阴财会月刊·全国优秀经济期刊现金股利支付水平与大股东侵占度的关系研究刘孟晖沈中华余怒涛渊郑州大学商学院郑州450000台湾大学管理学院台北10617云南财经大学会计学院昆明650221冤【摘要】我国由于股权的分置，支付现金股利成为大股东利益侵占的主要形式。本文使用2005年我国上市公司的数据，检验了现金股利支付水平与大股东侵占度之间的关系，结果表明：大股东侵占度与现金股利支付水平显著正相关，大股东侵占度能够较好地反映上市公司的现金股利支付行为；国有大股东能够影响上市公司的现金股利支付水平，而其他大股东不能影响上市公司的现金股利支付水平。【关键词】现金股利支付水平大股东侵占度稳健性在西方金融理论中，现金股利在公司治理中具有重要的金股利可能是大股东转移资金的手段，并没有反映中小股东作用，众多研究结论也表明：现金股利能够缓解公司的代理问的利益与意愿。原红旗（2004）列举了武钢股份和承德露露的题。LaPorta、Lopez-de-Silanes、Shleifer和Vishny（以下简称案例，得出现金股利派发得越多，公众股股东的利益被侵占得LLSV）指出：公司内部人与外部人之间存在代理问题，通过支也就越多。吕长江和周县华（2005）研究了2001年管理层出台付股利，内部人把公司收益分配给投资者，因此内部人就不能新政策后公司的股利分配动机，结果表明：降低代理成本假说使用这些收益进行自利活动。针对现金股利的作用，LLSV提和利益侵占假说都不同程度地发挥作用。袁振兴和杨淑娥出了两种股利代理模型：结果模型与替代模型。LLSV的实证（2006）指出，现金股利政策体现了控制权人的利益倾向，其可结果支持结果模型，其认为支付股利是投资者利益受到法律能成为公司控制权人利益侵占“隧道”的挖掘工具。我国存在保护的结果，投资者利益得到较好保护的国家，其股利支付率着一种特殊的利益侵占“隧道”——非流通股股东对流通股股也较高；投资者利益没有得到较好保护的国家，其股利支付率东利益侵占的“隧道”。较低。从大股东侵占的角度着手能够很好地解释我国上市公司但是由于存在“同股同权不同价”的现象，LLSV的结果模的现金股利支付行为，但现有研究大多缺乏定量证据，没有进型在我国股市可能并不成立。众所周知，我国投资者利益没有一步考察上市公司的现金股利支付水平与大股东侵占度的具得到较好保护。长期以来，我国由于缺少健全的证券民事赔偿体关系。本文主要选取相应变量，考察二者之间的具体关系。制度，中小投资者的权益仍然无法通过国家层面的治理机制一、变量的选取与描述性统计得到切实、有效的保护。计小青与曹啸（2007）的研究也表明，1.变量的选取。主要包括以下变量：无论是我国的“书面法律”还是“法律的执行”，对投资者利益（1）现金股利变量与大股东侵占变量。为了避免单一变量的保护都是非常有限的。根据LLSV的结果模型，应当支付较所带来的测度偏差，本文采用一个绝对指标与一个相对指标少的现金股利，但实际上，我国进行派现的上市公司多于美来测量现金股利支付水平：淤每股现金股利；于现金股利支付国，而股利支付率也高于国际平均水平。我国公司的现金股利率。本文选用大股东侵占度作为大股东侵占变量。对于流通股支付行为，既具有国外公司的普遍性，又具有独特的规律性。而言，由于存在市场价格，其现金股利支付率（R）比较容易确i现有的国外股利理论很难合理解释我国公司的现金股利支付定，计算公式为：行为。R=D/P伊100豫ii除了存在“BlackPuzzle”，我国股市还存在“双峰之谜”和其中：D为每股现金股利，P为流通股市场价格。i“信息内容之谜”，这就是JevonsLee和Xiao（2003）提出的我国但对于非流通股而言，由于没有完全市场化的数据，为我股市的“ThreePuzzle”。这些谜团的出现与股权分置的现状密们的测度带来了困难。考虑到非流通股的转让价格通常是以不可分：股权分置造成流通股与非流通股的股利支付率存在净资产为基准，因此本文采用每股净资产作为衡量非流通股差异，持有非流通股的大股东往往会因为较高的股利支付率价格的标准。由此可以得到非流通股的现金股利支付率（R）n而侵占中小股东的利益。的计算公式：陈信元等（2003）研究了佛山照明的案例，结果发现：支付R=D/NAPS伊100豫n较多的现金股利并不能提高公司价值，主要原因在于支付现其中，NAPS代表每股净资产。阴窑旬24窑援下
全国中文核心期刊·财会月刊阴一般情况下，P和NAPS之间存在差异，因此R不等于R。表1模型变量及其解释iin为衡量R与R之间的差异，本文引入了一个新的指标——大变量模型符in变量名称变量解释符号号预测股东侵占度（ED），其计算公式为：A院现金股利渊因冤变量ED越R原Rni每股现金股利DPS每股现金股利的绝对值例如，2005年云天化（600096）每股派发现金股利1元，每无现金股利支付率Div每股现金股利与每股收益之比股净资产为元，市场价格为元，则：R=豫，R=inB院大股东侵占渊自冤变量豫。从而可以得到：ED越豫原豫越豫。非流通股与流通股的现金股利支（2）控制变量与交叉效应变量。为了控制其他因素的影大股东侵占度ED垣付率之差响，本文引入以下控制变量，即每股收益、公司规模、股票股利C院控制变量虚拟变量、上年现金股利虚拟变量、市场价值与账面价值比、每股收益EPS净利润与普通股平均股数之比垣财务杠杆系数、非流通股比重、两职合一虚拟变量以及独立董公司规模Size公司总资产的自然对数垣事比重。如果上市公司当年支付股票股利股票股利虚拟变量Stock-同时，为了考察国有大股东的性质与其他大股东对上市或转增股本袁其值为1袁否则为0公司现金股利支付水平的影响，本文还引入2个交叉效应变如果上市公司上年支付现金股上年现金股利虚拟变量Div垣p-1利袁其值为1袁否则为0量：淤国有股虚拟变量。根据LaPorta等（1999）所提出的终极市场价值与账面价值比MBR市场价值/账面价值-产权论，本文按终极控制者类型对样本公司进行分类，如果上普通股每股收益变动率与息税前市公司的终极控制者是国家，国有股虚拟变量的值为1，否则财务杠杆系数Lever垣利润变动率之比为0。于其他大股东虚拟变量。Faccio等（2001）的研究表明，欧NNR非流通股比重非流通股股数/总股数垣洲国家公司的其他大股东遏制了控股大股东对小股东利益的如果董事长与总经理由一人兼DM两职合一虚拟变量钥侵占，而亚洲国家公司的其他大股东的选择是与控股大股东任袁其值为1袁否则为0“串谋”。在国内外的研究文献中，其他大股东的存在成为衡量IDR独立董事比重独立董事人数/董事总人数钥股权制衡、限制“一股独大”的重要特征。本文也是在终极控制D院交叉效应变量者分类的基础上选取其他大股东虚拟变量，即除了终极控制如果上市公司的终极控制者是国State国有股虚拟变量垣家袁其值为1袁否则为0者，如果存在其他持股比重大于5豫的股东，其他大股东虚拟如果存在其他持股比重大于5豫变量的值为1，否则为0。具体变量解释见表1。OT其他大股东虚拟变量原的大股东袁其值为1袁否则为02.研究样本与描述性统计。本文选取2005年我国上市公司作为研究样本。2005年，深市和沪市共有表2描述性统计结果A、B股上市公司1381家，在剔除了B股公司、中小企业板公司、ST公司，以及第一四第三四变量样本数均值标准差中位数分位数分位数每股收益指标为负、经营活动产生的现金流量净值小于零、缺乏完整数据且大股东侵占度小于零的公司后，得到360家公司作为研究样本。国有股虚拟变量是根据终极产权论，追溯终极所有者性质得到，数据从上市公司年报中获取。其他相关财务变量数据来自于CSMAR数据库。各变量的描述性统计结果如表2所示。二、研究假设、回归模型与研究方法-11.研究假设与回归模型。在我国股市，非流通股与流通股的股利支付率的差别越大，大股东侵占度就越大。相对于占用资金、关联交易、提供担保等大股东利益侵占形式，支付现金股利这种形式具有更大的隐蔽性，同时这种形式具有合法的外衣，激励了大股东转移资金。根据以上分析，本文提出以下假设：假设1：大股东侵占度与现金股利支付水平正相关。为了检验假设1，建立以下检验模型：Y=茁+茁ED+茁EPS+茁Size+茁Stock+茁Div+茁MBR+国有大股东对现金股利支付水平的影响通过大股东侵占i012345p-16茁Lever+茁NNR+茁DM+茁IDR+着（1）度反映。为简单起见，假设这里存在一种线性关系，可以得到：78910其中：Y代表DPS和Div。茁=琢+琢State（2）i101假设2：国有大股东对现金股利支付水平具有正向的激励把式（2）代入式（1）后进行相关处理，可以得到考虑交叉作用。项的回归模型：援下旬窑25窑阴
阴财会月刊·全国优秀经济期刊Y'=茁'+茁'ED+茁'ED·State+茁'EPS+茁'Size+茁'Stock+（2）White（1980）异方差一致性估计。White（1980）提出了i012345茁'Div+茁'MBR+茁'Lever+茁'NNR+茁'DM+茁'IDR+一种参数方差矩阵估计方法，即使线性回归模型存在异方差，6p-17891011酌（3）这依然是一致性估计。由于只有独立变量是常数项，White的假设3：其他大股东不能影响现金股利支付水平。方法减少了OLS中的方差，可以基于OLS逐步得到正确的结同样，考虑其他大股东的交叉影响，并假设存在一种线性果。在这种方法下，本文对回归系数进行了调整，也是为了使关系，可以得到：回归结果更准确。茁=姿+姿OT（4）（3）稳健性回归，又称为修正最小平方法（LTS）。Knez和101把式（4）代入式（1）后进行相关处理，可以得到考虑交叉Ready（1997）对OLS与LTS进行比较得出：OLS对异常值很敏项的回归模型：感，如果数据包含异常值，OLS的估计结果就会受到较大影Y''=茁''+茁''ED+茁''ED·OT+茁''EPS+茁''Size+响，稳健性不强；而LTS有较高的BP值，具有稳健性。i01234茁''Stock+茁''Div+茁''MBR+茁''Lever+茁''NNR+三、回归结果56p-1789茁''DM+茁''IDR+酌（5）运用上述研究方法，本文首先采用White（1980）异方差一10112.研究方法。本文使用截面数据，在回归分析时经常会致性估计方法，得到如表3的回归结果。遇到异常值问题，这会导致最小二乘法（OLS）的无效。为了使为了进行比较，同时给出了如表4的LTS回归结果。结果更准确，在进行回归分析时，本文采用了以下方法：由表3与表4的结果可知：无论采用哪一种估计方法，大股（1）采用多变量而不是单一变量进行回归分析。在衡量现东侵占度均与现金股利支付水平显著正相关，假设1成立，表金股利支付水平时，本文采用了DPS和Div两个变量，就是为明无论是用绝对指标还是用相对指标，大股东侵占度都能够了避免采用单一变量测量造成的结果偏差。较好地反映上市公司的现金股利支付行为。两种估计方法下表3表4模型（1）模型（3）模型（5）模型（1）模型（3）模型（5）变量变量DPSDivDPSDivDPSDivDPSDivDPSDivDPSDiv鄢鄢鄢鄢鄢鄢鄢鄢（）（）（）（）（）（）（（））（）（）（）（）鄢鄢鄢鄢鄢鄢鄢鄢鄢鄢鄢鄢鄢鄢鄢鄢鄢鄢鄢鄢鄢鄢鄢鄢鄢鄢鄢鄢鄢鄢鄢鄢鄢鄢鄢（）（）（）（）（）（）（（））（）（）（）（）鄢鄢鄢鄢鄢鄢鄢·StateED·State（）（）（）（）鄢鄢鄢·OTED·OT（）（）（）（）鄢鄢鄢鄢鄢鄢鄢鄢鄢鄢鄢鄢鄢鄢鄢鄢鄢鄢鄢鄢鄢鄢鄢鄢鄢鄢鄢鄢鄢鄢鄢鄢鄢鄢鄢鄢（）（）（（）（））（）（）（）（）（）（）（）（）（）（（）（））（）（）（）（）（）（）（）鄢（）（）（（））（）（）（（）（）（））（）（）鄢鄢鄢鄢鄢鄢鄢鄢-1Divp-1（）（）（（））（）（）（）（）（）（）（）（）鄢鄢鄢鄢鄢鄢鄢鄢鄢鄢鄢鄢鄢鄢鄢鄢鄢鄢鄢鄢鄢鄢鄢鄢鄢鄢鄢鄢鄢鄢鄢鄢鄢鄢鄢鄢（）（）（）（）（）（）（）（-13（）（）（）（）.64）鄢鄢鄢鄢鄢鄢鄢鄢鄢鄢鄢鄢鄢鄢鄢鄢鄢鄢鄢鄢鄢鄢鄢鄢鄢鄢鄢鄢鄢鄢鄢鄢鄢鄢（）（）（）（）（）（）（）（（）（）（）（））鄢鄢鄢鄢鄢鄢鄢（）（（））（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（-0（）.229）注院表中括号内的为t统计量曰鄢鄢鄢尧鄢鄢尧鄢分别代表回注院表中括号内的为t统计量曰鄢鄢鄢尧鄢鄢尧鄢分别代表回归系数在1%尧5%尧10%的水平上显著遥归系数在1%尧5%尧10%的水平上显著遥阴窑26窑援下旬
全国中文核心期刊·财会月刊阴的结果有所差别，但这并不影响结果的准确性。第二，完善股权制衡机制。真正意义上的股权制衡能够改当考虑国有大股东的交叉项“ED·State”时，无论采用哪善上市公司的治理结构，制约大股东利益侵占行为。但是在目一种估计方法，大股东侵占度ED的系数依然显著为正，而前，许多上市公司股权制衡的条件仍不充分，还需要持续进行“ED·State”的系数却显著为负，表明国有大股东能够影响上改进。市公司的现金股利支付水平，假设2成立。国有大股东作为企第三，健全独立董事制度。要发挥独立董事制度抑制大股业的终极所有者，并没有进行利益侵占的动机，这也从利益侵东利益侵占行为的作用，一个重要的前提就是保持独立董事占的角度反映了国有大股东存在的积极作用。的“独立性”，割断独立董事与大股东之间的利益联系。同时，当考虑其他大股东的交叉项“ED·OT”时，两种估计方法还需要清晰界定独立董事与监事之间的权限，避免二者功能的结果有所差异，虽然ED的系数依然显著为正，但交叉项重叠所造成的不作为现象。“ED·OT”的系数却不太显著，表明其他大股东不能影响现金主要参考文献股利支付水平，假设3成立。在西方金融理论中，股权制衡的一1援Easterbrook袁..TwoAgency-CostExplanationsof个重要标志就是存在其他大股东，其他大股东对控股大股东袁1984曰74的行为具有监督作用，但本文的回归结果却表明股权制衡不2援Faccio袁M.袁Lang袁.袁Young袁..Dividendsand“制衡”。很多公司名义上有几个大股东，但实际上这些大股东袁2001曰91都受制于同一个终极所有者，并不存在真正意义上的“制衡”。3援LaPorta袁Lopez-de-Silanes袁Shleifer袁另外，从控制变量的系数来看，EPS、MBR、Lever与现金股利支付水平的关系显著，其中：MBR与Lever的实际符号与Finance袁2000曰55预测符号一致；EPS的实际符号与预测符号不完全一致，当4援李增泉袁孙铮袁王志伟.野掏空冶与所有权安排要要来自Div作为因变量时，其符号为负。我国上市公司大股东资金占用的经验证据.会计研究袁2004曰模型中的其他变量与上市公司的现金股利支付水平之间12的关系的显著性不强，没有得到准确的回归结果。其中，IDR5援计小青袁曹啸.中国转轨时期的法律体系与投资者保与现金股利支付水平的关系不显著，表明了独立董事并不“独护院一个比较的视角.科研管理袁2007曰3立”，且没有发挥其应有的作用。其实，这一点并不奇怪，仔细6援朱云袁吴文锋袁吴冲锋.国际视角下的中国股利支付率研究样本公司的数据可以发现：上市公司存在严重的独立董和收益率分析.中国软科学袁2004曰11事“三分之一群聚现象”。在360家样本公司之中，有219家公司7援Black袁F..（约占样本公司的%）的IDR刚好达到三分之一，有85家Management袁1976曰2公司（约占样本公司的%）的IDR在30%~40%之间。这一8援JevonsLee袁C.袁Xiao袁X..CashDividendinChina院现象的存在与证监会发布的相关规定有关，表明了上市公司Liquidating袁并不是根据公司治理需要设立独立董事，所以独立董事不“独WorkingPaper袁2003立”也就不足为奇了。9援陈信元袁陈冬华袁时旭.公司治理与现金股利院基于佛山四、结论照明的案例研究.管理世界袁2003曰8我国由于股权的分置，支付现金股利成为大股东利益侵10援原红旗.中国上市公司股利政策研究.北京院中国财政占的主要形式。本文使用2005年我国上市公司的数据，检验了经济出版社袁2004现金股利支付水平与大股东侵占度之间的关系，结果表明：大11援吕长江袁周县华.公司治理结构与股利分配动机要要股东侵占度与现金股利支付水平显著正相关，大股东侵占度基于代理成本和利益侵占的分析.南开管理评论袁2005曰3能够较好地反映上市公司的现金股利支付行为；国有大股东12援袁振兴袁杨淑娥.现金股利政策院控制权人挖掘利益侵能够影响上市公司的现金股利支付水平，而其他大股东不能占野隧道冶的工具.经济经纬袁2006曰6影响上市公司的现金股利支付水平。为了得到准确的回归结13援LaPorta袁Lopez-de-Silanes袁-果，本文采用了多变量、White（1980）异方差一致性估计以及袁1999曰54LTS等方法进行回归分析。14援White袁H..AHeteroskedasticity-ConsistentCovariance本文的研究虽然使用的是年度截面数据，但结论仍具有MatrixEstimatorandaDirectTestforHeteroskedasticity.一定的意义，可以为上市公司改进公司治理提供启示。Econometric袁1980曰48第一，实现股权全流通。大股东利益侵占的根源在于股权15援Knez袁袁..OntheRobustnessofSizeand分置，只要消除这种制度缺陷，实现股权全流通，就能消除这种现象，真正发挥现金股利在公司治理中的作用。ofFinance袁1997曰52援下旬窑27窑阴
