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第6卷 第4期
研 究 中 国 会 计 与 财 务
C h i n 8 A C C O U n t j n g 8 n d F i n a n c e R e V i e W
Volume 6，Number 4，December 2004
所有权安排与现金股利政策
— — 来自我国上市公司的经验证据
李增泉a孙铮b任强c
摘要
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，市场才会对是否派现的股利政策表现出
著不同的反应。
关键词：现金股利、所有权安排、代理理论
一 、 引言
本文研究我国上市公司的所有权安排如何影响公司的现金股利政策。
Black(1976)将现代公司的股利行为称作 “股利之谜”(Dividend Puzzle)
a李增泉，男。管理学博士，上海财经大学会计学院副教授。联系作者 ：李增
泉，电子信箱：sufelzq@163．corn／zquanly@263．net，联系电话：021—64416068．
13917662144，联系地址：上海蒲汇塘路 i0i号200i室，邮编：200030。
孙铮，男。经济学博士，上海财经大学副校长、教授、博士生导师。
c 任强，男。管理学博士，中关村证券有限责任公司上海分公司总经理。
本文是孙铮教授主持的国家自然科学基金项目《公司控制权安排和投资者利益
保护》(批准号：70473055)的阶段性成果，也是孙铮教授主持的国家自然科学
基金项目《中国企业财务危机预警系统研究》(项目批准号A7007201 8)的后续
研究成果，教育部人文社科研究规划基金项目《我国新兴资本市场的制度创新
和规范研究》(批准号01lA790032)和上海市重点学科课题 《上市公司治理评
级：理论与实证》的阶段性成果。另外 ，本文还得到上海财经大学“211”工程
的资金资助。
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有权安排与现金股利政策——米自我国上市公司的经验证据 49
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1．35元的情况F 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无现金
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 。
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 ，最为主流的理论是信号理论和代理理论 (Allen和 Michaely
2003)。信号理论认为，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 一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；Aharony和Swary，1980；Asquity和Mullins、1983)。
但是，最近有文献对该理论的适用性提出了质疑。例如，Deangelo等(1996)
以及Benarczi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。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；Iensen，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
-~a#b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。换句话
说，信号理论认为股利政策引起的市场反应是市场对公司价值的重新评价，即
股利政策本身并不影响公司的价值，而代理理论则将股利政策的市场反应解释
为公司价值的变化，即股利政策本身会影响公司的价值。因此，信号理论预期
减少 (增加)股利的公告总会伴随负 (正)的市场反应 ，而代理理论则预期只
有代理问题严重的公司，减少(增加)股利的公告才会伴随负(正)的市场反
应 。
总体上 ，我国上市公司的现金股利政策表现出极不稳定的显著特征 (例
如，历年都有很大一部分公司“不分配”，而保持上市后历年均派发红利的公
司少之又少)。那么，我国上市公司的股利政策更适合用哪种理论来解释呢?
根据Linmer(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。但是，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
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50 李增泉 孙铮 任强
相对的控股地位z，有研究表明一我国上市公司的控股股东通过资金拆借或资
产交易侵占上市公司利益的现象非常普遍 (李增泉、孙铮和王志伟，2004：
李增泉、余谦和王晓坤 ，2004)。可以看出，控股股东无论通过何种方式侵
占上市公司的利益，上市公司是否有足够的现金通常是控股股东能否实现其控
制权私人收益的重要前提 一而是否派发现金股利则直接影响上市公司的现金
量。因此一现金股利的分配在一定程度上降低了中小投资者利益被控股股东侵
占的可能 。这说明 ，用代理理论来解释我国上市公司的现金股利行为更为合
适。
近年来，国内虽已有学者从代理理论的角度来解释我国上市公司的股利政
策 (吕长江和王克敏 一1999；吕长江和王克敏 ，2002；原红旗 一2000) 但
对现金股利市场反应的研究则基本遵循了信号理论的范式 ，并且结论也不统
一 。 例如 陈晓 、陈小悦和倪凡 (1998)对 1997年度首次派现的40家上市
公司的检验结果表明，虽然现金股利公告为股东带来的超额收益在10％的水
平上具有统计显著性，但在扣除交易费用的影响后却完全丧失了意义；陈浪南
和姚正春 (2000)以及何涛和陈晓 (2002)也没有找到支持信号理论的证据：
魏刚 (1998)以1997年度所有派发现金股利的59家上市公司为研究样本、
则发现了显著为负的市场反应。另外一俞乔和程滢(2001)在控制了除息除权
Et的溢出效应、大宗交易引起的股价偏差及红利公告期问的风险因素后，对上
市公司1992—2000共9个年度的殴利行为的研究却表明，市场 一般年度的
分红并不敏感，但却特别厌恶以现金股利作为首次分红的支付方式。本文认
有关我国上市公司发行与改制上市的制度安排的详细说明请参见孙铮和李增泉
(2003)以及李增泉和杨春燕 (2003)。
近年来，上市公司的高派现行为也引起了市场的广泛关注，并将其视作大股东
的 “套现”方式。例如 ，陈信元、陈冬华和时旭 (2003)以上市公司佛山照明
为例，认为地方政府受财政预算的约束 ，有从上市公司转移资金的强烈动机、
但又缺乏转移资金的渠道，因此 管发放现金股利的成本比较高昂一仍会选择
现金股利进行资金转移。Chen和lian(2003)以及Lee和Xiao(2003)则进
一 步支出，由于IPO或SEO时的投资成本迥异 ，依据同股同权的原则进行分
派的现金股利损害了流通股股东的利益。本文认为，虽然由于购 成本不同．
同股同权的现金股利分配方式确实会导致流通股股东和发起入股东具有不同的
投资报酬率，但是，初始投资成本的不同并不意味着交易的不公允 因为法人
股股东不仅承担了开办企业的风险一其流通性也受到限制。因此 一可以认为
一 旦投资者以公允的方式将资金投入企业，按照所有权比例分享公司的所有卡义
益就是一种公允的分配方式。其实，在流通股股东将资金投入企业后，无论公
司是否分配，流通股股东在公司的权益就已经注定要以其持股比例 而不是投
入资本作为索取的凭据了。在公司没有更好的投资机会的情况下一以同股同权
的原则进行分配，只不过是投资者把其应得利益收回而已。相反一此时若公司
不进行现金分配，流通股的权益却有可能被控股股东在以后以关联交易等方式
转移出去。
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昕何权安排与现金股利政策——米自我 上市公司的经验证据 5 1
为 虽然研究方法与研究样本的差异可能是导致上述文献没有统一发现的一个
冈素，但从理论基础上进行分析却更为合理。因为，如果现金且殳利政策受公司
代理问题的影响，那幺现金且殳利的市场反应就是对且殳利政策本身的反应，而不
是像信号理论所认为的对其他相关信息的反应，从而代理问题不同的公司的现
金股利公告 就应产生不同的市场反廊。
另外，虽然本文也是从所有权结构的角度来分析公司的代理成本、但用来
衡量代理成本的变量却与吕长江和王克敏(1999；2002)和原红旗(2000)有
着本质的差别。这些文献都是用股权的法定性质(即国家且殳、法人股、流通股
或经理人股份)来衡量代理成本，但正如刘芍佳等(2003)所指出的 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。为
此 、本文对所有权变量的选择以投资者的性质为基础 ，并考虑了股东之间的关
联关系。我们认为，这种处理方式能够更好地反映所有权安排对投资者行为的
影响。
以所有权安排作为代理成本的衡量标准，本文以我国上市公司1997—2001
年的3000多个观测点为研究样本的实证分析表明 ，上市公司的现金股利分配
率与所有权安排之间存在显著的相关性、所有权安排越有利于保护投资者的权
益、上市公司的股利分配率越高。并且·只有当上市公司的所有权安排不利于
保护投资者权益时(代理问题比较严重) 是否分配现金且殳利的市场反应才会
表现出显著的差异。本文其他部分的安排如下：第二部分对现金殴利与昕有权
安排的关系进行分析，并提出本文的研究假设；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。
二、理论分析与研究假设
(一)代理问题与现金股利的关系分析
内部人(例如经理人员或控且殳股东)与外部人 (例如中小投资者)之间的
利益冲突是现代公司代理理论的核心问题(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 。但是，最近的一些文献表明，Bearl和Mea
(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 (CIae e 等、
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Stu1z，1994等)。
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52 李增泉 孙铮 仟
2000：Faccio和Lan2-2002：La Porta等，1 999)。由于在公司仃更大的收
益要求仅 -大股东有强烈的动机 理进行监督，而相对集中的控制杈也保
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 不再严重，公司主要的代理问题是控股股东
与中小投资者之间的利益冲突 (Shleifer和Vishny，1997)。根据Denis和
Mcconnell(2003)的总结 ，除了直接向公司委派管理人员可能坝害中小股东
的利益外 -大股东对中小殴东的剥削大多采取“掏空”(Tunneling)的方式。
例如-控股股东(或经理)将 卜市公刮的资产以较低的价格出售给其拥有较高
现金收益杖的公司、付给经理人员(控殴股东在其控制的企业中f 往同时担任
经理)较高的薪水、为控目殳股东(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，都是控股股东掏空上市公司的表现。这表
明，将公司盈利留在公司 ，而不是以现金股利的方式分配给投资者 -时控殴股
东实现其控制权私人收益具有重要意义。
当公司内部人(包括控股股东和经理人员)与外部投资者之问存在严重的
代理问题时，股利分配的代理理论认为一是否分配现金股利就不再~NMiller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，从而减少了利用公一J
资源谋取个人私利的机会。也就是说一对外部投资者来讲，现金股利比留存盈
利更有价值，因为留存盈利有可能被_大J部人所独占，从而或许永远不可能成
“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-l984)。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。L n2
和Litzenberger(1989)的研究提供了支持上述假设的经验证据。他们发 ·
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 O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’ O值低
于1和大于1的公司均宣告殴利增加时-前者的市场反应要比后者更为积极。
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 ·
从理论上来讲，代理成本如何影响公司的股利分配是模棱两可的。～方面
公司的代理成本较低时，外部投资者有能力控制内部人的道德风险-可要求公
例如，La Potra等 (1999)和claessens等 {2000)时27个发丛同家和9个
东业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
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、址。
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仃权安排_f一』现金股利政策——水自我 ㈠f 公 的经验证据
司派发现金股利，而若代理问题比较严重 内部人就有可能随意侵占公司的资
金从而减少或 分配股利，因此，代理成本与公司的股利分配率负相天：另一
一面，当公司存在严重的代理问题时 公司内部人也有可能通过派发高比例的
现金股利来树立其不会侵占外部人利益的良好声誉，以便将来能够以较低的成
本住资本市场上筹集资金 从这个意义上来讲，代理成本与公司的股利分配率
止相关。根据La P0 rta等 (2000)，我们将前者称为结果假说 (OutCOme
HvD0thesis)，岳者称为替代假说 (Substitute Hypothesis)。以法系作J,J投资者
保护程度的衡量指标，La Porta等 (2000)对来自33个国家的4000多家公
司的股利政策的研究证 了结果假说：案例法系(对投资者的保护较好，代理
哎本较低)的国家的公司的现金股利分配率要显著高于成文法系(列投资者的
保护较弱，代理成本较高)的国家。Faccio等 (200l】与Gugler和Yurtoglu
(2003) 股权结构与公司股利行 关系的枪验也支持结果假说。他们发现 ，
控股股东的现金收益权与投票权的分离程度越高(代理问题较严重)，公司越
倾向于分配较少的股利。
(二)所有权安排与代理成本
上述分析表明，公司的现金股利分配率与公司的代理成本之间存在一定的
相关性。但是 对上述假说进行检验的一个重要前提就是寻找代理成本的衡量
指标。Iensen和Meckling(1976)将代理成本定义为监督成本 (monitoring
COSt)、自我约束成本 (bonding COSt)和剩余损失 (residuall0ss)。然而，在
实践中，代理成本通常很难直接测量 现有的文献大多用反映保护投资者权益
的机制变量来替代。投资者权益保护好的时候，公司的代理成本低，反之亦
然。根据Dyck(2001)，对投资者的权益 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，制度层面上的投资者权益保护机制对一国上市公司股利分配率的影响不
可能存在显著的差异。由Coase(1937；1960)、AIchian(1965)、Demsetz
(1964)、Cheung(1970、1983)和North(1981、1990)等发展起来的产
权经济学也强调了产权和制度环境在决定经济行为中的相互作用，特别是当国
家的制度安排无法有效地保证产权所有者实现其收益时，产权所有者全通过私
下契约进行 “自保”。最近的研究也表明，由于受经济固化 (E c o n o m i
Entrenchment)因素的影响，投资者(特别是中小投资者)通常很难埘国家层
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 (R i 和
Zingales，2003)。一般认为，所有权结构是公司层面上对投资者保护最具影
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54 李增泉 孙铮 任强
响的治理机制。例如，La Porta等 (2002)指出，公司的所有议结构不仅影
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会对上市公
司的现金股利分配率产生重要影响。
所有权安排对控股股东剥削行为的影响主要源于控制权私人收益与共享收
益的冲突6，即控股股东获取的控制权私人收益越多，上市公司的价值越低一
从而控股股东的共享收益会越低 ，因此控股股东的剥削行为是控制权私人收益
和共享收益总和最大化的均衡结果 (Henrik和Nilsson，2003)。现有的文献表
明，所有权安排至少会在三个方面影响控股股东的剥削能力或剥削动机：控股
股东的持股比例：其他大股东的持股比例以及控股股东的控制方式。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 (1erisen和Meckilng，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 )。其他股
东对控股股东行为的影响最近也受到了学术界的关注。从理论上来讲，其他大
股东较高的所有权比例既提供了监督第一大股东的动力，同时也为其提供了与
第一大股东合谋的基础。但是，由于监督会提高控股股东掏空行为被发现的概
率，而合谋则需要控制权联盟内部的统一协调，因此，大股东之间无沦是监督
还是合谋 都会提高控股股东获取控制权私人收益的成本。例如、Bl。 h和
Hege(2001)的模型表明，当公司存在多个大股东时，各个大股东会为了获
得其他股东的支持，作出更有效地使用公司控制权的承诺(即承诺不会损害小
股东的权益)，即各个大股东之间的竞争抑制了大股东的 “掏空 行为 ：
Bennedsen和Wolfenzon(2000)则认为 ，多个大股东存在 ，是第一大股东为
了吸引更多的投资而向股东所发出的不会单独行动 (即获取控制杈私人收益)
的信号，即各个大股东之间的联盟会抑制大股东的“掏空”行为一。在大多数
情况下，控股股东的“掏空”行为都是以较为隐蔽的方式进行的。其中，企业
‘控制权共享收益是Denis和Mcconnell{2003)提出的一个概念，指控股股东
依据所有权比例与其他股东分享的公司收益。
一Gomes和Novaes(2001)认为，控制权联盟 (Controlling Coa1ition)虽然可以
有效防止单一股东采取单独行动对其他股东进行剥削，但联盟内部的不统一也
可能导致公司丧失有利的投资机会 。
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昕仃仅安排与现金股利政策——米自我围上市公司的经验证据 55
集团的组建为控股股东提供了最为隐蔽的“掏空”途径。通过交叉持股、金字
塔结构以及双重股票联结的企业集团可以方便地实现所有权和控制权的分离，
降低了控股股东获取公司控制权所需持有的现金收益权比例，从而降低了控制
权私人收益对控制权共享收益的抵销作用 (Wolfenzon，1999)。特别重要的
是，集团内部形成的资本市场和要素市场，为控股股东通过关联交易这种最为
隐蔽的途径“掏空”上市公司提供了可能 (Khanna，2000)。控股股东通过
企业集团 “掏空”上市公司的行为已得到了经验证据的支持 (Bertrand等 一
2002；Bae等 ，2002)。李增泉、孙铮和王志伟 (2004)以及Iian和Wong
(2004)对中国上市公司的研究也发现 一企业集团控制的公司会通过关联交易
等方式更为方便地占用上市公司的资金8。
(三)研究假设
以上的分析表明，在制度机制既定的前提下，所有权安排的不同会对控股
股东获取控制权私人收益的行为产生重要影响，即产生不同的代理问题，而不
同的代理问题则会导致不同的股利分配行为。因此 ，我们可以预期 公司的所
有权安排与现金股利政策之间应存在一定的相关性。虽然现有的证据主要与结
果假说相一致一但由于这些证据都是来自所有权结构基本自发形成的国家，而
我国上市公司的所有权安排则主要由国家法规决定而非自发形成，特别是我国
资本市场的不完善和股权结构的割裂等诸多中国特色9，意味着结果假说与替
代假说在我国的适用性仍然是一个经验性命题10。为此，本文分别依据结果假
说和替代假说的预期，就我国上市公司的所有权安排与现金股利分配行为的之
间的关系提出两个相互竞争的假设 ：
H1A：在其他条件等同的情况下，所有权安排越不利于保护中小投资者的
利益 ，公司派发的现金股利越少 。
H1B：在其他条件等同的情况下，所有权安排越不利于保护中小投资者的
利益 ，公司派发的现金股利越多。
如果上述预期被证实，即现金股利是所有权安排的结果，那么，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
有关所有权安排对控股股东掏空行为的影响的详细论述请参见李增泉、孙铮和
王志伟 {2004)。
有关我国上市公司所有权结构的制度特征的详细论述请参见孙铮和李增泉
(2003)以及李增泉和杨春燕 (2003)。
⋯ 本文作者特别感谢匿名审稿人在该问题上的建议。
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56 李增泉 孙铮 任强
者，还是以留存收益的形式留在公司，对投资者的利益是不会产生突质性影响
的。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就会对投资者的利
益产生重要影响，因为留存收益很可能会被大股东所独占，而现金股利则不
会。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 ，公司分配现金股利的市场反应越强 。
三、研究设计
(一)研究样本
本文用到的控股股东持股比例为最终所有权比例 ，即，若某些股东之间存
在控制性关联关系，则将这些股东的持股比例予以合并，按合并后的持股比例
重新计算各股东的顺序。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，因此，本文选择在1997—2001年问所有A股上市公司作为研究
样本。在具体的检验中，剔除了IPO公司以及相关极端值观测 -。表1列示
了样本公司的上市时间从中可以看出，除了缺少核准制下的公司代表外 ，本文
所选择的 1054家公司已绎涵盖了1991年至2000年之间所有阶段的上市公
司 。
(二)数据来源
本文用到的市场交易数据来源于TEJ(台湾经济日报社)数据库 ；控股股
东的性质以及各股东之间的关联关系根据巨灵证券信息系统中各上市公司的年
报以及各类公告手工搜集，其他的数据直接取自巨灵证券信息系统。
(三)研究模型
1．假设一的检验方法
本文用以下模型检验第一个假设
RDIV=a+3 XCSHR+§2XLSHR+§3XGOV+§ XMUL+B，XROE
14
+ xCASH+fl7~SIZE+38 x LEV+fl9 xGROW+∑p x YEAR，(1)
J=l0
本文剔除了在进行回归时所有标准化残差大于2．5的观测，因此不同的回归模
型的观测值并不相同。
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所有权安排与现金股利政策——来自我国上市公司的经验证据 57
表1 样本公司的上市时间分布
其中 ，
RDIV为经行业1 2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(现金股利／净利润)、DIVE(现
金股利／净资产)和DIVS(现金股利／主营业务收入)；
CSHR和LSHR两个变量分别反映控股股东持股比例的利益协同效应和壕
沟防御效应1 3。其中，CSHR的取值原则是，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；
LSHR的取值原则为，当第一大股东的持股比例低于50％时等于第一大股东
本文的行业划分标准如下：首先根据中国证监会在2001年颁布的行业大类将
所有公司划分为13个行业 ，然后将制造业进一步分为9个小类，最终的行业
类型为21个。本文其他部分所指的行业也都是按照该标准划分的。
目前 ，学术界主要有两种方法来区分控股股东持股比例的两面性。一种是
Morck、Shleifer和Vishny(1 988)的分段回归法，即对不同区间内持股比例
的效应采用不同的变量来反映。其遵循的逻辑为，在较低的持股范围内壕沟防
御效应将占主导地位，而在较高的持股范围内则利益协同效应占主导地位，因
此，控股股东的两面性反映为不同持股区间的变量与因变量之间存在相反的相
关性。另一种方法是Claessens等 (2002)的投票权与现金流量权分离法 ，即
构造一个控股股东在公司的控制权和现金流量权的分离指数，用该指数来反映
壕沟防御效应。其遵循的逻辑为，两者的分离程度越大，壕沟防御效应越强，
而现金流量权越高，利益协同效应越强。由于缺少控股股东的终极控股比例，
本文无法运用Claessens等 (2002)的方法来衡量控股股东持股比例对其行为
的影响。为此 ，本文采用了Morck、shleifer和vishny(1 988)的分段回归
法，并设定了CSHR和LSHR两个变量分别反映控股股东持股比例的利益协同
效应和壕沟防御效应。
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5 8 李增泉 孙铮 任强
的持股比例，否则等于50％。根据所有权理论，在较低的持股范围内，控股
股东获取控制权私人收益的能力随其控股比例的提高而增强，但在较高的持股
范围内，控股股东获取控制权私人收益的动机则会随其持股比例的提高而减
弱。因此，根据结果假说，我们预测LSHR~符号为负 ，CSHR~符号为正、
而替代假说的预测则正好相反。
GOV是反映控股股东性质的变量。取值原则是，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。结果假说预测该变量的回归符号为正 ，替代假说则正好
相反。
MUL反映其他大股东的监督。取值原则为，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相应指标的中位数时，取值为1·否则等于
0。结果假说预测该变量的回归符号为正，替代假说则正好相反。
ROE(净利润／净资产)。CASH(货币资金、银行存款和短期投资三者
之和的常用对数值)、SIZE(总资产的常用对数值)、LEV(资产负债率)和
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)是五个控制变量。这是因为，根据Allen和Michaely(2003)
对有关股利政策的总结，盈利能力(ROE)、公司规模(SIZE)、负债比率(LEVI
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 、f
公司当年度的现金充足能力 (CASH)进行控制 。
夕夕7( 夕夕8、 夕 和YR2000)是为了控制异方差问题而设
置的年度哑变量。
2．假设二的检验方法
本文用以下模型检验假设二
CAR=a+卢l×DIV+卢2×WEAK+卢3×WEAK×DIV+卢4×AUD+卢5×EPS
l2
+卢6~DST+卢7×SIZE+卢8~GROW+∑卢 ×YEAR， (2)
i=9
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。根据B ow 和
Warner(1 980；1985)以及Boehmer、Musumeci和PouIsen(1991)，事件
研究中的非正常报酬率主要包括市场调整方。市场模型法和均值调整法三种计
算方法。各方法下CAR的计算公式分别为：
市场调整法 CAR(tI
,t)
1备N t(Rit-Rmt) (3)
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昕有权安排与现金股利政策——来自我国l 市公司的经验证据 59
市场模型法
均值调整法
CmR(rl
,t) 喜毫 一 +p× f)J
： 喜 Rit-Ri(t2,tl,)
(4)
(5)
以上各式中，(tl， )指事件研究期，{t2，tl )指事件研究期之前不受
事件影响的一个时期 (其中，tl'≤t1) ，又称为清洁期，R 指，时点i公司
的收益率 ，R
，
指 f时点的市场收益率 ‘Rm
． )指i公司在 {t2，t1')期间的
日平均收益率，Ⅳ指公司总家数， 和p通过回归以下模型求得：
R = +3xR ， (t2< <tl ) (6)
考虑到1996—1999年间我国证券市场巨大的股价波动趋势，我们认为用
均值调整法计算的日超额报酬率很难控制市场因素的影响，因此本文主要对市
场模型法和市场调整法计算的CAR进行检验。本文表6和表7中用到的CAR
均以深沪两市的A股指数收益率分别代表深市上市公司和沪市上市公司的市
场收益率，以现金股利政策预案公告前2天至公告前62天作为清洁期¨。其
中，以市场模型法计算的CAR标示为 C 只，以市场调整法计算的CAR标
示为 C 月 。
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)和
WEAK~5(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)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 )应为正 ；
AUD(当上市公司当年度的财务报告被注册会计师出具不带说明段的无保
留意见时，取值为0，否则为1)、EPS(每股收益与年报公布日前20天的
本文也对 (一5，5)、(一10，10)、(一1 5，1 5)和 (一20，20)等多个窗
口的超额报酬进行了检验。发现窗口越长，所有权结构对股利分配率的影响越
弱，本文认为这很可能是由于窗口越长，受其他时间的干扰越大的原因。但
是，总体上的结果与表6和表7并没有实质性差异。限于篇幅 ，这些结果没有
列出。若有需要，可向作者索取。
需要说明的是，由于现有的研究通常发现各种公司治理机制是相互替代的关
系，本文在定义 WEAK时，也假定了所有权安排的三个特征是相互替代的，
即只要所有权安排的一个方面可以对控股股东获取控制权私人收益的动机或能
力有限制，本文就认为具备这种昕有权特征的公司可在一定程度上限制控股股
东的利益侵占行为。当然，本文也意识到这种定义并非能够非常准确地描述所
有权安排的具体影响，但从比较不同所有权安排的差异的角度来看，这种定义
方式应是有效地。本文作者非常感谢匿名审稿人对该问题的建i义。
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60 李增泉 孙铮 任强
每股收盘价的比值)、DST(当上市公司送红股时取值为1，否则 0 l、SIZE
(总资产的常用对数值)和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)是五个控制变量。根据国内已有
的文献 (李增泉，1 99 9：赵宇龙 ，1 99 8；魏刚 ，1 9 9 8；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。
(四)主要数据描述
1．现金股利分配率
表2列示了我国上市公司l992—2001年的现金股利分配特征。从中可以
看出-1 0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持征
(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
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
图 1 我国上市公司的红利政策特征
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昕仃权安排与现金股利政策——来自我旧上市公一]的经验证据
表2 我国上市公司的现金股利政策特征 (1 992—200 1)
6
公 ]家数
盈刊公司
的家数
分配公司
的家数
分配公司
昕占比 l
舒配公司
l 2
l o
7
58 33
7o oo
昕占比重2
啦刊分配率 1 l 2 o5
(均值)
收刊分配率 l 3 88
I中值)
q2利分配率2 l 2 05
(均值)
}】2利分配率 2 3 88
(中值)
收刊分配率 3 20．08
(均值)
啦利分配率 3 1 o 28
(中值)
52
5o
77
74
287
268
3l1
28O
5l 3
46o
7l9
634
824
743
922
826
l o54
904
34 l 21 l 54 l 07 1 40 1 94 236 536 599
65 38 68．36 53 66 34 41 27．29 26 98 28．64 58 1 3 56 83
68 oo 69 54 57 46 38 21 30 43 30．60 31．76 64 89 66 26
l9．61 39 75 35 1 8 3o 04 l6．o5 1 8．8o 1 7．08 31 28 27 24
l 2．06 40．86 33 l4 l 2 36 o oo 21 04 l 8 93
9 6l 39．75 35 38 30 89 l 8．32 2l 33 l 8 87 34 92 32 44
2．06 40 86 33 5 5 l4 75 o．00 26 24 28 26
29．1 2 52 56 5l 97 57 56 58 70 69．69 58．83 53 75 47 96
21．69 53．1 5 49 76 56 06 58 38 56．3o 48 o5 42 26 42 98
公一j家数
。次
1次
2次
3次
4次
5：父
6次
’次
8次
9次
1 o次
l 2
7 69
23．08
1 5．38
l 5 38
7 69
1 5 38
o oo
o oo
o．oo
o oo
7 69
39 1 25 1 l o 24 202 206 1 o5 98 l 32
1 2．82 8 oo 2o oo 25 oo 28．o8 13 66 1 5．24 1 4 29 1 2 41
20．51 l 5 20 l6 36 1 6．67 23．1 5 22．93 28．57 22 4 5 87 59
1 o．26 1 7．60 1 6 36 33 33 20．20 26．34 2 5
．71 63 z7
17．95 l7 60 8 1 8 8 33 17．73 25．85 30 48
1 o 26 1 1 20 l 5 45 1 2 5o 5．42 l1．22
7．69 11．20 lO．oo O oo 5 42
5．1 3 4．oo 9 09 4．17
o oo 9．60 4．55
1 o．26 5 60
5．1 3
注‘分配公司所占比重1为分配公司占、 j年所有七市公司 {IPO公司除外)的比重：分配公司昕占比
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、 j年度昕
有L市公司 (iPO公司除外)；计算股利分配率2的样本 当年度所有盈利公司 (iPO公司除外)：计
算收利分配率3的样本为、 年度所有分配公司。
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62 李增泉 孙铮 任强
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。
2．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 l其中，各殴
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45．50％ (45．19％)、6．84％ (3．97％)、2．86％ (1．70％)。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
表3 我国上市公司的所有权结构特征 (1 997—2001)
注：括号中的数字为中位数。
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昕有权安排与现金股利政策——来自我国上市公司的经验证据
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 1 997年的29．63％ (2 1．64％+7．99％)下降到了200 1年的1 3．44％
(8．52％+4．92％)，而生产经营性单位控股的公司所占的比重则从 1 997年的
69．2％ (53．41％+1 5．79％)提高到了2001年的84．96％ (65．75％+1 9．21％)。
四、实证分析
(一)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。从中可以看出，无论以哪个指
标进行回归，公司的盈利能力 (ROE)、现金充足率 (CA )、公司规模
(SIZE)、资产负债率 (LEV)都对公司的股利分配率有显著的影响。其中
ROE(当因变量为DIVI、DIVE和DIVS时的回归系数分别为0．046、0．039
和0．029 显著性水平分别为1 0％、1％和5％)、CASH(当因变量为DIVI、
DIVE和DIVS时的回归系数分别为O．353、0．O35和0．046，显著性水平均
为 1％)、SIZE(当因变量为DIVI、DIVE和 DIVS时的回归系数分别为
0．065、0．005和0．005，显著性水平均为1％)与公司的股利分配率正相关
而LEV(当因变量为DIVI、DIVE和 DIVS时的回归系数分别为一0．168、
一 0．007和一O．042，显著性水平分别为1％ 、1O％和 1％)则与公司的股利分
配率负相关。即，公司的盈利能力越强。现金充足率越高和公司规模越大 公
司的越倾向于派发更多的现金现金股利；公司的负债比率越高，公司越倾向于
派发更少的现金股利。另外，公司的成长性(GROW)虽然与股利分配率之间
存在负相关关系 (当因变量为DIVI、DIVE和DIVS时的回归系数分别为一
0．006、一0．O01和一0．004)，但除DIVS外，在其他的回归方程中都不显著。
这说明，虽然成长性也会影响公司的股利分配率，但这种影响并不显著。
最为重要的是 ，表6的结果表明 ，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 ( )的影响最为显著，对三个现金殴利分配率
指标的影响均通过了5％以上的显著性检验1 6。第一大股东的性质 (GOVI除
对DIVS的影响没有通过10％的显著性检验外，对其他两个指标 (即DIVI和
DIVE)的影响都至少在10％的水平上显著。第一大股东持股比例的壕沟防御
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。
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64
表4 所有权安排与现金股利分配率的关系分析
李增泉 、铮 任强
括号中的数字为经white(I980)方差修正后的t统计量。 、⋯ ⋯ 分别表示显著性水平为10％ 、5％和
1％ (双尾榆验)。
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。
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昕有权安排与现金股利政策——来自我围上市公司的经验证据 65
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％)，其持股比例埘股利分配率没有显著影响‘但当第一
大股东处于绝灯控股地位时 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。该结论与结果假说相一致。
(二)现金股利的信号效应与所有权安排的相关性分析结果
1．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
昕有权安排的差异时，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0．00％(一0．16％)
和一0．14％ (一0．29％)，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
(1 E =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0．16％和0．30％)，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一0．1 5％和一0．31％)，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
0．1 7％和0．84％)，不分配公司的市场反应显著为负 (均值和中位数分别为
一 0．43％和一0．56％)，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 。
2．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，公司盈余 (EPS)和股票股利 (DST)具有显著为正的信息含量。
其中，当股利分配的变量分别取DIVI、DIVE和DIVS时， 对市场调整
后的超额报酬 (SCAR)的影响系数分别为2．288、2．273和2
．295、显著性
水平均为1％ ，对市场和风险同时调整后的超额报酬 (MCAR)的影响系数分
别为1_861、1-835和1．868，显著性水平均为1％；DST对市场调整后的超
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66
表5 所有权安排与现金股利信号效应关系的单变量分析
李增泉 孙铮 任强
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。 、一 ⋯ 分别表示显著性水
平为 1 O％ 、5％ 和 1％ (双尾检验)。
额报酬 (SMAR)的影响系数分别为1．707、1．738和1
．701，显著性水平均
为l％ ，对市场和风险同时调整后的超额报酬 (MCAR)的影响系数分别为1
．
516、1．51 5和1．520，显著性水平均为1％。该结论与其他相关研究的发现
完全一致。
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昕有权安排与现金股利政策——来自我国上市公司的经验证据 67
表6 所有权安排与现金股利信号效应关系的多变量分析。
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(1 980)方差修正后的t统计量。 、⋯ ⋯ 分别表示显著性水
平为1O％ 、5％ 和 1％ (双尾检验)。
现金股利的信号效应则以公司所有权安排的不同而有很大的差异 ：只有当
所有权安排不利于保护投资者的权益时，公司分配现金股利的公告才会引起显
著为正的市场反应，否则市场并不会对公司的股利分配公告给予特别的关注。
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D， h／J、于行业中位
数的公司大0．49％ (t值为2．352)，DIVE小行业中位数的公司的超额报酬虽
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68 李增泉 孙铮 任
然则 负值 (一0．066)，不过并著性 ；第5列的结果则表明 当昕有权安排不
利于保护投资者权益时、DIVE大于行业中位数的公司以市场模型法计算的超
额报酬要比DIVE小于行业巾位数的公司大0．471(t值为2．234)、DIVE小
行业中位教的公司的超额报酬虽然为正(O．012)，但与0并没有显著性差异。
其他各列的结果也表明，无论超额报酬 (CAR)和股利分配率 (DIVI以何种
指标米衡量·昕有权安排对现金骰利信号效应的显著影响始终存在。
表5和表6的结果表明，昕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-当公司的昕有权安排有利于保护投资者的仪
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仔盈利的形
留在公司对投资者的财富价值并没有 质性影响，因为留存盈利叮以在将来分
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1人J部人昕侵占。
(三)敏感性分析
如前昕述 ，我国上市公司的股利政策表现出明显的阶段性特征。特别是在
2000年，由于中国汪监会相关制度的出台，使得分配公司的比重明显提高、
但分配公司的股利分配比率却有显著的降低。为此，本部分将对以上两个阶段
分别进行分析，以考察上述结论是否会受到上述特征的影响。
表7列示了所有权安排对股利分配率的影响的敏感性分析的结果。从中
可以看出·在2000年前后的两个时间段内，除GOV在2000年以后变的不
再显著外，其他所有权安排的标示变量对股利分配率的影响并没有显著性的差
异。例如，CSHR在2000年前对DIVI、DIVE和DIVS的影响系数分别、／、]
0．22、0．03和0．02，在2000年后对DIVI、DIVE和DIVS的影响系数分
别为0．31、0．05和0．05，影响程度略有增大 ，但除对DIVS的影响在2000
年前后有实质性差异外 ，其他变量的影响系数均在 1％的水平上显著 ；MUL
在2000年前对 DIVI、DIVE和DIVS的影响系数分别为0．02、0．00和
0．00，在2000年后对DIVI、DIVE和 DIVS的影响系数分别为0．03、
0．00和0．o0，不但影响程度没有太大变化，显著性水平也没有实质性差异(
论2000年前还是后，只有对DIVI的影响在1O％以上的水平上显著 ．对其他
两个股利分配变量的影响都没有通过10％的显著性检验)。表14的结果还表
明，除所有权安排之外的其他一些变量 (例如，CASH 、SIZE和LEV)在
2O00前后对股利分配率的影响也没有表现出显著性差异 ；唯一例外的是 、
GROW(即公司的成长性)在2000年之后与公司的股利分配率显著负相关 ．
但在2000年之前对公司股利分配率的影响则并不显著 ，说明公司对股利分配
的决策在2000年之后更加趋于理性 。
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昕仃卡又安排与现金股利政策——来自我目j 市公司的经验证据
表7 敏感性分析：所有权安排与股利分配率的关系分析
69
第1列和第4列的因变量为经行业调整后的DIVI：第2列和第5列的因变量为经行业调整后的DIvE
．
第3列和第6列的因变量为经行业调整后的DIVS．括 中的数字为经、vhi ce(1 980)方差修IF 的c
统计量。 、 、⋯ 分别表示显著性水平为10％ 、5％和 1％ (双尾检验)。
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70 李增泉 孙铮 任强
表8列示了所有权安排对股利分配信号效应的影响的敏感性分析结果 一。
从中可以看出 ，在2000年前后的两个时间段内，标示所有权安排的特征变量
WEAK，对股利分配率的信号效应的影响并没有表现出显著的差异’即无论在
哪个时间段内，所有权安排不利于保护投资者的利益时，公司宣告分配现金股
利的公告总能引起显著为正的市场反应。例如 ，WD在2000之前 ’对DIVI、
DIVE和DIVS的影响系数分别为8．74、0．83和 8．99，显著性水平分别为
1 0％ 、5％和 10％ ，在2000年之后对DIVI、DIVE和DIVS的影响系数分
别为7．66、0．30和7．96，显著性水平分别为5％ 、超过10％和5％ 。当然 -
需要特别注意的是，在2000年之后，市场投资者对公司治理的水平作出了显
著不同于以前的反应 (2000年之间 WEAK的系数并不显著 ，而2000之后则
为显著的负值)。
五、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
利的市场反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，市场对是否分配现金股利的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。关于现金股利市场反应的检验结果
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，并采取有效手
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。
’
本表列示的所有结果均以MCAR为因变量。作者也以SCAR作为因变量重复
了该表的过程，结果发现与表 1 0并没有实质性差异，为此并没有列出该结
粟 。
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昕有权安排与现金股利政策——来自我国上市公司的经验证据 7 l
本表的因变量均为MCAR。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(1 980)方差修正后的c统计量一⋯ 、
⋯ 分别表示显著性水平为 1 0％ 、5％ 和 1％ (双尾检验}。
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中 国 会 计 与
C h i n a A c c o u n t i n g a
第6卷 第4期
研 究
R e v i e w
4．December 2004
OWNERSHIP STRUCTURE AND CASH DIVIDEND
PAYOUT POLICY：EVIDENCE FROM CHINESE LISTED
COMPANIES
Zengquan Li，Zheng Sun，Qiang Ren
ABSTRACT
Based on agency theory，this paper investigates the relationship between cash dividend policy
and corporate ownership structure．We find that companies with better investor protection
announced higher dividend payouts than did companies with weak investor protection．In
addition，the market reaction to cash dividend announcements is significant only in the sub—
samples with weak minority investor protection．
Key Words：Cash Dividend，Ownership Structure，Agency Theory
I．INTRODUCTION
This paper examines the relationship between a firm’s ownership structure，a proxy
for the degree of investor protection，and its dividend payout policy，which is called
the‘dividend puzzle’by Black(1 976)．In the Chinese stock market，firms’dividend
policy could be even more puzzling since both high·-payout and low·-payout policies
are possible ways for large shareholders to pursue their private benefits of control
This research was sponsored by the National Natural Science Fund fNo．A700720 l 8 and
No．70473055)and the interim result of the social science research project‘Study of Ac—
counting and Financial Control System’supposed by the Ministry of Education．It is also
the interim result of‘The Crucial Subiect of Shanghai’with the title of‘The Corporate
Governance Rate in China：Theory and Evidence’．This paper benefited a lot from the valu—
able comments and advice of the anonymous referees and editors of the China Accounting
and Finance Review．Here．we would like to express our gratitude to them al1．We are
nonetheless responsible for all the viewpoints and errors in this paper．
Zengquan Li．an associate professor at the Institute of Accounting& Finance．Shanghai
University of Finance and Economics；Zheng Sun．Professor．Shanghai University of Fi—
nance and Economics．Ren Qiang，PhD，the security limited company of Zhong Guan Cun：
No．777，Guoding Road，Shanghai f200433)．
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OWNERSHIP STRUCTURE AND CASH DIVIDEND PAYOUT POLICY 77
right．The following question is naturally generated：How do large shareholders
determine the listed company’s payout policy?
Since the Miller-Modigliani dividend irrelevance proposition，economists have
proposed a number of explanations for the dividend puzzle，among which the slg—
nailing theory and the agency theory are especially popular(Allen and Michaely，
2003)．Based on the asymmetric distribution of firms’information between the
managers and investors，the signalling theory proposes that the managers can signal
future profitability by paying dividends(Bhattacharya，1979；John and Williams，
l985；Miller and Rock．1985；Ambarish et a1．，l987)．Empirically，this theory had
considerable initial success since some evidence indicates that firms initiating(or
raising)dividends experience share price increases，and that the reverse 1s true for
firms that eliminate for cut)dividends(Aharony and Swary,l 980；Asquit and Mullins，
l 983)．However．recent results challenged this theory by pointing out that current
dividend changes do not help predict firms’future earnings growth(DeAngelo et
以，．．1 996；Benartzi et a1．．1 997)．The agency theory，which has received very lim—
ited attention until recently(Easterbrook，l 984；Jensen．1 986)，asserts that dividend
policies address agency problems between corporate insiders and outside
shareholders．Particularly after the seminal work of La Porta et a1．(2000)，this idea
has been gradually accepted by some scholars．According to this theory unless
profits are paid out to shareholders．they may be diverted by the insiders for per—
sonal use or committed to unprofitable proiects that provide private benefits for the
insiders．In other words．the signalling theory considers the dividend poIicy as a
signalling which has no effect on firm value．In contrast，the agency theory affirms
that dividend policy influences a firm’s value by shaping the behaviour of insiders．
In this case．the former expects significant abnormal returns irrespective of the con—
flict between the insiders and outsiders．if dividend changes convey information on
future earnings to the market．while the latter expects positive abnormal returns for
the high or increased payout only if the insiders are enabled to pursue the private
benefits．
From a simple descriptive analysis，we find a vivid pattern of cash dividend dis—
tribution in Chinese market．That’s．regular and consistent dividend payout is a rare
practice in Chinese listed companies．According to the classic study of Linter f l 956)．
only when exhibited as a sustaining pattern could a dividend signalling be appreci—
ated by outsiders．Such an unstable pattern indicates that the signalling theory can’t
explain the cash dividend payout behaviour of Chinese listed companies．At the
same time，we take note of some distinctive institutions of the Chinese capital market．
First of all，due to some regulations，such as quota restrictions and the authorisation
system，only those state—owned enterprises(S0Es)given government approval can
go public．To protect the leading position of state ownership，all regulations require
that government control of listed companies be maintained． Some evidence indi一
Sun and Li(2003)and Li and Yang(2003)provide a detailed introduction to the reform
process of the SOEs．
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78 Li．Sun，Rell
cates that controlling shareholders in China exploit minority shareholders through
related．party transactions as well as other means(Li，Sun，and Wang，2004；Li，Yu，
and Wang，2004)．Whether the controlling party can gain private benefits hinges on
whether the company has enough free cash flow at its disposa1．Dividend is there—
fore an ideal device for limiting rent extraction by large shareholders．Based on this
reasoning，we prefer to apply the agency theory to explain the dividend policy of
Chinese listed companies in this paper．
There are several papers that study the dividend policy of Chinese listed compa—
nies from the perspective of the agency theory，but almost all the studies about the
reaction of cash dividend are based on the signalling theory，and the results are
mixed．For example．some studies did not find a significant abnormal return for the
initial and other cash dividend(Chen，Chen，and Ni，l998；Chen and Yao，2000)，
while other studies found significant abnormal negative return(Wei，l 998；Yu and
Cheng．200 1 1．Wle believe the different samples and research methods may be partly
responsible for such mixed results．If firms with different agency problems have
different dividend policies，the market should have different reactions to the same
dividend payout of different firms．
Usin g a sample of more than 3000 observations over the period 1 997-200 l in
China，we found a significant relationship between the cash dividend payout and
ownership structure．which is the proxy for the conflict between the controlling
shareholders and the minority shareholders．Additionally．we found significant
positive wealth effects only for those companies with substantial discretion for con．
trolling shareholders．A matter worth noting is that in this paper,we define the own
ership structure as being based on ultimate contro1．Although some papers have
investigated the dividend policy of Chinese listed companies from the perspective
of the agency theory．the results may be confused due to the proxy for the owner
ship structure；that is，they classified shareholders in terms of state share．1egal per
sonal share，and so on．According to Liu et a1．(2003)．this classification is in the
interests of administration。but is not appropriate for studying the incentives of
sharehOlders．
The paper is structured as follows．The next section summarises some of the
theoretica1 arguments and develops the hypotheses．Section 3 details our sample
and methodology．Section 4 presents our empirical findings．The last section
conc】udes．
1l-THEORETICAL ISSUES AND HYPOTHESES
1．Agency Problems and Cash Dividend
conflicts of lnterest between corporate lnsiders such as managers and controlling
shareholders on the one hand，and outside investors such as minority shareholders
on the other，are central to the analysis of the modem corporation(Berle and Means
．
1 932；Jensen and Meckling，1 978)．Much of the literature on the role and function—
lng of the modern firm is based on the assumption of widely dispersed ownership
．
which originally derived from Berle and Means f1932)．The major conflicts in these
维普资讯
OWNERSHIP STRUCTURE AND CASH DIVIDEND PAYOUT POLICY 79
companies(which mainly reside in the United States and the United Kingdom)
appear to be between powerful managers and small shareholders．A more recent
1ine of the literature shows，however。that heavily concentrated ownership exists
even in very large American corporations，and a higher level of ownership concen—
tration is also frequently reported in other developed and developing countries(La
Porta et a1．．1 999；Claessens et a1．，2000；Faccio and Lang，2002)．The major con—
flict in these companies has derived from the exploration of controlling sharehold—
ers(Shleifer and Vishny，l 997)．Denis and McConnell(2003)summarise several
ways in which controlling shareholders can extract value from the firm．The most
important one is tunnelling，defined by Johnson et a1．(2000)as transfers of assets
and profits out of firms．There are numerous ways in which tunnelling may occur．
Most simply，the controlling parties can divert corporate assets to themselves，through
outright theft．dilution of outside investors by new issues to the insiders．excessive
salaries，and self-dealings．Alternatively。controlling shareholders can use corpo—
rate assets to pursue investment strategies that yield personal benefits of control，
such as growth or diversification，without benefiting outside investors．
The above analysis indicates that．in a world of serious agency problems between
controlling and minority shareholders．dividends can play a useful role through re—
duction of the resources that controlling shareholders can divert．Dividends are bet—
ter than retained earnings in the sense that the latter might never be materialised as
future dividends．In addition，some papers emphasise the monitor role of cash divi—
dend because the payment of dividends exposes companies to the possible need to
come to the capital markets in the future to raise external funds．and hence gives
outside investors an opportunity to exercise some control over the insiders at that
time(Easterbrook，1 984)．It is important to note that firm value is sensitive to cash
dividend if the controlling shareholder is capable of using corporate earnings to
benefit itself,which is given support by Lang and Litzenberger(1 989)．They found
that the average returns associated with large dividend changes are more economi—
cally significant for firms with a Tobin’s Q less than unity than for other firms．
Although some theoretical agency models can capture difierent aspects of this
problem(Fluck，l 998；Fluck，l 999；Gomes，2000；Zwiebel。l 996)，they are not
very satisfactory in modelling dividends．Theoretically，the relationship between
the agency problems and cash dividends is double-edged
． On the one hand．divi—
dends are paid because minority shareholders pressure corporate insiders to dis．
gorge cash when agency problems are not serious；on the other hand
， when this
conflict 1s expected to be severe，controlling shareholders with plans to issue equity
in the future tend to pay dividends to establish a reputation for decent treatment of
minority shareholders．La Porta et a1．(2000)call the two hypotheses the‘outcome
model’and the‘substitute model’respectively
． Defining the agency problems as the
legal system，they distinguish two alternative agency models for dividends
． Based
on a sample of firms from 33 countries，they found consistent support f0r the out—
come agency model of dividends；for example，firms operating in countries with
better protection of minority shareholders pay higher dividends
．Defining the agency
problems as ownership structure，Faccio et a1
． (200 1)and Gugler and Yurtoglu(2003)
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80 Li．Sun．Ren
lend support to the outcome model；for example，firms with more severe agency
problems pay lower dividends．
2．Ownership Structure and Agency Problems
Measuring agency costs is the key to testing the agency model of dividends．Jensen
and Meckling(1 976)define agency costs theoretically as the sum of：1)the moni—
toring expenditures by the principal；2)the bonding expenditures by the agency；
and 3 the residuaJ JOSS．It iS almost impossible to measure these costs in practice，
however．As an alternative approach，some literature uses the protection of outsid—
ers as the proxy for agency costs；for example，the agency costs are smaller when
the quality of smallinvestors’protection is high．and vice versa．Dyck(200 1)as—
serts that the governance institutions and governance policies affect beliefs about
whether promises by controlling shareholders will be fulfilled and influence ex．
pected future returns．Institutions are determined by the Government and are taken
as exogenous by investors，and policies are under the control of at least some
investors．Coase(1 937，1 960)，Alchian(1 965)，Demsetz(1 964)，Cheung(1 970，
1983)，North(1981，1990)．and the subsequent literature on property rights have
long stressed the interaction between property rights and institutional arrangements
shaping economic behaviours．In economies where the state does not effectively
enforce property rights．the enforcement by individuaJ owners plays a relatively
more important role(Lins．2003)．Ownership structure can affect the enforcement
of firms’contracts because it influences owners’abilities and incentives to enforce
the property rights delineated by the contracts(La Porta el a1．，2002)．Therefore，
given the same quality of investor protection from the state’s legal system．owner—
ship structure can exert a major influence on its dividend policy．
The impact of ownership structure on the controlling shareholder stems from the
conflict between the private benefits and the common benefits of control rights；for
example，the controlling shareholders’activities maximising their own private ben—
efits have a side effect on firm value，and then reduce the common benefits of con．
trol rights(Henrick and Nillsson，2003)．The existing literature summarises three
characteristics of ownership structure that affect the behaviour of controlling
shareholders：ownership of controlling shareholder，ownership of other large
shareholders．and control structure．
Control rights have two possible impacts on decisions made by controlling
shareholders：the entmnchment effect and the alignment effect(Jensen and Meckling．
1 976)．The entrenchment problem created by the controlling owners is similar to
the managerial entrenchment problem discussed by Morck el a1．(1988)．Larger
controlling ownership may entrench more because controlling shareholders are more
capable of pursing private benefits at the expense of outside investors
． Once the
controlling shareholder obtains effective control of the firm
． any increase in voting
rights does not further entrench the control ling shareholder
． Higher c ash flow
ownership，however，means that it will cost the controlling shareholder more to
divert the firm’s cash flows for private gain
． Thus，increasing a controlling
shareholder’s cash flow rights improves the alignment of interests between the
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0WNERSHIP STRUCTURE AND CASH DIVIDEND PAYOUT POLICY
controlling owner and the minority shareholders，and reduces the effects of
entrenchment．
The governance role of multiple large shareholders has been addressed in several
papers．For example．theoretical model s on the interaction among block holders，
presented in Gomes and Novaes(200 1)，Bennedsen and w0lfenzon(2000)，and
Bloch and Hege(2001)，propose that whatever the relationship among large share—
holders is．the ownership structure with multiple large shareholders increases the
controlling shareholders’cost to pursue their own goals which differ substantially
from firm value maximisation．The empirical evidence on the effect of multiple
large shareholders is consistent with the theoretical prediction and indicates that a
more equal distribution of the votes among large block holders has a positive effect
on firm value(Maury and Pajuste，2004)．It appears，therefore，that other sharehold—
ers exert a considerable monitoring function on the largest shareholder．
Some papers propose that，relative to independent firms，group structures are
more strongly associated with internal factor markets including financial markets．
Especially．when extemal financing is scare and uncertain．groups can allocate capital
more effectively within the firms than outside markets．Several other papers sug—
gest that agency issues centring on conflicts between controlling and minority share—
holders are more severe for group amliation．however．For example．Bertrand et a1．
(2002)，Bae et a1．(2002)，Li et a1．(2004)，and Jian and Wong(2004)find that groups
are used by the controlling shareholder to tunnel resources away from minority
shareholders through related—party transactions．
3．Hypotheses Development
The above analysis means that the ownership structure of a firm plays an important
role in the incentive of the controlling owner,and then the firm’s dividend policy．
Although the existing evidence supports the outcome agency model of dividend．
we still develop our hypotheses based on both agency models．We argue that the
supporting evidence mostly comes from countries where firms’ownership struc—
tures are endogenously determined；however．in China listed companies’owner—
ship structures are explicitly regulated by certain codes．In particular
，the underde—
velopment of capital markets and the segmented ownership structure in China show
that the hypothesis of which modelis more reasonable needs to be empirically tested
．
Therefore，based on both models，we put forward two competing hypotheses on the
relationship between firm s’ownership structure and dividend payment：
Hla：Ceteris paribus，firms for which the large-small shareholder conflict is a
priori more likely to be severe pay lower cash dividend．
Hlb：Ceteris paribus，firms for which the large-small shareholder conflict is
a priori more likely to be severe pay higher cash dividend．
If a firm ’s dividend payment is sensitive to its ownership structure
，the informa—
tion content of the dividend announcement will be the same
． If the controlling share—
holder has no incentive or discretion to extract private benefits due to the effects of
ownership structure，the dividend policy of a firm should not matter
． But this is nOt
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82 Li．Sun．Ren
true when outside investors are not well protected by ownership structure，because
retained earnings might never be materialised as future dividends．Therefore，we
develop the following hypothesis on the information contents of dividend policy：
H2：Ceteris paribus，it is only firms for which ownership structure is beneficial
to the controlling shareholder’S discretion that have abnormal returns in the
case of dividend policy．
I¨．RESEARCH DESIGN
1．Sample
We investigate the dividend policies of 1,054 A—share companies during the period
1 997 to 200 1．The measure for ownership structure is based on the relationship
among the shareholders，which are listed in the companies’annual reports．Table 1
presents the distribution of these companies’IPO year．
2．Databases
Stock return data and accounting information data used in this paper are from the
TEJ Database and the Genius Database respectively．The data on ownership struc—
ture have been gathered from the companies’annual reports based on the Genius
Database．
3．Models
Test of the first hypothesis
To test hypothesis 1，we regress the following model
RDIV=a+卢l×CSHR+ ×LSHR+ ×GOV+ ×MUL
+居×ROE+ ×CASH+ ×SIZE+ ×LEV
14
+岛×GROW+∑ ×YEARI (1)
i=l0
where RDIV iS the industry—aajusted Ratio of cash dividend payout We compute
several measures of dividend payout ratio．called DIW．D1VE，and DIVS．The nu—
merator in these three ratios iS the tota1 cash dividend paid to shareholders．The
denominators are income，equity，and sales respectively．
We follow Morck et a1．(1 988)in disentangling the incentive and entrenchment
effects of the large shareholder and estimate a piecewise linear regression using the
The observations whose standard residual error iS more than 2．5 are deleted in the final
sample．
This paper groups listed companies under 1 1 categories(excluding the financial industry)in
light of the‘Guidelines for Industry Classification of Listed Companies’promulgated by
the China Securities Regulatory Commission on 4 April 2001．On this basis．it further di—
vides the manufacturing industry into nine sub—categories．Therefore
，listed companies are
actually grouped under 20 categories in this paper．
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OWNERSHIP STRUCTURE AND CASH DIVIDEND PAYOUT POLICY
Table 1 The Distribution of IP0 Year
83
two variables of CSHR and LSHR．cSHR S set equal to the largest shareholder S
ownership minus 0．5 if it exceeds 0．5．and 0 otherwise． 尺iS set equal to the
largest shareholder’S ownership if it does not exceed 0．5．and 0．5 otherwise．
GDV iS a dummy variable that iS equal to l when the largest shareholder iS the
government agency，such as the State Assets Management Bureau(SAMB)．the
Ministry of Finance．or Local State Assets Operating Companies；and 0 otherwise．
M iS binary．It takes a value of l in the following situation：the sum of the top
five large shareholders shares’square iS above the median；and 0 otherwise．
According to Allen and Michaely(2003)．four variables are controlled in equa—
tion(1)：R0E(net income divided by net assets)，S／ZE(the naturallogarithm of
total assets)．LEV(total liability divided by total assets)．and GROW(equal to l if
the sales growth in the two years iS above the median．and 0 otherwise)．In addition．
we include C H(the natural logarithm of the sum of cash and cash equivalent)in
the equation to control the effects of earnings management．Four—year dummy vari—
ables are also included in the equation．
Test of the second hypothesis
To test the second hypothesis，we estimate the following equation
CAR：a+pl×DIV+ ×WEAK+ ×WEAKxDIV+ ×AUD
l2
+ ×EPS+ ×DST+ ×SIZE+ ×GROW+∑ ×YEAR， (2)
i--9
where CAR is the average two—day cumulative abnormal return from day一1 to 0
，
where day 0 is the announcement day of the dividend policy
． According to Brown
and Warner(1980，1985)and Boehmer，Musumeci，and Poulsen(1991)，CAR in an
。The results of this study are not sensitive to the widows such as(-5，5)，(一1 0，1 0)，(一1 5
，1 5)
and(一20，20)．To save space，we don’t show these results in the paper．
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84 Li．Sun．Ren
event study includes three major calculations：the market adjustment method，the
market model method，and the mean adjustment method．Their respective equa—
tions are as follows：
Market Adjusted Method： CAR
Market Model Method： CAR
Mean Adjusted Method： CAR
=
N t
，一 十卢× 『)1
：
N t
， 一 ‰。川
In the above equations，(tl，f)refers to the event study period；(t2，tl )refers to a
period before the event study period that is not affected by the event(in which，t l
t 1)，or a clean period；R ，refers to the returns of company 1 at t point in time；R
refers to the market returns at f point in time；Rm， 、refers to the average daily
returns of company i during(t2，t 1 N refers to the total number of listed companies：
and and 8 are obtained through the regression of the following model：
尺， ： 十 ×尺 ，(t2<f<tl ) (6)
The index returns of A—shares on the Shenzhen and Shanghai stock markets are
used to represent the market returns，and the period between 2 days and 62 days
before the announcement of control transfer is taken as the clean period．Because
the CAR calculated by the mean adjustment method may be affected by the huge
fluctuation of the capital market during the sample period in China，the calculation
of CAR used in this study is based on the market aajusted method and the market
method，which are named SCA and MCAR R respectively．
Dn，is equal to 1 if the industry—adjusted ratio of cash dividend is positive，and 0
otherwise．WEAK is binary．and takes a value of l in the following situation：the
largest shareholder’s ownership is lower than 50 per cent，and M L and GR0UP
are both equal to 0：and 0 otherwise．
Because the effects of some information on the stock price have been documented
in some studies(Li，1999；Zhao，1998；Wlei，1998；Yu and Cheng，2001)，we include
these variables in equation(21．A UD is a dummy variable for audit opinion that
takes a value of 0 if the audit opinion is unqualified without an explanatory paragraph，
and 1 otherwise．DST is a dummy variable for stock dividend that takes a value of l
if the firm pays stock dividend．and 0 otherwise．EPS is earnings per share．The
definitions of S，ZE and GROW are the same as those in Equation f 1)．
4．Descriptive statistics
The dividend payout ratio
Table 2 presents the proportion of cash dividend payers and their average payout
ratio．Based on these two characters of cash dividend，we can classify the whole
R
—
R
／JL ∑
∑
一Ⅳ
=
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OWNERSHIP STRUCTURE AND CASH DIVIDEND PAYOUT POLICY
三
一
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_-
三
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86
Figure 1 The Patterns of Chinese Listed Companies’Cash Dividend Payout
Li．Sun．Ran
period into three stages：during 1 992—1 995 and 2000—200 1，when there were many
firms paying cash dividend with low payout；and during 1 996—1 999
， when there
were a few firms paying cash dividend with high payout． Figures 1 and 2 show the
same picture as Table 2 does．
The ownership structure
Table 3 presents the summary statistics on ownership structure
． The results of Panel
A show that the average(median)holding percentage of the top three l arge share—
holders is 45．50 per cent(45．19 per cent)，6．84 per cent(3．97 per cent)．and 2．86 per
cent(1．70 per cent)respectively．Panel B shows that the proportion of government
agency—controlled companies has decreased from 29
．63 per cent in 1 997 to 1 3．44
per cent in 200 1，and at the same time，the proportion of group—affiliated companies
has increased from 69．2 per cent in 1 997 to 84
．96 per cent in 200 1．
I V_EMPIRICAL RESULTS
1．The Relationship between Payout Ratio and Ownership Structure
The results in Table 4 address the relationship between dividend payout rateS and
ownership structure．For each payout vailable，the dividend payout ratio iS system—
atically influenced by ROE(the positive coefficient is significant at the 1 0 per cent
．
1 per cent，and 5 per cent levels respectively)，CASH(the positive coefficient iS
significant at the 1 per cent leve1)，SIZE(the positive coefficient iS significant at the
1 per cent leve1)，and LEV(the negative coefficient is significant at the 1 per cent
． 10
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OWNERSHIP STRUCTURE AND CASH DIVIDEND PAYOUT POLICY 87
Table 3 The Ownership Structure of Chinese Listed Companies over the Period 1 997——200 1
per cent．and l per cent levels respectively)．The negative coefficient on GROW iS
significant only in the equation with DIVS as the dependent variable．
Consistent with the first hypothesis in this paper．the results in Table 4 indicate
that a firm’S dividend policy iS sensitive to its ownership structure．The positive and
significant coe佑cient on CSH尺iS consistent with the alignment effects of the con—
trolling shareholder．The monitoring function of other large shareholders iS also
underlined by the positive and significant coe币cient on MUL．The predictions with
regard to the influence of control structure on the dividend policy are fulfilled for
the significant positive coefficient on GOV．It iS unexpected that the coefficient on
LSH尺is not significant．We propose that a regulation of the IP0 process iS respon—
sible for this result．For example，to protect the leading position of state ownership。
all the regulations about enterprise reform and listing require that the controlling
These documents include‘Methods for Enterprises to Pilot with Shareholding System’f l992)．
‘Interim Provisions on the Management of State—Owned Assets in Enterprises Piloting with
Shareholding System’f l 992)．Opinions on the Implementation of State—Owned Equity
Management in Enterprises Piloting with Shareholding System’f l 994)．‘Interim Regula—
tions on the Management of State—Owned Equities in Shareholding Companies’f】994)．and
the‘Company Law’promulgated by the end of 1 993．
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88 Li．Sun．Ren
Table 4 The Regression for the Effects of Ownership Structure on the Ratio of Dividend
Payout
he n“mbe in parentheses arethet-value ofWhite(1980)． ，
，and indicate significance atthe 10 per cent．
)per cent，and 1 per cent levels respectively(tWO—tailed test)
posmon of a government or state—owned unit in listed companies should be main—
tained in the reform process． This means that the largest shareholder always has an
effect on control rights whether his or her holding exceeds 50 per cent or not
．
2．The Relationship between Dividend Information Content and
Ownership Structure
Univariate analysis
The results for the inform ation contents of dividend policy are presented in Table 5
．
From Panel A，we can see that the average MCAR is 0 per cent for the firms who
It includes absolute control and relative control
， and the latter is allowed on1v when a
ompa n
．
y' hare 。highly divided and it can be controlled by holding less th n 50 per
Cent ot 1ts shares．
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OWNERSHIP STRUCTURE AND CASH DIVIDEND PAYOUT POLICY 89
Table 5 Univariate Analysis for the Effects of Ownership Structure on the Information
Contents of Dividend Announcement
These numbers are the observations for DIV=0 and DIV：1 respectively． ． ．and indicate significance at
the 1 0 per cent，5 per cent，and 1 per cent levels respectively(two—tailed test)．
make higher payout and-0．24 per cent for the others．and there iS no significant
difierence between them．If we divide the sample based on ownership structure，we
find that there is still no significant difierence between the MCAR of firms who
make higher payouts and the others for the sub．sample where we expect the danger
of expropriation to be smaller．But the difference between the MCAR of firms who
make higher payouts and the others for the sub．sample where ownership structure
iS beneficial to the controlling shareholder’S discretion iS significant at the 5 per
cent or 1 0 per cent leve1．For example，in this sub．sample．the average MCAR iS
0．16 per cent for the higher payout firms and-0．15 per cent for the others，both of
which are significant．If we contro1 the growth of the firm further．we find a signifi．
cant difference in the MCAR of the dividend payment only for firms with slower
growth and a larger conflict between small and large shareholders， The results of
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90 L1．Sun．Ren
Table 6 The Regression for the Effects of Ownership Structure on the Information Contents
of Dividend Announcement
The definitions of DIV in Models 1 and 4，Models 2 and 5，and Models 3 and 6 are based on the industry medians
ofDIVI，DIVE，andDIVS respectively The numbersin parentheses arethet-value ofWhite(1980) ． ，and
indicate significance at the 1 0 per cent，5 per cent，and 1 per cent levels respectively(two—tailed test)．
SCAR，which are presented in Panel B，are almost the same as those presented in
PanelA．
Regressions
Table 6 presents the results of regressions based on equation f21．Consistent with
other studies，we find that the stock price iS sensitive to the announcement of EPS
and DS whether the system and firms’risk are adjusted or not．Additionally．in
both the MCAR model and the SCAR mode1．the significant positive coefficient on
the interaction of WEAK and DIV indicates that．abnormal returns are increasing
with payout ratios only in cases where investor protection iS strong．These results
for the effects of ownership structure on the information contents of dividend policy
support the second hypothesis of this study，
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OWNERSHIP STRUCTURE AND CASH DIVIDEND PAYOUT POLICY 9
Table 7 Sensitive Tests for the Effects of Ownership Structure on the Ratio of Dividend
The dependent variables in Models 1 and 4，Models 2 and 4，and Models 3 and 6 are DIVI，DIVE，and DIVS
respectively．The numbers in parentheses are the t-value ofWhite(1980)． ． ．and indicate significance
at the 1 0 per cent，5 per cent，and 1 per cent levels respectively(two-tailed test)．
Sensitive tests
Figure 1 shows a vivid periodical pattern of dividend payout over the sample period．
Therefore，one might want to know more about the periodical results．In this section，
we replicate the regression of equation(1)and equation(2)for the observations
both before and after 2000．The results are presented in Tables 7 and 8． In summary．
although the statistical significance varies across time periods．the results consis．
tently show that both the ratio of dividend payout and the information contents of
dividend announcements are sensitive to the ownership structure of a firm．
。 We replicate the regression with the SCAR as the dependent variable in Table 8，and don’t
find essentiality different results．
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92 Li．Sun，Rell
Tlable 8 Sensitive Tests for the Effects of Ownership Structure on the Information Contents
of Dividend Announcement
The dependent variable in all the models is MCAR．The definitions of DIV in Models 1 and 4，Models 2 and
5，and Models 3 and 6 are based on the industry medians of DIVI，DIVE，and DIVS respectively．The
numbers in parentheses are the t—value of White(1980) ， ，and indicate significance at the 10 per
cent，5 per cent，and 1 per cent levels respectively(two-tailed test)．
V．CONCLUSIONS
Dividends have always been a bit of a puzzle in the theory of the firm．There have
been a number of theories explaining dividends and the wealth effects of dividend
changes，most prominently the signalling and agency hypotheses．In this paper，we
propose a new explanation for the determinants of dividend payouts and the infor—
mation contents of dividend announcement，an explanation that takes into account
the agency cost of ownership structure．In firms characterised by high ownership
concentration，which iS common in most of the world．the conflict between the large
and controlling shareholder and the minority shareholders iS the main agency
problem．The payout of earnings reduces the funds at the discretion of the control—
ling shareholder and increases the value of smallinvestors
．
We hypothesised and found significant differences in the ratio of dividend payout
and the information contents of dividend announcement between firms where this
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OWNERSHIP STRUCTURE AND CASH DIVIDEND PAYOUT POLICY 93
conflict iS likely to be at work due to the 1OW quality of ownership structure to
investor protection．and firms where it iS not．For firms where ownership structures
are beneficia1 to the exploration of the controlling shareholder．the ratio of dividend
payout iS 1ower．and the market reacts more negatively to this 1ower ratio when
firms announce it．For the other firms．the ratio of dividend payout iS higher．and the
market does not react negatively even if these firms announce a 1ower dividend
payout．
Our results are consistent with those obtained by Faccio et a1．f2001 1 and Gugler
and Yurtoglu(2003)．who also found the ratios of dividend payout are sensitive tO a
firm’S ownership structure．Importantly，this paper expands the work of La Porta et
al。(2OOO)，which proposes that firms appear to pay out cash to investors because the
opportunities to stea1 or misinvest it are partly 1imited by 1aw．and because minority
shareholders have enough power to extract it．In this respect．they argue that the
quality of the legal protection of investors iS as important for dividend policies as it
is for other key COrporate decisions．Based on the 1iterature on property rights that
stresses the interaction of property rights and institutional arrangements shaping
economic behaviours，this paper documents that when investors are not wel1 pro—
tected by the 1aw。they can protect themselves through the ownership structure of
the firm．
References
Please see P。72一P．75
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