属于“一致行动人”或受同一个实际控制人控制情形而获得;股东委派董事数据根据年报中“董事、监事、高级管理人员和员工情况”的相关数据整理得到。参照蔡贵龙等(2018)的做法,对于自然人股东,若该自然人在上市公司担任董事则视为该自然人股东委派一名董事;对于法人股东,则以上市公司董事是否在股东单位任职为判断标准。上市公司财务数据主要来自CSMAR数据库。在剔除金融行业上市公司、财务数据异常样本及主要变量数据缺失样本后,本文最终获得6,765个公司−年度观测值。为避免异常值对回归结果的影响,所有连续型变量在1%和99%水平上进行了缩尾处理(Winsorize)。
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为验证本文提出的假说,借鉴雷光勇和刘慧龙(2007)的做法,本文建立如下回归模型:
$$ \begin{split} Di{v_{i,t}} =& {{{\alpha }}_0} + {{{\alpha }}_1}Gov\_nso{e_{i,t}} + {{{\alpha }}_2}Siz{e_{i,t}} + {{{\alpha }}_3}Le{v_{i,t}} + {{{\alpha }}_4}Ro{a_{i,t}} + {{{\alpha }}_5}Growt{h_{i,t}}\\& + {{{\alpha }}_6}Diluep{s_{i,t}} +{{{\alpha }}_7}Cp{s_{i,t}} + {{{\alpha }}_8}Rel{y_{i,t}} + {{{\alpha }}_9} Top{\textit{1}_{i,t}} + {{\rm{\varepsilon }}_{{{i}},{{t}}}} \end{split} $$ (1) 本文采用两个指标衡量国有企业分红行为(Div):一是分红意愿(Div_d),采用是否发放现金股利的虚拟变量衡量,如果样本公司发放了现金股利,Div_d取值为1,否则为0;二是分红水平(Div_r),采用现金股利支付率衡量,现金股利支付率=每股派息税前现金股利/(净利润本期值/实收资本本期期末值)。
参照蔡贵龙等(2018)的做法,本文从股权结构和高层治理两个维度衡量国有企业混合所有制改革(Gov_nsoe)。股权结构(Shr)方面,采用前十大股东中全部非国有股东持股比例(Shr_nsoe)衡量;高层治理(Dir)方面,采用非国有股东委派董事人数占公司董事总人数的比例(Dir_nsoe)衡量。如果混合所有制改革(Gov_nsoe)相应代理变量的回归系数显著为正,则表明国有企业中的非国有股东发挥了积极的治理作用,国有企业分红意愿和分红水平得到提高。
控制变量方面,本文控制如下变量:资产规模(Size,年末总资产的自然对数)、资产负债率(Lev,总负债/总资产)、总资产收益率(Roa,净利润/期初期末总资产均值)、稀释后每股收益(Dilueps)、每股货币资金(Cps)、每股累计未分配利润(Rely)、公司当年销售收入增长率(Growth)和国有第一大股东持股比例(Top1)。为控制年度和行业固定效应对研究结论的影响,模型也控制了年度(Year)和行业(Industry)虚拟变量。回归中,模型均经过White异方差稳健处理,并在公司层面进行聚类。
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表1报告了主要变量的描述性统计结果,表2报告了2008−2015年国有企业现金股利支付情况。从分红意愿(Div_d)看,分红意愿的均值为0.61,表明在本文样本中,进行分红的国有企业比例超过了一半,但仍有39%的样本未进行分红。从分红水平(Div_r)看,现金股利支付率的均值为20.3%,与美国成熟资本市场的股利支付水平仍存在一定差距,甚至2015年现金股利支付率只有14.1%。表2显示,每股税前现金股利均值只有0.091元。以上结果表明,虽然中国上市国有企业进行分红的样本比例超过了一半,但分红水平仍有待进一步提高。
表 1 主要变量描述性统计
变量 样本数 均值 标准差 最小值 中位数 最大值 Div_r 6,765 0.203 0.260 0.000 0.140 1.498 Div_d 6,765 0.610 0.488 0.000 1.000 1.000 Shr_nsoe 6,765 0.099 0.090 0.008 0.067 0.397 Dir_nsoe 6,765 0.024 0.064 0.000 0.000 0.333 Dilueps 6,765 0.291 0.483 −1.170 0.208 2.193 Lev 6,765 0.528 0.200 0.083 0.542 0.931 Cps 6,765 1.669 1.763 0.075 1.118 10.390 Rely 6,765 1.063 1.485 −2.243 0.828 7.156 Size 6,765 22.440 1.341 19.839 22.255 26.326 Growth 6,765 0.159 0.461 −0.529 0.088 3.142 Roa 6,765 0.031 0.052 −0.166 0.028 0.186 Top1 6,765 0.428 0.155 0.128 0.426 0.789 表 2 2008−2015年现金股利支付情况
2008 2009 2010 2011 2012 2013 2014 2015 合计 支付现金股利情况 支 付 432 452 494 540 607 642 601 358 4,126 未支付 314 332 317 315 285 265 279 532 2,639 样本量 746 784 811 855 892 907 880 890 6,765 每股税前现金股利均值 0.086 0.080 0.094 0.098 0.107 0.103 0.101 0.059 0.091 现金股利支付率均值 0.220 0.205 0.190 0.192 0.227 0.233 0.218 0.141 0.203 表1中非国有股东持股比例(Shr_nsoe)的均值(中位数)为9.9%(6.7%),表明中国上市国有企业非国有股东持股比例偏低。非国有股东委派董事比例(Dir_nsoe)的均值仅为2.4%,表明中国上市国有企业“同股不同权”问题普遍存在,非国有股东权益没有得到有效保障。而Dir_nsoe的标准差为0.064,相当于均值的2.7倍,表明中国上市国有企业非国有股东委派董事比例的方差较大,这为本文研究不同程度的非国有股东治理对公司股利的影响提供了可能。
表3报告了单变量均值差异的检验结果。当非国有股东没有委派董事进入国有企业时,有60%的国有企业进行了分红,但股利支付率仅为0.197(每1元净利润分派0.197元现金股利);而当非国有股东委派董事进入国有企业时,有66.4%的国有企业进行了分红,且股利支付率提高到0.236。可见,非国有股东委派董事的国有企业,其分红意愿和分红水平均得到显著提高。
表 3 单变量均值差异检验
样本数 Div_d Div_r 非国有股东无委派董事 5,748 0.600 0.197 非国有股东有委派董事 1,017 0.664 0.236 全样本 6,765 0.610 0.203 均值差异检验 −0.064*** −0.039*** 注:***、**、*分别表示在1%、5%、10%水平上显著。 -
表4报告了混合所有制改革与国有企业分红的基本回归结果。在股权结构维度,列(1)、列(2)显示,Shr_nsoe的系数虽为正,但均不显著,表明非国有股东持股比例难以有效影响国有企业分红意愿(Div_d)和分红水平(Div_r)。在高层治理结构维度,列(3)中Dir_nsoe的系数为1.594,且在5%水平上显著,表明非国有股东委派董事比例每增加1个单位,国有企业分红意愿提高3.923(e1.594−1)倍;列(4)中Dir_nsoe的系数为0.211,且在1%水平上显著,表明非国有股东委派董事比例每增加1个标准差,国有企业股利分配率相对于样本均值增长6.652%①。回归结果表明,现阶段非国有股东持股比例难以影响国有企业分红行为,仅当非国有股东委派董事参与国有企业治理和监督时,才能显著提高国有企业分红意愿和分红水平,假说H1得到支持。
表 4 混合所有制改革与国有企业分红:基本回归结果
变量 非国有股东持股 非国有股东委派董事 Div_d Div_r Div_d Div_r (1) (2) (3) (4) Shr_nsoe 0.045 0.041 (0.081) (0.804) Dir_nsoe 1.594** 0.211*** (2.375) (3.245) Dilueps 0.842*** −0.034** 0.870*** −0.031** (2.774) (−2.340) (2.873) (−2.157) Lev −2.073*** −0.256*** −2.073*** −0.256*** (−6.849) (−8.348) (−6.907) (−8.464) Cps 0.037 0.002 0.032 0.001 (0.947) (0.573) (0.829) (0.464) Rely 0.637*** 0.012** 0.630*** 0.012** (6.971) (2.421) (6.931) (2.929) Size 0.335*** 0.028*** 0.340*** 0.030*** (6.881) (6.298) (7.003) (6.714) Growth −0.189** −0.019*** −0.196** −0.019*** (−2.455) (−2.884) (−2.526) (−2.929) Roa 13.487*** 0.526*** 13.220*** 0.505*** (6.437) (4.778) (6.373) (4.618) Top1 0.452 0.099*** 0.561* 0.108*** (1.303) (3.114) (1.692) (3.559) Constant −8.774*** −0.464*** −8.955*** −0.507*** (−8.634) (−5.423) (−8.713) (−5.881) Year/Industry Yes Yes Yes Yes Observations 6,765 6,765 6,765 6,765 Pseudo R2/Adjusted R2 0.318 0.095 0.319 0.097 注:***、**、*分别表示在1%、5%、10%水平上显著;列(1)、列(3)括号内为z值,列(2)、列(4)括号内为t值。 -
国有企业所处行政控制层级不同、行业类别不同,企业分红政策可能存在较大差异。一般来说,中央企业和垄断性国有企业占据国家战略行业且处于行业垄断地位,具有较高的垄断利润,非国有资本参股此类企业的目的在于分享垄断红利。然而,中央企业和垄断性国有企业由于涉及国家经济安全和战略行业,非国有资本一般难以发挥影响,甚至难以进入这些领域。因此,非国有股东在不同类型国有企业中能否发挥同样的作用需要进行大样本实证检验。本文将国有企业分为中央企业和地方国有企业、垄断性国有企业和竞争性国有企业两类,进一步考察非国有股东治理是否因国有企业类型不同而存在差异。参照方军雄(2008)的做法,本文将最终控制人为国资委、财政部等中央机构以及中央直属国有企业的样本划分为中央控制的国有上市公司,其余国有企业均为地方国有上市公司。参照岳希明等(2010)的做法,本文将石油和天然气开采业、烟草制品业、石油加工、炼焦及核燃料加工业、电力、燃气及水的生产和供应业、铁路、水上及航空运输业、邮政业、电信、其他信息传输服务业划分为垄断行业,其余为竞争行业。
表5报告了对中央企业和地方国有企业、垄断性国有企业和竞争性国有企业进行分组回归的结果②。结果显示,无论是中央企业还是地方国有企业、垄断性国有企业抑或竞争性国有企业,Dir_nsoe的系数均至少在5%水平上显著为正,这一结果表明,对于国有企业分红行为,混合所有制改革的治理效果不因国有企业类型不同而存在差异,即非国有股东委派董事在不同行政层级控制、不同行业的国有企业均能显著促进国有企业分派现金红利。
表 5 混合所有制改革与国有企业分红:国有企业特征差异
变量 Div_r 中央企业 地方国有企业 垄断性国有企业 竞争性国有企业 (1) (2) (3) (4) Dir_nsoe 0.247** 0.180** 0.406** 0.203*** (2.205) (2.253) (2.495) (2.898) Constant −0.419*** −0.444*** −0.060 −0.512*** (−3.252) (−2.846) (−0.292) (−4.919) Controls Yes Yes Yes Yes Year/Industry Yes Yes No No Observations 2,201 4,564 808 5,957 Adjusted R2 0.112 0.097 0.097 0.093 组间差异检验(单侧) 0.240 1.340 (0.314) (0.124) 注:***、**、*分别表示在1%、5%、10%水平上显著,括号为t值;限于篇幅,未报告控制变量回归结果,资料备索。 -
如前文理论分析指出,非国有股东治理作用的发挥有赖于国有资本管理层权力的强弱。如果国有资本管理层权力过强,非国有股东话语权有限,则非国有股东难以发挥治理作用。只有在国有资本管理层权力受到一定限制的情况下,非国有股东才能代表中小股东“发声”。因此,本文进一步区分国有企业管理层权力强弱,考察管理层权力对混合所有制改革与国有企业分红之间关系的影响。参照卢锐等(2008)、权小锋等(2010)、张铁铸和沙曼(2014)的做法,本文采用董事会规模、独立董事比例、管理层持股比例、两职合一和执行董事比例衡量管理层权力。董事会规模越大、管理层持股比例越高、董事长兼任总经理、执行董事比例越高、独立董事比例越低,管理层权力越强。在此基础上,本文采用主成分分析法构建管理层权力综合指标,并根据其年度中位数将样本分为管理层权力强弱两组分别进行回归。
表6报告了在不同管理层权力下混合所有制改革对国有企业分红的影响差异。结果显示,在管理层权力弱组,Dir_nsoe的系数均显著为正;而在管理层权力强组,Dir_nsoe的系数均不显著;系数差异检验显示,Dir_nsoe的系数在管理层权力弱组显著大于管理层权力强组。结果表明,当国有企业管理层权力较强时,即使非国有股东委派董事进入国有企业高层,也难以发挥制衡和监督作用;而当国有企业管理层权力较弱时,非国有股东委派董事可以显著提高国有企业分红意愿和分红水平,有效维护中小股东利益。假说H2得到支持。
表 6 混合所有制改革与国有企业分红:管理层权力差异
变量 Div_d Div_r 管理层权力强 管理层权力弱 管理层权力强 管理层权力弱 (1) (2) (3) (4) Dir_nsoe 0.795 2.507*** 0.112 0.334*** (0.869) (2.788) (1.284) (3.764) Constant −9.287*** −8.652*** −0.531*** −0.238* (−6.641) (−6.288) (−4.119) (−1.842) Controls Yes Yes Yes Yes Year/Industry Yes Yes Yes Yes Observations 2,949 3,297 2,949 3,297 R2/Pseudo R2 0.336 0.309 0.103 0.102 系数差异检验(单侧) 2.180* 3.800** (0.070) (0.026) 注:***、**、*分别表示在1%、5%、10%水平上显著;列(1)、列(2)括号内为z值,列(3)、列(4)括号内为t值;限于篇幅,未报告控制变量回归结果,资料备索。 -
已有研究指出,良好的投资者法律保护是维护中小股东利益的重要保障(La Porta等,2000;刘志强和余明桂,2009;徐细雄和刘星,2013)。因此,在投资者法律保护较好的情况下,非国有股东才可能更好地代表中小股东利益,促使国有企业提高分红力度。本文根据樊纲等(2016)的市场化指数报告,分年度按照各省份“维护市场的法制环境”指数相对于中位数的大小,将样本划分为投资者法律保护较好组和投资者法律保护较差组,进一步研究投资者法律保护环境对混合所有制改革与国有企业分红之间关系的影响。
表7报告了在不同投资者法律保护下混合所有制改革对国有企业分红的影响差异。结果显示,在投资者法律保护较好组,Dir_nsoe的系数均在1%水平上显著为正;而在投资者法律保护较差组,Dir_nsoe的系数均不显著;系数差异检验也表明,在投资者法律保护较好的情况下,非国有股东委派董事参与国有企业治理更能显著提高国有企业分红意愿和分红水平。上述结果表明,由于非国有股东处于相对弱势地位,只有在其利益得到有效保护的前提下,非国有股东才有激励发挥积极的治理作用,从而提高国有企业分红意愿和分红水平。因此,在推进国有企业混合所有制改革的同时,完善投资者保护制度也是必要的配套安排。假说H3得到支持。
表 7 混合所有制改革与国有企业分红:投资者法律保护差异
变量 Div_d Div_r 投资者法律保护较好 投资者法律保护较差 投资者法律保护较好 投资者法律保护较差 (1) (2) (3) (4) Dir_nsoe 2.200*** 0.792 0.280*** 0.119 (2.611) (0.771) (3.511) (1.191) Constant −6.900*** −10.710*** −0.346*** −0.562*** (−4.881) (−6.872) (−2.982) (−3.332) Controls Yes Yes Yes Yes Year/Industry Yes Yes Yes Yes Observations 3,352 3,413 3,352 3,413 Pseudo R2/Adjusted R2 0.303 0.339 0.106 0.096 系数差异检验(单侧) 1.800* 2.960** (0.090) (0.043) 注:***、**、*分别表示在1%、5%、10%水平上显著;列(1)、列(2)括号内为z值,列(3)、列(4)括号内为t值;限于篇幅,未报告控制变量回归结果,资料备索。 -
为避免可能存在的逆向因果关系,即非国有股东选择了更可能发放现金股利的上市国有企业,本文采用二阶段GMM进行回归。参照蔡贵龙等(2018)、Fan等(2013)的做法,本文选取企业所在省份的沿海港口数量(Sea_port)及第一次鸦片战争至新中国成立之前是否被迫开放为租界③(Territories)作为国有企业混合所有制改革的工具变量。从理论上看,本文选择的两个工具变量均满足外生性和相关性两个标准。首先,地理经济学认为,一个地区是否沿海或拥有的港口数量与其制度发展密切相关,即港口数量越多的地区,对外开放程度及市场化水平越高,地方政府放权意愿较高且国有企业治理机制较为完善;类似地,被迫开放为租界的省份在较早时期更多地接触了西方发达国家的制度和文化,此类地区的制度建设和国有企业改革可能相对更加完善。其次,地区港口数量与是否曾经为租界几乎不可能受到现代企业分红行为的影响,因此符合外生性的要求。
表8报告了二阶段GMM回归的结果。第一阶段中,Sea_port的系数显著为正,表明港口数量越多的地区,国有企业混合所有制改革程度越高,即非国有股东越容易委派董事参与国有企业治理;第二阶段回归结果显示,Dir_nsoe的系数分别在5%和10%水平上显著为正,表明在考虑内生性问题后,本文的研究结果保持不变。
表 8 混合所有制改革与国有企业分红:二阶段GMM回归
变量 第一阶段 第二阶段 Dir_nsoe Div_d Div_r (1) (2) (3) Sea_port 0.004*** (4.531) Territories −0.001 (−0.640) Dir_nsoe 2.936** 1.455* (2.021) (1.731) Constant 0.097*** −1.196*** −0.581*** (5.831) (−6.262) (−5.271) Controls Yes Yes Yes Year/Industry Yes Yes Yes Observations 6,765 6,765 6,765 Pseudo R2/Adjusted R2 0.066 0.206 0.013 注:***、**、*分别表示在1%、5%、10%水平上显著;列(1)、列(3)括号内为t值,列(2)括号内为z值;限于篇幅,未报告控制变量回归结果,资料备索。 -
第一,使用第一大非国有股东持股比例、前十大非国有股东委派董事、监事和高管的比例,分别从股权结构和高层治理结构两个维度重新进行回归分析,结果保持不变。第二,使用非国有股东委派董事虚拟变量,重新对高层治理与国有企业分红进行回归,结果保持不变。第三,考虑到独立董事和非独立董事的权力差异较大,在衡量非国有股东委派董事比例时,剔除独立董事,用非国有股东委派董事除以不含独立董事的董事比例衡量,结果保持不变。此外,考虑到不同资本市场的监管环境会对上市公司股利政策产生不同影响,剔除同时在H股上市的样本,结果保持不变。
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为减少遗漏变量的影响,本文采用以下两种方法:第一,控制公司治理变量。公司治理是影响股利分配的重要因素,本文在基本回归模型(1)中加入董事会规模、是否两职合一、独立董事比例等公司治理变量,主要解释变量的回归结果与前文一致;第二,采用个体固定效应模型进行回归,主要解释变量的回归结果仍然与前文一致。
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截至2008年,中国证监会已颁布四项半强制分红政策,将上市公司再融资资格与股利分配水平挂钩。上市公司为满足证监会的配股和增发要求,发放较低的现金股利,导致“门槛”股利及“微股利”现象(魏志华等,2014)。为排除半强制分红政策造成的干扰,本文控制了“门槛”股利公司、“微股利”公司、具有配股再融资动机和增发再融资动机的公司,主要解释变量的回归结果仍然与前文一致。值得注意的是,半强制分红政策导致的“门槛”股利和“微股利”确实提高了国有企业分红意愿,但却降低了分红水平。
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考虑企业盈利情况对国有企业分红的影响。前述实证结果表明,混合所有制改革提高了上市国有企业现金股利支付意愿和水平。根据本文的理论分析,非国有股东的治理作用提高了公司治理水平,促使国有企业更有效地保障中小投资者利益,那么在上市国有企业盈利水平较高时,非国有股东治理应该可以显著促进国有企业实施更多分红。为验证这一推论,本文根据盈利水平中位数,将样本分为盈利水平高低两组分别进行回归。
表9的结果表明,无论是现金股利支付意愿还是支付水平,非国有股东的治理作用在盈利水平较高组中更为显著。这一结果进一步证明非国有股东发挥了积极的治理作用,提高了国有企业现金分红意愿和分红水平,维护了中小股东权益。
表 9 混合所有制改革与国有企业分红:盈利水平差异
变量 Div_d Div_r 盈利水平高 盈利水平低 盈利水平高 盈利水平低 (1) (2) (3) (4) Dir_nsoe 2.684*** 1.191 0.311*** 0.115 (2.951) (1.221) (4.141) (1.170) Constant −8.805*** −8.678*** −0.280*** −0.470*** (−6.532) (−6.319) (−2.831) (−3.777) Controls Yes Yes Yes Yes Year/Industry Yes Yes Yes Yes Observations 3,377 3,388 3,352 3,413 Pseudo R2/Adjusted R2 0.196 0.362 0.106 0.096 系数差异检验(单侧) 1.300 2.680* (0.127) (0.051) 注:***、**、*分别表示在1%、5%、10%水平上显著;列(1)、列(2)括号内为z值,列(3)、列(4)括号内为t值;限于篇幅,未报告控制变量回归结果,资料备索。 -
现金分红是投资者获取股票投资回报的重要方式。如何提高中国上市公司分红力度,维护中小股东权益,促进资本市场健康发展一直是监管部门和投资者关注的重点。国有企业占据中国资本市场半壁江山,其分红行为对资本市场健康发展和投资者利益至关重要。国有企业分红力度能否得以提高也是混合所有制改革是否取得成效的重要体现。本文以2008−2015年中国上市国有企业为样本,考察引入非国有股东的混合所有制改革对国有企业分红的影响,得到如下结论:第一,混合所有制改革显著提升了国有企业分红意愿和分红水平(包括非国有股东在内的投资者获得了更多的分红回报),且非国有股东的这种治理作用不因国有企业类型(中央企业与地方国有企业、垄断性国有企业与竞争性国有企业)而存在差异。第二,非国有股东持股比例对国有企业分红没有显著影响,只有委派人员进入国有企业董事会参与公司治理才能对国有企业分红产生显著促进作用。第三,非国有股东对国有企业分红的影响存在一定约束边界,在国有企业管理层权力较弱以及投资者法律保护较强的情况下,非国有股东积极参与治理对国有企业分红具有更为显著的影响。第四,非国有股东的积极治理能够促使国有企业在盈利较好的情况下发放更多现金股利。
基于上述结论,本文获得如下启示:第一,本文研究结论为“不断提高各个资本投资者的回报”提供了一种可行的解决途径。通过引入非国有股东的混合所有制改革促使国有企业更加关注分红,保护各个资本投资者的利益。因此,应继续坚定不移地推进国有企业混合所有制改革。第二,混合所有制改革不能为“混”而“混”。简单的股权混合可能难以有效发挥非国有股东的治理作用,还应允许非国有股东委派人员进入国有企业董事会参与公司治理,让非国有股东拥有话语权,实现国有资本与非国有资本的混合从“物理反应”到“化学反应”的质变。这提醒国有企业在混合所有制改革时不能仅停留在引入非国有资本的形式上,而应在实质上保障非国有股东应有的权利。第三,非国有股东要发挥积极的治理作用面临诸多约束条件。首先,国有企业管理层过高的权力容易产生“一言堂”现象,非国有股东“发声”空间被大大削弱。因此,要有效发挥非国有股东的话语权需要相应限制国有企业管理层过高的权力。其次,要提高投资者法律保护水平,保障包括非国有股东在内的投资者合法权益,才能更好地激励非国有股东发挥治理作用。
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摘要: 文章以2008−2015年沪深两市国有上市公司为样本,采用非国有股东持股比例和非国有股东委派董事比例衡量国有企业混合所有制改革,研究发现混合所有制改革对国有企业分红行为具有积极的促进作用:非国有股东委派董事比例增加,国有企业的分红意愿和分红水平显著提高,且这一正向关系在中央企业与地方国有企业、垄断与竞争行业间没有表现出显著差异;非国有股东持股比例对国有企业分红行为的影响较弱。进一步研究发现混合所有制改革的治理效果受管理层权力和投资者法律保护的影响:当管理层权力较弱或投资者法律保护较强时,非国有股东委派董事对国有企业分红行为的促进作用更加明显。结论表明,引入非国有股东的混合所有制改革能够提高国有企业治理水平,保障中小投资者权益,促进资本市场健康发展。
Mixed-Ownership Reform, Corporate Governance and Dividend Policy in SOEs
Abstract: Using the sample of listed SOEs in Shanghai and Shenzhen stock markets from 2008 to 2015, we measure the mixed ownership reform of state-owned enterprises (SOEs) by using the proportion of non-state shareholders and the proportion of directors appointed by non-state shareholders, and find that mixed-ownership reform positively influences the dividend policy in listed SOEs. Specifically, the higher the proportion of directors appointed by non-state shareholders, the higher the willingness and level of dividend distribution in SOEs. Besides, the above positive effect has no significant difference between central or local SOEs, and SOEs in monopoly or competitive industries. However, the shareholding ratio of non-state shareholders has a weaker impact on the dividend behavior in listed SOEs. Further, we find that the governance effect of mixed-ownership reform is influenced by the management power and investor legal protection environment, which means the positive effect of non-state shareholders appointing directors on dividend distributions is more significant under weak management entrenchment or strong legal protection environment. Overall, our findings indicate that the mixed ownership reform with non-state shareholders participated in will improve the corporate governance level of SOEs, protect the interests of minority shareholders, and promote the development of China’s capital market. -
表 1 主要变量描述性统计
变量 样本数 均值 标准差 最小值 中位数 最大值 Div_r 6,765 0.203 0.260 0.000 0.140 1.498 Div_d 6,765 0.610 0.488 0.000 1.000 1.000 Shr_nsoe 6,765 0.099 0.090 0.008 0.067 0.397 Dir_nsoe 6,765 0.024 0.064 0.000 0.000 0.333 Dilueps 6,765 0.291 0.483 −1.170 0.208 2.193 Lev 6,765 0.528 0.200 0.083 0.542 0.931 Cps 6,765 1.669 1.763 0.075 1.118 10.390 Rely 6,765 1.063 1.485 −2.243 0.828 7.156 Size 6,765 22.440 1.341 19.839 22.255 26.326 Growth 6,765 0.159 0.461 −0.529 0.088 3.142 Roa 6,765 0.031 0.052 −0.166 0.028 0.186 Top1 6,765 0.428 0.155 0.128 0.426 0.789 表 2 2008−2015年现金股利支付情况
2008 2009 2010 2011 2012 2013 2014 2015 合计 支付现金股利情况 支 付 432 452 494 540 607 642 601 358 4,126 未支付 314 332 317 315 285 265 279 532 2,639 样本量 746 784 811 855 892 907 880 890 6,765 每股税前现金股利均值 0.086 0.080 0.094 0.098 0.107 0.103 0.101 0.059 0.091 现金股利支付率均值 0.220 0.205 0.190 0.192 0.227 0.233 0.218 0.141 0.203 表 3 单变量均值差异检验
样本数 Div_d Div_r 非国有股东无委派董事 5,748 0.600 0.197 非国有股东有委派董事 1,017 0.664 0.236 全样本 6,765 0.610 0.203 均值差异检验 −0.064*** −0.039*** 注:***、**、*分别表示在1%、5%、10%水平上显著。 表 4 混合所有制改革与国有企业分红:基本回归结果
变量 非国有股东持股 非国有股东委派董事 Div_d Div_r Div_d Div_r (1) (2) (3) (4) Shr_nsoe 0.045 0.041 (0.081) (0.804) Dir_nsoe 1.594** 0.211*** (2.375) (3.245) Dilueps 0.842*** −0.034** 0.870*** −0.031** (2.774) (−2.340) (2.873) (−2.157) Lev −2.073*** −0.256*** −2.073*** −0.256*** (−6.849) (−8.348) (−6.907) (−8.464) Cps 0.037 0.002 0.032 0.001 (0.947) (0.573) (0.829) (0.464) Rely 0.637*** 0.012** 0.630*** 0.012** (6.971) (2.421) (6.931) (2.929) Size 0.335*** 0.028*** 0.340*** 0.030*** (6.881) (6.298) (7.003) (6.714) Growth −0.189** −0.019*** −0.196** −0.019*** (−2.455) (−2.884) (−2.526) (−2.929) Roa 13.487*** 0.526*** 13.220*** 0.505*** (6.437) (4.778) (6.373) (4.618) Top1 0.452 0.099*** 0.561* 0.108*** (1.303) (3.114) (1.692) (3.559) Constant −8.774*** −0.464*** −8.955*** −0.507*** (−8.634) (−5.423) (−8.713) (−5.881) Year/Industry Yes Yes Yes Yes Observations 6,765 6,765 6,765 6,765 Pseudo R2/Adjusted R2 0.318 0.095 0.319 0.097 注:***、**、*分别表示在1%、5%、10%水平上显著;列(1)、列(3)括号内为z值,列(2)、列(4)括号内为t值。 表 5 混合所有制改革与国有企业分红:国有企业特征差异
变量 Div_r 中央企业 地方国有企业 垄断性国有企业 竞争性国有企业 (1) (2) (3) (4) Dir_nsoe 0.247** 0.180** 0.406** 0.203*** (2.205) (2.253) (2.495) (2.898) Constant −0.419*** −0.444*** −0.060 −0.512*** (−3.252) (−2.846) (−0.292) (−4.919) Controls Yes Yes Yes Yes Year/Industry Yes Yes No No Observations 2,201 4,564 808 5,957 Adjusted R2 0.112 0.097 0.097 0.093 组间差异检验(单侧) 0.240 1.340 (0.314) (0.124) 注:***、**、*分别表示在1%、5%、10%水平上显著,括号为t值;限于篇幅,未报告控制变量回归结果,资料备索。 表 6 混合所有制改革与国有企业分红:管理层权力差异
变量 Div_d Div_r 管理层权力强 管理层权力弱 管理层权力强 管理层权力弱 (1) (2) (3) (4) Dir_nsoe 0.795 2.507*** 0.112 0.334*** (0.869) (2.788) (1.284) (3.764) Constant −9.287*** −8.652*** −0.531*** −0.238* (−6.641) (−6.288) (−4.119) (−1.842) Controls Yes Yes Yes Yes Year/Industry Yes Yes Yes Yes Observations 2,949 3,297 2,949 3,297 R2/Pseudo R2 0.336 0.309 0.103 0.102 系数差异检验(单侧) 2.180* 3.800** (0.070) (0.026) 注:***、**、*分别表示在1%、5%、10%水平上显著;列(1)、列(2)括号内为z值,列(3)、列(4)括号内为t值;限于篇幅,未报告控制变量回归结果,资料备索。 表 7 混合所有制改革与国有企业分红:投资者法律保护差异
变量 Div_d Div_r 投资者法律保护较好 投资者法律保护较差 投资者法律保护较好 投资者法律保护较差 (1) (2) (3) (4) Dir_nsoe 2.200*** 0.792 0.280*** 0.119 (2.611) (0.771) (3.511) (1.191) Constant −6.900*** −10.710*** −0.346*** −0.562*** (−4.881) (−6.872) (−2.982) (−3.332) Controls Yes Yes Yes Yes Year/Industry Yes Yes Yes Yes Observations 3,352 3,413 3,352 3,413 Pseudo R2/Adjusted R2 0.303 0.339 0.106 0.096 系数差异检验(单侧) 1.800* 2.960** (0.090) (0.043) 注:***、**、*分别表示在1%、5%、10%水平上显著;列(1)、列(2)括号内为z值,列(3)、列(4)括号内为t值;限于篇幅,未报告控制变量回归结果,资料备索。 表 8 混合所有制改革与国有企业分红:二阶段GMM回归
变量 第一阶段 第二阶段 Dir_nsoe Div_d Div_r (1) (2) (3) Sea_port 0.004*** (4.531) Territories −0.001 (−0.640) Dir_nsoe 2.936** 1.455* (2.021) (1.731) Constant 0.097*** −1.196*** −0.581*** (5.831) (−6.262) (−5.271) Controls Yes Yes Yes Year/Industry Yes Yes Yes Observations 6,765 6,765 6,765 Pseudo R2/Adjusted R2 0.066 0.206 0.013 注:***、**、*分别表示在1%、5%、10%水平上显著;列(1)、列(3)括号内为t值,列(2)括号内为z值;限于篇幅,未报告控制变量回归结果,资料备索。 表 9 混合所有制改革与国有企业分红:盈利水平差异
变量 Div_d Div_r 盈利水平高 盈利水平低 盈利水平高 盈利水平低 (1) (2) (3) (4) Dir_nsoe 2.684*** 1.191 0.311*** 0.115 (2.951) (1.221) (4.141) (1.170) Constant −8.805*** −8.678*** −0.280*** −0.470*** (−6.532) (−6.319) (−2.831) (−3.777) Controls Yes Yes Yes Yes Year/Industry Yes Yes Yes Yes Observations 3,377 3,388 3,352 3,413 Pseudo R2/Adjusted R2 0.196 0.362 0.106 0.096 系数差异检验(单侧) 1.300 2.680* (0.127) (0.051) 注:***、**、*分别表示在1%、5%、10%水平上显著;列(1)、列(2)括号内为z值,列(3)、列(4)括号内为t值;限于篇幅,未报告控制变量回归结果,资料备索。 -
[1] 白重恩, 路江涌, 陶志刚. 2006. 国有企业改制效果的实证研究. 经济研究 (8): 4−13, 69. [2] 蔡贵龙, 柳建华, 马新啸. 2018. 非国有股东治理与国有企业高管薪酬激励. 管理世界 (5): 137−149. [3] 陈红, 郭丹. 2017. 股权激励计划: 工具还是面具?—上市公司股权激励、工具选择与现金股利政策. 经济管理 (2): 87−101. [4] 陈林, 万攀兵, 许莹盈. 2019. 混合所有制企业的股权结构与创新行为—基于自然实验与断点回归的实证检验. 管理世界 (10): 186−205. [5] 陈小悦, 徐晓东. 2001. 股权结构、企业绩效与投资者利益保护. 经济研究 (11): 3−11, 94. [6] 杜兴强, 谭雪. 2017. 国际化董事会、分析师关注与现金股利分配. 金融研究 (8): 192−206. [7] 樊纲, 王小鲁, 朱恒鹏. 2016. 中国市场化指数: 各地区市场化相对进程2016年报告. 北京: 经济科学出版社. [8] 方军雄. 2008. 政府干预、所有权性质与企业并购. 管理世界 (9): 118−123. [9] 冯慧群, 马连福. 2013. 董事会特征、CEO权力与现金股利政策—基于中国上市公司的实证研究. 管理评论 (11): 123−132. [10] 韩雪. 2016. 政府干预、产权性质与现金股利决策—基于地方财政压力与金字塔层级的检验. 山西财经大学学报 (4): 87−100. [11] 郝阳, 龚六堂. 2017. 国有、民营混合参股与公司绩效改进. 经济研究 (3): 122−135. [12] 雷光勇, 刘慧龙. 2007. 市场化进程、最终控制人性质与现金股利行为—来自中国A股公司的经验证据. 管理世界 (7): 120−128. [13] 李常青, 魏志华, 吴世农. 2010. 半强制分红政策的市场反应研究. 经济研究 (3): 144−155. [14] 李维安. 2016. 公司治理学(第3版). 北京: 高等教育出版社. [15] 李文贵, 余明桂. 2015. 民营化企业的股权结构与企业创新. 管理世界 (4): 112−125. [16] 刘汉民, 齐宇, 解晓晴. 2018. 股权和控制权配置: 从对等到非对等的逻辑—基于央属混合所有制上市公司的实证研究. 经济研究 (5): 177−191. [17] 刘磊, 谢继君, 李诗琪. 2019. 股权激励方式与现金股利—基于股东监督情境差异化视角的考察. 会计与经济研究 (5): 61−77. [18] 刘银国, 焦健, 于志军. 2016. 国有企业分红、自由现金流与在职消费—基于公司治理机制的考察. 经济学动态 (4): 23−36. [19] 刘运国, 郑巧, 蔡贵龙. 2016. 非国有股东提高了国有企业的内部控制质量吗?—来自国有上市公司的经验证据. 会计研究 (11): 61−68. [20] 刘志强, 余明桂. 2009. 投资者法律保护、产品市场竞争与现金股利支付力度—来自中国制造业上市公司的经验证据. 管理学报 (6): 1090−1097, 1103. [21] 卢建词, 姜广省. 2018. 混合所有制与国有企业现金股利分配. 经济管理 (2): 5−20. [22] 卢锐, 魏明海, 黎文靖. 2008. 管理层权力、在职消费与产权效率—来自中国上市公司的证据. 南开管理评论 (5): 85−92. [23] 马连福, 王丽丽, 张琦. 2015. 混合所有制的优序选择: 市场的逻辑. 中国工业经济 (7): 5−20. [24] 权小锋, 吴世农, 文芳. 2010. 管理层权力、私有收益与薪酬操纵. 经济研究 (11): 73−87. [25] 沈红波, 张金清, 张广婷. 2019. 国有企业混合所有制改革中的控制权安排—基于云南白药混改的案例研究. 管理世界 (10): 206−217. [26] 唐跃军, 谢仍明. 2006. 大股东制衡机制与现金股利的隧道效应—来自1999−2003年中国上市公司的证据. 南开经济研究 (1): 60−78. [27] 王化成, 李春玲, 卢闯. 2007. 控股股东对上市公司现金股利政策影响的实证研究. 管理世界 (1): 122−127. [28] 王会娟, 张然, 胡诗阳. 2014. 私募股权投资与现金股利政策. 会计研究 (10): 51−58. [29] 王婧, 蓝梦. 2019. 混合所有制改革与国企创新效率—基于SNA视角的分析. 统计研究 (11): 90−103. [30] 王茂林, 何玉润, 林慧婷. 2014. 管理层权力、现金股利与企业投资效率. 南开管理评论 (2): 13−22. [31] 魏志华, 李茂良, 李常青. 2014. 半强制分红政策与中国上市公司分红行为. 经济研究 (6): 100−114. [32] 吴秋生, 独正元. 2019. 混合所有制改革程度、政府隐性担保与国企过度负债. 经济管理 (8): 162−177. [33] 解维敏. 2019. 混合所有制与国有企业研发投入研究. 系统工程理论与实践 (4): 1067−1078. [34] 徐细雄, 刘星. 2013. 放权改革、薪酬管制与企业高管腐败. 管理世界 (3): 119−132. [35] 杨红英, 童露. 2015. 论混合所有制改革下的国有企业公司治理. 宏观经济研究 (1): 42−51. [36] 余琰, 王春飞. 2014. 再融资与股利政策挂钩的经济后果和潜在问题. 中国会计评论 (1): 43−66. [37] 岳希明, 李实, 史泰丽. 2010. 垄断行业高收入问题探讨. 中国社会科学 (3): 77−93. [38] 曾诗韵, 蔡贵龙, 程敏英. 2017. 非国有股东能改善会计信息质量吗?—来自竞争性国有上市公司的经验证据. 会计与经济研究 (4): 28−44. [39] 张斌, 李宏兵, 陈岩. 2019. 所有制混合能促进企业创新吗?—基于委托代理冲突与股东间冲突的整合视角. 管理评论 (4): 42−57. [40] 张春龙, 张国梁. 2017. 高管权力、现金股利政策及其价值效应. 管理评论 (3): 168−175. [41] 张铁铸, 沙曼. 2014. 管理层能力、权力与在职消费研究. 南开管理评论 (5): 63−72. [42] 张维迎. 1999. 企业理论与中国企业改革. 北京: 北京大学出版社. [43] 郑国坚, 蔡贵龙, 卢昕. 2016. “深康佳”中小股东维权: “庶民的胜利”抑或“百日维新”?—一个中小股东参与治理的分析框架. 管理世界 (12): 145−158. [44] 周县华, 范庆泉, 吕长江, 张新. 2012. 外资股东与股利分配: 来自中国上市公司的经验证据. 世界经济 (11): 114−142. [45] 朱磊, 陈曦, 王春燕. 2019. 国有企业混合所有制改革对企业创新的影响. 经济管理 (11): 72−91. [46] Adjaoud, F., and W. Ben-Amar. 2010. Corporate governance and dividend policy: Shareholders’ protection or expropriation? Journal of Business Finance & Accounting 37(5-6): 648−667. [47] Belden, S., T. Fister, and B. Knapp. 2005. Dividends and directors: Do outsiders reduce agency costs? Business and Society Review 110(2): 171−180. doi: 10.1111/j.0045-3609.2005.00009.x [48] Berle, A., and G. Means. 1932. The modern corporation and private property. New York: Macmillan Company. [49] Chang, B., and S. Dutta. 2012. Dividends and corporate governance: Canadian evidence. The IUP Journal of Applied Finance 18(4): 5−30. [50] Chen, D., M. Jian, and M. Xu. 2009. Dividends for tunneling in a regulated economy: The case of China. Pacific-Basin Finance Journal 17(2): 209−223. doi: 10.1016/j.pacfin.2008.05.002 [51] Chen, J., W. S. Leung, and M. Goergen. 2017. The impact of board gender composition on dividend payouts. Journal of Corporate Finance 43(4): 86−105. [52] Dalton, D. R., and I. F. Kesner. 1987. Composition and CEO duality in boards of directors: An international perspective. Journal of International Business Studies 18(3): 33−42. doi: 10.1057/palgrave.jibs.8490410 [53] Fan, J. P. H., T. J. Wong, and T. Zhang. 2013. Institutions and organizational structure: The case of state-owned corporate pyramids. Journal of Law, Economics & Organization 29(6): 1217−1252. [54] Finkelstein, S. 1992. Power in top management teams: Dimensions, measurement, and validation. The Academy of Management Journal 35(3): 505−538. [55] Firth, M., J. Gao, J. Shen, and Y. Zhang. 2016. Institutional stock ownership and firms’ cash dividend policies: Evidence from China. Journal of Banking & Finance 65(4): 91−107. [56] Hermalin, B. E., and M. S. Weisbach. 1998. Endogenously chosen boards of directors and their monitoring of the CEO. The American Economic Review 88(1): 96−118. [57] Jiraporn, P., J. C. Kim, and Y. S. Kim. 2011. Dividend payouts and corporate governance quality: An empirical investigation. Financial Review 46(2): 251−279. doi: 10.1111/j.1540-6288.2011.00299.x [58] La Porta, R., F. Lopez-De-Silanes, A. Shleifer, and R. W. Vishny. 1999. Corporate ownership around the world. The Journal of Finance 54(2): 471−517. doi: 10.1111/0022-1082.00115 [59] La Porta, R., F. Lopez-De-Silanes, A. Shleifer, and R. W. Vishny. 2000. Agency problems and dividend policies around the world. The Journal of Finance 55(1): 1−33. doi: 10.1111/0022-1082.00199 [60] Lin, J. Y., F. Cai, and Z. Li. 1998. Competition, policy burdens and state-owned enterprise reform. American Economic Review 88(2): 422−427. [61] Lin, J. Y., and Z. Li. 2008. Policy burden, privatization and soft budget constraint. Journal of Comparative Economics 36(1): 90−102. doi: 10.1016/j.jce.2007.11.001 [62] Mitton, T. 2004. Corporate governance and dividend policy in emerging markets. Emerging Markets Review 5(4): 409−426. doi: 10.1016/j.ememar.2004.05.003 [63] Ye, D., J. Deng, Y. Liu, S. H. Szewczyk, and C. Xiao. 2019. Does board gender diversity increase dividend payouts? Analysis of global evidence. Journal of Corporate Finance 58(10): 1−26.
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