【作　　者】
肖振红（博士生导师），韩天阳

【作者单位】
哈尔滨工程大学经济管理学院，哈尔滨150001

【摘　　要】

   【摘要】以我国沪深A股上市公司2010 ~ 2014年的相关数据为样本，运用二元Logit离散选择模型和Tobit模型研究管理者过度自信对现金股利支付意愿和支付水平两方面的影响，结果表明，与非过度自信的管理者相比，过度自信的管理者更倾向于发放现金股利，且现金股利支付率更高。进一步分析表明，这主要是受到股权分置改革及中国证监会2008年和2013年相继出台的两个有关加强现金分红规范性和透明度规定的重要影响。
【关键词】管理者过度自信；上市公司；现金股利政策；股权分置改革
【中图分类号】F275           【文献标识码】A           【文章编号】1004-0994（2016）27-0003-5一、引言
股利分配，是指上市公司期末对其取得的收益进行分配，有多少用于为股东发放股利，有多少作为内部留存收益用于公司今后发展。股利在上市公司内部留存和为股东发放之间进行分配的比例十分重要，发放股利在回报股东投资的同时，也传递着公司发展前景的有关信息，将对公司今后的股票价格产生影响，而内部留存收益则是公司筹集资金用于长期发展的重要来源之一。1961年Miller和Modigliani提出著名的MM理论（股利无关理论）后，诸多学者放宽其严格的假设条件，相继提出了税差理论、信号传递理论、代理成本理论等股利理论。传统股利理论均假设管理者是理性的，然而，大量心理学和行为金融学研究表明，管理者存在过度自信心理偏差。
Heaton（2002）通过研究发现，过度自信的管理者认为资本市场低估了公司的风险证券，因而可能会拒绝需要外部融资的正的净现值项目；虽然管理者考虑股东利益，但由于他们高估了项目的收益，可能会投资净现值为负的项目。Malmendier和Tate（2005）研究发现，过度自信的管理者会高估项目投资回报并认为外部融资成本过高，因此，当他们有充足的内部资金时会过度投资，当他们需要外部融资时会削减投资。Deshmukh、Goel和Howe（2013）建立了CEO过度自信与股利政策间的动态模型，研究表明，过度自信的CEO认为外部融资成本高，因此通过降低当期股利支付水平为未来投资需要建立宽松的财务环境。
陈其安、方彩霞和肖映红（2010）构建了上市公司管理者过度自信对股利分配和外部融资决策影响的数学模型。黄莲琴、屈耀辉和傅元略（2011）以我国上市公司2002 ~ 2007年相关数据为样本，对大股东控制、高管过度自信及现金股利之间的关系进行了研究。胡秀群、吕荣胜和曾春华（2013）以2007 ~ 2011年上市公司相关数据为样本，从融资约束的角度对管理者过度自信与现金股利之间的关系进行了研究。陈其安和方彩霞（2013）以我国2004 ~ 2010年相关数据为样本，对上市公司管理者过度自信对股利分配的影响进行了研究。梅世强、扈菲菲（2013）以我国沪深A股上市公司2006 ~ 2010年相关数据为样本，研究了高管过度自信对现金股利政策的影响。
本文的主要贡献在于：其一，基于管理者过度自信的视角，现有研究成果主要集中在上市公司对投资决策及融资决策的影响上，而研究管理者过度自信对股利分配决策影响的文献较少。其二，我国股权分置改革于2005年开始，到2007年基本结束，此时，非流通股转变为限售股，但并未真正实现上市公司股票全流通。“大小非”解禁于2006年开始，2008、2009年是“大小非”解除限售的高峰期，之后几年内股票市场流通比例进一步增加。已有文献中的大部分研究样本包括了股改年度区间，无法消除股改对相关研究的重要影响。本文以我国上市公司2010 ~ 2014年相关数据为样本，在此年度区间，股权分置改革已经结束，且大量非流通股已解除限售，转化为流通股，股票市场流通性大幅增加。股权分置改革以前，大股东持股比例过高且多数为非流通股，对公司业绩、股价不关心，股改后，非流通股转化为流通股，其持股状况可以明确反映出管理者对公司业绩的信心，在这种情形下，以股票期权法衡量管理者过度自信更具有合理性和适用性。第三，中国证监会于2008年发布了《关于修改上市公司现金分红若干规定的决定》，新规定中再融资条件不再与股票股利相关，仅与现金分红比例挂钩，且将现金分红比例由最近三年实现的年均可分配利润的百分之二十提高到百分之三十，进一步提高了现金分红的地位。因此，本文基于以上研究背景，运用二元Logit离散选择模型和Tobit模型研究了管理者过度自信对现金股利支付意愿和支付水平两方面的影响。研究发现，过度自信的管理者更倾向于发放现金股利且其支付水平更高。
二、研究假设
从相关研究来看，过度自信的CEO认为外源融资成本高，更倾向于降低股利支付水平为未来投资储备内部资金。过度自信的管理当局倾向于不支付现金股利或只支付较低水平的现金股利，以储备内源资金，而大股东控股比例的提高可以减弱管理者过度自信这一心理行为对股利政策的影响。高管过度自信对股利支付倾向和股利支付水平的降低效应仅在非国有控股上市公司中显著，而在国有控股上市公司中并不显著，造成这种差异的原因是外源融资约束，国有控股上市公司较非国有控股上市公司，拥有更为便利的融资渠道。
然而，我国上市公司高管人员通常由政府任命，他们的特殊身份使得其更可能低估项目投资为股东带来的收益，因此，过度自信的上市公司高管会提高股利支付水平进而促使公司股价上涨。董事长过度自信的上市公司会支付更高水平的现金股利，这可能是董事长为公司未来融资释放积极信号。
综上，关于管理者过度自信对股利政策的影响，相关研究并没有达成共识，本文就管理者过度自信与股利支付意愿和股利支付水平分别提出：
假设1a：与非过度自信的管理者相比，过度自信的管理者具有更强的现金股利支付意愿。
假设1b：与非过度自信的管理者相比，过度自信的管理者具有更弱的现金股利支付意愿。
假设2a：与非过度自信的管理者相比，过度自信管理者的现金股利支付水平更高。
假设2b：与非过度自信的管理者相比，过度自信管理者的现金股利支付水平更低。
三、研究设计
（一）变量选择
1. 被解释变量。本文主要研究管理者过度自信对现金股利政策两个方面的影响，主要包括：①现金股利支付意愿（Payer）：即上市公司当年是否发放现金股利，以虚拟变量表示，如果上市公司当年发放了现金股利，则Payer取值为1；反之，则取值为0。②现金股利支付水平（DL）：考虑到各上市公司经营状况、盈利水平不同，采用绝对指标衡量各上市公司之间股利支付水平不具有可比性。因此本文采用相对指标股利支付率，即每股税前现金股利/基本每股收益。
2. 解释变量。管理者过度自信（OC）：如何度量管理者过度自信是相关研究的重点和难点。目前，国内外度量管理者过度自信的主要方法有：①股票期权法，以管理者持有本公司股票期权数量变化判断其是否过度自信。②相关主流媒体评价，收集主流媒体对管理者的评价并对其进行分类、打分，以此判断管理者是否过度自信。这种方法主观性较强，且我国相关媒体不多，因此这种方法在我国不具有适用性。③企业盈利预测偏差，将上市公司年度业绩预告与实际经营业绩进行比较，据此区分管理者是否过度自信。④并购频率，以上市公司发起并购交易的频率判断管理者是否过度自信。⑤企业景气指数，由国家统计局公布，以指数大小判断管理者是否过度自信。由于企业景气指数是管理者对行业发展的预期，而不是对本公司发展的预期，用其度量过度自信缺乏有效性。⑥高管相对薪酬，以高管薪酬所占比例大小区分管理者是否过度自信。影响高管薪酬的因素很多，而高管薪酬与过度自信之间的必然联系不具有说服力。
综上，本文采用以下两种方法度量管理者过度自信：一是股票期权法，借鉴饶育蕾、王建新（2010）判断管理者过度自信的方法，即在本公司股票价格增长幅度小于大盘增长幅度的情况下，管理者仍坚持增持本公司股票，则认为管理者是过度自信的。我国股权分置改革于2007年基本结束，2008、2009年迎来“大小非”解禁高潮，股票市场流通性显著提高，在这一背景下，如果在2010 ~ 2014年期间本公司股票表现低于股票市场平均水平，管理者愿意放弃更多收益，依然增持本公司股票，则有充分理由说明其对自身能力的乐观估计。二是并购频率，已有大量研究表明，过度自信的管理者更容易发起并购。并购交易本身对公司是一项挑战，短期内多次并购在一定程度上可以反映管理者过度自信这一心理行为。因此，在稳健性检验中，参考Doukas和Petmezas（2007）的做法，以上市公司在三年内成功发起五次及五次以上并购交易作为管理者过度自信的替换衡量指标。
3. 控制变量。参考相关文献，从公司治理和公司特征两个方面选取了5个控制变量，以确保研究结果的可靠性，包括偿债能力、盈利能力、公司规模、股权集中度以及4个年度哑变量。
（二）回归模型与方法
为检验管理者过度自信对上市公司现金股利政策的影响，本文构建如下模型：
Payer=α0+α1OC+α2Lev+α3Roe+α4Size+α5CR+[i=69αiYear]                   （1）
DL=β0+β1OC+β2Lev+β3Roe+β4Size+β5CR+[i=69βiYear]  （2）
变量的具体含义见表1：

在模型（1）中，Payer表示现金股利支付意愿，若上市公司当年发放现金股利，则Payer取值为1；反之，则取值为0，属于二元离散选择模型，适用于二元Logit离散选择模型。在模型（2）中，本文以股利支付率度量股利支付水平，DL的取值介于0和1之间，在研究过程中剔除了股利支付率为0的样本，属于“归并”问题，适用于Tobit模型。
（三）数据来源
本文数据来源于国泰安CSMAR数据库和Wind资讯金融终端，处理及分析采用SPSS 19.0及Eviews 8软件。以2010 ~ 2014年我国沪深A股上市公司为样本，并经过以下筛选：①剔除金融类上市公司；②为消除IPO影响，剔除2007年1月1日及以后上市的公司；③剔除2007 ~ 2014年期间ST、PT、∗ST公司；④剔除每股收益为负的公司；⑤剔除同时发行B股或H股公司；⑥剔除数据缺失及异常的公司。最终获得五年共计4132个样本，其中管理者过度自信样本共计602个，占全样本比例为14.57%，各年度样本统计见表2：

四、实证检验结果分析
（一）描述性统计
由表3变量的描述性统计可知，股利支付意愿（Payer）的均值为0.6300，即2010 ~ 2014年期间，研究样本中有63%的公司分配现金股利。现金股利支付率（DL）的均值为0.2008，即上市公司将每股收益的约1/5用于发放现金股利，总体支付水平较低。管理者过度自信（OC）的均值为0.1500，表示有约15%的管理者存在过度自信心理行为。控制变量中，资产负债率（Lev）的均值为0.5046，与中位数相差不大，但其最小值、最大值相差很大，表明各样本公司间偿债能力差异较大。净资产收益率（Roe）的均值为0.0921，略高于中位数。公司规模（Size）的均值为22.3180，与中位数十分接近，但标准差显示，各上市公司规模仍存在较大差异。第一大股东持股比例（CR）的均值为0.3528，略高于中位数，从其最小值最大值间差异及标准差来看，各公司间第一大股东持股比例存在一定的差异。

（二）相关性分析
在进行回归分析前，先通过计算变量间Pearson相关系数，检验变量间是否存在多重共线性问题。如表4所示：

由表4相关性分析结果可知，管理者过度自信与支付意愿在1%的水平上显著正相关，即过度自信的管理者相对于非过度自信管理者，更倾向于发放现金股利。管理者过度自信与股利支付水平正相关，但并不显著，还有待后续回归分进一步检验。资产负债率与支付意愿、股利支付水平均在1%的水平上显著负相关，即上市公司的偿债能力限制了其支付现金股利的意愿和水平。净资产收益率、公司规模、第一大股东持股比例三个控制变量与支付意愿和股利支付水平均显著正相关，即上市公司的盈利能力越强、规模越大、第一大股东持股比例越高，管理者越倾向于支付现金股利且股利支付率费越高。
另外，相关性分析结果显示，各解释变量之间相关系数均较小，最大值为公司规模与资产负债率之间的相关系数0.468，仍小于0.5，因此在后续研究中，可以认为各变量间不存在多重共线性问题。
（三）回归结果分析
表5为管理者过度自信对上市公司股利政策影响的回归分析结果。

模型（1）的被解释变量为Payer，即现金股利支付意愿，采用二元Logit离散选择模型进行检验。回归结果显示，McFadden R2值为0.2703，表示模型拟合程度较好；LR stat值为1469.0540，Prob（LR stat）为0.0000，表示模型的回归结果是显著有效的。管理者过度自信与股利支付意愿的系数为0.4074，且在1%的水平上显著，表示过度自信的管理者更倾向于发放现金股利，即相对于非过度自信的管理者，过度自信的管理者发放现金股利的可能性更大，假设1a得以验证。
模型（2）的被解释变量为DL，即现金股利支付率，采用Tobit模型进行检验。回归结果显示，管理者过度自信与股利支付率的系数为0.0318，在5%的水平上显著，表示相对于非过度自信的管理者，过度自信的管理者的现金股利支付水平更高，即过度自信这一心理行为促使管理者更倾向于多发放现金股利，假设2a得以验证。
控制变量方面，在模型（1）、（2）中，资产负债率系数都显著为负，表示上市公司负债越多，越倾向于不发放现金股利，股利支付水平越低。净资产收益率、公司规模、第一大股东持股比例的系数都为正，且均在1%的水平上显著，表示上市公司盈利能力越强、规模越大、第一大股东持股比例越高，越倾向于发放现金股利，股利支付水平越高。在两个模型中，控制变量的系数符号与传统理论预期一致，表明控制变量的选取有一定合理性。
（四）稳健性检验 
为验证上述研究结论的可靠性，本文将进行以下两项稳健性检验：
1. 将管理者过度自信指标滞后一期。由于管理者当期的过度自信心理行为可能会影响下一期的股利分配决策，因此将管理者过度自信指标滞后一期，再对上述两个模型重新进行检验。由此，全样本减少为3262个，管理者过度自信样本443个。回归分析结果见表6：

管理者过度自信与支付意愿、股利支付水平的系数均为正，且在5%的水平上显著，与上述研究结论一致，即过度自信的管理者更倾向于发放现金股利，股利支付水平更高。
2. 替换管理者过度自信衡量标准，并加入行业控制变量。以并购频率作为衡量管理者是否过度自信的标准，若上市公司在三年内成功发起五次及五次以上并购交易，则认为其管理者是过度自信的；否则，则认为其管理者为非过度自信。并对并购交易全样本进行了以下筛选：剔除关联交易以及交易地位为非买方、选择买方支出大于1000万元的并购交易。同时，由于行业可能是上市公司股利政策的重要影响因素，因此加入行业控制变量，将全行业以制造业（Ind）进行划分，若为制造业，则Ind取值为1；否则，取值为0。最终得到全样本4132个，管理者过度自信样本230个。回归分析结果见表7，管理者过度自信与支付意愿、现金股利支付率均显著正相关，与上述研究结论一致。
五、结论
本文以沪深A股上市公司2010 ~ 2014年相关数据为样本，分别运用Logit、Tobit模型研究了管理者过度自信对上市公司现金股利政策两方面的影响。结果显示：①管理者过度自信与现金股利支付意愿显著正相关，即与非过度自信的管理者相比，过度自信的管理者更倾向于发放股利；②管理者过度自信与股利支付率显著正相关，即与非过度自信的管理者相比，过度自信的管理者倾向于支付更多的现金股利。
本文研究得到的上述结论，可能有以下原因：
一是过度自信的管理者对其自身经营能力有较强的乐观估计，支付更多的现金股利可以释放公司经营业绩优良的信号，刺激股价上涨，吸引更多的投资者，为今后投资项目所需外源融资做充分准备。股权分置改革完成以后，随着“大小非”大量解禁，股票市场流通性的提高，管理者较股改前更加注重公司业绩和股价，更加关注投资者对股利政策的反应，这一原因显得尤为重要。
二是本文研究年度为2010 ~ 2014年，中国证监会发布的两个重要规定对上市公司在此年度区间的股利政策产生了重大影响。中国证监会于2008年10月9日发布的《关于修改上市公司现金分红若干规定的决定》明确规定：“公司应当在章程中明确现金分红政策，利润分配政策应保持连续性和稳定性……上市公司可以进行中期现金分红。”同时，将2006年5月6日发布的《上市公司证券发行管理办法》中公开发行证券的条件之一“最近三年以现金或股票方式累计分配的利润不少于最近三年实现的年均可分配利润的百分之二十”修改为“最近三年以现金方式累计分配的利润不少于最近三年实现的年均可分配利润的百分之三十”。新规定将再融资标准由最近三年实现的年均可分配利润的百分之二十提高到百分之三十，且分配方式不再包括股票股利，只能以现金股利方式分配利润，高度强化了现金股利分配方式的地位。2013年12月02日证监会发布了《上市公司监管指引第3号——上市公司现金分红》，再次强调现金分红的规范性和透明度。指引要求“上市公司应当在章程中明确现金分红相对于股票股利在利润分配方式中的优先顺序”。同时，指引按公司所处发展阶段、有无重大资金支出安排，对现金分红在利润分配中所占最低比例做出了强制性规定。现金分红监管中上市公司违规情形将记入其诚信档案，其诚信状况将被纳入再融资、资产重组时的重点审核范围。因此，过度自信的管理者为提升股价且更倾向于发放股利。受上述两项规定的影响，上市公司为获得再融资资格，不得不提高现金股利支付水平。

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