内容提要 本文研究了外资持股比例和上市公司股利政策之间的关系以及这种关系主导下的内在机理与影响。本文利用 2002 ～2009 年 428 家涉及外资持股的公司数据构造动态面板模型，采用 GMM － SYS 和 MSL 的方法对其进行估计。研究结果表明，外资偏好选择高股利分配的上市公司，而且这种偏好受到公司治理水平的影响，同时外资也促进了上市公司支付更多的现金股利。本文还发现，外资对现金股利的“追逐”有可能产生双刃剑的影响，即在解决“低成长机会公司”投资过度问题的同时，又加剧了“高成长机会公司”投资不足问题。本文的结论对资本市场中外资角色的把握具有重要的现实意义。
关 键 词 外资持股 现金股利政策 动态面板模型 系统广义矩估计
　　一 前 言
　　联合国贸易和发展组织发布的投资报告《2010 － 2012 年世界投资前景调查》显示，在世界前 15 个最具吸引力的投资目的地中，中国位居第一，是跨国公司首选的投资目的地。与此相应，近年来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。①
　　在一些评价有关外资的文献里，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( 王志鹏和李子奈，2003; 张海洋，2005; 王红领等，2006) ，这在中国“改革开放”的 30 年中表现得尤其突出。然而双汇发展、佛山照明及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面。②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、佛山照明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( Baba，2009) 。
　　已有文献关于外资股东与股利政策之间的研究结论并不一致。股东客户论( Black 和 Scholes，1974; Allen 等，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，从而会提高其在高股利支付公司的持股比例。代理理论也强调相对于内资股东而言，外资股东将面临较高程度的信息不对称，因此与留存收益相比，他们更喜欢股利( Baba，2009) 。
　　但一些经验研究对此持有相反的观点。Dahlquist 和 Robertsson( 2001) 对瑞典的研究发现，外来投资更喜欢现金充沛但支付股利较低的公司。Wang 等( 2009) 对中国台湾地区的研究也发现，为了获得税收节俭( tax savings) ，在平衡股利政策③推出之前，外资机构更喜欢支付较低现金股利的公司。最重要的，来自印度( Kumar，2006) 和巴基斯坦( Adam 和 Javid，2010) 股票市场的研究显示，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，现金充裕的公司是否也会吸引外资股东这类特殊“客户”? 外资股东又是如何影响股利政策的? 本文试图利用中国数据重点回答三个问题: ( 1) 外资股东是否对高股利分配公司情有独钟? ( 2) 是否因外资股东的参与，导致了公司发放比 以前更多的股利? ( 3) 如果后者成立，那么外资股东要求公司发放更多股利的动机是什么? 是出于降低代理成本或者克服信息不对称的需要还是单纯将上市公司当成自己的“提款机”?
　　本文的经验研究为外资股东与股利分配之间的相互影响提供了证据。本文使用动态面板模型，为得到一致有效估计又分别采用了系统广义矩估计( GMM － SYS) 和极大模拟似然估计( MSL) 的计量方法。研究发现，在中国资本市场，外资股东也是名副其实的“现金追逐者”( Baba，2009) ，外资股东会促进上市公司提高现金股利的分配倾向和分配力度。我们的研究一方面为外资股东追逐现金股利行为提供了解释，另一方面也为这种追逐背后的动机和结果提供了来自中国市场的证据。
　　本文的结构安排如下: 第二部分评论了有关外资股东和股利分配之间相互影响的相关文献，并在评论过程中提出了本文的假设。第三部分是对数据来源与变量描述的一般介绍。第四部分是模型与检验结果分析。第五部分对第四部分的结论做了稳健性检验。最后一部分是结论。
　　二 文献综述与假设提出
　　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。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定股利分配要素中的股权性质、持股比例、法律环境与生命周期( 魏刚，1998; 蓝发钦，2001; 雷光勇和刘慧龙，2007; 杨汉明，2008) 。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诉求。另外，对政府该如何调整政策以适应外资的特有诉求，也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都或多或少地涉及那些围绕“股利”研究所形成的经典理论。
　　代理理论和信息不对称理论。在有关为什么支付股利的研究中，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 和 Meckling，1976; Easterbrook，1984) 。Brennan 和 Thakor( 1990) 甚至建立了一个基于信息不对称 的理论框架，在该框架中，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置换、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 等，2000) 。虽然从代理角度出发，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) ，外资持股增加会提高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率也会大大提高。无独有偶，Jeon 等( 2010) 在研究韩国资本市场时也指出，基于信息不对称的逆向选择论( Choe 等，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，外资股东面临更高程度的信息不对称，所以他们更希望通过较高的股利分配( 在手之鸟) 降低代理成本，毕竟留存收益( 在林之鸟) 还存在一定的风险。
    2． 股利客户论。Miller 和 Modigliani( 1961) 提出，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 和 Scholes( 1974) 的支持，他们发现有些投资者喜欢高股利，而有些投资者喜欢低股利。那么，我们所关心的问题是，在中国的外资股东是喜欢高股利还是低股利? 已有研究对此并没有形成一致的结论。一些研究认为外资股东是一类具有显著理性经理人特征的客户，因此他们是偏爱现金股利的( Jeon 等，2010) 。但另外一些研究却强调，对外资股东这个客户而言，股利与资本利得相比存在税收劣势，所以他们更偏爱低股利支付率的公司( Dahlquist 和 Rob-ertsson，2001) 。由此看来，股利客户论对经典的代理理论提出了挑战。关于这两个理论之争，一项来自中国台湾地区的平衡股利政策研究表明( Wang 等，2009) ，在 2001年之前外资股东喜欢支付较低现金股利的公司，2001 年以后则喜欢高股利公司，这意味着在2001 年之前，外资股东主要考虑的是税收节俭( 税收效应论) ，而2001 年之后，降低代理成本成为了主要因素( 代理理论) 。
　　3． 信号理论。Berger 和 Ofek( 1995) 认为税收政策使得“发放股利”比“股票回购”更适合做信号。股利的高税赋使得发放股利成为将收益分配给股东的成本最高的方式。正如前文所提到的，也正是这种高成本的信号，才使得那些质量差的公司无法模仿。因此，在信息不对称的环境下，价值被低估的公司往往会支付股利以吸引机构投资者( 外资是典型的机构投资者) ( Allen 等，2000) 。显然，这种情形下的股利发放更像一种信号，公司想向潜在投资者表明: 目前运营一切正常，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”。代理理论认为是 股东要求公司发放更多的股利，而信号理论则强调，是公司为了吸引了更多的投资而主动发放股利。
　　总结一下，上述文献很多都是赞同“外资是现金追逐者”这个命题的，但仍有一些研究对此并不认同( Dahlquist 和 Robertsson，2001; Wang 等，2009) 。如果说上述研究还主要是针对发达市场的争论，Kumar( 2006) 对印度及 Adam 和 Javid( 2010) 对巴基斯坦的研究就引起我们更多地注意，他们在运用了包括 The Full Adjustment Model( FAM) 等五个模型①之后得出的结论是: 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。
　　以上分歧表明，外资股东与股利政策的关系要远比我们想象的复杂。已有文献在研究二者之间的关系时很少考虑不可观测的异质性问题。股利分配显然存在经验上的不可观测的异质成分，因此，要正确估计外资股东和股利之间的关系，需要在技术上克服由遗漏变量引起的偏误。Kumar( 2006) 及 Adam 和 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) 。具体到中国，上市公司的整体股利分配力度并不高( 这也是为什么证监会一再推出有关强制分配股利政策的原因) ，相较于股利和资本利得的税收差异，外资股东也许更在乎的是由信息不对称引起的较高的代理成本( 李常青，2010) 。所以我们认为，如果在研究过程中，能有效控制异质性，结论很可能会支持代理成本与信号理论。有鉴于此，我们有如下假设:
　　假设 1: 外资持股比例越高，则公司股利分配倾向和分配力度越大。
　　假设 2: 现金股利分配得越多，则越有可能吸引外资加入或者增持。
　　代理理论的前提在于，如果不能把公司收益中的多余现金分派出去，则会遭到内部人的滥用或转移。但这是否一定就是现实中的情况? 如果公司拥有好的投资机会，而股东还要求必须大量分配现金股利又会造成怎样的后果? 基于此，有关股东对股利分配的影响，学者围绕另外一条线索也展开了丰富的研究。自 Johnson 等( 2000) 的研究以来，一个更具挑战性和中国特色的研究领域是从利益侵占角度出发解释中国上市公司的股利支付行为，很多学者都参与了这场争论。现在回过头看，大多数研究认为， 中国上市公司进行高股利分配①的确存在着较为严重的利益侵占。②国外关于股利成为利益侵占工具的说法并不多见，相反，更多的研究是从股利和投资关系出发的。Larry 和 Litzenberger( 1989) 发现，拥有较好投资机会的公司，会减少股利发放以支持投资，这个时候，公司的股价不会明显下降。Fama 和 French( 2002) 也根据融资次序理论( Myers 和 Majluf，1984) 提出，当公司面临较好投资机会时，分配现金股利对投资者而言是缺乏吸引力的。当公司缺乏较好投资机会的时候，发放现金股利可以有效抑制过度投资( overinvestment) 问题，但是当公司拥有较好投资机会的时候，大量派现则会加剧投资不足( underinvestment)③( Félix 和 Juan，2010) ，从而对公司长远发展产生不利影响。一个更普遍的观点是，资本市场和职业经理人都是短视的，股东往往要求公司支付较高的现金股利，而这些股利的支付往往是以牺牲企业中长期投资为代价的( Hutton，1997) 。
　　魏明海和柳建华( 2007) 对中国 2001 ～ 2004 年国有上市公司的现金股利政策与过度投资的关系进行了研究，发现国有上市公司较低的现金股利政策助长了更多的留存利润下的过度投资行为。如此说来，外资股东要求发放股利确实有着解决过度投资行为，降低代理成本的动机。但我们担心的是“由一个极端走向另一个极端”，进一步讲，这种追逐低代理成本的行为是否牺牲了公司的长远发展? 本文将主要通过检验外资股东对公司长期成长的影响来进行判断。如果一种股利分配政策从长期看提高了公司价值，则很容易推断是由代理成本降低所致。相反，如果股利分配使得公司丧失很多好的投资机会，则这种股利政策可能会降低了公司价值。
　　接下来的问题是，我们能否对公司做一个“标签”，即哪类公司的股利分配可能是降低代理成本的，哪类可能是错失机会的? Félix 和 Juan( 2010) 认为，对于那些低成长机会的公司，大额派现是解决过度投资问题的好办法，这么做不会影响公司增长。而对于拥有较好成长机会的公司，如果外资股东仍要求大额派现，将会降低公司的增长潜力，从而在客观上形成对其他中小股东的利益侵占。由此，我们得到假设 3 和假设4。
　　假设 3: 对于缺乏成长机会的公司，外资股东要求股利分配会解决投资过度问题，而不会以牺牲公司长远发展为代价，从而达到实际意义上的降低代理成本目的。
　　假设 4: 对于拥有较好成长机会的公司，外资股东如果仍然要求公司支付大额现金股利，则不管其主观上是否只是希望降低代理成本，其在客观上可能会降低公司的增长潜力。
　　三 数据来源和变量描述
　　在本文使用的数据中，托宾 Q( Tobin’Q) 值指标来自于 CCER 数据库，其他所有指标均来自于 Wind 数据库。本文选择中国加入世界贸易组织后的第一个财务年度2002 年，作为研究外资持股对中国上市公司股利分配影响的起点。我们的有效样本包含了 428 家中国大陆上市公司从 2002 ～2009 年的相关信息，对于其中在 2002 年以后上市的公司采用自上市时间到 2009 年的数据指标。另外还需指出的是，本文使用前十大股东具有外资性质的股本比例之和作为外资持股比例指标，①用 fow 符号表示。各年度具有外资性质的上市公司的数目，从 2002 年的 157 家增加到 2009 年的 308家，前后共涉及到 460 家上市公司。考虑到尽量减少监管部门对公司治理的外生影响，又剔除了 32 家“ST”标识的上市公司。由于本文考察外资持股对股利分配的影响，因此我们对外资是否对股利分配具有显著影响进行了区分。尽管根据重要性原则，外资持股比例非常低的公司可以视同为无外资参股公司，但考虑到“是否持有”和“持有高低”毕竟是“质”和“量”的差异，所以在描述性统计部分，我们又选择了 1120家无外资参股的公司进行匹配研究。②
　　( 一) 外资持股与现金股利分配的描述性统计
　　本文在表 1 中列示了剔除“ST”公司后各年度具有外资股份的上市公司数量，从2002 年的 135 家上升到 2009 年的 282 家。通过表 1，我们还可以看到样本期内上市公司在各年度末的外资投资余额，从 2002 年 617 亿元上升到 2007 年的 7911 亿元，经 年份前十大股东中具有外资持股上市公司的样本。历 2008 年全球金融危机出现大幅度下滑后，2009 年仍达到 7759 亿元。Jeon 等( 2010) 指出在多数国家的资本市场上，当投资者持股比例超过 5% 时，将会对该公司的治理结构产生显著影响。①因此，我们设计了 fow5 虚拟变量，取值为 1 表示 fow5 ＞5% ; 取值为 0 表示 fow5 ≤ 5% 。我们发现，外资持股比例范围超过 5% 的样本约占总体样本的 33%。从 2002 ～2009 年，这类公司的数目由 80 家增加到 161 家，平均持股比例由22． 9%上升到26． 4%; 在外资持股比率低于5%的样本中，从2002 ～2009 年公司数目由 55 家增加到 121 家，平均持股比例却逐年下降，这表明进入中国资本市场的新的外资资金更倾向于外资投资占比已经较高的公司，而不是那些外资股东话语权非常小的公司。表 1 外资持股公司数目和外资持股的描述性统计量 个，亿元年份外资持股比例范围fow ≥ 0 fow ＞ 0 fow ＞ 5% 0 ＜ fow ≤ 5%样本 样本 金额 样本 均值 中位数 标准差 样本 均值 中位数 标准差2002 289 135 617 80 0． 229 0． 248 0． 110 55 0． 018 0． 016 0． 0122003 309 148 806 92 0． 227 0． 250 0． 116 56 0． 020 0． 014 0． 0142004 330 164 940 104 0． 231 0． 237 0． 113 60 0． 019 0． 014 0． 0132005 336 177 1044 107 0． 234 0． 247 0． 119 70 0． 018 0． 013 0． 0142006 365 201 1914 116 0． 237 0． 239 0． 150 85 0． 017 0． 013 0． 0132007 395 227 7911 141 0． 233 0． 219 0． 140 86 0． 017 0． 013 0． 0122008 404 236 4597 139 0． 243 0． 215 0． 154 97 0． 016 0． 011 0． 0132009 428 282 7759 161 0． 264 0． 238 0． 178 121 0． 014 0． 010 0． 011合计 2856 1570 25 588 940 0． 239 0． 234 0． 142 630 0． 017 0． 013 0． 013说明: ①数据来源于 Wind 资讯数据库; ②当外资持股比例高于 5% 时，通常认为会对公司治理产生重大影响，所以本文给出了以 5%为临界值的外资持股的描述性统计量; ③各年度末外资投资余额使用( Tobin’Q × 总资产 － 总负债) × fow 计算得到。为了更全面地描述各种股利分配行为，本文拟采取三种变量进行描述，分别为股利分配倾向、股利动态变化和股利支付率。变量的经济含义如下: 是否支付现金股利( div ，虚拟变量，上市公司支付现金股利为 1，否则为 0) ; 是否增加现金股利( indiv ，虚拟变量，上市公司相对于上一个财务年度增加现金股利为1，否则为0) ; 股利支付 表 2 现金股利分配的描述性统计年份外资有显著影响 外资无显著影响 有外资参股 无外资参股数目 占比 数目 占比 数目 占比 数目 占比2003 51 0． 638 24 0． 436 178 0． 576 367 0． 5312004 57 0． 620 27 0． 482 213 0． 646 462 0． 5882005 62 0． 596 32 0． 533 203 0． 604 389 0． 494divt= 1 2006 67 0． 626 37 0． 529 221 0． 606 450 0． 5212007 85 0． 733 48 0． 565 252 0． 638 513 0． 5422008 102 0． 723 46 0． 535 262 0． 649 570 0． 5652009 62 0． 446 36 0． 371 191 0． 446 475 0． 424合计 486 0． 624 250 0． 491 1520 0． 592 3226 0． 520年份外资有显著影响 外资无显著影响 有外资参股 无外资参股数目 均值 数目 均值 数目 均值 数目 均值2003 80 0． 372 55 0． 222 309 0． 305 691 0． 2752004 92 0． 323 56 0． 403 330 0． 339 786 0． 3452005 104 0． 360 60 0． 341 336 0． 326 787 0． 255payrt≥ 0 2006 107 0． 379 70 0． 262 365 0． 306 864 0． 2472007 116 0． 281 85 0． 163 395 0． 234 946 0． 1952008 141 0． 230 86 0． 254 404 0． 258 1009 0． 2542009 139 0． 165 97 0． 130 428 0． 159 1120 0． 193合计 779 0． 302 509 0． 239 2567 0． 269 6203 0． 247说明: 股利动态变化变量与股利分配倾向变量的情况类似，由于篇幅有限本文没有列出。率( payr ，连续变量) 。表 2 根据“外资是否参股”以及“外资持股是否具有显著影响”分别对两个股利分配变量进行了统计。从“外资是否参股”角度来看，有外资参股组与无外资参股组相比，支付现金股利的公司占比高出 7． 2 个百分点，股利支付率高出2． 2 个百分点; 从“外资持股是否具有显著影响”角度来看，外资具有显著影响组与没有显著影响组相比，支付现金股利公司的占比平均高出 13． 3 个百分点，股利支付率平均高出 6． 3 个百分点。张文龙等( 2009) 认为，中国特殊的股权分置制度使得现金股利的发放变为控股股东的一种掠夺手段，股权分置改革后公司明显发放较少的现金股利( 此时现金股利变成了控制行为) 。基于此，我们也对比了股权分置改革前后的情况。①与 2004 年相比，2006 年无外资参股公司的股利支付率下降了 9． 8 个百分点，而v外资参股公司的股利支付率仅下降 3． 3 个百分点。在有外资参股的公司中，外资不具有显著影响的公司股利支付率下降 14． 1 个百分点; 外资具有显著影响的公司股利支付率上升了 5． 6 个百分点。按照张文龙等( 2009) 的观点，股权分置改革之后，现金股利已经不再是利益侵占的手段，那么为什么在外资具有显著影响的上市公司中，股利支付率会显著提高? 这是否表明外资股东试图通过发放现金股利以降低代理成本?下面，我们就此做更深入的研究。
　　( 二) 外资持股与现金股利分配相互关系的单因素检验
　　为了进一步研究外资股东与上市公司现金股利分配之间的关系，本文采用单因素统计检验方法，分别对外资持股变量和现金股利分配进行平均值差异的 T 统计量检验以及中位数差异的 Wilcoxcon 符号秩检验，结果见表 3 和表 4。表 3 “有无外资”和“外资持股是否具有显著影响”的单因素检验结果统计量外资有显著影响外资无显著影响差值 有外资参股 无外资参股 差值divt +1= 0，1均值 0． 624 0． 491 0． 133＊＊＊0． 592 0． 520 0． 072＊＊＊中位数 1 0 1＊＊＊1 1 0＊＊＊indivt +1= 0，1均值 0． 306 0． 251 0． 055＊＊0． 273 0． 250 0． 023＊＊＊中位数 0 0 0＊＊0 0 0＊＊payrt +1均值 0． 302 0． 239 0． 063＊＊0． 269 0． 247 0． 022＊＊中位数 0． 198 0 0． 198＊＊＊0． 178 0． 060 0． 118＊＊＊样本个数 779 509 － 2567 6203 －说明:＊＊＊、＊＊、*分别表示在 1%、5%及 10%的显著性水平上显著，下表同。表 4 “有无支付现金股利”和“有无增加现金股利”的单因素检验结果fowt +1＞ 0 fowt +1≥ 0divt= 1 divt= 0 indivt= 1 indivt= 0 divt= 1 divt= 0 indivt= 1 indivt= 0均值 0． 154 0． 120 0． 140 0． 132 0． 084 0． 066 0． 081 0． 071T － 检验 4． 041＊＊＊0． 810 3． 408＊＊＊1． 661＊＊中位数 0． 116 0． 038 0． 087 0． 063 0． 008 0． 004 0． 010 0． 004Wilcoxon － 检验 5． 897＊＊＊1． 782*2． 548＊＊2． 433＊＊＊样本个数 836 497 370 745 1522 906 637 1387说明: 由于股利支付率 payr 是连续变量，本文通过该变量构造了股利支付增加 indiv 的虚拟变量，进行单因素检验。 表 5 变量指标属性 名称 符号 指标解释 参考文献现金股利分配政策是否支付现金股利divit第 i 公司第 t 年度实施现金股利分配政策取值为 1; 否则为 0是否增加支付现金股利indivit第 i 公司第 t 年度的现金股利支付率相对于t － 1 年度增加则取值为 1; 否则为 0股利支付率 payrit第 i 公司第 t 年度现金股利除以每股收益Jeon 等( 2010) ;Baba( 2009)外资持股变量外资持股比例 fowit第 i 公司第 t 年度的外资持股比例外资显著影响变量fow5it第 i 公司第 t 年度的外资占比超过 5% 取值为 1; 否则为 0Jeon 等( 2010)公司成长性投资支出 invit第 i 公司第 t 年度末固定资产( 原值) 、无形资产( 原值) 、长期股权投资之和除以总资产Tobin’Q qit第 i 公司第 t 年度末流通市值、非流通股份占净资产的金额、长短期负债合计之和除以总资产主营业收入 incit第 i 公司第 t 年度到第 t +2 年度三年主营业收入的平均值朱平 芳 和 徐伟民( 2003)Félix 和 Juan( 2010) ; 权小锋等( 2010) ;吕长 江 和 韩慧博( 2001)控制变量净资产收益率 roeit第 i 公司第 t 年度净利润除以年末股本总数总资产 lnsit第 i 公司第 t 年度总资产的对数形式资产负债率 levit第 i 公司第 t 年度年末总负债除以年末总资产市净率 Pbit第 i 公司第 t 年度年每股股价除以每股净资产经营活动现金充裕度cashit第 i 公司第 t 年度经营活动中的净现金流除以营业收入总资产周转率 operit第 i 公司第 t 年度销售收入净额除以资产总额期初余额和期末余额的平均余额公司上市年数 lnysit第 i 公司第 t 年度时上市总年数的对数形式公司治理指数 lzit采用了七个公司治理变量构造而成，①其值越高公司治理水平越高年度虚拟变量 yearj 第 j 年度取值为 1，其他为 0; 共 8 个年度行业虚拟变量 indexj 第 j 行业取值为 1，其他为 0; 共 13 个行业权 小 锋 等( 2010) ; 吕长江和 韩 慧 博( 2001)李 增 泉 等( 2004)Baba( 2009)李善 民 和 李珩( 2003)沈 艺 峰 等( 2004)Lu 等( 2009)吕长 江 和 周县华( 2005) ;Leora 和 Ines-sa( 2004)说明: ①本文公司治理指数构造采用高管持股比例、CEO 是否兼任董事主席或副主席、控股股东性质( 政府还是集团、是否国有) 、第一大股东持股比例、前两大股东持股比例之商及审计意见等七个公司治理变量标准化加权后转化为百分制而得。具体构造详见 Lu 等( 2009) 。 Jeon 等( 2010) 认为当年外资持股情况会对下一年度的现金股利分配产生影响。本文也采用了这种观点，使用当期外资持股状况进行分类，对上市公司下期的现金股利分配进行单因素检验。从表 3 可以看出，现金股利分配政策的平均值和中位数在1% 或 5% 的水平上通过了显著性检验。这也证明了在外资参股和外资具有显著影响的公司中，现金股利分配倾向和分配力度都要显著地高于那些没有外资参股和外资不具有显著影响的公司。由于中国上市公司年度现金股利分配实施方案主要集中在下一年度的第二季度，所以当年的现金股利分配政策只能在下一年度才能公布披露，即股利分配对外资股东的吸引往往是滞后一期的( Jeon 等，2010) 。表 4 中的数值为以当期是否进行股利分配来分组，对上市公司下期的外资持股变量进行单因素检验的结果。统计结果显示在当年支付现金股利的情况下，下一期的外资持股比例平均值为 15． 4%，中位数为11． 6% ，与当年未支付现金股利的对应指标相比，分别高出 3． 4 和 7． 8 个百分点。另外，虽然在“fowt +1＞ 0 ”组内，增加现金股利支付与未增加相比，下一期的外资持股差异并不明显，但是在“fowt +1≥ 0 ”组内，两者仍然存在显著差异，增加现金股利后的下一期外资持股比例要比不增加情况下高出 1 个百分点。总之，这些统计数据表明，外资股东对于支付现金股利或者提高现金股利的上市公司更有兴趣。尽管上述单因素检验表明，公司如果表现出更高的现金股利分配倾向和分配力度，将有助于吸引外资股东。反过来，外资股东也会促进上市公司进行现金股利分配或提高分配力度。然而，上述分析也具有一定的局限性: 其一，外资持股变量的持续增长可能并非缘自股利政策。其二，现金股利分配自身也存在自适应或自我调节过程( 吕长江和王克敏，1999) 。因此，我们在第四部分引入了连续因变量的动态面板模型和离散因变量的二元选择动态面板模型，以期能得到最佳无偏估计，而其中涉及的主要变量及参考依据如表 5 所示。