上市公司的股利政策究竟迎合了谁的需要

上市公司的股利政策究竟迎合了谁的需要？ *

——来自中国上市公司的经验数据

黄娟娟 沈艺峰①

（厦门大学管理学院 361004）

【摘 要】 上市公司为什么要支付股利？传统的税收理论、信号模型以及代理假说等公司股利政策理论实际上都没能最终完整地解释清楚这个“股利之谜”。最近美国学者Baker和Wurgler从行为公司财务角度出发提出了股利迎合理论，该理论认为公司支付股利的主要原因在于，管理者为了提高股价理性地迎合了股东对股利不断变化的偏好。本文认为Baker和Wurgler提出的股利迎合理论忽略了上市公司股权结构的特征，在股权高度集中的上市公司里，管理者制订股利政策主要是为了迎合大股东的需求，广大中小投资者的股利偏好往往被忽视。本文以1994年至2005年间我国的上市公司为样本进行检验入手，研究结果支持了我们所提出的理论观点。

【关键词】股利政策 大股东 迎合理论

从2000-2005年，我国上市公司共支付了3491次股利，总计支付股利2861.69亿元。

当年支付股利公司占当年全部上市公司的平均比例达60%。为什么上市公司要支付股利？传统的税收理论、信号模型以及代理假说等公司股利政策理论实际上都没能最终完整地解释清楚Black（1976）所提出的这个“股利之谜”。最近由美国哈佛大学Baker和纽约大学Wurgler共同提出的股利迎合理论从行为财务出发，认为公司之所以支付股利，其主要原因在于管理者必须理性地满足股东对股利不断变化的需求（Baker和Wurgler, 2004a、2004b）。但是我国部分学者最近的研究却表明，我国上市公司管理者并没有迎合投资者的偏好（王曼舒、齐寅峰，2005）。那么，我国上市公司的股利政策真的没有迎合股东的需要吗？还是只迎合了部分股东的股利需要？这是本文需要进行深入研究的问题。

一、理论解释

Baker和Wurgler指出，基于某些心理因素或制度因素，投资者往往对支付股利的公司 本文系国家自然科学基金重点课题“公司财务管理若干基础问题研究”(项目批准号70632001)资助的阶段性研究成果。

① 厦门大学管理学院。通讯作者：黄娟娟，电话：0592-8896635邮编：361000，E-mail：hjj818@126.com。

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股票具有较强的需求，从而导致这类股票形成所谓的“股利溢价”（dividend premium），即支付股利公司与不支付股利公司在平均市场/账面比率上产生一定的差额。而出现这类“股利溢价”的现象无法通过传统的股利追随者效应（dividend clienteles）来进行解释。股利追随者效应是早期著名的财务学家Miller和Modigliani（1961）、Elton和Gruber（1970）以及Black和Scholes（1974）等人所提出的一种经典理论假说，该假说认为处于不同税收等级（具有不同交易成本或不同的投资约束条件）的投资者对股利支付水平具有不同的需求，具体体现在公司股利收益率与投资者的税收等级（交易成本或投资约束条件）之间存在显著的相关关系。但是，Baker和Wurgler最近的研究却发现，公司的股利政策与市场总股利收益率、总支付比率与股利总增长率无关，“股利与股票价格之间的高度相关性因不同时期具有不同的方向性。”（Baker和Wurgler，2004a，p1126.）

那么，为何类似于股利追随者效应等经典理论会失灵呢？Baker和Wurgler指出，主要原因在于股利追随者效应假说只考虑到股利的需要方面，而忽略了股利的供给方面，从供给方面来看，在Baker和Wurgler看来，当投资者愿意为支付股利的公司股票付出“股利溢价”时，管理者倾向于支付股利。反之，当“股利溢价”为负的时候，管理者将不愿支付股利。Baker和Wurgler坦言：“理性的追随者效应必须通过总股利水平的供给反应来得以满足。”（Baker和Wurgler，2004a，p1156.）以上就是Baker和Wurgler所提出的股利迎合理论的主要内容。

Baker和Wurgler先后完成两份实证检验来支持他们所提出的理论。在Baker和Wurgler（2004a）的检验里，他们通过1962-2000年COMPUSTAT数据库里的上市公司数据证明，当股利溢价为正时，上市公司管理者倾向于支付股利；反之，若股利溢价为负时，管理者往往忽视股利支付。在Baker和Wurgler（2004b）的检验里，他们检验了上市公司股利支付意愿的波动与股利溢价之间的关系，检验样本期间从1962至1999年（包括1972-1974年的Nixon政府股利控制特殊时期）。Baker和Wurgler同样发现，当股利溢价为正时，上市公司股利支付的意愿提高；反之，如果股利溢价出现负值时，上市公司股利支付的意愿降低。以上两项检验均支持了股利迎合理论。

但是，无论是Baker和Wurgler的股利迎合理论，还是他们所进行的两个检验的样本都是基于股权相对分散、中小投资者法律保护较好的美国证券市场，他们的文章没有考虑到类似于在中国等股权相对集中、而中小投资者法律保护又较差的国家里，股权结构对上市公司股利政策所产生的影响。首先，我国上市公司的股权高度集中，股权结构被认为分割为流通股和非流通股，流通股只占了其中不大的一部分，非流通股“一股独大”的现象十分严重。据统计我国上市公司的流通股股东持股数量约占总股数的比率平均约为36%②，流通股股东很难对上市公司的股利决策产生影响。其次，由于非流通股股票不能上市交易，非流通股东的偏好无法通过市场价格的形式反映出来，所以，我国证券市场上股利溢价实际上只反映了流通股股东的偏好，而不是全体股东的偏好。王曼舒和齐寅峰（2005）的检 ② 根据“Wind资讯”数据库提供的数据计算。 11

验内容实际上并没有完全体现全体股东对股利的需要。国内文献研究（原红旗，2001，肖珉，2005）也表明，股利政策很大程度上与大股东套取现金和转移资金的企图有关。综上所述，我国上市公司股利支付政策很可能并不迎合中小股东的偏好，而是迎合了大股东的偏好。

与之相反，非流通股东因其股票不得上市流通，主要的套现渠道只有通过现金股利。LaPorta等人(2000a)指出，在根本没有法律保护制度的极端情况下，大股东可以随意攫取公司的利润。随着中小投资者法律保护的完善，大股东就必须采取更为隐蔽的手法，在中小投资者法律保护相当健全的情况下，大股东能够利用的剥削方式主要就是通过股利支付的方法。其表现形式之一就是，大股东存在通过影响上市公司股利支付来剥削中小投资者的非理性行为。国内研究文献（原红旗，2001，肖珉，2005）表明，我国上市公司股利政策很大程度上与大股东套取现金和转移资金的企图有关。原红旗(2001)认为，上市公司的控股股东存在通过现金股利从上市公司转移现金的行为。陈信元等( 2003) 研究结论表明佛山照明现金股利可能是大股东转移资金的工具, 并没有反映流通股股东的利益和愿望。肖珉( 2005) 针对现金股利的“自由现金流量”假说和“利益输送”假说两种理论观点进行实证检验,她的研究结果显示，我国上市公司发放现金股利不是出于减少冗余现金的需要, 而是与大股东套取现金的企图有关。

因此，当大股东与中小股东在股利政策上的利益产生分歧尖锐时，管理者究竟是理性地迎合全部投资者不断变化的需要，还是仅仅只是迎合大股东的需要呢？笔者认为，所谓“我国上市公司管理者并没有迎合投资者的偏好” （王曼舒、齐寅峰，2005）可能只是说明我国上市公司管理者没有迎合流通股股东的需要，相反，却可能在很大程度上迎合了大股东对股利的需要。基于我国上市公司高度集中、流通股与非流通股人力割裂的股权结构，本文深入考察两个问题：（1）我国上市公司是否存在“股利迎合”的现象？（2）上市公司的股利政策究竟迎合了谁的需要？

二、研究假设与研究设计

（一） 研究假设

根据以上文献综述的结果，本文提出如下四个以下假设：

假设1 上市公司决定是否支付现金股利时，并不迎合中小股东的偏好。 假设2a 股权集中程度越高的公司，越倾向于支付股利。 假设2b 股权集中程度越高的公司，越倾向于支付现金股利。 假设2c 股权集中程度越高的公司，倾向于支付越多现金股利。

假设3 股权集中度越高的上市公司，其总体股利支付意愿也越强，上市公司的股利支付意愿与大股东的偏好成正相关关系。

（二） 样本数据的选择

本文的样本数据分别来自色诺芬信息服务有限公司提供的“CCER中国证券市场数据库”、深圳国泰安信息技术有限公司提供的“CSMAR”数据库和上海万得资讯科技有限公

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司提供的“Wind资讯”数据库。本文选取1994年至2005年在沪深交易所主版上市的全部上市公司，从中剔除了数据不完整的公司、ST或PT的公司、净资产为负数的公司、上市时间不满一年的公司（截止至2005年12月），各年的样本公司数如下：

表1 样本公司 年份 1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 总计

（三） 研究变量的确定 1. 股利溢价P（D-ND）的计算

本文根据Baker和Wurgler（2004a）选取发放股利和不发放股利的公司的平均市场账面价值比M/B的对数值之差P（D-ND）来衡量股利溢价，计算公式如下：

??P（D?ND）?lg(M)B????D沪市样本公司数

86 108 234 314 350 386 459 543 611 674 731 701 5197

深市样本公司数

40 73 160 266 290 328 354 376 378 378 427 394 3464

???lg(M)B????ND (1)

其中，P（D-ND）表示“股利溢价”；等式的第一项表示支付股利公司的平均市场账面价值比的对数；第二项表示不支付股利公司的平均市场账面价值比的对数。其中求平均数采用了按公司的市值等权平均（EW）的方法计算。

2. 股利支付指标的计算

股利支付变量通过以下两方面指标来衡量： （1）衡量市场总体股利支付情况的指标

在考察一段时间内市场总体股利支付情况时，本文参照Fama和French(2001)，用“是否支付股利”来构造研究变量③，定义： ③ Fama和French(2001)认为，选择用“是否支付股利”来构造变量而不采用股利支付率和股票收益率是因为，股利支付率容易受公司盈余的情况影响，而股票收益率则受到股价波动的左右；只有是否支付股利是一个较为纯粹的财务决策变量。 11

Initiatiet?NewPayersNonpayers?t?1t?DelistNonptayers (2)

tContinueOmitOldPayersPayerst?1t?DelistPayers (3)

tt?1?Continuet (4)

其中：Initiatet表示从t-1期未支付股利而第t期支付股利的存续公司所占的比重；Continuet表示从t-1期支付股利而第t期继续支付股利的存续公司所占的比重；Omitt表示第t期停止发放股利的续存公司所占的比重。Payerst表示第t年发放股利公司的数量；NewPayerst表示第t-1年未发放股利而第t年有发放股利的公司数量；OldPayerst表示第t-1和t年都发放的公司的数量；ListPayerst表示第t年新增样本公司中发放股利的数量；NonPayerst表示第t年没发放股利公司的数量；NewNonPayerst表示第t-1年发放股利而第t年未发放股利的公司数量；DelistPayerst表示第t-1年有发放股利而第t年被摘牌的公司数量。

（2）衡量各个公司股利支付情况的指标

定义Div_01it表示i公司第t年是否支付股利，Div_01it等于0表示不支付股利，等于1表示支付了股利；DIV_cash_01it表示i公司第t年是否支付现金股利，DIV_cash_01it等于0表示不支付现金股利，等于1表示支付了现金股利。

D/P是公司的股利支付率，以公司的每股股利除以股价计算，表示公司支付现金股利的数量多少。

3. 股利支付意愿的计算

Fama 和French (2001)指出，股利支付意愿（PTP）即实际的支付股利公司的比例与预期平均股利支付比例之间的差额，用来衡量公司支付股利的倾向，若PTP较大，则认为公司支付股利增加或公司更倾向于支付股利，反之若PTP较小，则认为公司更不倾向于支付股利。本文借鉴了王曼舒、齐寅峰（2005）对Fama 和French (2001)方法的改进。PTP的具体计算的方法是：首先，以深交所上市公司的数据，采用Logic回归法估计出各年度上市公司的特征与股利支付的关系。然后，用估计方程来计算上交所各公司支付股利的可能性Pr(DivCash01=1)，并求出Pr(DivCash01=1)的算术平均的值，表示各个年度预期平均支付股利公司占总数的比例。第三，计算各个年度实际的支付股利公司占总数的比例，其值为实际当年支付股利的公司数除以当年样本总数。最后，用预期平均的支付股利公司所占比例减去实际支付股利的公司所占比例，以二者的差来衡量PTPt。

为了考察上市公司股利支付的倾向，进一步把各个年度的上市公司按照股权集中度的大小分为十组，按照上面介绍的方法，分别计算出各组的股利支付意愿PTPit，其中i为1~10的整数，表示组号，组号越小表示股权集中度越小，反之股权集中度越大；t表示年度。

4. 股权集中度指标的计算

股权集中度主要可以通过大股东持股比例来表示，例如：Demsetz和 Lehn（1985）、Kang

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和Shivdasani（1995）、Demsetz和Villalonga（2001）以及Volpin（2002）。本文主要采用第一大股东持股比例（H1）来反映大股东持股比例。

为了使比较的结果更为直观，本文按照股权集中度的大小将样本公司等分为十个组，编号为1～10，以DecileH1it表示i公司第t年股权集中度的组号。

5. 控制变量的计算

除了股权集中度之外，公司的股利政策可能同时还要受到公司特征的影响。在对股利支付进行估计时，加入了可能对股利政策产生影响的公司特征控制变量，包括公司规模、投资机会和盈利能力，变量定义如下：

SZPit是公司在深圳证券交易所的市场资本化率，表示公司规模； M_Bit是公司的市值面值比，表示投资机会； E_Ait是公司的息税前总资产收益率，表示盈利能力。 （四） 检验方程

为了检验假设2a、假设2b和假设2c，本文分别构建了如下Logit回归模型，

Pr(Div01it?1)?logic(a?bH1it?cM_Bit?dSZP?1)?logic(a?bH1it?cM_Bit?dSZPit?eE_Ait??it) (5)

Pr(Div_cash_01itit?eE_Ait??it) (6)

D/Pit?a?bH1it?cM_Bit?dSZPit?eE_Ait??it (7)

其中：解释变量是股权集中度（H1），被解释变量分别为公司是否支付了股利（Div01）、公司是否支付了现金股利（Div_cash_01）以及股利支付率D/P，控制变量为公司的投资机会（M_Bit）、公司规模（SZPit）以及公司的盈利能力(E_Ait)。

为了检验假设3，本文进一步构造回归模型如下：

PTPit?a?bDecileH1it?cMean_M_Bit?dMean_SZPit?eMean_E_Ait??it (8)

其中：解释变量为股权集中度（H1），，被解释变量为公司的（现金）股利支付倾向（PTPit），控制变量为公司的平均投资机会（Mean_M_Bit）、公司平均规模（Mean_SZPit）以及公司的平均盈利能力(Mean_E_Ait)。

三、检验结果与分析

（一） 上市公司的股利政策是否迎合了中小股东的需要

图1描述了我国上市公司是否支付现金股利的决策与流通股溢价之间的关系。首先，股利溢价P（D-ND）在大多数年度接近0甚至小于0，由此可见长期来看我国的广大流通股股东对于股利的偏好处于较低水平，所以各年的股利溢价大多为负数，然而实际上有60%的上市公司都选择了支付股利，这与股利迎合理论是相互矛盾的，流通股股东的低偏好并没有影响股利政策；其次，P（D-ND）增减变化与Omit（上年支付股利而今年不支付的公司比重）变化趋势基本一致，与Initiate（上年不支付股利而本年支付的公司比重）和Continue

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（上年支付股利本年继续支付的公司比重）的变化趋势则恰好相反，这进一步说明公司的股利决策与流通股东的偏好不仅不一致，甚至竟然是完全背离的，说明上市公司的股利政策没有考虑广大中小股东的偏好。图1表明，我国上市公司的股利支付的动机与Baker和Wurgler（2004a）的股利迎合理论的推断不一致。

图1 股利溢价与公司是否支付股利的决策

图2显示了我国上市公司的股利溢价与公司支付意愿变化二者之间的关系。如图所示，我国上市公司的PTP的变化与P(D-ND)呈现出一种完全背离的关系。当P(D-ND)为负的时候，PTP增加，而P(D-ND)为正时，PTP反而减少了，二者变化方向恰好相反。股利溢价与股利支付意愿的波动性的背离关系进一步表明，公司制订现金股利政策时并不迎合流通股股东；仅从中小投资者所持有的流通股角度来看，Baker和Wurgler所提出的股利迎合理论无法解释我国上市公司股利现象。这个结论也与王曼舒和齐寅峰（2005）的实证结论相符。

图2 股利溢价P（D-ND）与股利支付意愿（PTP）的波动性

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（二） 上市公司的股利政策是否迎合了大股东的需要

图3显示了股权集中度（H1）与公司是否支付股利、是否采用现金股利以及支付数量之间的关系。容易看出，随着第一大股东持股比例的增加，支付股利的公司所占比例和支付现金股利的公司所占比例都逐渐增加，以股利收益率D/P表示的股利支付数量也随之增加。也就是说，股权集中度越高，公司越要选择支付股利，越倾向于支付现金股利，而且倾向于支付越多现金股利④。

图3 股权集中度（H1）与股利支付

图4是股权集中度与股利决策变化的关系。图中显示，随着第一大股东持股比例的增加，上年支付股利今年继续支付的公司比例（Continue）基本上保持在70%-80%左右的高水平上。但是，上年不支付股利当年选择开始支付股利的公司比例（Initiate）则从15%激增到45%以上；而往年支付股利当年停止支付的公司比例(Omit)则从60%-85%降至50%以下。总之，股权集中度越高，原来支付股利的公司大多都不会选择停止支付股利，而原来不支付股利的公司越来越倾向性于支付股利了。

④ 当采用前五大股东持股数量的Herfindahl指数（HH5）来衡量股权集中度时，它与股利支付之间也有类似的关系。本文以下各处的股权集中度均采用HH5进行了稳健性检验，结果与采用H1类似，为节省篇幅，故略。 11

图4 股权集中度与市场总体股利支付

表2列出了模型5、模型6和模型7的回归结果，分别对假设2a、假设2b和假设2c进行检验，考察公司股权集中度对公司股利支付的影响，三个模型的解释变量都是股权集中度H1。模型5的被解释变量为公司是否支付股利。数据表明，在1994年至2005年12年间共24个回归的结果中，19个回归方程的股权集中度系数都是显著为正的，而且其中有18个回归系数的P值都小于5%。这个结果支持了假设2a，即股权集中程度越高，公司越倾向选择支付股利，二者呈现显著的正相关关系。模型6的被解释变量为公司是否支付了现金股利，从表中看，1994年至2005年12年间的24个回归的结果中所有股权集中度回归系数符号均为正数，而且24个回归方程中有18个回归方程的股权集中度系数显著，1998年以后的全部14个回归系数的P值远小于1%。这个结果同样支持了假设2b，即股权集中程度越高，公司越倾向于支付现金股利，二者也呈现显著的正相关关系。模型7考察了股权集中度H1与股利支付率D/P的关系。结果显示，H1与D/P成显著的正相关关系，也就是说，股权越集中公司支付越多的现金股利，这一结论支持了假设2c。

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表2 股权集中度与股利支付

模型5

年份

系数

1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005

1.749** 2.214*** 0.256 -0.433* -0.240 -0.546*** 0.120 -0.069 -0.529*** -0.492*** -0.352** -0.570***

常数

P值 0.014 0.000 0.384 0.060 0.273 0.009 0.563 0.726 0.004 0.004 0.037 0.001

系数 1.769 -2.022* 1.126* 1.109** 0.611 1.016** 1.584*** 1.974*** 2.198*** 1.356*** 2.087*** 1.912***

H1

P值 0.301 0.053 0.073 0.018 0.165 0.015 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000

系数 0.360 -0.154 -1.117*** -1.301*** -1.228*** -1.346*** -0.006 -0.162 -0.499*** -0.650*** -0.501*** -0.917***

常数

P值 0.420 0.684 0.000 0.000 0.000 0.000 0.978 0.402 0.006 0.000 0.003 0.000

系数 0.011 0.008 0.007 0.009* 0.011** 0.015*** 0.015*** 0.019*** 0.019*** 0.013*** 0.022*** 0.024*** 模型6

H1

P值 0.282 0.326 0.269 0.092 0.021 0.001 0.001 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000

系数 0.030*** 0.034*** 0.016*** 0.014*** 0.014*** 0.008*** 0.005*** 0.006 0.008*** 0.011*** 0.013*** 0.018***

常数

P值 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000

系数 0.008 -0.007 0.000 0.004 0.009** 0.016*** 0.008*** 0.010*** 0.014*** 0.011*** 0.018*** 0.018*** 模型7

H1

P值 0.551 0.564 0.968 0.349 0.052 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000

注： ***表示在1%的水平下显著，**表示在5%的水平下显著，*表示在10%的水平下显著。（下同）

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