*机构投资者异质性与中国上市公司股利政策 魏志华 李常青 （厦门大学管理学院，福建 厦门 361005） 摘要：以2004~2008年度中国A股1378家上市公司为样本，本文较为深入地考察了机构投资者异质性与公司股利政策的关系。实证结果表明：第一，机构投资者对上市公司股利决策具有重要的影响力，上期机构投资者持股比例对当期上市公司股利（现金股利）支付意愿和支付水平具有显著正向影响。第二，机构投资者偏好具有积极股利政策的上市公司，机构投资者上期股利（现金股利）支付意愿和支付水平对当期机构投资者持股比例具有显著的解释力。第三，我国机构投资者在股利政策方面异质性并不明显，不同类型的机构投资者对于上市公司股利政策大多具有显著的正向影响，而且同时也受到公司股利政策的吸引来构建投资组合。进一步的研究还发现，我国机构投资者可能将股利政策视为上市公司传递的一种“信号”而进行投资决策。 关键词：机构投资者；股利政策；异质性 JEL分类: G20 G35 The Heterogeneity of Institutional Investors and Dividend Policy of Chinese Listed Companies WEI Zhi-hua LI Chang-qing (School of Management, Xiamen University, Xiamen 361005) Abstract：Using a sample of 1378 Chinese A-share listed companies between 2004 and 2008, this paper empirically tests the relationship between the heterogeneity of institutional investors and listed companies’ dividend policy. The results show that, (1) the institutional investors have important impacts on dividend policy of companies; (2) the institutional investors perfer companies with higher dividend payout possibility and ratio; (3) the heterogeneity of institutional investors is not obvious for the dividend policy. We also find that institutional investors in China take the dividend policy as a “signal” sent by companies and thus conduct their investment decisions. Keywords：institutional investor; dividend policy; heterogeneity JEL classification: D18 G35 K32 作者简介与联系方式： 魏志华（1983-），男，江西安远人，厦门大学管理学院博士生。 Email：finjoy@ TEL.：13779959554 Add.：厦门大学1909信箱 （361005） 李常青（1968-），男，安徽太湖人，厦门大学管理学院教授、博士生导师、MBA中心主任。 Email：lichangqing68@ （全文字数：约18000字） * 本文受国家自然科学基金(G0205-70572092)、教育部人文社会科学重点研究基地基金(07JJD630009)、教育部新世纪优秀人才支持计划(NCET-06-0565)的资助。 第 1 页 共 29 页
机构投资者异质性与中国上市公司股利政策 摘要：以2004~2008年度中国A股1378家上市公司为样本，本文较为深入地考察了机构投资者异质性与公司股利政策的关系。实证结果表明：第一，机构投资者对上市公司股利决策具有重要的影响力，上期机构投资者持股比例对当期上市公司股利（现金股利）支付意愿和支付水平具有显著正向影响。第二，机构投资者偏好具有积极股利政策的上市公司，机构投资者上期股利（现金股利）支付意愿和支付水平对当期机构投资者持股比例具有显著的解释力。第三，我国机构投资者在股利政策方面异质性并不明显，不同类型的机构投资者对于上市公司股利政策大多具有显著的正向影响，而且同时也受到公司股利政策的吸引来构建投资组合。进一步的研究还发现，我国机构投资者可能将股利政策视为上市公司传递的一种“信号”而进行投资决策。 关键词：机构投资者；股利政策；异质性 JEL分类: G20 G35 一、引言 无论是在发达国家还是新兴市场，机构投资者正日益成为各国证券市场拼图中不可或缺的一角。在美国，机构投资者已成为主要的投资者类型，机构投资者拥有的公司股权比例从1950年的7%飙升到2004年末的51%（Chen et al., 2007）。而在大洋彼岸的中国证券市场，随①着中国证监会超常规发展机构投资者的战略的指引，机构投资者也逐渐崛起并开始扮演着②举足轻重的角色，近年来机构投资者进入十大股东的现象已经十分常见，对公司治理逐渐发挥着积极的作用（吴晓晖和姜彦福，2006）。正因为机构投资者占据着越来越重要的地位，学术界对于机构投资者的研究热情从未消减（Coffee, 1991; Black, 1992; Smith, 1996; Del Guercio and Hawkins, 1999; Gillan and Starks, 2001; Grinstein and Michaely, 2005; Chen et al., 2007; Cheng et al., 2009）。机构投资者如何影响公司财务决策进而影响公司价值，已成为近年来学术界与实务界备受关注的热点问题（Grinstein and Michaely, 2005）。 随着机构投资者的日益发展壮大，在“新兴加转型”的中国资本市场中，机构投资者是否会影响公司决策、发挥公司治理作用也备受关注。在本文中，我们试图考察上述问题的一个方面，即机构投资者与上市公司股利政策的关系。具体而言，中国机构投资者是否会对上 ① 参见新华社2001年3月25日电“中国证监会表示，将超常规发展机构投资者”。 ② 《上海证券报》2009年9月25日题为“超常规发展，机构投资者成证券市场主导力量”的报道称：“截至2009年7月底，各类机构持股市值占流通市值的比重超过六成，机构投资者成为证券市场主导力量。……截至2009年7月底，107家证券公司总资产万亿元，净资本3322亿元，管理客户资产万亿元，1-7月证券公司累计实现净利润578亿元；截至7月底，61家基金管理公司共管理502只基金，基金总份额万亿份，基金净值万亿元。” 第 2 页 共 29 页
市公司股利政策产生影响？机构投资者是否会根据公司股利政策构建投资组合？进一步地，异质性机构投资者是否具有不同的影响力和股利政策偏好？我们试图围绕上述问题展开研究，深入剖析我国不同类型机构投资者的股利政策偏好差异及其影响力的差异。本文的研究对于增进对我国不同类型机构投资者投资决策和治理效应的理解、丰富和拓展股利政策研究具有重要的意义。同时，本文首次考察了我国机构投资者异质性与上市公司股利政策之间的关系，这为监管部门制定机构投资者发展战略提供了一定的实证依据。 本文其余部分的结构安排如下：第二部分是文献回顾并提出本文的研究假设；第三部分是研究设计；第四部分是实证结果与分析；最后是研究结论与启示。 二、理论分析与研究假设 1.机构投资者与上市公司股利政策 （1）机构投资者监督与公司股利政策 长期以来，机构投资者被认为是证券市场主导力量。机构投资者对于提高证券市场体系的运行效率、遏制投机和稳定资本市场波动发挥了重要作用。同时，在成熟资本市场中，机构投资者监督往往能对其所投资公司的公司治理施加重要影响，成为解决公司治理问题的可靠机制（Black, 1992）。与个人投资者相比，机构投资者对上市公司具有更强的监督动力而且具有更大的信息优势，使得其可以扮演有力监督角色。一方面，机构投资者持股比例要大大高于个人投资者，更大的收益要求权使得机构投资者更有动力来监管公司的行为和绩效，并且拥有较高比例的投票权也可以确保其实现有效的监督（Grossman and Hart, 1980; Shleifer and Vishny, 1986）。另一方面，机构投资者拥有更多的渠道收集信息，甚至可以获得个人投资者难以获取的私有信息（Michaely and Shaw, 1994），加之机构投资者具备更强的专业①分析能力、更多的资源，因而机构投资者往往比个人投资者具有更大的信息优势，可以更有效地实现对公司的监督。一些实证研究显示，机构投资者监督对公司绩效有显著的正向影响。McConnell and Servaes（1990）发现，机构投资者持股比例与公司Tobin’ Q值显著正相关。类似地，Nesbitt（1994）、Smith（1996）以及Del Guercio and Hawkins（1999）采用不同的公司绩效指标都证实，机构投资者持股与公司绩效的正相关关系。最近，Elyasiani and Jia（2009）、Bhattacharya and Graham（2009）对美国和芬兰的研究都显示，机构持股比例与 ① 最近Cheng et al.（2009）还证实，证券诉讼也是机构投资者对上市公司进行监督的重要手段之一。他们发现，机构投资者作为证券集体诉讼原告的领导者时，相比个人作为原告的领导者，该诉讼被驳回的可能性较低，而且诉讼之后被起诉公司董事会独立性的改进较为明显。 第 3 页 共 29 页
公司绩效显著正相关。此外，吴晓晖和姜彦福（2006）发现，我国机构投资者持股比例和企业价值存在显著的正相关关系；Yuan et al.（2008）证实，在中国较高的基金持股比例对公司绩效有显著的正向影响。 基于代理理论的分析框架，股利支付可以有效降低股东与经理人之间的代理成本（Easterbrook, 1984; Jensen, 1986）。假设机构投资者是良好的监督者并且其监督动机与能力随着其持股比例的增加而增加，那么有理由推断，机构投资者持股比例与公司股利政策之间应该存在显著的正向关系。但是，实证研究的结果似乎尚存争议。Eckbo and Verma（1994）对加拿大上市公司的研究显示，现金股利随着公司股东以及机构投资者股东投票权的增加而增加，随着管理层投票权增加而显著降低。Moh’d et al.（1995）也发现，机构持股与公司股利支付之间存在显著正向的关系。类似地，Short et al.（2002）对英国上市公司的研究证实，机构持股比例的提高可以显著增加公司股利支付水平。Renneboog and Trojanowski（2008）实证发现，当免税的机构投资者持有公司较高比例的股权时，公司更有可能发放股利或回购股票。但是，Zeckhauser and Pound（1990）、Grinstein and Michaely（2005）对美国上市公司进行研究却表明，并没有证据支持机构持股影响公司股利政策。针对中国的研究，胡旭阳和吴秋瑾（2004）、翁洪波和吴世农（2007）研究认为，虽然机构持股比例较高的公司具有较高的股利支付水平，但他们将这种现象归因于机构投资者把上市公司的股利政策作为构建投资组合的重要标准，而非因为机构投资者可以影响公司股利政策。 我们认为，在上市公司股利支付意愿与支付水平都较低的中国资本市场中（李常青，1999），机构投资者持股比例的增加有助于机构投资者对上市公司的发挥积极的治理效应，尤其是敦促公司提高股利发放以抑制公司经理层、控股股东的自利行为可能具有一定的作用。为此，本文提出如下研究假设： 假设1a：机构投资者持股比例较高的公司，具有较高的股利支付意愿与支付水平。 假设1b：机构投资者持股比例较高的公司，具有较高的现金股利支付意愿与支付水平。 （2）股利政策与机构投资者投资组合 机构投资者是否会受上市公司股利政策吸引而进行投资是另一个值得深入探讨的问题。Miller and Modigliani（1961）提出的股利政策“顾客效应”（Clientele Effect）首先为我们提供了理论阐释，他们指出，由于不同类型投资者面临着不同的边际税率，公司的股利支付水平可以吸引某一类特定的“顾客”进行投资。Shleifer and Vishny（1986）也认为，公司可以通过改变其股利政策来吸引特定的客户。Allen et al.（2000）则分析指出，由于机构章程第 4 页 共 29 页
①和谨慎人规则（Prudent Man Rule）的限制，机构投资者更不可能投资者低股利支付水平的公司，理由在于：第一，机构投资者如果投资于股利支付水平更高的公司将更不可能被投资者起诉，因为法院会考虑到投资于这类公司符合谨慎投资的原则。第二，在美国机构投资者具有较低的股利税率，由于股利税收优势的缘故，发放股利的公司可以吸引机构投资者进行投资。Allen et al.（2000）构建了一个理论模型，证实机构投资者偏好高股利支付的公司。 值得注意的是，从代理理论与信号理论的视角也可以预测机构投资者可能偏好持有股利支付水平较高公司的股票。代理理论认为，股利支付减少了管理层可自由支配的现金资源，并迫使公司进入资本市场进行融资从而接受较为严格的市场监督，有助于避免管理层的过度投资行为，降低了股东与经理人之间的代理成本（Easterbrook, 1984; Jensen, 1986）。信号理论则提出，股利支付是公司内部人向外界投资者传递关于公司未来发展前景的信息，较高的股利支付有助于外部投资者甄别上市公司质量（Bhattacharya, 1979; Miller and Rock,1985）。因此，机构投资者在构造投资组合时更有可能选择股利支付水平较高的公司进行投资。 在实证研究方面，Brav and Heaton（1998）、Binay（2001）发现，机构投资者存在股利“顾客效应”。Grinstein and Michaely（2005）虽然没有支持机构投资者对股利支付存在“顾客效应”，但他们发现，在美国机构投资者避免投资于不发放股利的公司，尤其是那些具有相对税收优势（如养老基金）或更严格执行谨慎人规则（如养老基金和银行信托）的机构投②资者。在我国，虽然各类投资者均按10%股利分红税率进行扣缴，因而不存在美国那样的税收追随者效应（李常青，1999）。胡旭阳和吴秋瑾（2004）、翁洪波和吴世农（2007）研究显示，机构投资者会选择较高股利支付水平的上市公司来构建其投资组合。根据上述分析，本文提出如下研究假设： 假设2a：股利支付意愿与支付水平较高的公司，机构投资者的持股比例较高。 假设2b：现金股利支付意愿与支付水平较高的公司，机构投资者的持股比例较高。 2.机构投资者异质性的影响 大股东异质性对于公司政策的影响差异不容忽视。理论上，不同类型的大股东在投资偏好、目标以及对公司管理层的影响力上存在明显差异，因而会对公司股利政策具有不同的影 ① 所谓谨慎人规则（Prudent Man Rule），亦称谨慎投资者规则（Prudent Investor Rule），是英美法系指导受托人投资的基本原则，其衍生于受托人的谨慎义务（duty of care，也可称为注意义务），该义务要求受托人管理信托事务必须采取合理的谨慎。一般来说，受托人的行为符合谨慎标准的，受托人对受益人不承担责任，否则就应当承担责任。更详细的讨论，可参考张敏（2007）。 ② 根据财税[2005]102号规定，从2005年6月13日起，对个人投资者从上市公司取得的股息红利所得，暂减按50%计入个人应纳税所得额。依据现行政策，股利是由上市公司按20%的税率代扣代缴个人所得税，因此对个人投资者而言股利的实际税负为10%。 第 5 页 共 29 页
响（Gugler and Yurtoglu, 2003）。Cronqvist and Fahlenbrach（2009）实证发现，大股东异质性对于投资、融资、管理层薪酬等公司财务决策具有统计上显著且经济上重要的影响，并可能进而带来不同的公司绩效。其中，养老基金、共同基金对公司股利政策有显著的正向影响，但保险公司、对冲基金、信托公司似乎对公司股利政策的影响并不显著。作为证券市场主导力量的股东类型，各类机构投资者在持股比例、持股期限、利益冲突和信息获取能力等方面不尽相同（Coffee, 1991），而且在公司治理、文化、监督动机等方面也存在差异（Pinto, 2006），机构投资者对上市公司进行监督的效果可能会大相径庭。 另外，机构投资者持股比例的差异也是不可忽视的因素。Maug（1998）注意到，机构投资者影响公司决策的能力在一定程度上取决于其股权比例。当机构投资者持股比例较高时，其股份的市场流动性较差，在这种情况下，机构投资者将有较大的动力去监督上市公司管理层。相反，当机构持股比例相对较低时，较高的市场流动性降低了股权退出的成本，可能会削弱机构投资者进行内部监督的动力（Bhide, 1993）。Chen et al.（2007）证实了上述观点，他们对美国1984~2001年间2150起兼并收购事件进行研究显示，只有长期投资的机构投资者对上市公司发挥着监督作用，其他机构投资者并没有扮演监督的角色。 近年来，在监管部门超常规发展机构投资者的战略指导下，中国证券市场的机构投资者队伍迅速壮大，初步形成了证券投资基金、券商（证券公司）、保险公司、社保基金以及QFII（Qualified Foreign Institutional Investors，合格境外机构投资者）等各类机构投资者协调发展的格局。值得注意的是，我国各类机构投资者存在明显的异质性，尤其是表现在各类机构投资者的持股比例以及投资目标差异上面。一方面，作为我国最早出现的机构投资者之一，证券投资基金在我国证券市场中扮演着举足轻重的角色，从市场份额来看证券投资基金①在我国无疑是最具影响力的机构投资者，其对上市公司治理具有重要的影响力。相反，由②①于进入时间较晚，以及存在一定的市场限制、风险控制以及监督管理的要求等因素，其 ① 根据《上海证券报》2009年9月25日题为“超常规发展，机构投资者成证券市场主导力量”的报道：1997年11月，国务院颁布《证券投资基金管理暂行办法》，为证券投资基金的规范发展奠定了法律基础。1998年3月基金金泰、基金开元设立，由此证券投资基金业进入崭新的发展阶段，证券投资基金、基金管理公司的数量和规模都迅速增加。一组数据提供了佐证：1998年，我国基金管理公司仅有5家，发起设立基金5只，管理基金份额100亿份；到 2009年7月底，基金管理公司达61家，设立基金502只，管理的基金份额为万亿份，分别是1998年的倍、倍和229倍。基金与流通市值的比重由1998年的％提高到2008年的％。 ② 比如，1999年10月，中国保监会颁布《保险公司投资证券投资基金暂行管理办法》，允许保险资金可以通过投资证券投资基金间接入市。2002年11月，中国证监会和中国人民银行联合发布了《合格境外机构投资者境内证券投资管理暂行办法》，这标志着外资进入中国A股市场的大门正式打开。 第 6 页 共 29 页
他机构投资者在我国证券市场占据的份额较低，对上市公司的影响力较为有限。另一方面，各类机构投资者的投资目标也不尽相同。比如，证券投资基金是市场化运行的基金管理公司，其主要目标是为投资者保本增值，因而基金公司更有动力关注和监督上市公司的生产运营情况、公司治理结构；而社保基金则明显存在一定的政治目标，其对上市公司的监督可能不如证券投资基金有力。范海峰等（2009）对中国机构投资者的监督效果进行研究发现，上市公司价值与证券投资基金显著正相关，而与社保基金持股比例显著负相关。他们认为，政治和社会压力及管理者薪酬机制等方面的差异是导致上述差异的主要原因。 综上，我们认为我国各类机构投资者存在明显的异质性，其监督能力进而对上市公司决策的影响力将各不相同。为此，本文提出如下研究假设： 假设3a：不同类型的机构投资者对于上市公司股利政策具有不同的影响。 假设3b：不同类型的机构投资者对于上市公司股利政策具有不同的偏好。 三、研究设计 1.样本选择与数据来源 本文选取2004~2008年沪深两地的A股上市公司作为研究样本。为力求数据的准确性和可靠性，我们执行了以下筛选程序：（1）剔除金融行业上市公司，因为这些公司存在行业特殊性；（2）剔除上市时间不满一年的公司，因为这些公司可能存在IPO效应；（3）剔除亏损当年仍发放股利的公司；（4）为了控制极端值对回归结果的影响，我们对解释变量中的连续变量1%以下和99%以上的分位数进行了缩尾处理（Winsorize）。最后，我们获得了1378家上市公司五年共6321个有效研究样本。本文的公司财务数据和公司治理数据来源于Wind资讯金融终端系统、CSMAR数据库。 2.变量定义 （1）解释变量 股利政策：我们设置了两类变量，一类是股利支付意愿虚拟变量，另一类是股利支付水平的连续变量。对于股利支付意愿，与Fama and French（2001）、DeAngelo et al.（2006）类 ① 以保监会2003年1月17日发布的“关于重新修订《保险公司投资证券投资基金管理暂行办法》的通知”为例，在“风险控制和监督管理”一章中明确规定：第八条——保险公司投资基金的比例应符合如下要求：（一）各保险公司投资基金的余额按成本价格计算不得超过本公司上月末总资产的15%；（二）保险公司投资于单一基金的余额按成本价格计算，不得超过上月末总资产的3%；（三）保险公司投资于单一封闭式基金的份额，不得超过该基金份额的10%；第九条——保险公司不得以任何理由超过规定的比例投资基金。 第 7 页 共 29 页
似，我们分别采用虚拟变量Dumdiv、Cdumdiv来衡量上市公司的总股利支付意愿、现金股利支付意愿。其中，当上市公司发放股利（现金股利）时Dumdiv（Cdumdiv）取1，否则取0。对于股利支付水平，借鉴La porta et al（.2000）、Li and Lie（2006）、Boudoukh et al（.2007），我们采用Payout、Dyield以及Cpayout、Cdyield来衡量。具体地，Payout（CPayout）取值为每股股利（每股现金股利）与每股净利润之比；Dyield（CDyield）取值为每股股利（每股现金股利）与公司年末股票收盘价之比。 机构投资者：借鉴Grinstein and Michaely（2005）、Elyasiani and Jia（2009），我们以机构投资者持股比例（Inst，机构投资者持股数量占上市公司总股本的比例）来衡量机构投资者的投资和影响力。与薄仙慧和吴联生（2009）一致，本文的机构投资者主要包括基金、券商、券商理财产品、QFII、保险公司、社保基金、企业年金、信托公司和财务公司。为了反映机构投资者异质性的影响，借鉴何佳等（2007）的分类方法，我们也将机构投资者划分为五类：证券投资基金（Instfund）、券商（Instbroker）、QFII（Instqfii）、社保基金（Instssf）和其他机构投资者（Instother）。 （2）控制变量 研究股利政策时的控制变量：公司股利政策可能受到诸多因素的影响，依据已有研究文献，我们主要选取公司规模（Size）、盈利能力（Roa）、负债水平（Lev）、公司成长机会（Growth）、现金流创造能力（Ncfps）作为公司特征控制变量（Fama and French, 2001; Denis and Osobov, 2008; Jensen et al., 1992; Fenn and Liang, 2001; John et al., 2008），同时选取董事会规模（Bsize）和独立董事占比（Idpratio）作为董事会治理结构特征控制变量（Anderson and Reeb, 2004; Schellenger et al., 1989）。 研究机构投资者持股比例时的控制变量：借鉴Grinstein and Michaely（2005），我们主要选取公司股利政策（Dumdiv、Cdumdiv、Payout、Cpayout、Dyield、CDyield）、公司规模（Size）、盈利能力（Roa）、负债水平（Lev）、公司成长机会（Growth）、市场风险（Beta，回溯前24个月的公司股票日收益率与市场指数日收益率的相关系数）。 此外，我们还控制了行业与年份效应，本文变量定义见表1。 表1 变量定义一览表 变量类型 变量名称 变量符号 变量描述 文献支持 解释变量 是否发放股利 Dumdiv 公司发放股利时取1，否则取0 Fama and French（2001）是否发放现金股利 Cdumdiv 公司发放现金股利时取1，否则取0 DeAngelo et al.（2006） La porta et al.（2000） Payout 每股股利/每股收益 总股利支付率 Boudoukh et al.（2007） Dyield 每股股利/年末股价 第 8 页 共 29 页
Cpayout 每股现金股利/每股收益 现金股利支付率 Cdyield 每股现金股利/年末股价 Inst 所有机构投资者持股数量占公司总股本的比例 Instfund 证券投资基金持股数量占公司总股本的比例 Grinstein and Michaely（2005）机构投资者Instbroker 券商持股数量占公司总股本的比例 Elyasiani and Jia（2009） 持股比例Instqfii QFII持股数量占公司总股本的比例 薄仙慧和吴联生（2009） Instssf 社保基金持股数量占公司总股本的比例 何佳等（2007） Instother 其他机构投资者占公司总股本的比例 公司规模 Size 总资产的自然对数 盈利能力 Roa 总资产收益率 Fama and French（2001） 负债水平 Lev 总负债与总资产之比 Denis and Osobov（2008） 成长性 Growth 销售收入增长率 Jensen et al.（1992） 现金流创造能力 Ncfps 每股经营性净现金流量 Fenn and Liang（2001） 董事会规模 Board 董事会人数 控制变量 John et al.（2008） 独立董事比例 Idpratio 独立董事数量与董事会人数之比 Anderson and Reeb（2004） 回溯前24个月的公司股票日收益率与市场指数日收Schellenger et al.（1989） 市场风险 Beta 益率的相关系数 Grinstein and Michaely（2005）时间效应 Year 4个研究年度取3个年份虚拟变量 以证监会行业分类标准进行划分，其中制造业进一步行业效应 Ind 划分了二级子行业，共设置20个行业虚拟变量 3.研究模型 （1）假设1、3a的检验 为考察机构投资者持股是否影响上市公司股利政策，同时考虑到股权机构的滞后影响，我们以当期股利政策为因变量、以前期机构投资者持股比例为解释变量构建如下回归模型： nLogit(Dumdiv/Cdumdiv)=β+βINST+βCV+ε(1)tt01t−1∑iii=2nTobit(Payout/Yield/Cpayout/Cyield)=β+βINST+βCV+ε(2)tttt01t−1∑iii=2其中，各回归模型中当因变量为为二元变量Dumdiv/Cdumdiv时，我们采用常用的Logistic模型进行估计；而对于股利支付水平（Payout/Dyield以及Cpayout/Cdyield）和各类机构投资者持股比例（INST），由于不存在小于零的情形，是一种“删失数据”（Censored Data）， 将采用Tobit模型进行估计。回归模型的变量定义见表1，下同。 （2）假设2、3b的检验 为考察机构投资者持股是否根据上市公司股利政策来构建投资组合，我们以当期机构投资者持股比例为因变量、以公司上期股利政策为解释变量构建如下回归模型： 第 9 页 共 29 页
Tobit(INST)=β+βDumdiv/Cdumdiv/Payout/Yield/Cpayoutt01t−1t−1t−1t−1t−1n /Cyield+βCV+ε(3)t−1∑iii=2四、实证结果与分析 1.描述性统计与分析 表2统计了全样本上市公司主要变量的描述性统计。可以看到：（1）机构投资者持股占上市公司总股本的比例还不到5%。与美国机构投资者持有上市公司半数以上的股权相比（Grinstein and Michaely, 2005），我国的机构投资者发展显得滞后，这无疑是中国证监会近年来超常规发展机构投资者的主要原因。（2）机构投资者在不同公司的持股比例有巨大差异。全样本中机构投资者在%的上市公司中并不持股，但在投资的上市公司中最高持股比例达到%。（3）与国外不同，我国各类机构投资者发展很不均衡，基金公司发展呈“一枝独秀”趋势。根据我们的统计，证券投资基金持股比例约占机构投资者持股比例的%，券商、社保基金、QFII、以及其他机构投资者的持股比例相当低。可见，进一步繁荣和发展各类机构投资者，促进机构投资者多元化格局仍然有待时日。 表2 样本描述性统计 样本数 均值 中值 最小值 最大值 标准差 25%分位 75%分位Dumdiv 6321 Cdumdiv 6321 Payout 6320 Cpayout 6320 Dyield 6321 Cdyield 6321 Inst 6321 Instfund 6321 Instbroker 6321 Instqfii 6321 Instssf 6321 Instother 6321 Size 6320 Roa 6321 Lev 6319 Growth 6312 Ncfps 6321 Board 6231 Idpratio 6228 第 10 页 共 29 页
Beta 6321 2.分组检验 为深入考察机构投资者与上市公司股利政策之间的相互影响关系，我们进一步对全样本进行了分组检验（见表3）。表3Panel A统计了不同类型机构投资者持股高低对上市公司股利政策的影响。整体而言，机构投资者持股比例较高的公司在1%水平上具有显著较高的股利（现金股利）支付意愿与支付水平。譬如，Inst高组与Inst低组相比，前者的股利（现金股利）支付意愿为%（%），后者仅为%（%），前者约为后者的倍。在股利（现金股利）支付水平方面亦然，机构投资者持股比例较高的公司的股利支付水平是其对比组的2倍以上。上述分析为假设1a、1b提供了初步证据，即机构投资者持股比例影响公司股利政策。 表3PanelB报告了不同的公司股利政策下，上市公司的机构投资者持股比例差异。我们看到，股利（现金股利）支付意愿较高的上市公司中，机构投资者持股比例都在1%水平上显著高于其对照组。以股利支付意愿的影响为例，在发放股利的上市公司中，机构投资者持股比例约为%，而在不发放股利的公司中机构投资者持股比例仅为%，前者是后者的四倍还多。显而易见，上市公司积极的股利政策有助于吸引机构投资者的持股，这为假设2a、2b提供了初步证据。 进一步地，综观表3我们发现，各类机构投资者持股比例较高的公司几乎都要比其对照组公司具有显著更高的股利（现金股利）支付意愿和水平，这显示机构投资者异质性对公司股利政策影响力的差异并不明显。类似地，股利政策对于不同类型机构投资者的影响也是如此，股利（现金股利）支付意愿和支付水平较高的公司可以吸引较多的各类机构投资者持股。概言之，我国机构投资者在股利政策方面异质性并不明显，假设3a、3b没有得到分组检验的支持。 表3 机构投资者与上市公司股利政策分组检验 Panel A. 机构投资者监督与公司股利政策 样本数 Dumdiv Cdumdiv Payout Cpayout Dyield Cdyield 高组 3160 Inst 低组 3161 ******************高-低T检验 6321 高组 3161 低组 3160 第 11 页 共 29 页
******************高-低T检验 6321 高组 928 Instbroker 低组 5393 ******************高-低T检验 6321 高组 579 Instqfii 低组 5741 ******************高-低T检验 6321 高组 707 Instssf 低组 5614 ******************高-低T检验 6321 高组 997 Instother 低组 5324 ******************高-低T检验 6321 B. 公司股利政策与机构投资者投资组合 样本数 Inst Instfund InstbrokerInstqfii Instssf Instother 高组 2980 Dumdiv 低组 3341 ******************高-低T检验 6321 高组 2937 Cdumdiv 低组 3384 ******************高-低T检验 6321 . 047 高组 2981 Payout 低组 3340 ******************高-低T检验 6321 高组 2938 Cpayout 低组 3383 ******************高-低T检验 6321 . 040 高组 2980 Dyield 低组 3341 ******************高-低T检验 6321 高组 2938 Cdyield 低组 3383 ******************高-低T检验 6321 . 040 ******注: 、、分别表示显著性水平为1%、5%、10%(双尾)。 3.相关分析 表4列示了主要研究变量的Pearson相关分析矩阵。与预期相一致，上市公司股利政策的各个代理变量几乎都在1%水平上与机构投资者总持股比例、各类机构投资者持股比例变量显著正相关。这也进一步揭示着，机构投资者与上市公司股利政策之间存在着密切的联系。为了控制其他变量的影响，我们接下来进行多元回归分析以得到更稳健的实证证据。 第 12 页 共 29 页
表4 主要变量的Pearson相关分析 Inst InstfundInstbroker InstqfiiInstssf Instother ******************Dumdiv ******************Cdumdiv ************Payout ***************Cpayout ******************Dyield ******************Cdyield Inst1***Instfund 1 ******Instbroker 1 ******Instqfii 1 ***********Instssf 1 ***************Instother 1 ******注：、、分别表示显著性水平为1%、5%、10%（双尾）。 4.多元回归分析 （1）机构投资者监督与公司股利政策 表5、6分别报告了机构投资者持股比例对上市公司股利政策影响关系的Logistic回归和Tobit回归结果。由于表5、6的实证结果基本一致，我们这里主要围绕表5的实证结果进行讨论。 根据表5所示，无论是从股利支付意愿还是股利支付水平来看，机构投资者持股会对上市公司股利政策产生显著的正向影响，机构投资者对上市公司股利决策发挥了积极的监督作用。因此，假设1a、1b基本得到证实。本文的实证结果与Short et al.（2002）、Renneboog and Trojanowski（2008）等人的研究一致，但与胡旭阳和吴秋瑾（2004）对1999~2002年基金公司的研究、翁洪波和吴世农（2007）对2001~2004年我国机构投资者的研究结果不同，他们发现机构投资者对上市公司政策没有明显的影响。我们认为，研究结果的上述差异主要原因可能在于，机构投资者近年来在我国资本市场日益强大，对上市公司的影响力也随之增强。本世纪初期，我国机构投资者持股比例较低，由于话语权不足，他们对公司决策可能更多地是“用脚投票”；而近年来我国机构投资者市场份额大大提高，他们有动力也有能力参与监督公司决策，从而有助于推动上市公司分红派息。 值得注意的是，本文首次考察了我国异质性机构投资者对于上市公司股利政策的影响。根据表5，从股利支付意愿来看，机构投资者异质性并不明显。除社保基金外，各类机构投资者持股比例的增加都将对上市公司分红意愿产生显著的正向影响。从股利支付水平来看，投资者异质性带来的差异也较为有限。我们发现，券商、QFII对公司股利支付水平具有显著第 13 页 共 29 页
的正向影响，证券投资基金、社保基金以及其他机构投资者的作用虽然不明显，但符号基本都为正。综合前文的统计检验分析，我们认为，我国各类异质性机构投资者对于上市公司股利政策的影响差异并不明显。各类机构投资者对于上市公司股利政策（尤其是股利支付意愿）都具有类似的正向影响。因而，本文的假设3a并没有得到足够的支持。 表5 机构投资者监督与公司股利政策 Logistic回归（Dumdiv） Tobit回归（Payout） Tobit回归（Dyield） 模型1 模型2 模型3 模型4 模型5 模型6 ****** Inst t-1() () () *** Instfund t-1 () () () ********* Instbroker t-1 () () () ***** Instqfii t-1 () () () Instssf t-1 () () () ** Instother t-1 () () () ****************** Size () () () () () () ****************** Lev () () () () () () ****************** Roa () () () () () () Growth () () () () () () **** Ncfps () () () () () () ************ Bdsize () () () () () () ****** Idpratio () () () () () () Year/Ind 控制 控制 控制 控制 控制 控制 ****************** Constant () () () () () () 2Pseudo F/Chi2 N 4848 4848 4848 4848 4848 4848 ******注：、、分别表示显著性水平为1%、5%、10%（双尾）；t检验值经White（1980）异方差调整。 第 14 页 共 29 页
表6 机构投资者监督与公司现金股利政策 Logistic回归（Cdumdiv）Tobit回归（Cpayout） Tobit回归（Cdyield） 模型7 模型8 模型9 模型10 模型11 模型12 ***** Inst t-1() () () *** Instfund t-1 () () () ********* Instbroker t-1 () () () **** Instqfii t-1 () () () Instssf t-1 () () () *** Instother t-1 () () () ****************** Size () () () () () () ****************** Lev () () () () () () ****************** Roa () () () () () () Growth () () () () () () ****** Ncfps () () () () () () *************** Bdsize () () () () () () ******** Idpratio () () () () () () Year/Ind 控制 控制 控制 控制 控制 控制 ****************** Constant () () () () () () 2Pseudo F/Chi2 N 4848 4848 4848 4848 4848 4848 ******注：、、分别表示显著性水平为1%、5%、10%（双尾）；t检验值经White（1980）异方差调整。 （2）股利政策与机构投资者投资组合 表7、8分别报告了上市公司股利政策对于机构投资者持股比例影响关系的Tobit回归结果。类似地，我们这里主要围绕表7的实证结果进行讨论。 综观表7可以看到，上市公司股利政策会对机构投资者持股产生显著的影响。整体而第 15 页 共 29 页
言，股利支付意愿和支付水平较高的上市公司，可以吸引较多的机构投资持股。换言之，我国的机构投资者在构建投资组合时会将上市公司股利支付水平作为其投资决策的关键要素。因此，我们认为研究假设2a、2b得到了有力的支持，这与胡旭阳和吴秋瑾（2004）、翁洪波和吴世农（2007）对我国机构投资者的研究结果一致。 在机构投资者异质性方面，我们发现，上市公司股利政策对各类机构投资者的影响差异很小。从股利支付意愿来看，机构投资者异质性几乎没有任何影响。股利支付意愿与各类机构投资者持股比例都在1%水平上显著正相关，显示我国的机构投资者避免投资于不支付股利的上市公司，该结果与Grinstein and Michaely（2005）对美国的研究完全一致。从股利支付水平来看，投资者异质性的影响也并不明显。较高的股利支付水平对于券商、QFII以及其他机构投资者则具有明显的吸引力，而对证券投资基金、社保基金的持股比例也具有正向的影响虽然并不显著（值得注意的是，在表8中现金股利支付水平对二者具有显著的正向影响）。因此，整体而言，假设3b没有得到证实。 概括来说，现阶段我国各类机构投资者的异质性较小。除了传统的股利政策理论提供的解释之外，在我国目前机构投资者之所以缺乏异质性一种可能的解释是，机构投资者在我国是一种新兴的资本市场力量，无论是在制度建设还是市场运行机制方面都尚不成熟，同质化问题难免会出现。一个明证就是，在我国各类机构投资者“扎堆”投资、“抱团取暖”的现象比比皆是，引起了各界的广泛关注。 基于本文的上述实证结果，我们认为，在我国机构投资者与上市公司股利政策是相互影响、相互作用的关系。机构投资者的确会影响上市公司股利政策，尤其是在其持股比例较高时对公司股利政策具有显著的正向影响。反过来，上市公司股利政策也是机构投资者构建投资组合的重要指标，积极的股利支付政策可以吸引机构投资者对上市公司进行投资。 第 16 页 共 29 页
表7 股利政策与机构投资者投资组合 Tobit（Inst） Tobit（Instfund） Tobit（Instbroker） Tobit（Instqfii） Tobit（Instssf） Tobit（Instother） tttttt 模型13 模型14 模型15 模型16 模型17模型18模型19 模型20 模型21 模型22 模型23模型24模型25 模型26 模型27 模型28模型29 模型30 ****************** Dumdiv t-1() () () () () () ** Payout t-1 () () () () () () ********* Dyield t-1 () () () () () () ****************************************************** Size () () () () () () () () () () () () () () () () () () ************************************************* Lev () () () () () () () () () () () () () () () () () () ***************************************************** Roa () () () () () () () () () () () () () () () () () () Growth () () () () () () () () () () () () () () () () () () ************************************ Beta () () () () () () () () () () () () () () () () () () Year/Ind 控制 控制 控制 控制 控制 控制 控制 控制 控制 控制 控制 控制 控制 控制 控制 控制 控制 控制 ****************************************************** Constant () () () () ()()() () () () ()()() () () () () () 2Pseudo R F/Chi2 N 4932 4932 4932 4932 4932 4932 4932 4932 4932 4932 4932 4932 4932 4932 4932 4932 4932 4932 ******注：、、分别表示显著性水平为1%、5%、10%（双尾）；t检验值经White（1980）异方差调整。第 17 页 共 29 页
表8 现金股利政策与机构投资者投资组合 Tobit（Inst） Tobit（Instfund） Tobit（Instbroker） Tobit（Instqfii）Tobit（Instssf） Tobit（Instother） tttttt 模型31 模型32 模型33 模型34 模型35模型36模型37 模型38 模型39 模型40 模型41模型42模型43 模型44 模型45 模型46模型47 模型48 ****************** Cdumdiv t-1() () () () () () ******* Cpayout t-1 () () () () () () ********** CdCyield t-1 () () () () () () ****************************************************** Size () () () () () () () () () () () () () () () () () () ************************************************* Lev () () () () () () () () () () () () () () () () () () ****************************************************** Roa () () () () () () () () () () () () () () () () () () Growth () () () () () () () () () () () () () () () () () () ************************************ Beta () () () () () () () () () () () () () () () () () () Year/Ind 控制 控制 控制 控制 控制 控制 控制 控制 控制 控制 控制 控制 控制 控制 控制 控制 控制 控制 ****************************************************** Constant () () () () ()()() () () () ()()() () () () () () 2Pseudo R F/Chi2 N 4932 4932 4932 4932 4932 4932 4932 4932 4932 4932 4932 4932 4932 4932 4932 4932 4932 4932 ******注：、、分别表示显著性水平为1%、5%、10%（双尾）；t检验值经White（1980）异方差调整。第 18 页 共 29 页
5.股利政策与机构投资者投资组合：信号理论抑或代理理论？ 前文的实证结果显示，上市公司股利政策是我国的机构投资者构建投资组合的重要标准，国外学者主要是从股利政策“顾客效应”、信号理论以及代理理论等视角进行解释。考虑到在我国机构投资者与个人投资者具有相同的股利税率，“顾客效应”在我国可能难以成立（李常青，1999），由此产生的一个问题是，机构投资者是将上市公司的股利政策看作上市公司自我甄别的信号机制还是上市公司试图降低内部代理成本的一种外在表现？换言之，在我国机构投资者受上市公司股利政策的吸引其原因主要是信息理论还是代理理论在起作用？在本部分，我们试图对这一问题进行初步的探讨。 为考察上市公司股利政策影响机构投资者持股比例是否可以基于信号理论来解释，我们设计了如下检验方法：将上市公司按照公司规模大小划分为两组，分别对上期公司股利政策与当期机构投资者持股比例进行回归。理论上，大规模的上市公司信息透明度较高，而小公司面临着较严重的信息不对称。因此，如果机构投资者将上市公司股利政策视为一个有效的“信号”，那么我们可以预期上期公司股利支付水平与当期机构投资者持股比例的正相关关系将在信息不对称程度较为严重的小规模上市公司子样本中更为显著。为此，我们将相关实证结果报告于表9、10。 综观表9、10，在大公司子样本中，上期股利（现金股利）支付水平对当期机构投资者持股比例并没有显著的解释力，而且回归系数的符号也不一致；相反，在子样本中，上期股利（现金股利）支付水平对当期机构投资者持股比例则具有显著的正向影响。因此，我们认为，在我国上市公司股利政策具有的“信号”作用可能是机构投资者构建投资组合时考虑的重要因素。 表9 信号理论的检测：公司股利政策与机构投资者投资组合 大公司子样本 小公司子样本 Tobit（Inst） Tobit（Inst） tt模型49 模型50 模型51 模型52 模型53 模型54 ****** Dumdiv t-1() () Payout t-1 () () *** Dyield t-1 () () ****************** Size () () () () () () **********Lev 第 19 页 共 29 页
() () () () () () ****************** Roa () () () () () () ****** Growth () () () () () () *************** Beta () () () () () () Year/Ind 控制 控制 控制 控制 控制 控制 ****************** Constant () () () () () () 2Pseudo F/Chi2 N 2573 2573 2573 2539 2539 2539 ******注：、、分别表示显著性水平为1%、5%、10%（双尾）；t检验值经White（1980）异方差调整。 表10 信号理论的检测：公司现金股利政策与机构投资者投资组合 大公司子样本 小公司子样本 Tobit（Inst） Tobit（Inst） tt模型55 模型56 模型57 模型58 模型59 模型60 ****** Cdumdiv t-1() () ** Cpayout t-1 () () *** Cdyield t-1 () () ****************** Size () () () () () () ********** Lev () () () () () () ****************** Roa () () () () () () ***** Growth () () () () () () *************** Beta () () () () () () Year/Ind 控制 控制 控制 控制 控制 控制 ****************** Constant () () () () () () 2Pseudo F/Chi2 N 2573 2573 2573 2539 2539 2539 ******注：、、分别表示显著性水平为1%、5%、10%（双尾）；t检验值经White（1980）异方差调整。 第 20 页 共 29 页
为考察上市公司股利政策影响机构投资者持股比例是否可以基于代理理论来解释，我们①设计了如下检验方法：将上市公司按照公司成长性高低与自由现金流高低进行交叉分组，得到高成长低自由现金流组以及低成长高自由现金流组两类公司子样本，再分别对上期公司股利政策与当期机构投资者持股比例进行回归。理论上，高成长低自由现金流组公司面临较低的代理冲突，更不需要通过股利发放来降低代理问题，较高的股利支付很有可能是大股东的变相套现行为；相反，低成长高自由现金流组公司由于存在较严重的代理问题，发放股利有助于提高公司价值。因此，我们预期公司股利支付水平与当期机构投资者持股比例的正相关关系在低成长高自由现金流组公司子样本中要比在高成长低自由现金流组公司子样本中更为显著。为此，我们将相关实证结果报告于表11、12。 综观表11、12，在高成长低自由现金流组公司子样本中，上期股利（现金股利）支付水平对当期机构投资者持股比例并没有显著的解释力；但是，在低成长高自由现金流组公司子样本中，股利（现金股利）支付水平同样对机构投资者持股比例没有影响。上述结果与我们的预期似乎并不一致，因为如果机构投资者将股利视为降低代理成本的一种有效机制，那么低成长高自由现金流组公司子样本中较高的股利支付水平应对机构投资者具有吸引力，但是我们并没有得到有力的证据。因此，我们认为，在我国上市公司股利政策解决代理问题的作用可能并非机构投资者构建投资组合时考虑的重要因素。 表11 代理理论的检测：公司股利政策与机构投资者投资组合 高成长低自由现金流子样本 低成长高自由现金流子样本 Tobit（Inst） Tobit（Inst） tt模型61 模型62 模型63 模型64 模型65 模型66 ****** Dumdiv t-1() () Payout t-1 () () Dyield t-1 () () ****************** Size () () () () () () ****************** Lev () () () () () () ****************** Roa () () () () () () ***********Growth ① 我们分别将每股自由现金流、公司主营业务收入同比增长率作为自由现金流和公司成长性的代理变量。其中，每股自由现金流=[(净利润+利息费用+非现金支出)-营运资本追加-资本性支出]/总股本。 第 21 页 共 29 页
() () () () () () ********* Beta () () () () () () Year/Ind 控制 控制 控制 控制 控制 控制 ****************** Constant () () () () () () 2Pseudo F/Chi2 N 1081 1081 1081 1154 1154 1154 ******注：、、分别表示显著性水平为1%、5%、10%（双尾）；t检验值经White（1980）异方差调整。 表12 代理理论的检测：公司现金股利政策与机构投资者投资组合 高成长低自由现金流子样本 低成长高自由现金流子样本 Tobit（Inst） Tobit（Inst） tt模型67 模型68 模型69 模型70 模型71 模型72 ****** Cdumdiv t-1() () Cpayout t-1 () () Cdyield t-1 () () ****************** Size () () () () () () ****************** Lev () () () () () () ****************** Roa () () () () () () ************ Growth () () () () () () ********* Beta () () () () () () Year/Ind 控制 控制 控制 控制 控制 控制 ****************** Constant () () () () () () 2Pseudo F/Chi2 N 1081 1081 1081 1154 1154 1154 ******注：、、分别表示显著性水平为1%、5%、10%（双尾）；t检验值经White（1980）异方差调整。 综合上述实证分析结果，我们认为，在我国机构投资者将上市公司股利政策作为一种向外界传递的好的“信号”，即发放股利的公司相比不发放股利的公司可能具有更高的投资价第 22 页 共 29 页
值。但是，机构投资者并没有把股利政策看成是解决管理者与股东之间代理问题的一种有效机制，尤其是在我国大股东在股权实现全流通之前本来就具有大量现金分红以变相套现的动机（原红旗，2001；陈信元等，2003；马曙光等，2005；Chen等, 2009），股利政策主要是为了迎合大股东的需求，并没有反映中小投资者的股利偏好（黄娟娟和沈艺峰，2007）。因此，机构投资者可能更愿意将上市公司股利政策视为一种“信号”机制，以之构建投资组合。 需要特别指出的是，本文中关于公司股利政策影响机构投资者持股比例的各个回归模型几乎都证实，是否支付股利始终是机构投资者关注公司股利政策的焦点问题。发放股利（现金股利）的公司中机构投资者持股显著高于不发放股利的公司，换言之，股利支付意愿是一个优质的“信号”，机构投资者会避免投资于不支付股利的上市公司（Grinstein and Michaely, 2005）。毋庸置疑，这一实证结果为我国许多“铁公鸡”上市公司敲响了警钟，毕竟只有真正愿意以回报股东为己任的公司才能得到市场和投资者的认可。 6.稳健性检验 为了确保研究结论的可靠性，我们主要进行了如下稳健性检验： （1）更换股利（现金股利）支付水平代理变量 借鉴Grinstein and Michaely（2005）、La porta et al.（2000）等，本文也采用总股利支付/总资产（Divast）、总股利支付/销售收入（Divsale）与每股股利（Dps）以及总现金股利/总资产（Cdivast）、总现金股利/销售收入（Cdivsale）与每股现金股利（Cdps）作为上市公司股利（现金股利）支付水平的代理变量。我们重新对各回归模型进行了检验，并将实证结果简要报告于表13、14。从实证结果来看，前文的实证结果具有较高的稳健性。 表13 替换股利支付水平代理变量：机构投资者监督与股利政策的估计结果 Panel A. 替换总股利支付水平代理变量 Tobit回归（Divast） Tobit回归（Divsale） Tobit回归（Dps） ttt********* Inst t-1() () () ******** Instfund t-1 () () () ******** Instbroker t-1 () () () ** Instqfii t-1 () () () Instssf t-1 () () () Instother -1第 23 页 共 29 页
() () () Panel B. 替换现金股利支付水平代理变量 Tobit回归（Cdivast） Tobit回归（Cdivsale） Tobit回归（Cdps） ttt********* Inst t-1() () () ******* Instfund t-1 () () () ******* Instbroker t-1 () () () ** Instqfii t-1 () () () Instssf t-1 () () () Instother t-1 () () () ******注：、、分别表示显著性水平为1%、5%、10%（双尾）；t检验值经White（1980）异方差调整。限于篇幅，未报告相关控制变量。 表14 替换股利支付水平代理变量：公司股利政策与机构投资者持股的估计结果 Panel A. 替换总股利支付水平代理变量 Inst Instfund Instbroker Instqfii Instssf Instother tttttt*********** Divast t-1() () () () () () ******** Divsale t-1() () () () () () ********* Dps t-1() () () () () () Panel B. 替换现金股利支付水平代理变量 Inst Instfund Instbroker Instqfii Instssf Instother tttttt************ Cdivast t-1() () () () () () ********** Cdivsale t-1() () () () () () *********** Cdps t-1() () () () () () ******注：（1）、、分别表示显著性水平为1%、5%、10%（双尾）；t检验值经White（1980）异方差调整。（2）上述表格中每一个单元格代表一个回归方程的结果，为节约篇幅而报告在同一列中。 （2）联立方程的进一步论证 前文的实证结果显示，机构投资者监督会影响上市公司股利政策，同时，上市公司股利政策也是机构投资者构建投资组合的重要标准。为了进一步控制机构投资者与公司股利政策第 24 页 共 29 页
的内生性问题，我们采用如下2SLS和3SLS联立方程模型来重新检验研究假设1和2，实证结果与前文基本一致（见表15）。 Dumdiv/Cdumdiv/Payout/Yield/Cpayout/Cyieldt−1t−1t−1t−1t−1t−1n=INST+βCV+ε(4)t∑iii=2INST=Dumdiv/Cdumdiv/Payout/Yield/Cpayout/Cyieldtt−1t−1t−1t−1t−1t−1n +βCV+ε(5)∑iii=2 表15 2SLS和3SLS联立方程检验：机构投资者持股比例与公司股利政策的相互影响 Panel A. 2SLS联立方程回归结果 Dumdiv Inst Payout Inst Dyield Inst tttttt联立方程1a 联立方程1b 联立方程2a联立方程2b联立方程3a联立方程3b****** Inst Inst Inst t-1t-1t-1() () () ****** Dumdiv Payout Dyield t-1t-1t-1 () () () Cdumdiv Inst Cpayout Inst Dyield Inst tttttt 联立方程4a 联立方程4b 联立方程5a联立方程5b联立方程6a联立方程6b******** Inst Inst Inst t-1t-1t-1() () () ******** Cdumdiv Cpayout Cdyield t-1t-1t-1 () () () Panel B. 3SLS联立方程回归结果 Dumdiv Inst Payout Inst Dyield Inst tttttt联立方程1a 联立方程1b 联立方程2a联立方程2b联立方程3a联立方程3b****** Inst Inst Inst t-1t-1t-1() () () ****** Dumdiv Payout Dyield t-1t-1t-1 () () () Cdumdiv Inst Cpayout Inst Dyield Inst tttttt 联立方程4a 联立方程4b 联立方程5a联立方程5b联立方程6a联立方程6b********* Inst Inst Inst t-1t-1t-1() () () ******** Cdumdiv Cpayout Cdyield t-1t-1t-1 () () () ******注：、、分别表示显著性水平为1%、5%、10%（双尾）。 第 25 页 共 29 页
五、结论与启示 本文围绕机构投资者异质性与上市公司股利政策的关系进行了较为深入的研究。以2004~2008年度A股市场6000多家上市公司为样本，实证结果表明：第一，在我国机构投资者对上市公司股利决策具有重要的影响力，上期机构投资者持股比例对当期上市公司股利（现金股利）支付意愿和支付水平具有显著正向影响。第二，我国的机构投资者偏好具有积极股利政策的上市公司，即根据公司股利政策构建投资组合，机构投资者上期股利（现金股利）支付意愿和支付水平对当期机构投资者持股比例具有显著的解释力。第三，我国机构投资者在股利政策方面异质性并不明显。具体地，不同类型的机构投资者对于上市公司股利政策大多具有显著的正向影响，而且同时也受到公司股利政策的吸引来构建投资组合。换言之，机构投资者对于上市公司股利政策的影响力、偏好方面，其同质性可能远大于异质性。此外，进一步的研究还发现，我国机构投资者可能将股利政策视为上市公司传递的一种“信号”而进行投资决策。 上述实证结果的重要启示在于：首先，在我国机构投资者已逐渐开始扮演积极的公司治理角色。机构投资者的监督有助于迫使许多“铁公鸡”类上市公司通过股利分配来更好地回报股东，从这个意义上说，我国机构投资者已开始成为监督上市公司的可靠机制，发挥着积极的公司治理效应。其次，我国机构投资者将股利政策作为其构建投资者决策的重要依据，显示机构投资者在一定程度上遵守着“谨慎人规则”。同时，上述发现也我国上市公司股利政策提供了启发，即只有愿意实实在在地回报股东的公司才能真正赢得投资者的青睐。最后，我国各类机构投资者对于股利政策的影响和偏好异质性不明显，不同类型的机构投资者都在一定程度上发挥着治理效应。因此，对于监管部门而言，应注意促进机构投资者发展的多元化格局，推动各类机构投资者在上市公司治理中发挥应有的监督作用。 第 26 页 共 29 页
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