交叉上市 股权性质与
企业现金股利政策
基于倾向得分匹配法 (PSM)的分析
程子健 张俊瑞
(山东大学 (威海)商学院 264209 西安交通大学管理学院 710049)
【摘要】基于捆绑效应的视角，结合我国交叉上市公司发展前景优良但境外融资困难的特殊背景，本文分析了
交叉上市对企业现金股利政策的影响，并运用倾向得分匹配法 (PSM) 实证检验 了在不同市场交叉上市与企
业现金股利政策间的关系。结果表明：我国交叉上市公司分配的现金股利更少，表现为与非交叉上市公司相
比，A+B股与A+H股交叉上市公司的股利发放水平更低 ；而与其他 A+H股交叉上市公 司相比，A+H+N
股交叉上市公司亦倾向于发放更少的现金股利。进一步研究表明，国有股权性质能显著弱化交叉上市与现金
股利政策间的负向关系。本文的研究结论为进一步提升我 国上市公司的股利政策合理性提供 了理论与经验
依据 。
【关键词】交叉上市 股权性质 现金股利政策
一
、 引言
现金股利是上市公司回报投资者、缓解内部委托代理
问题的重要手段，也是企业向市场传递内部盈利信息的重
要信号。然而长期以来，由于投资者保护意识薄弱，我国
企业在股利政策的制定方面一直存在着种种问题：一方面，
“重融资，轻回报”的顽疾使得我国大量上市公司选择少
分红、甚至不分红的股利政策；另一方面，在股权分置改
革前，亦有相当数量企业的非流通股股东，通过 “异常高
派现”的方式掏空上市公司，侵害中小股东利益 (Chen et
a1．，2009；陈信元等，2003)。针对上市公司过低或畸高
的股利分配政策 ，中国证监会陆续出台多项规定，鼓励上
市公司发放一定 比例且相对稳定 的现金股利 ；与此 同时，
随着股权分置改革的实施与完成，非流通股股东以高现金
股利进行利益侵占的动机亦得到有效遏制。我国上市公司
的股利政策正逐渐从以往的乱象丛生走向正常健康的轨道。
然而时至今日，我国上市公司在股利政策的合理性方
面与发达国家资本市场的上市公司之间仍存在着明显差距。
由于严格的法律制度与完善的监管要求，来自发达资本市
场的企业更重视对投资者利益的保护，也通常会根据企业
自身财务状况制定更加合理的股利政策，分红规模比较适
中且更具稳定性 (La Porta et a1．，2000；朱云等，2004；
Adaoglu，2000)。那么，当我国上市公司奔赴境外市场交
叉上市时，其股利政策是否会由于资本市场环境的变化而
受到影响?交叉上市与企业现金股利政策之间的关系，又
是否会受到国有股权性质的调节?这是本文所关注的研究
问题。
已有研究中，Abdallah and Goergen(2008)从公司治
理角度分析了交叉上市对企业股利政策的影响，并发现在
交叉上市之后，企业的现金股利发放水平得到了显著提升。
然而其研究存在如下两点不足：1)只对 比了在交叉上市
前后企业股利政策的变化 ，研究时段的选择使得其无法检
验交叉上市对股利政策的长期影响；2)疏于分析各类 国
内因素对交叉上市与现金股利间关系所可能产生的影响，
导致其研究结论具有一定的局限性。
针对上述问题与不足 ，本文首先从捆绑效应的视角，
结合我国交叉上市公司独特的企业特征，分析了交叉上市
与企业现金股利之间的关系，并进一步讨论了股权性质对
两者间关系的调节作用；其次，针对我国2007至2011年
间 A股主板与中小板上市公司的财务数据 ，运用倾向得分
匹配法 (Propensity Score Matching，PSM)实证检验了交叉
本文得到国家自然科学基金项 目 (71172186、71472148)，中国博士后科学基金 (2015M570600)的资助。通讯作者：张俊瑞。
34
上市、股权性质与企业现金股利政策三者之间的关系，得
出了与以往不同的研究结论 ：1)与非交叉上市公司相 比。
我国不同类型的交叉上市公司均倾向于发放更少的现金股
利；2)交叉上市对企业现金股利政策的负向影响水平在
国有企业中得到了一定程度的弱化。
二、文献回顾与假设提出
(一)交叉上市对股利政策的影响分析
交叉上市是指企业在多个证券市场同时上市的情况。
我国交叉上市公司按照上市地点的不同可以大致分为三种
类型：1)A+B股交叉上市公司，即同时在 A股与 B股市
场发行股票的企业；2)A+H股交叉上市公司，即同时在
国内A股市场与香港证券交易所发行股票的企业；3)A+
H+N股交叉上市公 司，即实现大陆、香港 、美国三地上
市的公司。交叉上市能够为企业发展带来一系列好处 ，如：
打破市场分割，提升企业价值等 (Doidge et a1．，2004)。
而其中最受关注的一点就是交叉上市的捆绑效应对公司治
理水平的提升作用。
交叉上市的捆绑效应理论最早由Coffee(1999)提出，
认为由于交叉上市公司面临境外发达资本市场严格的法律
法规监管、苛刻的信息披露要求与详尽的投资者保护方面
的规定，公司治理水平将得到显著提升。国内外大量文献
关注于在不同资本市场交叉上市的问题，并为捆绑效应的
存在提供了支持证据 (如 Doidge et a1．，2004)。
随着交叉上市所带来的公司治理的提升，企业的股利
政策也将受到相应的影响。La Porta et a1．(2000)提出了
一 组互相对立的假设来解释公司治理与股利政策之间的关
系。其中结果效应假设认为，高股利发放率是公司治理水
平提升的结果 ，即公司治理水平与股利发放水平正相关；
而与之相反，替代效应假设则认为，作为企业缓解委托代
理问题的两种不同手段，公司治理机制与股利政策是可以
互相替代的，即公司治理水平与股利发放水平负相关。已
有文献中，两种假设均得到了一定程度的支持 (La Porta et
a1．，2000；John and Knyazeva，2006)，因此单纯从捆绑效
应的角度，尚难以判断交叉上市对股利政策的影响方向。
近年来越来越多的研究表明：结果效应或者替代效应
到底何者起主导作用，取决于企业的发展机会与融资状况。
如Chae et a1．(2009)的研究表明，当企业内部可供投资
的资金充足、同时不受融资约束困扰时，结果效应将发挥
主导作用；反之，当企业发展机会优良、但又受困于融资
约束时，替代效应将发挥主导作用。因此，为了进一步明
确交叉上市对现金股利政策的影响方向，我们需要对交叉
上市公司的发展机会与融资能力进行进一步分析。
首先，我国交叉上市公司通常拥有 良好的发展前景。
这一方面是因为交叉上市能提升企业在境外市场的知名度；
另一方面则是由于境外资本市场的有效性更强，企业管理
者能够从中获得更加准确的信息，从而有利于其对发展机
会的把握 (Foucault and Gehrig，2008)。我国交叉上市公司
(如中海油)在海内外市场连续并购，也从一个侧面佐证
了交叉上市为企业带来了更多元的投资机会。
其次，我们不能忽视我国企业在境外资本市场所面临
的融资困境。虽然大量研究表明，国外企业赴美交叉上市
能够有效降低其融资成本 (Reese and Weisbach，2002)，
但与上述研究证据相反，中国企业无论是在B股市场还是
香港市场的融资能力均不甚理想，这表现为 B股、H股对
于同一企业 A股存在的长期折价现象 (Tong and Yu，
2011；Wang and Li，20o4)。而大量中国企业在美国资本市
场频遭做空退市的事实 ，更进一步表明中国交叉上市公司
仍旧面临着一定程度的境外融资困境。
综合以上分析，我们认为：交叉上市的捆绑效应提升
了公司治理水平，而在交叉上市公司良好的发展机会与严
峻的境外融资困境下，替代效应将发挥主导作用，交叉上
市公司将选择更低的股利支付水平以降低企业对外部资本
市场的依赖程度，为其良好的发展机会募集资金；此外，
由于捆绑效应降低了交叉上市公司内部资金被管理层侵 占
的可能性，投资者也更有可能接受企业所采取的低现金股
利政策。图1对交叉上市影响企业现金股利政策的理论路
径进行了梳理。
捆绑效应
提高公司治理水平
交叉上市公司高发展性与海外融资困难的
企业特征决定了替代效应将发挥主导作用
图 1 交叉上市影响企业现金股利政策的理论路径
根据上述分析我们认为，我国交叉上市公司将更有可
能选择支付更少的现金股利。这首先表现为 A+B股与 A
+H股交叉上市公司的股利发放水平将比非交叉上市公司
更低。其次，A十H十N股交叉上市相当于在 A+H股交叉
上市的基础上赴美再次交叉上市，由于美国市场对公司治
理水平的提升作用更大，企业在广阔的北美市场进行投资
的机会更多、扩张的动机更强，因此与其他 A+H股交叉
上市公司相比，A+H+N股交叉上市公司留存资金的动机
更强，替代效应体现的更加显著，导致企业现金股利的发
放也将更少。据此我们提出本文的假设 H1及其三个子假
设 H1a—H1C：
H1：与非交叉上市公司相比，交叉上市公司发放 的现
金股利更少，具体表现为：
Hla：与非交叉上市公司相比，
发放的现金股利更少。
Hlb：与非交叉上市公司相比，
A+H股交叉上市公司
A+B股交叉上市公司
35
发放的现金股利更少。
Hlc：与其他 A+H股交叉上市公司相 比，A+H+N
股交叉上市公司发放的现金股利更少。
(二)股权性质的调节作用分析
Luez(2006)指出，有关交叉上市的研究往往重视强
调境外市场对交叉上市公司财务决策所产生的影响，而忽
略了企业所在国的各项因素所可能发挥的作用。而在诸多
国内因素中，企业股权性质的作用尤为突出。因此在分析
交叉上市对现金股利政策的影响时，本文也将考虑股权性
质的调节作用。根据以往的研究，我们认为上述调节作用
可通过如下两种截然相反的路径实现：
1．业绩假设
我国政府与国有企业之间具有天然的 “血缘”关系，
政府会对国有企业提供各项扶持政策，如：国有企业更容
易获取更大规模、更长期 限的银行贷款 等 (巴曙松等，
2005；张兆国等，201 1)。上述扶持政策不仅能够帮助交叉
上市公 司走 出境外融资 困境，更能显 著提升企业 业绩
(Faccio，2006)；而当融资约束得到进一步缓解、业绩得
到提升时，交叉上市对现金股利发放水平的负向影响将有
可能会被弱化。基于这一观点，我们提出假设 H2a：
I-I2a：根据业绩假设，国有股权性质能够弱化交叉上
市与企业现金股利发放水平之间的负向关系。
2．私利假设
由于捆绑效用的存在，交叉上市能够带来公司治理水
平的提升；然而国有企业的所有者缺位现象，加剧了其委
托代理问题，并有可能减弱交叉上市的捆绑效应对公司治
理水平的提升作用。此外，Hung et a1．(2012)发现 ，我
国不少企业远赴境外上市是出于政治方面的考虑，国企领
导可以通过实现企业境外上市的手段提高自己的知名度，
并带来政治升迁的机会。据此我们可以推断，这种政治寻
租动机将会进一步促使交叉上市公司的管理层在境外市场
进行大规模投资，上马大型项 目以争取进一步的政治升
迁。而投资所带来的资金占用将使得现金股利支付水平进
一 步降低。据此我们提出与假设 H2a对应的竞争性假
设 H2b：
H2b：根据私利假设，国有股权性质能够强化交叉上
市与企业现金股利发放水平之间的负向关系。
三、研究设计
(一)样本选择与数据来源
证监会在 1999年7月 14日颁布的 《关于企业申请境
外上市有关问题的通知》(下称 《通知》)中为申请境外上
市的企业设立了三大门槛：1)净资产不少于g亿元人民
币；2)过去一年税后利润不少于6000万元人民币；3)筹
资额不少于 5000万美元。这就是所谓的 “456标准”。
“456标准”决定了我国交叉上市公司的资产规模通常较
大、在上市之前的盈利能力与预期的融资能力通常较强，
而这在一定程度上造成了境外上市公司的样本选择问题。
有鉴于此，我们运用 Rosenbaum和 Rubin (1983)所提 出
的倾向得分匹配法 (Propensity Score Matching，简称 PSM)
对内生性问题进行控制。
首先，确立初始样本。在股权分置改革之前，大量企
业的非流通股股东通过发放高额现金股利的方式进行资金
转移，侵害流通股股东利益 (陈信元等，2003)；而股权
分置改革后，股利政策失去了其转移资金的功能，企业异
常高派现行为也逐渐消失，加之证监会对于企业股利政策
的重视与引导，企业股利政策的制订更加重视与企业其他
各项财务决策的配合，呈现更加理性的特点。考虑到股权
分置改革前后我国企业在股利发放动机上的系统性差异，
同时考虑到新会计准则的颁布与实施的情况，我们从 CS．
MAR数据库中选用 2007—2011年，即新会计准则颁布后
与股权分置改革大体完成后的主板与中小板上市公司数据。
之后剔除金融保险类公司以及有数据缺失的样本，最终确
定的研究初始样本量为8406公司年。
其次，进入PSM第一阶段回归。在PSM方法的第一阶
段回归中，本文结合 《通知》的相关政策要求，采用如下
Logit回归模型 (模型 1)计算倾向性得分进行配对。
Logit(CL)= o+ l Equity+a2Netincome
+ 3PE + 4TOP1+ 5FCFTA + 6LEV
+ a7Jndustryj+ ， (模型1)
模型中，Equity代表企业的净资产规模，Netincome代
表企业的净利润总额，PE衡量企业的市盈率，它不仅能够
反映企业的发展潜力 ，也能够在一定程度上反映企业的融
资能力。根据 “456标准”，企业的净资产规模、净利润水
平、融资能力将直接关系到企业是否有资格境外上市，因
此，我们认为上述三个指标将对企业的交叉上市决策产生
重大影响。除此之外 ，我们还控制了第一大股东持股 比例
(TOP1)和股权 自由现金流与总资产之比 (FCFTA)这两
个公司治理因素。通常而言，企业的股权集中度越高，大
股东对公司的掌控力越强 ，越不乐于通过境外上市的方式
稀释其对公司的控制权。而 自由现金流量水平越高，公司
对外部融资的需求越低，就越不倾向通过境外上市进行股
权融资。最后 ，我们控制了财务杠杆 (LEV)与行业因素
(Industry)。经 由PSM第一阶段 ，我们将交叉上市公司与
非交叉上市公司进行 了一一配对 ，样本量均为 599公 司
年。对交叉上市样本具体细分，可以发现，A+B股交叉
上市样本为 372公司年，A+H股交叉上市样本为 251公
司年①。而 A+H股交叉上市样本中，又有 53个样本为 A
+H+N股双重交叉上市公司。研究样本的构成情况如表
1所示 ：
① 晨鸣纸业 (000488)自2008年发行 H股后，成为了唯一一家 A+B+H股双重交叉上市公司。本文将晨鸣纸业同时认定为 A+
B股与 A+H股交叉上市公司。
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震俊
高亮
震俊
高亮
震俊
高亮
震俊
高亮
震俊
高亮
表 1 研究样本构成
(二)模型设计
本文建立了5组回归模型来对主要研究假设进行检验。
模型 2一模型6如下所示：
DY(DS) =Oo+0lCL+02SOE+03SG
DY(DS)
DY(DS)
DY(OS)
+8aFCFPs+05TOP1+06ROA
+07Sdiv+OsLEV+09SIZE+ (模型 2)
=00+01HK+02BS+03SOE
+04SG+05FCFPS+06TOP1
+07ROA+OsSdiv+09LEV
+01oSIZE+ (模型 3)
=0o+01Hpercent+OzBpercent
+0 soE+04SG+e FCFPs
+06TOP1+07ROA+OsSdiv
+09LEV+01oSIZE+ (模型4)
=00+0lUS+02SOE+03SG
+04FCFPS+05TOP1+06ROA
+07Sdiv+ 8 +09SIZE+ (模型5)
DY(DS) =00+01CL+02SOE+ CL*SOE
+04SG+OsFCFPS+06TOP1
+07ROA+OsSdiv+09LEV
+01oSIZE+ (模型6)
在 5组模型中，我们选用 2个不 同的指标来衡量企业
的现金股利政策。其中 DY为哑变量，反映企业是否发放
现金股利；DS为在0点的限值连续变量 ，反映企业的现金
股利发放水平，其计算方式为企业向全体股东发放的现金
股利总额与当年股东权益之 比。当因变量为哑变量 DY时，
本文选择 Logit模型进行 回归 ；而当因变量为限值变量 DS
时，则选择 Tobit模型进行分析。
主要解释变量为代表交叉上市不同类型的哑变量 ，
BS，IlK以及 ，具体含义为：若企业为交叉上市公 司，
则 CL=1，否则为0；若企业为A+H股交叉上市公司，则
HK=1，否则为 0；若企业为 A+B股交叉上市公司，则 BS
=1，否则为0；若企业为A+H+N股交叉上市公司，则
US=1，否则为0。此外还包含反映 B股和 H股股东持股比
例的连续变量 Hpercent和 Bpercent。调节变量为企业的股权
性质 SOE，如果企业为 国有企业 ，则 SOE=1，否则为 0。
主要控制变量包括：1)销售收入增长率 (SG)；2)每股
股权 自由现金流量 (FCFPS)；3)第一大股东持股 比例
( 1)。以往研究表明，企业发展机会越好 ，股利发放就
会越少；而 自由现金流量水平与股权集 中度高的企业，现
金股利发放水平也通常较高 (谢军，2006；党红，2008)。
4)总资产收益率 (ROA)；5)送股 比与转增 比 (Sdiv)。
之所以需要控制企业的送股与转增情况，是考虑作为回报
投资者的不同手段，送股和转增与企业的现金股利之间具
有一定的替代性 (程敏，2009)。6)财务杠杆 (LEV)与
规模 (SIZE)。通常认为，盈利能力越好，规模越大，财
务杠杆越低的企业 ，发放的现金股利也越多。为避免异常
值对回归 结果的影响，相关变量进行 了 1％ 的 winsorize
处理。
四、实证检验结果与分析
(一)描述性统计分析
表2的 Panel A汇报了主要变量的描述性统计结果。结
果显示，DY、DS的均值分别为 64．94％与0．0228，这表明
在过去五年间，样本中有超过一半的公司派发了现金股利，
且现金股利发放亦能维持在一定水平。利用配对样本，我
们对变量 DS进行了配对样本均值差异 T检验与中位数差
异 Wilcoxon秩和检验。表 2 Panel B中的结果表明：交叉上
市公司的现金股利政策显著低于非交叉上市公司，这与预
期结果一致。
表2 描述性统计分析
37
续表
(二)回归分析
表 3列示了不同交叉上市类型与现金股利政策的回归
结果。我们发现 Logit和 Tobit模型的结果趋于一致。首先，
两组模型中CL的系数分别为 一0．6825和一0．0065，且两
者均在1％水平下显著，表明交叉上市公司更倾向于少发
乃至不发股利；其次，区分交叉上市的两种不同类型，可
以发现变量 HK和 BS在两组回归模型中的系数均显著为
负，表明无论是 A+H还是A+B股交叉上市，均能显著地
降低企业发放股利的可能性及其现金股利支付水平；最后，
表 3
关注境外股东的持股比例 ，我们发现 Hpercent在两组模型
中的系数分别为 一1．7718(5％的水平下显著)与 一0．0259
(1％的水平下显著)，Bpercent的系数分别为 一1．4944
(1％的水平下显著)与 一0．0100，表明对交叉上市公司而
言，当H股与B股股东持股比例越高时，企业现金股利发
放水平就会越低。上述结果支持了本文的假设 H1a与 Hlb，
表明A+B股与 A+H股交叉上市公司的现金股利支付水
平均显著低于非交叉上市公司，且境外股东的持股比例越
高，交叉上市公司的现金股利支付水平就越低。
A+B与A+H股交叉上市对现金
股利政策的影响分析
Hpercent
Bpercent
soE
FCFPS
7 P1
oA
Logit模型 (因变量：DY)
一 0．6825⋯
(一3．9815)
0．0268
(O．1343)
一 0．2996”
(一2．3250)
一 0．O656¨
(一2．0296)
O．0139¨
(2．4547)
23．2077⋯
(9．6242)
一 0．6957⋯
(一2．6288)
一 0．6264
(一3．4749)
0．O204
(0．1021)
一 O．3oo0”
(一2．3319)
一 O．0647¨
(一1．9878)
O．0137¨
(2．4132)
23．1341⋯
(9．6092)
一 1．7718 ¨
(一2．0456)
一 1．4944”
(一2．6970)
一 O．oo72
(一0．0360)
一 0．3O41¨
(一2．3759)
一 0．0632’
(一1．9507)
0．0123
(2．1580)
22．8153⋯
(9．5717)
Tobit模型 (因变量：DS)
一 O．oo65⋯
(一3．5602)
O．oo31
(1．3189)
一 0．oo25
(一1．6050)
一 O． ”
(一2．1280)
O．oo0l
(0．8733)
0．4238⋯
(21．6870)
一 O．o088”
(一3．5466)
一 O．oo45”
(一2．1654)
0．0o29
(1．2222)
一 0．0025
(一1．6299)
一 0．ooO6”
(一1．9768)
0．00Ol
(0．8943)
0．4235⋯
(21．6751)
一 0．0259⋯
(一3．0784)
一 O．O1oo
(一1．5000)
0．0026
(1．1303)
一 O．oo26
(一1．6344)
一 O．Ooo6”
(～1．9732)
O．000o
(0．8392)
0．4240⋯
(21．6299)
38
注：括号内为Logit回归的Z值与 Tobit回归的 t值。⋯ ，“， 分别表示在 1％ ，5％，10％水平下显著②。
表 4针对 A+H股交叉上市公 司，分析了赴美发行
ADRs是否会影 响企业 的现金 股利政策。结果显示 ，在
Logit模型以及Tobit模型中，变量 的系数均显著为负，
表明与仅在香港交叉上市的公司相比，A+H+N股双重交
叉上市公司所支付的现金股利更少，这与本文的预期一致，
并支持了假设 H1C。同时表明，尽管香港市场在法律监管、
信息披露以及市场流动性方面与美国市场相仿，赴美上市
仍能对 A+H股交叉上市公司的股利政策产生显著影响，
这体现了美国市场的独特性。
表 4 A+H+N股交叉上市对现金
股利政策影响的分析
注：括号内为 Logit回归的z值与 Tobit回归的 t值。⋯ ，“，
分别表示在 1％，5％，10％水平下显著。
表 5分析了企业股权性质是否会显著调节交叉上市与
现金股利政策之间的关系。回归结果显示，在 IJ0西t与 T0．
bit模型中， 的系数仍然显著为负，这与之前的回归结
果一致 ，表明交叉上市公司的现金股利分配较少；而在两
组模型中，CL*SOE的系数分别为 1．1026与 0．0183，且两
者均在 1％的水平下显著。这表明，国有产权性质能够显
著调节交叉上市与现金股利政策之间的关系，交叉上市与
企业股利政策之间的负向关系在国有企业 中得到了显著的
弱化。
表5 股权性质的调节作用分析
注：括号内为 Logit回归的Z值与 Tobit回归的 t值。” ，”，
分别表示在 1％，5％，10％水平下显著。
② 由于计算方式的特殊性 ，Tobit模型中的Pseudo R。有可能出现大于 1或小于0的情况，这并非是由于模型设定上的错误。详情可参
考：http：／／www．stata．eom／support／faq~statisties／pseudo—r2／。
39
上述回归结果支持了本文的 H2a(绩效假设)而拒绝
了H2b(私利假设)，表明由于国有交叉上市公司更易获
得政府的各项扶持政策，企业在境外市场的融资约束得到
了一定程度的缓解，从而保证了其经营业绩，并提升了其
现金股利发放水平。而私利假设所预期的国有产权性质对
交叉上市与股利政策间负相关系的强化作用，则并未得到
实证结果的支持。
(三)进一步分析与稳健性检验
1．考虑制度与政策环境改变的影响
祝继高和王春飞 (2013)研究表明，自2007年下半年
开始的全球金融海啸对我国上市公司的现金股利发放产生
了负向影响。除经济形势的改变外，各项监管政策的改变
也会影响企业股利政策的制订。2008年 10月9日，中国证
监会对 《上市公司证券发行管理办法》进行修订，将公司
再融资的现金股利门槛进一步提升，规定只有 “最近三年
以现金方式累计分配的利润不少于最近三年实现的年均可
分配利润的百分之三十”的企业，才有资格进行再融资，
这使得具有再融资动机的企业在政策出台后不得不提升其
现金股利发放水平。
考虑到在金融危机前后与政策修订前后 ，我国上市公
司股利政策的制订有可能存在系统性差异，本文进一步区
分研究时段，对比金融危机与政策修订前后，交叉上市、
股权性质与企业现金股利政策三者间的关系是否存在显著
变化，结果体现在表 6 Panel A与 Panel B中。此外 ，由于
本文使用的是 2007年股权分置改革之后的数据，为进一
步保证数据结论的可靠性，本文增加了 2005—2006年两
年的数据 ，并同样利用 PSM模型进行股权分置改革前后
的对比分析 ，结果汇总在表 6的 Panel C中。数据结果显
示 ，经济形势与政策坏境 的变化并未影响本文的研究结
论，交叉上市始终负向影响企业的现金股利政策 ，且上述
负向影响在国有企业中会得到一定程度上的弱化。
表6 经济与政策环境改变前后交叉上市、
股权性质与现金股利政策关系对比
Panel A：金融危机前后对比 (2007—2009年为金融危机时期)：
Logit模型 (因变量：DY) Tobit模型 (因变量 ：Ds)
金融危机 金融 金融危机 金融
时期 危机后 时期 危机后
续表
Panel B：《上市公司证券发行管理办法》修订前后对比 (2008
— 2011年为政策修订后时期)：
L0git模型 (因变量：DY) Tobit模型 (因变量：DS)
政策
修订前
政策
修订后
政策
修订前
政策
修订后
PanelC：股权分置改革前后回归结果对比 (07年后为股权分置
改革完成期)：
Logit模型 (因变量：or) Tobit模型 (因变量： )
分置 分置 分置 分置
改革前 改革后 改革前 改革后
注：括号内为Logit回归的 Z值与 Tobit回归的 t值。⋯ ，”．’
分别表示在 1％，5％，10％水平下显著。
2．改变配对标准、回归方法与变量度量方式下的分析
为了进一步保证回归结果的稳健性，避免不同的配对
标准、回归方法与变量度量方式的不同对研究结果可能产
生的影响，本文进行了如下调整：1)改变配对标准：依照
“同年度、同行业、总资产规模最为接近”的配对标准，
选择与交叉上市公司对应的非交叉上市公司；2)改变回归
方法：用 Probit模型代替 Losit模型，用 OLS模型代替 Tobit
模型；3)替换部分变量：例如用现金股利与企业总市值之
比代替现金股利与股东权益之比等。回归结果依旧支持已有
的研究假设，限于篇幅的原因，本部分结果未汇报。
五、研究结论与启示
本文从捆绑效应的视角，结合我国交叉上市公司发展
前景优良但境外融资困难的特殊背景，讨论了交叉上市与
现金股利政策的关系，并运用倾向得分匹配法 (PSM)进
行了实证检验，结果表明：1)与非交叉上市公司相比，A
+H股与A+B股交叉上市公司的现金股利支付水平更低，
且 H股与 B股股东持股比例越高，企业发放的现金股利也
就越少；2)相对于其他 A+H股交叉上市公司，实现 A+
H+N股双重交叉上市的公司现金股利支付水平更低 ；3)
国有股权性质能够对交叉上市与现金股利政策间关系发挥
调节作用，弱化交叉上市与现金股利政策间的负向关系。
本文 的理 论 贡献在 于：1)利 用倾 向得 分 匹配 法
(PSM)控制了我国企业境外上市的预选制度所带来的内生
性问题，分析交叉上市对现金股利政策的影响，并得出了
与以往不同的研究结论；2)本文发现国有产权性质能够
弱化交叉上市与企业现金股利发放之间的负相关关 系，表
明交叉上市公司的财务行为仍会受到各项本土因素的调节
作用 ，从而丰富了现有文献。
本文的政策启示在于：交叉上市公司倾向于少发甚至
不发现金股利，而国有股权性质则能对交叉上市与现金股
利发放之间负向关系起到弱化作用，表明即便对跨出国门
的交叉上市公司而言，其业绩增长与股权融资仍较为依赖
境内资本市场。而对于非国有交叉上市公司，以及大量未
在国内上市就已经赴美上市的中资概念股而言，如何在没
有国有股权背景的支持下，提升企业在境外市场的发展空
间与融资能力，则是值得企业管理者与证券监管部门进一
步思考的重要问题。
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