郭江浩

（西安石油大學 經濟管理學院，西安 710065）

1 引言

國內外有很多文獻研究公司特征與現金股利分配政策的關系，本文在前人研究的基礎上，通過研究上市公司的股利政策，探討董事會的特征對現金股利分配政策的影響，并試圖證明董事會的特征可以顯著影響公司現金股利分配政策。

2 實證設計

2.1 數據來源和研究假設

本文以2015－2018年中國A股非ST非金融上市公司為研究樣本，最終選擇2015-2018年3 543家A股非ST非金融上市公司的數據，一共10 324個樣本。本研究中各項數據取自2015－2018年上市公司發(fā)布的年報、GSMAR數據庫、Wind數據庫，并通過計量分析軟件SPSS Statistics 23和EXCEL進行處理。

本文提出六大假設：

兩職合一，就是指有單獨的領導來指揮，這樣可以有效地減少任務分派過程中效率的損失，從而提高了任務的執(zhí)行能力［1］?；谝陨戏治?，本文提出假設1：

H1 兩職合一與現金股利分配意愿負相關。

董事會規(guī)模是影響董事會治理水平的重要因素之一。擴大董事會規(guī)?？梢允垢鄵碛胁煌尘暗膯T工參與決策，這樣使得在決策的制定中不容易走極端，充分地吸取了大家的意見，使得決策的制定更加科學全面［2］。因此本文提出假設2：

H2 董事會規(guī)模與現金股利分配意愿正相關。

相比公司高管，獨立董事有著截然不同的作用，由于獨立董事通過外部受雇，不持有公司股權，其決策僅限于自身利益，更多的是考慮做出更合理的決策?；谏鲜龅姆治?，本文提出假設3：

H3 獨立董事占比與現金股利分配水平正相關。

本文認為，董事會開會次數反映了董事會的積極程度，因為開會次數越多，說明董事會成員越勤奮，對改善公司的經營情況有幫助作用，則能發(fā)放更多的現金股利，并且一定程度上來說，董事會越勤奮，薪酬也越高。本文提出以下假設：

H4 董事會開會次數與現金股利分配水平正相關；

H5董事會薪酬與現金股利分配水平正相關；

H6董事會薪酬與現金股利分配意愿正相關。

2.2 變量定義與模型構建

2.2.1 變量定義

本文實證分析模型中有被解釋變量、解釋變量和控制變量，具體如下。

（1）被解釋變量

分配意愿（DDI）。該變量用來描述是否發(fā)放現金股利。本文收集數據之后，進行了如下處理：根據CSMAR數據庫的統(tǒng)計結果，使用EXCEL表格進行處理，若公司年末發(fā)放的現金股利不為零則定義為1，否則定義為0。

分配水平 （DPS）。即分配了多少的現金股利。本文按照CSMAR數據庫的數據，將每個季度的每股現金股利算術加總得出每一年的每股現金股利，從而來衡量現金股利分配的水平［3］。

（2）解釋變量

兩職合一（DUALITY）。這個指標是描述公司最高領導職位的分離情況的，如果董事長和總經理由一人兼任，則取值為1，這說明公司的最高權力很集中，董事長的控制力很強；如果董事長與總經理分別由兩人來擔任，那就取值為2。

董事會規(guī)模（BSIZE）。根據CSMAR數據庫收集到的數據，我們選取董事會總人數這個指標來代替。

獨立董事占比（BPID）。根據CSMAR數據庫的統(tǒng)計結果，用年末公司獨立董事的人數除以董事會總人數，取三位小數的值作為最后的結果。

開會次數（BMEET）。用每一年董事會開會的次數來表示。

董事報酬 （BPAY）?？紤]到數據的可獲得性，本文查詢了Wind金融數據庫，最后選取了排名前三的董事的薪酬總額來代表董事報酬這一變量。

（3）控制變量

總資產報酬率（RRTA）。這個指標以投資報酬為基礎反映企業(yè)獲利能力。

流動比率（CR）。這個指標反映了公司的周轉能力。

每股收益（EPS）。是反映企業(yè)盈利水平的財務指標之一。

總資產（ASSET）。即企業(yè)每年總資產的平均數。

資產負債率（ALR）。是描述企業(yè)負債情況的指標。

控股股東影響力（BSTOCK）。考慮到數據的可獲得性，本文查詢了Wind金融數據庫，最后選取了前十大股東持股比例這一指標來作為表示控股股東影響力的變量［4］。

經營活動產生的現金流量凈額（BCASH）。一般來說，沒有足夠的現金流，公司不會發(fā)放現金股利。因此，BCASH這個指標也作為控制變量。

2.2.2 模型構建

本文通過Wind金融數據庫和CSMAR數據庫對A股非ST非金融上市公司2015-2018年的財務數據進行了搜集，并利用SPSS 23和EXCEL軟件處理所得數據，進行多元回歸分析，研究董事會特征對上市公司現金股利分配情況的影響。本文選取的被解釋變量有2個，解釋變量6個，控制變量六個。本文通過理論分析，構建以下回歸模型：

2.3 多元回歸分析

2.3.1 現金股利分配意愿的多元回歸分析

表1 回歸分析結果

如表 1所示，兩職合一的顯著性為 0.000，小于 0.05，說明兩職合一對于現金股利分配意愿的影響很顯著，另外，B值小于0，說明董事會兩職合一與現金股利分配意愿負相關，驗證了假設H1；董事會規(guī)模的顯著性為 0.01，小于 0.05，且比例系數大于 0，說明董事會規(guī)模越大現金股利分配意愿越強，驗證了假設H2；此外，大股東持股比例、主要董事薪酬的顯著性水平均為0.000，遠小于0.05，而且B值均大于零，說明這三個董事會特征都能顯著影響董事會現金股利分配的意愿，進而驗證了假設H6。

從上述結論可以看出，該模型滿足多元線性回歸條件，結合本文的回歸模型，得出以下回歸方程：

DDI＝－0.175＋0.035×DUALITY＋0.01×BSIZE＋0.0001×BPAY＋0.004×BSTOCK＋0.002 ×BCASH＋0.005 ×CR ＋0.192 ×EPS＋0.032×ASSET－0.002×ALR

2.3.2 現金股利分配水平的多元回歸分析

根據表2回歸結果，總結如下：

獨立董事占比的顯著性為 0.027，小于0.05，說明獨立董事占比對于現金股利分配意愿的影響很顯著，而且，B值大于0，說明獨立董事占比能對現金股利分配水平產生正的影響，驗證了假設 H3；開會次數的顯著性為 0.00，小于 0.05，且 B 值小于 0，說明董事會開會次數與現金股利分配水平呈負相關，驗證了假設H4；此外，前十大股東持股比例、前三董事薪酬的顯著性水平均為0.000，遠小于0.05，而且B值均大于零，說明這三個董事會特征都能顯著影響現金股利分配的水平，驗證了假設H5。

從上述結論可以看出，該模型滿足多元線性回歸條件，結合本文的回歸模型，得出以下回歸方程：

DPS＝－0.131＋0.0002×BPID－0.003×BMEET＋0.0007×BPAY＋0.001×BSTOCK＋0.001×BCASH＋0.001×RRTA＋0.002×CR＋0.226×EPS＋0.006×ASSET＋0.00007×ALR

3 研究結論

兩職合一能提高派現意愿；董事會規(guī)模越大，派現分配意愿越強；董事會中獨立董事人數占比越大派現水平越高；董事會薪酬水平越高派現水平越高，派現意愿也越強；董事會開會次數與現金股利分配水平正相關。

表2 回歸分析結果