创业公司股权结构【股权分置改革、股权结构与现金股利变化】

　　摘要：股权结构影响上市公司的股利政策。本文通过股权结构对现金股利的分析和股改前后股权结构和现金股利的配对检验后发现，股权分置改革不仅导致股权结构的变化，进而影响公司的现金股利政策。
　　关键词：股权分置改革股权结构现金股利
　　
　　一、引言
　　
　　我国上市公司的股份按所有者性质被分为国有股、法人股和个人股。国有股、法人股在股本中占较高比重且不能流通，社会公众股可流通但只占较低比重，这种特殊的股权结构及流通股和非流通股并存的现象被称为股权分置。股权分置使中国资本市场的结构和功能长期处在一种不正常的状态中，给资本市场的发展带来了很多负面影响。由于我国特殊的股权结构，在公司治理不完善的情况下，股利分配政策就可能成为大股东获取利益的工具。证监会于2005年发布《关于上市公司股权分置改革试点有关问题的通知》。正式启动股权分置改革。截至2007年4月11日，深沪两市股改方案已实施的公司有1206家，占全部上市公司的77.26％，股改方案已公布未实施的公司84家，占上市公司总数的5.38％。股权分置改革的完成预期能改进公司的股权结构，进而改善公司的股利政策。
　　
　　二、文献综述
　　
　　(一)上市公司股利政策的影响因素研究我国学者考虑了股权结构替代变量对企业股利政策选择影响的研究。吕长江、王克敏(1999)认为，公司规模和盈利能力、代理成本和股利信号、代理成本和股本规模及流动性、内部人控制和股东权益、筹资次序与1996年至1998年末上市公司每股现金股利的平均值之间存在正相关关系，而代理成本和赢利能力及股票股利、股票股利和长期负债、公司的独立性和成长性与1996年至1998年末上市公司每股现金股利的平均值之间存在负相关关系。魏刚(2000)分别对混合公司、国家控股公司、境内法人控股公司和流通股控股公司的股票股利的影响因素进行了回归估计。原红旗(2001)以沪深两市上市公司1994年至1997年共4年的股利方案为样本，采用多元回归分析方法对影响上市公司股利政策选择的因素进行了分析。
　　(二)股权分置对股权结构和股利政策的影响 陈建梁、叶护华(2004)认为，合适的股利政策应立足于公司发展，而不是从某些股东的利益出发。作者从我国股票市场特殊的股权结构出发，研究上市公司分配政策对不同类别股东的差异性影响，研究表明我国上市公司的股利政策主要是为非流通股股东利益服务，并未考虑其他股东的利益。马曙光、黄志忠、薛云奎(2005)认为，现金股利和资金侵占同是大股东实现其股权价值最大化的手段，二者具有可替代性，协整检验的结果也表明二者不是弱外生变量。随着股改逐步深入，非流通股控股股东减少了对上市公司资金的直接侵占，但现金股利形式却日趋普遍。杜伟岸、魏建国、范亚莉(2005)认为随着股权分置改革推进，上市公司国有股比例会降低，通过对我国分红与不分红上市公司盈利能力、流通股东对分红公司的偏好以及上市公司股权结构与分红倾向三方面的实证研究，认为股权结构的分散化将对公司股利政策产生影响，股权分置改革后我国上市公司分红倾向很可能呈下降态势。白玉坤、陈晓明(2007)通过对股改前后能源行业相关数据的实证分析，证明了股改前后流通股比例有显著变化，且这种变化使现金股利有显著增加，说明股改对股利分配政策的影响有利于保护中小投资者利益。
　　综上所述，目前缺乏系统研究股权分置改革前后股权结构的变化对上市公司现金股利政策的影响，已有研究的结论也不一致，这正是本文的立意之处。
　　
　　三、研究设计
　　
　　(一)研究假设在股权分置改革背景下，通过分析股权结构和现金股利的关系，提出如下假设：
　　H1：第一大股东持股比例与现金股利支付率正相关。股改后这种正相关程度有所降低
　　因为第一大股东持股比例越高，对股利政策的影响越大，越容易采用有利于大股东的股利分配政策。由于非流通股不能上市流通，所以他们更偏好现金股利。但股权分置改革后，非流通股比例降低，他们对股利政策的影响预期有所下降。
　　H2：若国有股发挥“帮助之手”作用。国有股比例与现金股利支付率负相关；若国有股发挥“赚取之手”作用。国有股比例与现金股利支付率正相关。股改后.这两种相关程度都有所降低
　　因为国有股在公司治理中发挥积极作用时，国有股比例越高，代理成本越低；相之则代理成本越高。股改使国有股比重有所降低，其对现金股利的影响也应略有降低。
　　H3：法人股比例与现金股利支付率负相关
　　国内学者大多肯定法人股在公司股利政策中的积极作用及效率，但其比重不断下降。
　　H4：若出现利益协同效应，则股权集中度与现金股利支付率负相关；若出现利益侵占效应，则股权集中度与现金股利支付率正相关。股改后，这两种效应预期都将略有降低
　　两权分离时，控股股东与其他股东之间存在两种相反的效应。若控股股东在公司治理中发挥积极监督作用，那么股权越集中，代理成本越低，通过高股利政策降低代理成本的作用就会微乎其微，通常不会选择较高的股利支付率；相反，若控股股东与管理者共谋，恣意对外部股东实施侵占，则股权越集中，代理成本越高。
　　H5：非流通股比例与现金股利支付率正相关，而流通股比例与现金股利支付率负相关
　　由于非流通股不能流通，现金股利较股票股利对非流通股股东更具吸引力。而流通股股东所持股份是按照市场价格获得的，其持股成本远高于非流通股股东，以资本利得为主要的获利方式。
　　H6：股改后。随着流通股比例的增加。现金股利分配政策将逐步趋于稳定
　　截止2006年底共有1200多家上市公司进行了全面股改，这意味着我国证券市场将会有较大变化，尤其是在股权结构上将出现与改革前截然不同的情况，绝大部分股票将上市流通，这对股利分配将产生巨大影响。随着非流通股的逐步流通，股东在获利方式上趋于一致，使得上市公司股东对股利政策偏好也趋于一致，随着我国股票市场不断成熟，股票市场的投机性也会减少，理性投资者不再一味以股票在二级市场上的价差来获利，将更看重公司的内在价值，逐步以稳定的股利作为投资重点。
　　(二)数据选择我国证券市场在逐步成熟，而股权分置已严重影响了股票市场的正常发展，流通股与非流通股之间存在着很大的利益冲突，进行股改将导致股票市场一定的波动，股权结构的改变将导致股利政策的变化。为了全面检验我国股权分置改革前后上市公司股权结构与现金股利的关系，本文的样本数据选择了2003年至2006年四年连续发放现金股利并完成了股权分置改革的上市公司，并剔除金融、保险行业和ST、PT公司以及数据不全的公司，最后得到355家公司共1420+样本，年数据。将2003年和2004年的数据作为股改前的样本，将2005年和2006年的数据作为股改后的样本。数据来源于CSMAR的上市公司公司治理数据库、红利分配数据库和财务年报数据库，股权分置改革数据来源于万德股权分置改革数据库。本文采用SPSS统计软件进行数据处理。
　　(三)研究方法　(1)变量定义。变量定义如(表1)所示。很多财务指标将影响上市公司的现金股利政策。预期净资产收益率、每股 净资产、流动比率、净资产增长率、可供股东分配的利润、股东权益比率都将与现金股利成正相关关系。因为净资产收益率是评价企业获利能力的一个重要财务指标，该比率越高，企业的获利能力越强；每股净资产反映了每股股票代表的公司净资产价值，是支撑股票市场价格的重要基础。每股净资产越大，公司每股股票代表的财富越雄厚，派现能力越强；流动比率是衡量公司短期偿债能力的一个重要财务指标，该比率越高，说明公司偿还流动负债的能力越强，流动负债得到偿还的保障越大；净资产增长率代表企业未来发展能力，是企业权益增长能力的核心；可供股东分配的利润是本年净利润提取法定盈余公积后的余额加上年的未分配利润，是公司派现的基础；股东权益比率反映公司的财务风险，该比率越大，偿还长期债务的能力就越强，也说明公司有较充足的现金流，可能会多分配现金股利。(2)模型建立。采用多元线性回归分析方法，通过逐步回归法建立不同股权结构对股利政策的影响模型并进行相关性的分析。其数学模型为：
　　(一)描述性统计和相关系数分析由(表2)可以看出我国上市公司现金股利发放的绝对值从总体上看处于较低水平，每股现金股利的均值均未超过0.18，同一年度公司间股利分配的差异较大。除2005年88％外，各样本公司的平均股利支付率都在55％左右。由(表3)可知：2005年和2006年流通股比例明显提高,2003和2004年我国总股本中不到40％的股份可以流通，而2006年流通股比例接近50％。出现这种变化主要是由于2005年开始进行了股权分置改革，使得上市公司中―些非流通股在一定条件下能够在二级市场上进行流通。各年样本公司的流通股比例差异较大，流通股所占比例的标准差在12％左右，本文还对第一大股东持股比例、国有股比例、法人股比例、股权集中度等股权结构变量进行了描述性统计(表4)，发现：第一大股东持股比例的均值有所下降，从近50％降到40％；法^股和国有股的均值也均下降5％左右；股权集中度下降了8％左右。通过这些描述性统计发现，股权分置改革后，流通股比例上升。现金股利政策趋于稳定，初步证实了H6。
　　(二)初步回归分析在全面考虑影响公司现金股利政策变量的基础上，建立多元回归方程，分析股权结构与现金股利政策的关系。考虑股权结构各变量可能存在多重共线性，对股权结构各解释变量进行相关性检验。第一大股东持股比例与国有股权比例之间的相关系数为0.496，与股权集中度之间的相关系数为0.662，国有股权比例与法人股比例之间的相关系数为-0.837，股权集中度与流通股比例之间的相关系数为－0.739，这些较高的相关系数均通过1％水平下的显著性检验。故为了尽量避免股权结构之间的多重共线性，按照股权结构变量的不同分别建立回归模型进行分析。股权结构与现金股利分配初步回归分析结果如(表6)所示。模型一中回归结果显示第一大股东持股比例对现金股利支付率的影响是正向的，与H1相符，但并不显著；模型二中回归结果显示国有股比例对现金股利支付率的影响虽是负向的，但是极不显著，初步证实了H2中国有股的“帮助之手”作用；模型三中回归结果显示法人股比例对现金股利支付率的影响虽是正向的，与H3相反，但极不显著；模型四中回归结果显示股权集中度对现金股利支付率的影响是正向的・初步证实了H4中控制股东的利益侵占效应，但不显著；模型五中回归结果显示非流通股比例对现金股利支付率的影响在t0％.的水平上正向显著，证实了HS；模型六中回归结果显示流通股比例对现金股利支付率的影响在10％的水平上负向显著，也征实了H5。 (三)进一步回归分析考虑各控制变量可能存在多重共线性，对其进行相关性检验。结果显示，流动比率与股东权益比例的根关系数为0.469，并通过1％水平下的显著性检验。为了尽量避免控制变量的多重共线性，将流动比率、股东权益比例从模型中剔除，作进一步回归分析。结果显示(表7)：模型一中回归结果显示第一大股东持股比例对现金股利支付率的影响是正向的，显著性较初步
　　(二)初步回归分析　在全面考虑影响公司现金股利政策变量的基础上，建立多元回归方程，分析股权结构与现金股利政策的关系。考虑股权结构各变量可能存在多重共线性，对股权结构各解释变量进行相关性检验。第一大股东持股比例与国有股权比例之间的相关系数为0.496，与股权集中度之间的相关系数为0.662，国有股权比例与法人股比例之间的相关系数为-0.837，股权集中度与流通股比例之间的相关系数为-0.739，这些较高的相关系数均通过I％水平下的显著性检验。故为了尽量避免股权结构之间的多重共线性.按照股权结构变量的不同分别建立回归模型进行分析。股权结构与现金股利分配初步回归分析结果如(表6)所示。模型一中回归结果显示第一大股东持股比例对现金股利支付率的影响是正向的，与H1相符，但并不显著；模型二中回归结果显示国有股比例对现金股礼支付率的影响虽是负向的，但是极不显著，初步证实了H2中国有股的”帮助之手”作用；模型三中回归结果显示法人股比例对现金股利支付率的影响虽是正向的，与H3相反，但极不显著；模型四中回归结果显示股权集中度对现金股利支付率的影响是正向的。初步证实了H4中控制股东的利益侵占效应，但不显著；模型五中回归结果显示非流通股比例对现金股利支付率的影响在t0％的水平上正向显著.证实了H5：模型六中回归结果显示流通股比例对现金股利支付率的影响在10％的水平上负向显著，也证实了H5。
　　(三)进一步回归分析　考虑各控制变量可能存在多重共线性，对其进行相关性检验。结果显示，流动比率与股东权益比例的相关系数为0.469，并通过1％水平下的显著性检验。为了尽量避免控制变量的多重共线性，将流动比率、股东权益比例从模型中剔除.作进一步回归分析。结果显示(表7)：模型一中回归结果显示第一大股东持股比例对现金股利支付率的影响是正向的，显著性较初步分析结果增强，在5％水平上正向显著，进一步证明了H1；模型二中回归结果显示国有股比例对现金股利支付率的影响虽是负向的，但是不显著，与初步分析结果相似；模型三中回归结果显示法人股比例对现金股利支付率的影响虽是正向的，但是极不显著，与初步回归分析结果相似；模型四中回归结果显示股权集中度对现金股利支付率的影响在10％的水平上正向显著，显著性较初步分析结果增强，证明了H4；模型五中回归结果显示非流通股比例对现金股利支付率的影响在10％的水平上正向显著，与初步回归分析结果相似；模型六中回归结果显示流通股比例对现金股利支付率的影响在10％的水平上负向显著，与初步回归分析结果相似。
　　(四)两配对样本的T检验　两配对样本T检验的目的是利用来自两个总体的配对样本，推断两个总体的均值是否存在显著差异。由相关系数表可知，流通股比例(X6)与现金股利支付率(Y)的相关性较强，因此拟用X6与Y各自进行股改前后的两配对样本T检验。由于将2003年和2004年定义为股改前，2005年和2006年定义为股改后，因此两个配对都有四个组合。
　　(1)现金股利支付率配对检验。(表8)表明，股改前后现金股利支付率的均值有一定差异，骰改后现金股利支付率的均值大都高 于股改前的平均分配额。表(9)表明，在5％显著性水平下，除了part2外，股改前后现金股利支付率有明显的线性变化，存在显著正线性关系。表(10)表明，在5％显著性水平下，由于P值都显著大于0.05，因此认为股改前后现金股利的均值不存在显著差异。总之，通过股改.各上市公司的现金股利支付率有所提高，但总体上保持稳定。
　　(2)流通股所占比例配对检验。通过两配对样本的t检验，表(11)表明，股改前后流通股比例的均值有一定差异，股改后的均值都高于股改前的均值。表(12)表明，在显著性水平α＝0.05时，股改前后流通股比例有显著线性关系，简单相关系数都在0盘左右。表8.3表明，在5％的显著性水平下，由于概率P值小于显著性水平，故认为总体上股改后流通股所占比例的均值显著高于股改前的平均值。此检验证明了股改前后流通股所占比例有显著变化，这种变化使现金股利有显著变化，且呈略正向变动。
　　(五)稳健性检验　从(表13－27)可以发现：
　　(1)现金股利两配对样本的参数和非参数检验。改变现金股利政策的定义，用每股现金股利代替现金股利支付率、检验结论是否变化。通过每股现金股利(用Y1表示)在股改前后的比较，分析股利政策是否发生显著变化。通过对每股现金股利进行参数和非参数检验，发现与前面的结论一致：现金股利政策稳中有升。
　　(2)流通股所占比例的非参数配对检验。在总体分布未知的情况下，进行非参数的Wilcoxon符号秩检验和符号检验.结果显示，在5％的显著性水平下都认为流通股数量在股改前后存在显著差异。
　　(3)现金股利支付率的非参数检验。在总体分布未知的情况下。对现金股利支付率进行非参数的Wilcoxon符号秩检验和符号检验，结果显示，在10％的显著性水平下大都认为现金股利支付率在股改前后不存在显著差异，股利政策趋于稳定，与前面的结论一致。
　　(4)其他股权结构变量的参数与非参数检验。为了进一步验证股改前后上市公司的股权结构是否发生显著变化，分别对第一大股东持股比例(x1)、国有股比例(x2)、法人股比例(x3)和股权集中度(x4)在股改前后进行两配对样本的参数和非参数检验。结果表明.这四个股权结构指标在股改前后都存在显著差异，说明股权分置改革在一定程度上改进了上市公司的公司治理结构，进而采用更加合理的股利政策，使股利政策趋于稳定，进一步证明了H6。
　　(5)扩大样本量。将已完成股改且在2003年至2006年四年中，在股改前后均支付现金股利的上市公司的相关指标重新进行多元回归分析和股改前后的配对检验。结论保持不变。
　　
　　五、结论
　　
　　通过以上实证分析可得出以下结论：第一大股东持股比例与现金股利支付率之间存在正相关关系，但股改后，其持股比例有显著下降。国有股比例与现金股利支付率之间存在弱负相关关系，支持了H2国有股“帮助之手”假说，股改后，国有股比例显著下降，说明股改使国有股逐步发挥积极的作用。法人股比例与现金股利支付率之间存在弱的正相关关系，与H3相反。这可能是由于法人股东自身存在着一定的代理难题，导致法人股东的管理者对上市公司经理人员的监管不强。股改后，法人股比例显著下降.期望其今后能逐步发挥积极的监督作用。股权集中度与现金股利支付率之间存在不显著的正相关关系，证实了控股东的利益侵占假说。股改后，股权集中度有显著下降。期望这种消极作现金股利支付率之间存在不显著的正相关关系，证实了控股股东的利益侵占假说。股改后，股权集中度有显著下降，期望这种消极作用会随着公司治理的加强而逐步降低。非流通股比例与现金股利支付率呈较显著的正相关关系，而流通股比例与现金股利支付率呈较显著的负相关关系。股改后，流通股比率显著上升，使公司的现金股利稳中有升，这有利于保护中小投资者的利益。