统计与决策 !""#年 $%月!下"
!""""引 言
长期以来#中国上市公司出现了许多令人费解的现金股
利分配现象$ 如伴随着资本市场的不断成熟#上市公司的股
利支付水平却日趋下降#当前%低派现或不分配&的公司比比
皆是$同样是绩优公司#股利分配却截然不同$如%五粮液&这
样的公司#企业在一直经营业绩良好’现金流量充足以及业
务增长空间有限的背景下#上市之后连续几年没有进行过任
何现金分配(而如%用友软件&这样的公司#虽然刚刚上市不
久#所处领域也为朝阳产业#具有极大的发展空间#在未来需
要巨额资金的注入#但却实行一种%高比例派现&的分配政
策$
如何合理解释中国上市公司出现的这种特殊的现金股
利分配现象) 从国外对股利政策的研究情况看#尽管对股利
政策理论研究和实证分析的成果较多#但是至今尚未取得一
致的结论$ &’() * +,-./0$1234将股利政策视为%股利之谜&#
+56-,67 * 8765(9$11!:将股利政策列为公司财务的十大难题
之一$ 目前国外股利政策的研究主要是沿着信号传递理论’
股权结构理论’税差理论等为主线展开的$
由于中西方经济文化背景的差异#尤其是我国股权分裂
因素的存在#使得信号传递理论’税差理论等其他西方较为
经典的股利研究视角在中国很难运用$ 以信号传递理论为
例#尽管目前已有许多学者借助国外研究方法结合中国资本
市场不同时期的股利政策信息效应做了深入广泛的研究0如
陈晓和陈小悦 ;#<=>11?(魏刚 ;3<#>11?(陈浪南和姚正春 ;2<#!%%%(
李常青和沈艺峰 ;?<#!%%> 等等:#从研究结论来看#股利政策作
为一种信息传递的信号对我国上市公司基本成立$我们知道
股利作为信号传递的手段#必须以资本市场有效为前提$ 但
在股权分裂的中国市场中#面对庞大的潜在资金需要#资金
供给极为有限9流通股约占 > @ A:#客观上导致市场操纵行为
极为普遍#%庄股&众多#而且由于信息披露制度执行上的缺
陷#市场中虚假信息盛行#证券欺诈’内幕交易也极为流行#
加上宏观政策的多变#中国资本市场的价格波动向来就非常
剧烈#与基础价值的偏离程度一直较高#市场信息有效性一
直处于较低状态$这意味着从信号传递角度很难为中国特殊
的股利分配现象提供一个合理的解释$
本文以中国资本市场最基本的制度背景***股权结构
分裂为基础#利用实证数据检验流通股比例’控股股东比例’
股本规模等不同股权指标对现金股利政策的影响#以期能较
合理地解释我国特殊的股利分配现象$
#""""现金股利与股权结构的实证研究设计
!"! 变量选择
根据上述对股利政策股权结构理论的分析并结合我国
上市公司特点#选择操作变量如表 > 所示$
!"# 研究模型
本研究将首先采用多元回归分析方法来验证股权结构
自变量与现金股利之间的线性关系#再采用非线性回归方法
摘 要!本文通过阐述股利政策的股权结构理论!结合中国上市公司股权结构特点!采用多元
线性回归和二次函数非线性回归两种实证分析方法! 考察 #$$!%#&&’ 年间上市公司股权结构对现
金股利政策的影响" 实证结果表明#我国上市公司第一大股东持股比例与现金股利存在$( 型%关
系!第二大股东持股比例与现金股利成反比!上市公司存在控股股东利用现金股利政策转移现金的
现象!股本规模及股权相对集中度对现金股利没有影响&
关键词!股利政策’现金股利’股权结构’股权分裂
中图分类号!&?A!B# 文献标识码!C 文章编号!>""!D3E?2"!""##>"D">>AD"A
!"#$%&’()*+,-./
0123456
陈洪涛 >!黄国良 !
9>B 南京航空航天大学 经济与管理学院#南京 !>"">3F !B中国矿业大学 管理学院#江苏 徐州 !!>""?4
表 ! 操作性变量定义
变量符号
GHI
JK>
JK!
LHMN
OPQ+
M
G
变量名称
每股现金股利
第一大股东持股比例
第二大股东持股比例
总股本
非流通股比例
股权相对集中度
管理层是否持股
计 量
现金股利总额 @总股本
第一大股东持股数 @总股本
第二大股东持股数 @总股本
总股本的自然对数
非流通股股数 @总股本
JK> @ JK!
"#否(>#是
意 义
自变量
因变量
控制变量
! " # $
!!"
万方数据
统计与决策 !""#年 $%月!下"
检验未通过线性关系检验的自变量与现金股利之间的关系#
模型一$现金股利与股权结构线性关系&’()*+,-分析模型
./01!%2!$34$2!!34!2!56/782!9:;<=2!#72!>.2"
模型中%./0 为因变量%34?&34!&6/78&:;<=&7 为自变
量%. 为控制变量%!%为截距%!(回归系数%" 为随机变量#
模型二$现金股利与股权结构二次函数 &@A+B,+C(D-分析
模型
./01!%2!?E2!!E!2"
模型中%./0 为因变量%E 为未通过线性检验的自变量%
!%为截距%!(回归系数%" 为随机变量#
!"# 样本选择
由于我国资本市场建立时间相对较短%而且企业外部环
境及有关政策不断变化%企业股利政策变化频繁%每年都有
一些非常突出的特点%因此本文采用汇总三年数据进行横截
面分析%而不进行时间序列分析#
本研究以上海证券交易所和深圳交易所上市的 F 股作
为样本%所选取的样本包括在 !%%$G!%%5 年共三年间的现金
股利分配方案#数据来自中国证监会指定信息披露网站巨潮
资讯网 &HHHID)()JKIDKLID)-&证券之星 &HHHIMCKDNMC+,IDKLID)-
和中国股票市场和会计研究数据库&36OF4-#
!""""实证结果与分析
$"! 样本特征描述
截止 !%%5 年 ?! 月 5? 日%!%%?G!%%5 年间沪深两市 F
股累计共有 !%#9 家纯现金股利公司%其中资料齐全&符合检
验条件的有效汇总样本有 ?P#! 家# 研究对象中不包括 6Q&
;Q 公司% 因为这些企业连年亏损% 股利分配属于非正常情
况%而且此类公司数量较少%剔除这些公司对研究结论影响
不大# 样本变量特征描述表 ! 所示#
由表 ! 知% 现金股利的平均金额为 %I?5 元% 中位数为
%I?% 元%现金股利的平均金额波动不大%标准差仅为 %I?%#第
一大股东平均持股比例为 9>I>5R%中位数为 9SI5SR%标准差
为 ?SI#TR%说明第一大股东持股率波动较大# 第二大股东平
均持股比例为 TI"#R%中位数为 9IS>R%第二大股东持股比例
波动虽然较大% 但没有第一大股东持股比例波动程度高%标
准差为 TI5SR#股本规模自然对数平均额为 ?PI95%中位数为
?PI55%股本规模平均额差异不大%标准差为 "ISP# 非流通股
比例的平均额为 >#I5?R%中位数为 >>I>SR%不同企业非流通
股比例有一定差异%标准差为 ?!I9"#股权相对集中度平均值
为 >#IP#%中位数为 PI9P%不同企业间股权相对集中度差异很
大% 最大值为 #!#?IT! &第一大股东持股数是第二大股东的
#!#? 倍-%最小值仅为 ?I""%标准差高达 !"5I">#
$"$ 相关性分析
表 5 提供了各变量间的皮尔森&;*+,MK)-相关系数%大部
分变量之间相关系数能在显著性水平 #R&?"R的情况下通
过检验%其他变量之间即使在 ?"R显著性水平下没有通过检
验%也不存在显著多重共线性问题#
$"# 实证结果
通过 6;66??I# 对上述模型一进行线性回归测试% 采用
逐步回归法&6Q8;U/68-%在 P#R的显著性水平下%通过检验
的自变量相关系数如表 9 所示#
根据上表得回归方程$
./0 1"I?"> G"I""?!934! &G9I#55- 2"I"""S9TT:;<= &G9I"9"- G
"I"?S5.&G!IP5!-
方程 V 值 ?9I55P&显著性水平 %I%%%W%I%#-%说明各线性
回归方程总体显著性水平较高%即’自变量全体对因变量产
生影响(% 这一结论错误的概率不超过 #R# .A,X()GU+CMK)
&.GU-值为 ?IPT>%.GU 值落在 &B#%9GB#-之间%所以 %在 %I%?
的置信水平下%误差项之间不存在序列相关#此外%调整后可
决系数 4!值为 !I%R%可决系数 4!值较小%说明作为整体的
所有自变量与因变量的线性关系不显著#由于本研究仅考察
各自变量与因变量之间的关系%4!值仅供参考#
通过检验第二大股东持股比例&34!-与现金股利呈显著
负相关关系%表明上市公司现金股利支付比例随第二大股东
持股比例的上升而减少#非流通股比例&:;<=-与现金股利呈
正相关关系%表明现金股利支付比例随非流通股比例的上升
而减少# 第一大股东持股比例&34?-&股本规模&6/78-&第一大
股东与第二大股东持股数比例&7 值-与现金股利没有明显的
线性相关性#
表 ! 研究变量特征描述
均 值
中位数
标准差
最小值
最大值
有效样本
./0
%I?5%T
%I?%%%
%I?%%9S
%I%%
%IP?
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"I!P>YY
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"I5>TYY
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"I?>#YY
"I?95YY
?
.
G"I"S>YY
G"I?S#YY
G"I"">
"I"5P
G"I???YY
G"I"??
?
表 " 研究变量相关系数表
YY%为相关系数在 &"&!水平下显著’双尾检验(
表 # 线性回归系数表
因变量$./0
模型
未标准化系数 标准化系数
= 标准误差 =*C+
C M(ZI
? 3K)MC+)C
34!
! 3K)MC+)C
34!
:;<=
5 3K)MC+)C
34!
:;<=
.
%I?5P
G%I%%?%#
%I%TSP!
G%I%%?!#
%I%%%T%P9
%I?%>
G%I%%?!9
%I%%%S9TT
G%I%?S5
%I%%5
%I%%%
%I%?!
%I%%%
%I%%%
%I%?9
%I%%%
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%I%%>
G%I%TS
G%I?%9
%I?%%
G%I?%5
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G%I%>>
99I!>P
G5IT>!
SI!>T
G9I#>!
9I5T#
SIT!%
G9I#55
9I%9%
G!IP5!
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%I%%%
%I%%%
%I%%%
%I%%%
%I%%%
%I%%%
%I%%%
%I%%%
! " # $
!!"
万方数据
统计与决策 !""#年 $%月!下"
将未通过线性回归检验&模型一’的各自变量分别带入二
次函数模型&模型二(进行非线性拟合# 在 )#*的显著性水平
下$只有 +,- 通过二次函数回归$回归方程如下%
./01%2$33$4%2%%$)+,$5%2%%%%!)+,-!
模型参数检验结果如表 # 所示#
总体上$方程 6 值为 7%289:显著性水平 %2%%%;%2%#($说
明回归方程总体显著性水平较高# 调整后 ,!值仅为 72$%*$
表明总体回归效果不太显著#
通过回归方程绘制出现金股利&./0(与第一大股东持股
比例&+,$(之间的抛物线图如图 $所示# 从图 $ 中可以看出$
与 <=>?@A B C=ADE>?=:!%%$(对德国公司检验的&倒 F 型’关
系所不同的是$中国上市公司现金股利支付率:./0’与第一大
股东持股比例 :+,-’虽然也呈&F 型’关系$但抛物线的开口
向上 %./0 先是随 +,- 增加而缓慢减少 $ 当 +,- 达到
7!29G*以后$./0 又随 +,- 增加而缓慢上升#
!""""结 论
!-"我国上市公司第一大股东持股比例对现金股利政策
有影响$两者间存在&F 型’关系# 上述实证结果表明$第一大
股东持股比例与现金股利之间不是以往研究中的简单线性
关系$而是开口向上的&F 型’关系# 原因可能是$当大股东持
股比例不足以对公司利润分配方式产生的影响时:即持股率
小于 7!29G*’$中小股东的约束有一定作用$公司更倾向于低
派现或不派现(当大股东持股比例足够影响公司财务决策时
:持股率大于 7!29G*’$中小股东的约束显得微不足道$随着
股权的过度集中:第一大股东持股比例增加’$大股东利用现
金股利转移现金的可能性就越大#
!!"以第二大股东为代表的中小股东的约束对现金股利
支付有影响# 实证结果表明$现金股利支付率随着第二股东
持股比例的增加而减少#当以第二大股东为代表的中小股东
持股比例增加时$中小股东对第一大股东的监督和约束力也
增强$第一大股东利用派发现金股利的方式转移现金的可能
性减少$现金股利支付率也随之降低#
!7"我国上市公司控股股东存在利用现金股利政策转移
现金的现象# 在我国$上市公司的非流通股是以国家股和法
人股为主$其比例约占总股本的 ! H 7# 因此$非流通股比例实
际上体现了大股东的控股程度# 根据代理成本理论$由于国
家股和法人股等大股东无法利用股票在二级市场上的流通
实现资本利得和套现$ 则会寻求较多的现金股利作为补偿#
而国家股和法人股往往控制公司$因此可以操控公司派发现
金股利$以满足其现金需求# 本文的实证结果证明了这一观
点$现金股利支付率随非流通股比例增加而增加$即现金股
利是控股股东从上市公司转移现金的重要手段#
!3"股本规模及股权相对集中度 :I 值 ’对现金股利没有
显著影响#从理论上讲$现金股利支付率与股本规模成正比#
因为股本规模越小$股权越容易集中$大股东越可能利用现
金股利转移现金#实证结果并不支持这一观点#第一)二大股
东相对持股比例:I 值’反映了企业股权的相对集中程度# 理
论上$I 值越大说明股权越集中$ 大股东越容易影响股利分
配方式#实证结果表明股权相对集中程度对现金股利政策没
影响#
!#"以上两个模型自变量作为整体对现金股利支付率的
拟合程度均不太理想$在一定程度上说明上市公司的现金股
利政策很容易受外部因素影响$ 如资本市场整体运营状况)
监管部门的干预等等#
参考文献!
J$K吴晓求2中国资本市场!股权分裂与流动性变革JLK2北京!中国人
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J!K原红旗2中国上市公司股利政策分析JLK2北京!中国财政经济出版
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研究"!"""":-"(2
J8K李常青"沈艺峰2沪深上市公司股利政策信息内涵的实证研究J[K2
中国经济问题"!""-":#(2
!责任编辑 "亦 民"
表 # 非线性回归参数检验结果
自变量^+,-
因变量
./0
LDT
e=N
,!
72-"*
W2\2
-)3)
6
7"289
‘R>\
"2"""
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f!
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图 - 第一大股东持股比例与现金股利支付率关系图
!!"
万方数据
