供应商与客户集中度
对制造业上市公司现金股利的影响分析
● 李 刚 副教授 段 凯(新疆财经大学会计学院 乌鲁木齐 830012)
▲ 基金项 目：本文是国家自然科学基金项目的阶段性成果，批准号：
71362031
◆ 中图分类号：F832 文献标识码 ：A
内容摘要：本文以2007—2013年 A股制
造业上市公司为研究样本，结合中国特
殊的制度环境，分析供应商与客户集中
度 对上市公 司现金股利的影响。研究结
果表明：客户集中度与上市公司的现金
股利之间呈显著负相关关系；国有企业
的供应商与客户集中度和公司现金股利
之间的负相关关系较弱；金融生态环境
较好地区上市公司的客户集中度与现金
股利之间的负相关关系较弱。文章从供
应商与客户视角对上市公司现金股利的
影响进行实证研 究，丰富了我国股利政
策影响因素的文献。
关键词：供应商与客户集中度 现金股利
预防性动机 交易成本
引言
供应商与客户是企业重要的利益
相关者，其对企业战略和经营等诸多
方 面 起 着 决 定 性 影 响 (F reeman，
1984)，例如对企业的资本结构、现金
持有等财务政策和盈余管理等会计实践
的影响 (Titman，1984；ShantanU，
DaSgUpta，2008)。已有文献 反映出
供应商与客户对企业经营的重要性，同
时也反映出企业对供应商或客户的依赖
程度。国内研究也从资本结构、审计师
专用性投资和审计师选择等视角来分析
供应商与客户的经济后果 (唐跃军，
2009；王少飞 、周国良，2010；张敏 、
马黎瑁，2012)。本文则实证研究供应
商与客户集中度和公司现金股利的关系，
以上市公司向前五大供应商的采购额占
比及向前五大客户的销售额占比来衡量
供应商与客户集中度。
理论分析和假设的提出
按照 W⋯iamSOn(1979)的观点，
关系型交易是由专用性交易产生的长期
契约关系，并且交易存在较大的机会主
义成本。随着进一步发展，双方交易频
繁发生，供应 商与客户之间常常投入一
定的专用资产 ，以稳 固双方的契约关系，
进而降低一方违约或突然撤出所带来的
负面影响。然而，随着企业供应商与客
户所占份额越来越大，企业存在更高风
险，为了应对未来潜在的财务困境成本，
企业就会持有大量现金规避违约风险。
然而 ，股利发放是公 司现金流流出的一
种形式，所以有着较高供应商或客户集
中度 的企业倾 向于发放较少或不发现金
股利。基于 Jensen(1986)的自由现金
流理论，股东在信息不对称的情况下，
表 1样本数据分布
年份 2007 2008 2009 2010 201l 20l2 2013
来 自CSMAR数据库 的A股非 sT制造业公司 799 836 893 l057 1160 1221 1492
最近一年 内新上市或发生配股、增
70 58 4l 82 96 81 48
发行为的公司
变量有缺失值的公司 l52 l了2 31l 182 l00 56 16
控制变董 出现异常值的公司 10 8 9 10 14 8 2
最终可获得的 公司观测值 567 598 532 783 952 l076 14i7
常常要求更高的股利 以减少公司的 自由
现金流，从而减少管理者的自利行为。
而根据共同治理逻辑理论，供应商与客
户也是企业重要的利益相关者 (杨瑞龙、
魏梦，2000)，其对企业的信息需求较
大，尤其是客户或供应商集中度较高时，
企业会更加注重信息披露来满足大客户
或供应商的需求。因此 ，由于信息不对
称程度降低，一定程度上替代了现金股
利在降低代理成本中的作用，提出假设：
H1：供应商与客户集中度和上市公司
现金股利呈负相关关系。
对于国有企业来说，有着与政府天然
的密切联系，因此，相比非国有企业，其
优先得到政府分配的稀缺资源 (ShIeife r
and Vishny，1994)，比如，经营许可证、
资金、财政补贴、销售渠道等方面。民营
企业面临供应商或客户潜在违约风险或要
挟时，不像国有企业那样能够获得政府的
帮助 ，所以为了预防未来潜在的财务风险，
与非国有企业相比，国有企业更有减少现
金股利持有大量现金的动机。因此，客户
或供应商集中度与上市公司现金股利之间
负相关关系在国有企业显著性较弱，提出
以下假设：
H2：相比非国有企业来说，国有上市
公司的供应商与客户集中度和现金股利之
间的负相关关系较弱。
在那些金融发展程度低、市场竞争不
充分、法制不健全和政府干预程度大的金
融生态环境差的城市中，企业与银行存在
着高度的信息不对称 (李杨，2009)，
这就会导致银行不给或少给企业贷款甚至
提高贷款门槛，贷款资源在地区之间分配
不均 ，所 以在金融生态环境差的地区，拥
有着大供应商与客户的企业往往有更强动
机去预防未来风险，所以提出如下假设：
H3：与金融生态环境差的地区企业相
比，金融生态环境好的地区上市公司的供
应商与客户集中度和现金股利之间的负相
关关系较弱。
研究设计
(一 )研究样本与数据来源
本 文以 2007—2013年沪、深两市 A
股制造业上市公司作为研究样本，所有的
财务指标均来源于 CSMAR数据库，供应
商和客户集中度数据依据上市公司年报手
工整理得到，如表 1所示。
(二 )变量的定义及度量
被解释变量：现金股利用现金股利除
《中文核心期刊要目总览》贸易经济类核心期刊 181
以每股收益与现金股利除以净利润的比值
来度量。
解释变量：客户集中度 (custoITI@F)
和供应商集中度 (SUPplie r)，分别采用
上市公司年度报告 “董事会报告”中 “公
司主营业务及其经营状况”中披露的 “公
表 2相关变量的描述性统计结果
观 测
变 量 ±习值 标准 差 最 小 直 最 大 值 中 位 数
值
5925 O 1OO7542 0．14O625l O O 99 0 O5
5925 O 2938661 0．19367Z， O．．0012 1．O0OO000 0．23945
J_，■曲 r 5925 O 347l547 0．1943735 O 0022000 1．OO0O000 O．30355O
J面譬 5925 21 64O88 1．14B346 17 66334 26 4S731 21．48493
5925 O 4311226 O．2l98385 0 0O70799 3 91454 0 4327932
5925 O．O4663l6 O l662259 1．29Ol98 1O 40092 0 0405299
删 r 5925 O．3875562 0 8337146 -72706B l1 Bl345 0．29l56
呷 5925 O 3263876 0．283118B O 0 973o141 0．32OO992
■■r 5925 O 2161849 O 4281581 -0．8077094 10 20838 O．1l16166
曙 曲 5925 0．17l08B5 0 5704217 -0．975O348 30 O9166 0．1248晒28
q 5925 1109682 4O66272 ．12O 8138 l51 2381 0．7675346
_，知-I 5925 0．3625667 O．1479796 0 0362O0 O 923500 0 35l05
胛 S925 13．33872 28 4956 l 60B7B57 4 O55694
表 3供应商与客户集中度和公司现金股利的回归结果
解 释 变 量 解 释 变 量
f∞ r 解 释 变 量 口
c f凸口er币口sLl~o]ie．t-
量 参 数 估 计 变 量 参 数 估 计 变 量 参 数 估 计
．
3吐656 _0 046433 _o．361796
(--11．67) ’” (--12．27) ’ (--11．45) ‘。
-o 0178759 ．O17846
(--2．55) ⋯ (-2．4 ) ⋯
． OO4O7l了 _o．0O01334
su li" sL口 ii．er
( ．62) (-0．02)
O．O176153 0 0181633 0．0176l11
(12．05) ⋯ (12．51) ‘¨ (11 96) ⋯
_o．1170109 _0．11 0 728 n0．11702 18
(-8．35) ⋯ (-8．35) ⋯ (-8．33) ¨
0．9615265 O．g636871 O．96151g64
(24．66) ⋯ (24．64) ⋯ (24．6吐) ¨’
0．0345882 0．O347O77 O．O345874
∞ cf onef
(13．73) ⋯ (13．79) ⋯ (13．74) ”‘
0．O455 13 0．O452234 0．0455 l84
(7．56) ¨‘ (7．51) ’¨ (7．57) ⋯
_0．0O11406 ．O009925 ．001l405
(_0．43) (-0 38) (_0．43)
0．O3670 l1 O．O364O45 0．036了0 l3
(6．35) ⋯ (6．40) ⋯ (6 40) ⋯
5 f由
．
O27O6O4 g _0．O271g26 sgth _0．027O566
( ．74) ⋯ (-4．76) ⋯ (-4．73) ¨
0．O084O65 O OO84066 0．0O8408口
(3．23) ⋯ (3．23) ⋯ (3．23) I．‘
r f 0
．
037O768 fj t 0 O369753 first O．0370 65
(3．45) ⋯ (3．46) ⋯ (3
． 46) ⋯
_o．OOO2g52 _o．0002998 -0 OO0295i
(-4 80) ⋯ (_4．87) ⋯ ( ．79) ⋯
zd zd 0．026 1999 zd O．0261O38 O
． 026 1O68
(8 13) ⋯ (8．18) ⋯ (8．13) ⋯
control 咀， ~ontrol ，e1 lr contro1
Adj R—sq 41．77X j R—sq 41．了1％ dj ‘—s口 41．7 ％
182商业经济研究 (曾更名 《商业时代 》 ) 2016年 11期
司前五名客户销售额占总销售总额的比
重”及 “公司前五名供应商采购金额占总
采购金额的比重”来度量。
控制变量：公司规模 (Size)：用公
司期末总资产的自然对数来衡量 ；资本结
构 (CS)：用负债总额除以资产总额来度
量；盈利能力 (rOe)；派现能力 (oncf)：
用净经营现金流量除以股本总额来度量；
股权结构 (nCSP)：用非流通股股本除
以股本总额来度量 ；成长性 (ag r)：用
年度资产总额增量除以年产资产总额来度
量；主营业务增长率 (sgth)：用年度主
营业务总额增量除以年产主营业务总额来
度量；实际控制人性质 (owne r)，若实
际控制人性质为国有公司取值为 1，否则
其他为0；产权比率 (cq)：用负债总额
除以股东权益来度量 ；第一大股东持股比
例 (fi rst)；股权制衡 (gq)：用第一大
股东持股比例除以第二大股东持股比例来
度量；金融生态环境 (zd)，当样本公司
当年所在城市金融生态综合指数排名指数
得分处于全国前 10位，则取值为 1，否
则取值为0。
实证检验结果及分析
(一 )描述性统计结果及分析
相关变量的描述性统计结果如表2
所示。
(二 )模型回归结果与分析
表 3是对模型 1的回归结果 ，目的
是用来验证假设 1。从 回归结果来看 ，
当解释变量为客户集中度 (CUst0me r)
时，解释变量 CUstoree r前的系数为
一 0 0178759，在 1％ 的水 平 下 显 著 ，
且 其 调 整 后 的拟 合 优 度 为 41 77％，
这 与假设 1相 一致 ，当解释 变 量 为供
应 商 集 中 度 (SUpPIie r)时，解 释 变
量 SUPPIje r前的系数 为 一0．0040717，
t值 为 一0 62，其调 整后 的拟 合优度 为
41．71％ 。
从 表 4可 以看 出，客 户 集 中 度
(CUst'0me r)系数为 一0．0389968，并且
在 1％的水平下显著，其调整后的拟合
优度为 41．97％，模型 2在整体上显著，
而交互变量 customer 0wne F前的系数为
0 0616126，t值 为 4 49，在 1％ 的 水平
下显著。因此证 明了相 比较非国有上市
公司而言，国有上市公司的客户集中度与
公司现金股利支付之间的负相关关系较
弱。供应商集中度 (supplie r)的系数为
一 0．0207682，并且在 5％的水平下显著，
表4基于企业产权性质的供应商与客户集中度和公司现金股利回归结果
解 释 变 量 解 释 变
量 Pu，fd口 解 释 变 量 j “
et搏fa-∞r平Ⅱ tF J cr
变 置 参 数 估 计 变 量 参 数 估 计 变 盘 参 数 估 计
一 0L 3t7368 —1n 36156：自6 一Q．s哇63952
(一11．71) 一 (一12．25) 一 (-11．46) 一
￡·一 f‘__●￡r 一0 08595∞
(～哇．39) 一 (～3．91) 一
o．0616126
C4．吐g) 一 C3．7∞ 一
st●H'jielr gl■口41icr 一0 o 1193E玎
(一2 45 ) 一 C一1．36)
jL jj- ‘#EFd —e
0 o4433 18 0．0300521
(3 43) 一 C2．23) 一
0．018哇398 n 0181373
(12．31) 一 (12 68) 一 C12．26) 一
一I 11∞ 4 一Q．1l99241
(一& 哇5) 一 (一8．46 ) ’ C一氆 49) 一
0．9t；52911 0．9S55832
(24．72) 一 C2哇．53) 一 C2 4． 52) 一
0．0345926 0．o34哇48 0．03哇哇116
(13． 1) 一 C1& 74) 一 (13
． ∞ ) 一
0．0448435 0．o453528 0．04505 16
(7．4哇) 一 (7．53) 一 f7 4∞ 一
C一3．￡玎 ) 一 (一3。∞ ) 一 C一4．哇哇) 一
0．o36l》哇91 0．0366668 0．0370O 15
C6 44) 一 (6．39) 一 f 6．47) 一
j霄 f西 se th 5冒。t由 一Q．026584
(～ 69) ’ (一 70) 一 f—t．65) 一
0．0087哇哇5
(3．3矗 一 (3．36) 一 (3．41) 一
主rst 0．03661S3 0．03 08性 0．03675 58
(3．42) ’。 (3．哇6) ’。 C3 哇3) 一
一 Q．0003∞ 9 一CL (20∞ 011
C一 80) 一 (一5．O1) 一 (一哇-89) 一
0．0259哇{ 0．02638虬
(8．33) 一 (8 11) 一 C8．25) 一
， ^ _r — tro1 ， t e0 rtrol lr 一 t 01
—， 口 41．97％ 《 口 哇1．82％ —，口
表 5基于金融生态环境的供应商与客户集中度和公司现金股利凰归结果
由翠释 变 i
释 变 l 口一 f一 样 变 量 』j一
c 触 }d五日 萃口 』j一
变 自}数 估 计 变 数 估 计 变 i 数 估
一 CL 3 5 ∞ 58 2
(--11．48)一 (一12+18 ) 一 (一11．： 6)一
一 I C晓 9 6 63 2 —
口 tz， t ■■一
(—电 ．25)一 c一＆ 33 ) 一 (一8．22 ) 一
(13． 2)一
(2哇． 2)一
j fl^
(—哇 ．彗1)一 c一吐．81)一
0 ．0 3 6 02 3 2
(3．36) 一 (3．36)一
(— ．3-t) (一l 39) ( 一0L 35)
(1．97)一 (1 50)
， ■r o 一 ’ ro 1 J _Er o 1 J h r c‘' tr 0 1
哇 1．日8％ 41． ％ 吐1 8B％
其调整后的拟合优度为41．82％，而该假
设的交互变量 supplier owner前的系数为
0．0443318，t值 为 3．43，在 5％ 的水 平
下显著。
表 5是对模型 3的回归结果，主要
目的是 用 来检 验假 设 3的。解 释 变量
customer前的系数为 一0．0296632，t值
为一3．91并且在 1％的水平下显著，其
调整后的拟合优度为 41．88％，模型 3在
整体上显著 ，并且具有较好的解释能力，
而该假设的交互变量 custome r zd前的
系数为 0．0516845，t值为 2 97，在 1％
的水平下显著。即表 明与金融环境较 差
的地 区企业相 比，处于金融环境较好地
区的企业的客户集中度与现金股利负向
关系较弱。
结论
本文从股利政策相关文献 以及交易
成本经济学、隐性契约等相关理论出发，
得出研究结论如下：客户集中度与上市公
司现金股利之间呈现显著的负相关关系；
客户集中度对国有上市公司现金股利的
影响和对非国有上市公司现金股利的影
响有区别。对国有公司而言，客户集中度
与上市公司现金股利发放 之间的负相关
关系较弱。同时，相比较非国有上市公司，
对于国有公司而言，供应商集中度与上
市公司现金股利发放之间的负相关关系
较弱；客户集中度对上市公司现金股利
的影响也因各地区金融环境差异不同而
不同。这些证据丰富了转型经济背景下
的股利政策文献。从实践启示角度来看，
大客户的财务危机和议价能力是上市公
司现金股利决策应 当考虑的重要因素，
同时，不能忽略宏观 的地区金融生态环
境的影响。
1．Kee—Hong Bea and Jin Wang．whV
do Firms in Customer—Supplier Relationships
Ho1d M o re Ca sh?N o rthe rn Finance
Association，2010
2．Kai W ai Hui，Sandy Klasa，P．Eric
Yeung．Corporate suppliers and customers and
accounting conservatism．Journal of Accounting
and Economics，2012，53
3．Jin Wang．Do firms’ relationship s
with principal customers／suppliers affect
shareholders’ income?Journal of Corporate
Finance，2012，18
4．王少飞，周国良，何小杨，于旭辉 ．关
系型投资与审计行为 ．财经研究，2010(5)
《中文核心期刊要目总览》贸易经济类杨 胡刊 183
