财务与会计
一、引言
股利政策是公司财务学的核心内容之一，也是
现代财务理论中悬而未决的研究难题。从 MM股利
无关论的提出，到逐步放宽完美资本市场的假设条
件，催生了基于理性范式的股利理论，如税差理论、
股利信息含量假说、代理成本假说和利益侵占假说
等，这些研究主要分析投资者（股利需求方）对管理
当局（股利供给方）的股利支付行为。随着实验心理
学的引入和行为金融学的发展，学术界跨越了理性
决策者的假设，从决策者的心理、行为视角阐释股利
分配中的一些异象，形成了基于行为范式的股利理
论，如自我控制论、心理账户理论、后悔厌恶理论、股
利迎合理论及股利羊群行为等，增进了股利理论对
现实的解释，弥补了传统股利理论的不足，但其研究
大股东控制、管理层过度自信与现金股利
（1.福州大学 管理学院，福建 福州 350002；2.南京审计学院 内部审计发展研究中心，江苏 南京 210029；
3.南京大学 经济学院，江苏 南京 210029；4.厦门大学 会计发展研究中心，福建 厦门 361005）
［摘 要］以 2002~2007年的 A股上市公司为研究样本，考察了大股东控制、管理层过度自信与现金股利之间的关系。实证
结果表明，过度自信的管理当局具有不愿意支付现金股利的动机，而大股东具有显著的支付股利动机；大股东控股比例的增加
能够有效地监督过度自信管理当局制定的股利支付政策，促使其提升公司的现金股利支付意向和支付水平。这一研究将大股东
治理与管理当局过度自信相结合，从理性与非理性的视角为“股利之谜”提供了新的诠释。
［关键词］大股东控制； 管理层过度自信； 股利支付意向； 股利支付力度
［中图分类号］ ［文献标识码］A ［文章编号］1007－9556（2011）10－0105－09
Large Shareholder Control, Managerial Overconfidence and Cash Dividend
HUANGLian- qin1, QUYao- hui2, 3, FUYuan- lue 4
（1. School of Management, Fuzhou University, Fuzhou 350002;
2. Development Research Center of Internal Audit, Nanjing Audit University; Nanjing 210029；
3. School of Economics, Nanjing University, Nanjing 210029；
4. Center for Accounting Studies, Xiamen University, Xiamen 361005, China）
Abstract：The paper examines the relation among large shareholder control, managerial overconfidence and cash dividend by
sampling A-share listed firms for the period from 2002 to 2007. This study shows that overconfident managers are reluctant to pay
cash dividend, but large shareholder have significant incentives to pay cash dividend. To increase the percent of large shareholder
would effectively monitor overconfident managers to raise the intention and level of dividend payout. The study interprets “the Divi－
dend Puzzle”from the perspective of rationality and irrationality.
Key Words：large shareholder control; managerial overconfidence; dividend payout intention; dividend payout level
黄莲琴 1，屈耀辉 2，3，傅元略 4
2011年10月
第33卷 第10期
Oct.，2011
Joumal of Shanxi Finance and Economics University
山 西 财 经 大 学 学 报
［收稿日期］2011- 08- 03
［基金项目］国家自然科学基金资助项目（70872096）；教育部人文社会科学研究规划基金项目“非理性视角下社会网络与资
本配置效率研究”（11YJA630035）；福建省社会科学规划项目“非理性行为、社会网络与公司投资决策”
（2011B125）；江苏省高校哲学社会科学基金资助项目（09SJB630038）；南京审计学院校级一般课题（NSK2009/B13）
［作者简介］黄莲琴（1967-），女，福建闽清人，福州大学管理学院副教授，会计学博士，研究方向是公司财务；屈耀辉
（1970-），男，山西大同人，南京审计学院内部审计发展研究中心副教授，经济学博士，会计学博士后，南京大学
应用经济学在站博士后，研究方向是公司财务、内部审计；傅元略（1953-），男，福建仙游人，厦门大学会计系教
授，博士生导师，经济学博士，研究方向是公司财务、管理会计等。
105· ·
结果对股利之谜的解答仍然存在分歧。除了股利迎
合理论和股利羊群行为外，其余理论仅对非理性行
为进行了描述性解说，而且是基于投资者非理性而
管理者理性的视角，较少考虑管理当局的心理与行
为特征等认知偏差对股利政策的影响。在股利羊群
行为研究中，管理者虽然可能存在非理性行为，但不
能排除管理者的羊群行为也是其理性的选择。De
bondt和 Thaler（1996）的研究表明，过度自信是心理
学上已发现的最稳定的非理性行为 ［1］。Goel 和
Thakor（2008）认为，过度自信是公司管理层的一种
普遍现象［2］。但基于行为范式的股利理论的研究，较
少考虑公司治理和大股东控制的影响。鉴于此，本文
将结合大股东的控制状况，研究管理当局过度自信
对我国上市公司现金股利支付意向及股利支付力度
的影响。
本文以 2002~2007 年的 A 股上市公司为研究
样本，采用上市公司盈余预告构建管理层过度自信
的度量指标，运用 Logistic和 Tobit回归模型进行实
证检验。检验结果表明，公司的现金股利支付意向和
股利支付力度随着管理当局过度自信程度的提高而
下降；但随着大股东控股比例的提高，公司支付现金
股利的意愿会增强，可能会向股东支付更多的现金
股利。我们进一步研究发现，管理层过度自信使公司
现金股利支付意向与支付力度降低的效应在大股东
控股比例低的公司中表现得更为明显，这说明大股
东控股比例的增加能够有效地监督过度自信管理当
局的股利支付政策，迫使过度自信的管理当局拿出
更多的现金流，提升公司的现金股利支付意向与支
付水平。
本文的主要贡献在于：一是目前的文献主要是
针对股利政策的某一方面进行检验，或是仅研究公
司是否支付股利的决策（Fama和 French，2001；Bak－
er和 Wurgler，2004等）［3］［4］，以及公司的股利支付水
平（La-Porta等，2000等）［5］，这可能会导致研究偏
差，而本文是从现金股利支付意向和支付力度两个
方面对股利政策进行探究，研究结论会更加可靠；二
是与国内学者从盈余预告角度设计管理层过度自信
的度量指标相比，本文的指标不仅综合考虑了盈余
预告的定量描述样本与定性样本，而且将定量描述
样本中管理者盈余预测误差超过 50%及以上的样本
定义为过度自信，避免了仅将“至少有一次盈利预测
大于实际值的公司定义为过度自信”（王霞等，2008；
姜付秀等，2009）［6］［7］不够客观的状况；三是本文以股
利政策为体，以行为金融为用，将大股东治理与管理
层过度自信相结合，支持了大股东的监督有助于降
低代理成本的假说，首次从理性与非理性的视角拓
展了股利政策的研究成果，为 Black（1976）的“股利
之谜”［8］提供了新的诠释；四是研究结论说明过度自
信的管理者通过降低公司现金股利支付意向与支付
力度，保留了更多的盈余来满足内源融资的需求，这
在一定程度上支持了 Myers（1984）提出的公司优先
选择内部资金满足融资需求的融资优序理论［9］。
二、研究假说的提出
（一）过度自信的管理当局对股利支付的态度
过度自信是一种认知偏差，人们往往过于相信
自己的知识和判断能力，高估自己所拥有信息的准
确性和成功的概率。心理学的研究表明，过度自信是
放松“理性人”假设后影响行为主体进行决策所具有
的主要心理特征之一。De bondt和 Thaler（1996）指
出，在对人们的判断决策进行分析的心理学研究中，
或许最稳健的发现就是人们存在过度自信的倾
向［1］。Camerer和 Lovallo（1999）、Moore和 Kim（2003）
的研究表明，人们在决策时存在着过度自信倾向，而
这种倾向在拥有公司控制权的管理者中表现得更为
突出［10］［11］。
在中国，悠久的秉承君臣之道建构了领导在组
织中的绝对权威，传统文化使得现代企业的高层管
理者滋生出“在自己的管辖范围内说一不二的心理
定式”；同时，正处于经济转型时期的我国企业，虽然
根据权力制衡的原则建立了公司治理结构及机制，
但由于制度设计不完善以及传统观念的束缚，高层
管理者在组织中的绝对话语权没有受到有效制约，
人们更习惯于服从领导，而不是依据制度来行事，加
之管理者多年的成功经历与自我强化易使其高估自
己的决策能力而低估失败的风险，这些都使得公司
高层管理者产生高高在上、尽在一切掌控的控制幻
觉，相比于一般人，会表现出明显的过度自信。
Roll（1986）首次提出了傲慢假说，认为管理者
傲慢导致的过度乐观会使企业发生更多的无效或低
效并购［12］。Ben-David等（2007）认为，过度自信的管
理者高估公司未来投资项目的价值，低估现金流的
波动，并使用较低的贴现率，可能会导致更多 NPV
为正的投资项目的出现［13］。与一般的管理者相比，过
度自信的管理者会从事更多的投资，甚至过度投资，
并实施更多的并购活动（Malmendier和 Tate，2005、
2008；Lin 等，2005；郝颖等，2005；Doukas 和 Pet－
mezas，2007；吴超鹏等，2008）［14］-［19］，故需筹集更多的
资金从事投资并购活动。由于信息不对称及交易成
本的存在，优先选择内部融资成为最佳抉择。为了储
备更多的内部资金，过度自信的管理当局支付现金
股利的意愿会降低，在不得以支付的情况下，可能会
向股东支付较少的现金股利（Ben-David等，2007；
106· ·
Deshmukh等，2008）［13］［20］。由此，本文提出假说 1a、
1b。
假说 1a：过度自信的管理当局较非过度自信的
管理层具有较低的现金股利支付意向。
假说 1b：过度自信的管理当局较非过度自信的
管理层具有较低的现金股利支付力度。
（二）大股东对公司股利支付的态度
根据股利利益侵占假说，大股东会利用其所拥
有的控制权转移公司资源，从而产生损害中小股东
利益的“隧道行为”。大股东持股比例越高，公司支付
的现金股利就越多，高额现金股利是大股东利益侵
占的重要工具（陈信元等，2003；唐清泉等，2006；唐
跃军等，2006；张文龙等，2009）［21］- ［24］。但是，吕长江
等（2005）、肖珉（2005）的研究表明［25］［26］，在我国特殊
的资本市场中，现金股利具有“双刃剑”的特点，通过
现金股利的支付可以避免管理者囤积大量多余的现
金流，以提高资源配置效率，但现金股利也有可能成
为大股东从上市公司套取现金的手段。虽然学术界
对大股东的存在到底是降低代理成本还是实现利益
侵占存在着较大争议，但大股东的存在可能会使公
司的股利支付意愿与支付水平提高。由此，本文提出
假说 2a、2b。
假说 2a：随着大股东持股比例的增加，公司的
现金股利支付意向增强。
假说 2b：随着大股东持股比例的增加，公司的
现金股利支付力度提高。
（三）大股东控制对过度自信管理当局股利政策
的影响
高层管理者对公司的重大战略决策具有最终的
话语权，高高在上的地位易使管理当局产生控制幻
觉，相信自己能掌控公司命脉。Morck（2007）认为，现
代公司治理失败的主要原因之一是公司治理体系中
董事会成员和其他管理者对 CEO 的忠诚超过对股
东的忠诚以及对法律的服从［27］。Paredes（2004）认为，
CEO过度自信是公司治理的产物，其根源在于对
CEO过分的服从［28］。股利的代理成本假说认为，股
利政策相当于协调管理者与股东之间代理关系的一
种约束机制，股利的支付能够有效地降低代理成本
（Jensen，1986；Rozeff，1982；Easterbrook，1984；杨熠
等，2004）［29］- ［32］。在公司治理中，大股东的存在有其
积极的一面，他们有较强的动机最大化公司的价值
以及控制较多资产的利益驱动，以保障自身的利益。
Grossman和 Hart（1980）认为，当股东拥有足够多的
股份时，股东具有监管管理层的激励和能力 ［33］。
Shleifer 和 Vishny（1986）认为，现金股利是对大股东
激励活动的一种补偿机制，使大股东主动持有更多
的股份，对管理者进行有效的监管［34］。张海燕和陈晓
（2008）的研究表明，大股东集中能够监督管理层的
股利政策，减少管理层不愿意发放现金股利的现象，
使之拿出多余的自由现金流，缓解代理问题对股利
政策的影响［35］。Tenev等（2002）的调查显示，我国上
市公司大股东的控股比例略低于 50%，却控制了超
过 50%的董事会席位［36］。可见，我国高度集中的股权
结构赋予了大股东监督管理当局的动力。因此，大股
东持股比例的增加及其监督效应的发挥，可能会弱
化董事会成员和其他管理者对高管层的服从，减弱
高管层的控制幻觉和过度自信倾向，促使管理当局
提高股利支付意向与支付水平。由此，本文提出假说
3a、3b。
假说 3a：大股东持股比例的增加将减弱过度自
信的管理当局不支付现金股利的意向。
假说 3b：大股东持股比例的增加将抑制过度自
信的管理当局降低现金股利支付力度。
三、研究设计
（一）模型构建与变量解释
为了检验上述假说，我们构建了如下模型：
Divit=α0+α1Xit+∑λVarcontrolit+εit （1）
其中，被解释变量 Divit表示 i公司 t期的现金
股利政策，它以两类变量来表征：一是设置虚拟变量
Payerit，表示 i公司 t期的现金股利支付意向，即当公
司支付现金股利时 Payerit取值为 1，反之取值为 0，
这类因变量取值是离散的二元选择模型，需用 Lo－
gistic回归模型检验；二是基于公司会计收益与市场
价值视角，以股利支付率（DEit）和股利收益率（DPit）
度量 i公司 t期的现金股利支付力度。由于一些上市
公司不支付股利，股利支付额为零，在对股利问题进
行相关研究时需要剔除这些样本，从而导致样本选
择偏差，因为公司不支付股利实际上也是一种股利
决策。股利支付作为因变量时的观测值是不连续的，
使用 Tobit回归模型进行分析会有更好的拟合效果。
解释变量 Xit表示管理层过度自信（Con）或大股东控
股比例（CR）。其中，对于管理层过度自信的衡量办
法，考虑到现有文献中的替代指标、我国的制度背景
及上市公司的实际情况，本文借鉴 Lin等（2008）和
余明桂等（2006）的思路［37］［38］，采用公司盈余预告来
构建管理层过度自信的度量指标，即将盈余预测与
实际盈余之间的差额（FE）大于、等于 50%或者如果
乐观预测在事后“变脸”即预告的业绩与实际业绩不
一致，则视该公司管理层为过度自信（黄莲琴等，
2010）［39］。另外，Varcontrol为控制变量。已有研究表明，
公司规模、盈利能力与投资机会是影响公司股利支
付决策的重要因素（Fama 和 French，2001）［3］，公司
107· ·
现金流量的高低会对其股利政策产生影响（Jensen，
1986；Lang和 Litzenberger，1989）［29］［40］，而公司的债
务水平有助于解决因自由现金流而引发的代理成本
问题（Jensen，1986；杨熠等 2004）［29］［32］。因此，本文选
择了 5个控制变量，即公司规模、成长性、盈利能力、
资产获现率和财务杠杆，并设置了行业哑变量与年
度哑变量，以控制行业差异与时间因素的影响。εit为
随机误差项，α、λ分别为各变量的系数。上述变量的
符号、含义与计算方法如表 1所示。
（二）样本选择与数据来源
2002年 9月 28日沪深证券交易所发布的《关
于做好上市公司 2002年第 3季度报告工作的通知》
规定，公司预测 2002年全年经营成果可能亏损或者
与上年相比发生大幅度变动，应在第 3季度报告中
进行预告。该通知要求上市公司在第 3季度报告中
对公司全年经营业绩进行预告，使公司的盈余预告
具有事前预测的功能，以体现管理者对该年的公司
业绩是否充满信心。鉴于本文使用盈余预告来构建
管理当局过度自信的指标，故将以 2002~2007年期
间 A股上市公司在第 3季度报告中披露盈余预告的
公司作为样本选择对象。在剔除金融类公司和 ST公
司、当年新上市的公司（以保证数据的有效性，避免
公司 IPO造成的可能影响）、每股收益为负的公司
（因为每股收益为负时，现金股利支付率指标就失去
了意义）、数据异常与缺失的公司后，我们获得了
2 517个样本观测值，其中，过度自信样本为 437个，
占样本总数的 %。样本各年的分布情况如下：
2002 年有 289家，2003 年有 301家，2004 年有 403
家，2005 年有 417 家，2006 年有 458 家，2007 年有
649家。行业的分布情况为：制造业有 1 532家，交通
运输业有 90家，信息技术有 130家，房地产业有 138
家，批发零售业有 163家，建筑业有 45家，电力煤气
业有 99家，社会服务业有 65家，采掘业有 38家，农
林牧渔业有 55家，传播文化业有 18家，综合类有
144家。样本公司的盈余预告数据、财务数据、公司治
理数据取自聚源、Wind、CSMAR和 CCER数据库。
四、实证检验结果分析
（一）描述性统计分析
表2的描述性统计和表3的样本差异检验分别报
告了样本公司研究变量的基本情况以及样本间公司
现金股利支付的比较结果。由表 2可知，支付现金股
利的样本公司占总样本的 %，说明样本中有近
2/3 的公司没有支付现金股利；现金股利支付率
（DE）的均值为 %，即上市公司净利润中有约
1/5用于支付现金股利，从其最大值与最小值来看，
公司间的股利支付率差异很大；现金股利收益率
（DP）的均值为 %，标准差为 ，说明各样本公
表 1 变量的含义与计算方法
变量
类型
变量
符号
含义 计算方法
被解
释变
量
Payer 股利支付意向 当公司支付现金股利时，Payer
取值为 1，反之取值为 0
DE
股利支付力度
现金股利支付率（每股现金股
利/每股收益）
DP 现金股利收益率（每股现金股
利/每股价格）
解释
变量
Con 管理层过度自信
如果预测误差 FE≥50%以上，
或乐观预测样本在事后“变
脸”，则 Con 取值为 1，反之取
值为 0
CR 大股东控股比例第一大股东持股数/总股数
控制
变量
LnS 公司规模 年末主营业务收入的自然对数
Grow 成长性 市净率（期末收盘价/每股净资
产）
Prof 盈利能力 期末营业利润/期初总资产
CFR 资产获现率 经营活动现金净流量/期末总
资产
Lev 财务杠杆 期末总负债/期末总资产
Dind 行业哑变量 以综合类行业作为基准变量
Dyear 年度哑变量 以 2007年作为基准变量
表 2 研究变量的描述性统计
统计特征 均值 中位数 最大值 最小值 标准差 观察值
Payer 2517
DE 2506
DP 2512
Con 2517
CR 2514
LnS 2517
Grow 2517
Prof 2517
CFR 2517
Lev 2517
注：上标 a表示在 1%的水平上显著。
表 3 样本差异检验
变量 样本组 N
均值 T检验 Mann-Whitney检验
均值
均值
差异
T统计
量(P值) 平均秩
Z统计量
(P值)
是否
过度
自信
Payer
Over 437
a
()
()No-over 2080
DE
Over 432
a
()
()No-over 2074
DP
Over 434
a
()
()No-over 2078
大股
东控
股比
例高
低
Payer
High-CR 1257
a
()
()Low-CR 1257
DE
High-CR 1252
a
()
()Low-CR 1251
DP
High-CR 1255
a
()
()Low-CR 1254
108· ·
变量
股利支付意向
Payer
股利支付力度
DE DP
（1） （2） （3）
系数 Z值 系数 Z值 系数 Z值
Intercept
Con
LnS
Prof
Grow
CFR
Lev
Dind yes yes yes
Dyear yes yes yes
McFadden R2
LR stat
Adj R2
AIC
N 2517 2506 2512
司之间的股利收益率较低且差异不大。大股东控股
比例（CR）的均值（%）与中位数（%）较为接
近，但其最大值与最小值反映出样本公司的大股东
持股比例相差较大。就控制变量而言，公司规模
（LnS）的均值与中位数较为接近，但从其标准差来
看，各样本公司间的规模存在一定差异；公司成长性
（Grow）的均值高于中位数，从其最大值、最小值和标
准差来看，各公司间的成长性差异甚大；资产营业利
润率（Prof）的均值与中位数分别为 %与 %，说
明样本公司的盈利能力平均水平不高；资产获现率
（CFR）的均值为 %，与中位数接近，说明平均而
言样本公司的现金流量较低，这种情况与现金股利
支付率较低具有一定程度的匹配性。
从表 3中可以看出，当全样本按照管理当局是
否过度自信分为非过度自信样本组（No-over）和过
度自信样本组（Over）时，对于度量公司现金股利支
付政策的 3个指标 Payer、DE和 DP而言，管理当局
过度自信样本的均值均小于非过度自信样本，T检
验和非参数检验法（Mann-Whitney U）均在 1%的水
平上显著，说明两个样本组的股利支付政策存在显
著差异，过度自信样本组的现金股利支付意向与支
付力度在均值方面明显低于非过度自信样本组。同
样，当全样本根据大股东控股比例高低分为大股东
控股比例高的样本组（High-CR）和大股东控股比例
低的样本组（Low-CR）时，对于现金股利支付意向
（Payer）和股利支付力度（DE、DP）指标而言，High-
CR样本组的均值都大于 Low-CR样本组，且高度显
著，说明大股东控股比例高的样本组的现金股利支
付在均值方面明显高于大股东控股比例低的样本
组。总之，样本差异分析结果表明，与非过度自信的
管理当局相比，管理层的过度自信可能降低了公司
的现金股利支付意向与支付力度，而大股东控股比
例的提高，可能会使公司倾向于支付现金股利，而且
现金股利分配力度可能增强，这初步支持了本文的
前两组研究假说。
（二）回归结果分析
1． 管理层过度自信与公司现金股利政策。表 4
报告了假说 1的检验结果，其中，模型（1）的因变量
为公司现金股利支付意向（Payer），用 Logistic 回归
模型进行检验；模型（2）、（3）的因变量为现金股利支
付力度，即股利支付率（DE）与股利收益率（DP），用
Tobit回归模型进行检验。
在模型（1）中，由 LR stat的结果可知，模型的回
归结果是显著有效的，McFadden R2的值为 ，
说明模型的拟合效果较好。管理层过度自信（Con）的
系数为，且在 1%的水平上显著，说明与非过
度自信的管理当局相比，管理层的过度自信程度越
高，公司向股东支付现金股利的概率越低，即越不倾
向于支付现金股利，这有力地印证了假说 1a。
在模型（2）中，管理层过度自信（Con）与公司现
金股利支付率（DE）之间为显著的负相关关系，说明
与非过度自信的管理层相比，过度自信的管理当局降
低了现金股利支付水平，减弱了股利支付力度，该结
论为假说 1b提供了经验证据。在模型（3）中，管理层
过度自信对公司现金股利收益率（DP）产生了高度显
著的负面影响，说明随着管理层过度自信程度的提
高，公司的现金股利收益率会降低，这进一步支持了
假说 1b。
就控制变量而言，各变量的系数与传统股利理
论的预期相符，说明变量选择具有合理性。公司规模
（LnS）、盈利能力（Prof）和资产获现率（CFR）对公司
现金股利支付意向和股利支付力度均产生了高度显
著的正面影响。从企业的生命周期来看，规模越大的
公司越可能进入成熟期，其投资机会会逐步减少而
盈余累积逐渐增加。Grullon等（2002）［41］认为，伴随
着企业生命周期逐步迈向成熟，其投资机会将逐渐
减少，企业会将多余的现金支付给投资者。盈利水平
是上市公司能否支付现金股利的能力体现，盈利能
力越高，说明公司可供股东分配的利润越多，支付现
金股利的可能性增加，公司也可能支付更多的现金
股利。Fama和 French（2001）［3］的研究显示，规模较
大、盈利能力较强的公司倾向于支付更多的股利。拥
有充裕的内部现金流，说明公司的营运能力较高、资
产的流动性较强，可以为公司支付现金股利奠定基
础。易颜新等（2008）［42］的调查结果表明，公司管理者
表 4 管理层过度自信与现金股利支付的回归结果
注：同表 3。
109· ·
在对现金股利支付水平进行决策时，首先考虑的因
素是现金流量，即公司是否拥有充足的现金储备和
持续经营现金净流入量。公司成长性（Grow）负向显
著地影响公司的现金股利支付，说明成长性高的公
司更可能面临资金短缺的情况，其会充分考虑公司
的财务弹性，通过少支付股利的方式保留更多的盈
余，以支持企业的持续增长。财务杠杆（Lev）与公司
现金股利支付之间存在高度显著的负相关关系，这
是因为债务能够约束管理者滥用资源，降低自由现
金流的代理成本，所以，债务是减少代理成本的替代
机制，高债务公司往往会支付较低的股利（Jensen，
1986）［29］。同时，债权人为了保障贷款资金的安全和
自身利益，其在与企业签订债务合同时，可能会限制
公司现金股利的发放，因而财务杠杆水平较高的公
司可能面临较多的债务契约和财务困境，在股利支
付政策方面较为谨慎，会倾向于少支付股利。
2． 大股东控股比例与公司现金股利政策。表 5
报告了假说 2的检验结果，其中，模型（1）的因变量
为 Payer，用 Logistic回归模型检验；模型（2）、（3）的
因变量分别为股利支付率（DE）和股利收益率（DP），
用 Tobit回归模型进行检验。由表 5的模型（1）可知，
模型回归结果显著有效，模型的拟合效果较好。大股
东控股比例（CR）的系数为 ，且在 1%的水平上
显著，说明随着大股东控股比例的提高，公司向股东
支付现金股利的概率上升，现金股利支付意向增强，
这印证了假说 2a。
由表 5的模型（2）可知，大股东控股比例（CR）
的系数为 ，且高度显著，说明大股东控股比例越
高，公司现金股利支付率越高，即公司向股东支付的
现金股利力度增强，这印证了假说 2b。由模型（3）可
知，大股东控股比例（CR）与公司现金股利收益率
（DP）正相关，且显著性水平达到 1%以上，说明随着
大股东控股比例的提高，公司现金股利收益率上升，
公司现金股利支付力度加大，这进一步为假说 2b提
供了经验证据。就控制变量而言，公司规模、盈利能
力和资产获现率对现金股利支付具有高度显著的正
面影响，而公司成长性、财务杠杆对现金股利支付有
显著的负面影响，这与传统股利理论的预期一致。
3．大股东控制与过度自信管理当局的现金股利
政策。我们将全样本按照 CR的高低分为大股东控
股比例高的样本组（High-CR）和大股东控股比例低
的样本组（Low-CR），并对假说 3 进行了检验，表 6
报告了回归检验结果。由表 6中的模型（1）、（2）可
知，管理层过度自信（Con）的系数均为负，且高度显
著，但与大股东控股比例低的样本组相比，大股东控
股比例高的样本组中 Con的系数较高，这意味着控
股比例高的大股东的存在，可以有效地监督和控制
过度自信的管理当局，使其更倾向于支付现金股利，
这支持了假说 3a。
由表 6的模型（3）、（4）可知，不同样本组中管理
层过度自信（Con）都对股利支付率（DE）具有负面影
响，但大股东控股比例高的样本组中 Con的系数明
表 5 大股东控股比例与现金股利支付的回归结果
注：同表 3。
变量
股利支付意向
Payer
股利支付力度
DE DP
（1） （2） （3）
系数 Z值 系数 Z值 系数 Z值
Intercept
CR
LnS
Prof
Grow
CFR
Lev
Dind yes yes yes
Dyear yes yes yes
McFadden R2
LR stat
Adj R2
AIC
N 2514 2503 2509
表 6 大股东控制与过度自信管理当局的现金股利支付的
回归结果
注：括号中为 Z检验值，上标 a、b、c分别表示在 1%、5%
和 10%的水平上显著。
变量
股利支付意向
Payer
股利支付力度
DE DP
High-CR
（1）
Low-CR
（2）
High-CR
（3）
Low-CR
（4）
High-CR
（5）
Low-CR
（6）
Intercept ()
()
()
()
()
()
Con
a
()
()
()
()
()
()
LnS ()
()
()
()
b
()
()
Prof
a
()
()
()
()
()
()
Grow
a
()
()
()
()
()
()
CFR
a
()
()
()
()
()
()
Lev
a
()
()
()
b
()
()
()
Dind yes yes yes yes yes yes
Dyear yes yes yes yes yes yes
McFad－
den R2
LR stat
Adj R2
AIC
N 1257 1257 1252 1251 1255 1254
110· ·
显高于大股东控股比例低的样本组，这说明大股东
控股比例的增加能在一定程度上抑制过度自信管理
当局降低公司的现金股利支付率，削弱管理层过度
自信与公司现金股利支付力度之间的负相关关系，
这支持了假说 3b。
对表 6中模型（5）、（6）的结果进行比较可知，管
理层过度自信（Con）在不同样本组中对公司现金股
利收益率的负面效应存在差异，就其系数而言，大股
东控股比例高的样本组的系数较高，说明大股东控
股比例的提高有利于减少管理层过度自信对公司现
金股利支付力度的影响，促使其支付更多的现金股
利，这再次印证了假说 3b。
（三）稳健性检验
为了检验前述结论是否稳健、可靠，本文进行了
稳健性分析。一是将管理层过度自信指标滞后一期。
由于存在自我归因偏差，人们通常会将好的结果归
功于自己的能力，而将差的结果归罪于外部因素，这
样，人们就无法通过不断的理性学习来修正自己的
信念，以致形成动态的过度自信。Doukas和 Petmezas
（2007）证实了自我归因偏差是管理者过度自信的一
个函数［18］，因此，管理当局前期过度自信的认知偏差
可能会影响其下一期的心理与行为，从而影响下一
期公司的财务决策。本文将管理层过度自信指标滞
后一期对假说 1重新进行检验，这样可以解决变量
的内生性问题，即管理层过度自信与公司股利政策
可能是相互影响，而非简单的因果关系。这样处理
后，样本观测值从 2 517个减少为 813个。由表 7的
回归结果可知，被解释变量不论是现金股利支付意
向还是股利支付力度，管理层过度自信（Con）的系数
均为负值，且高度显著，这意味着前述假说 1的检验
结果具有稳健性。二是替换大股东控股比例表征指
标。我们以前三大股东持股数占总股数的比例来度
量大股东控股比例，并对假说 2重新进行了检验。由
表 8的检验结果可知，大股东控股比例的系数均为
正值，且高度显著，说明前述假说 2的研究结论具有
稳健性。三是替换管理层过度自信表征指标。余明桂
等（2006）是以国家统计局公布的企业景气指数作为
管理层过度自信程度的替代变量［38］。企业景气指数
也称为企业综合生产经营景气指数，它反映了企业
家对本企业综合生产经营情况的判断以及对未来发
展变化趋势的预期，该指数每季度披露一次，其数值
在 0~200之间。本文对余明桂等（2006）的度量方法
进行了改进，即年度行业景气指数取当年 4个季度
的均值，并与上年度的景气指数进行对比，如果差额
为正，说明该年企业家对本公司的生产经营状况与
未来发展更加自信，但如果该公司这一年的经营业
绩低于上一年度，则将公司管理层视为过度自信
（Con1）并取值为 1，否则取值为 0，以此方法对前文
的假说 1、假说 3重新进行检验。由表 9、10的回归
结果可知，Con1系数的方向性和显著性与前文的分
析基本一致，且大股东控股比例高的样本组 Con1系
数高于大股东控股比例低的样本组，这意味着前文
的结论是稳健、可靠的。
表 7 管理者过度自信指标滞后一期的稳健性检验
变量
股利支付意向
Payer
股利支付力度
DE DP
系数 Z值 系数 Z值 系数 Z值
Intercept
Con
LnS
Prof
Grow
CFR
Lev
Dind yes yes yes
Dyear yes yes yes
McFadden R2
LR stat
Adj R2
AIC
N 813 808 811
注：同表 3。
表 8 假说 2的稳健性检验
变量
股利支付意向
Payer
股利支付力度
DE DP
系数 Z值 系数 Z值 系数 Z值
Intercept
CR
LnS
Prof
Grow
CFR
Lev
Dind yes yes yes
Dyear yes yes yes
McFadden R2
LR stat
Adj R2
AIC
N 2514 2503 2509
注：同表 3。
表 9 假说 1的稳健性检验
变量
股利支付意向
Payer
股利支付力度
DE DP
系数 Z值 系数 Z值 系数 Z值
Intercept
Con
111· ·
表 10 假说 3的稳健性检验
变量
股利支付意向
Payer
股利支付力度
DE DP
High- CR
（1）
Low- CR
（2）
High- CR
（3）
Low- CR
（4）
High- CR
（5）
Low- CR
（6）
Intercept -
a
(- )
()
()
-
(- )
-
(- )
-
(- )
Con -
c
(- )
-
(- )
-
(- )
-
(- )
-
(- )
-
(- )
LnS
a
()
()
()
()
()
()
Prof
a
()
()
()
()
()
()
Grow -
a
(- )
-
(- )
-
(- )
-
(- )
-
(- )
-
(- )
CFR ()
()
()
()
()
()
Lev - (- )
-
(- )
-
(- )
-
(- )
-
(- )
-
(- )
Dind yes yes yes yes yes yes
Dyear yes yes yes yes yes yes
LnS
Prof
Grow
CFR
Lev
Dind yes yes yes
Dyear yes yes yes
McFadden R2
LR stat
Adj R2
AIC
N 2517 2506 2512
注：同表 3。
五、结论
本文以沪深两市 2002~2007年在第 3季度报告
中披露盈余预告的 A股上市公司为样本观测值，从
行为公司金融的视角，考察了大股东控制、管理层过
度自信与公司现金股利支付政策之间的关系。研究
发现，与非过度自信的管理层相比，过度自信的管理
当局具有不愿意支付现金股利的动机，而大股东具
有显著的支付现金股利的动机。具体而言，（1）管理
层过度自信会显著影响公司的现金股利支付政策，
公司的现金股利支付意向和股利支付力度随着管理
当局过度自信程度的提高而下降，说明与非过度自
信的管理当局相比，管理层过度自信的公司更不愿
意支付现金股利或支付更少的现金股利，以储备更
多的内源资金；（2）随着大股东控股比例的提高，公
司支付现金股利的意愿会增强，并可能迫使过度自
信的管理者拿出更多的现金流，向股东支付更多的
现金股利；（3）公司现金股利支付政策在大股东控股
比例不同的样本组中存在显著差异，管理层过度自
信使公司现金股利支付意向与支付力度减弱的效应
在大股东控股比例低的公司中表现得更为明显，这
说明大股东控股比例的增加能够有效地监督过度自
信管理当局制定股利支付政策，减弱管理层的控制
幻觉与过度自信的倾向，促使管理当局提升公司股
利支付意向和支付水平。
总之，本文的研究以股利政策为体，以行为公司
金融为用，将大股东治理与管理层过度自信相结合，
支持了大股东的监督有利于降低代理成本的假说，
从理性与非理性的视角拓展了股利政策的研究，为
Black（1976）“股利之谜”［8］的诠释提供了新的研究视
角。此外，本文的研究结论说明，过度自信的管理当
局通过降低公司现金股利支付意向与支付力度，保
留了更多的盈余来满足内部融资的需求，这在一定
程度上支持了 Myers（1984）的融资优序理论［9］。
McFad-
den R2
LR stat
Adj R2
AIC
N 1257 1257 1252 1251 1255 1254
注：上标 a、b、c分别表示在 1%、5%和 10%的水平上显著。
［ 参 考 文 献 ］
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（续表 9）
112· ·
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［责任编辑：高 巍］
113· ·
