现金股利、投资者保护与所有权安排 ——来自我国上市公司的经验证据 12 李增泉,任强 (1.上海财经大学 会计与财务研究院 上海 200433;2.上海财经大学 会计学院 上海 200433) 摘要: 我国上市公司的大股东如何影响公司的红利政策？市场又是如何看待上市公司的红利行为呢？长期以来，不仅市场各方对我国上市公司的红利行为具有不同的认识，国内学者对此的研究也没有取得完全一致的结论。基于股利分配的代理理论，本文从投资者保护的角度对我国上市公司的所有权安排与现金股利政策的关系进行了实证分析。结果表明，当所有权安排越有利于保护中小投资者的利益时，上市公司倾向于派发更多的现金股利。并且，只有当所有权安排不利于保护投资者利益时，现金股利的信号效应才显著存在。该结论对于加深我们对上市公司红利行为的了解，特别是如何完善上市公司的治理结构，保护中小投资者的利益具有重要的理论价值和现实意义。 关键词:现金股利;所有权安排;信号效应;投资者保护 中图分类号：F8 文献标识码：A 1 引言 Black（1976）将现代公司的股利行为称为“股利之谜”（Dividend Puzzle），而我国上市公司的红利政策更是“谜中之谜”。例如，五粮液（000858）在1999年度每股收益高达元的情况下，无视广大中小股东要求派现的强烈呼声，推出了“不分配，不转增”的分配方案，曾被市场视作“大股东作俑”的典型；而用友软件（600588）在上市当年就推出“每10股派发6元现金”的分配方案，也被市场认为是“大股东套现”的典范。那么，在我国，上市公司的大股东如何影响公司的红利政策？市场又是如何看待上市公司的红利行为呢？这是本文的研究主题。 近年来国内已有学者对上述问题进行了研究，但截止目前仍未取得一致的结论。例如，对于股权结构与现金股利分配率的关系，吕长江和王克敏（1999）与原红旗（2000）得出了截然相反的结论：前者发现国有股及法人股比例越高的公司红利支付率越低，并认为是内部人控制程度的不同导致了上述差异，后者则表明非流通股的持股比例越高的公司倾向于派发更高的现金股利，并认为这是由于非流通股股东对现金股利有强烈的需求；对于现金股利的信号效应，魏刚（1998）与俞乔和程滢（2001）也没有得到一致的结论：前者发现纯派现公司在预案宣告日表现出显著为负的市场反应，后者则发现了显著为正的市场反应。本文认为，虽然研究方法与研究样本的不同可能是导致上述文献没有得到统一结论的一个因素，但从理论基础上来解释上述不一致的结论似乎更为合理。这是因为，吕长江和王克敏（1999）与原红旗（2000）的研究主要基于代理理论，认为股权结构的不同反映了公司代理问题的差异，从而会对上市公司的现金股利分配率产生影响，因此是否派发股利以及股利分配的多少均会会对公司的价值产生实质性影响；而魏刚（1998）与俞乔和程滢（2001）则主要从信号理论的角度来分析我国上市公司的现金股利行为，认为公司的红利行为是内部人用来向外界传递关于公司未来盈利信息的一种手段，红利本身并不影响公司的价值。很显然，如果
股权结构影响公司的现金股利分派率，那么市场应对具备不同股权结构的公司是否派现作出不同的反应，因此，魏刚（1998）与俞乔和程滢（2001）没有得到一致结论的重要原因很可能就是由于两者均没有考虑上市公司所有权结构的差异；而吕长江和王克敏（1999）与原红旗（2000）不一致的研究结论则很可能是由于二者并没有找到用来准确衡量代理成本大小的股权结构变量。例如，刘芍佳等（2003）等指出，根据终极产权论的原则，用法人股和国家股来反映股权结构的差异实际上并不是一个非常适用的概念，因为这种分类标准只是用来帮助管制股票交易行为的，而非真正对投资者的分类。因此，若要研究现金股利的信号效应，必须首先从理论上对红利政策的决定因素作出合理的解释，否则，即使研究方法如何完美，发现的也只能是现象，其结果并无助于我们对我国上市公司红利行为的了解。 自从Modigliani和Miller（1958）以及Miller和Modigliani（1961）的“股利无关论”提出后，经济学家已经提出了许多理论来解释现代公司的股利政策。其中，信号理论（Signal Theory）曾一度非常流行。该理论认为，由于公司经理与外部人（包括股东以及其他的利益相关者）关于公司的信息存在严重的不对称，内部人比外部人对公司情况更加了解，股利政策是经理用来向外界传递有关企业未来盈利能力的一种信号（Bhattacharya，1979；John和Williams，1985；Miller和Rock；1985；Ambarish等，1987）。信号理论首先被Lintner（1956）的股利政策行为模型所证实，作者通过对美国公司股利支付情况的考察后发现，上市公司一般都会保持一个长期稳定的目标股利支付率，而股利的实际支付水平则以目标股利支付率为基础，根据公司未来的净收益水平予以适当调整。这表明，公司股利支付水平的变化与公司未来盈利能力的变化息息相关。其后的许多文献也发现，股利宣告的市场反应与信号理论的预期是完全相符的：股利增加对应着正的超额报酬，股利减少对应着负的超额报酬（Aharony和Swary，1980；Asquity和Mullins，1983）。但最近有文献却对该理论的适用性提出了质疑。例如，Deangelo等（1996）以及Benartzi等（1997）发现，当期股利政策的变化并无助于对企业未来盈利能力的预测。那么，用信号理论来解释我国上市公司的红利行为是否适合呢？总体看来，我国上市公司的股利政策表现出两个显著的特点：其一，历年都有很大一部分公司“不分配”；其二，保持上市后历年均派发红利的公司少之又少（请参看表2）。但是，根据Lintner（1956），现金股利能够被用作信号的一个重要前提就是公司必须存在相对稳定的股利政策，否则现金股利的信号作用根本无法为外界所理解，从而信号理论也就失去了其存在的逻辑前提。这表明，用信号理论来解释我国上市公司的红利行为似乎并不合适。 在信号理论“风靡之时”，股利分配的代理理论也被部分学者所推崇（Easterbrook，1984；Jensen，1986等），特别是La Porta等（2000）等关于投资者保护与现金股利相互关系的论文发表后，该理论更是受到了众多学者的关注。根据股利分配的代理理论，公司内部人一般不愿意将公司利润分配给外部投资者，而是更倾向于将其留在公司或投资于一些并不划算的项目以从中获得私人利益，因此派发现金股利是降低代理成本的一种重要手段。由于特殊的股票发行与改制上市制度，我国大部分的上市公司都脱胎于国有企业，国家在上市公司中占有绝对或相对的控股地位，母公司利用其控股地位侵占上市公司利益的现象经常发生。其中，占用上市公司的资金以及与上市公司进行非公允的资产交易是我国上市公司的控股股东实现其控制权收益的主要方式。这说明，上市公司是否有充足的现金是控股股东能否实现其控制权收益的一个重要前提，而是否派发现金股利则直接影响上市公司的现金量，因此，本文认为用代理理论来解释我国上市公司的现金股利行为似乎更为合适。 基于股利分配的代理理论，本文指出，由于所有权安排的差异直接决定了公司内部人（控股股东和经理人员）与外部投资者之间不同的代理问题，因此上市公司的现金股利分配率与公司的所有权结构之间应存在高度的相关性，并且，现金股利的信号效应也应条件依赖于公司的所有权安排。本文将在第二部分对该论点进行详细分析；第三部分介绍本文的研究方法；
实证检验的结果及相关分析在第四部分给出；最后对全文进行总结。 2 现金股利与所有权安排：理论分析与研究假设 代理问题与现金股利关系的理论分析 内部人（例如经理人员或控股股东）与外部人（例如中小投资者）之间的利益冲突是现代公司理论的核心问题（Bearl和Means，1932；Jensen和Meckling，1978）。在Bearl和Means（1932）所描述的现代公司中，由于公司股份分散在众多投资者手中，经理人员事实上掌握了公司控制权，进而可以利用公司资源谋取个人私利。例如，过度的在职消费、建造个人帝国以及盲目的多元化投资等都是经理人员侵占外部投资者利益的表现形式（Jensen，1986；Lang和Stulz，1994等）。但是，最近的一些文献表明，Bearl和Means（1932）所描述的高度分散的所有权结构只存在于英美等少数几个国家，在世界上其他一些国家，集中的所有权（特别是控制权）更为普遍（Claessen等，2000；Faccio和Lang，2002；La Porta等，1999）。由于在公司有更大的收益要求权，大股东有强烈的动机对经理进行监督，而相对集中的控制权也保证了大股东能够对公司决策行为施加足够的影响力，因此当公司存在控股股东时，经理人员的利益侵占行为已经不再严重（Shleifer和Vishny，1997）。不过，由于控股股东与外部投资者的利益也不完全一致，外部投资者仍有可能受到控股股东的剥削。根据Denis和Mcconnell（2003）的总结，除了直接向公司委派管理人员1可能损害中小股东的利益外，大股东对中小股东的剥削大多采取隧道挖掘（Tunneling）的方式。例如，控股股东（或经理）将上市公司的资产以较低的价格出售给其拥有较高现金收益权的公司、付给经理人员（控股股东在其控制的企业中往往同时担任经理）较高的薪水、为控股股东（或经理）拥有较高现金收益权的企业提供贷款担保以及侵占公司的发展机会等，都是控股股东剥削其他股东的表现形式。 当公司内部人（包括控股股东和经理人员）与外部投资者之间存在严重的代理问题时，股利分配的代理理论认为，是否分配现金股利就不再如Miller和Modigliani（1961）所认为的那样对公司价值无关紧要了。这是因为：首先，通过分配股利，内部人将公司盈利返还给了外部投资者，从而减少了利用公司资源谋取个人私利的机会。也就是说，对外部投资者来讲，现金股利比留存盈利更有价值，因为留存盈利有可能被内部人所独占，从而或许永远不可能成为“未来的股利”。其次，派发股利后，公司在未来需要资金时不得不从外部的资本市场进行融资，因此，派发现金股利的公司给外部投资者提供了更多监督内部人行为的机会（Easterbrook，1984）。这说明，基于公司内部人可能“霸占”留存盈利的可能，是否分配现金股利对公司的价值具有重要影响。Lang和Litzenberger（1989）的研究提供了支持上述假设的经验证据。他们发现，Tobin’s Q值低于1（表明公司的投资机会少）的公司宣告减少股利时，会导致其股票价格的剧烈下降，相反，Tobin’s Q值大于1（表明公司的投资机会多）的公司宣告股利减少却不会引起股票价格的下降；并且，Tobin’s Q值低于1和大于1的公司均宣告股利增加时，前者的市场反应要比后者更为积极。 投资者保护与现金股利关系的理论分析 尽管有许多模型都将分配现金股利作为解决公司代理问题的重要手段（Fluck，1998；Fluck，1999；Gomes，2000；Zwiebel，1996），但是，关于代理问题如何影响公司股利分配的问题却一直缺乏相关的理论解释。直到最近，La Porta等（2000）才从投资者保护的角度对上述问题进行了分析。基于分配股利能够降低内部人剥削外部投资者机会的理论前提，La Porta等（2000）认为，投资者保护程度对股利分配率的影响存在两种可能：结果假说（Outcome Hypothesis）与替代假说（Substitute Hypothesis）。根据结果假说，股利分配是投资者保护的结果。即，当投资者的权益受到良好的保护时，外部投资者就有能力要求公司派发现金股利，因此，投资者的保护程度与公司的股利分配率正相关；根据替代假说，
股利分配是投资者保护的替代手段。即，当投资者受保护的程度较弱时，公司内部人为了将来能够以较低的成本在资本市场上筹集资金，会通过派发高比例的现金股利来树立其不会侵占外部人利益的良好声誉，因此，投资者的保护程度与公司的股利分配率负相关。他们以法系（普通法与案例法）作为投资者保护程度的衡量指标，对来自33个国家的4000多家公司的股利政策的研究证实了结果假说：案例法系（对投资者的保护较好）的国家的公司的现金股利分配率要显著高于普通法系（对投资者的保护较弱）的国家。 根据Dyck（2001），对投资者的权益实施保护的方式可以分为两大类型：制度机制（即国家层面上的经济、政治、文化和法律体系等对投资者权益的普遍保护）和政策机制（即公司层面上的组织结构、章程和权利分配规则等对投资者权益的特殊保护）。由于国内所有上市公司基本面临相同的司法体系，因此，从制度层面上来分析投资者保护对我国上市公司股利分配率的影响并不可行。不过最近的一些研究也表明，由于受经济固化（Economic Entrenchment）因素的影响，投资者（特别是中小投资者）一般很难对国家层面的法律体系施加足够的影响，因而这类机制一般会在较长时间内保持稳定，相反，由于任何国家的法律体系一般都会赋予投资者相应的公司决策控制权，从而投资者能够在更大程度上决定或影响公司层面上的治理效率（Ranjan和Zingales，2001）。一般认为，所有权结构是公司层面上对投资者保护最具影响的治理机制。例如，La Porta等（2002）指出，公司的所有权结构不仅影响到控股股东对其他股东进行剥削（Expropriate）的能力，还会对其的剥削动机产生影响。特别有研究指出，当投资者权益缺乏司法体系的足够保护时，所有权结构对投资者保护的影响显得更为重要（Lins，2003）。这说明，在一国司法体系对投资者保护程度既定的情况下，所有权结构的不同安排仍会对上市公司的现金股利分配率产生重要影响。Faccio等（2001）与Gugler和Yurtoglu（2001）分别对东亚九国与德国公司的研究证实了上述论断：Faccio等（2001）发现，控股股东的现金收益权与投票权的分离程度越高的公司以及与某财团相关联的公司越倾向于分配较少的股利；Gugler和Yurtoglu（2001）也发现，控股股东通过金字塔或交叉持股的方式掌握控制权的公司的股利分配率显著低于其他公司。 研究假设 以上分析表明，红利政策是控股股东侵占其他股东利益行为的结果，而所有权安排的不同则直接影响到控股股东对其他股东的剥削行为。也就是说，所有权安排通过影响控股股东的行为对现金股利产生影响。为此，提出本文的第一个假设： H1：在其他条件等同的情况下，所有权安排越有利于保护中小投资者利益时，公司越倾向于派发更高的现金股利。 以上分析还表明，如果上市公司的所有权安排影响到公司的红利行为，是否派发现金股利以及现金股利的多少，对于具备不同所有权结构的公司来讲应该具有不同的信息效应：当公司的所有权安排能够有效地保护中小投资者的利益，从而可以限制大股东的剥削行为时，企业盈利是以现金股利的形式分配给投资者，还是以留存收益的形式留在公司，应该不会对投资者的利益产生实质性影响。但是，如果公司的所有权安排不利于保护中小投资者的利益，从而无法限制大股东的剥削行为时，是否分派现金股利以及分派的多少应该会对投资者的利益产生重要影响，因为留存收益很可能会被大股东所独占。为此，提出本文的第二个假设： H2：在其他条件等同的情况下，所有权安排越不利于保护投资者的利益时，公司分配股利的市场反应越强。 3 研究设计 研究样本
由于我国上市公司在1996年之前并没有对关联方关系进行披露，但是本文用到的控股2股东持股比例为最终所有权比例，因此，在剔除IPO公司以及相关极端值观测后，本文选择在1997-2001年间所有A股上市公司作为研究样本。 研究模型 假设一的检验方法 本文用以下模型检验假设一： 其中， RDIV为经行业中位数调整后的现金股利分配率。本文用三种方法计算现金股利分配率，并将其分别定义为DIVI、DIVE和DIVS（相关变量的具体定义请参见表1，下同）； CSHR、LSHR、GROUP和MUL四个变量用来反映所有权结构特征。根据现有的文献，除外部的市场机制（包括产品市场、经理人市场以及司法体系等）外，公司层面上的控股股东的现金收益权比例、其他股东的监督能力以及控股股东的性质可能是影响控股股东剥削行为的最为重要的三个因素。首先，控股股东的持股比例对其行为的影响受利益协同效应（Alignment Effect）和壕沟防御效应（Entrenchment Effect）的双重影响（Jensen和Meckling，1976；Morck等（1988）。即，在较低的持股水平上，控股股东的剥削能力随其持股比例的提高而增强，从而对其他股东的剥削程度也随之提高（壕沟防御效应），但当持股比例提高到控股股东能够完全控制公司经营行为后，其剥削行为则由于其与公司的利益愈趋一致而随持股比例的提高而减弱（利益协同效应）。其次，理想的股权结构需要多个大股东的同时存在，大股东之间的相互监督可以内部化控制权私人收益（Pagano和Roell，1998；Bennedsen和Wolfenzon，2000）；最后，有关企业集团的研究表明，当控股股东与上市公司可以通过企业集团的方式进行关联交易时，更容易实现对上市公司的剥削（Khanna，2000）。为此，本文用CSHR和LSHR来反映控股股东持股比例的利益协同效应和壕沟防御效应，用GROUP来反映控股股东的性质，用MUL来反映其他股东的监督能力。根据假设一，CSHR、GROUP和MUL的系数应为正，LSHR的系数应为负。 ROE、CASH、SIZE、LEV和GROW是五个控制变量。这是因为，根据Allen和Michaely（1995）对有关股利政策的总结，盈利能力（ROE）、公司规模（SIZE）、负债比率（LEV）和公司的成长性（GROW）对股利分配率都具有重要影响。另外，考虑到我国上市公司非常普遍的盈余管理行为对股利分配率的影响，本文认为也有必要对公司当年度的现金充足能力（CASH）进行控制。 YEAR1997（YR1998、YR1999和YR2000）是为了控制异方差问题而设置的年度哑变量。 假设二的检验方法 本文用以下模型检验假设二：
其中， CAR为分配预案公告日前一天以及当天的累积超额报酬。本文同时采用了市场调整法和市场模型法来计算累积超额报酬，并将其分别定义为SCAR和MCAR； DIV和WEAK是反映现金股利分配情况与所有权安排的两个虚拟变量。根据假设二，DIV与WEAK的乘积的系数（即β）应为正； 3AUD、EPS、DST、SIZE和GROW是五个控制变量。根据国内已有的文献（李增泉，1999；赵宇龙，1998；魏刚，1998；俞乔和程滢，2001），审计意见（AUD）、会计盈余（EPS）和股票股利（DST）都具有信息含量，而SIZE和GROW则对以上变量的信息含量具有重要影响。为此，本文对以上因素都进行了控制。 （插入表1） 4 实证检验 数据描述 现金股利分配率 表2列示了我国上市公司1992-2001年的现金股利分配特征。从中可以看出，10年来我国上市公司的现金股利分配政策表现出明显的阶段性特征（图1更直观地反映了这种倾向）：第一阶段（1992-1995年），分派现金股利的公司较多，但股利分配率较低；第二阶段（1996-1999），分派现金股利的公司较少，但股利分配率较高；第三阶段（2000-2001），分配现金股利的公司增加，但股利分配率降低。本文认为，我国上市公司在现金股利分配政策上所表现出来的上述阶段性特征很可能与国家对上市公司的监管政策相关。例如，证监会在2000年3月《关于上市公司配股工作有关问题的补充通知》规定，上市公司应在《配股说明书》中详细说明公司上市后历年分红派息情况，指出以后将把上市公司的分配政策作为其再融资行为的重要考察因素；2001年3月《上市公司新股管理办法》规定，担任主承销商的证券公司应当重点关注“最近3年未有分红派息，董事会对于不分配的理由未作出合理解释”等事项，并在尽职调查报告中予以说明；2001年5月《中国证监会股票发行审核委员会关于上市公司新股发行审核工作的指导意见》指出，发审委委员应当关注公司上市以来最近三年历次分红派息情况，特别是现金分红占可分配利润的比例以及董事会对于不分配所陈述的理由。虽然这些规定不是强制性的，但证监会对上市公司的再融资具有审核批准的权限，所以证监会的导向仍然对上市公司的派现行为有着决定性影响，这些规定很可能就是导致我国证券市场2000年以来分配现金股利公司大幅度增加的一个重要原因。该现象从一个侧面说明，投资者保护行为对上市公司的现金股利政策具有重要影响。
（插入表2与图1） 所有权结构 表3列示了我国上市公司1997-2001年的所有权结构特征（其中，各股东的持股比例是考虑关联关系后的最终持股比例）。从中可以看出两个鲜明的特点：首先，第一大股东与其他股东的持股比例相差悬殊，且各股东的持股比例在各年间基本没有太大的变化。平均（中位数）来看，前三大股东的最终持股比例分别为%（%）、%（%）、%（%）。其次，上市公司的结构表现出的一定的变化趋势。其中，政府部门或资产经营公司等非生产经营性单位控股的公司逐步减少，国有企业和民营或外资等生产经营性单位控股的公司逐步增加。例如，非生产经营性单位控股的公司所占的比重从1997年的%（%+%）下降到了2001年的%（%+%），而生产经营性单位控股的公司所占的比重则从1997年的%（%+%）提高到了2001年的%（%+%）。 （插入表3） 现金股利分配率与所有权安排的相关性分析结果 表4是运用模型（1）进行回归的结果。该结果表明，在控制盈利能力（ROE）、公司规模（SIZE）、负债比率（LEV）与成长性（GROW）的影响后，所有权安排对现金股利分配率具有重要影响。其中，第一大股东持股比例的利益协同效应（CSHR）与其他股东监督（MUL）的影响最为显著（对三个现金股利分配率指标的影响均通过了5%以上的显著性检验）3，第一大股东的性质（GROUP）则只对以净利润作为分母的股利分配率（即DIVI）具有显著影响，而第一大股东持股比例的壕沟防御效应（LSHR）对股利分配率的影响虽然与预期符号不相一致，但没有通过10%的显著性检验。这说明，壕沟防御效应在我国上市公司并不存在。本文认为，这很可能与我国上市公司股权结构设置的原则相关。因为，根据国家相关文件，只有当其他股东不影响其控股地位时，国有股权才可以在上市公司中占相对控股地位，否则必须是绝对控股。这意味着，即使第一大股东的持股比例低于50%，仍有可能在上市公司中具有足够强大的控制权。 （插入表4） 综合表4的结果，在其他条件等同的情况下，当第一大股东的持股比例较低时（例如低于50%），其持股比例对股利分配率没有显著影响，但当第一大股东处于绝对控股地位时，大股东的持股比例与公司的现金股利分配率存在显著的正相关关系；非生产经营性单位控股的公司以及其他股东持股比例较高的公司的股利分配率要显著高于其他公司。该结果与本文的研究假设一基本一致。 现金股利的信号效应与所有权安排的相关性分析结果 单变量分析 表5是现金股利信号效应的单变量分析结果。其中，PANEL A和PANEL B中的信号效应（即公告日当天与前一天共两天的累积超额报酬）分别以市场模型法和市场调整法计算。从PANEL A可以看出，在不考虑公司的成长性与所有权安排的差异时，所有分配公司与不分配公司（以DIVI是否大于同行业中位数为衡量标准）的累积超额报酬的均值（中位数）分别为%（%）和%（%），无论是均值还是中位数，分配公司与不分配公司的的差异均没有通过10%的著性检验。但是，当按照所有权安排是否有利于保护投资者的权益将样本公司分为两类（WEAK=0和WEAK=1）后，是否分配的市场反应则表现出了显著的差异：当所有权安排有利于保护投资者的利益时（WEAK=0），分配与不分配公司的超额
报酬没有显著性差异；当所有权安排不利于保护投资者的利益时（WEAK=1），分配公司的超额报酬为显著的正值（均值和中位数分别为%和%），不分配公司的超额报酬则为显著的负值（均值和中位数分别为%和%），前者的均值和中位数分别在10%和5%的概率水平上显著大于后者。考虑到公司的成长性也是决定公司是否分配现金股利的一个重要因素，本文还按照成长性和所有权安排的双重标准将上市公司进行了分类。结果表明，所有权安排不利于保护投资者权益的公司只有面临很少的发展机会时（GROW=0），是否分配才会引起显著不同的市场反应：分配公司的市场反应显著为正（均值和中位数分别为%和%），不分配公司的市场反应显著为负（均值和中位数分别为%和%），且前者的均值和中位数分别在5%和1%的概率水平上显著大于后者。PANEL B的结果与PANEL A基本一致。 （插入表5） 多变量分析 表6是运用模型（2）对现金股利信号效应进行多变量分析的结果。从中可以看出，在控制其他可能的影响因素后，所有权安排仍然对现金股利的信号效应具有显著的影响。例如，第2列的结果表明，当所有权安排不利于保护投资者的权益时，DIVE大于行业中位数的公司以市场调整法计算的超额报酬要比DIVE小于行业中位数的公司大%（t值为）。其他各列的结果也表明，无论超额报酬（CAR）和股利分配率（DIV）以何种指标来衡量，所有权安排对现金股利信号效应的显著影响始终存在。 （插入表6） 表5和表6的结果表明，所有权安排对现金股利信号效应的影响与本文的第二个研究假设是相符的。即，当公司的所有权安排有利于保护投资者的权益时，公司盈利是以现金股利的形式立即返还给投资者还是以留存盈利的形式留在公司对投资者的财富价值并没有实质性影响，因为留存盈利可以在将来分配给投资者，而不会被内部人所独占；但是，当公司的所有权安排不利于保护投资者权益时，公司盈利是以现金股利还是留存盈利的方式存在对投资者的财富价值则有显著的影响，因为中小投资者以留存盈利的形式留在公司的财富很有可能会被内部人所侵占。 5 结论 基于股利分配的代理理论，是否分配现金股利对投资者权益的影响条件依赖于上市公司的所有权安排：当上市公司的所有权安排不利于保护中小投资者的权益时，控股股东既有动机也有能力从上市公司转移资源，而分配现金股利则会减少他们所能够控制资源的数量，因此这类公司要比所有权安排有利于保护投资者的公司更不愿意将企业盈利以现金股利的形式分配给投资者；同样道理，由于所有权安排的不同能够影响控股股东对其他股东的剥削行为，现金股利的信号效应也会受所有权安排的影响：当所有权安排不利于保护投资者的权益时，是否分配现金股利的市场反应应表现出比所有权安排有利于保护投资者时更为显著的差异。本文以1997-2001年我国上市公司的3000多个数据点为研究样本，对上述论断进行了实证检验。结果表明，在控制其他因素后，反映投资者保护程度的第一大股东的持股比例、控股股东的性质以及其他股东的持股集中度都对股利分配率具有显著影响。关于现金股利信号效应的检验结果也表明，只有当所有权安排不利于保护投资者权益时，是否分配股利才会引起完全不同的市场反应（分配公司与不分配公司在公告日前一天与当天的累积超额报酬分别为显著的正值和负值），特别当公司面临的发展机会较少时，上述差异更为明显。本文认为，该结论对于澄清长期以来国内学者关于我国上市公司现金股利政策的争论，进一步加深我们对我国上市公司红利行为的了解，并采取有利手段保护中小投资者的利益，具有重要的理论
价值和现实意义。 参考文献 [1]李增泉.实证分析：审计意见的信息含量[J].会计研究,1999(8) [2]刘芍佳,孙霈,刘乃全.终极产权论、股权结构及公司绩效[J].经济研究,2003(4) [3]吕长江,王克敏.上市公司股利政策的实证分析[J].经济研究,1999(6) [4]魏刚.我国上市公司股利分配的实证研究.经济研究,1998(6) [5]俞乔,程滢.我国公司红利政策与股市波动.经济研究,2001(4) [6]原红旗.中国上市公司股利政策分析[D]上海财经大学博士学位论文,2000 [7]赵宇龙.会计盈余披露的信息含量[J].经济研究,1998(7) [8]Aharony, J., I., Swary. Quarterly Dividend and Earnings Announcements and Stockholder Returns: An Empirical Analysis[J]. Journal of Finance,1980(35): 1-12 [9]Allen, F., Michaely, R., Jarrow, ., Maksimovic, V., Ziemba, ., Eds. Operations Research and Management Science[M]. Elsevier, Amsterdam, 1995 [10]Ambarish, R., K., John, J., Williams, Efficient Signaling With Dividends and Investments[J].Journal of Finance,1987(42): 321-343 [11]Asquith, P., D., Mullins. The Impact of Initiating Dividend Payments On Shareholders’ Wealth[J]. Journal of Business,1983(56): 77-96 [12]Benartzi, S., R., Michaely, R., Thaler. Do Changes In Dividends Signal The Future Or The Past?[J].Journal of Finance,1997(52): 1007-1034 [13]Bennedsen M., D., Wolfenzon. The Balance of Power In Closely Held Corporations[J].Journal of Financial Economics, 2000(58): 113-139 [14]Berle, A., G., Means. The Modern Corporation and Private Property[M]. New York: Mc-Millan,1932 [15]Bhattacharya, S. .Imperfect Information, Dividend Policy, and The “Bird-In-Hand” Fallacy[J]. Bell Journal of Economics ,1979(10): 259-270 [16]Claessens, S., S., Djankov, L. H. P., Lang. The Separation of Ownership and Control In East Asian Corporations[J]. Journal of Financial Economics,2000(58): 81-112 [17]Deangelo, H., L., Deangelo, D., Skinner. Reversal of Fortune: Dividend Policy and The Disappearance of Sustained Earnings Growth[J]. Journal of Financial Economics,1996(40): 341-371. [18]Denis, D., J. J., Mcconnell. International Corporate Governance[J]. Journal of Financial and Quantitative Analysis, 2003(38): 1-36 [19]Dyck, I. J. A. Ownership Structure, Legal Protections, and Corporate Governance[J]. Annual World Bank Conference On Development Economics,2001: 291-330 [20]Easterbrook, F. Two Agency Cost Explanations of Dividends[J]. American Economic Review, 1984(74): 650-659.
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任强（1972-），山东聊城人，上海财经大学会计学院博士生
表1 变量定义 变量符号 变量定义 AUD 当上市公司当年度的财务报告被注册会计师出具标准的审计意见（不带说明段的无保留意见）时，取值为0，否则为1 CASH （货币资金+银行存款+短期投资）的常用对数值 CSHR 当上市公司第一大股东的持股比例大于50%时，等于第一大股东的持股比例与50%的差，否则等于0； DIV 当公司股利分配率高于行业中位数时取值为1，否则为0； DIVE 现金股利/净资产 DIVI 现金股利/净利润 DIVS 现金股利/主营业务收入 DST 当上市公司送红股时取值为1，否则为0 EPS 每股收益与年报公布日前20天的每股收盘价的比值 GROUP 当上市公司第一大股东为国有资产管理局、政府机构或国有资产经营公司等非生产经营性单位时，等于1，否则等于0 GROW 当上市公司前两年的（主营业务收入/总资产）的增长率均低于1时取值为0，否则为1 LEV 负债/总资产 LSHR 当第一大股东的持股比例低于50%时等于第一大股东的持股比例，否则等于50% MCAR 运用市场模型法计算的上市公司分配预案公告日当天与前一天共两天的累积超额收益率（其中，年报公布日前20天至前80天共60天的日交易数据用来估计公司风险系数） MUL 当上市公司第二到五大股东持股比例的平方和大于样本公司第二到五大股东持股比例平方和的中位数时，取值为1，否则等于0 ROE 净利润/净资产 SCAR 运用市场调整法计算的上市公司分配预案公告日当天与前一天共两天的累积超额收益率 SIZE 总资产的常用对数值 WEAK 当上市公司第一大股东的持股比例低于50%，并且MUL和GROUP均等于0时取值为1，否则为0 YR1997 当观测值为1997年度时取值为1，否则为0 YR1998 当观测值为1998年度时取值为1，否则为0
YR1999 当观测值为1999年度时取值为1，否则为0 YR2000 当观测值为2000年度时取值为1，否则为0
表2 我国上市公司的现金股利政策特征（1992-2001） 注PANEL A：股利分配比率 年度 1992 1993199419951996199719981999 2000 2001公司家数12521772873115137198249221054盈利公司的家数 10 50174268280460634743 826 904分配公司的家数 7 34121154107140194236 536 599分配公司所占比重 分配公司所占比重 股利分配率1（均值） 股利分配率1（中值） 股利分配率2（均值） 股利分配率2（中值） 股利分配率3（均值） 股利分配率3（中值） B：股利分配的连续性 1991及 上市年度 1992199319941995199619971998 1999 2000以前 公司家数 12 3912511024202206105 98 1320次 次 次 3次 4次 5次 6次 7次 8次 9次 10次
注：分配公司所占比重1为分配公司占当年所有上市公司（IPO公司除外）的比重；分配公司所占比重2为分配公司占当年所有盈利公司（IPO公司除外）的比重；计算股利分配率1的样本为当年度所有上市公司（IPO公司除外）；计算股利分配率2的样本为当年度所有盈利公司（IPO公司除外）；计算股利分配率3的样本为当年度所有分配公司。
表3 我国上市公司的所有权结构特征（1997-2001） 平均 1997199819992000 2001 4032 513719824922 1054注Panel A: 前三大股东持股比例（%） 第一大股东的持股 比例 （ ） （）（）（）（ ） （）第二大股东的持股 比例 （ ） （）（）（）（ ） （）第三大股东的持股 比例 （ ） （）（）（）（ ） （）Panel B: 不同类型的大股东所占比重（%） 政府部门控股的公 司 投资公司控股的公 司 国有企业控股的公 司 民营或外资控股的 公司 事业单位控股的公 司 注：括号中的数字为中位数。
表4 所有权安排与现金股利分配率的关系分析 预变量 DVAR=DIVI DVAR=DIVE DVAR=DIVS号 1 2 3 4 5 6 INT *** ********* *** *** （） （ ）（）（）（ ） （）CSHR + *** *** *** *** （） （）（ ） （）LSHR - （） （）（ ） （）GOV + ** ** * （ ） （）（ ） （）MUL + *** **** （）（）（ ） （）ROE + * * *** ** （） （ ）（）（）（ ） （）CASH + *** ********* *** *** （） （ ）（）（）（ ） （）SIZE + *** ********* *** *** （） （ ）（）（）（ ） （）LEV - *** ********* **** （） （ ）（）（）（ ） （）GROW - * *** （） （ ）（）（）（ ） （）YR97 ? *** ********* *** *** （） （ ）（）（）（ ） （）YR98 ? *** ********* *** ** （） （ ）（）（）（ ） （）YR99 ? *** ********* *** *** （） （ ）（）（）（ ） （）
YR00 ? （） （ ）（）（）（ ） （）F *** ********* *** ***2Adj_R 3360 3358 335933633350 3365括号中的数字为经white（1980）方差修正后的t统计量。*、**、***分别表示显著性水平为10%、5%和1%（双尾检验）。
表5 所有权安排与现金股利信号效应关系的单变量分析 均值比较 中位数比较 a N div=0div==0div=1 Diff. Z-stat. PANEL A：超额报酬=SCAR All1999/ Weak=0 1224/690 Weak=1 775/585 * ** Grow=0 956/601 *Grow=1 1043/674 Weak=0 and 573/306 grow=0 Weak=0 and 651/384 grow=1 Weak=1 and 383/295 ** ***grow=0 Weak=1 and 392/290 grow=1 All1999/1275 PANEL B：超额报酬=MCAR All1999/ Weak=0 1224/690 Weak=1 775/585 **Grow=0 956/601 Grow=1 1043/674 Weak=0 and 573/306 grow=0 Weak=0 and 651/384 grow=1 Weak=1 and 383/295 ** ***grow=0 Weak=1 and 392/290 grow=1 a 前面的数字为DIV=0的观测个数，后面的数字为DIV=1的观测个数。
本表的均值和中位数检验方法分别为T检验和Wilcoxon秩和检验。*、**、***分别表示显著性水平为10%、5%和1%（双尾检验）。
表6 所有权安排与现金股利信号效应关系的多变量分析 预变量 DVAR=SCAR DVAR=MCAR号 1 2 3 4 5 6 INT + （） （ ）（）（）（ ） （）DIV ? （） （ ）（）（）（ ） （）WEAK ? （） （ ）（）（）（ ） （）WD + * ** * ** ** * （） （ ）（）（）（ ） （）AUD - （） （ ）（）（）（ ） （）EPS + *** ********* *** *** （） （ ）（）（）（ ） （）DST + *** ********* *** *** （） （ ）（）（）（ ） （）SIZE + （） （ ）（）（）（ ） （）GROW + （） （ ）（）（）（ ） （）YR97 ? *** ********* *** *** （） （ ）（）（）（ ） （）YR98 ? *** ********* *** ** （） （ ）（）（）（ ） （）YR99 ? *** ******* * ** （） （ ）（）（）（ ） （）YR00 ? （） （ ）（）（）（ ） （）
F *** ********* *** ***2Adj_R 3197 3197 319231923193 3193 第1和4、2和5、3和6列中的DIV分别以DIVI、DIVE和DIVS是否大于行业中值作为赋值的依据。括号中的数字为经white（1980）方差修正后的t统计量。*、**、***分别表示显著性水平为10%、5%和1%（双尾检验）。
图1 我国上市公司的红利政策特征 807060504030201001992199319941995199619971998199920002001年度分配公司占所有公司的比重分配公司的股利分配率 1 例如，La Potra等（1999）和Claessens等（2000）对27个发达国家和9个东亚国家的的研究发现分别有69%和67%的家族控股企业由家族成员担任经理；Volpin（2002）对意大利家族控股企业的研究则表明，当企业业绩恶化时，家族成员担任经理的企业更换经理的概率要显著低于其他企业。 2 本文剔除了在进行回归时所有标准化残差大于的观测，因此不同的回归模型的观测值并不相同。 比重（或分配率）%
3 需要注意的是，表4的结果还显示，在没有控制第一大股东持股比例的情况下，MUL的影响并不显著。这说明，由于第一大股东与其他股东的持股比例悬殊，其他股东对第一大股东的行为只能起到有限的监督作用。
