股權制衡與現金股利政策

彭娣++林艷

【摘 要】 采用我國上市公司2009—2011年相關數據，通過實證的方法，研究股權制衡對現金股利政策的影響。實證結果表明：第一，現金股利與第一大股東持股比例顯著正相關；第二，股權制衡度與現金股利呈倒U型關系，當股權制衡度∈（0，0.90），其他大股東會與第一大股東合謀，傾向現金股利分配，當股權制衡度∈（0.90，4），會對第一大股東進行有效監督和制約，抑制其利用現金股利進行利益攫取的行為。

【關鍵詞】 第一大股東； 股權制衡； 現金股利

一、引言

現金股利政策作為最普遍的股利發放方式，其恰當制定，既能為公司塑造良好形象，又能吸引大量投資者對公司進行投資，從而促使公司長期、穩定的發展。因此，上市公司都會在如何制定現金股利政策上下足工夫。在西方，特別是英美等國家，大部分公司的股權結構屬于分散型，股東和公司管理層之間的利益沖突較大，管理層會為了私利而侵占股東的利益，現金股利可以解決此類代理問題。而在我國，代理問題主要表現在大股東和中小股東之間的矛盾，在證券市場監管力度和信息披露力度不斷加大的情況下，大股東采用關聯交易和資金占用等方式侵占上市公司資源已變得越來越難，現金股利則成為大股東“合法”獲取現金進行侵占的手段。由于股權過于集中，大股東尤其是第一大股東能夠對公司股利政策進行有效的控制，大多數公司制定股利政策并不主要基于其業績及盈利水平，隨意性很大，大股東為獲取私人利益造成了許多超能力派現問題，從而侵害了中小股東的利益。股權制衡是指幾個大股東共享控制權，通過內部牽制，使任何一個大股東都不能單獨控制公司決策。該理論指出多個大股東的制衡在一定程度上能夠抑制第一大股東的利益攫取行為，進而保護中小股東的利益。然而，在中國特殊的體制下，股權制衡是否真正發揮作用，對現金股利政策產生了怎樣的影響值得研究。

二、文獻綜述

在國外，由于股利分配問題的復雜性和特殊性，它一直是很多投資者和研究者關注的焦點。早期研究認為現金股利可以解決第一類代理問題，如Easter Brook（1984）認為，公司管理者與股東之間存在著代理沖突，提高股利支付水平，是減少管理者自由支配現金流的有效方法。隨著研究的深入，西方學者漸漸發現，現金股利可能會成為大股東侵害其他中小股東利益的手段。JLLS（2000）首先提出了“利益輸送”的概念，認為公司的控股股東能通過各種手段從企業轉移資產和利潤，從而侵害其他中小股東的利益，而發放現金股利就是其中一種合法的方式，在很多國家的上市公司中，由于股權高度集中，大股東有通過現金股利攫取中小股東利益的動機。在國內，文獻多集中于探討控股股東通過發放現金股利進行的“利益輸送”行為。大量的研究認為，我國上市公司的大股東偏好運用現金股利的形式進行利益侵占。謝軍（2006）研究了股利政策和第一大股東持股之間的統計關系，研究結論為：第一大股東具有發放現金股利的顯著動機，而且這種動機與股東性質無關。劉澤榮、黃文杰（2013）以2000至2010年A股上市公司為樣本，分析了股權結構對現金股利支付傾向的影響，研究結果表明：股權集中度越高，現金股利支付水平越高，但在股權實現全流通后，這種影響顯著降低。

當公司有多個大股東時，其他大股東對控股股東可能起到監督的作用，Bennedsen and Wolfenzon（2000）認為當公司存在多個大股東時，通過相互制衡能有效地抑制第一大股東的掏空行為，降低對中小股東的利益損害。在我國，有些研究認為其他大股東尤其是第二大股東確實起到了制衡作用。吳明禮、李世濤（2007）從代理理論的角度，考察了2002年至2004年我國上市公司股權結構和股權制衡對現金股利政策的影響，研究認為，第二大股東對第一大股東制衡度的提高，可以制約第一大股東利用現金股利進行“利益輸送”行為。朱德勝（2010）利用我國上市公司2003年至2006年的數據研究了控股股東、股權制衡與公司股利政策之間的關系，研究結果表明：公司存在制衡股東時，會在一定程度上約束控股股東的機會主義行為，股權制衡可以替代股利的派發成為降低公司代理成本的手段。而有些研究則認為其他大股東非但沒有起到制衡作用反而有附和第一大股東的趨勢。唐躍軍、謝仍明（2006）依據1999年至2003年我國主板上市公司的數據，觀察到其他大股東有依附控股股東或與其結盟的傾向。

三、研究設計

（一）研究假設

從經濟人假設的角度，人的行為都是為了最大限度滿足自己的私利。股東持有上市公司是為獲取收益，只要能給他們帶來穩定的收益，他們就選擇此種方法。股權分置改革后，股市已基本邁入了全流通時代，股東既可以在二級市場通過股票的買賣賺取差價，也可以通過收到現金股利獲取收益。在二級市場買賣股票存在風險，所以他們并不希望將手中的股票賣出?，F金股利政策是一種見效快并合情合法的方式，大股東往往期望通過高派現來迅速收回創業成本，其持股比例越高，在派現中獲得的收益就越大。面對這種高收益第一大股東會有強烈的動機利用手中的控制權獲取私人收益，通過派發高額現金股利對上市公司進行利益侵占的可能性就越大。

根據前面的分析，本文提出以下假設：

H1：第一大股東持股比例越高，分配的現金股利越多，二者呈正相關關系。

第一大股東利用現金股利進行的“隧道挖掘”行為，在其獲得超額報酬的同時侵占了其他大股東的利益，其他大股東雖然有意愿與第一大股東制衡，但當其持股比例較低，與第一大股東持股相差懸殊時，由于制衡能力較弱，往往會依附第一大股東共同進行“挖掘”；當其他大股東持股較高時，有能力與第一大股東制衡并對其自利行為進行監督和抑制，使得第一大股東不能輕易地利用高額現金股利侵占上市公司資源。

根據前面的分析，本文提出以下假設：

H2：股權制衡度與現金股利呈曲線關系，現金股利開始隨股權制衡度的提高而增加，而后又隨股權制衡度的提高而下降。endprint

（二）樣本選取及數據來源

筆者從銳思數據庫選取了2009年至2011年分配現金股利的A股上市公司作為研究樣本，為了避免對實證結果產生影響，對數據做了如下篩選：（1）剔除2009年之后上市的公司，只選取2008年12月31日之前上市的公司；（2）剔除金融類上市公司，金融行業上市公司的股權結構與其他行業相比區別較大，因此將其剔除；（3）剔除被ST、PT的公司；（4）剔除數據不完整的上市公司?；谝陨显瓌t最終確定的樣本數為2 253個，包括2009年725個，2010年742個，2011年786個。

（三）變量定義

1.被解釋變量

本文選取代表公司發放了多少現金股利的指標每股現金股利（DPS）作為被解釋變量。

2.解釋變量

這里考慮的指標有：第一，第一大股東持股比例（S1）指的是公司第一大股東持有的股票數與公司所有股票數的比值；第二，股權制衡度（Z），本文參照黃渝祥（2003）對股權制衡度的定義，用第二大股東到第五大股東持股之和與第一大股東持股的比值表示股權制衡程度。

3.控制變量

很多因素都會影響公司現金股利政策，對這些變量必須加以控制。本文考慮的因素有：第一，公司規模（LNSIZE），大公司與小公司相比可能更注重其形象和聲譽，因此兩者股利政策會有所差異，本文采用總資產的對數作為公司規模的控制變量。第二，公司資產負債率（DEBT），公司在簽訂長期債務合同時，債權人為維護自身利益會對公司現金股利加以限制，公司在制定股利政策時會受到契約的約束。第三，公司盈利水平，本文選取被操縱程度小的主營業務資產收益率（CROA）作為描述公司盈利水平的指標。第四，公司成長性（GROWTH），本文以營業收入增長率來表示。

本文涉及的變量定義具體如表1所示。

（四）模型構建

為了分析股東制衡與現金股利政策的關系，本文提出了兩個假設。為了驗證這些假設，建立計量模型如下所示：

四、實證結果分析

（一）描述性統計

本文描述性統計結果見表2。如表2所示，樣本公司每股現金股利的最大值為3.997，最小值為0.0035，可見我國上市公司現金股利分配政策差異很大。第一大股東持股比例最大值為85.2318%，平均值為38.2030%，持股比例大于50%的樣本數為556，占總樣本的24.67%，股權制衡度的均值為0.514792。通常認為股權制衡度大于1才有可能對第一大股東真正起到制衡作用，樣本公司中股權制衡度大于1的樣本數為342，占總樣本的15.18%。由此可以看出，在我國上市公司中“一股獨大”的現象仍然很普遍，第一大股東往往處于絕對控股地位，公司內部缺乏有效的制衡機制，其他股東制衡能力還很弱，很難對第一大股東構成威脅。

（二）回歸分析

回歸模型的結果如表3。從表3中可以得出，回歸方程的F值為116.230，相伴概率為0.000，通過顯著性檢驗，說明該回歸模型具有統計學意義；第一大股東持股比例與現金股利在1%的水平下顯著正相關，說明第一大股東偏好高額現金股利，將原本作為“利益分享機制”的現金股利政策轉變為利益輸送工具，驗證了H1；股權制衡度回歸系數為正，對現金股利產生顯著正向影響，股權制衡度平方項則與現金股利顯著負相關。為檢驗模型的優劣，本文還對股權制衡度與現金股利進行了線性回歸，回歸結果顯示其擬合度小于模型Ⅰ。筆者認為模型Ⅰ的解釋能力較好，因此本文認為，股權制衡度與現金股利呈現二次曲線關系，驗證了H2。由回歸結果可知，Z2的系數為-0.124，Z的系數為0.223，故二次曲線的開口方向向下，股權制衡度與現金股利之間存在倒U型關系。由曲線的一次導數：DPS'=0.223-0.248*Z=0，求得Z=0.90，股權制衡度取值范圍為（0，4）時才具有經濟意義。由此可得，當Z∈（0，0.90）時，Z與DPS正相關，這說明當股權制衡度較低時，由于其他大股東的持股比例過低，與第一大股東相差甚遠，制衡能力較弱，導致其沒有能力牽制第一大股東，在這種情形下，依附控股股東獲得的收益高于監督制衡帶來的收益，其他大股東會選擇與第一大股東共謀卷入“隧道行為”。當Z∈（0.90，4）時，Z與DPS負相關，說明當股權制衡度較高時，其他大股東能有效地約束和監督第一大股東的行為，從而顯著地影響公司的股利政策，抑制第一大股東的“隧道效應”。

從控制變量的回歸結果還可以得知，上市公司的規模、盈利水平對現金股利支付水平有顯著的正向影響；資產負債率高的上市公司會發放較少的現金股利，說明上市公司在確定現金股利量時會考慮其對償債能力的影響；上市公司成長性的回歸系數在10%的水平下顯著為負，這是因為當公司成長性較好時，對資金的需求量大，公司很可能會考慮少發現金股利，將較多的利潤用于投資和發展。

五、結論與建議

本文以2009年至2011年分配股利的A股上市公司為樣本，用實證的方法研究了股權制衡與現金股利政策的關系，研究結論主要有：第一，第一大股東持股比例與現金股利顯著正相關，即第一大股東持股比例越高，越有足夠的動機和能力通過發放現金股利來轉移公司資產，從而公司發放的現金股利也就越多；第二，股權制衡度與現金股利之間呈現曲線關系，若股權制衡度較低，其他大股東會追隨第一大股東的行為，合謀利用現金股利侵占公司資產，若股權制衡度較高，其他大股東會制約第一大股東的行為?；谝陨涎芯拷Y論，本文建議：第一，進一步加強對控股股東的約束與監督，考察上市公司股利分配的合理性；第二，加快股權結構的改革，改變“一股獨大“的現狀，構建有效的股權制衡結構，使其他大股東有能力與第一大股東抗衡，真正參與到公司治理中；第三，加強市場監管，健全中小投資者利益保護機制。

【參考文獻】

[1] Easter brook and Frank. Two agency cost explanations of dividends[J]. American Economic Review，1984（74）：650-659.

[2] Johnson，S.，R. La Porta，F. Lopez- de- Silanes，A. Shleifer，Tunneling[J].American Economic Review （Papers and Proceedings），2000（90）：22-27.

[3] 謝軍.股利政策、第一大股東和公司成長性：自由現金流理論還是掏空理論[J].會計研究，2006（1）： 53-59.

[4] 劉澤榮，黃文杰.股權結構對于現金股利支付傾向的影響研究[J].會計之友，2013（4）：79-84.

[5] Bennedsen，Morten and Daniel Woifenzon.The B-

alanee of Power in Closely Held Corporations[J].Journal of Financia1 Economics，2000（58）：113-139.

[6] 吳明禮，李世濤.我國上市公司現金股利政策與股權結構、股權制衡的關系[J].產業經濟研究，2007（3）：23-29.

[7] 朱德勝.控股股東、股權制衡與公司股利政策選擇[J].山東大學學報，2010（3）：1-10.

[8] 唐躍軍，謝仍明.大股東制衡機制與現金股利的隧道效應：來自1999—2003年中國上市公司的證據[J].南開經濟研究，2006（1）：60-78.endprint

（二）樣本選取及數據來源

筆者從銳思數據庫選取了2009年至2011年分配現金股利的A股上市公司作為研究樣本，為了避免對實證結果產生影響，對數據做了如下篩選：（1）剔除2009年之后上市的公司，只選取2008年12月31日之前上市的公司；（2）剔除金融類上市公司，金融行業上市公司的股權結構與其他行業相比區別較大，因此將其剔除；（3）剔除被ST、PT的公司；（4）剔除數據不完整的上市公司?；谝陨显瓌t最終確定的樣本數為2 253個，包括2009年725個，2010年742個，2011年786個。

（三）變量定義

1.被解釋變量

本文選取代表公司發放了多少現金股利的指標每股現金股利（DPS）作為被解釋變量。

2.解釋變量

這里考慮的指標有：第一，第一大股東持股比例（S1）指的是公司第一大股東持有的股票數與公司所有股票數的比值；第二，股權制衡度（Z），本文參照黃渝祥（2003）對股權制衡度的定義，用第二大股東到第五大股東持股之和與第一大股東持股的比值表示股權制衡程度。

3.控制變量

很多因素都會影響公司現金股利政策，對這些變量必須加以控制。本文考慮的因素有：第一，公司規模（LNSIZE），大公司與小公司相比可能更注重其形象和聲譽，因此兩者股利政策會有所差異，本文采用總資產的對數作為公司規模的控制變量。第二，公司資產負債率（DEBT），公司在簽訂長期債務合同時，債權人為維護自身利益會對公司現金股利加以限制，公司在制定股利政策時會受到契約的約束。第三，公司盈利水平，本文選取被操縱程度小的主營業務資產收益率（CROA）作為描述公司盈利水平的指標。第四，公司成長性（GROWTH），本文以營業收入增長率來表示。

本文涉及的變量定義具體如表1所示。

（四）模型構建

為了分析股東制衡與現金股利政策的關系，本文提出了兩個假設。為了驗證這些假設，建立計量模型如下所示：

四、實證結果分析

（一）描述性統計

本文描述性統計結果見表2。如表2所示，樣本公司每股現金股利的最大值為3.997，最小值為0.0035，可見我國上市公司現金股利分配政策差異很大。第一大股東持股比例最大值為85.2318%，平均值為38.2030%，持股比例大于50%的樣本數為556，占總樣本的24.67%，股權制衡度的均值為0.514792。通常認為股權制衡度大于1才有可能對第一大股東真正起到制衡作用，樣本公司中股權制衡度大于1的樣本數為342，占總樣本的15.18%。由此可以看出，在我國上市公司中“一股獨大”的現象仍然很普遍，第一大股東往往處于絕對控股地位，公司內部缺乏有效的制衡機制，其他股東制衡能力還很弱，很難對第一大股東構成威脅。

（二）回歸分析

回歸模型的結果如表3。從表3中可以得出，回歸方程的F值為116.230，相伴概率為0.000，通過顯著性檢驗，說明該回歸模型具有統計學意義；第一大股東持股比例與現金股利在1%的水平下顯著正相關，說明第一大股東偏好高額現金股利，將原本作為“利益分享機制”的現金股利政策轉變為利益輸送工具，驗證了H1；股權制衡度回歸系數為正，對現金股利產生顯著正向影響，股權制衡度平方項則與現金股利顯著負相關。為檢驗模型的優劣，本文還對股權制衡度與現金股利進行了線性回歸，回歸結果顯示其擬合度小于模型Ⅰ。筆者認為模型Ⅰ的解釋能力較好，因此本文認為，股權制衡度與現金股利呈現二次曲線關系，驗證了H2。由回歸結果可知，Z2的系數為-0.124，Z的系數為0.223，故二次曲線的開口方向向下，股權制衡度與現金股利之間存在倒U型關系。由曲線的一次導數：DPS'=0.223-0.248*Z=0，求得Z=0.90，股權制衡度取值范圍為（0，4）時才具有經濟意義。由此可得，當Z∈（0，0.90）時，Z與DPS正相關，這說明當股權制衡度較低時，由于其他大股東的持股比例過低，與第一大股東相差甚遠，制衡能力較弱，導致其沒有能力牽制第一大股東，在這種情形下，依附控股股東獲得的收益高于監督制衡帶來的收益，其他大股東會選擇與第一大股東共謀卷入“隧道行為”。當Z∈（0.90，4）時，Z與DPS負相關，說明當股權制衡度較高時，其他大股東能有效地約束和監督第一大股東的行為，從而顯著地影響公司的股利政策，抑制第一大股東的“隧道效應”。

從控制變量的回歸結果還可以得知，上市公司的規模、盈利水平對現金股利支付水平有顯著的正向影響；資產負債率高的上市公司會發放較少的現金股利，說明上市公司在確定現金股利量時會考慮其對償債能力的影響；上市公司成長性的回歸系數在10%的水平下顯著為負，這是因為當公司成長性較好時，對資金的需求量大，公司很可能會考慮少發現金股利，將較多的利潤用于投資和發展。

五、結論與建議

本文以2009年至2011年分配股利的A股上市公司為樣本，用實證的方法研究了股權制衡與現金股利政策的關系，研究結論主要有：第一，第一大股東持股比例與現金股利顯著正相關，即第一大股東持股比例越高，越有足夠的動機和能力通過發放現金股利來轉移公司資產，從而公司發放的現金股利也就越多；第二，股權制衡度與現金股利之間呈現曲線關系，若股權制衡度較低，其他大股東會追隨第一大股東的行為，合謀利用現金股利侵占公司資產，若股權制衡度較高，其他大股東會制約第一大股東的行為。基于以上研究結論，本文建議：第一，進一步加強對控股股東的約束與監督，考察上市公司股利分配的合理性；第二，加快股權結構的改革，改變“一股獨大“的現狀，構建有效的股權制衡結構，使其他大股東有能力與第一大股東抗衡，真正參與到公司治理中；第三，加強市場監管，健全中小投資者利益保護機制。

【參考文獻】

[1] Easter brook and Frank. Two agency cost explanations of dividends[J]. American Economic Review，1984（74）：650-659.

[2] Johnson，S.，R. La Porta，F. Lopez- de- Silanes，A. Shleifer，Tunneling[J].American Economic Review （Papers and Proceedings），2000（90）：22-27.

[3] 謝軍.股利政策、第一大股東和公司成長性：自由現金流理論還是掏空理論[J].會計研究，2006（1）： 53-59.

[4] 劉澤榮，黃文杰.股權結構對于現金股利支付傾向的影響研究[J].會計之友，2013（4）：79-84.

[5] Bennedsen，Morten and Daniel Woifenzon.The B-

alanee of Power in Closely Held Corporations[J].Journal of Financia1 Economics，2000（58）：113-139.

[6] 吳明禮，李世濤.我國上市公司現金股利政策與股權結構、股權制衡的關系[J].產業經濟研究，2007（3）：23-29.

[7] 朱德勝.控股股東、股權制衡與公司股利政策選擇[J].山東大學學報，2010（3）：1-10.

[8] 唐躍軍，謝仍明.大股東制衡機制與現金股利的隧道效應：來自1999—2003年中國上市公司的證據[J].南開經濟研究，2006（1）：60-78.endprint

（二）樣本選取及數據來源

筆者從銳思數據庫選取了2009年至2011年分配現金股利的A股上市公司作為研究樣本，為了避免對實證結果產生影響，對數據做了如下篩選：（1）剔除2009年之后上市的公司，只選取2008年12月31日之前上市的公司；（2）剔除金融類上市公司，金融行業上市公司的股權結構與其他行業相比區別較大，因此將其剔除；（3）剔除被ST、PT的公司；（4）剔除數據不完整的上市公司?；谝陨显瓌t最終確定的樣本數為2 253個，包括2009年725個，2010年742個，2011年786個。

（三）變量定義

1.被解釋變量

本文選取代表公司發放了多少現金股利的指標每股現金股利（DPS）作為被解釋變量。

2.解釋變量

這里考慮的指標有：第一，第一大股東持股比例（S1）指的是公司第一大股東持有的股票數與公司所有股票數的比值；第二，股權制衡度（Z），本文參照黃渝祥（2003）對股權制衡度的定義，用第二大股東到第五大股東持股之和與第一大股東持股的比值表示股權制衡程度。

3.控制變量

很多因素都會影響公司現金股利政策，對這些變量必須加以控制。本文考慮的因素有：第一，公司規模（LNSIZE），大公司與小公司相比可能更注重其形象和聲譽，因此兩者股利政策會有所差異，本文采用總資產的對數作為公司規模的控制變量。第二，公司資產負債率（DEBT），公司在簽訂長期債務合同時，債權人為維護自身利益會對公司現金股利加以限制，公司在制定股利政策時會受到契約的約束。第三，公司盈利水平，本文選取被操縱程度小的主營業務資產收益率（CROA）作為描述公司盈利水平的指標。第四，公司成長性（GROWTH），本文以營業收入增長率來表示。

本文涉及的變量定義具體如表1所示。

（四）模型構建

為了分析股東制衡與現金股利政策的關系，本文提出了兩個假設。為了驗證這些假設，建立計量模型如下所示：

四、實證結果分析

（一）描述性統計

本文描述性統計結果見表2。如表2所示，樣本公司每股現金股利的最大值為3.997，最小值為0.0035，可見我國上市公司現金股利分配政策差異很大。第一大股東持股比例最大值為85.2318%，平均值為38.2030%，持股比例大于50%的樣本數為556，占總樣本的24.67%，股權制衡度的均值為0.514792。通常認為股權制衡度大于1才有可能對第一大股東真正起到制衡作用，樣本公司中股權制衡度大于1的樣本數為342，占總樣本的15.18%。由此可以看出，在我國上市公司中“一股獨大”的現象仍然很普遍，第一大股東往往處于絕對控股地位，公司內部缺乏有效的制衡機制，其他股東制衡能力還很弱，很難對第一大股東構成威脅。

（二）回歸分析

回歸模型的結果如表3。從表3中可以得出，回歸方程的F值為116.230，相伴概率為0.000，通過顯著性檢驗，說明該回歸模型具有統計學意義；第一大股東持股比例與現金股利在1%的水平下顯著正相關，說明第一大股東偏好高額現金股利，將原本作為“利益分享機制”的現金股利政策轉變為利益輸送工具，驗證了H1；股權制衡度回歸系數為正，對現金股利產生顯著正向影響，股權制衡度平方項則與現金股利顯著負相關。為檢驗模型的優劣，本文還對股權制衡度與現金股利進行了線性回歸，回歸結果顯示其擬合度小于模型Ⅰ。筆者認為模型Ⅰ的解釋能力較好，因此本文認為，股權制衡度與現金股利呈現二次曲線關系，驗證了H2。由回歸結果可知，Z2的系數為-0.124，Z的系數為0.223，故二次曲線的開口方向向下，股權制衡度與現金股利之間存在倒U型關系。由曲線的一次導數：DPS'=0.223-0.248*Z=0，求得Z=0.90，股權制衡度取值范圍為（0，4）時才具有經濟意義。由此可得，當Z∈（0，0.90）時，Z與DPS正相關，這說明當股權制衡度較低時，由于其他大股東的持股比例過低，與第一大股東相差甚遠，制衡能力較弱，導致其沒有能力牽制第一大股東，在這種情形下，依附控股股東獲得的收益高于監督制衡帶來的收益，其他大股東會選擇與第一大股東共謀卷入“隧道行為”。當Z∈（0.90，4）時，Z與DPS負相關，說明當股權制衡度較高時，其他大股東能有效地約束和監督第一大股東的行為，從而顯著地影響公司的股利政策，抑制第一大股東的“隧道效應”。

從控制變量的回歸結果還可以得知，上市公司的規模、盈利水平對現金股利支付水平有顯著的正向影響；資產負債率高的上市公司會發放較少的現金股利，說明上市公司在確定現金股利量時會考慮其對償債能力的影響；上市公司成長性的回歸系數在10%的水平下顯著為負，這是因為當公司成長性較好時，對資金的需求量大，公司很可能會考慮少發現金股利，將較多的利潤用于投資和發展。

五、結論與建議

本文以2009年至2011年分配股利的A股上市公司為樣本，用實證的方法研究了股權制衡與現金股利政策的關系，研究結論主要有：第一，第一大股東持股比例與現金股利顯著正相關，即第一大股東持股比例越高，越有足夠的動機和能力通過發放現金股利來轉移公司資產，從而公司發放的現金股利也就越多；第二，股權制衡度與現金股利之間呈現曲線關系，若股權制衡度較低，其他大股東會追隨第一大股東的行為，合謀利用現金股利侵占公司資產，若股權制衡度較高，其他大股東會制約第一大股東的行為。基于以上研究結論，本文建議：第一，進一步加強對控股股東的約束與監督，考察上市公司股利分配的合理性；第二，加快股權結構的改革，改變“一股獨大“的現狀，構建有效的股權制衡結構，使其他大股東有能力與第一大股東抗衡，真正參與到公司治理中；第三，加強市場監管，健全中小投資者利益保護機制。

【參考文獻】

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