股权制衡与现金股利政策

彭娣++林艳

【摘 要】 采用我国上市公司2009—2011年相关数据，通过实证的方法，研究股权制衡对现金股利政策的影响。实证结果表明：第一，现金股利与第一大股东持股比例显著正相关；第二，股权制衡度与现金股利呈倒U型关系，当股权制衡度∈（0，0.90），其他大股东会与第一大股东合谋，倾向现金股利分配，当股权制衡度∈（0.90，4），会对第一大股东进行有效监督和制约，抑制其利用现金股利进行利益攫取的行为。

【关键词】 第一大股东； 股权制衡； 现金股利

一、引言

现金股利政策作为最普遍的股利发放方式，其恰当制定，既能为公司塑造良好形象，又能吸引大量投资者对公司进行投资，从而促使公司长期、稳定的发展。因此，上市公司都会在如何制定现金股利政策上下足工夫。在西方，特别是英美等国家，大部分公司的股权结构属于分散型，股东和公司管理层之间的利益冲突较大，管理层会为了私利而侵占股东的利益，现金股利可以解决此类代理问题。而在我国，代理问题主要表现在大股东和中小股东之间的矛盾，在证券市场监管力度和信息披露力度不断加大的情况下，大股东采用关联交易和资金占用等方式侵占上市公司资源已变得越来越难，现金股利则成为大股东“合法”获取现金进行侵占的手段。由于股权过于集中，大股东尤其是第一大股东能够对公司股利政策进行有效的控制，大多数公司制定股利政策并不主要基于其业绩及盈利水平，随意性很大，大股东为获取私人利益造成了许多超能力派现问题，从而侵害了中小股东的利益。股权制衡是指几个大股东共享控制权，通过内部牵制，使任何一个大股东都不能单独控制公司决策。该理论指出多个大股东的制衡在一定程度上能够抑制第一大股东的利益攫取行为，进而保护中小股东的利益。然而，在中国特殊的体制下，股权制衡是否真正发挥作用，对现金股利政策产生了怎样的影响值得研究。

二、文献综述

在国外，由于股利分配问题的复杂性和特殊性，它一直是很多投资者和研究者关注的焦点。早期研究认为现金股利可以解决第一类代理问题，如Easter Brook（1984）认为，公司管理者与股东之间存在着代理冲突，提高股利支付水平，是减少管理者自由支配现金流的有效方法。随着研究的深入，西方学者渐渐发现，现金股利可能会成为大股东侵害其他中小股东利益的手段。JLLS（2000）首先提出了“利益输送”的概念，认为公司的控股股东能通过各种手段从企业转移资产和利润，从而侵害其他中小股东的利益，而发放现金股利就是其中一种合法的方式，在很多国家的上市公司中，由于股权高度集中，大股东有通过现金股利攫取中小股东利益的动机。在国内，文献多集中于探讨控股股东通过发放现金股利进行的“利益输送”行为。大量的研究认为，我国上市公司的大股东偏好运用现金股利的形式进行利益侵占。谢军（2006）研究了股利政策和第一大股东持股之间的统计关系，研究结论为：第一大股东具有发放现金股利的显著动机，而且这种动机与股东性质无关。刘泽荣、黄文杰（2013）以2000至2010年A股上市公司为样本，分析了股权结构对现金股利支付倾向的影响，研究结果表明：股权集中度越高，现金股利支付水平越高，但在股权实现全流通后，这种影响显著降低。

当公司有多个大股东时，其他大股东对控股股东可能起到监督的作用，Bennedsen and Wolfenzon（2000）认为当公司存在多个大股东时，通过相互制衡能有效地抑制第一大股东的掏空行为，降低对中小股东的利益损害。在我国，有些研究认为其他大股东尤其是第二大股东确实起到了制衡作用。吴明礼、李世涛（2007）从代理理论的角度，考察了2002年至2004年我国上市公司股权结构和股权制衡对现金股利政策的影响，研究认为，第二大股东对第一大股东制衡度的提高，可以制约第一大股东利用现金股利进行“利益输送”行为。朱德胜（2010）利用我国上市公司2003年至2006年的数据研究了控股股东、股权制衡与公司股利政策之间的关系，研究结果表明：公司存在制衡股东时，会在一定程度上约束控股股东的机会主义行为，股权制衡可以替代股利的派发成为降低公司代理成本的手段。而有些研究则认为其他大股东非但没有起到制衡作用反而有附和第一大股东的趋势。唐跃军、谢仍明（2006）依据1999年至2003年我国主板上市公司的数据，观察到其他大股东有依附控股股东或与其结盟的倾向。

三、研究设计

（一）研究假设

从经济人假设的角度，人的行为都是为了最大限度满足自己的私利。股东持有上市公司是为获取收益，只要能给他们带来稳定的收益，他们就选择此种方法。股权分置改革后，股市已基本迈入了全流通时代，股东既可以在二级市场通过股票的买卖赚取差价，也可以通过收到现金股利获取收益。在二级市场买卖股票存在风险，所以他们并不希望将手中的股票卖出。现金股利政策是一种见效快并合情合法的方式，大股东往往期望通过高派现来迅速收回创业成本，其持股比例越高，在派现中获得的收益就越大。面对这种高收益第一大股东会有强烈的动机利用手中的控制权获取私人收益，通过派发高额现金股利对上市公司进行利益侵占的可能性就越大。

根据前面的分析，本文提出以下假设：

H1：第一大股东持股比例越高，分配的现金股利越多，二者呈正相关关系。

第一大股东利用现金股利进行的“隧道挖掘”行为，在其获得超额报酬的同时侵占了其他大股东的利益，其他大股东虽然有意愿与第一大股东制衡，但当其持股比例较低，与第一大股东持股相差悬殊时，由于制衡能力较弱，往往会依附第一大股东共同进行“挖掘”；当其他大股东持股较高时，有能力与第一大股东制衡并对其自利行为进行监督和抑制，使得第一大股东不能轻易地利用高额现金股利侵占上市公司资源。

根据前面的分析，本文提出以下假设：

H2：股权制衡度与现金股利呈曲线关系，现金股利开始随股权制衡度的提高而增加，而后又随股权制衡度的提高而下降。endprint

（二）样本选取及数据来源

笔者从锐思数据库选取了2009年至2011年分配现金股利的A股上市公司作为研究样本，为了避免对实证结果产生影响，对数据做了如下筛选：（1）剔除2009年之后上市的公司，只选取2008年12月31日之前上市的公司；（2）剔除金融类上市公司，金融行业上市公司的股权结构与其他行业相比区别较大，因此将其剔除；（3）剔除被ST、PT的公司；（4）剔除数据不完整的上市公司。基于以上原则最终确定的样本数为2 253个，包括2009年725个，2010年742个，2011年786个。

（三）变量定义

1.被解释变量

本文选取代表公司发放了多少现金股利的指标每股现金股利（DPS）作为被解释变量。

2.解释变量

这里考虑的指标有：第一，第一大股东持股比例（S1）指的是公司第一大股东持有的股票数与公司所有股票数的比值；第二，股权制衡度（Z），本文参照黄渝祥（2003）对股权制衡度的定义，用第二大股东到第五大股东持股之和与第一大股东持股的比值表示股权制衡程度。

3.控制变量

很多因素都会影响公司现金股利政策，对这些变量必须加以控制。本文考虑的因素有：第一，公司规模（LNSIZE），大公司与小公司相比可能更注重其形象和声誉，因此两者股利政策会有所差异，本文采用总资产的对数作为公司规模的控制变量。第二，公司资产负债率（DEBT），公司在签订长期债务合同时，债权人为维护自身利益会对公司现金股利加以限制，公司在制定股利政策时会受到契约的约束。第三，公司盈利水平，本文选取被操纵程度小的主营业务资产收益率（CROA）作为描述公司盈利水平的指标。第四，公司成长性（GROWTH），本文以营业收入增长率来表示。

本文涉及的变量定义具体如表1所示。

（四）模型构建

为了分析股东制衡与现金股利政策的关系，本文提出了两个假设。为了验证这些假设，建立计量模型如下所示：

四、实证结果分析

（一）描述性统计

本文描述性统计结果见表2。如表2所示，样本公司每股现金股利的最大值为3.997，最小值为0.0035，可见我国上市公司现金股利分配政策差异很大。第一大股东持股比例最大值为85.2318%，平均值为38.2030%，持股比例大于50%的样本数为556，占总样本的24.67%，股权制衡度的均值为0.514792。通常认为股权制衡度大于1才有可能对第一大股东真正起到制衡作用，样本公司中股权制衡度大于1的样本数为342，占总样本的15.18%。由此可以看出，在我国上市公司中“一股独大”的现象仍然很普遍，第一大股东往往处于绝对控股地位，公司内部缺乏有效的制衡机制，其他股东制衡能力还很弱，很难对第一大股东构成威胁。

（二）回归分析

回归模型的结果如表3。从表3中可以得出，回归方程的F值为116.230，相伴概率为0.000，通过显著性检验，说明该回归模型具有统计学意义；第一大股东持股比例与现金股利在1%的水平下显著正相关，说明第一大股东偏好高额现金股利，将原本作为“利益分享机制”的现金股利政策转变为利益输送工具，验证了H1；股权制衡度回归系数为正，对现金股利产生显著正向影响，股权制衡度平方项则与现金股利显著负相关。为检验模型的优劣，本文还对股权制衡度与现金股利进行了线性回归，回归结果显示其拟合度小于模型Ⅰ。笔者认为模型Ⅰ的解释能力较好，因此本文认为，股权制衡度与现金股利呈现二次曲线关系，验证了H2。由回归结果可知，Z2的系数为-0.124，Z的系数为0.223，故二次曲线的开口方向向下，股权制衡度与现金股利之间存在倒U型关系。由曲线的一次导数：DPS'=0.223-0.248*Z=0，求得Z=0.90，股权制衡度取值范围为（0，4）时才具有经济意义。由此可得，当Z∈（0，0.90）时，Z与DPS正相关，这说明当股权制衡度较低时，由于其他大股东的持股比例过低，与第一大股东相差甚远，制衡能力较弱，导致其没有能力牵制第一大股东，在这种情形下，依附控股股东获得的收益高于监督制衡带来的收益，其他大股东会选择与第一大股东共谋卷入“隧道行为”。当Z∈（0.90，4）时，Z与DPS负相关，说明当股权制衡度较高时，其他大股东能有效地约束和监督第一大股东的行为，从而显著地影响公司的股利政策，抑制第一大股东的“隧道效应”。

从控制变量的回归结果还可以得知，上市公司的规模、盈利水平对现金股利支付水平有显著的正向影响；资产负债率高的上市公司会发放较少的现金股利，说明上市公司在确定现金股利量时会考虑其对偿债能力的影响；上市公司成长性的回归系数在10%的水平下显著为负，这是因为当公司成长性较好时，对资金的需求量大，公司很可能会考虑少发现金股利，将较多的利润用于投资和发展。

五、结论与建议

本文以2009年至2011年分配股利的A股上市公司为样本，用实证的方法研究了股权制衡与现金股利政策的关系，研究结论主要有：第一，第一大股东持股比例与现金股利显著正相关，即第一大股东持股比例越高，越有足够的动机和能力通过发放现金股利来转移公司资产，从而公司发放的现金股利也就越多；第二，股权制衡度与现金股利之间呈现曲线关系，若股权制衡度较低，其他大股东会追随第一大股东的行为，合谋利用现金股利侵占公司资产，若股权制衡度较高，其他大股东会制约第一大股东的行为。基于以上研究结论，本文建议：第一，进一步加强对控股股东的约束与监督，考察上市公司股利分配的合理性；第二，加快股权结构的改革，改变“一股独大“的现状，构建有效的股权制衡结构，使其他大股东有能力与第一大股东抗衡，真正参与到公司治理中；第三，加强市场监管，健全中小投资者利益保护机制。

【参考文献】

[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] 谢军.股利政策、第一大股东和公司成长性：自由现金流理论还是掏空理论[J].会计研究，2006（1）： 53-59.

[4] 刘泽荣，黄文杰.股权结构对于现金股利支付倾向的影响研究[J].会计之友，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] 吴明礼，李世涛.我国上市公司现金股利政策与股权结构、股权制衡的关系[J].产业经济研究，2007（3）：23-29.

[7] 朱德胜.控股股东、股权制衡与公司股利政策选择[J].山东大学学报，2010（3）：1-10.

[8] 唐跃军，谢仍明.大股东制衡机制与现金股利的隧道效应：来自1999—2003年中国上市公司的证据[J].南开经济研究，2006（1）：60-78.endprint

（二）样本选取及数据来源

笔者从锐思数据库选取了2009年至2011年分配现金股利的A股上市公司作为研究样本，为了避免对实证结果产生影响，对数据做了如下筛选：（1）剔除2009年之后上市的公司，只选取2008年12月31日之前上市的公司；（2）剔除金融类上市公司，金融行业上市公司的股权结构与其他行业相比区别较大，因此将其剔除；（3）剔除被ST、PT的公司；（4）剔除数据不完整的上市公司。基于以上原则最终确定的样本数为2 253个，包括2009年725个，2010年742个，2011年786个。

（三）变量定义

1.被解释变量

本文选取代表公司发放了多少现金股利的指标每股现金股利（DPS）作为被解释变量。

2.解释变量

这里考虑的指标有：第一，第一大股东持股比例（S1）指的是公司第一大股东持有的股票数与公司所有股票数的比值；第二，股权制衡度（Z），本文参照黄渝祥（2003）对股权制衡度的定义，用第二大股东到第五大股东持股之和与第一大股东持股的比值表示股权制衡程度。

3.控制变量

很多因素都会影响公司现金股利政策，对这些变量必须加以控制。本文考虑的因素有：第一，公司规模（LNSIZE），大公司与小公司相比可能更注重其形象和声誉，因此两者股利政策会有所差异，本文采用总资产的对数作为公司规模的控制变量。第二，公司资产负债率（DEBT），公司在签订长期债务合同时，债权人为维护自身利益会对公司现金股利加以限制，公司在制定股利政策时会受到契约的约束。第三，公司盈利水平，本文选取被操纵程度小的主营业务资产收益率（CROA）作为描述公司盈利水平的指标。第四，公司成长性（GROWTH），本文以营业收入增长率来表示。

本文涉及的变量定义具体如表1所示。

（四）模型构建

为了分析股东制衡与现金股利政策的关系，本文提出了两个假设。为了验证这些假设，建立计量模型如下所示：

四、实证结果分析

（一）描述性统计

本文描述性统计结果见表2。如表2所示，样本公司每股现金股利的最大值为3.997，最小值为0.0035，可见我国上市公司现金股利分配政策差异很大。第一大股东持股比例最大值为85.2318%，平均值为38.2030%，持股比例大于50%的样本数为556，占总样本的24.67%，股权制衡度的均值为0.514792。通常认为股权制衡度大于1才有可能对第一大股东真正起到制衡作用，样本公司中股权制衡度大于1的样本数为342，占总样本的15.18%。由此可以看出，在我国上市公司中“一股独大”的现象仍然很普遍，第一大股东往往处于绝对控股地位，公司内部缺乏有效的制衡机制，其他股东制衡能力还很弱，很难对第一大股东构成威胁。

（二）回归分析

回归模型的结果如表3。从表3中可以得出，回归方程的F值为116.230，相伴概率为0.000，通过显著性检验，说明该回归模型具有统计学意义；第一大股东持股比例与现金股利在1%的水平下显著正相关，说明第一大股东偏好高额现金股利，将原本作为“利益分享机制”的现金股利政策转变为利益输送工具，验证了H1；股权制衡度回归系数为正，对现金股利产生显著正向影响，股权制衡度平方项则与现金股利显著负相关。为检验模型的优劣，本文还对股权制衡度与现金股利进行了线性回归，回归结果显示其拟合度小于模型Ⅰ。笔者认为模型Ⅰ的解释能力较好，因此本文认为，股权制衡度与现金股利呈现二次曲线关系，验证了H2。由回归结果可知，Z2的系数为-0.124，Z的系数为0.223，故二次曲线的开口方向向下，股权制衡度与现金股利之间存在倒U型关系。由曲线的一次导数：DPS'=0.223-0.248*Z=0，求得Z=0.90，股权制衡度取值范围为（0，4）时才具有经济意义。由此可得，当Z∈（0，0.90）时，Z与DPS正相关，这说明当股权制衡度较低时，由于其他大股东的持股比例过低，与第一大股东相差甚远，制衡能力较弱，导致其没有能力牵制第一大股东，在这种情形下，依附控股股东获得的收益高于监督制衡带来的收益，其他大股东会选择与第一大股东共谋卷入“隧道行为”。当Z∈（0.90，4）时，Z与DPS负相关，说明当股权制衡度较高时，其他大股东能有效地约束和监督第一大股东的行为，从而显著地影响公司的股利政策，抑制第一大股东的“隧道效应”。

从控制变量的回归结果还可以得知，上市公司的规模、盈利水平对现金股利支付水平有显著的正向影响；资产负债率高的上市公司会发放较少的现金股利，说明上市公司在确定现金股利量时会考虑其对偿债能力的影响；上市公司成长性的回归系数在10%的水平下显著为负，这是因为当公司成长性较好时，对资金的需求量大，公司很可能会考虑少发现金股利，将较多的利润用于投资和发展。

五、结论与建议

本文以2009年至2011年分配股利的A股上市公司为样本，用实证的方法研究了股权制衡与现金股利政策的关系，研究结论主要有：第一，第一大股东持股比例与现金股利显著正相关，即第一大股东持股比例越高，越有足够的动机和能力通过发放现金股利来转移公司资产，从而公司发放的现金股利也就越多；第二，股权制衡度与现金股利之间呈现曲线关系，若股权制衡度较低，其他大股东会追随第一大股东的行为，合谋利用现金股利侵占公司资产，若股权制衡度较高，其他大股东会制约第一大股东的行为。基于以上研究结论，本文建议：第一，进一步加强对控股股东的约束与监督，考察上市公司股利分配的合理性；第二，加快股权结构的改革，改变“一股独大“的现状，构建有效的股权制衡结构，使其他大股东有能力与第一大股东抗衡，真正参与到公司治理中；第三，加强市场监管，健全中小投资者利益保护机制。

【参考文献】

[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] 谢军.股利政策、第一大股东和公司成长性：自由现金流理论还是掏空理论[J].会计研究，2006（1）： 53-59.

[4] 刘泽荣，黄文杰.股权结构对于现金股利支付倾向的影响研究[J].会计之友，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] 吴明礼，李世涛.我国上市公司现金股利政策与股权结构、股权制衡的关系[J].产业经济研究，2007（3）：23-29.

[7] 朱德胜.控股股东、股权制衡与公司股利政策选择[J].山东大学学报，2010（3）：1-10.

[8] 唐跃军，谢仍明.大股东制衡机制与现金股利的隧道效应：来自1999—2003年中国上市公司的证据[J].南开经济研究，2006（1）：60-78.endprint

（二）样本选取及数据来源

笔者从锐思数据库选取了2009年至2011年分配现金股利的A股上市公司作为研究样本，为了避免对实证结果产生影响，对数据做了如下筛选：（1）剔除2009年之后上市的公司，只选取2008年12月31日之前上市的公司；（2）剔除金融类上市公司，金融行业上市公司的股权结构与其他行业相比区别较大，因此将其剔除；（3）剔除被ST、PT的公司；（4）剔除数据不完整的上市公司。基于以上原则最终确定的样本数为2 253个，包括2009年725个，2010年742个，2011年786个。

（三）变量定义

1.被解释变量

本文选取代表公司发放了多少现金股利的指标每股现金股利（DPS）作为被解释变量。

2.解释变量

这里考虑的指标有：第一，第一大股东持股比例（S1）指的是公司第一大股东持有的股票数与公司所有股票数的比值；第二，股权制衡度（Z），本文参照黄渝祥（2003）对股权制衡度的定义，用第二大股东到第五大股东持股之和与第一大股东持股的比值表示股权制衡程度。

3.控制变量

很多因素都会影响公司现金股利政策，对这些变量必须加以控制。本文考虑的因素有：第一，公司规模（LNSIZE），大公司与小公司相比可能更注重其形象和声誉，因此两者股利政策会有所差异，本文采用总资产的对数作为公司规模的控制变量。第二，公司资产负债率（DEBT），公司在签订长期债务合同时，债权人为维护自身利益会对公司现金股利加以限制，公司在制定股利政策时会受到契约的约束。第三，公司盈利水平，本文选取被操纵程度小的主营业务资产收益率（CROA）作为描述公司盈利水平的指标。第四，公司成长性（GROWTH），本文以营业收入增长率来表示。

本文涉及的变量定义具体如表1所示。

（四）模型构建

为了分析股东制衡与现金股利政策的关系，本文提出了两个假设。为了验证这些假设，建立计量模型如下所示：

四、实证结果分析

（一）描述性统计

本文描述性统计结果见表2。如表2所示，样本公司每股现金股利的最大值为3.997，最小值为0.0035，可见我国上市公司现金股利分配政策差异很大。第一大股东持股比例最大值为85.2318%，平均值为38.2030%，持股比例大于50%的样本数为556，占总样本的24.67%，股权制衡度的均值为0.514792。通常认为股权制衡度大于1才有可能对第一大股东真正起到制衡作用，样本公司中股权制衡度大于1的样本数为342，占总样本的15.18%。由此可以看出，在我国上市公司中“一股独大”的现象仍然很普遍，第一大股东往往处于绝对控股地位，公司内部缺乏有效的制衡机制，其他股东制衡能力还很弱，很难对第一大股东构成威胁。

（二）回归分析

回归模型的结果如表3。从表3中可以得出，回归方程的F值为116.230，相伴概率为0.000，通过显著性检验，说明该回归模型具有统计学意义；第一大股东持股比例与现金股利在1%的水平下显著正相关，说明第一大股东偏好高额现金股利，将原本作为“利益分享机制”的现金股利政策转变为利益输送工具，验证了H1；股权制衡度回归系数为正，对现金股利产生显著正向影响，股权制衡度平方项则与现金股利显著负相关。为检验模型的优劣，本文还对股权制衡度与现金股利进行了线性回归，回归结果显示其拟合度小于模型Ⅰ。笔者认为模型Ⅰ的解释能力较好，因此本文认为，股权制衡度与现金股利呈现二次曲线关系，验证了H2。由回归结果可知，Z2的系数为-0.124，Z的系数为0.223，故二次曲线的开口方向向下，股权制衡度与现金股利之间存在倒U型关系。由曲线的一次导数：DPS'=0.223-0.248*Z=0，求得Z=0.90，股权制衡度取值范围为（0，4）时才具有经济意义。由此可得，当Z∈（0，0.90）时，Z与DPS正相关，这说明当股权制衡度较低时，由于其他大股东的持股比例过低，与第一大股东相差甚远，制衡能力较弱，导致其没有能力牵制第一大股东，在这种情形下，依附控股股东获得的收益高于监督制衡带来的收益，其他大股东会选择与第一大股东共谋卷入“隧道行为”。当Z∈（0.90，4）时，Z与DPS负相关，说明当股权制衡度较高时，其他大股东能有效地约束和监督第一大股东的行为，从而显著地影响公司的股利政策，抑制第一大股东的“隧道效应”。

从控制变量的回归结果还可以得知，上市公司的规模、盈利水平对现金股利支付水平有显著的正向影响；资产负债率高的上市公司会发放较少的现金股利，说明上市公司在确定现金股利量时会考虑其对偿债能力的影响；上市公司成长性的回归系数在10%的水平下显著为负，这是因为当公司成长性较好时，对资金的需求量大，公司很可能会考虑少发现金股利，将较多的利润用于投资和发展。

五、结论与建议

本文以2009年至2011年分配股利的A股上市公司为样本，用实证的方法研究了股权制衡与现金股利政策的关系，研究结论主要有：第一，第一大股东持股比例与现金股利显著正相关，即第一大股东持股比例越高，越有足够的动机和能力通过发放现金股利来转移公司资产，从而公司发放的现金股利也就越多；第二，股权制衡度与现金股利之间呈现曲线关系，若股权制衡度较低，其他大股东会追随第一大股东的行为，合谋利用现金股利侵占公司资产，若股权制衡度较高，其他大股东会制约第一大股东的行为。基于以上研究结论，本文建议：第一，进一步加强对控股股东的约束与监督，考察上市公司股利分配的合理性；第二，加快股权结构的改革，改变“一股独大“的现状，构建有效的股权制衡结构，使其他大股东有能力与第一大股东抗衡，真正参与到公司治理中；第三，加强市场监管，健全中小投资者利益保护机制。

【参考文献】

[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] 谢军.股利政策、第一大股东和公司成长性：自由现金流理论还是掏空理论[J].会计研究，2006（1）： 53-59.

[4] 刘泽荣，黄文杰.股权结构对于现金股利支付倾向的影响研究[J].会计之友，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] 吴明礼，李世涛.我国上市公司现金股利政策与股权结构、股权制衡的关系[J].产业经济研究，2007（3）：23-29.

[7] 朱德胜.控股股东、股权制衡与公司股利政策选择[J].山东大学学报，2010（3）：1-10.

[8] 唐跃军，谢仍明.大股东制衡机制与现金股利的隧道效应：来自1999—2003年中国上市公司的证据[J].南开经济研究，2006（1）：60-78.endprint