大股东持股比例对企业现金股利的影响
———基于信贷融资中介效应的检验
吴国鼎１ ，李怡潇２ ，党印３
（１．中国社会科学院 世界经济与政治研究所，北京 １００７３
２； ２．中国社会科学院大学 国际政治经济学院，北京 １００７
３２； ３．中国劳动关系学院 劳动教育学院，北京 １０００
４８）
摘 要：企业的股权结构能够对现金股利产生影响。 使用 ２００６—２０２３ 年中国沪深上市企
业数据，运用中介效应检验方法，考察了大股东持股比例变化通过信贷融资对企业现金股利的影响。
研究发现，大股东持股比例越高，企业发放的现金股利越多。 考察信贷融资的中介效应，大股东持股
比例越高，企业的信贷融资越多，进而对企业的现金股利产生更大影响。 区分短期借款和长期借款，
大股东持股比例越高，企业的短期借款越少，长期借款越多。 信贷融资的中介效应存在异质性：企业
的公司治理状况、大股东持股比例区间以及企业所属行业等因素均导致了信贷融资中介效应的差异。
基于此，应加强对企业大股东行为、信贷融资及股利发放的监管，优化股权结构，加强信贷融资的债务治
理功能，以促进企业制定合理的股利政策。
关键词：大股东持股比例；信贷融资；现金股利；中介效应；异质性
中图分类号：Ｆ２７６．６；Ｆ２７５．４ 文献标识码：Ａ 文章编号：２０９５－９２９Ｘ（２０２６）０２－００４６－１８
一、引 言
现金股利政策是上市企业的一项重要财务决策，不仅直接影响了企业大股东、中小股东及其他投资者之
间的利益分配，还影响了企业的后续经营与可持续发展。 合理的股利政策，既可以使投资者得到相应回报，
保持企业持续发展，还可以向外界传递企业积极的财务信息，使投资者充分了解企业，从而保持对企业的投资
以 及吸引更多的投资者。
股利政策是公司财务研究的重点领域。 Ｍｉｌｌｅｒ 和 Ｍｏｄｉｇｌｉａｎｉ［ １］ 提出的ＭＭ 理论，是
股利研究领域的理论基石。 所 谓 ＭＭ 理论，指的是企业的价值与其股利政策无关。 由 于 ＭＭ 理论仅在投资
者理性和资本市场完美等一系列假设条件下成立，而现实资本市场与此假设条件具有很大的不同，于是学者们
不断放宽这一假设，又发 展出一系列其他理论，包括信号传递理论［２］ 、股利代理成本理论［３］ 、股利迎
合理论［４］ 、股利生命周期理论［５］ 等。 这些理论从不同视角对公司股利政策进行了分析和总结，形成了
关于公司股利政策的理论体系。
影响企业现金股利发放的因素有多种，其中包括两个方面的重要因素：股权集中度和资本结构。 股利政
基金项目：中国社会科学院学科建设“ 登峰战略” 资助计划资助项目（ ＤＦ２０２３ＹＳ４２）。
作者简介：吴国鼎（ １９７３—），男，山东临沂人，博士，中国社会科学院世界经济与政治研究所副研究员，研究方向：公
司治理、世界经济。
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策是公司不同利益相关者之间博弈的结果。 因而股权结构，尤其是股权集中度，是影响公司股利政策的关键因
素。 股权集中度不同，企业中存在的代理问题也不同。 在大股东持股比例较低的企业中，由于管理层在企业中
拥有更大的权力，所以企业中的主要代理问题存在于股东和管理层之间［６］ ；而在大股东持股比例较高的企业
中，企业中的主要代理问题存在于大股东和中小股东之间［７］ 。 大股东持股比例越高，其在企业中的话语权越
大，为了私利而对企业进行“ 掏空” 的动机也就越强。 大股东对企业“ 掏空” 的渠道有多种，其中发放现金股利
是一个重要渠道。 不合理的现金股利政策可能会导致大股东对中小股东利益的侵占。 企业的资本结构也影响
到现金股利的发放。 信贷融资作为企业重要的融资方式，具有两方面的作用：一方面，债权人借款给企业后，
会对企业的经营以及资金使用情况进行监督［３，８］ ，同时，债务的期限性和偿还金额的固定性决定了企业必须
为此留有充足的、流动性强的现金或其他资产以作为偿还未来债务的准备，从而影响企业现金股利的发 放；另
一方面，企业进行信贷融资后，大股东可支配的资金增加，大股东可能会采取有利于自身利益但是却会 损害其
他投资者利益的股利政策，这种情况在大股东持股比例高的企业中更为常见。
同西方发达国家的资本市场相比，中国上市企业的大股东持股比例普遍较高，而市场监管制度、公司治理
体系等也还不能对大股东的行为进行有效监督和约束。 这就使得在大股东持股比例高的企业中，存在大股东
凭借控制权通过发放现金股利对企业进行“ 掏空” 的动机和能力。 长期以来，中国上市企业的股利发放存在
一些非理性现象：有些企业虽然有较多的盈利，但是却一直不发放股利或者仅发放较少的股利；而有些企业存
在较大亏损却发放了高额股利。 为了规范上市企业的股利发放，证监会自 ２０００ 年起，陆续出台了多项法
规， 但是这一状况并没有得到根本改善。 例如，一些企业在从银行获得大量贷款的情况下仍然发放了高额
的股利，导致企业资金短缺，不能偿还到期债务，甚至破产。 出现这一状况的一部分原因就在于，一些企业
的股利政策，是大股东基于自身利益最大化利用股利发放渠道进行利益输送而制定的。
由于中国股权融资市场尚不发达，信贷融资（ 尤其是银行借款） 成为上市企业获得经营资金的主要来源之
一。 和其他类型的债权人相比， 银行由于更有能力对债务人进行监督， 从而具有更强的债权人治理功能［９］ 。
再加上中国的商业银行已经在很大程度上实现了市场化运营，银行基于经营效益以及经营安全的考虑，也需要
加强对贷款发放的审核以及对债务人的监督。 因此，银行贷款在一定程度上能够起到约束大股东利用发放股利
谋取私利的作用。 但是，中国银行业又具有特殊性：一方面，银行尤其是国有银行，其贷款业务不可避免受到
非市场因素的影响，这使得企业是否能够获得银行贷款并不完全取决于企业的经营状况，也取 决于企业在稳定
就业、提供税收、发展重点产业等方面所起的作用。 企业的政治级别甚至企业领导人的政治背景也在其中发挥
着一定的作用［１０－１１］ 。 另一方面，国有银行存在的预算软约束及内部代理问题，使得无论是在贷款对象选择
环节，还是贷出资金后对债务人的监督以及贷款回收环节，银行都还不能完全发挥债务治理 功能。 在这种情
况下，企业获得银行贷款后便拥有了更多的可供支配的现金，从而为其通过发放股利对企业进行“ 掏空” 提供了
便利。
大股东持股比例和信贷融资都会影响现金股利，而大股东持股比例又会影响企业的信贷融资。 大股东持股
比例不同导致的代理问题不同，会使企业选择不同的信贷融资规模。 大股东持股比例能否通过信贷融资进而对
现金股利产生影响？ 尤其是在中国企业普遍存在大股东、信贷融资市场比较特殊而且市场中存在大量国有企业
的情况下，这三者之间的关系会呈现何种特征？ 虽然有一些文献考察了大股东持股比例与现金股利、信贷融资
与现金股利以及大股东持股比例与信贷融资之间的关系，但较少有研究将三者纳入统一框架进行分 析。 因此，
本文旨在探究大股东持股比例对企业的信贷融资进而对现金股利会产生怎样的影响，以及这种影响在考虑了信
贷融资期限、所有制性质、公司治理状况、大股东持股比例区间以及行业等因素后的异质性。 通过引入信贷融
资这一中介变量，本文不仅分析了大股东与中小股东之间的代理问题，也分析了债权人与企业 之间的代理问题，
从而将两类代理问题纳入统一分析框架。 这不仅丰富了代理理论在股利政策领域的应用，
也更全面地揭示了现金股利政策的形成机制。
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二、理论分析与研究假设
（一）大股东持股比例变化对现金股利的影响
关于大股东持股比例对现金股利的影响， 学者多从大股东和小股东之间的代理问题出发，认为大股东持
股比例越高，企业发放的现金股利越多。 这种观点主要是从大股东“ 掏空” 的角度进行分析。 Ｓｈｌｅｉ
ｆｅｒ 和Ｖｉｓｈｎｙ［ １２］ 、Ｊｏｈｎｓｏｎ 等［１３］ 、Ｆａｃｃｉｏ 和 Ｌａｎｇ［ １４］ 等的研究认为，在股权集
中的企业中，大股东具有更高的话语权， 会通过控制股东大会以及董事会等途径制定对自己有利的决策。 由
于发放现金股利的成本较低而且形式合法，大股东倾向于制定更有利于自己的现金股利政策。 一些学者基于
中国资本市场的数据所进行的研究也得出了类似的结论。 原红旗［１５］ 认为，虽然发放现金股利是解决企业
中代理问题的重要手段，但是中国企业中存在的严重代理问题制约了现金股利这一功能的发挥，上市企业中
的大股东存在着通过发放现金股利从企业中转移资金的行为。 闫大颖［１６］ 基 于 １９９９—２００２ 年中国上市
企业数据研究发现，中国的上市企业在 ２０００ 年以后热衷于发放现金股利，这既受证监会在２０００ 年后
出台的一系列鼓励现金分红的政策的影响，也与企业中的非流通控股股东通过现金股利进行“ 圈钱” 有关。
中国资本市场的监管法规以及保护中小股东利益的制度尚不健全，使得企业大股东存在对中小股东利益
进行侵占的动机。 大股东通常通过关联交易、占用企业资金以及发放现金股利等渠道实现私利。 近年来，由
于监管制度的约束，大股东通过关联交易、直接占用企业资金等渠道对企业进行“ 掏空” 越来越难。 因此，
“ 高派现” 成为大股东经常采用的渠道，再加上监管机构倾向于鼓励上市企业发放股利，这都使得大股东持
股比例较高的企业更倾向于多发放现金股利。 “ 两鸟在林，不如一鸟在手”，通过发放更多的现金股利，大
股东可以尽早实现自己的投资收益。
基于上述分析，提出 Ｈ１：大股东持股比例对企业的现金股利具有正向影响。
（二）大股东持股比例影响现金股利机制中信贷融资的中介效应
１．信贷融资总额的中介效应
检验信贷融资总额的中介效应，也就是考察大股东持股比例是否通过信贷融资总额影响现金股利。 这包括
两个层面的问题：一是大股东持股比例对企业信贷融资的影响，二是信贷融资对企业现金股利的影响。
大股东持股比例不同，企业中的代理问题就不同，导致了企业对于信贷融资的不同选择。 在大股东持股比
例较低时，每个股东持有的股份比例较低，这使得股东都想“ 搭便车” 而疏于对管理层的监督。 管理层为了减
轻经营压力以及保留更多的资金用于自由支配，倾向于减少信贷融资。 而在大股东持股比例较高时，大股东在
企业中的利益更大，在企业中的话语权也更大，因而其对管理层的监督和约束会更加严格。 信贷融资的增加，
也可以对企业管理层形成约束，从而减少代理成本［１７］ 。 另外，通过信贷进行融资，可以由债权人和企业股
东共同承担风险，而剩余收益则由企业股东占有。 因而大股东持股比例越高，企业进行的信贷融资会越多［ １
８］ 。
大股东持股比例高的企业在获得信贷融资后，对于发放现金股利有什么影响？ 信贷融资增加，企业可供支
配的现金资源就会增加，这就给企业发放现金股利提供了更多的资源。 尤其是在大股东持股比例更高时， 大股
东的“ 掏空” 动机增加，企业可能会发放更多的现金股利。 当然，也存在另一种情况：当企业负债水平高时，股
东不得不考虑因侵占用于偿还债务的资金发放现金股利而导致的企业经营困难甚至破产，因此企业需 要预备足
够的现金流来偿付预期的债务，这也就导致企业用于发放现金股利的资金减少。 总之，无论何种情形，信贷融
资的增加会影响企业现金股利的发放。
基于上述分析，提出 Ｈ２ａ：大股东持股比例变化通过信贷融资影响企业现金股利。
４８
２．不同期限信贷融资的中介效应
信贷融资按照还款期限可分为短期借款和长期借款。 不同期限类型的借款，债权人的审核条件不同，对借
款企业的约束力也不同。 短期借款由于还款期限短，且受到债权人更频繁的监督，对企业的约束力更强；而长
期借款，由于要求企业在相对较长的时间内有还款能力，对企业短期内的约束相对较弱［３］ 。
从大股东持股比例对企业债务期限结构的影响来看，大股东持股比例越高，大股东对企业进行“ 掏空” 的
动机越强，其越有可能通过信贷融资以获得更多可供支配的资金。 在这种情况下，企业会偏好长期借款，厌
恶短期借款。 企业获得的短期和长期借款对企业现金股利的影响也可能不同：短期借款由于还款期限短且还
款次数频繁，企业需要准备充足的现金流来满足还款需求，这会导致企业减少发放现金股利；长期借款由于还
款 期限较长，这就给大股东侵占企业资金提供了更大的空间，企业就可能发放高额现金股利。 总之，无论是
短期借款还是长期借款，都会对企业的现金股利产生影响。
基于上述分析，提出 Ｈ２ｂ：大股东持股比例变化通过短期借款和长期借款影响企业现金股利。
（三）大股东持股比例影响现金股利机制中信贷融资中介效应的异质性
１．不同所有制类型企业中信贷融资的中介效应
所有制类型不同，企业中的代理问题就会不同，因而会影响到现金股利的发放。 一些研究考察了企业的所
有制类型对现金股利的影响［１９－２１］ 。 在已有研究的基础上，进一步分析所有制类型对大股东持股比例、信贷
融资与现金股利之间关系的影响。
所有制类型不同，企业进行信贷融资的能力不同，大股东进行分红的动机和能力就不同。 因此，所有制类
型也会影响大股东持股比例、信贷融资与现金股利之间的关系。 关于这一问题，有两种观点。 一种观点认为，
民营企业更倾向于通过信贷融资发放现金股利。 国有企业的领导人并不是企业的大股东，因此企业的分红行为
对其自身利益的影响较小。 国有企业多处于垄断性行业且具有较强的经济实力，再加上国有企业的政治背景，
这使得其获得外部资金支持的能力也较强［２２］ 。 因此，大股东持股比例提高，国有企业并不一定通过增加信
贷融资进而发放高额股利。 与国有企业相比，民营企业获得外部资金支持更加困难，而且大股东受到监管法规
的约束较少，这使得民营企业大股东更倾向于通过信贷融资发放高额股利。 另一种观点认为，国有企业更倾向
于通过信贷融资发放现金股利。 一方面，国有企业更容易获得各类信贷融资［２３－２４］ ；另一方面，国有企业
中的代理问题更加复杂［２５－２６］ 。 这都使得国有企业在享受其身份所带来的资源优势的同时，其经营决策包
括分红政策也不可避免地会受到政府的影响。 陈信元等［２７］ 的研究显示，一些国有企业会通过发放高额现金
股利从而使得大股东从公司内部转移资金，从而对公司进行“ 掏空”。
基于上述分析，提出 Ｈ３ａ：信贷融资的中介效应在不同所有制类型企业之间存在差
异。２．不同公司治理水平企业中信贷融资的中介效应
公司治理水平在大股东持股比例通过信贷融资影响现金股利的机制中具有调节作用。 Ａｄｊａｏｕｄ 和
Ｂｅｎ－ Ａｍａｒ［ ２８］ 通过构建公司治理指数来考察公司治理水平对企业分红的影响，研究发现，公司治理
水平越高，上市公司的分红也越多。 一些研究考察了股权结构、董事会治理、管理层治理等因素对企业股利的
影响。 陆正飞等［２９］ 的研究发现，大股东“ 一股独大” 会导致企业采取激进的分红政策。 董艳和李凤［３０］ 的
研究表明，管理层持股对现金股利有正向影响。 一些研究考察了公司治理因素对企业包括信贷融资在内的资本
结构的影响。Ｇｏｒｍｌｅｙ 等［３１］ 认为，高管薪酬与企业负债率负相关。 肖作平［３２］ 的研究得出，董事
会中独立董事人数、董事会会议次数与债务融资正相关。
公司治理水平高的企业中，其他大股东可以对第一大股东形成制衡，董事会有较高的独立性，机构投资者、
债权人等能够更有效地参与治理，企业的信息披露状况也更好，这都可以约束大股东通过信贷融资发放现
金股利的行为。
４９
基于上述分析，提出 Ｈ３ｂ：信贷融资的中介效应在不同公司治理水平企业之间存在差异。
３．不同大股东持股比例区间企业中信贷融资的中介效应
在不同大股东持股比例区间，大股东持股比例变化通过信贷融资对现金股利的影响可能存在非线性关 系。
吕长江和周县华［３３］ 、唐跃军和谢仍明［３４］ 的研究发现，当大股东持股比例较低时，其更倾向于通过关联交
易、资金占用等方式获利；当持股比例超过某一阈值后，大股东则更倾向于通过发放股利的方式获利。 一些研
究则得出了相反的结论。 罗琦和吴哲栋［３５］ 得出结论，当大股东持股比例较低时，大股东侵占中小股东利益
的可能性较大；为减少代理成本，大股东持股比例越高，企业就会发放更多的现金股利；当大股东持股比例上
升 到一定阈值后，大股东与中小股东之间的协同效应增强，这导致大股东持股比例越大，企业发放的现金股利
就 会越少。 此外，不同大股东持股比例区间中公司大股东对信贷融资的偏好也存在差异。
基于上述分析，提出 Ｈ３ｃ：信贷融资的中介效应在不同大股东持股比例区间企业中存在差异。
４．不同行业企业中信贷融资的中介效应
不同的行业中，大股东持股比例对现金股利的影响会存在差异。 Ｆａｍａ 和 Ｆｒｅｎｃｈ［ ３６］ 认为，高
科技行业因具有高成长性，公司大股东倾向于减少分红；而公用事业和传统制造业等行业则因为经营以及现
金流稳定，公 司大股东倾向于增加分红。 Ｄｅｎｉｓ 和 Ｏｓｏｂｏｖ［ ３７］ 指出，资源行业因利润波动大，大
股东持股比例与分红呈非线性关系；而消费品行业因市场需求和利润稳定，大股东持股比例与分红正相关。
因此，由于不同行业的资产结构、经营稳定性及融资约束等因素存在差异，导致不同行业中的企业对于发放股
利有不同的偏好。
基于上述分析，提出 Ｈ３ｄ：信贷融资的中介效应在不同行业企业中存在差异。
三、研究设计与样本
（一）核心变量的度量
１．大股东持股比例
以企业直接控股股东持有的上市企业股份比例作为大股东持股比例的代理变量。 需要指出的是，此处的
大股东并非仅仅指的是企业的第一大股东，而是企业的直接控股股东。 在一些企业中，企业的直接控股股东
包括多个企业法人或者自然人，这些企业法人或者自然人均由企业的实际控制人控制。 因此，在此种情况下，
需要把共同作为直接控股股东的多个企业法人或者自然人对企业的持股比例相加。
２．股利支付率
用股利支付率来衡量上市企业现金股利的发放水平。 股利支付率为企业年度累计现金分红总额与归属于
母公司股东净利润的比值。
３．信贷融资
企业的信贷融资一般包括银行借款、企业债券以及应付账款等三种类型。 中国的大多数企业不具有发行企
业债券的资格，企业债券在上市企业信贷融资中所占的比例较小；应付账款等商业信用对企业股东的约束 性较
差，其治理功能较弱。 因此，本文只考虑企业的借款，以借款额与总资产的比值作为信贷融资的代理变量。
（二）检验模型
考察大股东持股比例变化通过信贷融资对现金股利的影响，实际上是考察信贷融资在大股东持股比例与
现金股利关系之中的中介效应。 关于中介效应的检验，本文借鉴江艇［３８］ 等的方法构建模型进行检验。
除了大股东持股比例、信贷融资以及股利支付率等核心指标外，还有一些其他因素会影响企业的股利发
放以及信贷融资［３９－４１］ 。 这些因素包括企业的经营规模、负债水平、固定资产占比、盈利能力、经营现金
流以及５０
－
０．１２０ ０．３
７９－
发展速度等。 我们在模型中也加入了这些因素。
基于上述分析，本文设定的计量模型为：
Ｄｉｖ ｉｔ ＝ α０ ＋ α１ Ｓｃｒ ｉｔ ＋ α２ Ｓｉｚｅ ｉｔ ＋ α３ Ｌｅｖ ｉｔ ＋ α４ Ｆｉｘｅｄ ｉｔ ＋ α５ Ｒｏｅ ｉｔ ＋ α６ Ｏｃｆ ｉｔ ＋ α７ Ｇｒｏｗｔｈ ｉｔ ＋ η ｔ ＋ σｉｔ （１） Ｄｅｂｔ ｉｔ ＝ β０ ＋ β１ Ｓｃｒ ｉｔ
＋ β２ Ｓｉｚｅ ｉｔ ＋ β３ Ｌｅｖ ｉｔ ＋ β４ Ｆｉｘｅｄ ｉｔ ＋ β５ Ｒｏｅ ｉｔ ＋ β６ Ｏｃｆ ｉｔ ＋ β７ Ｇｒｏｗｔｈ ｉｔ ＋ η ｔ ＋ σ ｉｔ （２） 其中， Ｄｉｖ ｉｔ 为股利支付率； Ｓｃｒ ｉｔ
为大股东持股比例； Ｄｅｂｔ ｉｔ 为信贷融资； Ｓｉｚｅｉｔ 为以企业总资产的对数值表
示的企业规模； Ｌｅｖｉｔ 为资产负债率； Ｆｉｘｅｄ ｉｔ 为固定资产比例； Ｒｏｅｉｔ 为净资产收益率； Ｏｃｆ ｉｔ 为经营现金流净额；
Ｇｒｏｗｔｈ ｉｔ 为营业收入增长率； η ｔ 表示年度变量； σｉｔ 表示随机扰动项。
模型（１） 中， α１ 表示现金股利随着大股东持股比例的增加而变化的程度， α２ 、 α３ 、 α４ 、 α５ 、 α６ 、 α７ 分别表示现金股利随着企业规模、资产负债
率、固定资产比例、净资产收益率、经营现金流量净额、营业收入增长率等的增加而变化的程度。 同样，模型（２）中， β１ 、 β２ 、 β３ 、 β４ 、 β５ 、 β６ 、 β７ 也分别表示
信贷融资水平随着相应解释变量的增加而变化的程度。
具体来说，可以通过以下步骤检验信贷融资的中介效应：第一步，使用大股东持股比例变量对现金股利变
量进行回归。 如果回归系数显著，说明大股东持股比例显著影响现金股利。 第二步，使用大股东持股比例
变量对信贷融资变量进行回归，如果回归系数显著，说明大股东持股比例显著影响信贷融资。 由于已经通过
分析说明，信贷融资能够影响企业的现金股利，所以由第一步和第二步就可以说明信贷融资在大股东持股比例
与现金股利之间的关系中具有中介效应。 这实质上是一种机制检验，即检验大股东持股比例变化通过信贷融
资渠道影响企业现金股利这一机制。
（三）样本数据和描述性统计
本文使用的样本为在上海、深圳证券交易所上市的企业。 考虑到股权分置改革等因素，考察的样本期间
为 ２００６—２０２３ 年。 参照李广子和刘力［４２］ 、王甄和胡军［４３］ 等，剔除了金融、保险类行业等具有特殊
资产负债结构的企业，也剔除了集体企业和外资企业以及上市时间不足 ３ 年的企业。 数据来源于国泰安
（ ＣＳＭＡＲ） 和万得（ Ｗｉｎｄ） 数据库。 表 １ 为主要变量的描述性统计。
表 １ 主要变量的描述性统计
Ｓｃｒ ４８８１７ ０．４０１ ０．１５６ ０．１５９ ０．６９４
Ｓｉｚｅ ７０７５７ ２１．４８０ １．４１４ １９．０４７ ２４．２７１
Ｌｅｖ ７０５３８ ０．４３１ ０．１９６ ０．１１２ ０．７８６
Ｆｉｘｅｄ ７００４４ ０．２０８ ０．１
４８
Ｒｏｅ ６９６６３ ０．１１８ ０．１
１９
Ｏｃｆ ９５３４６ ０．０４６ ０．０
６６
Ｇｒｏｗｔｈ ６６５８６ ０．１５６ ０．２
５６
－
０．０１３ ０．５２９
０．０５５ ０．１９５
０．２６６ ０．７６８
注：由于采用的大股东持股比例是直接控股股东的持股比例，根据企业披露的年度财务报告，有些企业在某些年度不存在 直接
控股股东，则此时该企业的这一指标为空缺。
图 １ 展示了主要变量在样本时间内的变化趋势。 从 图 １ 中可以看出，样本企业的现金股利发放率在样
本期间大致呈一种上升的趋势，年度分红公司占上市公司家数比例也大致呈逐年上升趋势。 一方面，这是企
业越来越重视对现金股利的发放，另一方面，监管部门的政策推动也起到了一定作用。 例如，证监会 ２００８
年出台了《关于修改上市公司现金分红若干规定的决定》，规定上市企业发行新股最低应满足最近三年内把
年均可分配利润的３０％用于发放现金股利的要求；２０１３ 年出台了《上市公司监管指引第３ 号———上
市公司现金分红》，要求企业根据发展阶段以及投资计划进行分红，并规定了在每种情形下企业现金分红的
最低比例。 从 图 １ 中也可以看出，在样本期间，样本企业的大股东持股比例则相对稳定，在 ０．４０ 和
０．４５ 之间波动。
变量名称 观测值 均值 标准差 最小值 最大值
Ｄｉｖ ９５３４６ ０．１３６ ０．２０
８
０．００
０
０．６７５
５１
图 １ 主要变量在样本时间内的变化趋势
四、实证检验结果
按照中介效应的检验步骤，使用模型（１）（２） 对各个研究假设进行检验。
（一）大股东持股比例变化对现金股利影响的检验结果
表２ 报告了使用几种不同的回归方法检验大股东持股比例变化对现金股利影响的回归结果。
表 ２ 大股东持股比例变化对现金股利的影响
变量 （１） Ｄｉｖ （２） Ｄｉｖ （３） Ｄｉｖ
Ｓｃｒ
０．３３６
∗∗∗
（ ０．０１１）
０．２２３
∗∗∗
（ ０．００６）
０．２７０
∗∗∗
（ ０．０１１）
Ｓｉｚｅ
０．０２８
∗∗∗
（ ０．００１）
Ｌｅｖ
－０．３１０
∗∗∗
（ ０．００６）
Ｆｉｘｅｄ
－０．０３３
∗∗∗
（ ０．００７）
Ｒｏｅ
０．３９２
∗∗∗
（ ０．０１２）
Ｏｃｆ
０．３１４
∗∗∗
（ ０．０１７）
Ｇｒｏｗｔｈ
－０．０３３
∗∗∗
（ ０．００４）
０．０３５
∗∗∗
（ ０．００２）
－０．３００
∗∗∗
（ ０．００８）
－０．０３９
∗∗∗
（ ０．０１１）
０．２０４
∗∗∗
（ ０．０１２）
０．０８８
∗∗∗
（ ０．０１７）
－０．０
０６
０．００
４）
常数项
０．１４２
∗∗∗
（ ０．００５）
－０．３１４
∗∗∗
（０．０２
９）
－０．４８４
∗∗∗
（ ０．０４１）
企业 是 否 是
年份 是 是 是
观测值 ４８７９７ ４８３３７ ４８３３７
Ｒ
２ ０．０３３ ０．１９３ ０．０８１
注：∗∗∗、∗∗和∗分别表示在 １％、５％和 １０％的水平上显著，括号内为回归系数的稳健性标准误。 下同。
表 ２ 列（１） 是只在模型中加入核心变量的回归结果，列（２） 是没有考虑企业固定效应的回归结果，
列（ ３） 是考虑了企业固定效应的回归结果。 列（１） ～ （ ３） 中 Ｓｃｒ的回归系数分别为 ０．３３６、０．２２３
和 ０．２７０，均显著为正，表明大股东持股比例提高对现金股利有正向影响，即大股东持股比例越高，企业发
放的现金股利越多。 由此验证了 Ｈ１。 之所以大股东持股比例的提高会导致现金股利的增加，也有研究提供
了另外的解释。 有研究认为，现金股利可能成为满足大股东其他方面利益需求的工具［４４－４６］ 。 也有研究
认为，现金股利能够掩饰大股东通过其他渠道对企业进行的“ 掏空”［ ４７－４８］ 。 投资者在获得了现金股利后，
（
会对大股东的其他行为不再关注５２
或者追究，这就便利了大股东通过其他渠道对企业进行“ 掏空”。
对这一问题作进一步解释。 现金股利是按照股东持股比例发放的。 因此，在监管制度完备的市场中，发放
现金股利对所有股东来说都是一种公平的形式，是对中小股东权益的保护。 而在监管制度不完备的市场中，大
股东则容易通过现金股利实现对企业的“ 掏空”，进而造成对中小股东利益的侵害。 在中国资本市场上，大股东
持股比例越高，企业发放的现金股利越多。 这就说明，发放现金股利更有利于大股东利益的实现。尤其是在股
权分置改革之前，大股东的持股成本较低且不能通过减持而获益，因此发放股利可使大股东获得 比中小股东更
高的收益率。
接下来分析表２ 列（３） 中其他变量的回归结果。 Ｓｉｚｅ 的系数显著为正，表明企业规模越大，企业的筹
资能力以及抗风险能力越强，企业越倾向于发放更多的现金股利。 Ｌｅｖ 的系数显著为负，表明资产负债率越
高，企业将要偿还的债务就越多，企业为了降低不能偿还债务的风险，就会减少现金股利。 Ｆｉｘｅｄ 的系数显著
为负，表明企业固定资产占比越高，流动资产就越少，企业就倾向于减少现金股利的发放。 Ｒｏｅ 的系数显著
为正，表明企业盈利能力越强，可用于发放股利的资金就越多，企业就会发放更多的股利。 Ｏｃｆ 的系数显著
为正，表明当企业的经营现金流越多，发放的现金股利也越多。 列（ ３） 中 Ｇｒｏｗｔｈ 的系数虽为负但是不显著，
而列（ ２） 中 Ｇｒｏｗｔｈ 的系数显著为负，这表明企业的发展速度越快，就需要把更多的资金用于投资和经营，
从而减少现金股利的发放。
（二）信贷融资中介效应的检验结果
１．信贷融资总额中介效应的检验结果
检验信贷融资总额的中介效应，也就是检验大股东持股比例变化通过信贷融资总额对现金股利的影响。 由
于表２ 中已经检验了大股东持股比例变化对现金股利的影响，按照中介效应检验方法，只检验大股东持股比例
变化对信贷融资总额的影响。 回归结果见表３ 列（１）。
表 ３ 从总体上检验信贷融资的中介效应
变量 （１）Ｌｏａｎ （２） Ｌｏａｎ＿ｓ （３） Ｌｏａｎ＿ｌ
Ｓｃｒ
０．０１８
∗∗∗
（ ０．００４）
Ｓｉｚｅ
０．０１７
∗∗∗
（ ０．００１）
Ｌｅｖ
０．３９０
∗∗∗
（ ０．００３）
Ｆｉｘｅｄ
０．０９５
∗∗∗
（ ０．００４）
Ｒｏｅ
－０．０４９
∗∗∗
（ ０．００４）
Ｏｃｆ
－０．１６１
∗∗∗
（ ０．００５）
Ｇｒｏｗｔｈ
－０．００７
∗∗∗
（ ０．００１）
常数项
－０．４４７
∗∗∗
（ ０．０１３）
－０．００７
∗∗
（ ０．００３）
０．００２
∗
∗∗
（ ０．００１）
０．２５５
∗
∗∗
（ ０．００２）
０．０５１
∗
∗∗
（ ０．００３）
－０．０５０
∗∗∗
（０．００
３）
－０．１０８
∗∗∗
（０．００
５）
－０．００７
∗∗∗
（０．００
１）
－０．０８９
∗∗∗
（０．０１
２）
０．０１５
∗
∗∗
（ ０．００２）
０．０１５
∗
∗∗
（ ０．０００）
０．１０１
∗
∗∗
（ ０．００２）
０．０３８
∗
∗∗
（ ０．００２）
０．００
３ ０．０
０２）
－０．０４０
∗∗∗
（ ０．００３）
０．００
０ ０．０
０１）
－０．３３８
∗∗∗
（ ０．００８）
企业 是 是 是
（
（
年份 是 是 是
观测值 ４８３３７ ４８３３７ ４８３３７
Ｒ
２ ０．４５４ ０．３２０ ０．１９３
表 ３ 列（１） 中， Ｌｏａｎ 表示企业的信贷融资总额， Ｓｃｒ 的回归系数为 ０．０１８，显著为正。 说明大股
东持股比例的增加能够导致企业进行更多的信贷融资。 由于文中已经分析信贷融资对企业现金股利的影响，所
以可以
５３
判断信贷融资在大股东持股比例与现金股利的关系中具有中介效应。 由此验证了 Ｈ２ａ。 大股东持股比例越高，
企业进行的信贷融资越多，说明大股东可能存在两方面的动机：一方面，通过信贷融资，大股东既可以控制更
多的资金以及占有由债权人和股东共同创造的剩余价值，又能保护自己的股权不被分散；另一方面，对于企 业
通过增加信贷融资而获得的资金，大股东可能通过现金股利等渠道对企业进行“ 掏空”。
２．不同期限信贷融资中介效应的检验结果
把信贷融资区分为长期借款和短期借款，分别考察这两种不同类型的借款在大股东持股比例与现金股利
关系中所起的作用。 其中，借款期限在１ 年以下的为短期借款，借款期限在 １ 年以上的为长期借款。 回归
结果见表３ 列（２）（３）。
表 ３ 列（２）（３） 中， Ｌｏａｎ＿ｓ 和 Ｌｏａｎ＿ｌ 分别表示短期借款和长期借款，其分别是短期借款额和长期
借款额与企业总资产的比值。 列（２） 是大股东持股比例对短期借款的回归结果。 Ｓｃｒ 的回归系数为－ ０．０
０７，显著为负，表明大股东持股比例的增加能够导致企业减少短期借款。 由于短期借款能对企业的现金股利
产生影响， 所以根据回归结果可以判断，短期借款具有中介效应。 列（３） 是大股东持股比例对长期借款的回归
结果。 Ｓｃｒ 的回归系数为０．０１５，显著为正，表明大股东持股比例的增加能够导致企业增加长期借款。 由
于长期借款也能对企业的现金股利产生影响，所以根据回归结果可以判断，长期借款也具有中介效应。 由此验证了
Ｈ２ｂ。
大股东持股比例越高，短期借款越少，长期借款越多，这进一步说明了短期借款具有更强的债务治理作用。
短期借款由于还款期限短且还款次数频繁，使得企业需要预备充足的现金流以备于偿还债务，这就对大股东侵
占企业资金的行为造成了限制，从而导致了大股东持股比例更高时，企业会减少短期借款以避免短期 借款对其
的约束。 而长期借款，由于还款期限较长，这就给大股东提供了时间和机会，使其对长期借款的侵占行为不容
易被发现，导致大股东持股比例更高的企业更愿意借入长期借款。
（三）信贷融资中介效应异质性的检验结果
１．不同所有制类型企业中信贷融资中介效应的检验结果
把样本企业区分为国有企业和民营企业，分别考察这两类企业中大股东持股比例变化对信贷融资的影
响。 本文根据企业实际控制人的所有制性质判断企业是国有企业还是民营企业，同时剔除了在样本区间发生
过所有制类型转换的企业。 回归结果见表４。
表 ４ 不同所有制类型企业中信贷融资中介效应检验
国有企业
变量
（１） Ｄｉｖ （２） Ｌｏａｎ
民营企业
（３） Ｄｉｖ （４） Ｌｏａｎ
样本全体
（ ５）Ｌｏａｎ
Ｓｃｒ
０．１３９
∗∗∗
０．０２４
∗∗∗
０．４０９
∗∗∗
０．０３７
∗∗∗
０．０３４
∗∗
∗
（０．０２５） （０．００８） （０．０２４） （０．００６） （ ０．００６）
Ｓｃｒ × Ｎａｔｕｒｅ
－０．０１２
（ ０．００９）
Ｓｉｚｅ
０．０４７
∗∗∗
０．００８
∗∗∗
０．０３０
∗∗∗
０．０１５
∗∗∗
０．０１１
∗∗
∗
（０．００４） （０．００１） （０．００４） （０．００１） （ ０．００１）
Ｌｅｖ
－０．３２２
∗∗∗
０．４３９
∗∗∗ －０．３８１
∗∗∗
０．４３６
∗∗∗
０．４３７
∗∗
∗
（０．０１７） （０．００６） （０．０１６） （０．００４） （ ０．００３）
Ｆｉｘｅｄ
－０．０１８ ０．０８８
∗∗∗ －０．０４６
∗∗
０．０６５
∗∗∗
０．０７６
∗∗
∗
（０．０２２） （０．００７） （０．０２３） （０．００６） （ ０．００５）
Ｒｏｅ
０．１５０
∗∗∗ －０．０５８
∗∗∗
０．１６１
∗∗∗ －０．０５１
∗∗∗ －０．０５４
∗∗
∗
（０．０２６） （０．００８） （０．０２５） （０．００６） （ ０．００５）
Ｏｃｆ
０．０６６
∗∗ －０．１８７
∗∗∗
０．１２７
∗∗∗ －０．１４３
∗∗∗ －０．１６１
∗∗
∗
（０．０３３） （０．０１１） （０．０３２） （０．００８） （ ０．００７）
Ｇｒｏｗｔｈ
０．０１１ －０．００４ －０．００８ －０．０１３
∗∗∗ －０．００９
∗∗
∗
（０．００８） （０．００３） （０．００７） （０．００２） （ ０．００２）
５４
Ｓｃｒ
（
（
（
（
（
（
０．０１
３）
（０．０１４
０．０４９
∗∗
） （０．００５） （０．０２１） （０．００６） （（０．０２１
０．１６１
∗∗
） （０．００７） （０．０２９） （０．００８） （（０．００５
０．００７
∗∗
） （０．００２） （０．００６） （０．００２） （（
０．４５４
∗∗
） （ ） （ ） （ ） （
续表
４
变量
国有企业
（１） Ｄｉｖ （２） Ｌｏａｎ
民营企业
（３） Ｄｉｖ （４） Ｌｏａｎ
样本全体
（ ５）Ｌｏａｎ
常数项
－０．７０４
∗∗∗ －０．２７７
∗∗∗ －０．３６９
∗∗∗ －０．４０１
∗∗∗ －０．３３６
∗∗∗
（０．０８４） （０．０２７） （０．０９０） （０．０２３） （０．０１８）
企业
年份
是
是
是
是
是
是
是
是
是
是
观测值
Ｒ２
１３４
４５
０．０
５６
１３４
４５
０．４
３５
１７９
４８
０．０
９１
１７９
４８
０．５
０７
３１３
９３
０．４
６９
表 ４ 列（１） ～ （４） 是分别对国有企业和民营企业分组进行检验的回归结果。 从回归结果可以判断，
信贷融资在国有和民营企业中都具有中介效应。 表 ４ 列（ ５） 是在模型中加入交叉项的回归结果。 交叉项
Ｓｃｒ × Ｎａｔｕｒｅ 中， Ｎａｔｕｒｅ 是虚拟变量，当样本企业是国有企业时， Ｎａｔｕｒｅ 等于 １，否则为 ０。 Ｓｃｒ × Ｎａｔｕｒｅ 的回归
系数不显著，说明信贷融资的中介效应在国有和民营企业中没有显著差异。 这一结果和假设 Ｈ３ａ 有所不同。
可能的原因在于，随着中国资本市场成熟度的不断提高以及监管的日益严格，所有制性质等因素对企业发放
股利的影响越来越小。 需要指出的是，本文的研究结论是基于２００６—２０２３ 年的数据得出的，而一些基
于更早时间段对这一问题所进行的研究中发现了不同的现象，这说明，随着中国资本市场的不断发展和成熟，
不同所有 制类型企业的经营以及财务决策也会发生变化。
２．不同公司治理水平企业中信贷融资中介效应的检验结果
为检验不同公司治理水平企业中信贷融资的中介效应，借鉴张会丽和陆正飞［４９］ 、周茜等［５０］ 的研究
方法， 构建了公司治理评价指数体系，然后按照治理指数的大小把样本公司分为两组，分别进行检验。 回归
结果见表 ５。
表 ５ 不同公司治理水平企业中信贷融资中介效应检验
公司治理水平低
变量
（１） Ｄｉｖ （２） Ｌｏａｎ
公司治理水平高
（３） Ｄｉｖ （４） Ｌｏａｎ
样本全体
（ ５）Ｌｏａｎ
０．２１５
∗∗∗
０．００８
∗
０．３２７
∗∗∗
０．０４８
∗∗∗
０．０３７
∗∗∗
０．０１４） （０．００５） （０．０２１） （０．００６） （０．００
６）
Ｓｃｒ × Ｇｏｖ
－
（
０．０２９
∗∗∗
Ｓｉｚｅ
Ｌｅｖ Ｆ
ｉｘｅｄ
０．０３６
∗∗∗
０．０１６
∗∗∗
０．０４０
∗∗∗
０．０２２
∗∗∗
０．００２） （０．００１） （０．００３） （ ０．００
１）
－０．２９１
∗∗∗
０．３８７
∗∗∗ －０．２９１
∗∗∗
０．３９９
∗∗∗
０．０１０） （０．００３） （０．０１４） （ ０．００
４）
－０．０４４
∗∗∗
０．１０５
∗∗∗ －０．０１１ ０．０７２
∗∗∗
０．０１４） （０．００５） （０．０２１） （ ０．００
６）
０．００
７） ０．０
１７
∗∗
∗
０．０
０１）
０．３９１
∗∗∗
０．００
３）
０
（
．０９５
∗∗∗
Ｒｏｅ Ｏｃ
ｆ Ｇｒｏｗｔ
ｈ
常数项
０．１８４
∗∗∗ －０．０５１
∗∗∗
０．２４２
∗∗∗ －０．０４３
∗∗∗ －
０．００４）
０．１０２
∗∗∗ －０．１７７
∗∗∗
０．０７３
∗∗ －０．１３２
∗∗∗ －
０．００４）
－０．００１ －０．００４
∗∗ －０．０１７
∗∗∗ －０．０１２
∗∗∗ －
０．００５）
－０．５０５
∗∗∗ －０．４１８
∗∗∗ －０．６２１
∗∗∗ －０．５４６
∗∗∗ －
０．００
１）
０．０４９ ０．０１７ ０．０７５ ０．０２１
企业 是 是 是 是 是
年份 是 是 是 是 是
观测值 ３０９３０ ３０９３０ １７４０７ １７４０７ ４８３
３７
Ｒ
２ ０．０７０ ０．４４２ ０．１１２ ０．４８７ ０．４５４
表 ５ 列（１） ～ （４） 是分别对公司治理水平低分组和高分组进行检验的回归结果。 从回归结果可以
判断，
５５
信贷融资在公司治理水平低分组和高分组企业中都具有中介效应。 表 ５ 列（ ５） 是在模型中加入交叉项的
回归结果。 交叉项 Ｓｃｒ × Ｇｏｖ中， Ｇｏｖ是虚拟变量，当样本公司属于公司治理水平低分组时， Ｇｏｖ 等于 １，否则
为０。 Ｓｃｒ × Ｇｏｖ的回归系数为－０．０２９，显著为负，表明信贷融资的中介效应在公司治理水平高分组中程度
更大。研究结论揭示了公司治理水平在调节大股东持股比例、信贷融资与现金股利关系中的作用。 公司治
理水平高，就更能在公司内部形成有效的制衡机制，企业的信贷融资也更能发挥其债务治理作用。 由此验证了
Ｈ３ｂ。
３．不同大股东持股区间企业中信贷融资中介效应的检验结果
由于样本数据为非平衡面板，所以本文没有计算门槛值，而是把样本按照第一大股东持股比例的高低分
为两组，考察不同大股东持股区间中信贷融资中介效应的差异。 回归结果见表６。
表 ６ 不同大股东持股区间企业中信贷融资中介效应检验
大股东持股比例低区间
变量
（１） Ｄｉｖ （２） Ｌｏａｎ
大股东持股比例高区间
（３） Ｄｉｖ （４） Ｌｏａｎ
样本全体
（ ５）Ｌｏａｎ
Ｓｃｒ
０．２８７
∗∗∗
０．０２２
∗∗∗
０．２７０
∗∗∗
０．０１２
∗∗ ０．０００
（０．０１４） （０．００５） （０．０１９） （０．００６） （ ０．００６）
Ｓｃｒ × Ｓｈａｒｅ
０．０２７
∗∗∗
（ ０．００７）
Ｓｉｚｅ
０．０３６
∗∗∗
０．０２０
∗∗∗
０．０３３
∗∗∗
０．００８
∗∗∗
０．０１７
∗∗
∗
（０．００２） （０．００１） （０．００３） （０．００１） （ ０．００１）
Ｌｅｖ
－０．２６６
∗∗∗
０．３８０
∗∗∗ －０．３７１
∗∗∗
０．４１８
∗∗∗
０．３９１
∗∗
∗
（０．００９） （０．００３） （０．０１５） （０．００４） （ ０．００３）
Ｆｉｘｅｄ
－０．０３９
∗∗∗
０．０８８
∗∗∗ －０．０５５
∗∗∗
０．１０４
∗∗∗
０．０９５
∗∗
∗
（０．０１４） （０．００５） （０．０２０） （０．００６） （ ０．００４）
Ｒｏｅ
０．１８５
∗∗∗ －０．０４８
∗∗∗
０．２３９
∗∗∗ －０．０４９
∗∗∗ －０．０４９
∗∗
∗
（０．０１４） （０．００５） （０．０２１） （０．００６） （ ０．００４）
Ｏｃｆ
０．０８６
∗∗∗ －０．１５５
∗∗∗
０．０９６
∗∗∗ －０．１７２
∗∗∗ －０．１６１
∗∗
∗
（０．０２１） （０．００７） （０．０２９） （０．００８） （ ０．００５）
Ｇｒｏｗｔｈ
－０．００８
∗ －０．００４
∗∗∗ －０．００５ －０．０１２
∗∗∗ －０．００７
∗∗
∗
（０．００４） （０．００２） （０．００７） （０．００２） （ ０．００１）
常数项
－０．５３８
∗∗∗ －０．５１５
∗∗∗ －０．３８７
∗∗∗ －０．２５４
∗∗∗ －０．４４７
∗∗
∗
（０．０４８） （０．０１６） （０．０７７） （０．０２２） （ ０．０１３）
企业
年份
是
是
是
是
是
是
是
是
是
是
观测值
Ｒ２
２９６
０１
０．０
９０
２９６
０１
０．４
４９
１８７
３６
０．０
８２
１８７
３６
０．４
７０
４８３
３７
０．４
５４
表 ６ 列（１） ～ （４） 是分别对大股东持股比例低区间分组和高区间分组进行检验的回归结果。 从回归
结果可以判断，信贷融资在大股东持股比例低区间分组和高区间分组企业中都具有中介效应。 表 ６ 列（ ５）
是在模型中加入交叉项的回归结果。 交叉项 Ｓｃｒ× Ｓｈａｒｅ中， Ｓｈａｒｅ是虚拟变量，当样本公司属于大股东持股
比例低区间分组时， Ｓｈａｒｅ等 于 １，否则为０。 Ｓｃｒ× Ｓｈａｒｅ的回归系数为０．０２７，显著为正，说明信贷融资
的中介效应在大股东持股比例低区间分组中程度更大。 研究结论揭示了大股东持股区间在调节大股东持股比
例、信贷融资与现金股利关系中的作用。 在大股东持股比例低区间，大股东在企业中的利益更少，大股东通
过信贷融资以及现金股利获取私人收益的动机和能力也就越强，这导致大股东持股比例变化通过信贷融资对现
金股利的影 响程度越大。 由此验证了 Ｈ３ｃ。
４．不同行业企业中信贷融资中介效应的检验结果
为检验不同行业分组中信贷融资的中介效应，将“ 农、林、牧、渔业” “ 采矿业” “ 制造业” “ 电力、热力、
燃气及水生产和供应业”“ 建筑业” 等划分为重资产行业，而将“ 信息传输、软件和信息技术服务业” “ 科学研究
和５６
技术服务业”“ 居民服务、修理和其他服务业”“ 文化、体育和娱乐业” 等行业划分为轻资产行业，然后分别进行
回归。 回归结果见表７。
表 ７ 不同行业分组中信贷融资中介效应检验
重资产行业
变量
（１） Ｄｉｖ （２） Ｌｏａｎ
轻资产行业
（３） Ｄｉｖ （４） Ｌｏａｎ
样本全体
（ ５）Ｌｏａｎ
Ｓｃｒ
０．２５４
∗∗∗
０．０１２
∗∗∗
０．３３５
∗∗∗
０．０３８
∗∗∗
０．０３３
∗∗
∗
（０．０１３） （０．００４） （０．０２４） （０．００８） （ ０．００７）
Ｓｃｒ × Ｉｎｄｕｓｔｒｙ
－０．０１９
∗∗
（ ０．００８）
Ｓｉｚｅ
０．０３６
∗∗∗
０．０１５
∗∗∗
０．０３４
∗∗∗
０．０２３
∗∗∗
０．０１７
∗∗
∗
（０．００２） （０．００１） （０．００４） （０．００１） （ ０．００１）
Ｌｅｖ
－０．３１３
∗∗∗
０．３９９
∗∗∗ －０．２６０
∗∗∗
０．３６１
∗∗∗
０．３９１
∗∗
∗
（０．００９） （０．００３） （０．０１６） （０．００６） （ ０．００３）
Ｆｉｘｅｄ
－０．０６１
∗∗∗
０．０８７
∗∗∗ ０．０３６ ０．１２９
∗∗∗
０．０９４
∗∗
∗
（０．０１３） （０．００４） （０．０２５） （０．００８） （ ０．００４）
Ｒｏｅ
０．１９０
∗∗∗ －０．０４７
∗∗∗
０．２５１
∗∗∗ －０．０５１
∗∗∗ －０．０４９
∗∗
∗
（０．０１３） （０．００４） （０．０２５） （０．００９） （ ０．００４）
Ｏｃｆ
０．０７４
∗∗∗ －０．１５６
∗∗∗
０．１２４
∗∗∗ －０．１７６
∗∗∗ －０．１６１
∗∗
∗
（０．０１９） （０．００６） （０．０３６） （０．０１２） （ ０．００５）
Ｇｒｏｗｔｈ
－０．００７ －０．００７
∗∗∗ －０．００１ －０．００８
∗∗∗ －０．００７
∗∗
∗
（０．００４） （０．００１） （０．００８） （０．００３） （ ０．００１）
常数项
－０．４９２
∗∗∗ －０．４０４
∗∗∗ －０．５４２
∗∗∗ －０．５７７
∗∗∗ －０．４４８
∗∗
∗
（０．０４７） （０．０１５） （０．０８２） （０．０２８） （ ０．０１３）
企业
年份
是
是
是
是
是
是
是
是
是
是
观测值 ３８９３２ ３８９
３２
９４０
５
９４０
５
４８３
３７
Ｒ
２ ０．０７８ ０．４５９ ０．１０２ ０．４３６ ０．４５４
表７ 列（１） ～ （４） 是分别对重资产行业分组和轻资产行业分组进行检验的回归结果。 从回归结果可以
判断，信贷融资在重资产行业分组和轻资产行业分组企业中都具有中介效应。 列（ ５） 是在模型中加入交叉项
的回归结果。 交叉项 Ｓｃｒ × Ｉｎｄｕｓｔｒｙ 中，Ｉｎｄｕｓｔｒｙ 是虚拟变量，当样本公司属于重资产行业分组时， Ｉｎｄｕｓｔｒｙ 等于
１，否则为０。 Ｓｃｒ × Ｉｎｄｕｓｔｒｙ 的回归系数为－０．０１９，显著为负，表明信贷融资的中介效应在重资产行业分组中
程度更小。 研究结论揭示了行业因素在调节大股东持股比例、信贷融资与现金股利关系中的作用。 在重资产行
业，大股东更倾向于把信贷融资用于资本支出而非发放现金股利。 因此，在重资产行业中，信贷融资在大股东
持股比例影响现金股利机制中的中介效应程度更小。 由此验证了 Ｈ３ｄ。
（四）稳健性和内生性检验
为进一步验证基准回归结果的可靠性，本文进行了一系列稳健性和内生性检验。
１．以现金分红意愿作为现金股利代理变量
还可以从另一个方面衡量公司的现金分红情况，即现金分红意愿，也就是考察公司是否发放了现金股利。
由于现金分红意愿以虚拟变量来表示，因此采用 Ｌｏｇｉｔ 模型进行检验。 回归结果见表８ 列（１）。
５７
表 ８ 稳健性和内生性检验
变量 （１） Ｄ＿ｄｉｖ （２） Ｄｉｖ （３） Ｌｏａｎ （４） Ｄｉｖ （５） Ｌｏａｎ
Ｓｃｒ
２．３３６
∗∗∗
（ ０．０８８）
Ｃｏｎｔｒｏｌ
０．１８４
∗∗∗
０．０２０
∗∗∗
（０．０１０） （ ０．００３）
Ｓｉｚｅ
０．６３１
∗∗∗
０．０３４
∗∗∗
０．０１７
∗∗∗
（０．０１５） （０．００２） （ ０．００１）
Ｌｅｖ
－４．１９６
∗∗∗ －０．３０２
∗∗∗
０．３９２
∗∗∗
（０．０９１） （０．００８） （ ０．００３）
Ｆｉｘｅｄ
－１．０５６
∗∗∗ －０．０３６
∗∗∗
０．０９３
∗∗∗
（０．１０５） （０．０１１） （ ０．００４）
Ｒｏｅ
１３．７７３
∗∗∗
０．２０７
∗∗∗ －０．０４８
∗∗∗
（０．２９９） （０．０１２） （ ０．００４）
Ｏｃｆ
２．２８７
∗∗∗
０．０８７
∗∗∗ －０．１６３
∗∗∗
（０．２６１） （０．０１７） （ ０．００５）
Ｇｒｏｗｔｈ
０．３８８
∗∗∗ －０．００６ －０．００７
∗∗∗
（０．０６２） （０．００４） （ ０．００１）
Ｓｃｒ ｉ，ｔ－ １
０．２６９
∗∗∗
０．００９
∗
（０．０１２） （ ０．００４）
Ｓｉｚｅ ｉ，ｔ－ １
０．０２７
∗∗∗
０．０２３
∗∗∗
（０．００２） （ ０．００１）
Ｌｅｖ
－０．２０８
∗∗∗
０．２３５
∗∗∗
（０．００８） （ ０．００３）
Ｆｉｘｅｄ
Ｒｏｅ
ｉ，ｔ－ １
－０．０１０ ０．０４１
∗∗∗
（０．０１１） （ ０．００４）
０．１６９
∗∗∗ －０．０７３
∗∗∗
Ｏｃｆ
ｉ，ｔ－ １
ｉ，ｔ－ １
（０．０１２） （０．００４）
０．０３３
∗∗∗ －０．０７５
∗∗∗
（０．０１０） （０．００４）
Ｇｒｏｗｔｈ ｉ，ｔ－ １
－０．００９
∗∗
０．００４
∗∗∗
（０．００４） （ ０．００１）
常数项
－１３．４２９
∗∗∗ －０．４５５
∗∗∗ －０．４３９
∗∗∗ －０．３４９
∗∗∗ －０．５０８
∗∗∗
（０．３７５） （０．０４１） （０．０１３） （０．０４２） （０．０１５）
企业
年份
是
是
是
是
是
是
是
是
是
是
观测值
Ｒ２
４８３３７ ４７５
２３
０．０
７７
４７５
２３
０．４
５４
４３５
０８
０．０
６２
４３５
０８
０．２
５０
表 ８ 列（１） 中， Ｄ＿ｄｉｖ 表示企业现金分红意愿，如果企业在当年发放了现金股利，则为 １，否则为 ０。 Ｓｃ
ｒ 的回归系数为２．３３６，显著为正，表明大股东持股比例对现金分红意愿有正向影响。 也就是说，大股东
持股比例越高，企业现金分红意愿越大。 同样，信贷融资的增加也能够提高企业现金分红的意愿。 在具有更
高信贷融资的情况下，为了给债权人以及投资者以企业经营状况较好的印象，企业也更愿意发放股利。 研究
结果表明， 大股东持股比例通过信贷融资能够对企业现金分红意愿产生影响。
２．以实际控制人的控制权作为大股东持股比例的代理变量
对于大股东持股比例变量，还可以从实际控制人的角度进行度量。 实际上，随着企业规模的发展以及所控
制的企业的增加，企业的控制结构会越来越复杂。 因此，在很多情况下，真正对企业进行控制的并不是企业的
直接控股股东，而是需要层层追溯，追溯到终极控制企业的人，也就是实际控制人。 因此，也可以使用实际５
８
控制人对企业的控制程度来度量大股东持股比例。 按照 Ｌａ Ｐｏｒｔａ 等［５１］ 、Ｃｌａｅｓｓｅｎｓ 等［７］
的方法，企业实际控制人拥有的对企业的控制权可以表示实际控制人对企业的控制程度。 因此，可以用这一
指标来表示大股东持股比例。 根据已有文献中的做法，实际控制人的控制权可用实际控制人对目标企业每条
控制链上各控制层级中最弱的投票权相加之和来计算。
以海信科龙电器股份有限公司（ 公司简称：海信家电；股票代码：０００９２１） 为例计算实际控制人
的控制权。海信家电２０１８ 年公司与实际控制人之间的产权及控制关系见图 ２。 从图中可以看出，青岛市
国资委通过两条控制链对海信家电进行控制。 根据控制权的计算方法，控制链条１ 中的控制权为３２．３６％，
控制链条 ２ 中的控制权为９．１３％，则实际控制人总的控制权为４１．４９％。
图 ２ 海信家电 ２０１８ 年公司与实际控制人之间的产权及控制关系
以 Ｃｏｎｔｒｏｌ 表示实际控制人拥有的对企业的控制权。 回归结果见表８ 列（２）（３）。 列（２） 中， Ｃｏｎｔ
ｒｏｌ 的回归系数为０．１８４，显著为正，表明实际控制人的控制权越高，企业的现金股利也越多。 列（ ３） 中，
Ｃｏｎ ｔ ｒ ｏ ｌ 的回归系数为０．０２０，显著为正，表明实际控制人的控制权越高，企业的信贷融资也越多。 综合列
（２）（ ３） 的回归结果可以判断，信贷融资在实际控制人的控制权与现金股利的关系中具有中介效应。 这和
表 ２、表 ３ 中的研究结论是一致的。
３．内生性问题
理论上，大股东持股比例、信贷融资与股利政策之间可能存在互为因果的内生性。 一方面，发放现金股
利可以通过减少企业自由现金流以降低大股东与中小股东之间的代理成本；另一方面，发放现金股利会削弱
企 业的偿债能力，从而提高企业股东和债权人之间的代理成本。 这都会影响企业的信贷融资以及大股东持股
水平。 为了解决可能存在的互为因果和遗漏变量的情况，采用两种方法进行处理。 一种方法是采用企业和
年份固定效应进行回归，这就既消除了企业不随时间变化变量的潜在影响，也消除了一些随年份变化的遗漏
变量 的影响。 文中的基本回归方法就是控制了企业和年度的固定效应。 另一种方法是以各解释变量的滞后
１ 期作为解释变量进行回归，这就避免了同期被解释变量的变化对同期解释变量的影响，从而减少了内生性
问题。回归结果见表８ 列（４）（５） 。 列（４） 中， Ｓｃｒ ｉ，ｔ － １ 的回归系数为０．２６９，显著为正；列（５）
中， Ｓｃｒ ｉ，ｔ － １ 的回归系数为 ０．００９，显著为正。 根据回归结果可以判断，信贷融资具有中介效应。 这一研
究结论也同表２、表 ３ 中的研究结论是一致的。
五、结论、建议与展望
（一）研究结论
企业的现金股利政策受到多方面因素的影响，大股东持股比例是一个重要因素。 大股东持股比例可以通过
多种渠道影响股利发放，其中信贷融资是一个重要渠道。 本文研究了信贷融资在大股东持股比例与现金股利关
系中的中介效应。 除了从总体上进行研究外，还区分信贷融资期限、企业的所有制类型、公司治理状况、
５９
所属行业等对这一问题进行了研究，得到了以下主要结论。
第一，大股东持股比例越高的企业，发放的现金股利越多。 这说明，大股东希望通过发放更多的现金股利
以尽早实现自己的投资收益。 这也说明，在大股东持股比例高时，通过发放更多的现金股利，大股东对企业进
行了“ 掏空” 从而侵占了中小股东的利益。
第二，大股东持股比例越高的企业，企业进行的信贷融资越多。 更多的信贷融资会对企业的现金股利产生
更大程度的影响。 区分信贷融资借款期限长短，则短期借款和长期借款在大股东持股比例与现金股利之间发挥
的作用不同。 大股东持股比例越高的企业会更少地借入短期借款以及更多地借入长期借款。
第三，信贷融资在大股东持股比例与现金股利关系中的中介效应存在异质性。 区分企业的国有和民营性质，
则信贷融资的中介效应在这两类企业中没有显著区别。 区分企业的公司治理状况，则公司治理水平高分组中信
贷融资的中介效应程度更大。 区分大股东持股比例区间，则大股东持股比例低区间分组中信贷融资的中介效应
程度更大。 区分企业所属行业，则轻资产行业分组中信贷融资的中介效应程度更大。 这都反映了公司治理状况、
大股东持股比例区间以及企业所属行业在调节大股东持股比例、信贷融资与现金股利关系中的 作用。
（二）政策建议
研究结论具有一定的理论意义和实践价值。 在理论方面，本文通过中介效应检验，深化了对大股东持股比
例影响企业现金股利机制的理解，揭示了信贷融资的中介作用。 在实践方面，研究结论为保障资本市场健康运
行、保护中小投资者利益以及优化金融资源配置提供了启示。
对于上市企业，一方面，应优化股权结构。 上市公司可通过引入战略投资者、机构投资者以及员工持股等
方式，构建股权适度集中且存在有效制衡的股权结构，从而能够对大股东进行有效制约。 另一方面，需要制定
更加合理的股利政策。 公司在股利政策中，应明确发放现金股利与公司盈利能力等相挂钩的机制，避免公司通
过信贷融资进行分红的行为。
对于债权人，一方面，应严格放贷程序。 银行等债权人需要改变重抵押、轻治理的放贷模式，将公司治理
因素纳入放贷评估维度。 在放贷审批时，应重点评估借款企业的股权结构、大股东行为、内控制度等因素。 对
于存在“ 一股独大” 且公司治理机制薄弱的企业，应审慎放贷或提高放贷条件。 另一方面，需要加强贷后监控
和管理。 应该建立风险预警机制，对于实施超额分红的企业，应启动调查并采取相应的保全措施。 债权人也要
积极行使债权人权利，阻止公司实施可能损害债权人利益的股利政策。
对于监管机构，一方面，需要完善上市公司分红监管制度。 监管重点应从单纯关注分红比例转向审查分红
行为的合理性，对于实施超额分红且信贷融资规模增长较快的公司，应予以重点关注。 另一方面，需要加强对
违规行为的监督和查处。 要求上市公司在宣布分红方案时，须披露用于分红的资金来源；对于利用信贷融资进
行超额分红的公司，应采取限制其再融资资格等措施以对其进行处罚。
（三）研究展望
在本文研究的基础上，还可以进一步进行以下研究。 一是更深入研究大股东持股比例对现金股利的影响机
制。 除了信贷融资外，大股东持股比例还可以通过股权融资等途径影响企业的股利政策。 大股东持股比例是
股权结构的一个方面，股权结构还包括股权制衡度、管理层持股、投资者持股等指标［５２－５４］ 。 未来研究可纳
入更多股权结构维度进行综合分析。 二是在中国资本市场中，政府发挥着重要的作用，政府出台的政策能够对
企业的股利政策产生影响［５５］ 。 近年来，证监会等部门先后出台了一系列规范企业股利发放的监管政策，财
政部、国资委等部门也对国有企业的利润上缴做出了规定，这都会对上市企业的股利政策产生影响。 未来研究
可进一步分析宏观政策如何调节大股东行为与股利政策之间的关系。
６０
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６２
Ｉｍｐａｃｔ ｏｆ Ｍａｊｏｒ Ｓｈａｒｅｈｏｌｄｅｒ’ ｓ Ｓｈａｒｅｈｏｌｄｉｎｇ Ｒａｔｉｏ ｏｎ Ｃｏｒｐｏｒａｔｅ Ｃａｓｈ Ｄｉ
ｖｉｄｅｎｄｓ： Ａ Ｔｅｓｔ Ｂａｓｅｄ ｏｎ Ｃｒｅｄｉｔ Ｆｉｎａｎｃｉｎｇ Ｍｅｄｉａｔｉｎｇ Ｅｆｆｅｃｔ
ＷＵ Ｇｕｏｄｉｎｇ１ ， ＬＩ Ｙｉｘｉａｏ２ ， ＤＡＮＧ Ｙｉｎ３
（１． Ｉｎｓｔｉｔｕｔｅ ｏｆ Ｗｏｒｌｄ Ｅｃｏｎｏｍｉｃｓ ａｎｄ Ｐｏｌｉｔｉｃｓ， Ｃｈｉｎｅｓｅ Ａｃａｄｅｍｙ ｏｆ Ｓｏｃｉａｌ Ｓｃｉｅｎｃｅｓ， Ｂｅｉｊｉｎｇ １００７３２， Ｃｈｉｎａ；
２． Ｓｃｈｏｏｌ ｏｆ Ｉｎｔｅｒｎａｔｉｏｎａｌ Ｐｏｌｉｔｉｃｓ ａｎｄ Ｅｃｏｎｏｍｉｃｓ， Ｕｎｉｖｅｒｓｉｔｙ ｏｆ Ｃｈｉｎｅｓｅ Ａｃａｄｅｍｙ ｏｆ Ｓｏｃｉａｌ Ｓｃｉｅｎｃｅｓ， Ｂｅｉｊｉｎｇ １００７
３２， Ｃｈｉｎａ；３． Ｓｃｈｏｏｌ ｏｆ Ｌａｂｏｒ Ｅｄｕｃａｔｉｏｎ， Ｃｈｉｎａ Ｕｎｉｖｅｒｓｉｔｙ ｏｆ Ｌａｂｏｒ Ｒｅｌａｔｉｏｎｓ， Ｂｅｉｊｉｎｇ １０００４８， Ｃｈｉｎａ）
Ｓｕｍｍａｒｙ：Ｃａｓｈ ｄｉｖｉｄｅｎｄ ｐｏｌｉｃｙ ｉｓ ａｎ ｉｍｐｏｒｔａｎｔ ｆｉｎａｎｃｉａｌ ｄｅｃｉ
ｓｉｏｎ ｆｏｒ ｌｉｓｔｅｄ ｃｏｍｐａｎｉｅｓ． Ｔｈｅｒｅ ａｒｅ ｖａｒｉｏｕｓ ｆａｃｔｏｒｓ ｔｈａｔ ａｆｆｅｃｔ
ｃｏｒｐｏｒａｔｅ ｃａｓｈ ｄｉｖｉｄｅｎｄ ｄｉｓｔｒｉｂｕｔｉｏｎ， ａｍｏｎｇ ｗｈｉｃｈ ａｒｅ ｍａｊｏｒ ｓ
ｈａｒｅｈｏｌｄｅｒ’ ｓ ｓｈａｒｅｈｏｌｄｉｎｇ ｒａｔｉｏ ａｎｄ ｃｒｅｄｉｔ ｆｉｎａｎｃｉｎｇ． Ｓｏｍｅ ｌｉ
ｔｅｒａｔｕｒｅ ｈａｓ ｅｘａｍｉｎｅｄ ｔｈｅ ｒｅｌａｔｉｏｎｓｈｉｐｓ ｂｅｔｗｅｅｎ ｍａｊｏｒ ｓｈａｒｅｈｏｌ
ｄｅｒ’ ｓ ｓｈａｒｅｈｏｌｄｉｎｇ ｒａｔｉｏ ａｎｄ ｃａｓｈ ｄｉｖｉｄｅｎｄ， ｃｒｅｄｉｔ ｆｉｎａｎｃｉｎｇ ａ
ｎｄ ｃａｓｈ ｄｉｖｉｄｅｎｄ， ａｓ ｗｅｌｌ ａｓ ｔｈｅ ｒｅｌａｔｉｏｎｓｈｉｐ ｂｅｔｗｅｅｎ ｍａｊｏｒ ｓｈ
ａｒｅｈｏｌｄｅｒ’ ｓ ｓｈａｒｅｈｏｌｄｉｎｇ ｒａｔｉｏ ａｎｄ ｃｒｅｄｉｔ ｆｉｎａｎｃｉｎｇ， ｂｕｔ ｆｅｗ ｓ
ｔｕｄｉｅｓ ｈａｖｅ ｉｎｃｏｒｐｏｒａｔｅｄ ａｌｌ ｔｈｅ ｔｈｒｅｅ ｆａｃｔｏｒｓ ｉｎｔｏ ａ ｕｎｉｆｉｅｄ ｆ
ｒａｍｅｗｏｒｋ ｆｏｒ ａｎａｌｙｓｉｓ， ａｎｄ ｔｈｅｒｅｆｏｒｅ， ｆｕｒｔｈｅｒ ｒｅｓｅａｒｃｈ ｉｓ ｎｅｃｅｓ
ｓａｒｙ． Ｂｙ ｕｓｉｎｇ ｔｈｅ ｄａｔａ ｆｒｏｍ Ｓｈａｎｇｈａｉ ａｎｄ Ｓｈｅｎｚｈｅｎ ｌｉｓｔｅｄ ｅｎｔｅｒｐｒ
ｉｓｅｓ ｆｒｏｍ ２００６ ｔｏ ２０２３ ａｎｄ ａｄｏｐｔｉｎｇ ｔｈｅ ｍｅｄｉａｔｉｎｇ ｅｆｆｅｃｔ ｔｅｓｔ， ｔｈ
ｉｓ ｓｔｕｄｙ ｉｎｖｅｓｔｉｇａｔｅｓ ｔｈｅ ｉｍｐａｃｔ ｏｆ ｍａｊｏｒ ｓｈａｒｅｈｏｌｄｅｒ’ｓ ｓｈａｒｅｈ
ｏｌｄｉｎｇ ｒａｔｉｏ ｃｈａｎｇｅｓ ｏｎ ｃｏｒｐｏｒａｔｅ ｃａｓｈ ｄｉｖｉｄｅｎｄ ｔｈｒｏｕｇｈ ｃｒｅｄ
ｉｔ ｆｉｎａｎｃｉｎｇ ａｎｄ ｔｈｅ ｈｅｔｅｒｏｇｅｎｅｉｔｙ ｏｆ ｓｕｃｈ ａｎ ｉｍｐａｃｔ ｕｎｄｅｒ ｄｉ
ｆｆｅｒｅｎｔ ｓｉｔｕａｔｉｏｎｓ． Ｉｔ ｉｓ ｆｏｕｎｄ ｔｈａｔ ｔｈｅ ｈｉｇｈｅｒ ｔｈｅ ｍａｊｏｒ ｓｈａｒｅｈ
ｏｌｄｅｒ’ｓ ｓｈａｒｅｈｏｌｄｉｎｇ ｒａｔｉｏ， ｔｈｅ ｍｏｒｅ ｔｈｅ ｃａｓｈ ｄｉｖｉｄｅｎｄｓ ｔｈｅ ｅｎｔｅ
ｒｐｒｉｓｅｓ ｄｉｓｔｒｉｂｕｔｅ． Ｗｈｅｎ ｅｘａｍｉｎｉｎｇ ｔｈｅ ｍｅｄｉａｔｉｎｇ ｅｆｆｅｃｔ ｏｆ ｃｒｅ
ｄｉｔ ｆｉｎａｎｃｉｎｇ， ｔｈｅ ｈｉｇｈｅｒ ｔｈｅ ｍａｊｏｒ ｓｈａｒｅｈｏｌｄｅｒ’ｓ ｓｈａｒｅｈｏｌｄｉｎｇ
ｒａｔｉｏ， ｔｈｅ ｍｏｒｅ ｔｈｅ ｃｒｅｄｉｔ ｆｉｎａｎｃｉｎｇ ｔｈｅ ｅｎｔｅｒｐｒｉｓｅｓ ｈａｖｅ， ｂｕｔ
ｍｏｒｅ ｃｒｅｄｉｔ ｆｉｎａｎｃｉｎｇ ｌｅａｄｓ ｔｏ ａ ｒｅｄｕｃｔｉｏｎ ｉｎ ｃｏｒｐｏｒａｔｅ ｃａｓｈ ｄｉｖ
ｉｄｅｎｄｓ． Ｗｈｅｎ ｄｉｓｔｉｎｇｕｉｓｈｉｎｇ ｂｅｔｗｅｅｎ ｓｈｏｒｔ －ｔｅｒｍ ｌｏａｎｓ ａｎｄ ｌｏｎｇ －
ｔｅｒｍ ｌｏａｎｓ， ｔｈｅ ｈｉｇｈｅｒ ｔｈｅ ｍａｊｏｒ ｓｈａｒｅｈｏｌｄｅｒ’ｓ ｓｈａｒｅｈｏｌｄｉｎｇ ｒａｔ
ｉｏ， ｔｈｅ ｌｅｓｓ ｔｈｅ ｓｈｏｒｔ－ｔｅｒｍ ｌｏａｎｓ ａｎｄ ｔｈｅ ｍｏｒｅ ｔｈｅ ｌｏｎｇ－ｔｅｒｍ ｌｏａｎｓ
ｔｈｅ ｅｎｔｅｒｐｒｉｓｅｓ ｈａｖｅ． Ｓｈｏｒｔ－ｔｅｒｍ ｌｏａｎｓ ｌｅａｄ ｔｏ ａ ｄｅｃｒｅａｓｅ ｉｎ ｃａｓｈ ｄ
ｉｖｉｄｅｎｄｓ， ｗｈｉｌｅ ｌｏｎｇ－ｔｅｒｍ ｌｏａｎｓ ｒｅｓｕｌｔ ｉｎ ａｎ ｉｎｃｒｅａｓｅ ｉｎ ｃａｓｈ ｄ
ｉｖｉｄｅｎｄｓ． Ｉｔ ｉｓ ａｌｓｏ ｆｏｕｎｄ ｔｈａｔ ｔｈｅ ｍｅｄｉａｔｉｎｇ ｅｆｆｅｃｔ ｏｆ ｃｒｅｄｉ
ｔ ｆｉｎａｎｃｉｎｇ ｉｓ ｈｅｔｅｒｏｇｅｎｅｏｕｓ ｕｎｄｅｒ ｄｉｆｆｅｒｅｎｔ ｓｉｔｕａｔｉｏｎｓ． Ｗｈｅｎ
ｄｉｓｔｉｎｇｕｉｓｈｉｎｇ ｂｅｔｗｅｅｎ ｄｉｆｆｅｒｅｎｔ ｃｏｒｐｏｒａｔｅ ｇｏｖｅｒｎａｎｃｅ ｓｔａｔ
ｕｓｅｓ， ｔｈｅ ｍｅｄｉａｔｉｎｇ ｅｆｆｅｃｔ ｏｆ ｃｒｅｄｉｔ ｆｉｎａｎｃｉｎｇ ｉｓ ｍｏｒｅ ｓｉｇｎｉｆ
ｉｃａｎｔ ｉｎ ｔｈｅ ｅｎｔｅｒｐｒｉｓｅｓ ｗｉｔｈ ｂｅｔｔｅｒ ｃｏｒｐｏｒａｔｅ ｇｏｖｅｒｎａｎｃｅ； ｗｈｅｎ
ｄｉｓｔｉｎｇｕｉｓｈｉｎｇ ｂｅｔｗｅｅｎ ｔｈｅ ｓｈａｒｅｈｏｌｄｉｎｇ ｒａｎｇｅｓ ｏｆ ｍａｊｏｒ ｓｈａｒｅｈ
ｏｌｄｅｒｓ， ｔｈｅ ｍｅｄｉａｔｉｎｇ ｅｆｆｅｃｔ ｏｆ ｃｒｅｄｉｔ ｆｉｎａｎｃｉｎｇ ｉｓ ｍｏｒｅ ｓｉｇｎｉ
ｆｉｃａｎｔ ｉｎ ｔｈｅ ｈｉｇｈ ｓｈａｒｅｈｏｌｄｉｎｇ ｒａｎｇｅ ｏｆ ｍａｊｏｒ ｓｈａｒｅｈｏｌｄｅｒｓ； ａ
ｎｄ ｗｈｅｎ ｄｉｓｔｉｎｇｕｉｓｈｉｎｇ ｂｅｔｗｅｅｎ ｔｈｅ ｉｎｄｕｓｔｒｉｅｓ ｔｏ ｗｈｉｃｈ ｔｈｅ ｅｎｔ
ｅｒｐｒｉｓｅｓ ｂｅｌｏｎｇ， ｔｈｅ ｍｅｄｉａｔｉｎｇ ｅｆｆｅｃｔ ｏｆ ｃｒｅｄｉｔ ｆｉｎａｎｃｉｎｇ ｉｓ ｍ
ｏｒｅ ｓｉｇｎｉｆｉｃａｎｔ ｉｎ ａｓｓｅｔ－ｌｉｇｈｔ ｉｎｄｕｓｔｒｉｅｓ． Ｂａｓｅｄ ｏｎ ｔｈｅ ａｂｏｖｅ ｒｅ
ｓｅａｒｃｈ ｆｉｎｄｉｎｇｓ， ｉｔ ｉｓ ｓｕｇｇｅｓｔｅｄ ｔｈａｔ ｆｏｒ ｌｉｓｔｅｄ ｃｏｍｐａｎｉｅｓ， ｉｔ ｉｓ
ｎｅｃｅｓｓａｒｙ ｔｏ ｓｔｒｅｎｇｔｈｅｎ ｔｈｅ ｃｏｎｓｔｒａｉｎｔ ａｎｄ ｓｕｐｅｒｖｉｓｉｏｎ ｏｎ ｍａｊｏｒ ｓ
ｈａｒｅｈｏｌｄｅｒｓ ｏｆ ｅｎｔｅｒｐｒｉｓｅｓ ｓｏ ａｓ ｔｏ ｐｒｅｖｅｎｔ ｔｈｅｍ ｆｒｏｍ ｆｏｒｍｕｌａｔｉｎ
ｇ ｄｉｖｉｄｅｎｄ ｐｏｌｉｃｉｅｓ ｂａｓｅｄ ｏｎ ｔｈｅｉｒ ｏｗｎ ｓｅｌｆ－ｉｎｔｅｒｅｓｔｓ； ｆｏｒ ｒｅｇｕ
ｌａｔｏｒｙ ａｕｔｈｏｒｉｔｉｅｓ， ｉｔ ｉｓ ｎｅｃｅｓｓａｒｙ ｔｏ ｅｎｈａｎｃｅ ｔｈｅ ｓｕｐｅｒｖｉｓｉｏ
ｎ ｏｆ ｌｉｓｔｅｄ ｃｏｍｐａｎｉｅｓ’ ｍａｊｏｒ ｓｈａｒｅｈｏｌｄｅｒｓ ａｎｄ ｅｎｔｅｒｐｒｉｓｅ ｄｉｖｉ
ｄｅｎｄ ｄｉｓｔｒｉｂｕｔｉｏｎ， ｗｈｉｌｅ ｆｕｒｔｈｅｒ ｐｅｒｆｅｃｔｉｎｇ ｒｅｇｕｌａｔｏｒｙ ｐｏｌｉｃｉ
ｅｓ ｔｏ ｅｎｃｏｕｒａｇｅ ｅｎｔｅｒｐｒｉｓｅｓ ｔｏ ｆｏｒｍｕｌａｔｅ ｍｏｒｅ ｒｅａｓｏｎａｂｌｅ ｄｉｖｉｄｅｎ
ｄ ｐｏｌｉｃｉｅｓ； ａｎｄ ｆｏｒ ｃｒｅｄｉｔ ｆｉｎａｎｃｉｎｇ， ｉｔ ｉｓ ｎｅｃｅｓｓａｒｙ ｔｏ ｐｅｒｆｅｃ
ｔ ｔｈｅ ｃｏｎｔｒｏｌ ｍｅｃｈａｎｉｓｍ ｆｏｒ ｃｏｒｐｏｒａｔｅ ｃｒｅｄｉｔ ｆｉｎａｎｃｉｎｇ ｔｏ ｐｒｅ
ｖｅｎｔ ｍａｊｏｒ ｓｈａｒｅｈｏｌｄｅｒｓ ｆｒｏｍ ｔｕｎｎｅｌｉｎｇ ｔｈｒｏｕｇｈ ｃｒｅｄｉｔ ｆｉｎａｎｃｉ
ｎｇ．
Ｋｅｙ ｗｏｒｄｓ： ｍａｊｏｒ ｓｈａｒｅｈｏｌｄｅｒ ’ ｓ ｓｈａｒｅｈｏｌｄｉｎｇ ｒａｔｉｏ； ｄｅｂｔ ｆｉｎａ
ｎｃｉｎｇ； ｃａｓｈ ｄｉｖｉｄｅｎｄ； ｍｅｄｉａｔｉｎｇ ｅｆｆｅｃｔ；
ｈｅｔｅｒｏｇｅｎｅｉｔｙ
ＪＥＬ Ｃｌａｓｓｉｆｉｃａｔｉｏｎ：Ｇ３２； Ｇ３５
（ 责任编辑 高琼）
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