产品市场竞争与股利政策：来自中国制造业上市公司的证据

其中，代表j行业里i公司的总销售收入。该指数合理地反映了某一产业的市场集中程度，可以大体地反映这一产业的竞争情况。赫芬达尔指数越小，说明市场竞争强度越大，赫芬达尔指数越大，说明市场竞争强度越小。

3. 控制变量

先前的众多股利研究文献已经确认一些影响公司股利支付水平的解释变量，包括公司特征层面与公司治理层面，其中有些与行业里的市场竞争程度紧密相关。如竞争激烈的行业公司净利率一般比较低，可能会支付较低的股利，而盈利较多却又缺乏投资机会、风险较低的公司股利支付水平通常较高。如Denis和Osobov（2008）研究证实，在包括日本在内的六个国家里，股利支付意愿与公司规模和盈利水平正相关，与公司投资机会水平负相关。为此，本文选择公司资产规模、总资产报酬率、投资机会等作为公司特征控制变量。然而，公司治理水平到底支持股利支付的结果模型还是替代模型呢，结论却是模糊的。如Bartram etal.（2008）和Mitton（2004）的结论都支持了结果模型论文网站大全。然而Officer（2006）发现董事会规模大和首席执行官/董事长两职合一的公司股利支付水平越高，显示公司治理欠佳的公司反而多支付股利，结果却与替代模型预测一致，这些，即企业支付股利可以代替良好的公司治理以降低代理成本。为此，为了控制公司治理对股利支付水平的影响，本文还加入董事会规模、独立董事人数、大股东持股比例、高管来源、高管收入等公司内部治理控制变量以及年份虚拟变量，各变量的定义见表1。

表1 被解释变量、解释变量及控制变量的定义

（三）研究模型

由于本文因变量股利支付水平的取值介于0和1之间，属于受限因变量，因此本文采用Tobit方法对2001到2008年的5428个公司—年份数据进行回归，各变量的定义与符号如表1所示，模型如下：

其中，Payout_it是i公司第t年的股利支付水平，HHI代表产品市场竞争程度，FC代表公司特征控制变量，CG代表公司治理控制变量、Y代表年份等哑变量，为随机扰动项。Tobit模型中我们对异方差的影响进行了控制，但并未控制年度固定效应，由于各行业HHI指数大小在我们研究的几年间差异并不明显。控制这些影响因素后，后文的实证分析中主要关注的是产品市场竞争程度HHI系数方向与显著性。

四、实证结果及其分析

（一）描述性与单变量分组统计结果

表2的Panel A给出了各变量的描述性统计结果。Panel A显示，在全部4528个公司-年份观测值中，股利支付水平平均值为0. 028，中位数为0.025，对比Faccio, Lang and Young （2001）以东亚几个国家和He（2010）以日本的样本公司，中国上市公司普遍股利支付水平相对较低[①]。表征产品市场竞争强度的HHI指数平均数为0. 126，分布同样非常离散，Q3分位数为0.178，Q1分位数仅为0. 032。样本公司特征变量与治理变量描述性统计结果与姜付秀等（2009）基本相似，其中ROA平均为1.7%，3年平均销售增长率为 21.5%。样本中第一大股东持股比例平均高达43.2%，与徐莉萍等（2006）用1998-2003年间的4845个公司年度观测值得出的45.64%非常相近，反映了中国上市公司的股权过度集中、普遍存在大股东等问题。

Panel B为基于HHI五分位分组的单变量统计结果，它综合比较了不同市场竞争程度下上市公司的股利支付水平差异。从Panel B可以看出，样本期间HHI最高达到0.182，最低是0.025，两者均值差异的t检验在1%水平下高度显著。它们对应下的股利支付水平从0.0212上升到0.0326，两者的t检验也在5%水平下通过显著性检验。可见，产品竞争程度最高（HHI最低）的公司，股利支付水平更高，产品市场竞争程度最弱（HHI最高）的公司，股利支付水平更低。因此，单变量分析结果显示产品市场竞争程度与股利支付水平呈正相关关系，初步结果模型。进而Panel B另一个值得注意的是，HHI最低分组里支付现金股利的公司比例（Div>0）明显高于HHI最高分组。可以发现，HHI最低的分组样本里存在股利支付观测值比例为62.29％，然而，HHI最高的分组样本里对应观测值占比仅为37.28％，这似乎也可以说明，产品竞争程度最高（HHI最低）的公司相比产品竞争程度最低（HHI最高）的公司股利支付意愿更为强烈。因而，单变量分组统计结果与结果模型假设一致。

表2 描述性与HHI单变量分组统计结果

注: ***、**、* 分别表示均值差异在1%、5%、10%水平下显著（双尾）；括号内表示t值。
 

（二）混合Tobit模型回归结果

由于单变量分析没有控制其他潜在变量的干扰，另外考虑到因变量取值介于0与1之间，因而我们采用Tobit回归模型来分析产品市场竞争与股利支付的关系，模型中加入年份哑变量用以控制时间序列相关性。表3为混合Tobit模型回归结果，模型（1）至模型（4）为逐步引入公司特征变量、公司治理变量后的结果。模型（1）为没有其他控制变量金融论文，单独引入解释变量HHI来考察其对股利支付的影响，回归结果显示HHI的回归系数为-0.278，并在1%的水平上显著，这说明HHI越高，产品市场竞争程度越弱，上市公司的股利支付水平越低，与上述单边量分组统计结果结论一致。模型（2）为单独引入盈利能力、规模和增长机会等公司特征控制变量，而模型（3）单独引入CEO是否兼任董事长、董事会规模、外部独立董事比例、高管薪酬、第一大股东持股比例等公司治理变量后的回归结果。两个模型回归结果里，解释变量HHI的回归系数分别是-0.302与-0.289，都是在1%水平下显著。模型（4）综合考量了公司特征、公司治理、年份哑变量等控制变量的影响，Tobit回归结果显示，HHI的回归系数为-0.340，也在1%水平上通过显著性检验。这表明，HHI每提高一个单位，产品市场竞争强度每降低一个单位，上市公司股利支付水平相应降低0.340个单位。综合上述实证结果，HHI都与股利支付水平呈负相关关系，即产品市场竞争强度与股利支付水平呈正相关关系，实证结果支持结果模型假设，即产品市场竞争作为一种公司治理机制，的确能驱使管理层“吐出”更多现金发放股利回报股东。

另外，表3的实证结果也表明，公司盈利能力越强（ROA系数在模型2和模型6中高度显著），股利支付水平越高；增长机会越好，股利支付水平越低，但不显著。而第一大股东持股比例越高，股权集中程度越高，上市公司股利支付水平越高，这个结果与黄娟娟和沈艺峰（2007）研究发现一致，间接证实大股东对支付高股利政策的偏好，大股东很可能存在通过股利政策来侵占中小股东的动机。另外高管来源解释变量Involved系数也在5％的水平下显著，说明在我国股权分置时代“同股不同权”的特殊制度背景下，控股股东通过对高管的任命委派加强了对公司的控制，现金股利非但不能保护中小投资者，反而是控制性大股东谋取私利的手段。可能原因在于董事长、总经理的地位与力量较难受到其他股东的挑战，因而便利他们采取转移定价、关联交易、资产出售、支付股利等形式的利益输送，从而攫取控制权的私利。令人奇怪的是，高管的薪酬越高，股利支付水平也越高论文网站大全。按理说，自利高管薪酬往往不希望多支付股利，而尽可能留下现金来过度投资或在职消费。这或许侧面上证实了大多数高管本身就是大股东的代言人，越高的薪酬越是可能成为大股东的傀儡，以便实现大股东多发放股利的套现动机[②]。

表3 产品市场竞争与股利支付水平混合Tobit模型回归结果

注: ***、**、* 分别表示均值差异在1%、5%、10%水平下显著（双尾）；括号内表示t值。限于篇幅，年度哑变量系数表中没有显示。
 

（三）稳健性检验

类似Grullon和Michaely（2008）和He（2010）做法，当我们将因变量股利支付水平每股分红送转除以滞后每股主营业务收入（Div_t/Sales_t-1）换为现金股利除以滞后净利润（Div_t/Earnings_t-1）与现金股利除以滞后总资产（Div_t/Assets_t-1），解释变量与控制变量保持不变，Tobit回归结果里HHI系数方向与显著性并没有发生变化。另外，虽然基于销售收入计算的HHI指数被广泛用于度量产品市场程度金融论文，但毋庸置疑，这个指标也是备受争议。因而，稳健性测试中，我们采用Gompers et al.（2003）和Cremers et al.（2008）以行业中各公司扣除非经常性损益前损益与销售收入倍数的中位数，即Med（EBEI/Sales）为衡量市场竞争力量的指标。我们的样本观测值下降到3989个，但实证结果结论基本一致，限于篇幅限制，这里不在赘述。

五、研究结论与局限性讨论

随着公司治理研究的不断深入，越来越多的学者逐渐意识到，在新兴市场国家，如中国和印度，非法律的治理机制（如产品市场竞争）能够较法律更快的适应外部环境变化，更加有效的保护投资者的利益。这一研究思路启示，公司内部治理结构在很大程度上内生于公司所处的市场环境和制度环境。与其他外部治理机制（如投资者保护法律）一样，产品市场竞争也会对公司的财务决策产生影响。基于此，本文以2001-2008年在深沪上市制造业公司的5438个公司—年度观察值为研究样本，考察了产品市场竞争对公司股利分配决策的影响。本文的经验证据研究表明，股利政策作为上市公司重要的财务政策，与所在产业的市场竞争情况具有密切关系，公司的股利支付水平与公司所在的产品市场的竞争程度呈正相关关系。这种正相关关系支持产品市场竞争和股利政策的结果模型假说，产品市场竞争具备公司治理效应。这对企业经营战略的制订与实施具有重要的启示：企业的股利决策必须与企业的竞争战略密切结合，如此，企业才能有效实现其预先制订的战略，才可能在激烈的市场竞争中取得竞争优势以及优良绩效。

尽管本文的实证结果普遍支持了产品市场竞争与股利政策的结果模型，但是本文仍然存在不足之处。由于非上市公司的资料不能获得，计算HHI并没有考虑非上市公司的主营业务收入，使得计算出来的HHI可能无法真实反映产品市场竞争强度，可能一定的偏差。 因此，产品市场竞争的治理效应有待于在更进一步研究。

主要参考文献：
【1】Allen, F., and D. Gale, 2000, Corporate Governance and Competition,published in Corporate Governance: Theoretical and Empirical Perspectives,edited by X. Vives, Cambridge University Press, 23-94.
【2】La Porta, R., F. Lopez-de-Silanes, A. Shleifer, and R. Vishny（LLSV）, 2000, Agency Problems andDividend Policies around the World, Journal of Finance 55, 1–33.
【3】Grullon Gustavo and Roni Michaely, 2008, Corporate Payout Policy andProduct Market Competition, working paper of Rice University and Cornell University and IDC, April
【4】Kruse, T., and C. Rennie, 2006, Product Market Competition, ExcessFree Cash Flows, and CEO Discipline: Evidence from the U.S. Retail Industry, Working Paper, University of Arkansas.
【5】Denis, D., and I. Osobov, 2008, ‘Why do firms pay dividends?International evidence on the determinants of dividend policy’, Journal ofFinancial Economics 89, 62 – 82.
【6】Bartram, S., P. Brown, J. How, and P. Verhoeven, 2008, ‘Agencyconflicts and corporate payout policies: A global study’, working paper, University of Auckland.
【7】Mitton, T., 2004, ‘Corporate governance and dividend policy in emerging markets’,Emerging Markets Review 5 , 409 – 426.
【8】Officer M., 2006, ‘Dividend policy, dividend initiations, andgovernance’, working paper, University of Southern California.
【9】徐莉萍，辛宇，陈工孟：股权集中度和股权制衡及其对公司经营绩效的影响[J]，经济研究，2006（2），90-100。
【10】Gomes, A., 2000, Going Public withoutGovernance: Managerial Reputation Effects, Journal of Finance 55,615-646.
【11】Gompers, P., J. Ishiii, and A. Metrik, 2003, ‘Corporate governanceand equity prices’, Quarterly,Journal of Economics 118, 107 – 155.
 

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