监管环境、公允价值计量与现金股利_公允价值论文

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      我国上市公司现金分红因受到经济、体制、环境等多方面影响,存在现金分红高度集中于少数优质公司、分红的连续性和稳定性不足、分红回报方式和结构较为单一等不合理现象。为进一步规范上市公司股利政策、增强现金分红透明度、保护投资者利益,近年来,我国颁布了一系列“分红新政”。2012年5月4日中国证监会发布《关于进一步落实上市公司现金分红有关事项的通知》,要求上市公司披露公司是否有未来3年具体利润分配计划等信息。随后的2013年初,上海证券交易所制定了《上海证券交易所上市公司现金分红指引》。2013年11月30日,为进一步推进现金分红工作,切实维护投资者合法权益,中国证监会结合监管实践发布了《上市公司监管指引第3号——上市公司现金分红》,要求上市公司严格执行公司章程的规定,健全现金分红制度,保持现金分红政策的一致性、合理性和稳定性,保证现金分红信息披露的真实性。随着各项“分红新政”的推进,我国上市公司现金分红的稳定性、持续性有所改善。

      毫无疑问,现金分红政策的完善与规范有利于增强投资者的信心,优化资本市场资源配置的效率。在广泛采用公允价值计量的后金融危机时代,作为股利政策决定因素的会计盈余受公允价值计量的影响存在较大的不确定性和非持续性。那么,公司在制定股利政策时,是否合理区分和正确对待计入会计盈余而没有现金流支撑的公允价值变动损益,从而影响公司现金分红?我国上市公司面临的监管环境存在很大差异,严格的监管是否有效遏制了上市公司利用非持续性的公允价值变动损益发放更多的现金股利,从而能够更好地保护中小投资者利益?这是本文主要探讨的问题。

      本文的监管环境包括三个层面的含义,一是2012年以来一系列“分红新政”的出台导致公司制定股利政策所处的制度环境更加具体和规范,股利分配决定性因素的会计盈余用于利润分配受到严格限制,这可能会影响管理层对公允价值变动损益的态度和运用;二是金融保险行业相对于其他行业所面临的更为严格的监管,特别是2012年商业银行公允价值估值操作指南的发布,对金融资产计量的约束条件变得更加苛刻,这可能会影响管理层对公允价值计量的估计和判断;三是境外上市的企业受到更为严格的监管制度的约束,这可能会促使管理层进一步完善公司治理机制,对会计要素公允价值的确认与计量更加谨慎。监管环境、公允价值计量与现金股利三者的关联研究,无论对于考察会计的投资者保护作用,还是对于分析公允价值计量的经济后果、完善公允价值计量准则,均具有重要意义。

      本文后续内容如下,第二部分为文献回顾与假设推导;第三部分为变量选取与模型设计;第四部分为实证结果及分析;第五部分为研究结论与启示。

      二、文献回顾与假设推导

      (一)公允价值计量与现金股利

      自Black(1976)提出公司股利行为的“股利之谜”后,很多学者用信号传递理论、代理理论、迎合理论和利益输送假说来分析现金股利的选择动因。[1]但无论如何解释现金股利,会计盈余始终是股利分配的决定性因素。经验证据表明,盈利能力,特别是净资产收益率、每股收益等指标与现金股利显著正相关。然而,不同性质的会计盈余部分组成会引起股利政策的决策差异,盈余中的持续性损益才是股利分配的主导性因素(DeAngelo等,2008;Jagannathan等,2000),[2-3]公司一般不情愿将暂时性损益作为分红的基础。Li(2010)认为,将暂时性损益包含在盈余中会降低债务契约的效率,甚至会导致债务契约双方不再以会计收益来衡量契约的履行。[4]反过来,经验证据也证实了分红公司具有更多持续性的盈余(Skinner和Soltes,2011)和高现金流量(Guay和Harford,2000)。[5-6]公允价值变动损益反映的是企业交易性金融资产、交易性金融负债、衍生工具、套期保值业务以及采用公允价值模式计量的投资性房地产等公允价值变动(增值或贬值)形成的计入当期损益的利得或损失。公允价值变动损益从性质上来看是一种未实现的暂时性损益,因此,从理论上讲,公允价值变动损益与现金股利之间应不存在相关关系或呈微弱的正相关关系。

      Lintner(1956)对股利政策行为的开创性研究表明,公司一般会保持一个长期稳定的目标股利支付率,而股利的实际支付水平则以目标股利支付率为基础,根据公司未来的净收益水平予以适当调整。[7]然而,Goncharov和Van Triest(2011)以2003~2006年俄罗斯4424家上市公司为样本,运用Lintner(1956)经典的股利分配行为模型实证分析发现,在控制了当期和前期未经公允价值变动调整的净利润等变量后,正向的公允价值变动损益调整与现金股利存在显著的负相关关系。[8,7]他们给出的解释是管理层机会主义地将公允价值变动调整作为较低的股利支付率的说辞。因为相对于外部投资者来说,管理层倾向于利用手中的特权“霸占”留存收益为自己谋利,但不支付股利或股利支付率低于市场预期又会导致负的市场反应和公司声誉的减损(Brav等,2005),[9]此时,管理层出于谨慎性的考虑,会声称会计盈余中包含未实现的暂时性损益,而将正向的公允价值变动调整作为较低股利支付率的借口。这一解释立足于俄罗斯较好的投资者保护制度环境,并以公司保持相对稳定的股利政策为提前,而我国上市公司的股利政策极为不稳定,股市“同股同权不同价”的特殊现象可能导致现金股利存在“隧道效应”,公允价值计量与现金股利的关系将更为复杂。基于以上的分析,考虑到我国目前所处的新兴市场经济环境和上市公司的股权结构,我们提出以下假设。

      假设1.1:扣除公允价值变动损益后的会计盈余与上市公司是否支付现金股利及其支付水平显著正相关。

      假设1.2:向上的公允价值变动损益对是否发放以及发放多少现金股利不具有显著的解释能力。

      有人认为,我国上市公司特殊的股权结构导致其现金股利行为成为“谜中之谜”(黄娟娟和沈艺峰,2007)。[10]我们认为,考虑到会计盈余中的公允价值变动损益对股利政策的影响,现阶段我国上市公司的现金股利行为则更加“扑朔迷离”。公允价值变动损益的暂时性调整会引起会计盈余过多的波动(Penman,2003;Plantin等,2008)。[11-12]投资者倘若不能正确地识别盈余的组成要素并对其恰当评估,公允价值变动损益则可能成为“噪音”并对决策造成阻碍(Hung和Subramanyam,2007)。[13]如果上市公司由大股东及其管理层控制,他们会尽可能少分配现金股利,以便利用掌握“自由现金流”的机会为自身谋利,现金股利分配可能成为大股东迅速回收投资的手段(Shleifer和Wolfenzon,2002)。[14]我国上市公司股权集中度相对较高,大股东可能利用这一噪音通过发放现金股利侵占中小股东的利益,股权集中度高的公司越可能支付更多的股利(杨汉明,2008)。[15]红旗(2001)指出,在我国特殊的股权结构下,控股股东存在从上市公司转移现金的动机,并且控股比例越大,以现金股利方式进行利益输送的可能性越大。[16]陈信元等(2003)基于案例研究发现,现金股利可能是大股东转移资金的工具,没有反映中小投资者的利益与愿望。[17]利用公允价值变动损益调增会计盈余进而分派现金股利,可能成为上市公司大股东损害外部投资者利益的手段。娄芳等(2010)考察了会计准则(2006年)变动对现金股利与盈余关系的影响,研究发现虽然总体上我国上市公司不以公允价值变动损益这部分持有得利作为现金股利决策的依据,但相对于股权分散的公司,股权集中的公司则会以这部分收益为依据,反映出其通过现金股利进行“利益输送”的动机。[18]然而,他们以2005~2007年的上市公司为研究样本,确认公允价值变动损益的上市公司并不多见,而且此时股权分置改革刚刚开始,监管环境的差异没有被完全考虑。基于以上制度分析和经验证据,为了得出更长时间跨度、更加稳健的结论,我们提出假设2。

      假设2:股权集中度越高,控股股东越有可能利用现金股利进行“利益输送”,第一大股东持股比例与现金股利呈正相关关系。

      (二)监管环境与公允价值计量

      公允价值计量因其潜在的“传染性”很容易引发顺周期效应,导致会计失去其作为公司业绩指示器的作用,沦为金融危机的“加速器”。这种传染性首先来自公允价值计量所引起的会计盈余波动,进而影响市场波动(Hodder等,2006),并且市场波动率在市场波动期比在平稳期更加明显(胡奕明和刘奕均,2012)。[19-20]Barth(2004)进一步将采用公允价值计量后的市场波动分解为三种类型:内在波动(Inherent Volatility)、估计误差波动(Estimation Error Volatility)和混合计量波动(Mixed-Measurement Volatility),[21]前者由企业经营环境所致,应当在财务报表中反映;而后两者由于第二、第三级次的公允价值计量的估计和判断引起,属于人为的主观波动,因此,对公允价值计量的监管成为必要,准则制定机构应当通过提供计量指引加以引导和规范。

      对于金融业来说,以公允价值计量的金融资产的未实现收益会引起收益的波动,而且较小的支付危机很可能被无限放大而酿成金融动荡。虽然公允价值计量与披露可以缓解投资者与银行之间的信息不对称,增强银行资产的流动性,但是受“顺周期效应”的影响,商业银行采用公允价值计量会加剧银行收益的波动性、影响资本充足要求和合约现金流。除此之外,公允价值计量的运用还会导致银行风险特征发生改变。Bhat(2008)研究发现,美国商业银行公允价值损益的方差与利息风险、信贷风险和衍生品风险的披露水平正相关。[22]Allen和Carletti(2008)发现银行和保险业采用“盯市会计”不仅会导致风险在不同金融机构间发生传染,而且引起风险在不同市场之间传播。[23]如果银行负债率较高,公允价值计量则会强化负债的道德风险,商业银行会采取更多的风险转移行为,更频繁地违反资本监管要求(Bernard等,1995),[24]从而诱发监管机构强化对银行会计行为的监管。

      众所周知,金融保险行业相对于其他行业面临的监管更为严格。金融类上市公司的业务范围严格受制于分业监管制度的规定,银行等金融机构有最低资本充足率和核心资本充足率的要求。次贷金融危机后,美国通过《多德—弗兰克华尔街改革和消费者保护法》,加强了对金融机构的监管,各国纷纷效仿。在金融市场创新产品、创新业务层出不穷的今天,金融行业面临的风险越来越大,金融保险类上市公司受到的监管也越来越严格。由于交易性金融工具公允价值变动损益属于未实现损益,具有不确定性,在现阶段金融机构并没有将其纳入到资本充足率中。中国银监会规定,“交易性金融工具公允价值变动未实现部分累计额为净利得的,该净利得在考虑税收影响后从核心资本中扣除,并计入到附属资本中;公允价值变动未实现部分累计额为净损失的,该净损失的确认符合审慎性原则,不作调整”①。如果监管机构将公允价值计量所引起的损益调整纳入到资本充足率中,那么,投资者可能意识到银行资本与收益波动性的增加是银行向资本市场传递增量风险的信号。所以,公允价值会计的确会增加银行的监管风险。

      金融类上市公司与非金融类上公司在公允价值的确认与计量方面存在行为差异。金融类上市公司按会计准则的要求分三个级次确定公允价值的输入值,对公允价值资产与负债进行分层计量,涉及的职业判断更多,管理层的自由裁量权更大。为了提高商业银行金融工具公允价值估值的可靠性和可比性,中国银监会于2010年12月3日发布了《商业银行金融工具公允价值估值监管指引》,为金融类上市公司运用公允价值计量提供了原则性规范与指导。随后,中国银监会财务会计部在2012年初发布《商业银行债券公允价值估值操作指南》和《商业银行权益工具公允价值估值操作指南》,为商业银行运用公允价值计量提供了切实有效的指导。相对于非银行金融机构,金融类上市公司由于面临更为严格的监管,对现金股利的支付更为谨慎,公允价值变动损益对现金股利支付的影响程度会更低。因此,我们提出本文的第三个假设。

      假设3:对于金融保险业上市公司来说,由于面临着更为严格的监管,公允价值计量引起的未实现损益被用于股利分配会受到限制。

      2012年5月4日,中国证监会发布《关于进一步落实上市公司现金分红有关事项的通知》(以下简称《通知》),要求拟上市公司和已上市公司强化回报股东的意识,制定明确的回报规划,包括现金回报方案和分配决策机制。《通知》规定,公司应建立健全“董事会、股东大会对利润分配尤其是现金分红事项的决策程序和机制,对既定利润分配政策尤其是现金分红政策作出调整的具体条件、决策程序和机制,以及为充分听取独立董事和中小股东意见所采取的措施”。由此可见,自2012年以后,我国对上市公司股利政策的监管力度越来越大,上市公司的股利政策会更加理性,发放现金股利的决策依据会更加合理。因此,我们提出本文的第四个假设。

      假设4:2012年以后上市公司由于受到“分红新政”的影响,现金股利较2007年至2011年显著增加。

      最后,近年来许多国内上市公司同时在香港或美国资本市场发行股票,相对于内地资本市场而言,境外特别是美国对上市公司监管的法律体系更为完善、监管水平更高。境外上市实质上是“租用”了发达证券市场的法律体系和制度设施,严格的监管会促使这些上市公司提升公司治理水平(Doidge,2004),加强对投资者的保护(Reese和Weisbach,2002),其股利政策会更加理性和规范,更不会利用公允价值变动损益进行现金分红。[25-26]因此,我们提出本文的第五个假设。

      假设5:由于受到境外资本市场严格的监管,国内在境外上市的企业,其公允价值变动损益被作为现金分红借口的可能性更小。

      三、数据、变量与模型

      (一)数据来源与样本选择

      本文主要研究在不同监管环境下,公允价值计量对现金股利的影响,由于我国上市公司绝大多数每年末分红一次,极少数中期分红,因此本文研究样本为2007年至2013年年报利润表中“公允价值变动收益”项目大于零的A股上市公司,从而构成面板数据,这可以从技术上有效减少解释变量之间的多重共线性。公允价值变动损益对当期净利润有一定的影响,如表1所示,从“公允价值变动损益”的绝对值占“净利润”的比重来看,由于受美国次贷金融危机的影响,2008年这一数值为8.17%,除此之外的2007年至2013年为1%~3%。

      

      本文相关数据来源于国泰安数据库(CSMAR)和中国经济金融数据库(CCER)。在样本选取时,我们剔除了ST、*ST、PT类以及相关数据不完整上市公司,并对离群数据进行了缩尾(Winsor)处理,最终样本量见各回归结果表格。相关数据计算和检验处理的软件为Stata12.0。

      (二)变量含义与模型设计

      我们借鉴Lintner(1956)、Goncharov和Van Triest(2011;2014)等对股利行为的研究成果设计Logistic和OLS两类多元回归模型进行分析。[7,8,27]

      1.被解释变量:(1)是否分配现金股利(DIVP),分配现金股利时取1,否则取0。(2)每股现金股利(CD),以税前现金股利除以股本总数表示。

      2.解释变量:(1)公允价值计量(FV),以利润表中“公允价值变动收益”项目除以股本总数表示。上市公司采用公允价值计量属性对交易性金融资产、投资性房地产、债务重组、非货币交换等进行计量,将其公允价值变动导致的利得或损失确认为当期损益,并在利润表“公允价值变动收益”项目中反映。而对于可供出售金融资产的公允价值与账面价值之间的差额则直接计入资产负债表的所有者权益中。由于利润表的盈余信息含量更大,且受到的关注更多,与投资者的决策更相关,因此,本文以利润表中公允价值变动损益除以股本总数作为主要解释变量。(2)扣除公允价值变动后的损益(N_FV),以利润表中“净利润”减去“公允价值变动损益”项目除以股本总数表示。多数经验研究表明,企业的盈利能力是影响企业股利分配的最主要因素。DeAngelo等(2004)指出,分红决策受到决策当年的净收益的影响。[28]国内实证研究(任有泉,2006)发现,盈利能力较强的公司倾向于更多的分红,股利支付取决于上年股利,但更多的是当年盈余。[29]

      3.控制变量:借鉴已有股利行为的相关研究成果将对现金股利可能产生影响的相关因素作为控制变量。(1)现金持有量(CASH),以资产负债表中“货币资金”项目除以总资产表示。公司货币资金是分配现金股利的基础和来源,该变量回归系数的预期符号为正。(2)财务杠杆(LEV),即资产负债率。资产负债率反映长期偿债能力,该指标越高,公司发放的现金股利就越少,该变量回归系数的预期符号为负。(3)第一大股东持股比例(FIRST),用第一大股东持股数除以总股本数计算,这一指标代表了股权集中度。经验研究表明,合理的股权结构可以有效地保护中小投资者的利益。控股股东可能会利用其实际控制权以牺牲中小股东的利益为代价实现自身利益最大化。第一大股东持股比例越高,上市公司越有可能发放更多的现金股利来实现第一大股东的“利益输送”。(4)实际控制人性质(STATE),为虚拟变量,当上市公司实际控制人为国有性质时取1,否则取0。控股股东对股利政策的影响较大,国有性质控股的公司更倾向于发放现金股利(黄娟娟和沈艺峰,2007)。[10]但也有学者指出,国有与非国有控股在现金股利上没有区别,甚至国有控股公司代理问题更严重,两者存在负相关关系。因此,实际控制人性质(STATE)回归系数的符号待定。

      4.监管环境变量:(1)监管差异(SUPV),为虚拟变量,自2012年5月4日发布《关于进一步落实上市公司现金分红有关事项的通知》后,中国证监会对上市公司股利政策的监管力度更大,当样本属于2012年或2013年时取1,否则取0。(2)境外上市(H股和B股),为虚拟变量,当国内上市公司同时在香港或海外上市时,变量H和B取1,否则取0。(3)金融保险行业(FINAC),为虚拟变量,当样本属于金融保险行业时取1,否则取0。我们通过这些变量与公允价值变动损益(FV)的交互项来考察不同监管环境下,上市公司公允价值变动损益对现金股利的影响是否存在显著差异。若该交互项的估值系数显著为负,则表明,相对而言,当上市公司面临更为严格的监管时,公允价值变动损益对现金股利的影响程度更低。各变量名称及定义如表2所示。

      

      为了避免虚拟变量STATE(实际控制人性质)与FV×STATE(公允价值变动损益与实际控制人性质的交互项)的多重共性线,以及虚拟变量FINAC(金融行业)与FV×FINAC(公允价值变动损益与金融行业的交互项)的多重共性线,我们只将FV×STATE(公允价值变动损益与实际控制人性质的交互项)、FV×FINAC(公允价值变动损益与金融行业的交互项)和FV×FIRST(公允价值变动损益与第一大股东持股比例的交互项)放入回归模型,而剔除STATE(实际控制人性质)和FINAC(金融保险行业)。由于第一大股东对股利政策拥有绝对的控制权,控股股东是否利用公允价值变动损益对利润进行调整进而发放现金股利有待于实证检验,也就是说,公允价值变动损益与第一大股东持股比例交互项(FV×FIRST)回归系数的显著性待定。同理,对于香港上市(H)和海外上市(B)亦是如此。

      我们采用Logistic回归考察是否分配现金股利的决策,模型(1-1)为不考虑监管环境影响的最基本模型,而模型(1-2)为考虑监管环境及相关交互项的情形。

      

      其中,SupvEn为监管环境变量,分别采用FINAC、SUPV、H和B替代;Controls为控制变量,具体涵盖的变量详见各回归模型,下同。

      在分配现金股利的样本中,我们采用OLS回归考察分配多少现金股利的决策,模型(2-1)为不考虑监管环境影响的最基本模型,而模型(2-2)为考虑监管环境及相关交互项的情形。

      

      四、实证结果分析

      (一)面板数据多元回归分析

      1.假设1的检验

      从表3和表4来看,不论在是否分配股利的逻辑回归模型(1)~(3),还是向上公允价值变动调整的OLS回归模型(4)~(6),扣除公允价值变动损益后净损益(N_FV)与现金股利均在1%的水平上显著为正,这表明经常性会计盈余是决定公司是否以及发放多少现金股利的主要因素,假设1.1得到验证。但是向上的每股公允价值变动损益(FV)与每股现金股利(CD)之间也在1%的显著性水平呈正相关关系,这意味着公允价值计量对净利润的影响越大,公司越倾向于发放更多的现金股利,这与假设1.2即我们的预期不符,也与Goncharov和van Triest(2011)的结论截然不同。[8]这说明在投资者保护较弱、法律制度不太健全的新兴市场,我国上市公司没有合理区分经常性盈余和非经常性盈余对股利政策的影响,没有正确认识和对待公允价值变动损益调整的效用,公允价值计量可能沦为“利益输送”的工具。

      

      其他变量的相关性与已有研究结论基本一致。现金持有量(CASH)与是否以及发放多少现金股利显著正相关,财务杠杆(LEV)与是否以及发放多少现金股利显著负相关。

      2.假设2的检验

      从表4中的模型(4)~(6)来看,第一大股东持股比例(FIRST)与现金股利呈正相关关系,特别是在模型(6)中,第一大股东持股比例对现金分红的影响在1%的水平上显著为正,也就是说,随着第一大股东持股比例的提高,公司倾向于发放现金股利,这与大多数研究结果一致,表明在我国特有的股权结构下,上市公司现金分红存在“隧道效应”。公允价值变动损益与第一大股东持股比例的交互项(FV×FIRST)的回归系数(-0.0108)显著为负,但其绝对值远小于公允价值变动损益(FV)的回归系数(0.7337),说明第一大股东对股利政策拥有绝对的控制权,通过公允价值变动损益对利润进行调整,进而发放现金股利受到了一定的限制。这样,假设2得到验证。

      更进一步,我们按第一大股东持股比例的均值将上市公司分类为股权分散(FIRST≤40%)和股权集中(FIRST>40%)两类,多元回归结果如表5所示。无论在是否分配股利模型(8),还是在分配多少股利模型(10),股权集中公司向上的公允价值变动调整与是否分配以及分配多少现金股利显著正相关,并且FV×FIRST系数显著为负,而在是否分配股利的模型(7)和分配多少股利的模型(9)中,股权分散公司这一关系并不显著。

      

      3.假设3的检验

      在是否分配现金股利的模型(2)中,金融保险行业(FINAC)回归系数显著为正,表明金融保险行业比较倾向于发放现金股利。在分配多少现金模型(5)中,金融保险行业(FINAC)回归系数为正,但并不显著,表明当盈余中有暂时性损益的正项调整时,金融保险行业相对于其他行业会发放更多的现金股利。从模型(6)来看,向上的公允价值变动调整(FV>0)与金融保险行业的交互项(FV×FINAC)系数(-0.5136)在1%的水平上显著为负。这表明不同监管环境下,公允价值计量对现金股利政策的影响程度不同,相对于非银行金融机构,面临更为严格监管的商业银行对现金股利的支付更为谨慎。因此,对金融机构的严格监管可以有效遏制金融机构利用公允价值变动利得(FV>0)而多派发现金股利。假设3得到了验证。

      更进一步,我们按实际控制人性质将上市公司分为国有与非国有两类,回归结果如表6所示。不论实际控制人性质为国有还是非国有的上市公司,向上的每股公允价值变动损益(FV)与每股现金股利(CD)之间均显著正相关。但是对于国有性质的金融公司来说,在是否分配股利的模型(12)中,FV×FINAC项回归系数在5%的水平上显著为负,在分配多少股利的模型(14)中,其回归系数在1%的水平上显著为负,这意味着监管环境与监管力度的差异进一步限制了国有金融上市公司利用公允价值变动损益多派发现金股利。这也进一步支持了假设3。

      此外,从按第一大股东持股比例分类的多元回归结果(表5)来看,虽然股权分散公司向上的公允价值变动调整与现金股利显著正相关,但FV×FINAC项的回归系数显著为负,特别是在分配多少股利的股权集中公司即模型(10)中尤为明显,这表明对金融保险行业公允价值计量的监管发挥了效用。

      

      4.假设4的检验

      监管差异(SUPV)在是否分配股利的逻辑回归模型(1)~(3)以及向上公允价值变动调整的OLS回归模型(4)~(6)中均显著为正。如表5所示,在按第一大股东持股比例分类回归模型(7)~(10)以及按实际控制人性质分类的回归模型(11)~(14)中亦是如此。所有这些均表明,2012年以后我国上市公司现金分红较之前的2007年至2011年显著增加,证监会自2012年以来颁布的一系列“分红新政”实施效果明显。这一论断有力地支持了本文的假设4。

      5.假设5的检验

      FV×B项的系数不论在是否分配现金股利模型,还是在分配多少现金股利模型(4)~(6)中均显著负相关;在国有公司即模型(14)和非国有公司即模型(13)中显著负相关。在上述模型中FV×H项的系数并不显著,这表明香港地区的公司治理环境与海外存在一定差异,境外上市特别是发行B股的上市公司其治理机制更为完善。境外更严格的监管环境通过治理机制有效遏制了上市公司利用公允价值变动损益进行现金分红。因此,假设5得到了验证。

      (二)稳健性测试

      为了使本文的研究结果更具稳健性,我们分别采用资产总额平减公允价值变动损益、公允价值变动损益取绝对值的自然对数代替前述解释变量每股公允价值变动损益,采用第一大股东持股比例与第二大股东持股比例差、前五大股东的持股比例替换文中的第一大股东持股比例来衡量股权集中度,以及采用国泰安数据库(CSMAR)中的税后每股现金股利替代被解释变量,最终的结果没有实质性变化。此外,我们还假设忽略监管政策这一环境变化的差异,将模型中的SUPV变量(监管差异)剔除进行回归分析,最终回归结果也没有实质性变化,限于篇幅我们没有报告。

      五、结论与启示

      本文选取2007年至2013年我国A股上市公司面板数据,分析监管环境的差异对公允价值计量与现金股利之间关系的影响,探讨加强对公允价值计量的监管是否能够有效遏制控股股东利用公允价值变动损益多派发现金股利这一“利益输送”行为,从而保护中小投资者利益。本文得出以下结论:(1)在控制了现金持有量、杠杆水平和股权集中度等因素后,向上的每股公允价值损益调整与是否发放以及发放多少现金股利显著正相关。(2)不同监管环境下,公允价值计量对现金股利政策的影响程度不同,相对于非银行金融机构,面临更为严格监管的商业银行对现金股利的支付更为谨慎。(3)随着第一大股东持股比例的提高,公司倾向于发放现金股利。第一大股东对股利政策拥有绝对的控制权,虽然通过公允价值变动损益对利润进行调整进而发放现金股利受到了一定的限制,大股东仍然存在利用公允价值调整来增加会计盈余、增发现金股利侵占中小股东利益的行为。(4)证监会自2012年以来颁布的一系列“分红新政”实施效果明显,我国上市公司现金分红较之前有所增加。(5)实际控制人的国有性质与非国有性质的差别并不影响公允价值变动损益对现金股利的解释能力。特别地,对于国有性质的金融上市公司来说,监管环境与监管力度的差异进一步限制了该类公司利用公允价值变动损益多派发现金股利。(6)境外较完善的监管制度和较高的监管水平通过公司治理机制有效遏制了在境外融资的中国上市公司利用公允价值损益调整进行分红。

      本文的研究结论无论对分析公允价值计量的经济后果,还是加强对投资者的保护均具有重要意义。对金融机构的严格监管可以有效遏制金融机构利用公允价值变动损益的增加而多派发现金股利。基于境外上市和减少“一股独大”的分析视角,积极完善公司治理结构可以防止控股股东利用公允价值计量侵占中小投资者的利益。公允价值计量的可靠性需要技术和制度的双重机制来保障。在我国目前的新兴市场经济环境下,迫切需要为公允价值计量的运用和推广提供应用指南。由于管理层对公允价值计量会计政策的选择具有较高的自由裁量权,因此,应加强对公允价值计量的监管,有必要针对金融保险、房地产等特殊行业制订和完善公允价值计量规范。

      ①详见2007年11月10日银监发[2007]82号《中国银监会关于银行业金融机构执行〈企业会计准则〉后计算资本充足率有关问题的通知》。

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监管环境、公允价值计量与现金股利_公允价值论文
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