量用于私利。相反地，“替代假说”认为基于所有权与控制权的分离，治理更优的公司通常与较低的代理
成本相联系，于是借用股利来解决代理冲突的可能性会更小。Fodil＆Walid(2010)乜 以加拿大为例，
采用随机效应Tobit模型，得出公司治理质量与股利发放呈正相关的结论，董事会架构与股东权利保
护对股利发放的正向影响尤为显著，证实了La Porta“结果假说”的合理性。Chang＆Dutta(2012)口 通
过实证分析得出弱公司治理特性与高股利支付相对应，CEO总报酬中期权支付占比高的“强型管理者”
更可能采取价值最大化的投资决策来把握投资机会，且有更优的股东利益激励调和措施。Thanatawee
(2013)H 将研究视野从发达国家转移到新兴市场泰国，实证检验了股权结构与股利政策的关系，结果
是股权集中度越高或是最大股东持股比例越高的公司越倾向于发放高股利，尤其当最大股东是机构投
资者时这种倾向性更明显。另有一些学者将关注的重点放在大小股东、内部人和外部人的利益冲突上，
提出利益侵占假说。Shleifer＆Vishny(1997)畸 认为当控制权与现金流支配权一致时，大股东会选择
高派现这一方式来侵占小股东的利益。而Faccio(2001) 通过对比欧洲和东亚的股利支付情况，发现
大股东可以从现金流和控制资产中获取私人利益，偏好较低的股利支付，但会受到其他股东的制衡，这
一 说法与Shleifer＆Vishny的观点恰好相反。De Cesari(2012) 研究发现股利占总支出的比例与该
公司控股股东的现金流使用权规模是负相关的，控股大股东有强烈的动机来侵占小股东的利益，更偏
好股利的分配，因而从实证上验证了Shleifer＆Vishny的观点。
随着我国资本市场的深入发展，国内学者也开始重视公司治理结构对于股利分配影响的研究。吕
长江和周县华(2005)随 研究我国上市公司治理结构与股利分配动机，实证结果显示代理成本假说和利
益侵占假说对实际股利分配均发挥了不同程度的作用，股利支付与第一大股东持股比例呈“u”型关系，
同时受第二大股东的监督。Zhang(2008)呻 选取了香港和大陆上市公司各 123家，对比分析了董事会构
成和所有权结构分别对现金股利支付情况的影响，发现大陆上市公司中管理者持股份额很低，代理问
题更严重，于是偏好较低的股利支付，这一研究支持了代理成本假说。翁洪波和吴世农(2007)n 实证研
究了我国机构投资者持股、公司治理与股利政策之间的关系，发现上市公司的现金股利发放水平受到
大股东股权集中的限制，机构投资者持股比例对股利政策并不产生显著影响。魏志华等(2012)n订也将
研究视角重点放在机构投资者这一群体所发挥的公司治理监督作用上，分析结果表明，机构投资者持
股比例较高的公司具有更高的现金股利支付水平，也正是高派现的公司才更好地迎合了机构投资者的
谨慎人规则。
从上述文献来看，就我国公司治理对于现金股利分配的影响而言，研究股利政策对公司价值影响
的居多，系统地分析公司治理结构或股权结构对现金股利分配影响的文章偏少，已有研究未取得一致
意见，研究结论与西方学者的研究存在一定差异。此外，国内大部分研究选取的是股权分置改革前的数
据，而股权分置改革使上市公司的股份性质和运作机制发生了改变。随着监管政策的更新和回应中小
投资者对分红需求的压力，使得我国上市公司的分红机制趋于更加规范，因此，新的形势下，需要进一
步探讨公司治理结构的变化与股利政策之间的关系。研究方法上，本文采用面板数据分析，其主要优点
在于可以进行更复杂的行为假设，增加模型的自由度，通过将不同截面和不同时间观测值的结合，使传
达出的信息更充分且更可靠，而且可以降低解释变量之间的多重共线性程度，从而获得更精准的参数
估计值。
二 、理论基 础及假 设
公司治理的目的在于建立一套合理的机制，在促进公司发展的同时，确保投资者基于投资额度收
到相应的经济报酬，股利正是这种投资回报的一种体现。股利政策作为公司的一项财务活动，是股权结
一 44—
构中不同股权属性的利益方相互博弈的结果。一般来说，上市公司是将利润保留以满足公司发展的资
金需求，还是通过股利的形式为股东提供即期收益，正是上市公司内部控股股东、经营管理者和外部投
资者之间的矛盾所在。在代理成本理论和利益侵占假说的共同作用下，公司治理结构的股权集中度、股
权制衡度、管理层持股比例、机构投资者等特征对现金股利分配能产生重大影响，进而能够决定利益相
关方对股利分配方式和额度的倾向性和支配程度。
(一)股权集中度与现金股利分配
股权集中度是用于衡量一个公司股权分布状况的主要指标，不同的股权结构下，股东的控制权和
管理者的经营权限是不同的，股权结构上的差异会导致不同的股利分配政策。一方面，股权集中给大股
东提供了监督管理者行为的有利条件，管理者在资本营运中，浪费资源的行为、低效与无效的投资行为
将减少，可有更多的现金流用于股利发放，这既限制了管理者私人利益的攫取，又使小股东受益，对公
司价值也产生积极的影响。也就是说当股利政策作为监督的替代品用于限制管理者行为，在 自由现金
流增加时，股权集中的公司倾向于提高股利支付，即所谓的“监督假说”。另一方面，控股大股东可以从
现金流和控制实体资产中获得私利，偏好较低的股利，以致产生严重的代理问题。这种情况下，当股利
政策将反映的是大股东利用现金流寻求其它的私利实现途径的偏好时，股权集中的公司就倾向于较低
的股利支付，即“租金攫取假说”。为了验证我国经历股权分置改革之后，上市公司的现金股利分配政策
是体现了“监督假说”，还是体现了“租金攫取假说”，提出以下假设。
假设卜1：股权集中度与现金股利分配呈正相关关系。
假设1-2：股权集中度与现金股利分配呈负相关关系。
(二)股权制衡度与现金股利分配
股权制衡度是指由少数几个大股东共享公司控制经营权，通过内部牵制，使得任何一个大股东都
无法对公司未来行动单独进行决策，从而达到互相监督的效果。通常使用两个z指数来衡量股权制衡
度。z0指数表示第 1大股东持股比例与第2大股东持股比例之比，该指数越大，说明第一大股东与第二
大股东之间的力量悬殊越显著，第一大股东的控制力越强，第二大股东对第一大股东的约束力越小，也
就是说股权制衡度相对较弱，此时最大控股股东的意愿就基本决定了该上市公司对于现金股利发放力
度强弱的偏好。另外定义z1指数，他为第一大股东持股比例与第二至十大股东合计持股比例的比值，
体现更深层次的制衡和监督。因此，鉴于股权制衡能使大股东无法随意控制公司的决策权，能约束大股
东的行为以缓和股权集中对股利分配的操纵，本文提出对应的假设。
假设2—1：股权制衡度与现金股利分配呈负相关关系。
假设2-2：股权制衡度与现金股利分配呈正相关关系。
(三)管理层持股比例与现金股利分配
在所有权与控制权分离的背景下，管理者与股东之间的代理问题始终存在。管理者直接掌握着公
司资源，可能通过控制公司的资产来谋求个人收益和福利的最大化，而并不是以股东利益最大化为追
求的目标。管理者倾向于利用可支配的自由现金流进行工资以外的财务补贴和生产组织扩张，缺乏发
放现金股利的动机，可能导致非理性的过度投资行为。因此有研究认为在监督不力的情况下有一个有
效的替代手段，那就是给予管理者一定的股份，这一方面体现的是对管理者的股权激励，从某种程度上
可以提升其工作经营的忠诚度和努力程度，另一方面就是会对管理者滥用现金流量形成有效地约束，
限制其谋取不正当收益。随着公司内部监督机制的完善及管理层持股比例的增加，管理者在经营过程
中会不断向广大中小股东的利益靠拢，由此本文提出假设3。
假设3：管理层持股比例与现金股利分配呈正相关关系。
— — 45—-
(四)机构投资者持股比例与现金股利分配
机构投资者可以利用其专业实力监察公司内部的执行和控制系统，参与公司治理过程，从而抑制
控股股东或管理层的自利行为，提高上市公司决策的合理性和有效性，为外部中小股东争取利益。
Grinstein＆Michaely(2005) 指出机构投资者持股与股利政策的相关性是双向的，机构有助于良好
地监督管理者与投资者分享利益，因此机构投资者持股比例越高，公司分红越多；同样地，机构对股利
的偏好源于机构章程和谨慎人规则以及税收优势，越高的股利会吸引越高的机构持股份额，但也会出
现逆向选择问题，即信息不足的投资者更偏好现金股利而非股票回购，但信息充分的机构持股者则相
反，更偏好以回购的形式分红。随着持股比例的增加，机构投资者参与公司治理的动力就越大，发挥的
监督作用也就越明显，因此本文提出假设4。
假设4：机构投资者持股比例与现金股利分配呈正相关关系。
三 、计量模型设定
为了研究公司治理结构对于现金股利的影响，我们以每股现金股利作为上市公司股利分配的被解
释变量，表示现金股利的分配力度，该指标值越大，说明获利能力越强。以股权集中度、股权制衡度、管
理层持股比例和机构投资者持股比例这四个指标来测度公司治理结构的特征，作为模型的解释变量。
其中，根据国泰安数据库中的指标定义，股权集中度的指标有7个，分别是股权集中度1、股权集中度5、
股权集中度 1O、股权集中度 11，以及赫芬达尔～赫希曼指数(以下简称H指数)系列中的Hl指数、H5指
数、HIO指数。由于H指数能更好地衡量股权集中度，理论研究中应用较为广泛，因此我们选用H1指数、
H5指数和HIO这三个指数作为代表股权集中度的变量。
除了公司治理结构以外，公司的一些特征也可能影响上市公司的现金股利分配，本文选取以下五
个因素作为控制变量。一是公司规模。一般来说，规模较大的公司在进行项 目投资时，较少地受限于公
司内部资金，比较容易从外部资本市场筹资，因此大公司更倾向于提高股利支付的力度，更加注重对投
资者的回报。公司规模将用总资产的自然对数来衡量。二是盈利能力。一般情况下，盈利水平越高的公
司越有能力承担起支付股利的
责任。我们 用净资产收益率
(ROE)来衡量上市公司的盈利
性。三是成长性。一般认为，具
有较高成长性机会的公司会将
经营活动产生的现金流用于投
资净现值为正的项 目，而不是
以现金股利的形式发放给股
东，我们用市净率作为衡量成
长性机会的指标。四是杠杆水
平。即负债经营能力，是衡量公
司的负债经营能力和风险程度
的重要标志，拥有较多负债的
公司可能会在财务资金上受到
债权人方面较多的限制和约
束，从而减少股利支付数额，用
表 1 变量定义
变量类型 变量符号 变量描述
被解释变量 DSP 每股现金股利
H1 第 1大股东持股比例的平方
H5 前5位股东持股比例的平方和
HIO 前 10位股东持股比例的平方和
解释变量 ZO 第 1大股东持股比例／第2大股东持股比例
Z1 第 1大股东持股比例／第2至 1O大股东合计持股比例
MSH 管理层持股比例
ISH 机构投资者持股比例
SIZE 公司规模，总资产的自然对数
ROE 净资产收益率 (ROE)=净利润／平均股东权益
控制变量 PB 市净率 (PB)：每股市价／每股净资产
LEV 负债总额／资产总额
LFS 留存收益／股权账面价值
— - 46——
资产负债率表示。五是生命周期。一个公司的发展基本会经历从成长期到成熟期的过程。在早期成长阶
段，公司通常需要保留利润并将其转化为投入资本进行投资和扩张，几乎不考虑现金股利分配的问题，
而到后期成熟阶段，公司累积利润随之增加，于是会以股利形式来分配剩余资金，以避免管理者对自由
现金流的浪费和滥用，同时也可以提升公司的社会形象，我们用留存收益与股权账面价值之比来代表
生命周期指标，该指标值越大，说明公司处于生命周期的越靠后阶段。各变量在模型中的定义表述见表1。
根据前述理论假设为基础，我们以每股现金股利作为模型的被解释变量。分别以股权集中度、股权
制衡度、管理层持股比例和机构投资者持股比例为解释变量，并对公司特征因素包括公司规模、盈利能
力、成长性机会、杠杆水平和生命周期进行控制，构建以下基于面板数据的回归模型：
模型l：
DPSit p0+plH1。。+(H5it／H10it)+p2SIZEi +p3ROEi +p4PB +p5LEVi +p6LFS。 +s。
模型2：
DSPit=p。+p。Z0；。(Z 1。 )++p：SIZE。。+p，ROE。。+B PB +p LEV。 +p LFS 。+8，
模型3：
DSPit=p。+p，MSH +p：SIZE。。+p，ROE。。+B PB。 +p LEV。。+B LFS +8．
模型4：
DSP,t=p0+plISHi +p2SIZEi +p3ROE“+p4PB +p5LEVi +p6LFSi +8。。
其中i=1，2，⋯，312；t=2007，⋯，2012；8是残差项，p。是截距项，p。至 p 是模型中各个变量的系
数，反映各变量对现金股利分配的影响方向和程度。
四 、实证 分 析
为了研究股权分置改革之后，我国上市公司治理结构对现金股利分配的影响，我们的研究对象是
上交所和深交所主板市场的A股上市公司，研究的时间段是2007年至2012年。此阶段内我国已经基本
取消了流通股和非流通股的区分，国有股比例有所下降，股权结构更趋于合理。为了体现数据的完整性
和准确性，我们仅选择6年内连续分红的上市公司。选择连续分红的公司在某种程度上可以排除因公
司自身特殊的发展需求、违背监管原则等原因导致不发放股利的情形，从而将关注点更明确地放在公
司治理结构对现金股利分配力度的影响上。此外，剔除了经营状况异常以致连续两年亏损后被特别处
理或退市预警的ST和*ST类上市公司，也剔除了具有行业特性、财务数据比较特殊的金融类上市公司。
最终合计有效样本公司数为312家。研究数据来源于国泰安数据库、Wind资讯金融终端以及锐思RES—
SET金融研究数据库。
(一)描述性统计分析
本文首先运用统计软件对2007--2012年现金股利分配进行描述性统计，结果如表2所示。从表2
中我们看到，2007--2012年样本上市公司平均每股现金股利为0．1783元，再以2012年每股现金股利的
均值0．1839元和2012年 12月31日样本上市公司股票年收盘价的均值 12．1583元计算发现，股票市场
投资者的股利收益率约为 1．51％，低于同时期银行一年期定期存款3％的基准利率水平，说明中小股东
在现金股利方面获得的回报率是处于较低水平。而对每股现金股利与每股收益的比值即现金股利支付
率进行研究，可以看到2007—2012年现金股利支付率的平均值约为40％，即样本上市公司平均每年将净
利润的五分之二左右用于支付现金股利，标准差为0．5639，表明存在较大波动，说明上市公司的股利政
策具有明显的随意性，而最大值达到了12．4465，体现了部分上市公司存在超能力派现的情形。
接下来再对股权结构变量和公司特征变量做描述性统计，结果见表3。表3结果显示，样本上市公
— — 47——
表2 现金股利分配状况描述性统计结果
每股现金股利DSP 股利支付率=每股现金股利／每股收益 年份
最大值 最小值 均值 标准差 最大值 最小值 均值 标准差
2007 2 0．0096 O．1880 0．2006 3．6334 0．0309 0．3664 0．2866
2008 1．2 0．0065 0．1607 0．1804 l0．83ll 0．0467 0．4434 0．7701
2009 1．2 O．O1 O．1722 0．1791 6．5485 0．0490 0．3735 0．4346
2O1O 2．3 O．01 O．1787 0．2127 12．4465 0．0263 0．3625 O．7156
2Ol1 3．997 O．Ol O．186l 0．2853 2．3491 0．0298 0．3497 0．2869
2Ol2 1．8 0．0033 0．1839 0．2049 l1．5385 0．0240 0．5046 0．8900
总 3．997 0．0033 0．1783 0．2134 12．4465 0．0240 0．4000 0．5639
数据来源：统计分析得到。
司第一大股东持股 比例
的均值为 40．6％，前十大
股东持股比例的均值 已
过半达到了58．04％，我们
依此判断我国上市公司
的股权集中度水平较高。
从股权制衡度来看，Z0指
数 的平均值为 19．7539，
表 明第一大股东在公司
中处于相对 明显的优势
地位，平均持股比例为第
二大股东的约20倍；Z1指
数的均值比ZO指数要小，
为5．1173，说明只有第二到第十大股东联合才会对第一大股东会有相对较强的监督和制衡。股权性质
方面，管理层持股比例的均值为0．86％，比例很低，而机构投资者持股比例的均值约为22％，与发达国家
机构投资者占市值达近7O％比重的现实相比，规模明显偏小，两者目前对上市公司治理和股利分配政策
的影响都比较有限，相对微弱。
表3 股权结构变量和公司特征变量
的描述性统计结果
变量 最大值 最小值 均值 标准差
H1 0．7468 0．0013 0．1891 O．1342
H5 0．7598 0．0035 0．2044 O．1314
ttl0 0．7598 0．0037 0．2049 O．13l1
Z0 341．O6 O．98 19．7539 31．3683
Z1 63．6462 0．2020 5．1173 6．6553
MSH 0．5408 O 0．0086 0．0466
ISH 0．9056 0 0．2202 0．1928
SIZE 12．3362 8．6125 9．8606 0．5540
ROE 0．7571 0．0009 0．1361 0．0896
LEV 0．9569 0．0071 0．4917 O．1759
PB 33．0661 0．6249 3．7531 3．Ol28
LFS 0．8951 0．0390 0．3855 O．1503
数据来源：统计分析得到。
(二)面板数据分析
在进行面板数据回归分析时，我们需要运用
Hausman检验，来确定回归分析中是选择固定效应
模型还是随机效应模型。Hausman检验的思想是：设
置一个随机效应为无偏的零假设，如果这个零假设
未被拒绝，就使用随机效应模型；如果零假设被拒
绝，则使用固定效应模型。
首先，研究股权集中度变量与现金股利支付力
度之间的关系。对模型1分别考虑三种股权集中度
进行面板数据回归分析，Hausman检验结果表明应
选择固定效应模型。回归结果如表4所示。从结果来
看，股权集中度与现金股利分配在统计上呈显著的
负相关关系，H1指数、H5指数和H10指数都在 10％的
显著性水平下与每股现金股利负相关。变量前的系
数意味着第一大股东的持股比例的平方每提高1个
单位，每股现金股利将降低0．2415个单位；前五大
股东的持股比例平方每提高1个单位，每股现金股
利降低0．2177个单位；前十大股东持股比例平方每
提高1个单位，每股现金股利会降低0．2151个单位。也就是说，股权集中度越高的上市公司，现金股利
支付力度越弱，假设 1-2得到了验证。这说明样本上市公司中存在“租金攫取效应”。这意味着上市公司
的大股东更倾向于减少现金股利的发放，可能通过发行股票稀释其他股东权益、冻结少数股权、内部交
易、渐进收购等其他途径增加 自身的权益份额。
— — 48—-
表4 股权集中度变量对现金股利分配影响的回归结果
解释 回归 i 回归2 回归3
变量 系数 t值 P值 系数 t值 p值 系数 t值 P值
常数 一1．5349 ～4．02 0．000 —1．5653 一4．06 O．0O -1．5649 一4．06 0．000
Hl -0．2415 一1．81 0．071
H5 一O．2177 一l|75 0．082
H10 一O．2l51 -i．72 0．086
S工ZE O．1763 4．42 0．000 0．1796” 4．45 0．000 O．1795⋯ 4．45 0．000
ROE O．6490 5．4O 0．000 O．6488 5．39 0．000 O．6490 5．39 0．000
PB -0．0025 —0．58 0．565 -0．0025 —0．56 0．577 -0．0025 —0．56 0．578
LEV -0．2335 一4．16 0．000 —0．2382 ” 一4．3O 0．000 -0．2384 一4．3l 0．000
LFS 0．2778 3．15 0．002 0．2786" 3．15 0．002 0．2784 3．15 0．002
R 0．2234 0．2252 0．2254
注：⋯代表变量在 1％的水平下显著，‘代表变量在 1 O％的水平下显著。数据来源：统计分析得到。
其次，研究股权制衡度与现金股利支付力度的关系。我们对模型2进行面板数据回归分析，研究股
权制衡是否对大股东的行为具有监督约束作用。同样运用Hausman检验，结果表明模型2应选择固定效
应模型，回归结果见表5。从表中所示的结果上看，在1％的显著性水平下，股权制衡度的衡量指标z0、z1
指数均与每股现金股利呈负相关关系，也就是说随着z0指数的提高，即第一大股东持股比例进一步高
于第二大股东持股比例的情况下，会降低每股现金股利的发放额，而Z0指数越高说明股权制衡程度越
弱，因此结果意味着股权制衡度与现金股利分配力度存在明显的正相关性，与预期假设2—2相符。再从
系数大小上看，股权制衡度对现金股利分配的影响程度是十分微弱的，其中z0指数每降低 1个单位，样
本上市公司的每股现金股利平均仅提高0．0003个单位，表明第二大股东对第一大股东的单独影响和
约束力度非常有限，而Zl指数每降低 1个单位，每股现金股利提高0．0021个单位，表明第---N第十大
股东全体联合的监督和制约作用略强于第一大股东，但程度也是比较微小的。这说明了由于我国上市
公司的股权结构相对集中，大股东在持
股 比例方面具有明显优势，对公司有较
强的控制力，持股比例排名相对靠后的
股东与最大股东力量悬殊，并不能有效
发挥制衡作用，反而可能通过与大股东
合谋来分享其私人收益。
最后，研究管理层持股 比例和机构
投资者持股比例分别对现金股利分配的
影响。我们对模型3和模型4分别进行面
板数据回归，Hausman检验结果表明，两
个回归模型同样应该选择固定效应模
型。回归分析结果如表6所示。模型3实
证结果显示，管理层持股比例与每股现
金股利之间的正相关关系在统计学意义
表5 股权制衡度对现金股利分配影响的回归结果
回归1 回归2 解
释变量 系数
t值 P值 系数 t值 P值
常数 一1．4954 -3．85 0．000 一i．4689" 一3．8l 0．000
Z0 —0 0003 ” 2．77 0．006
Zl 一0．0021 3．99 0．000
8IZE 0．1689 4．17 0．000 0．1669 4．15 0．000
ROE 0．6418 5．32 0．000 0．6383 5．28 0．000
PB 一0．0029 —0．65 O．515 -0．0032 —0．72 0．473
LEV 一0．2424 一4．45 0．000 -0．2388 一4．39 0．000
LFS 0．2741 3．O9 0．002 0．2724 3．O8 0．002
R 0．2340 0．2357
注：⋯代表变量在1％的水平下显著 数据来源：统计分析得到。
— — 49——
表6 管理层持股和机构投资者对现金股利分配影响的回归结果
解释 模型3 模型4
变量 系数 t值 P值 系数 t值 P值
常数 一1．5376 一3．90 0．000 一1．5129一 一3．8O 0．000
MSH 0．0128 0．13 0．899
ISH 0．0244 l_30 0．194
SIZE 0．1727 4．21 0．000 0．1696 4．O7 0．000
ROE 0．6440 5．34 0．000 0．6419” 5．32 0．000
PB -0．0026 一O．58 0．56l 一0．0028 —0．63 0．530
LEV 一0．2473 一4．56 0．000 一O．2454 一4．5l 0．000
LFS 0．275r 3．10 0．002 0．2753 3．10 0．002
R。 O．2313 0．2335
注：⋯代表变量在1％的水平下显著。数据来源：统计分析得到。
上并不显著，假设 3无法得到验证。即管
理层持股比例的提高不能有效地增强上
市公司现金股利的分配力度。结合本文
所选取的样本统计来看，我国上市公司
管理层持股 比例的均值处于0．7％的水
平，管理层持股比例很低，无法达到预想
的约束和激励效果，无法使得管理层与
广大中小股东站在同一阵线，以提高现
金股利支付力度并降低代理成本。管理
层可能更倾向于 自由支配公司的现金
流，或更偏好高额薪酬的激励方式，或寻
求新的投资机会等新途径以获取私利。
模型4实证结果表明，机构投资者持
股比例对每股现金股利发放的正向影响
也不显著，无法验证假说4。这一结果与翁洪波和吴世农(2007)是一致的，但与魏志华等(2012)不同。实
际上，机构投资者持股比例与每股现金股利之间的关系，主要是源于机构投资者倾向于根据上市公司
的股利发放水平选择投资组合，而非机构投资者敦促上市公司发放更多现金股利的结果。机构投资者
很大程度上只是现金股利分配政策被动的接受者，以至于发挥的监督作用不明显。此外，从数据统计上
看，2012年底我国上市公司股份归属中机构投资者持股比例平均仅有13．86％，这一持股比例仍处于较
低水平，与发达国家相对完善的资本市场中机构投资者持股比例达到60％以上的水平相比，相差较大，
而且我国一些机构投资者，选股带有一定的社会政治目标的倾向，这些因素可能会影响现金股利分配。
总之，股权分置改革并没有推进机构投资者的发展，机构投资者还没有发挥出改善上市公司股利分配
机制的积极作用。
五 、结论及政策建议
本文在控制公司特征因素的基础上，从股权集中度、股权制衡度、管理层持股比例和机构投资者持
股比例四个方面分析公司治理结构对现金股利分配的影响。面板数据分析的结果说明，股权集中度与
每股现金股利呈显著的负相关关系，符合“租金攫取假说”，即上市公司大股东仍然具有以牺牲中小股
东利益为代价而谋取私人收益的明显动机，并不追求较高的现金股利支付，以避免其他股东参与利益
分享，中小股东的股利收益并没有得到良好的保障。结果也证实了股权制衡度与现金股利支付力度之
间有显著的正相关关系，但影响程度微小，说明其他股东与第一大股东持股比例相对悬殊，控制力量对
比强烈，存在监督的事实，但并不能发挥十分有效的约束作用。再从股权性质上看，管理层持股比例、机
构投资者持股比例对每股现金股利的影响在统计意义上并不显著，说明在我国上市公司中管理层持股
和机构投资者持股不能明显影响现金股利政策的制定和实施，这是因为以上两类主体的持股比例都处
于较低水平，通常只是股利政策的被动接受者，没有能力发挥有效的监督作用。据此提出以下政策建议：
第一，引导上市公司实行规范的股利分配政策。资本市场监管机构鼓励并监督上市公司建立现金
股利分配的长效机制，加快上市公司现金分红机制的规范性建设，强化上市公司回报投资者的意识。针
对长期习惯性不分红的上市公司，监管部门可以借鉴发达国家的做法，例如在特定情况下禁止机构投
资者投资于长期不支付股利公司，建立惩罚上市公司长期不分红的“累计盈余税”制度，以及建立完善
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应对上市公司分红不合理作为的法律救济制度。
第二，建立起维护中小投资者利益的保护机制。为了有力地制约大股东权力滥用，保护弱势股东的
权益，可以借鉴美国、德国、荷兰、巴西等国的作法：规定当企业连续3、4年未分红时，不具投票权的股
东也可以拥有投票权，参与企业的分红政策；加强对公司治理结构的规制，建立起专门的机构来保护中
小股东权益，该专门机构可以代表中小股东参与股东大会行使表决权、知情权、质询权和提案权等，代
表中小股东在权益受侵害时行使诉讼权和法律救济权，提升中小股东的知情权；探索建立“极差投票
制”，限制大股东的影响，即投资者拥有的股数越多，每股投票权越小，这能有效吸引中小投资者的参与。
第三，推进优先股制度的实施。优先股制度不仅能够丰富证券品种，为上市公司提供新的融资渠
道，而且能够以市场机制促进上市公司合理实现现金分红，为偏好现金股利、注重稳定收益的长期投资
者提供新的投资方式。中小股东放弃表决权以换取在利润分红及剩余财产分配上的优先权，实现相对
固定的收益，能够更好地维护中小投资者的合法权益，增强中小投资者的信心。在实施优先股制度下，
公司治理结构的模式必然会随之创新，对于化解大中小股东之间的矛盾更具可行性。当前，我国开展优
先股试点的基本条件基本成熟，可以根据上市公司情况，分类指导，分步实施。
第四，促进管理层持股，进一步培育和发展机构投资者。当前，我国资本市场上，管理层持股的股利
分配效应不明显，因此要在发挥董事会和监事会的核心作用下，提高管理层持股激励，健全管理层激励
方案，使其更好地发挥对大股东的制约机制，促进现金股利分配政策的合理化。机构投资者作为更为职
业化的投资者，追求长期稳定的回报，参与公司决策能发挥积极的制衡作用，限制个人大股东的侵占行
为，促进股利分配政策合理化，因此应发挥机构投资者在公司治理结构优化中的积极作用。
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(收稿 日期：2014—12—22 责任编辑：杨锦英)
