终极产权\控制权结构和股利政策

摘 要: 以2004―2007年超过4500家上市公司为研究样本,基于终极产权的视角剖析了终极控制人及其控制权结构对股利政策的影响。实证结果表明,终极产权性质及其对应的控制权结构是目前影响我国上市公司股利政策制定的主要因素,尤其是终极控制人的投票权和现金流量权比例,对股利支付的可能性和水平均有显著正向影响。

关键词:公司治理;股利政策;控制权结构;现金流量权

中图分类号: F276.6 文献标识码:A 文章编号:1001-6260(2010)02-0120-10

一、引言

股利政策作为上市公司在特定制度背景和治理结构下做出的一揽子制度安排,它的恰当制定和有效实施有利于公司的长期发展,有利于实现公司价值的最大化。然而,近年来,随着研究的不断深入,越来越多的证据表明,股利政策正沦为终极控股股东侵占中小股东的“隧道”。那么终极控制人性质及其控制权结构如何影响我国上市公司的股利政策呢?另外,终极控股股东由于股权分置的先天原因,无法在股票市场通过资本利得获利,股东回报的方式往往通过非理性分红、恶意派现、超能力派现等一系列异常股利政策实现,侵害了中小股东利益。如何有效遏制终极控股股东的侵占,合理引导上市公司股利分配行为,保护中小投资者利益,已成为中国证券市场研究亟需解决的课题。

现有研究过多集中于第一大股东持股比例对股利政策影响的讨论上,鲜见基于终极控制人性质及其控制权结构对股利政策影响的实证研究。本文借鉴管理学对组织结构的研究,根据控制层级和控制链条数两个因子对终极控制人控制上市公司的控制权结构归类为垂直化结构、扁平化结构和矩形结构三种类型,并利用2004年起年报准则要求上公司强制披露相关产权结构信息为契机,选取2004―2007年我国上市公司作为样本,从微观层面实证研究终极产权性质及其控制权结构对股利政策的影响。其理论和现实意义在于,不仅可以为股利政策研究提供新的视角和证据,而且有助于为证券监管部门掌握上市公司产权结构信息披露特征、进一步引导和规范上市公司信息披露行为提供实证依据。

二、文献述评和研究假设的提出

股利政策具有减轻成本的功能。股利政策是公司最优监督契约的组成部分(Rozeff,1982),发放现金股利的承诺能促使管理者外部融资受到外部市场的监督(Easterbrook,19840)。Jensen(1986)指出,发放现金股利可以减少自由现金流量,避免管理者将企业现金流量用于私人用途或者不赢利的项目。实证研究普遍支持现金股利减少成本的假说(Agrawal,et al,1994; Smith,et al,1992)。La Porta 等(2000)从投资者保护的视角研究股利政策,提出外部股东在投资者保护好的国家被授予更多股东权利,来敦促上市公司支付更高的股利以降低成本,保护自身股东权益。近期更多从股东身份和终极控股股东的视角来研究股利政策。因为第一大股东并非都是终极控股股东,第一大股东的持股比例并非等于终极控股股东的真实有效的持股比例。下面分别从终极产权性质、现金流量权、投票权、控制层级、控制链条数、两权分离程度等方面来评述相关文献并提出本文的研究假设。

(一) 终极产权性质和股利政策的关系假设

终极控股股东身份不同,对股利政策的需求不同。La Porta 等(1999)在考察全球上市公司股权结构时发现,不同产权性质的终极控制人,由于追求的利益动机不同,所采用的股利政策存有差异。Moh’d 等(1995)和Allen 等(2000)的实证研究进一步证实,大股东身份影响股利政策。Renneboog等(2005)以20世纪90年代的英国公司为样本,把控股股东分为六种互相排斥的类别:执行董事及其家族、非执行董事及其家族、与董事无关的个体或家族、政府、金融机构(如银行、保险公司、投资和养老基金)和其他工商业公司,发现投票权与股利支付率呈负相关关系,但是不同性质的股东影响程度不同。

出于研究视角和中国实情的考虑,本文把终极产权区分为国有产权和民营产权两种性质,并以此来发展终极产权性质与股利政策关系的研究假设。国有上市公司与民营上市公司在诸多方面存在差异。第一,民营终极产权的公司对未来制度变化的预期不如国有企业确定,即国有企业比民营企业对制度变化有更强的影响力。在中国,证券法律法规的制定是通过政府内部决策,不像美国通过公共司法程序来制定。因此,终极产权为民营的上市公司,其权益融资成本可能较高,相对不轻易动用公司资金来派发现金作为股利支付。第二,由于国有企业的债务融资成本低于民营企业,国有企业甚至可以发放筹资性股利,即通过再融资或者银行贷款来发放股利满足终极控制人的需求。第三,民营公司大多为家族控股,不需要依靠发股利来缓解第一类成本问题,而且发放现金股利要交股利税。基于上述分析,本文提出:

假设1a:终极产权为国有产权比终极产权为民营产权的上市公司,其股利支付概率和分配力度大。

然而,从委托理论视角来看,国有企业问题往往较为严重,国有企业管理层为了达到谋求私利的目的,往往盲目过度投资。因此,为了缓解国有企业严重的冲突,应该通过多发现金股利,减少公司内部的自由现金流量。即使公司有投资机会,也要让其从外部融资,受资本市场约束。而民营企业往往委托自己的亲属甚至亲自参与公司的经营管理,第一类成本不突出,因此当公司有盈余且无较好投资机会时就会选择进行股利分配。此外,保值增值是考核中央企业负责人任期内公司经营绩效的重要指标,不进行分配可提高净资产基数,进而通过投资比例反映到控股公司账面上来。Bradford等(2006)研究发现,非国有终极控制的公司相比国有控制的公司,尤其是相比当地政府控制的公司,每股现金股利水平更高。根据上述分析,本文提出:

假设1b:终极产权为民营产权比终极产权为国有产权的上市公司,其股利支付概率和分配力度大。

(二)控制权结构和股利政策的关系假设

1.投票权和股利政策

由于我国股权结构两极分化,非流通股股东无法对大股东形成有效制衡。加上中国资本市场成立时间不久,投资者保护的相关法律法规尚在不断完善中,投资者保护程度当前阶段相对薄弱,无法切实保护中小股东的利益。在这种环境下,控股股东便可利用其对上市公司的实质控制权通过各种手段实现其利益诉求。尤其是在终极控股股东不能流通,没有现金兑换权,无法在资本市场上获得利益时,随着终极控股股东控制权的进一步提升,通过股利政策实现投资回报的可能性大增。此外,鉴于我国上市公司形成的特殊性,终极控股股东往往以净资产为基数溢价、等值或者折价入股,成本远远低于二级市场的IPO价格。尽管现金股利是按照全体股东持股份额平均分配的投资回报,属于Grossman 等(1986)所称的“共享利益”,同样的股利政策,终极控股股东的回报率仍然远高于流通股股东。基于以上分析,本文提出:

假设2a:随着终极控股股东控制权比例的提升,上市公司股利支付概率和分配力度增大。

另一方面,随着控制权比例的不断提升,终极控制人的控制权私利也不断提升,但是当控制权比例达到一定水平时,终极控制人的控制权私利达到最大。当持股比例进一步提高,超过终极控制人控制权私利达到最大时的持股比例临界值,控制权私利可能不如控股比例提升所带来的利益协同效益。也就是说,终极控制人持股达到一定的比例,可以作为向外部潜在投资者的一个信号,来展示公司内部终极控股股东是利益协同效应为主,而非利益侵占,进而让公司融资变得更为容易。因此,控股股东持有较高的持股比例可被视为向外部投资者做出放弃控制权私利的一种可信承诺,表达利益共享的意愿。为此,本文提出:

假设2b:随着终极控股股东控制权比例的提升,上市公司的股利支付概率和分配力度变小。

2.现金流量权和股利政策

投资者为什么投资于上市公司成为其股东,一个重要的原因在于现金股利可以作为股东回报的重要方式。吕长江等(1999)采用控制权(持股比例)作为控股股东侵占动机时发现,控股股东持股比例越高,股利支付率越高。他们的研究表明,控制权对现金股利有重要影响。不过本文认为,股东是基于现金流量权利而不是基于投票权来获得股利回报。当然,现金流量权和投票权一般成正相关关系,因此终极控股股东的现金流量权越高,通过股利政策来实现利益侵占的可能性更高。所以本文提出:

假设3a:终极控股股东的现金流量权越高,上市公司的股利支付概率越高和股利支付力度越大。

然而,随着现金流量权的提高,控股股东在上市公司所占的利益将得以增加,通过对中小股东利益侵占所获得的比例降低,掏空的激励将会减弱,从而形成利益协同效应,不仅可以有效约束控股股东的利益输送行为,而且有助于公司价值的提升。Gomes(2000)则指出,如果持有大量公司股权的控股股东为谋取私利而侵占公司利益,那么外部投资者将因此对股票价格进行折价,从而使控股股东因持有大量股份而遭致更大的损失,因此,同样地,控股股东持有较高的现金流量权可被视为向外部投资者做出放弃控制权私利的一种可信承诺。故本文提出:

假设3b:终极控股股东的现金流量权越高,上市公司的股利支付概率越低和股利支付力度越小。

3.控制层级和股利政策

控制层级越长,即控制链条越长,终极控制人与上市公司中间涉及的企业数目越多,很可能表明以终极产权为主导的内部资本市场功能越完善,控股股东或终极控制人现金管理能力越强。在内部资本市场的背景下,由于内部资本市场的资本优势以及内部资本市场中上下层级之间的信息不对称程度小于外部资本市场参与者,因此内部资本市场往往具有比外部资本市场更有效的资本配置Fan等(2005)指出,控制链条越长意味着市场影响越多,政府干预越少。。股利政策作为调剂内部资金市场的手段,终极控股股东很可能要求支付更多的现金股利来满足不同层级之间的资金调配需求。此外,控制层级越多,委托关系层级越多,对应的委托冲突越厉害。这将导致成本剧增和融资成本增加,为尽量避免成本的扩大化,控制层级越多,终极控股股东越可能增加对现金股利的需求。因此,基于上述分析,本文提出:

假设4:终极控制人控制上市公司的控制层级越多,上市公司的股利支付概率和分配力度越高。

4.控制链条数和股利政策

控制链条数是股权结构的重要特征之一。如果控制链条数大于等于2,意味着上市公司通过多重持股这一方式来达到控制权和现金流量权的分离。控制链条越多,往往也意味着内部资本市场调配资金效率越优以及成本问题可能越严重,因此,控股股东很可能要求支付更高的股利来满足各条控制链条上的公司资金需求和减缓委托冲突。因此,本文提出:

假设5:在其他情况相同的条件下,如果上市公司属于终极控制人多重持股的公司,那么上市公司股利支付概率、支付力度更大。

5.两权分离程度和股利政策

控股股东除了从现金股利等“共享利益”中收益外,控制权本身也具备收益性。控制权收益是一种“私人收益”,可以通过各种途径来实现,比如关联交易等。由于所有权比例代表控股股东获取公司共享利益的份额,而控制权比例代表控制权收益,当两权分离越严重时,控股股东越倾向于独享控制权收益,而较少注重股利政策这种“共享利益”的分配。因此,终极控股股东的两权分离度越大,股利分配意愿和股利支付率往往越低。

然而,控制权与现金流量权之间的背离往往是控股股东为牟取私利而侵害中小投资者利益的重要动因。侵占其他股东尤其是中小股东的动机与两权分立度成正相关关系(La Porta,et al,1999; Claessens,et al,2000; Fan,et al,2005)。因为当控股股东对公司的控制权和现金流量权存在不一致性时,控股股东只需承担很小一部分的成本就可以获得绝大部分的控制权利益。例如,某投资者握有A上市公司60%的股份,处于绝对控股地位,而A公司又拥有B上市公司51%的股份。这样该投资者就以B上市公司30%的现金流量权获得对其51%的绝对控制权。显然,随着控制链的层层递进,控股股东控制权对于现金流量权的偏离程度进一步加剧,最终控制者与中小股东之间的利益协同效应被削弱,而壕沟防御效应则得到了加强。因此,两权分离越厉害,侵占中小股东的寻租动机越明显,越可能促使上市公司支付更多股利。根据上述分析,我们提出:

假设6a:两权分离程度越厉害,上市公司股利支付概率和支付力度越低。

假设6b:两权分离程度越厉害,上市公司股利支付概率和支付力度越高。

三、研究设计

(一)研究样本与数据来源

本文有关终极产权和控制权结构的数据全部从上市公司2004―2007年年报手工收集获得。年报来自深圳证券交易所官方网站(www.省略)、巨潮资讯网(info.省略)、Wind资讯和上市公司网站。因变量和公司特征数据来自Wind资讯,内部治理数据主要来自CSMAR。剔除:(1)金融类公司;(2)少数缺少足够信息来判定公司终极控制人性质和计算控制权结构相关变量的样本。共获得4766个公司年度观测值作为研究样本。

(二)变量选择

本文采用股利支付可能性和股利支付水平两类指标来测度上市公司的股利政策,前者包括是否发放股利和是否发放现金股利,后者包括总股利支付水平和现金股利支付水平。

终极产权从性质上分为国有终极产权和民营终极产权。终极产权为国有产权的样本是指终极控制人为国资委、中央国家机关、中央国有企业、地方国资委、地方政府、地方国有企业等的上市公司年度观测值;终极产权为民营产权的样本是指终极控制人为个人的上市公司年度观测值;除了终极控制人为国有产权和民营产权外的为其他产权样本,主要包括终极控制人为大学、集体企业、境外自然人或者境外法人、职工持股会等的上市公司年度观测值。控制权结构的定义参照La Porta 等(1999)、Claessens等(2000)、Chernykh(2008)等的研究方式,本文定义了五个反映最终控制人控制机制的变量:投票权、现金流量权、控制层级、控制链条数和两权分离程度。上述五个测度变量都是基于终极控制人的角度来定义和计量的。投票权是指终极控制人直接持有和间接持有上市公司的股份比例之和;现金流量权是终极控制人各条控制链上投票权的乘积之和;控制层级是终极控制人与上市公司之间最长的层级数目;控制链条数是终极控制人持有上市公司股份渠道数量;两权分离程度等于最终控制人控制的表决权除以最终控制人的现金流量权,反映了最终控制人的现金流量权与控制权的偏离状况。

借鉴已有文献,我们在多元回归中主要选取公司规模、资本结构、公司成长性、公司年龄等变量作为控制变量。本文的研究变量总结见表1。

表1 变量定义一览表

变量名称计 量变量代码文献支持

被解释变量是否发放股利是否发放现金股利总股利支付水平现金股利支付水平如果第i家公司第t年发放任何形式的股利取1;反之,取0如果第i家公司第t年发放现金形式的股利取1;反之,取0股利总额除以净利润现金股利总额除以净利润totaldumcddumtotalprofitcdprofitFama等(2001)、魏刚(1998)、吕长江等(2001)

解释变量终极产权性质控制权现金流量权两权分离程度控制层级控制链条数国有终极产权性质,取值1;民营终极产权性质,取值0同文献的计算方法同文献的计算方法cr/cfr

最长控制链的层级数终极控制人控制上市公司的路径数soedumcrcfrcolengthchainsLa Porta等(1999)、Claessen等(2000)、Faccio等(2002)、刘芍佳 等(2003)

公司特征盈利能力投资机会规模财务杠杆总利润/股东权益总资产增长率资产账面价值的自然对数当年负债总额/总资产roegrowthsizeleverageRozeff(1982)、原红旗(2001)、吕长江 等(1999)

股权结构第一大流通股东持股比例国有股比例非流通股比例第一大流通股东持股数/总股本数

国有股股数/总股本数非流通股股数/总股本数top1soeshrnshr

高管情况高管持股比例两职兼任情况高管人数董事、监事及高管报酬总额高级管理人员持股数/总股本数若董事长和总经理是同一人,取1;反之,取0年报披露的高级管理人员的总人数Ln(董事、监事及高管报酬总额)mngtshrsceodirmngtsizesalary

董事会、独立董事和其他董事会规模独立董事占比独立董事与公司工作地点一致性监事总规模委员会设立总数

董事会人数(含董事长)独立董事人数/董事会规模如果独立董事与上市公司工作地点一致取1;反之,取0监事总规模(含监事主席)委员会设立总数

dirboardinddirsitesupboardnumerJensen等(1992)、Fenn等(2001)、魏明海 等(2007)、刘峰 等(2004)、吕长江等(1999)

(三)实证模型

由于第一类测度股利政策的指标是股利支付可能性,故对应的模型是Logistic二元选择模型;第二类测度股利政策的指标是股利支付水平,包括总股利支付率和现金股利支付率,由于总股利支付率和现金股利支付率两类因变量的取值都介于0和1之间,属于受限因变量,如果简单采用OLS回归,可能导致估计参数无效,针对这两个受限因变量,本文采用Tobit模型。

Pr(totaldumit=1)=logistic(α+∑nii=1βitXit+∑nii=1λitCVit+εit)(1)

Pr(cddumit=1)=logistic(α+∑nii=1βitXit+∑nii=1λitCVit+εit)(2)

totalprofit=tobit(α+∑nii=1βitXit+∑nii=1λitCVit+εit)(3)

cdprofit=tobit(α+∑nii=1βitXit+∑nii=1λitCVit+εit)(4)

式中:X表示产权性质soedum、控制权cr、现金流量权cfr、两权分离度co等检验变量;CV表 示诸如公司基本特征、公司内部治理因子、行业、年度等的控制变量,ε代表回归模型的残值。

四、实证结果与分析

(一)我国上市公司终极产权性质及其控制权结构特征

表2 按终极所有者性质及产权性质分布

面板 A 按照终极所有者性质归类统计

终极所有人性质样本观测数比重(%)

国资委69014.48中央国家机关1192.5中央国有企业1433地方国有企业1483.11地方国资委169435.54地方政府3978.33个人130227.3大学440.92集体企业1493.13境外人380.8职工持股会(工会)310.65其他110.23合计4766100面板B 按照产权性质归类统计产权性质样本观测数比重(%)国有产权319166.95民营产权130227.32其他产权2735.73合计4766100

1.我国上市公司终极控制人性质

我国上市公司到底是由谁控制着呢?我们按照终极所有者性质对样本进行细分描述(表2)发现,上市公司的终极控制人身份各异,不同性质的终极控制人对应的样本数量不同。这证实了我国上市公司存在终极控制人的普遍性,支持了La Porta等(1999)和Faccio 等(2002)的研究发现。表2面板 A显示,在4766个样本观测值中,终极所有者为地方国资委的样本数达到1694个,占比达到了35.54%;其次是终极产权性质为个人的样本,有1302个,占比达到27.32%;再次是国资委为终极控制人的样本,有690个,占比为14.48%。而终极控制人为地方政府、中央国家机关、中央国有企业、大学、集体企业、职工持股会等样本各自所占比重都低于10%。表2的面板B根据产权性质对样本进行分类统计显示,终极产权为国有产权的上市公司观测值达到3191个,而终极产权为民营产权的样本观测值仅略多于终极产权为国有产权样本数的1/3。

2.我国上市公司控制权结构特征

表3对我国上市公司的控制权结构特征做了详细归类统计。表3显示,终极控制人达到控制上市公司的目的平均需要38.88%的控股比例,部分样本通过100%持股达到控制上市公司,不过最低的只需要1.49%的持股比例就可以控制上市公司。平均而言,终极控制人的现金流量权为32.53%,低于平均控股比例38.88%。控制权和现金流量权两权分离程度达到1.6479,最高值甚至高达62.5336。在所研究样本中,终极控制人控制上市公司的平均控制层级,即控制链长度达到2.3884,最长的层级达到9层,而平均的控制链条数为1.2152,其中控制链条数最高达到10条。这些数据证实了我国上市公司的股权结构相对比较集中,不同于美国、英国和爱尔兰等股权相对分散的国家,支持了La Porta 等(1999)、Claessens 等(2000)和Faccio等(2002)等的研究结果。

表3 我国上市公司控制权结构分布情况统计表(样本数:4766)

变量平均值标准离差最小值最大值中位数25%分位75%分位控制权0.38880.15940.014910.36860.26470.5098现金流量权0.32530.18360.002510.29900.18140.4605两权分离度1.64791.92870.959562.5336111.6377控制层级2.38840.848219223是否金字塔1.00170.040912111控制链条数1.21520.6580110111

表4 我国上市公司控制权结构三维分布情况

控制层级交叉持股控制链条数公司数目比重(%)1113387.09211269656.572121102.31213200.4231183117.443122154.51313751.57314230.48315110.2331830.064111853.88412811.70413370.78414120.2541540.0841640.08511300.63512350.73513100.2151460.1351610.0251910.02611120.2561270.1561440.0871210.0271610.02711010.0281210.02811020.0491210.0212120.0422320.0432120.0442220.04合计4766100

表5 我国上市公司控制权结构形式研究

归类标准公司数目比重(%)

矩形控制权结构:控制层级数=控制链条数53711.27

其中:控制层级=控制链条数=13407.13

控制层级=控制链条数=21102.31

控制层级=控制链条数=3751.57

控制层级=控制链条数=4120.25

垂直化控制权结构:控制层级数>控制链条数417587.60

扁平化控制权结构:控制层级数

合计4766100

不同于现有文献的是,本文根据“控制层级、交叉持股、控制链条”三个维度构建控制权结构,并据此对我国上市公司终极控制人采取的控制权结构进行“三位一体”的分析。表4根据“控制层级、交叉持股、控制链条”三个维度对各个观测值进行了统计归类。结果显示,我国终极控制人很少采用交叉持股的方式来实现对上市公司的控制,终极控制人采用交叉持股控制上市公司仅有0.16%(=0.04%×4)的样本;而分别有56.57%和17.44%的样本采用“2-1-1”和“3-1-1”的控制权结构方式来实现对公司的终极控制。

借鉴管理学对组织结构的研究,本文进一步根据控制层级和控制链条数两个维度对终极控制人控制上市公司的控制权结构形式做了考察(表5)。本文定义,如果控制层级数大于控制链条数,则终极控制人控制上市公司的控制权结构视为垂直化结构;如果控制层级数小于控制链条数,则终极控制人控制上市公司的控制权结构视为扁平化结构;如果控制层级数等于控制链条数,则终极控制人控制上市公司的控制权结构视为矩形结构。表5显示,87.60%样本(4175个)终极控制人通过垂直化的控制权结构来控制上市公司;11.27%的样本终极控制人通过矩形控制权结构控制上市公司,其中终极控制人通过“控制层级=控制链条数=1”的控制权结构控制上市公司的样本数有340个,占比7.13%;而通过扁平化控制权结构控制上市公司的样本仅为72个,占比不到2%。

(二)终极产权性质及其控制权结构与股利政策关系的多元回归分析

下面将在试图控制影响股利政策其他变量的影响下,详加考察终极产权性质及其控制权结构对股利政策的影响。由于单变量回归未控制其他变量的潜在影响,其结果缺乏足够的有效性和可信度,本文着重报告了多元回归的结果;在多元回归之前,本文进行了自变量之间相关性检验(表略),结果显示,除了控制权cr和现金流量权cfr的皮尔逊相关系数为0.880外,其余变量之间的相关系数都在0.50以下,多重共线性不明显。为避免同时引入控制权cr和现金流量权cfr这两个检验变量会引起多重共线性,本文通过把cfr与cr分离设定不同模型来检验。

表6报告了终极产权性质及其控制权结构与股利政策的多变量综合回归结果。表6的模型1至模型4分别对应测度股利政策的四个变量,而模型A和模型B分别对应cr和cfr来设定。这些模型不仅引入公司特征、公司内部治理、行业和年度变量,而且综合考虑了终极产权性质及其控制权结构维度对上市公司是否支付股利的影响。

从表6可以看出,在所有的模型中,控制权cr和现金流量权cfr都一致显著为正。终极控制人的控制权比例和现金流量权对上市公司股利政策具备显著正向影响,表明在我国目前投资者保护水平相对不强的环境下,终极控股股东存在利用其对上市公司的实质控制权通过股利政策来实现其利益诉求进而侵占中小股东的嫌疑,部分支持了本文提出的研究假设2a和3a,即在其他情况等同的条件下,如果利益侵占假说成立,那么随着终极控股股东控制权比例和现金流量权的提升,上市公司股利支付概率、分配力度增大。

表6 终极产权性质、控制权结构与股利政策关系的多变量回归结果

因变量总股利支付可能性模型1A模型1B

现金股利支付可能性模型2A模型2B

总股利支付水平模型3A模型3B

现金股利支付水平模型4A模型4B

检验变量soedum0.1090.099-0.097-0.128-0.008**-0.009***0.000-0.001cr1.539***1.402***0.037***0.024***cfr0.923**0.982**0.031***0.017***co0.0410.0530.0220.039-0.0010.0000.0000.001length-0.200***-0.166**-0.136*-0.103-0.004**-0.003-0.001-0.001chains0.0450.0510.0580.0620.0010.0010.0000.000

公司特征roe2.496***2.579***2.701***2.772***0.033***0.033***0.020***0.020***size0.639***0.656***0.563***0.575***0.006***0.007***0.004***0.004***growth1.571***1.557***0.891***0.883***0.018***0.018***0.006***0.006***leverage-3.787***-3.817***-3.725***-3.748***-0.100**-0.100**-0.067**-0.067**

内部治理

top1-0.969-0.812-0.788-0.673-0.042**-0.039*-0.018-0.016nshr0.520.880*0.4510.7240.0020.0080.0050.009soeshr-0.347-0.2550.0890.151-0.01-0.0100.001mngtshrs274.418280.042145.436151.0980.0080.0050.0350.033ceodir-0.206-0.209-0.224-0.228-0.001-0.001-0.002-0.002dirboard0.0430.0390.057*0.054*0000inddir-1.349-1.391-0.591-0.613-0.029-0.029-0.014-0.014sup-0.02-0.024-0.051-0.0540000mngtsize-0.005-0.005-0.018-0.01800-0.001*-0.001*salary0.841***0.830***0.959***0.951***0.017***0.017***0.013***0.013***boardnumer0.060.0560.068*0.064*0.002**0.001*0.0010.001site0.207*0.217*0.1710.180.0030.0030.0010.001

常数项-14.93**-15.10***-16.429*-16.38**-0.232**-0.233**-0.18***-0.18***年份哑变量yesyesyesyesyesyesyesyes行业哑变量yesyesyesyesyesyesyesyes样本数24582458233423342333233323342334r2_a0.3210.3260.3210.32-0.409-0.408-0.388-0.385chi21092.4841109.6371037.091034.42896.037892.9681176.431168.54sigma--------0.044***-46.6550.044***46.6460.024***-45.3330.024***-45.318

注:***、**、*分别表示在1%、5%、10%水平上显著;为节省篇幅未报告标准差。

表6进一步显示,其他变量在不同模型设定中,回归系数出现正负矛盾或者显著性前后不一致。比如,soedum在模型1A和模型1B中的估计系数为0.109和0.099,而在其他模型中却为负数;控制链条数length虽然在所有模型设定中均为负数,但是在模型2B、3B、4A、4B中均不显著而在其他模型中都显著;两权分离度co对总股利支付水平为负向影响(模型3A),表明终极控股股东倾向于独享控制权收益而不注重股利政策这一全体股东可共享收益的分配,而在对股利支付可能性却为正向影响;控制链条数chains对股利支付可能性有不显著的正面影响,对股利支付水平的影响微乎其微,表明终极控股股东并不是通过增加控制链条数来增加对上市公司的控制进而对公司财务政策施加影响。

综合来看,与Bradford等(2006)的发现一致,终极控制人的控制权和现金流量权显著影响上市公司是否发放股利、是否发放现金股利、总股利支付水平和现金股利支付水平。此外,终极产权性质(国有还是民营)局部影响上市公司股利决策,仅影响上市公司的总股利支付水平,而对是否发放股利、是否发放现金股利和现金股利支付水平并没有显著的影响。

最后,为确保研究结论可靠,我们进行了如下稳健性检验 限于篇幅,稳健性检验部分未报告结果。:(1)采用三年平均销售增长率而不是三年平均固定资产增长率作为成长性的变量,流动比例、长期负债比例替代总资产负债率作为财务杠杆的变量,主要检验变量的实证结果基本一致。(2)尽管前述的多数模型中都加入年度虚拟变量和行业虚拟变量来控制其他影响股利政策的不可观测变量的影响,但是为进一步降低潜变量及其交互影响,使得参数估计更为精确,本文采用面板模型进行稳健测试确保实证结果的严谨可靠性;采用hausman检验对是采用随机效应模型还是固定效应模型进行取舍,研究结论基本一致。

五、结论与启示

迄今为止,国内尚不见终极控股股东身份及其控制权结构如何影响股利政策的系统研究。本着实质重于形式的原则,本文基于终极控制人性质及其控制权结构而非第一大股东的持股比例作为研究视角,选取2004―2007年4766个观测值作为样本,从股利支付可能性和股利支付水平两个方面展开我国上市公司股利政策的研究。实证结果发现:

第一,我国上市公司普遍存在身份性质各异的终极控制人。其中终极产权归属于国资委、地方国资委和个人,这三类公司占到近80%;国有终极产权性质的上市公司占到近2/3,而民营终极产权性质的上市公司占到1/4,这两类公司样本占90%以上。

第二,终极控制人控制上市公司平均需要39%的控股比例,主要采取垂直化控制权结构而较少采用扁平化控制权结构和交叉持股方式来控制上市公司。

第三,终极产权性质及其对应的控制权结构影响着上市公司股利政策的制订。具体而言,终极产权性质影响着股利支付水平;终极控制人的控制权和现金流量权比例越高,股利支付水平显著越高;而两权分离度、控制层级和控制链条数也在不同模型设定下影响上市公司股利决策行为。

根据上述研究结论,我们认为,我国上市公司股利政策的研究应综合考虑终极控制人的身份性质和所采取的控制权结构及其背后自身利益诉求的可能动机;从监管层面上看,要进一步规范上市公司产权结构信息的披露,并强化上市公司对股东的回报意识,合理引导上市公司股利分配行为,遏制终极控股股东对上市公司有限资源的侵占,保护中小投资者利益,促进整个资本市场的健康持续发展。

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Ultimate Ownership, Control Structure and Dividend Policy

WANG Yihui1,2LI Changqing2

(1.Guangdong Tobacco Monopoly Administration, Guangzhou 510610;

2.School of Management, Xiamen University, Xiamen 361005)

Abstract: Differing from the exiting literature, this paper takes more than 4500 listed companies in China between 2004 and 2007 as samples to explore the ultimate owners and control structures′ effect on dividend policy. The empirical results show that the ultimate ownership and its control structures are main determinants of dividend policy, especially ownership and cash flow rights, which have positive significant impact on dividend policy of Chinese listed companies.

Keywords: corporate governance; dividend policy; control structure; cash flow rights