E外资持股股利支付股利政策动态调整

1、投稿组别：企业产业经济外资持股、股利支付与股利政策动态调整基于Rebprobit与Regoprobit模型的实证研究周县华范庆泉内容提要：本文研究了外资持股对股利支付和股利政策动态调整的影响。结果表明，外 资持股比例提高时，公司更倾向于支付股利。同时，实施增加股利支付政策的概率也会增加； 而实施不变和减少股利支付政策的概率会降低。本文支持了外资是“现金追逐者“的命题，本 文的结论对于资本市场中外资角色的把握也具有重要的现实意义。关键词：外资持股；股利支付：随机效应二元概率(Rebprobit)模型：随机效应广义排 序概率(Regoprobit)模型Foreign Shareholding Di

2、vidend Payout and Dynamic Adjustment ofDividend PolicyZhou XianhuaL 2 Fan Qingquan2(1. China Institute for ActuarialScience,Central University of Finance and Economics, Bejing,100081 o 2. An Hua Agriculture Insurance Research Institute, Beijing, 100037)Abstract: This article analyze the effect of th

3、e foreign investors on the dividend payout and dynamic adjustment of dividend policy. The conclusion shows that the effect of a higher level of foreign ownership and an increase in foreign ownership relative to the previous fiscal year on the dividend payout is significantly positive effect. Meanwhi

4、le, it shows that a higher level of foreign ownership and a larger 1-year increase are associated with a significantly higher (lower) probability of an increase (no change and a decrease) in dividend It is significantthat how to comprehensively understand and judge the effect of the foreign investor

5、s on the Chinese listed companies.Key words: Foreign Shareholding： Dividend Payout： Random Effects Binary Probit Model： Random Effects Generalized Ordered Probit Model*周县华( 1978-).男，汉族,吉林蛟河人,中央财经大学中国精算研究院.讲师博士,研究方向：资 本市场、保险精算：联系地址：北京市学院南路39号中央财经大学保险学院：邮政编码:100081：联 系电话邮箱地址：zliouxhcufe-i

6、ns.sinaiiet.conu (1985),男，汉族，山东聊城人，研 究方向：经济汁址分析：邮箱地址:fanqingquano一、前言全球最权威、最客观的联合国贸易和发展组织发布的投资报告2010-2012年世界投 资前景调査显示，世界前15个最具吸引力的投资目的地中，中国继续位居第一，是跨国 公司首选的投资目的地。与此相应,近些年来已经有越来越多的外国投资者对中国的上市公 司表现出浓厚的兴趣，实际控制人为外资背景的上市公司也由2003年的31家上升到2010 年的99家。在评价有关外资的一些文献里，很多学者似乎还是倾向于强调外资带来技术进步的重要 性(Liu, 2002：张海洋，2005

7、；王红领、李稻葵、冯俊新，2006；亓朋、许和连、艾洪山， 2008；王志鹏、李子奈，2003) o这在中国“改革开放的30年中表现得尤苴突出。然而双汇 发展、山西金叶、华映科技的外资股东对现金股利的狂热让我们看到了外资的另一而。我们 认为，在讨论外资作用的文献里，把“我们得到了什么”与“他们为什么来”分割开来的做法 并不妥当。也许，从股利支付角度研究外资会给我们带来新的思考。但这样的研究却较少引 起关注。那么在中国(新兴市场的代表)，双汇发展等公司的股利政策究竟是一种普遍现象，还 是个别案例？这些问题直接关系到外资是否是现金追逐者”的问题。已有文献关于外资股东与股利政策之间的研究并不一致。一

8、方而，股东客户论(Black and Scholes, 1974： Allen. Bernardo and Welch, 2000)认为，外资股东理性经理人的特征导致其 对股利更加喜爱，从而提髙其在髙股利支付公司的持股比例。代理理论(Baba, 2009)也强 调外资股东相对于内部股东而言，将面临较髙程度的信息不对称，因此与留存收益相比，他 们更喜欢股利。但一些经验研究却得到了相反的结论。Dahlquistetal (2003)为对瑞典的研究发现，外 资更喜欢高现金但低股利的公司。Wang. Hou and Khan (2007)对台湾地区的研究也发现， 为了获得税收优惠，外资机构更喜欢支付较

9、低现金股利的公司。最重要的，来自印度(Kumar, 2003)和巴基斯坦(Ahmad and Javid. 2010)这两个新兴市场的研究显示，外资股东与股利 支付之间并没有明显的正相关关系具体到中国，现金充裕的公司真得会吸引外资股东这类特殊“客户”吗？外资股东又是如 何影响股利政策的？为了澄淸这些问题，本文在研究过程中使用了经典的随机效应二元选择 概率(Random Effects Binary Probit, Rcbprobit)方法和最近几年发展起来的随机效应广义 排序概率(Random Effects Generalized Ordered Probit, Regoprobit)方法。

10、我们发现,外资持股 对股利支付的影响是显著为正的。列外，外资持股也会影响股利政策的动态调整，当外资持 股提高时，公司实施比前一年更多股利支付的槪率会增加：而维持股利不变或减少的概率会 相应降低。我们的研究为“外资追逐现金股种提供了新的来自中国市场的经验证据。这些结 论对我们认识外资在资本市场中所扮演的角色和作用都具有重要的现实意义。本文的结构安排如下：第二部分是有关股东对股利支付影响和研究方法的文献综述，并 指出本文的贡献；第三部分是对数据来源与变量的一般介绍；第四部分是模型与实证结果分 析：最后一部分是本文的结论。二、文献回顾与评论利用外资30年的历程，彰显了中国对外开放的时代意义和强大生命

11、力，是中国改革开 放30年辉煌业绩中最为经典和最具代表性的成果之一(赵晋平，2008)。外资的重要性在中 国是一个可以被经验所感知的事实。外资能够直接或间接促进东道国技术水平的进步(Liu, 2002；张海洋，2005；王红领、李稻葵、冯俊新，2006),并产生明显的外溢效应(亓朋、 许和连、艾洪山，2008：王志鹏、李子奈，2003)0然而，关于外资股东与公司股利分配之 间的关系却较少引起关注。与此类似，虽然近些年来对于中国股利分配特征的研究已经取得 了大量成果，但这些研究主要考察的是决立股利分配要素中的股权性质、持股比例、法律环 境、生命周期(应展宇,2004：魏刚，1998；蓝发钦，20

12、01；陈信元、陈冬华、时旭，2003： 雷光勇和刘慧龙，2007：杨汉明，2008)o长期以来在中国资本市场中扮演重要角色的外资 (如何影响股利政策)，却往往被学界所忽视。对中国学者们来说，外资股东对于上市公司 股利政策的影响是非常富有挑战性的问题。对这个问题的回答将有助于我们理解外资投资中 国上市公司的真正意图。另外，对政府该如何调整政策以适应外资的特有诉求，也将具有重 要的现实意义。事实上，有关股东对股利支付影响的研究已经非常丰富，这些研究一般从三个层而展开:(1) 在股东层而上，代理理论被广泛引用。即公司股东为了降低代理成本，会促使管理者 增发股利。(Jensen and Mccklin

13、g. 1976： Easterbrook, 1984)。Rozeff (1982)也指出，在 影响股利政策的诸多因素中，与投资决策、经营和财务杠杆相比，可能代理成本更加重要。(2) 在外部股东层而上，已有研究一般会强调股利客户论和信心不对称理论的重要性。 Miller and Modigliani(1961)提岀，考虑到税收因素，投资者会形成偏好不同股利水平的客户。 这一观点得到了Black and Scholes (1974)的支持，他们发现有些投资者喜欢髙股利，而有些 投资者则喜欢低股利。Brennan and Thakor( 1990)干脆建立了一个基于信息不对称的理论框 架，在该框架中

14、，博弈的双方不是经理人与股东，而是获知较多信息的股东(内部股东)与 信息缺乏的股东(外部股东)。内部股东可以通过资产垃换、转移定价、投资策略、甚至直 接窃取等手段侵占外部股东利益，所以相对于留存收益来讲，外部股东更偏好股利(La Porta. Lopez-de-Silanes. Shleifer and Vishny, 2000)0 (3)在外资股东层面上，虽然从代理角度岀发， 所有股东可能都希望发放股利以降低代理成本。然而，这种对股利需求的紧迫性也是有差异 的。一项针对日本资本市场的研究发现(Baba, 2009),外资持股增加会提髙公司的股利支 付倾向，公司实施比前一年更多股利支付政策的概

15、率也会大大提髙。无独有偶，Jeon. Lee and Moffatts ( 2010 )在研究韩国资本市场时也指岀，信息不对称下的逆向选择论(Choe. Kohand Stultz, 2005)可以很好地解释为什么外资股东会促进上市公司支付现金股 利。上述研究表明，外资股东要求股利支付的主要原因是，与内资股东相比，外资股东而临 更高程度的信息不对称，因此他们更喜欢在手之鸟(股利)，毕竟，在林之鸟(留存收益) 可能还会飞走。然而，尽管上述文献从理论上和经验上都证明了 “外资是现金追逐者”这个命题，但仍有一 些研究对此并不认同。Allcn.Bcrnardo, and Welch (2000)在研究

16、股利信号理论的时候发 现，公司经常会提高股利发放，向那些信息充分的股东表达一种信号，即公司运营一切正常， 前景良好。这表明股利的发放是出自于公司信号传递的诉求，而并非外资股东“强迫所致”。 Dahlquist et al. (2003)对瑞典，Wang, Hou and Khan (2007)对台湾地区的研究甚至得到截 然相反的结论，即外资机构更喜欢的是那些现金充裕，但支付较低现金股利的公司。如果说 上述研究还主要是针对发达市场的争论，那么来自印度(Kumar, 2003)和巴基斯坦(Ahmad and Javid, 2010)这两个新兴市场的研究就不得不引起我们更多的注意，他们在运用了包括

17、The Full Adjustment Model (FAM)、The Partial Adjustment Model (PAM)、The Waud Model (WM)、The Earnings Trend Model (ETM)和The Proposed Model (PM)等众多模型之后， 得到的结论是：并没有明显的证据表明，外资股东与股利分配之间存在正相关关系。上述分歧表明，代理成本与股利政策的关系要远比我们想象的复杂(Baba,2008)o因此, 要正确估计外资股东和现金股利之间的关系也并非易事，这在技术上需要克服由遗漏变疑引 起的偏误。Kumar (2003)和Ahmad and

18、 Javid (2010)的结论是在忽视了异质性问题的基础 上得出的。但往往是这些被忽略的异质性可能会引起边际效应估计的不一致性(Wooldridge, 2002),进而引致错误的结论。从目前国内研究股利支付影响因素的方法看，主要以传统的多元回归为主(李增泉、孙 铮、任强，2004：雷光勇、刘慧龙，2007) 0但是严华酸、苍玉权、严明(2003)指岀由于 不少公司没有发放股利，英股利支付水平为0,而国内的研究者通常不考虑这部分样本，所 以股利支付作为被解释变量时的观察值是不连续的。如果直接用多元回归，会使估计量有偏 且不一致的。另外，还有很多学者在研究股利分配倾向时，会运用Logit和Pro

19、bit模型来估计 (杨汉明，2008；邓建平、曾勇，2005：王化成、李春玲、卢闯，2007；张文龙、李峰、郭 泽光，2009)。事实上，当因变量是名义变量时，Logit和Probit没有本质的区别，一般情况 下可以换用。唯一区别在于采用的分布函数不同，Logit概率分布函数的尾巴比Probit正态分 布粗一些。但是，如果因变量是序次变量，比如是降低、不变和增加三种情况，那么回归时 只能用有序Probit模型，这在国内研究是很少见的。但该方法在国外却方兴未艾，尤其是涉及到股利政策动态调整的研究。Goergen, Rcnneboog and Silva (2005)较早地运用 了标准排序概率方法

20、(Standard Ordered Probit, Soprobit)分析徳国公司的股利政策变化。然而，Boes and Winkelmann (2004) , Clark, EtiKe, Postel-Vinay, Senik and Straeten (2005)却认为标准排序概率方法中的平行假设(parallel assumption)会引起不可忽视的对边际效应参数的估计偏差。另外，标准排序概率方法也存 在前面提到的不可观测的异质性问题(Baba, 2009)。为了解决这些问题，本文将借鉴 Ferrer-i-Carbonell and Frijters (2004)、Boes and W

21、inkelmann (2006)和 Baba (2009)的研 究，采取Rebprobit模型和Regoprobit模型。这两个模型都加入了随机效应项，可以有效解 决面板数据的异质性问题。而且Regoprobit模型放松了对估计系数的限制，其估il系数可以 随着门限值的不同而发生变化，解决了由于平行假设带来的估计偏误(有关这两个模型的详 细介绍见后文)。简单地总结一下，本文的贡献主要体现在以下两方而：第一，据我们所知，专门研究中 国上市公司外资股东对股利支付和动态调整的研究还相对较少，我们较早地对这些问题进行 了检验。第二，正如前文提到的，异质性问题和平行假设问题使得前人的研究在结论上缺乏 稳

22、左性，甚至有误。为了克服上述这两个问题，本文将采用Rebprobit和Regoprobit模型进 行估计。三、数据来源与变量描述本文以每家公司中前十名股东中是否具有外资性质以及数据在样本期间的完整性为依 据，在样本期间内对1737家上市公司进行筛选，发现有181家公司具有外资股份性质。在 调试模型中，为了保证极大使然估计的收敛性又删除掉15家公司（其中很大一部分是在样 本期间只有一年数据中外资股份进入了前十塔）本文在模型和实证部分最终选取的样本是 166家中国上市公司从2002年至2008年公司层而的财务数据和治理信息，数据均来自于 Wind资讯数据库。表1描述了本文所用到的相关变量指标。表1

23、变量指标变量名变量解释divitBprobit模型因变氐 在第i个公司第年度有股利支付取值为1：反之为0ddivitOprobit 型因变虽，在第个公司第年度股利支付减少取值为1：股利支付不变（包含连续两年没有股利支付的情况）取值为厶股利支付増加取值为3Pru第i公司在第年度的外资持股序列值.为连续变虽如第i公司在第f年度外资持股（prit）序列的一阶差分VPG第i公司在第f年度外资控股则取值为反之为0.为离散变虽小M第公司在第f年度外资持股（叩乙）序列的一阶差分roa.第公司在第f年度资产收益率c心第i公司在第f年度经营中的现金流虽比营业收入第i公司在第r年度总资产的对数形式第i公司在第f年

24、度总资产的增长率第i公司在第f年度市净率叫第J公司在第f年度负债率注：总资产变址在回归模空中使用其对数形式并用In assets示。（-）因变量在二元选择概率（Binary Probit, Bprobit）模型中，因变量表示是否实施股利支付：1 表示实施股利支付:0表示没有实施股利支付。在多元有序选择槪率（Ordered Probit, Oprobit） 模型中，因变量表示实施股利支付动态变化情况：1表示股利支付额度小于上一财务年度： 2表示股利支付额度与上一财务年度无差异：3表示股利支付额度大于上一财务年度。岀于 对模型数据的稳定性考虑，本文对于该指标的数据在以下两种情况下进行了调整：（1）

25、如果 外资持股变化不大，某公司只在某一年实施股利支付的话，其受外资影响的因素并不大，但 却增加了数据的波动性，因此本文以没有进行股利支付的情况进行处理：（2）如果连续两个 年度中股利支付只岀现微小变化，考虑到“实质重于形式”原则，本文按股利政策不变的情 况进行处理。（二）解释变量本文分别构造了连续变量和离散变量来描述外资持股变量，英中连续变虽设il为每家公 司前十大股东中外资持股情况。而离散变量的设讣稍微复杂一些，由于外资控股公司的数据 量很少，本文使用前十大股东总股份的百分比为基数，以35%的比例为标准，将外资持 股大于35%的情况认泄为外资股东会对股利支付产生重大影响，并记为1,反之记为0

26、。(三) 控制变量事实上，股利政策还会受到公司利润、公司规模、资产增长率、市净率、负债率等指标 的影响(Baba, 2009：吕长江、周县华，2005)。本文使用资产收益率、现金流量来描述公 司利润，苴中现金流量使用经营活动中的现金流量与营业收入的比值。现金流量假说 (Easterbrook, 1984； Jensen, 1986)指出，利润越髙，由此产生的代理成本就会越髙，所 以公司更加倾向于股利支付。融资次序理论(Fama and French, 2002)从另一个角度也得出 相同结论，由于不同渠道的融资成本存在差异，公司首先使用未分配利润进行融资，对于利 润越小的公司，实施股利支付的倾向

27、也应越低。与之前的很多研究一样(Fama and French, 2002),本文也使用总资产的对数表示公司规模。根据到期期限假说(Fama and French, 2001： Gnillon. Michaely and Swaminathan, 2002),如果公司规模较小，则面临的发展机会越多， 发放的股利就会越少：如果公司总资产规模较大，则其发展的空间越少，发放的股利就会越 多。在一些相关文献中总资产增长率往往被描述成体现一个公司盈利能力的指标，但有时候 也用来反应股利支付的机会成本(Baba, 2009)。显然，当我们试图用这两种解释分析资产 增长率与股利支付的关系时，会得到截然相反的

28、结论。本文也将运用中国的数据对这个问题 进行检验。到期期限假说认为市净率是公司投资的机会成本，这表明该指标很可能与股利负 相关。同样市场信号假说(Bhattacharya, 1979)也认为当公司市净率在市场中被低估时, 往往会刺激公司进行股利支付，这暗示二者之间的关系也是负相关的。而融资理次序理论却 认为该指标体现的是公司的盈利能力状况，是正相关。融资次序理论认为公司在髙负债率的 情况下更加倾向于进行公司内部融资，与股利支付是负相关的。(四) 描述性统计表2、表3和附表1,分别给出了因变量和解释变量的描述性统汁。值得说明的是，在 表2中整个样本期内股利支付水平的平均值为0.51,2008年与

29、2003年相比上升了 0.21个百 分点。同时本文给岀了有外资参股和没有外资参股情况下的股利支付水平。可以看出，外资 参股情况下的股利支付水平要显著地髙于没有外资参股的情况。在表3中，实施增加、不变、 减少股利支付水平的平均值分别为0.22. 0.52、0.26。尽管实施增加股利支付水平要低于实 施减少股利支付水平，但是2008年与2003年相比实施增加股利支付水平上升了 0.17个百 分点，实施减少股利支付水平下降了 0.07个百分点。在全样本中有外资参股的情况下，实 施增加股利支付水平(0.32)高于没有外资参股(0.21)的情况：实施不变的股利支付水平 在具有外资股份性质的181家公司所

30、具有1267个样木点(181x7=1267)中，只用92个样木点是外资控股 的情况。 企业会计准则一长期股权投资认为直接或间接持有被投资单位20%50%的股份，一般可对被投资取位 实施重大影响：同时由于木文中35%以上的持股比例可以将所有外资拎股的样木点涵盖。所以本文采用 35%为划分依据 考虑到总资产规模各公司差异很女，为了提岛模型拟合的稳定性，木文使用对数形式表示。表2因变量（divi）描述性统计量2003年样木区间2008年样木区间总体样木区间外资参股无外资股T检验外资参股无外资股T检验外资参股无外资股T检验股利支付水平0.560.234.87水0.720.571.92*0.620.42

31、6.90*0.410.620.51注：茨示在1%的品署性水平卞足显苕的：表示在5%的显著性水平卜鬼显著的：在样木期的内以各年度实施股利支付的t:市公司为个体，其占相应区树样木总休的比例称Z为股利支付水平。表3因变量（ddivit）描述性统计量2003年样木区间2008年样木区间总体样木区间外资参股无外资股外资参股无外资股外资参股无外资股实施增加股利支付水平0.35080.25080.320.21050320.22实施股利支付水平不变0.480.710.450.500.440.590.580.480.52实施减少股利支付水平08010.300320.240.200.270.200.26注：与茨2

32、相同。（0.44）要低于没有外资参股（0.59）的情况：尽管实施减少股利支付水平（0.24）要高于 没有外资参股（0.20）的情况，但两者相差不大，并且在2008年有外资参股情况下实施减 少股利支付水平已经低于没有外资参股的情况。综上所述，外资持股对股利支付和股利政策 的动态调整有着积极的影响。四、模型与实证结果分析外资持股对股利支付影响因素模型的构建在研究股利支付倾向和原因时，Bprobit模型被广泛采用（张文龙、李蜂、郭泽光，2009： 程敏，2009）。但是Baba （2009）指出普通的Bprobit模型会忽视公司个体的异质性问题。 本文针对样本数据是否存在个体异质性进行了极大似然比检

33、验，结果拒绝“受约朿的Bprobit 模型”的零假设。基于此，本文将采用Rebprobit模型来估计外资持股对股利支付的影响。 该模型的表达形式如下：P（d叫=1| Pg如沁*丿=gpm +a抽叫a +S）（ 1）其中,div”是Bprobit模型中的因变量,取值为0、1：卩臨是外资持股变量;如応是p陥 的一阶差分形式；X川是控制变量向量，具体包括In%、/、roait. rsit. pbit等五个控 制变量；是个体随机效应项，服从N（0, cr；）分布；F（）是标准正态函数的累积分布概率 函数。对于式（1）采用极大似然估计方法（Green, 2002）：Lc =11 Prob（ Y = di

34、vn,Yi2 = divi2 - YiT = diviT 11 divit） （2）i*i通过式（2）计算估计系数向M = （a,za2,a；）然后再根据估计系数值计算解释变量的边际概率效应值：“nrG（P（di巾=1| prit,dprhfxkfit）（、（ 3）=；= J prn + a2dpru + Xnay + ）x 2 丿其中，/是F的密度函数。显然，MPE是所有解释变虽:的函数，随着每个样本点的选择 而不同，需要对其求样本期望：AMPE _6（P（他广1|（4）L说式（4）是第k个解释变量的边际概率效应。以外资持股变量为例，英边际概率效应值 除了受到英估计系数值的影响外，同时也受到

35、所有英他解释变疑及英估计系数的共同彫 响。（二）外资持股对股利政策动态调整影响因素模型的构建Baba （2009）将日本上市公司股利政策分为三种动态形式（增加的股利政策（相对于上 一财务年度而言）、不变的股利政策以及减少的股利政策），来研究外资投资者对股利政策动 态调整的影响，同时采用Rcgoprobit进行估计。本文在研究外资持股对股利政策动态调整影 响因素中借鉴了该方法，模型形式表达如下：ddi% = Ap/jt. + BZpg + V：（ 5其中，dd心是Regoprobit模型中的因变量，减少的股利政策取值为1,不变的股利政 策取值为2,增加的股利政策取值为3： pr是外资持股变量：力

36、吗是/巧（的一阶差分形式: X?血是控制变量向量，具体包括In%、Is、rsit. eg、如等五个控制变量：旳是个体 随机效应项。将式（5）改写为：ddivit =X,llfl + vi X” 是解释变呈:向量，X” = （prit_x, dpri_, ln5/r, leit, rsit,cait, pbit :是解释变量的系 数向量,（0|,02，俳）。本文中血/有三个取值，分别为1, 2, 3。设存在一个不可观测的连续变量ddiv：,使 得：ddivit =）0 kihj ddivit 褊J+I （7）其中）=123： kg = R$ + X；y）, kx = -oozk6 = +:其中斤

37、2加般加5为4个固左的门 限值。定义:d（iivit = Xitp +（8）当v；误差项恰好服从标准正态分布时，该模型为广义排序概率模型（Generalized Ordered Probit, GoprobiOo我们首先假设v；服从标准正态分布，则下式成立：= jX.）=叭阳 X；0）-F（札-X,p）（9）将式（9）做如下恒等变换：Pg% = j | 心）=F（q - X；Q+J -斑厂）（ 10）其中，鮎=卩一 Yj；=叭：必） = 0。在平行假设下7； =0,该模型 称之为Soprobit模型，其估计系数值和边际槪率效应值往往会产生不可忽视的估计偏差 （Boes and Winkelma

38、nn, 2004）。而Goprobit模型的估il系数可以随着门限值的不同而变化。Goprobit模型估计系数的边际概率效应表示为：AMPEjk = E 砸伽;:川 - =亿-X加x皿-朮田-爲从（11）其中，/4-疋04）=0、-X；S|） = O。与式 相比，Goprobit模型的边际槪率效 应值更加复杂，对因变星发生概率的影响更为灵活。在平行假设下打=0成立情况下，下 列等式成立：02 =03（12）通过极大似然估计来检验约束式（12）的有效性。其检验统计量服从?分布，其自由 度为Ml），R是解释变量的个数。而在实际问题中，假设V；误差项服从标准正态分布往往是不成立的，甚至V；与Xi存

39、在相关性（即个体固左效应），而且苴估计系数是有偏的（Wooldridge, 2002）o为了解决这 一问题，下面重新定义：Cjj = X-t/1 + dj（13）其中，疋是X”的均值：竹为第/个门限的估计系数向量：个体随机效应项01,与耳线 性无关，服从N （0.（7；）分布，该模型为Regoprobit模型。本文介绍的估计方法可以通过 StatalO.O软件实现。（三）外资持股对股利支付及其股利政策动态调整影响因素的实证分析在附表2、附表3、表4、表5中，本文分别给岀了 Rcbprobit模型、Regoprobit模型的 估计系数和边际概率效应值。所建模型中大部分解释变量的估汁系数在1%.

40、5%或10%的水 平下显著。值得一提的是,极大似然比检验表明Rebprobit模型要优于Bprobit模型：Regoprobit 模型要优于Soprobit模型。由于模型估计系数本身的意义比较晦涩且不易解释，本文重点介 绍其边际概率效应值的经济意义。在表4中，模型1、模型2与模型3、模型4的区别在于，前者的外资持股变量为连续 的，而后者为离散的。模型1、模型3与模型2、模型4的差异在于前者运用的估计方法为 Bprobit模型，而后者为Rcbprobit模型。与模型1相比，模型2的显著性有所提高，同时英 边际槪率效应的影响也都略有提高。可以看岀，外资持股对股利支付的影响是显著为正的， 其每提高1

41、个百分点则实施股利支付的概率就会增加0.91个百分点。同时外资持股差分项 每增加1个百分点，则实施股利支付的概率就会增加0.61个百分点。在控制变量中对股利 政策影响最大的是资产收益率，其每提高一个百分点，实施股利支付的概率提会高3.20个 百分点，这支持了自由现金流量假说和融资次序理论。资产规模指标的估计结果支持了到期 期限假说：资产增长率指标的估汁结果支持了自由现金流量假说和融资次序理论，而没有支 持到期期限假说；市净率指标支持了融资次序理论，而没有支持到期期限假说和市场信号理 论：资产负债率支持了自由现金流量假说和融资次序理论。与模型3相比，模型4结果的显著性又有提髙，同时其边际槪率效应

42、的影响也略有增大。 但是与模型2相比，外资持股变量的影响效果显著下降，同时外资持股差分项的影响已经不 再显著。这一方而说明了本文构造的离散变量与实际情况有一立偏差，另外一方面也可能是 离散变量差分项抹煞了“中间地带“变化情况而使得估计结果变的不再显箸。其他解释变量的 影响效果基本没有很大变化，这说明模型本身的回归结果是稳健的。在表5中，模型5和模型6给岀的是外资持股使用连续变量情况下Goprobit和Regoprobit的估计结果。模型5与模型6的估汁结果以及显著性水平非常相似。由于考虑到选取样本的个体差异性，所以本文还是重点解释模型6的估计结果。模型6表明，外资持股对股利支付的影响是显著为正

43、的，其每提髙1个百分点则分别使得：增加股利支付政策的概率就会增加0.20个百分点；实施股利支付政策不变的概率会减少0.17个百分点：实施减少股利支付的政策槪率会减少0.02个百分点（只是在这种情况下统讣上并不显著）。同时外资持股差分项表4二元选择概率模型的边际概率效应（因变呈di*严0、1）模型1模型2模型3模型40.51 比(0.14)0.91*(0.20)0.28*(0.16)0.61*(0.19)0.03 (0.05)0.13*(0.07)-0.004(0.07)0.07 (0.08)ln0.05* (0.01)0.07*(0.02)0.05*(0.01)0.08*(0.02)le,t-

44、0.39*(0.10)-0.51(0.14)-0.44*(0.10)-O.55*(0.13)叫3.62* (0.43)3.99“*(0.59)3.48“电(0.42)3.84* (0.57)0.26* 0.07)0.244* (0.08)0.254*(0.07)0.254* (0.08)0.02*(0.005)002十(0.06)002十(0.005)002*(0.001)LR(randoin-effects)66.61 *5&66*I注:茨示在1%的显苦性水平卞足显著的：”表示在5%的显苦性水平卜足显善的：茨示在10%的显著性水平卜 是显著的：小括号内足估计系数的标准误：茨示该变撤不存在于该

45、模型中或者统汁fit不亂著在模型中舍去: 在枳型3模型4中外资持脫使用的足賤拟变蚩.本文将其转化为连续变衆的解耶效应。每增加1个百分比则分别使得：实施增加股利支付政策的概率就会增加0.32个百分点：实 施股利支付政策不变的槪率会减少0.13个百分点（只是在这种情况下统讣上并不显著）；实 施减少股利支付的政策概率会减少0.19个百分点。在控制变量中对股利政策影响最大的是 现金流量比，其每提髙1个千分点则分別使得：实施增加股利支付政策的槪率就会增加0.83 个百分点：实施股利支付政策不变的槪率会减少0.012个百分点（只是在这种情况下统计上 并不显著）：实施减少股利支付的政策槪率会减少0.82个百

46、分点。苴他控制变量估计结果的 系数符号和显著性与Rebprobit模型中估计结果基本一致，此处不再赘述。模型7和模型8给出的是外资持股使用离散变量情况下Goprobit和Regoprobit的估汁结果。模型8与模型6相比，外资持股变量的估计值有了很大变化，显著性水平也大大降低, 木文所谓的股利支付政策不变是相对于上一年的股利支付水平而言的。具体是扌上一年度没有进行股 利支付，则表明木年度也没有进行股利支付：、“I上一年度进行股利支付，表明今年也进行了股利支付， 并且额度也相同。 在样木期内，由于现金流址比的平均值0.0015,标准差是0.007。数虽氓位比较小。若是采用变化百分点 个笊位，其总

47、义是现金流址比要提岛10倍，与实际经营情况是不相符的。所以木文采用干分点的的位。 这可是能使用离散变量数据进行估计引起的。但英他控制变量在两个模型中是相似的，说明 模型估计结果是稳健的。表5广义排序选择模型边际概率效应(因变屋dd,巾=1、2、3)模型5模型6模型7模型8减少不变増加减少不变增加减少不变增加减少不变増加-0.01(0.07)-0.16*(0.08)0.17*(0.09)-0.02(0.08)-0.17*(0.08)0.20 材(0.09)如藹0 19林(0.10)-0.012(0.12)0.32* (0.11)-0.19*(0.10)-0.13(0.12)0.32*(0.11)

48、-0.04*(0.03)0.01 (0.03)0.05*(0.03)-0.05*(0.03)-0.01(0.03)0.06*(0.03)-0.03(0.05)0.01 (0.06)0.()4(0.05)-0.05(0.05)0.01 (0.06)0.04(0.05)0.02杠拿(0.003)003“取(0.004)0.02*0.004)0.02*(0.003)-0.03*0.004)0.02*(0.01)002如(0.003)-0.04*(0.004)0.02*(0.004)002+(0.003)-0.04*(0.004)0.02*(0.004)-0.29*(0.04)0.50* (0.05)

49、-0.21*(0.06)-0.29*(0.04)0.49*(0.05)-0.20*(0.06)-0.25*(0.05)0.48*(0.05)-0.23*(0.06)-0.25*(0.05)048*(0.05)-0.23*(0.06)0.01 (0.02)-0.23*(0.02)0.21 *(0.03)0.01(0.02)-0.23*(0.02)0.22*(0.03)0.01 (0.02)-0.22*(0.02)0.21*(0.03)-0.01(0.02)-0.23*(0.02)022杠冰(0.03)-836*(2.88)-032(3.79)&68*注:备注见表4.五、总结本文利用2002年至2

50、008年中国上市公司数据，估计了外资持股对股利支付及其动态调 整的影响。考虑到样本数据存在异质性问题和平行假设问题，本文采用Rebpobit方法和 Rcgopobit方法进行估计。实证研究发现，外资持股对股利支付及苴动态调整的影响都是显 著为正的。这表明在中国这个号称全球最大的新兴市场，外资股东同样是现金股利的追逐者, 这一结论与Baba (2009)对日本和Jeon, Lee and Moffatts (2010)对韩国的研究是一致的。 本文的其他一些发现也是值得关注的，资产收益率的估计结果符合自由现金流量假说和融资 次序理论：资产规模指标的估计结果符合到期期限假说，资产增长率指标的估计结果

51、符合自 由现金流量假说和融资次序理论,而没有支持到期期限假说；市净率指标符合融资次序理论, 而没有支持到期期限假说和市场信号理论：资产负债率符合自由现金流量假说和融资次序理 论。外资会如何影响中国的资本市场？中国将建成一个相对保守的资本市场体制，还是一 个被各种外资力屋嵌入的资本市场？还需我们仔细思考。本文为我们更加淸楚地认识外资提 供一些经验证据。一个不可否认的事实是，基于历史和政策背景的改革开放已经将外资视为 促进中国经济增长的重要动力。但是本文的研究表明，外国投资者是名副英实的现金追逐者。 如果我们不能够消除外资的这种“先天的缺陷“，那么如何对其引导和规范将成为一个难题。 随着中国经济的

52、高速发展和资本市场的持续扩大，对外资力量在中国经济转型过程中将如何 加以引导并促进其在中国的和谐发展将成为一个值得深入研究和探讨的课题。参考文献陈信元.陈冬华，时旭.公司治理与现金股利：基干佛山照明的案例研尤|J管理世界.2003. & 118-154.程敏.派发现金股利有利于保护投资者利益吗？几经济与管理研尤2009. 2: 6069邓建平，曾勇何佳.利益获取:股利共宇还是资金独占J经济研,2007.4:112123.邓建平，曾勇.上市公司家族控制与股利决策研Wt管理世界,2005,7: 139-147.雷光勇.刘慧龙.市场化进程.最终控制人性质与现金股利行为來自中国A股公司的经验证据J.

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