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股利分配的動因:認知偏差與被迫就范
摘 要：本文從行為金融的視角出發(fā)，通過構建代理人行為偏差相關模型，來考察我國上市公司上述股利分配現(xiàn)象的動因。結果發(fā)現(xiàn)在公司股利分配問題上，起主導作用的是代理人（控制性股東）的過分樂觀和過度自信；監(jiān)管部門將分紅與再融資相掛鉤的政策也促使公司進行股利分配，這正是“羊群行為”之信息瀑布產生原因；兩者相結合，能夠對股利分配占股價比例不高且呈現(xiàn)出較為明顯的“羊群行為”做出合理解釋；證監(jiān)會的準強制性分紅規(guī)定是上述“羊群行為”信息瀑布的重要成因。總之，本文發(fā)現(xiàn)認知偏差和監(jiān)管制度都會對企業(yè)股利分配產生重要影響。
關鍵詞：認知偏差 股利分配
本文從行為金融的視角出發(fā)，通過構建代理人行為偏差相關模型，來考察我國上市公司股利分配的動因，發(fā)現(xiàn)認知偏差和監(jiān)管制度都會對企業(yè)股利分配產生重要影響。
一、理論基礎與文獻回顧
公司股利分配行為的相關解釋主要有兩大類，即經濟學動機的解釋和行為學動機的解釋。代理理論主要認為，公司內部人是外部人的代理人，當兩者目標函數(shù)不一致，信息不對稱，代理人行為不可觀察，代理人的行為與結果之間不是一一對應的關系時，理性的代理人可能處于自利動機，而采取行動侵害委托人利益的道德風險問題。Schleifer和Vishny（1997）、La Porta、Lopez de Silanes、Schleifer和Vishny（2006）從經理人對股東的代理拓展到了大股東對中小股東的代理，并闡釋了大股東通過股利分配對中小股東的盤剝。國內也有文獻從這個角度，對國外相關研究進行了復制和再探索，并認為該理論能夠解釋我國高息派現(xiàn)行為。但是代理理論也有其內在不足，其無法解釋為何較多公司僅支付少量股息.
很多文獻認為投資者和經理人是具有認知偏差的，股利分配可以改變非理性人的感知成本和感知價值，從而對上述偏差做出調整。具體說來，行為學解釋包括以下幾個方面：投資者情緒與股利迎合理論（Baker和Wurgles，2004）、律己理論（Thaler和Shefrin，1981）、行為偏差理論（Malmendier和Tate，2005；Ben-David、Graham和Harvey，2009；Deshmukh，Goel和Howe，2009）。
而從我國特有制度背景出發(fā)的相關研究（雷光勇，2007；李增泉，2004；原紅旗，2004）盡管能夠利用高息派現(xiàn)中的掏空動機來解釋上五分位的公司貢獻了90%的股利，但仍然無法解釋為何有多達80%的公司只支付較少的股利。同時亦有文獻對股利分配上的“羊群行為”的信息瀑布成因并沒有很好的闡釋。
二、研究假設
通常，個體具有高估私有信息精確度的傾向（Glaser等，2004），并且認為自己是優(yōu)于平均情況的。以上情況被稱作過度自信。Ben-David、Graham和Harvey（2007）發(fā)現(xiàn)具有過度自信傾向的CEO通常選擇較低的折現(xiàn)率、更容易出現(xiàn)過度投資問題，且較少支付股利。與過度自信相伴的另一個常見行為偏差是過度樂觀，其通常認為未來形式是有利的，對未來業(yè)績的預期往往高于實際情況�？傊�，作為企業(yè)運營者的經理人過度自信和過度樂觀會導致對企業(yè)留存收益的過高需求，從而減少股利分配，以備再投資，而不是發(fā)放給股東。低股利現(xiàn)象普遍存在于西方資本市場上（Fama和French，2001）。
從實務上看，我國企業(yè)上市時間不長，且實際運營權多掌握在控制性股東手中。而且我國公司外部治理機制不完善，內部治理機制不健全，對控制性股東缺乏有效的制衡，公司治理水平不高。作為擁有實際經營權的控制性股東多為企業(yè)家出身，其歷史投資經驗和投資效果都比較理想，勢必助長控制性股東的過度自信和過分樂觀傾向。以上因素勢必導致控制性股東對企業(yè)未來成長抱有極高信心，為了避免因財務約束而喪失未來成長機會，其通常傾向于將盈利留存在公司內部。為保障公司發(fā)展，往往采取較少支付現(xiàn)金股利，而更多采用送股的方式發(fā)放股票股利。盡管高股息套現(xiàn)掏空現(xiàn)象（雷光勇，2007；李增泉，2004；原紅旗，2004）能夠從代理成本的角度對發(fā)放高額股利的部分進行解釋（10%左右），但無法對為何多數(shù)企業(yè)不發(fā)放股利，即使發(fā)放數(shù)量也很少做出充分解釋。結合以上分析，提出本文第一個假設如下：
H1：控制性股東過度自信和過度樂觀與公司股利分配意愿和數(shù)量存在負向關系
我國上市公司股利分配過程中存在集中化趨勢，少數(shù)公司分配了絕大多數(shù)的股利，且多數(shù)公司僅支付少量股利，在股利分配上呈現(xiàn)出較為明顯的“羊群行為”。Scharfstein和Stein（1990）就指出決策者的決策行為是由群體心理驅動的，個體有時會放棄私有信息，而模仿他人做出行動。緣于兩方面的因素使得作為實際經營和控制人的控制性股東可能采取股利分配上的“羊群行為”。第一，控制性股東希望自己的決策是正確的。當現(xiàn)實模糊、任務難度大時，他人的行動所傳遞的信息就可能成為有價值的信息，此時模仿他人行動可能是最佳的。少數(shù)公司支付少數(shù)股利的股利政策會產生較大的信息影響，并促使個體放棄自有信息跟隨群體行動，形成相應的信息瀑布（Bikhchandani、Hirshleifer和Ivo，1992）。第二，控制性股東作為社會精英，通常較為關注自己的社會形象和公司聲譽，這就容易產生遵從社會規(guī)范和慣例的壓力。而且“聰明人得到的信號總是相關的……倘若大家所犯錯誤類似，可以有較好的借口進行規(guī)避，對自身聲譽也不太有影響（Scharfstein和Stein，1990）�！苯Y合以上兩點，本文認為股利分配的從眾行為之信息瀑布主要產生于監(jiān)管規(guī)則的變動和社會規(guī)范與慣例所帶來的壓力。因此提出本文第二個假設如下：
H2：監(jiān)管規(guī)則的變動和社會規(guī)范壓力是信息瀑布的成因
三、變量選擇、模型設定與實證檢驗
本文樣本來源于國泰安數(shù)據(jù)庫中國上市公司股利子數(shù)據(jù)庫、中國上市公司股東研究子數(shù)據(jù)庫、中國上市公司公司治理結構子數(shù)據(jù)庫1994-2010年度滬深兩市上市公司，依次剔除中小板上市公司、數(shù)據(jù)不全上市公司、金融類上市公司，共得到18632個公司年數(shù)。 1.變量選擇。股利分配相關的變量設置：本文關注的是控制性股東的認知偏差，多數(shù)控制性股東掌控著公司的董事長職位，本文采用董事長增持情況（InShare）、是否為第一大股東（FirstS，是則取1，不是則取0）作為控制性股東行為特征的替代變量。其中增持情況（InShare）為虛擬變量，當董事長增持股票，且增持原因不是被動增持（發(fā)放股票股利或轉股），同時當期年報中EPS有所下降，則認為表現(xiàn)出過度自信，取值為1；其他情況取值為0。
羊群行為的度量。分兩個層面，第一個層面為是否存在羊群行為，定義變量LastPayP，以上年度行業(yè)進行股利分配的公司比例數(shù)來表示。第二個層面股利分配數(shù)額上的羊群行為。構建行業(yè)股利分配先行指標DPL和行業(yè)普遍指標Herd來反映股利分配水平上可能出現(xiàn)的羊群行為。行業(yè)股利分配先行指標為股利分配的前20%公司平均股利支付率；行業(yè)普遍指標Herd為行業(yè)股利支付率均值。
信息瀑布發(fā)生點的度量：定義虛擬變量Y2006，以2006年為分界點，對樣本進行劃分，之前的取值為0，之后取值為1。隨著2006年新《證券法》、《公司法》等法規(guī)的實施，及2010年以來證監(jiān)會的一系列改革措施，我國上市公司呈現(xiàn)出更為明顯的股利分配上的群聚現(xiàn)象，因此有理由相信，新的制度背景和監(jiān)管規(guī)則是應投資者要求而產生的，是為了保障投資者股利權利而施行的，從而促成了股利分配的信息瀑布的發(fā)生。
控制變量的選擇：本文選取公司規(guī)模（lnSize，總資產自然對數(shù)）、公司治理指數(shù)（CGI）、公司資本支出水平（PPE，固定資產、在建工程同比增加至除以總資產）、公司盈利能力（ROE，凈利潤除以凈資產）、公司現(xiàn)金流水平（CFtoA，現(xiàn)金及現(xiàn)金等價物除以總資產）、公司成長性（GROW，營業(yè)收入增長率）作為相應的控制變量。向量Control=（lnSize，CGI，PPE，ROE，CFtoA，GROW）T。
2.模型設定。根據(jù)以上分析，本文構建模型如下：
根據(jù)假設1，本文預測β1為負；根據(jù)假設2，由于可能存在羊群效應，也可能不存在羊群效應，因此本文對β2、β3和β4的符號不做預測；同時由于社會規(guī)范壓力和監(jiān)管變遷帶來了信息瀑布，因此出現(xiàn)了羊群行為，因此本文預測β5、β6、β7、β8為正。
3.實證結果分析。通過OLS，得到結果如表所示：
從表中可以看出，當控制性股東被動性增持公司股份時，公司會減少股利支付，這與控股股東的過度自信導致股利分配減少的假設1之預測是一致的。從有關羊群行為的指標上來看，上年度股利支付水平對本年股利分配具有重要影響（影響系數(shù)為0.020，即上年度增加1個標準差的股利支付率，則本年度股利支付率增加0.15%），這與Baskin（1988）、Brav等（2005）、Benartzi等（2009）所指出的股利分配逐漸演化為公司不得不遵循的慣例。Y2006的系數(shù)顯著為正，表明2006年之后，由于制度環(huán)境在改善，我國公司股利分配水平大為提高。LastPayP×Y2006和Herd×Y2006 兩個交互項的系數(shù)顯著為正，表明監(jiān)管環(huán)境的改善和監(jiān)管規(guī)則的嚴格化強化了股利分配中原有的社會規(guī)范化壓力，也強化了羊群行為。DPL×Y2006的系數(shù)弱顯著（t值為1.56）也體現(xiàn)了監(jiān)管規(guī)則所引致的信息瀑布強化效應。總之回歸結果較好的支持了本文的假設。
四、結論與研究不足
近年來我國股利分配公司數(shù)比例呈上升趨勢，但大多數(shù)公司股利分配比例不高，呈現(xiàn)出明顯的“羊群行為”。那么為何股利分配比例不高？股利分配上的“羊群行為”之信息瀑布緣于何處？傳統(tǒng)股利理論對此并沒有做出合理解釋。本文從行為金融的視角出發(fā)，通過構建代理人行為偏差相關模型，考察我國上市公司上述股利分配現(xiàn)象的動因。結果發(fā)現(xiàn)在公司股利分配問題上，起主導作用的是代理人（控制性股東）的過分樂觀和過度自信；監(jiān)管部門將分紅與再融資相掛鉤的政策也促使公司進行股利分配，這正是“羊群行為”之信息瀑布產生原因；兩者相結合，能夠對股利分配占股價比例不高且呈現(xiàn)出較為明顯的“羊群行為”做出合理解釋；證監(jiān)會的準強制性分紅規(guī)定是上述“羊群行為”信息瀑布的重要成因。總之，本文發(fā)現(xiàn)認知偏差和監(jiān)管制度都會對企業(yè)股利分配產生重要影響。股利分配是認知偏差和被迫就范雙重作用的結果。
本文研究不足體現(xiàn)在兩個方面：第一個是本文對控股股東認知偏差的度量可能不夠精確，這種度量誤差可能引起所謂的內生性問題；第二個是本文對于社會規(guī)范變遷的度量過于主觀化，如果能夠找到社會規(guī)則變遷的更加客觀化的指標，相信更能夠提升本文的穩(wěn)健性。
參考文獻：
[1]Ben-David， Itzhak， John R. Graham， and Campbell R. Harvey. 2009. Managerial overconfidenceand corporate policies. Working Paper， [M]Duke University and Ohio StateUniversity
[2]Malmendier， Ulrike， and Geoffrey Tate. 2008. Who makes acquisitions？ CEO overconfidenceand the market’s reaction. Journal of Financial Economics [J]89：1， 20–43.
[3]王霞，張敏，于富生.管理者過度自信與企業(yè)投資行為異化.南開管理評論，2008年，（2）：77一83.
[4]雷光勇，劉慧龍.市場化進程、最終控制人性質與現(xiàn)金股利行為——來自中國A股公司的經驗證據(jù)[J].管理世界，2007年.
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