呂 纖,韓 云

一、引 言

長期以來,完善上市公司分紅制度是我國投資者保護(hù)、提高上市公司質(zhì)量以及推進(jìn)資本市場(chǎng)改革的重要內(nèi)容。國家相關(guān)文件也對(duì)此予以強(qiáng)調(diào),從半強(qiáng)制分紅到強(qiáng)制分紅的監(jiān)管政策,再到新 《證券法》要求公司從法律層面明確現(xiàn)金股利安排及決策程序,上市公司分紅相關(guān)基礎(chǔ)制度不斷健全。然而,我國上市公司回饋股東意識(shí)較為淡薄,投資者合法權(quán)益得不到保障,股利分配未能有效促進(jìn)資本市場(chǎng)長期投資,近年來則出現(xiàn)股利群聚現(xiàn)象,投資機(jī)會(huì)、經(jīng)營狀況、盈利水平迥異的上市公司分紅水平卻相近。從2008年以來我國非金融上市公司的21 134次現(xiàn)金分紅來看,每股分紅金額無論整體還是分年度的四分位數(shù)都大致落在0.05、0.1、0.2元上,這顯然與我國上市公司發(fā)展的實(shí)際狀況不匹配。

學(xué)者們圍繞我國上市公司分紅問題進(jìn)行了豐富探討,嘗試通過刻畫公司股利決策過程尋求分紅問題的解決。相關(guān)研究認(rèn)為,我國上市公司現(xiàn)金股利可能受生命周期階段、代理問題、信號(hào)傳遞動(dòng)機(jī)、迎合動(dòng)機(jī)、監(jiān)管政策等復(fù)雜因素影響,同時(shí)管理者特征尤其是過度自信特征也通過決策過程作用于現(xiàn)金股利。近年來,隨著社會(huì)心理學(xué)中同群理論引入,同群尤其是同行業(yè)公司行為對(duì)管理者信念及決策的影響受到關(guān)注,這也為研究公司股利決策、解釋我國市場(chǎng)上特有的股利群聚現(xiàn)象提供了新視角。

同群理論認(rèn)為,個(gè)體信念和行為受群體內(nèi)其他主體影響,這使群體行為逐步趨同。在公司財(cái)務(wù)領(lǐng)域,同行效應(yīng)最為顯著,即同一行業(yè)中各公司財(cái)務(wù)決策的趨同現(xiàn)象,這是管理者使用同行信息形成決策信念或直接模仿同行業(yè)公司決策的結(jié)果[1][2]。對(duì)于較為理性的管理者而言,學(xué)習(xí)和模仿同行決策是應(yīng)對(duì)信息優(yōu)勢(shì)差異和決策不確定性的自然反應(yīng),或是基于聲譽(yù)考慮的次優(yōu)選擇。不過,現(xiàn)實(shí)中管理者并非都是足夠理性的,在我國特有的文化傳統(tǒng)下,上市公司管理者具有明顯的過度自信特質(zhì)[3]。過度自信管理者個(gè)體信念強(qiáng)烈,對(duì)自身經(jīng)營能力與判斷充滿信心,不會(huì)選擇直接模仿同行業(yè)公司的決策,但在決策信念形成過程中仍可能受到行業(yè)信息尤其是利好信息影響而更具自信。與相對(duì)理性管理者的模仿策略相比,這種由管理者認(rèn)知偏差引起的財(cái)務(wù)決策扭曲對(duì)公司影響將更強(qiáng)烈,并且難以通過公司治理機(jī)制約束。因此,解釋我國市場(chǎng)上公司股利群聚現(xiàn)象、研究上市公司分紅問題時(shí),有必要將管理者過度自信特征與同行作用相結(jié)合,來刻畫公司股利決策過程及其影響。

本文借鑒Adhikari等[4]、Grennan[5]關(guān)于現(xiàn)金股利同行效應(yīng)的最新研究成果,嘗試從管理者過度自信視角分析公司現(xiàn)金股利同行效應(yīng)、作用機(jī)制、經(jīng)濟(jì)后果及制約因素。具體而言,本文利用我國2008—2019年上市公司數(shù)據(jù),首先檢驗(yàn)過度自信管理者所在公司的現(xiàn)金股利同行效應(yīng),區(qū)分現(xiàn)金股利調(diào)整方向考察同行業(yè)公司的影響,接著從投資機(jī)會(huì)、盈利情況及經(jīng)營風(fēng)險(xiǎn)等三個(gè)方面分析管理者過度自信下現(xiàn)金股利同行效應(yīng)的形成機(jī)制,進(jìn)一步基于公司未來經(jīng)營業(yè)績探討其經(jīng)濟(jì)后果,并結(jié)合管理者社會(huì)網(wǎng)絡(luò)聯(lián)結(jié)、機(jī)構(gòu)持股以及差異化分紅政策進(jìn)行約束因素分析。

本文可能的研究貢獻(xiàn)主要體現(xiàn)在以下方面:第一,拓展公司財(cái)務(wù)同群效應(yīng)研究視角。現(xiàn)階段同群效應(yīng)研究大多假設(shè)管理者具有較高理性程度,并未考慮管理者理性程度不足的現(xiàn)實(shí)情況。本文聚焦過度自信的管理者,基于這類管理者與理性管理者在認(rèn)知和決策方面的差異,深入分析公司現(xiàn)金股利同行效應(yīng)的形成機(jī)制,這是對(duì)同群理論現(xiàn)有研究的有益拓展。第二,為股利群聚現(xiàn)象形成機(jī)制提供進(jìn)一步解釋?，F(xiàn)有文獻(xiàn)將我國股利群聚現(xiàn)象主要?dú)w因于行業(yè)追隨者的主動(dòng)模仿和借鑒,本研究的結(jié)果則說明,即使不選擇主動(dòng)模仿,過度自信管理者也會(huì)因?yàn)閷?duì)同行信息中有關(guān)投資機(jī)會(huì)、盈利情況、經(jīng)營風(fēng)險(xiǎn)等信息的誤解讀,導(dǎo)致公司現(xiàn)金股利政策與同行業(yè)公司趨同。這有利于加深對(duì)我國上市公司分紅行為的理解,并對(duì)完善分紅制度具有借鑒意義。第三,豐富過度自信管理者財(cái)務(wù)決策的相關(guān)研究。前期文獻(xiàn)大多認(rèn)為過度自信特征與群體行為趨同性相斥,而最新文獻(xiàn)指出過度自信可能導(dǎo)致群體行為趨同。對(duì)此,本研究從現(xiàn)金股利角度提供了經(jīng)驗(yàn)證據(jù),是對(duì)行為公司金融領(lǐng)域現(xiàn)有文獻(xiàn)的有益補(bǔ)充。

二、相關(guān)文獻(xiàn)述評(píng)

傳統(tǒng)的經(jīng)濟(jì)學(xué)理論大多假設(shè)所有可得的信息都被用于決策,公司財(cái)務(wù)行為反映管理者理性預(yù)期。然而實(shí)踐顯示,公司財(cái)務(wù)行為可能由群體心理驅(qū)動(dòng),不是單一管理者決策結(jié)果。早期研究如Scharfstein等[6]、Manski[7],將公司財(cái)務(wù)行為呈現(xiàn)的趨同化現(xiàn)象解釋為能力較弱或保守管理者面臨決策模糊性與信息不對(duì)稱時(shí)的模仿策略,并將這種放棄私有信息的從眾行為歸因于信號(hào)傳遞與聲譽(yù)機(jī)制的作用。近年來,隨著社會(huì)心理學(xué)中同群理論的引入,學(xué)者們逐漸發(fā)現(xiàn),同行業(yè)公司間的影響是復(fù)雜的,管理者在進(jìn)行高管薪酬制定、并購決策[8]、融資決策[1]、投資決策[9]以及盈余管理[10]等財(cái)務(wù)決策時(shí),既可能直接模仿同行業(yè)公司決策結(jié)果,也會(huì)學(xué)習(xí)這些財(cái)務(wù)行為反映的行業(yè)信息來更新決策信念。

現(xiàn)有文獻(xiàn)也探討了公司股利間的相互聯(lián)系,如基于股利估值效應(yīng)的觀點(diǎn),Firth[11]研究發(fā)現(xiàn),公司股利公告不僅對(duì)公司自身價(jià)值有所影響,還與同行業(yè)其他公司的價(jià)值顯著相關(guān)。Baker等[12]則認(rèn)為,美國市場(chǎng)上公司現(xiàn)金股利政策變化的相似性是由于迎合趨同的投資者股利需求導(dǎo)致的。從股利信號(hào)理論視角來看,管理者往往會(huì)為了避免向市場(chǎng)傳遞不利于競爭的信息而選擇與同類公司相似的股利政策[13]。考慮到信息可得性差異,管理者會(huì)受學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)驅(qū)使而與同類公司采取相近的股票股利政策[14]?？刂苾?nèi)生性后,Adhikari等[4]發(fā)現(xiàn)現(xiàn)金股利同行效應(yīng)存在,并且受公司規(guī)模、成熟度等特征影響。

聚焦我國上市公司,學(xué)者們發(fā)現(xiàn)在公司投資決策[15]、并購決策[16]、資本結(jié)構(gòu)[17]、研發(fā)投入[18]等方面均存在同群效應(yīng)。而在股利政策方面,近年來的文獻(xiàn)認(rèn)為,存在行業(yè)性[19]、地區(qū)性[20]以及基于社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的同群效應(yīng)[21],并大致區(qū)分出學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)與聲譽(yù)關(guān)注兩種作用機(jī)制。一方面,現(xiàn)金股利與投資者評(píng)價(jià)緊密相關(guān),管理者與同群企業(yè)保持相近的股利分配政策將有助于避免自身聲譽(yù)受損。另一方面,現(xiàn)金股利決策的復(fù)雜性使管理者有動(dòng)機(jī)借鑒同群公司行為,以降低決策難度,提升政策制定效率。

需要注意的是,自Manski[7]以來,對(duì)于公司財(cái)務(wù)行為趨同性的分析大多假設(shè)管理者具有較高理性程度,后續(xù)財(cái)務(wù)決策同群效應(yīng)的相關(guān)研究大多沿用該假設(shè)。但另一方面,學(xué)者們也發(fā)現(xiàn),受背景特征、文化傳統(tǒng)等影響,管理者與投資者一樣存在過度自信心理,這對(duì)公司財(cái)務(wù)政策具有顯著影響[3][22][23]。已有文獻(xiàn)指出,與一般管理者相比,過度自信的管理者主要在信息、風(fēng)險(xiǎn)和能力三個(gè)方面存在認(rèn)知偏差,具體表現(xiàn)為過高估計(jì)私有信息的準(zhǔn)確度[24],高估收益而低估潛在風(fēng)險(xiǎn)[25][26],以及過度評(píng)價(jià)自身決策能力,將失敗歸因于外部因素[27]。在公司現(xiàn)金股利方面,現(xiàn)有研究表明管理者過度自信的影響較為復(fù)雜,過度自信管理者既可能高估投資收益進(jìn)而提高公司股利分配[28],也可能高估投資機(jī)會(huì)[29]或認(rèn)為公司價(jià)值被低估選擇增加留存收益減少現(xiàn)金股利[30]。

近年來少數(shù)學(xué)者也探討過個(gè)體理性程度與群體行為趨同間的關(guān)系,但尚未形成一致觀點(diǎn)。如陸蓉等[17]提出同群效應(yīng)是理性決策結(jié)果,管理者盲目從眾將導(dǎo)致羊群效應(yīng)而不是同群效應(yīng)。而陳冬宇等[31]則認(rèn)為,若決策趨同是理性結(jié)果,則應(yīng)當(dāng)與管理者收益、公司業(yè)績或股價(jià)存在正向關(guān)系,反之則說明是非理性決策的結(jié)果。Hwang等[32]從投資者角度探討過度自信與行為趨同的關(guān)系,認(rèn)為投資者以股票市場(chǎng)整體情況作為決策依據(jù)時(shí),會(huì)因?yàn)檫^度自信而對(duì)積極的市場(chǎng)前景信號(hào)過度反應(yīng),進(jìn)而集中投資于高貝塔值的股票。實(shí)證結(jié)果也顯示,美國股票市場(chǎng)上投資行為的趨同性與投資者過度自信程度高度相關(guān)[33]。在現(xiàn)金股利方面的新近研究中,Grennan[5]也提到管理者盲目樂觀、低估公司與行業(yè)間差異可能導(dǎo)致同行效應(yīng),但未對(duì)其作用機(jī)制展開探討。因此在上述相關(guān)研究基礎(chǔ)上,本文嘗試從管理者過度自信視角分析同行行為對(duì)公司現(xiàn)金股利政策的影響、作用機(jī)制,并進(jìn)一步探討其經(jīng)濟(jì)后果和可能的約束因素,這對(duì)于豐富和拓展行為公司財(cái)務(wù)領(lǐng)域研究具有重要意義。

三、理論分析與研究假說

社會(huì)心理學(xué)認(rèn)為,決策者的信念和行為會(huì)受所在群體內(nèi)其他主體行為的影響,這種現(xiàn)象即 “同行效應(yīng)”。同行效應(yīng)源于可得信息的不充分以及決策的不確定性,當(dāng)擁有的信息不足以準(zhǔn)確預(yù)測(cè)決策的結(jié)果時(shí),管理者可以通過模仿和學(xué)習(xí)其他公司的行為,降低決策制定難度、提升決策效率和避免負(fù)面評(píng)價(jià)[34]。與公司其他財(cái)務(wù)政策相比,現(xiàn)金股利的確定更為復(fù)雜,過少的股利發(fā)放可能引發(fā)投資者不滿、影響管理者聲譽(yù),過多的股利發(fā)放則不利于公司持續(xù)發(fā)展。因此,對(duì)于管理者而言,模仿和借鑒其他公司的現(xiàn)金股利是一種較為理性的做法[4][21]。而在過度自信的情況下,模仿其他公司現(xiàn)金股利的策略對(duì)管理者而言意義可能不明顯。這是因?yàn)?管理者受到過度自信心理影響,傾向于過高評(píng)價(jià)自身的認(rèn)知水平和判斷能力,高估公司現(xiàn)狀及未來發(fā)展前景,并對(duì)其樂觀信念的準(zhǔn)確性充滿信心[24][27]。即使面對(duì)信息不充分、決策較為復(fù)雜的情況,過度自信的管理者也會(huì)堅(jiān)信自己掌握足夠信息,堅(jiān)持對(duì)決策結(jié)果的判斷,因此可能不會(huì)在確定現(xiàn)金股利時(shí)采取簡單模仿策略。

不過,同行效應(yīng)下管理者決策不單是對(duì)其他公司的策略反應(yīng),更是基于同行公司其他信息調(diào)整后的結(jié)果。換言之,管理者可以獲取同行業(yè)公司其他財(cái)務(wù)特征傳遞的信號(hào),進(jìn)而調(diào)整本公司財(cái)務(wù)決策[1][2]。過度自信的管理者盡管不是出于信息學(xué)習(xí)目的,決策信念形成過程中仍然不可避免地受到同行業(yè)公司影響。這是因?yàn)楣芾碚咄y以剝離行業(yè)信息來預(yù)測(cè)公司未來狀況,尤其當(dāng)觀測(cè)到同行業(yè)部分公司的利好信息,過度自信的管理者可能樂觀地認(rèn)為同樣利好本公司,從而形成偏離公司實(shí)際情況的預(yù)期。例如,過度自信管理者預(yù)測(cè)本公司發(fā)展前景時(shí),可能將其他公司的良好表現(xiàn)解讀為行業(yè)整體向好,并將其視為本公司的利好信號(hào)。即使公司與行業(yè)整體情況存在差異,過度自信引起的認(rèn)知偏差也會(huì)使管理者低估風(fēng)險(xiǎn)、忽略潛在差異[5]。由此可見,過度自信的管理者雖然不會(huì)選擇直接模仿同行公司現(xiàn)金股利政策,但對(duì)于決策依據(jù)的判斷仍可能受到其他公司信息影響,從而使本公司現(xiàn)金股利與同行業(yè)公司趨同。綜上所述,本文提出如下假說:

H1:過度自信管理者所在公司存在顯著的現(xiàn)金股利同行效應(yīng)。

現(xiàn)有研究認(rèn)為,過度自信顯著影響決策者在信息、風(fēng)險(xiǎn)和能力等方面的認(rèn)知,使其決策信念的形成和更新偏離貝葉斯理性[35]。具體而言,過度自信的管理者更愿意相信利好信息,傾向于高估公司潛在的投資機(jī)會(huì)和未來投資收益,并且低估經(jīng)營活動(dòng)存在的風(fēng)險(xiǎn)[36][37]。因此,當(dāng)行業(yè)中部分公司表現(xiàn)出投資機(jī)會(huì)增加,過度自信的管理者可能將這些公司的新增投資機(jī)會(huì)與行業(yè)發(fā)展信號(hào)聯(lián)系起來,并調(diào)高對(duì)本公司未來投資的預(yù)期。為把握預(yù)期的投資機(jī)會(huì),過度自信管理者傾向于把資金留存在公司內(nèi)部,將與其他投資機(jī)會(huì)增加的公司一樣減少現(xiàn)金股利分配。同樣,當(dāng)其他公司因投資收益良好而增加現(xiàn)金股利時(shí),過度自信的管理者可能將其解讀為行業(yè)利好信號(hào),進(jìn)而提高對(duì)本公司盈利預(yù)期,并在高預(yù)期影響下增加公司現(xiàn)金股利。此外,過度自信管理者對(duì)經(jīng)營活動(dòng)中潛在風(fēng)險(xiǎn)的認(rèn)知也存在偏差,在解讀出行業(yè)經(jīng)營風(fēng)險(xiǎn)降低信號(hào)時(shí),將減少本公司預(yù)防性資金需求,調(diào)整現(xiàn)金股利政策?？傮w而言,認(rèn)知偏差使過度自信管理者誤將其他公司投資機(jī)會(huì)、收益狀況以及風(fēng)險(xiǎn)方面的正面信息解讀為行業(yè)積極信號(hào),并進(jìn)一步忽略公司與行業(yè)整體差異調(diào)整決策信念,這將使現(xiàn)金股利偏離公司實(shí)際情況,而與其他公司趨于一致。綜上所述,本文提出如下假說:

H2:管理者過度自信的公司在投資機(jī)會(huì)較少、盈利水平較差以及經(jīng)營風(fēng)險(xiǎn)較高的情況下呈現(xiàn)更強(qiáng)的現(xiàn)金股利同行效應(yīng)。

四、數(shù)據(jù)、樣本及變量

(一)數(shù)據(jù)來源與樣本選擇

本文以2008—2019年我國滬深兩市A股上市公司為研究樣本,所采用的公司財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)來源于國泰安數(shù)據(jù)庫 (CSMAR)。研究樣本的篩選步驟如下:(1)剔除所有金融類上市公司;(2)剔除ST、*ST等虧損類公司數(shù)據(jù);(3)剔除數(shù)據(jù)缺失或明顯異常的上市公司;(4)剔除同時(shí)發(fā)行B股或H股的公司,避免雙重上市對(duì)本研究的影響;(5)剔除財(cái)務(wù)年度內(nèi)公司數(shù)量低于5的行業(yè)樣本。篩選后本文共得到11 173個(gè)樣本觀測(cè)值,為消除極端值影響,還對(duì)主要連續(xù)變量進(jìn)行1%縮尾處理。

(二)變量定義與變量特征

1.管理者過度自信。國內(nèi)外文獻(xiàn)對(duì)于管理者過度自信有多種衡量方法,主要包括媒體評(píng)價(jià)、管理者股票期權(quán)執(zhí)行情況、管理者持股變動(dòng)、管理者相對(duì)薪酬、盈余預(yù)告偏差程度、企業(yè)過度投資程度等?？紤]到我國上市公司管理者的媒體評(píng)價(jià)數(shù)據(jù)較難獲得,管理者薪酬激勵(lì)機(jī)制尚不完善,盈余預(yù)告偏差和過度投資程度均與管理者機(jī)會(huì)主義動(dòng)機(jī)關(guān)聯(lián)較大,使用媒體評(píng)價(jià)、管理者股權(quán)激勵(lì)、盈余預(yù)告偏差程度、過度投資程度作為管理者過度自信的衡量指標(biāo)存在一定的局限性。姜付秀等[3]提出可以使用管理者相對(duì)薪酬度量我國上市公司管理者過度自信程度,由于薪酬比例與管理者地位、控制力正相關(guān),相對(duì)薪酬越高管理者越可能過度自信。本文沿用這一思路構(gòu)造管理者過度自信虛擬變量 (OC):當(dāng)公司第一高管薪酬與高管總薪酬比值高于樣本均值時(shí)取值為1,表示管理者過度自信;其他情況下取值為0,表示管理者非過度自信。也有研究認(rèn)為持股變動(dòng)情況更能體現(xiàn)管理者對(duì)自己經(jīng)營下企業(yè)發(fā)展前景的信心程度,過度自信管理者更可能增持本公司股票[35],故本文也使用管理者增持虛擬變量進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

2.公司現(xiàn)金股利。本文采用現(xiàn)金股利支付率 (Div)作為公司現(xiàn)金股利的衡量指標(biāo),Div等于每股稅前現(xiàn)金股利與每股收益比值。穩(wěn)健性檢驗(yàn)部分,本文還使用現(xiàn)金股利與市值比作為替代指標(biāo)。

3.同行業(yè)公司現(xiàn)金股利。本文使用樣本公司同行業(yè)其他公司當(dāng)期現(xiàn)金股利支付率均值 (PDiv)度量同行業(yè)公司現(xiàn)金股利。由于公司與行業(yè)其他公司財(cái)務(wù)行為相互影響,前期相關(guān)文獻(xiàn)在研究同行效應(yīng)時(shí)主要采用工具變量法克服內(nèi)生性問題[1]。同樣,本文選取滯后一期的股票特質(zhì)收益率行業(yè)均值PR作為同行現(xiàn)金股利政策的工具變量。理論上,股票特質(zhì)收益率僅反映本公司特質(zhì)信息,不受宏觀經(jīng)濟(jì)、行業(yè)投資機(jī)會(huì)、監(jiān)管政策和市場(chǎng)環(huán)境等外部因素影響,也與其他公司股票特質(zhì)信息不相關(guān),故能有效分離出同行效應(yīng)。股票特質(zhì)收益率行業(yè)均值PR的具體計(jì)算方法為:

首先,使用行業(yè)j的公司i過去36期月度數(shù)據(jù)對(duì)下式所示的三因素模型回歸,其中,Rijt為公司i的月度股票收益率,RFt為t月的市場(chǎng)無風(fēng)險(xiǎn)收益率,MKT t、SMBt和HML t分別為三因素模型中的市場(chǎng)、規(guī)模、賬面市值比三個(gè)因子。

接著,基于上式回歸系數(shù)估計(jì)值計(jì)算公司i的股票月收益率期望值,并用實(shí)際收益率減去期望值求得公司i的月度特質(zhì)收益率。最后,將月度特質(zhì)收益率復(fù)合為年度特質(zhì)收益率,并計(jì)算得到行業(yè)內(nèi)其他公司的特質(zhì)收益率均值PR。在穩(wěn)健性檢驗(yàn)部分,本文亦使用公司特質(zhì)收益率波動(dòng)的行業(yè)均值作為替代的工具變量。

4.同行業(yè)公司財(cái)務(wù)特征。參照公司財(cái)務(wù)決策同群效應(yīng)的相關(guān)研究,本文將上市公司所屬行業(yè)內(nèi)所有其他公司視為該公司的同群公司,并按照證監(jiān)會(huì)行業(yè)分類2012版中的二級(jí)分類劃分公司行業(yè)。行業(yè)j中公司i的財(cái)務(wù)特征指標(biāo)X相對(duì)應(yīng)的行業(yè)特征指標(biāo)PX ijt為該行業(yè)內(nèi)其他所有公司均值,具體的計(jì)算方法如下所示:

本文在界定上述變量的基礎(chǔ)上,參考現(xiàn)金股利相關(guān)文獻(xiàn),對(duì)公司規(guī)模 (Size)、資本結(jié)構(gòu) (Lev)、盈利能力 (EA)、托賓Q(Q)和銷售收入增長率 (Growth)、經(jīng)營活動(dòng)現(xiàn)金流波動(dòng) (CFO)等公司特征變量及相應(yīng)同行業(yè)公司財(cái)務(wù)特征指標(biāo)進(jìn)行控制。本文所采用的主要變量及其定義如表1所示。

表1 主要變量及其定義

五、實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果及分析

(一)過度自信管理者現(xiàn)金股利決策的同行效應(yīng)檢驗(yàn)

基于前文分析,過度自信管理者進(jìn)行現(xiàn)金股利決策時(shí),可能存在對(duì)于其他公司正面信息的誤解讀,這將影響管理者決策信念,使現(xiàn)金股利政策偏離公司實(shí)際情況,進(jìn)而與同行現(xiàn)金股利分配趨于一致。為檢驗(yàn)上述觀點(diǎn),本文借鑒Leary等[1]、Adhikari等[5]的研究方法,基于如下標(biāo)準(zhǔn)模型檢驗(yàn)同行業(yè)公司對(duì)過度自信管理者現(xiàn)金股利決策的影響:

其中,被解釋變量y ijt表示行業(yè)j的公司i在t年派發(fā)的現(xiàn)金股利,采用股利支付率Div衡量。主要解釋變量y－ijt為同行業(yè)公司現(xiàn)金股利,以同行業(yè)公司現(xiàn)金股利支付率均值PDiv表示。X ijt為公司i的特征變量,X－ijt則為相應(yīng)的同行業(yè)公司特征變量,具體計(jì)算方法如變量定義表所示。關(guān)鍵系數(shù)γ體現(xiàn)公司現(xiàn)金股利與同行業(yè)公司股利趨同的程度,γ顯著為正則說明現(xiàn)金股利同行效應(yīng)存在。考慮到股利支付率具有左截?cái)嗵匦?本文沿用現(xiàn)有研究的方法,主要采用Tobit模型和IV-Tobit模型進(jìn)行回歸。

表2匯報(bào)了模型 (1)的回歸結(jié)果。其中,第 (1)、(3)列為全樣本在Tobit模型和IV-Tobit模型下的回歸結(jié)果,可以看到無論是否使用工具變量,關(guān)鍵解釋變量PDiv的回歸系數(shù)均顯著為正(0.244 9和1.320 6),說明從整體來看我國上市公司存在現(xiàn)金股利同行效應(yīng),與現(xiàn)有文獻(xiàn)研究結(jié)果一致。第 (2)、(4)列為基于管理者相對(duì)薪酬劃分的過度自信樣本組的Tobit模型和IV-Tobit模型回歸結(jié)果,其中PDiv的回歸系數(shù)在兩種回歸方法下均在1%置信水平上顯著為正 (0.251 3和2.298 0),說明在考慮了外部沖擊共同影響和內(nèi)生性問題后,過度自信管理者的公司仍呈現(xiàn)明顯的現(xiàn)金股利同行效應(yīng)。表2第 (5)列為未加入同群公司現(xiàn)金股利支付率的固定效應(yīng)模型回歸結(jié)果,楊海生等[2]認(rèn)為這種辦法能在一定程度上檢驗(yàn)管理者決策過程中受到的同行公司其他信息影響?？梢钥吹酵刑卣髯兞恐蠵CFO、PQ、PEA系數(shù)顯著,分別為0.596 5、－0.024 3以及0.654 3,說明過度自信管理者所在公司的現(xiàn)金股利分配水平會(huì)受同行現(xiàn)金流和盈利狀況的正向影響,以及同行投資機(jī)會(huì)的負(fù)向影響。總體而言,表2所示結(jié)果與前文理論分析一致,證明H1成立。

表2 管理者過度自信下現(xiàn)金股利同行效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果

續(xù)表2

基于前文分析,過度自信的管理者既可能對(duì)同行業(yè)其他公司的潛在投資機(jī)會(huì)過度反應(yīng),而隨之減少現(xiàn)金股利分配,也可能基于行業(yè)業(yè)績做出樂觀估計(jì),或是低估經(jīng)營風(fēng)險(xiǎn)而增加公司現(xiàn)金股利。那么哪一方向上現(xiàn)金股利同行效應(yīng)更強(qiáng)?表3為在前述基礎(chǔ)上進(jìn)一步區(qū)分行業(yè)現(xiàn)金股利變動(dòng)方向的工具變量法回歸結(jié)果,定義同行業(yè)公司現(xiàn)金股利變動(dòng)大于零為增加,反之則為減少。可以看到,PDiv的回歸系數(shù)均顯著為正,不過同行業(yè)現(xiàn)金股利增加時(shí)該系數(shù)為3.585 2,大于同行現(xiàn)金股利減少時(shí)的情況 (1.870 6),并且經(jīng)驗(yàn)P值為0.062 4,說明兩組回歸系數(shù)存在顯著差異。該結(jié)果表明,現(xiàn)金股利同行效應(yīng)具有非對(duì)稱性,同行業(yè)公司現(xiàn)金股利增加對(duì)過度自信管理者所在公司的影響更強(qiáng)。這可能是因?yàn)?同行業(yè)公司現(xiàn)金股利增加更多與業(yè)績表現(xiàn)上升、風(fēng)險(xiǎn)降低等積極信息相關(guān),過度自信管理者也會(huì)由于提高對(duì)本公司預(yù)期而增加現(xiàn)金股利。而行業(yè)現(xiàn)金股利減少更多與業(yè)績表現(xiàn)不佳、風(fēng)險(xiǎn)升高等不利信息相關(guān),此時(shí)過度自信管理者出于樂觀估計(jì),不會(huì)同等地調(diào)整現(xiàn)金股利,因此同行業(yè)公司現(xiàn)金股利減少對(duì)過度自信管理者所在公司的影響較弱。

表3 管理者過度自信下現(xiàn)金股利同行效應(yīng)方向分析

(二)管理者過度自信下現(xiàn)金股利同行效應(yīng)的機(jī)制檢驗(yàn)

管理者在過度自信情況下往往難以準(zhǔn)確識(shí)別本公司與其他公司及行業(yè)整體在投資機(jī)會(huì)、盈利能力和經(jīng)營風(fēng)險(xiǎn)方面差異,這將影響管理者決策信念,從而導(dǎo)致公司現(xiàn)金股利偏離公司實(shí)際情況,而與同行現(xiàn)金股利趨于一致。若上述機(jī)制成立,則在公司投資機(jī)會(huì)、盈利能力低于同行水平或經(jīng)營風(fēng)險(xiǎn)高于同行水平時(shí),現(xiàn)金股利同行效應(yīng)更為強(qiáng)烈。因此,本文按照樣本托賓Q、息稅前利潤率、近三年經(jīng)營現(xiàn)金流均值與同行水平大小關(guān)系劃分子樣本,并代入模型 (1)進(jìn)行回歸,以檢驗(yàn)管理者過度自信下現(xiàn)金股利同行效應(yīng)的形成機(jī)制。

表4匯報(bào)了管理者過度自信下現(xiàn)金股利同行效應(yīng)的機(jī)制檢驗(yàn)結(jié)果。其中,第 (1)、(2)列為基于托賓Q值分組回歸的結(jié)果,可以看到PDiv系數(shù)在樣本公司投資機(jī)會(huì)較低分組中為2.998 4,比起投資機(jī)會(huì)較高分組中系數(shù)值更大、顯著性也更高,說明當(dāng)過度自信管理者所在公司的實(shí)際投資機(jī)會(huì)低于行業(yè)平均水平時(shí),現(xiàn)金股利同行效應(yīng)更強(qiáng)。第 (3)、(4)列為基于息稅前利潤率分組回歸的結(jié)果,PDiv系數(shù)在盈利能力較低分組中為3.582 2,并在5%置信水平顯著,而在盈利能力較高分組中為1.076 2且顯著性較弱,說明現(xiàn)金股利同行效應(yīng)在過度自信管理者所在公司的盈利狀況差于行業(yè)整體情況時(shí)更強(qiáng)。第 (5)、(6)列為基于經(jīng)營風(fēng)險(xiǎn)分組回歸的結(jié)果,其中經(jīng)營風(fēng)險(xiǎn)較低組的PDiv系數(shù) (0.787 9)小于經(jīng)營風(fēng)險(xiǎn)較高組 (4.311 1),并且顯著性上也較弱,說明當(dāng)過度自信管理者所在公司的經(jīng)營風(fēng)險(xiǎn)與行業(yè)其他公司相比更高時(shí),現(xiàn)金股利同行效應(yīng)更強(qiáng)。綜合上述結(jié)果來看,當(dāng)投資機(jī)會(huì)較少、盈利水平較差以及經(jīng)營風(fēng)險(xiǎn)較高的情況下,管理者過度自信的公司具有更強(qiáng)的現(xiàn)金股利同行效應(yīng),這支持了本文H2。

表4 管理者過度自信下現(xiàn)金股利同行效應(yīng)的機(jī)制檢驗(yàn)結(jié)果

(三)進(jìn)一步研究與穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.經(jīng)濟(jì)后果分析。對(duì)于理性程度較高的管理者而言,模仿和學(xué)習(xí)同行業(yè)公司能夠在一定程度上彌補(bǔ)自身能力不足與信息劣勢(shì),從而制定出更優(yōu)的現(xiàn)金股利政策。而在管理者過度自信情況下,股利同行效應(yīng)是管理者認(rèn)知偏差所致,實(shí)質(zhì)上反映出現(xiàn)金股利政策與公司實(shí)際情況的偏離。由于現(xiàn)金股利分配與再投資密切相關(guān),發(fā)放過高或過低的現(xiàn)金股利都將對(duì)公司未來業(yè)績?cè)斐刹焕绊?。而?過度自信使管理者往往高估自身能力,即使由于偏離基本面的現(xiàn)金股利分配,公司經(jīng)營狀況與預(yù)期的差距逐步顯現(xiàn),管理者也可能出于對(duì)自身能力的盲目自信而忽視這些不利信息,導(dǎo)致公司未來經(jīng)營業(yè)績進(jìn)一步下降。因此,本文認(rèn)為,在管理者過度自信的情況下,受同行業(yè)其他公司影響的現(xiàn)金股利分配將對(duì)公司未來經(jīng)營業(yè)績產(chǎn)生負(fù)面影響。為驗(yàn)證上述觀點(diǎn),本文在現(xiàn)有文獻(xiàn)研究公司經(jīng)營業(yè)績的模型基礎(chǔ)上,加入反映同行現(xiàn)金股利影響的交互項(xiàng)Div×PDiv,所得結(jié)果如表5所示。

表5 經(jīng)濟(jì)后果分析結(jié)果

表5第 (1)列匯報(bào)了管理者過度自信樣本的回歸結(jié)果,可以看到交互項(xiàng)Div×PDiv的回歸系數(shù)為－0.076 2,并在10%置信水平上顯著,說明過度自信管理者受同行業(yè)公司影響的現(xiàn)金股利分配與公司未來經(jīng)營業(yè)績負(fù)相關(guān),與前述分析一致。第 (2)至 (4)列分別為投資機(jī)會(huì)較少、盈利能力較弱、經(jīng)營風(fēng)險(xiǎn)較高分組的回歸結(jié)果,Div×PDiv的系數(shù)在列 (2)、(3)中顯著為負(fù),分別為－0.097 4和－0.103 6,在10%置信水平上顯著,第 (4)列中該系數(shù)也為負(fù) (－0.093 7)而顯著性稍弱。上述結(jié)果說明,過度自信管理者受同行業(yè)公司影響的現(xiàn)金股利調(diào)整與經(jīng)營業(yè)績的負(fù)相關(guān)關(guān)系,主要是由于過度自信管理者高估公司潛在投資機(jī)會(huì)和盈利能力導(dǎo)致。

2.約束因素分析。本文進(jìn)一步考察管理者過度自信情況下現(xiàn)金股利同行效應(yīng)的約束因素。前述研究結(jié)果表明,過度自信管理者對(duì)行業(yè)信息過度反應(yīng),導(dǎo)致公司現(xiàn)金股利與行業(yè)內(nèi)其他公司趨同。可見,過度自信管理者在信息獲取和認(rèn)知方面的局限性是影響這類同行效應(yīng)的重要因素。從管理者特征來看,若管理層與同行業(yè)其他公司具有社會(huì)網(wǎng)絡(luò)聯(lián)結(jié),信息可得性的增強(qiáng)可能緩解過度自信導(dǎo)致的決策偏誤[38],進(jìn)而削弱同行效應(yīng)。從公司治理機(jī)制來看,機(jī)構(gòu)投資者或可憑借其信息優(yōu)勢(shì)及專業(yè)背景抑制管理者過度自信對(duì)公司財(cái)務(wù)政策的影響,較高比例的機(jī)構(gòu)持股可能有助于約束管理者過度自信情況下現(xiàn)金股利同行效應(yīng)。此外,決策環(huán)境的改善也可能降低股利同行效應(yīng)[4]。2013年我國證監(jiān)會(huì)推出差異化分紅的股利監(jiān)管政策,這為管理者制定現(xiàn)金股利政策提供了明確的指引,可能削弱過度自信管理者所在公司的現(xiàn)金股利同行效應(yīng)。為檢驗(yàn)上述觀點(diǎn),本文依據(jù)管理者是否具有社會(huì)網(wǎng)絡(luò)聯(lián)結(jié)、機(jī)構(gòu)投資者持股比例是否高于樣本中值以及是否屬于差異化分紅政策實(shí)施后年度觀測(cè)值進(jìn)行分組回歸,所得結(jié)果匯總于表6。其中,第 (1)、(4)列為管理者具有社會(huì)網(wǎng)絡(luò)聯(lián)結(jié)時(shí)的回歸結(jié)果,第 (2)、(5)列為機(jī)構(gòu)持股比例較高樣本的回歸結(jié)果,第 (3)、(6)列為差異化分紅的監(jiān)管政策實(shí)施后樣本回歸結(jié)果。對(duì)比表6與表2和表4的結(jié)果可以發(fā)現(xiàn),關(guān)鍵變量PDiv和交互項(xiàng)Div×PDiv系數(shù)在樣本管理者具有社會(huì)網(wǎng)絡(luò)聯(lián)結(jié)、機(jī)構(gòu)持股比例較高以及屬于差異化分紅政策實(shí)施后年度時(shí)更小,顯著性也更弱,說明管理層社會(huì)網(wǎng)絡(luò)聯(lián)結(jié)、機(jī)構(gòu)投資者持股和股利監(jiān)管政策優(yōu)化均能在一定程度上抑制管理者過度自信下公司股利同行效應(yīng),緩解同行業(yè)公司影響下現(xiàn)金股利分配對(duì)公司經(jīng)營業(yè)績的負(fù)向作用。

表6 約束因素分析結(jié)果

3.穩(wěn)健性檢驗(yàn)。本文通過變更過度自信樣本劃分標(biāo)準(zhǔn)、替換關(guān)鍵變量、重新選取工具變量、更換回歸方法等,對(duì)前述研究結(jié)果進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn):(1)分別使用管理者增持虛擬變量和公司前三高管薪酬與總薪酬比值劃分過度自信樣本,定義管理者增持本公司股票以及前三高管薪酬占比高于行業(yè)中位數(shù)時(shí)為管理者過度自信樣本,重新進(jìn)行檢驗(yàn);(2)替換公司現(xiàn)金股利變量,使用現(xiàn)金股利規(guī)模與市值比值進(jìn)行檢驗(yàn);(3)使用公司特質(zhì)收益率波動(dòng)的行業(yè)均值作為替代的工具變量;(4)使用GMM方法重新回歸。

穩(wěn)健性檢驗(yàn)所得結(jié)果匯總于表7。Panel A匯報(bào)了管理者過度自信下現(xiàn)金股利同行效應(yīng)的穩(wěn)健性檢驗(yàn),其中第 (1)列為使用管理者增持虛擬變量劃分過度自信樣本的Tobit回歸結(jié)果,第 (2)、(3)分別為采用公司特質(zhì)收益率波動(dòng)的行業(yè)均值作為新工具變量和使用GMM方法回歸的結(jié)果,第(4)、(5)、(6)列則為使用公司前三高管薪酬與總薪酬比值劃分過度自信樣本的結(jié)果?？梢钥吹?變更過度自信樣本劃分標(biāo)準(zhǔn)、重新選取工具變量及改變回歸方法后,系數(shù)仍顯著為正,與表2中結(jié)果一致。Panel B展示了基于管理者增持虛擬變量劃分過度自信樣本的現(xiàn)金股利同行效應(yīng)作用機(jī)制檢驗(yàn),可以看到PDiv系數(shù)在投資機(jī)會(huì)較低、盈利能力較低以及經(jīng)營風(fēng)險(xiǎn)較高分組中顯著大于其他分組,這與表4結(jié)果一致。其余方法下的穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果與Panel B所示相近,因篇幅所限未在文中列示。綜合上述檢驗(yàn)結(jié)果來看,前文所得實(shí)證結(jié)果較為穩(wěn)健。

表7 穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

六、研究結(jié)論

基于我國股利群聚現(xiàn)象和管理者非理性的現(xiàn)實(shí),本文從管理者過度自信視角分析同行公司對(duì)于公司現(xiàn)金股利政策的影響、作用機(jī)制、經(jīng)濟(jì)后果及制約因素。研究發(fā)現(xiàn),過度自信會(huì)使管理者對(duì)行業(yè)積極信息做出誤解讀,導(dǎo)致公司現(xiàn)金股利呈現(xiàn)行業(yè)趨同。具體而言,過度自信管理者所在公司呈現(xiàn)顯著的現(xiàn)金股利同行效應(yīng),當(dāng)公司在投資機(jī)會(huì)、盈利能力以及經(jīng)營風(fēng)險(xiǎn)等方面低于行業(yè)水平時(shí),現(xiàn)金股利同行效應(yīng)更為強(qiáng)烈。本文進(jìn)一步探討了這種受同行業(yè)其他公司影響的現(xiàn)金股利分配的經(jīng)濟(jì)后果,研究機(jī)構(gòu)持股、管理層社會(huì)網(wǎng)絡(luò)聯(lián)結(jié)以及股利監(jiān)管政策對(duì)優(yōu)化公司現(xiàn)金股利分配的意義。結(jié)果顯示,過度自信管理者受同行業(yè)其他公司影響的現(xiàn)金股利決策不利于公司未來經(jīng)營業(yè)績提升,不過機(jī)構(gòu)投資者持股、管理層社會(huì)網(wǎng)絡(luò)聯(lián)結(jié)及差異化分紅監(jiān)管政策的實(shí)施有助于緩解股利政策的同行效應(yīng)及其對(duì)經(jīng)營業(yè)績的負(fù)向作用。本文的研究拓展了現(xiàn)階段同群效應(yīng)文獻(xiàn)基于管理者有限理性假設(shè)的分析框架,從非理性視角揭示了公司財(cái)務(wù)同行效應(yīng)的微觀機(jī)制,從現(xiàn)金股利角度為過度自信特征與群體行為趨同性的相關(guān)關(guān)系提供經(jīng)驗(yàn)證據(jù),并為我國股利群聚現(xiàn)象形成機(jī)制提供了進(jìn)一步解釋。

優(yōu)化股利分紅是提升投資者回報(bào)、保障投資者權(quán)益,進(jìn)而促進(jìn)股票市場(chǎng)健康發(fā)展的關(guān)鍵,這也是近年來我國大力推動(dòng)完善股利監(jiān)管政策的主要思路。《中華人民共和國國民經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展第十四個(gè)五年規(guī)劃和2035年遠(yuǎn)景目標(biāo)綱要》也指出,要 “完善上市公司分紅制度”,以優(yōu)化投資者收益。分紅制度的完善不是僅僅提高分配金額或水平,還要注重股利政策的科學(xué)性,既要回饋股東,又要考慮公司的長遠(yuǎn)發(fā)展。理性程度較高的管理者可能通過主動(dòng)模仿和借鑒提升現(xiàn)金股利分配的科學(xué)性,而管理者過度自信情況下,與其他公司趨同的現(xiàn)金股利分配往往不是決策優(yōu)化的結(jié)果。因此,對(duì)于公司而言,應(yīng)當(dāng)重視管理者過度自信這一非理性特征及其影響,通過健全決策機(jī)制緩解過度自信下管理者現(xiàn)金股利決策扭曲對(duì)公司帶來的不利影響。此外,決策信息環(huán)境是影響同行效應(yīng)的重要因素,監(jiān)管部門應(yīng)進(jìn)一步完善分紅信息披露制度等股利監(jiān)管,從而促進(jìn)上市公司股利決策優(yōu)化。