楊興全，申艷艷

(石河子大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院/公司治理與管理創(chuàng)新研究中心，新疆 石河子832003)

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·管理理論與實(shí)踐·

外資銀行進(jìn)入影響公司現(xiàn)金股利政策嗎？

楊興全，申艷艷

(石河子大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院/公司治理與管理創(chuàng)新研究中心，新疆 石河子832003)

本文以滬深兩市A股上市公司2005年—2015年數(shù)據(jù)為樣本，檢驗(yàn)外資銀行進(jìn)入對(duì)現(xiàn)金股利支付傾向與支付水平的影響。但考慮到我國存在產(chǎn)權(quán)控制模式差異這一現(xiàn)實(shí)背景，又進(jìn)一步檢驗(yàn)了產(chǎn)權(quán)性質(zhì)對(duì)上述關(guān)系的影響。研究結(jié)果表明，外資銀行進(jìn)入顯著提高了企業(yè)的股利支付傾向與支付水平；外資銀行進(jìn)入與現(xiàn)金股利政策的正向關(guān)系在國有企業(yè)中更為明顯。本文在完善與補(bǔ)充公司股利政策相關(guān)研究的同時(shí)，也為更好地發(fā)揮外資銀行的進(jìn)入效應(yīng)提供了理論啟示。

外資銀行進(jìn)入；現(xiàn)金股利政策；公司治理；融資約束

一、引言

現(xiàn)金股利政策作為公司三大財(cái)務(wù)行為之一，既是企業(yè)回報(bào)投資者、緩解內(nèi)部代理問題的重要手段，亦是公司向資本市場傳遞內(nèi)部信息的重要信號(hào)(Bhattacharya，1979；Easterbrook，1984)。自Lintner(1956)開創(chuàng)性地研究股利行為以來，各種股利理論爭相而出，從不同的角度揭示了公司股利政策的特征。我國新興加轉(zhuǎn)軌的制度背景下，上市公司的股利政策存在諸多令人費(fèi)解的地方，即股利的“中國之謎”(應(yīng)展宇，2004)。針對(duì)這一問題，監(jiān)管部門陸續(xù)出臺(tái)多項(xiàng)規(guī)定，敦促股利政策走向健康發(fā)展的道路。*比如，2008年10月，證監(jiān)會(huì)發(fā)布了《關(guān)于修改上市公司現(xiàn)金分紅若干規(guī)定的決定》要求“最近三年以現(xiàn)金方式累計(jì)分配的利潤不少于最近三年實(shí)現(xiàn)的年均可分配利潤的百分之三十”。這都凸顯了企業(yè)現(xiàn)金股利政策研究的重要意義。但現(xiàn)金股利政策深受信息不對(duì)稱(Charitou and Lambertides，2011；Aggarwal et al.,2012)和代理問題的影響(Grinstein and Michaely，2005；Officer，2011；Hoberg et al.,2014)，而信息不對(duì)稱與代理問題又與一個(gè)國家金融市場的發(fā)展程度相關(guān)，因此，現(xiàn)金股利政策在一定程度上內(nèi)生于其所處的金融環(huán)境(Mitton，2004；Pan，2011；祝繼高和王春飛，2013)。Pan(2011)的研究表明，金融發(fā)展有助于降低信息不對(duì)稱以及減輕代理沖突，從而對(duì)推動(dòng)公司分紅具有積極的影響。外資銀行進(jìn)入作為金融改革的重要組成部分，實(shí)質(zhì)性地推進(jìn)了中國金融業(yè)的發(fā)展(Allen et a1.，2009；Qian et a1.，2012；簡澤等，2013)。中國自2001年加入世界貿(mào)易組織后，放松了對(duì)外資銀行進(jìn)入的管制，以期外資銀行能提供額外的信貸資金、管理技術(shù)、業(yè)務(wù)操作技能與專業(yè)知識(shí)等，在通過溢出效應(yīng)推動(dòng)金融業(yè)信貸配給方式轉(zhuǎn)變的同時(shí)減弱資本市場的信息不對(duì)稱，從而使上市公司的融資約束得以緩解，現(xiàn)金持有的重要性降低，進(jìn)而促使公司提高現(xiàn)金股利支付水平。同時(shí)，外資銀行參股本土銀行*四大國有銀行開始以國外金融集團(tuán)作為戰(zhàn)略合作伙伴。中國建設(shè)銀行的外資銀行控股從2007年的14.18%上升到2010年的16.22%。2006年，中國銀行的外資銀行持有股份為14.45%。2006年，中國工商銀行的外資銀行股份增加了6.8%。2007年，中國農(nóng)業(yè)銀行完全由政府控制，至2010年，被外資銀行控制了0.37%。2010年，外國銀行持有的交通銀行股份上升至18.63%。，也可減輕國內(nèi)銀行政治導(dǎo)向的過度投資問題(Jia,2009)，優(yōu)化公司的外部治理環(huán)境，進(jìn)而改善公司的治理水平。而公司治理機(jī)制的完善能有效約束管理層或大股東的“掏空”行為，降低現(xiàn)金被濫用的可能性，這有助于公司將多余的現(xiàn)金進(jìn)行分紅。那么，隨著外資銀行進(jìn)入程度的深化，中國企業(yè)的現(xiàn)金股利支付程度能否提高？不同所有制企業(yè)面臨的融資約束與代理沖突的差異又是否會(huì)導(dǎo)致外資銀行進(jìn)入對(duì)公司現(xiàn)金股利政策產(chǎn)生不同的影響？本文擬對(duì)此進(jìn)行研究。

本文以2005年—2015年中國上市公司數(shù)據(jù)為樣本，實(shí)證檢驗(yàn)了外資銀行進(jìn)入對(duì)現(xiàn)金股利支付傾向與支付水平的影響；考慮到我國存在產(chǎn)權(quán)控制模式差異這一現(xiàn)實(shí)背景，又進(jìn)一步檢驗(yàn)了產(chǎn)權(quán)性質(zhì)對(duì)上述關(guān)系的影響。研究結(jié)果表明，外資銀行進(jìn)入顯著提高了企業(yè)的股利支付傾向與支付水平；外資銀行進(jìn)入與現(xiàn)金股利政策的正向關(guān)系在國有企業(yè)中更為明顯。與現(xiàn)有研究相比，本文的主要貢獻(xiàn)可能在于：(1)本文將外資銀行進(jìn)入納入研究框架，考察其對(duì)公司現(xiàn)金股利政策的影響，在拓展公司現(xiàn)金股利政策相關(guān)研究的同時(shí)，也為外部融資環(huán)境變化對(duì)微觀主體財(cái)務(wù)行為的影響提供了經(jīng)驗(yàn)證據(jù)；(2)本文結(jié)合產(chǎn)權(quán)性質(zhì)研究外資銀行進(jìn)入對(duì)公司現(xiàn)金股利政策的影響，也豐富了外資銀行進(jìn)入后經(jīng)濟(jì)后果的相關(guān)研究。

二、理論分析與研究假設(shè)

(一)外資銀行進(jìn)入與現(xiàn)金股利政策

自Lintner(1956)開創(chuàng)性地研究公司股利行為以來，各種股利理論爭相而出，從不同的角度揭示了公司股利政策的特征。MM(1958，1961)提出了著名的“股利無關(guān)論”。隨后，通過放寬或者放棄MM理論中某些與現(xiàn)實(shí)不符的假設(shè)，理論界又產(chǎn)生了各種各樣的股利理論。目前, 股利信號(hào)理論與股利代理理論是其中的兩個(gè)主流理論(雷光勇和劉慧龍，2007)。關(guān)于具體的影響因素，Denis和Osobov(2008)以英美等發(fā)達(dá)國家為樣本，發(fā)現(xiàn)規(guī)模、成長機(jī)會(huì)、盈利能力以及留存收益的相對(duì)大小均與股利支付顯著相關(guān)。

外資銀行進(jìn)入作為金融體制改革的重要體現(xiàn)，極大地改變了微觀企業(yè)的融資環(huán)境(Lin，2011；Tsai et al.，2014)，其對(duì)企業(yè)現(xiàn)金股利的影響至少存在兩條路徑：其一，緩解融資約束。經(jīng)典公司財(cái)務(wù)理論表明，融資約束是影響公司財(cái)務(wù)決策的基本前提，現(xiàn)金股利政策亦不例外。對(duì)于中國企業(yè)而言，資本市場尚不完善，融資渠道和融資方式有限，融資約束普遍存在(韓忠雪等，2011)，因此，公司會(huì)更傾向于少發(fā)放股利，為未來的投資儲(chǔ)備資金。外資銀行進(jìn)入不僅帶來了增量資金(Levine，1996；張金清等，2010)，增加了企業(yè)的融資渠道，還在某種程度上推動(dòng)了中國金融體制的改革進(jìn)程，從而大大提高了銀行的自主性，使得銀行的信貸資金配置效率得以改善(Lin，2011)，緩解了企業(yè)的融資約束。此時(shí)，公司預(yù)期自身能夠以更低的外部融資成本為具有良好盈利能力的投資項(xiàng)目籌集外部資金(楊興全等，2014)，從而降低了公司對(duì)內(nèi)部資金的依賴，提高現(xiàn)金股利的支付傾向及支付水平(Chae et al.，2009)；其二，發(fā)揮治理效應(yīng)。代理沖突是影響現(xiàn)金股利政策的重要因素(魏志華等，2012)，債務(wù)不僅是有效的融資工具，而且還具有治理功能，比如，可以抑制管理層的過度投資，進(jìn)而減少代理成本(Jensen，1986)。外資銀行進(jìn)入往往伴隨著更先進(jìn)的技術(shù)、更優(yōu)的資源配置和更高的效率(Levine，1996)，無論是其直接效應(yīng)還是溢出效應(yīng)，都能夠使債務(wù)更具約束力，不僅迫使公司內(nèi)部人通過發(fā)放現(xiàn)金股利“吐出”現(xiàn)金這一易被侵占的資產(chǎn)，而且增加了內(nèi)部人用自由現(xiàn)金流進(jìn)行過度投資等無效擴(kuò)張以謀求私利行為面臨的風(fēng)險(xiǎn)和機(jī)會(huì)成本，進(jìn)一步驅(qū)動(dòng)內(nèi)部人將更多的現(xiàn)金用于股利支付以回報(bào)股東。綜上所述，外資銀行進(jìn)入能夠提高現(xiàn)金股利的支付傾向和支付水平。據(jù)此提出假設(shè)1：

假設(shè)1：隨著外資銀行進(jìn)入的深化，公司現(xiàn)金股利支付傾向與支付水平都有所提高。

(二)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、外資銀行進(jìn)入與現(xiàn)金股利政策

源于資本市場的歷史定位，產(chǎn)權(quán)控制模式差異成為考察中國上市公司財(cái)務(wù)行為的重要因素(楊興全和張照南，2008；郝穎等，2014)。 民營企業(yè)由于面臨較為嚴(yán)重的信貸歧視問題(Brandt and Li，2003；方軍雄，2007)，處于外部融資的劣勢，從資本市場中獲得的長期債務(wù)融資也更少，致使其融資約束更為嚴(yán)重(Lu et al.，2012)。如前所述，外資銀行進(jìn)入帶來的增量資金(Levine，1996；張金清等，2010)可在一定程度上緩解民營企業(yè)的融資約束，但在中國特殊的制度背景下，相較于發(fā)放現(xiàn)金股利，其更有動(dòng)機(jī)持有現(xiàn)金以滿足公司的成長性需求(Ding et al.，2013)；與國有企業(yè)相比，民營企業(yè)清晰的產(chǎn)權(quán)歸屬縮短了委托代理鏈條，慎重地選聘管理者行為減少了“搭便車”與“在職消費(fèi)”，其代理問題較弱(李寶寶和黃壽昌，2012)，所以，外資銀行進(jìn)入對(duì)其代理問題的影響并不明顯。

較之民營企業(yè)，國有企業(yè)資金充足，且因擔(dān)負(fù)著巨大的政策性負(fù)擔(dān)(林毅夫和李志赟，2004；白俊和連立帥，2014)而容易得到政府的扶持，因而其面臨的融資約束較弱。但是，國有企業(yè)普遍存在的“所有者缺位”問題導(dǎo)致公司內(nèi)部存在多層代理關(guān)系鏈條，在此情況下代理問題更容易發(fā)生。前文所述，外資銀行進(jìn)入的緩解融資約束效應(yīng)對(duì)國有企業(yè)影響微弱，但其帶來的先進(jìn)技術(shù)和管理水平促使國有銀行的信息收集能力和監(jiān)督能力得以提高，內(nèi)部管理得到加強(qiáng)(Tsai et al.，2014)，則監(jiān)督作用也可更好地發(fā)揮，從而強(qiáng)化了銀行債務(wù)的治理效應(yīng)，在抑制企業(yè)代理問題的同時(shí)促使企業(yè)更注重貸款資金的使用效率并努力經(jīng)營，進(jìn)而使企業(yè)將多余的現(xiàn)金以股利的方式發(fā)放給股東以提高企業(yè)價(jià)值。根據(jù)以上分析，提出假設(shè)2：

假設(shè)2：與民營企業(yè)相比，隨著外資銀行進(jìn)入的深化，國有企業(yè)現(xiàn)金股利支付傾向與支付水平提高更顯著。

三、研究設(shè)計(jì)與描述性統(tǒng)計(jì)

(一)模型設(shè)定與變量定義

1999—2011年北京經(jīng)歷了長達(dá)13年的干旱年份，在此期間，雖然總體干旱，但局部高強(qiáng)度的極端降雨天氣幾乎年年出現(xiàn)，部分站點(diǎn)出現(xiàn)了歷史極值。據(jù)統(tǒng)計(jì)，2004—2011年期間北京市出現(xiàn)1 h降雨超過70 mm的次數(shù)共有42次。2012年還遭遇了新中國成立以來最嚴(yán)重的特大暴雨自然災(zāi)害，多個(gè)雨量站、水文站均刷新歷史極值。

借鑒Chay and Suh ( 2009) 、Brockman and Unlu(2009)、王化成等(2007)、鄧建平等(2007)、祝繼高等(2013)的相關(guān)研究，構(gòu)建現(xiàn)金股利支付傾向與支付水平的檢驗(yàn)?zāi)Ｐ腿缦拢?/p>

Logit(Dpayer=1)=α0+α1fBankp,t+α2Growthi,t+α3Roei,t+α4Levi,t+α5Cfi,t+α6Sizei,t

+∑Industry+∑Year+∑Province+εi,t

(1)

Tobit(Dpay_Ratio)=β0+β1fBankp,t+β2Growthi,t+β3Roei,t+β4Levi,t+β5Cfi,t+β6Sizei,t

+∑Industry+∑Year+∑Province+εi,t

(2)

其中，下標(biāo)i、p和t分別代表公司、地區(qū)和年份，εi,t為殘差項(xiàng)。

1.Dpayer與Dpay_Ratio為模型的被解釋變量，分別指公司現(xiàn)金股利分配傾向與分配水平。借鑒通行做法，按照企業(yè)本年度是否發(fā)放股利定義為Dpayer，若發(fā)放為 1，否則為 0。由于現(xiàn)金股利支付傾向(Dpayer)為二元離散變量，本文擬采用Logit模型(1)來檢驗(yàn)外資銀行進(jìn)入與現(xiàn)金股利支付傾向的關(guān)系?，F(xiàn)金股利支付水平(Dpay_Ratio)則以每股股利/每股收益計(jì)算，是一個(gè)下限為0的拖尾變量，故參考Chay and Suh ( 2009) 與Brockman and Unlu(2009)的做法，采用Tobit模型(2)檢驗(yàn)外資銀行進(jìn)入對(duì)公司現(xiàn)金股利支付水平的影響。

2.解釋變量為外資銀行進(jìn)入程度。借鑒Claessens(2001)、United et al.(2003)、陳剛等(2013)、姚耀軍等(2015)的研究，本文整理了各省外資銀行資產(chǎn)規(guī)模、營業(yè)網(wǎng)點(diǎn)數(shù)和從業(yè)人員數(shù)占該省全部銀行業(yè)相應(yīng)變量的百分比三個(gè)指標(biāo)來衡量外資銀行的進(jìn)入，以期更為全面地刻畫外資銀行的進(jìn)入情況。

借鑒李禮等(2006)的研究發(fā)現(xiàn)，本文在研究中還控制了公司的成長性(Growth)、盈利能力(Roe)、財(cái)務(wù)杠桿(Lev)、現(xiàn)金流量(Cf)、規(guī)模(Size)等公司層面的影響因素，同時(shí)還控制了公司所屬行業(yè)(Industry)、所在年份(Year)以及所處省份(Province)，以排除其他宏觀經(jīng)濟(jì)環(huán)境因素的干擾。主要變量定義及匯總?cè)绫?所示：

表1 主要變量定義

(二)數(shù)據(jù)來源及描述性統(tǒng)計(jì)

1.樣本數(shù)據(jù)來源?？紤]到外資銀行資產(chǎn)份額等數(shù)據(jù)的可獲得性，為了盡可能排除其他宏觀經(jīng)濟(jì)因素對(duì)企業(yè)現(xiàn)金股利政策的影響，本文以2005年為樣本起始年份，最終選取2005年—2015年滬深兩市A股公司為樣本，并按以下原則刪選樣本：(1)剔除資產(chǎn)及營業(yè)收入為負(fù)或0、金融行業(yè)、ST類型的樣本；(2)剔除資產(chǎn)負(fù)債率大于1的樣本；(3)剔除公司上市時(shí)間不滿一年的樣本；(4)刪除主要變量缺失的樣本。相關(guān)財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)來源于CCER數(shù)據(jù)庫和CSMAR數(shù)據(jù)庫；外資銀行進(jìn)入數(shù)據(jù)和銀行競爭程度數(shù)據(jù)來源于歷年《地區(qū)金融運(yùn)行報(bào)告》、《中國金融年鑒》和《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》以及各省統(tǒng)計(jì)年鑒。同時(shí)，為了剔除極端值的影響，還對(duì)所有連續(xù)變量進(jìn)行了1%水平的 winsorize 處理。

2.描述性統(tǒng)計(jì)。表2是主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)，公司的現(xiàn)金股利分配傾向(Dpayer)均值為0.664，中值為1，說明2005年至2015年間，樣本中有30%以上的公司沒有發(fā)放現(xiàn)金股利，這與祝繼高和王春飛(2013)、程子健和張俊瑞(2015)得出的結(jié)果類似，樣本標(biāo)準(zhǔn)差為0.472，說明中國公司間現(xiàn)金股利分配傾向存在一定的差異，也使本文的研究更具有意義。股利分配水平(Dpay_Ratio)的均值和中值分別為0.239和0.174，說明公司的股利分配水平偏低，與以往研究一致。三個(gè)衡量外資銀行進(jìn)入的變量均值分別為1.837、0.988和2.431，其中，資產(chǎn)份額的均值1.837與張金清和吳有紅(2010)的“2001年—2008年的均值1.950”相近，說明外資銀行進(jìn)入程度不是很高但較穩(wěn)定，使得本研究更為重要且可行。

表2 主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)

注：上表為縮尾處理后的描述性統(tǒng)計(jì)。

3.單變量檢驗(yàn)。為了進(jìn)一步描述外資銀行進(jìn)入不同時(shí)現(xiàn)金股利支付傾向與支付水平的差異，本文首先分別以外資銀行資產(chǎn)比重、數(shù)目比重與從業(yè)人員比重的中位數(shù)為標(biāo)準(zhǔn)將樣本分成兩個(gè)子樣本，對(duì)現(xiàn)金股利支付傾向進(jìn)行T檢驗(yàn)；之后，對(duì)現(xiàn)金股利支付水平進(jìn)行T檢驗(yàn)和Wilcoxon秩和檢驗(yàn)。表3給出了現(xiàn)金股利政策的組間差異。由表3可知，隨著外資銀行的進(jìn)入，現(xiàn)金股利支付傾向與支付水平都有所提高，初步驗(yàn)證了假設(shè)1。

表3 單變量檢驗(yàn)

注：鑒于現(xiàn)金股利政策支付傾向Dpayer為0，1離散變量，因此，單變量檢驗(yàn)僅進(jìn)行均值檢驗(yàn)。

4.相關(guān)性分析。表4是主要變量的相關(guān)性分析結(jié)果。

表4 主要變量的相關(guān)性分析

注：表格下三角為Pearson相關(guān)系數(shù)，上三角為Spearman系數(shù)。

從表4可以看出，三個(gè)衡量外資銀行進(jìn)入的變量與現(xiàn)金股利支付傾向顯著正相關(guān)，但與現(xiàn)金股利支付水平的關(guān)系并不明確，還需后文回歸驗(yàn)證。衡量外資銀行進(jìn)入程度的fBank1、fBank2與fBank3間相關(guān)系數(shù)接近0.9，因此后文單獨(dú)加入回歸模型。除此之外，各變量間的Pearson系數(shù)和Spearman系數(shù)都小于0.5，因此不存在多重共線問題。

四、檢驗(yàn)結(jié)果及回歸分析

(一)外資銀行進(jìn)入與現(xiàn)金股利政策

表5是外資銀行進(jìn)入與現(xiàn)金股利的Logit模型與Tobit模型的回歸結(jié)果，模型(1)～(3)中外資銀行的資產(chǎn)比重fBank1、機(jī)構(gòu)比重fBank2和人員比重fBank3的系數(shù)分別為0.114(5%的水平下顯著)、0.174(10%的水平下顯著)和0.041(1%的水平下顯著)，結(jié)果表明外資銀行進(jìn)入與股利支付傾向正相關(guān)。模型(4)～(5)中外資銀行的資產(chǎn)比重fBank1、機(jī)構(gòu)比重fBank2和人員比重fBank3的系數(shù)分別為0.011、0.023和0.004，且均在5%的水平下顯著,結(jié)果表明外資銀行進(jìn)入與股利支付水平正相關(guān)?？梢钥闯?，外資銀行的進(jìn)入提高了企業(yè)的現(xiàn)金股利支付傾向與支付水平，假設(shè)1得到驗(yàn)證。

表5 外資銀行進(jìn)入與現(xiàn)金股利支付政策回歸結(jié)果

注：(1)現(xiàn)金股利支付傾向模型使用固定效應(yīng)Logit回歸，因此沒有Peseudo-R2值(下同)；(2)括號(hào)內(nèi)為 t 值，* 、** 和*** 分別表示10%、5%和 1%的顯著性水平。

(二)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、外資銀行進(jìn)入與現(xiàn)金股利政策

表6是進(jìn)一步考慮了產(chǎn)權(quán)性質(zhì)后外資銀行進(jìn)入與股利支付傾向的回歸結(jié)果。可以看出，模型(1)～(3)中外資銀行的資產(chǎn)比重fBank1、機(jī)構(gòu)比重fBank2和人員比重fBank3的系數(shù)均不顯著，而模型(4)～(6)中三個(gè)變量的系數(shù)分別為0.128、0.273和0.046，且均在5%的水平下顯著，結(jié)果表明外資銀行進(jìn)入與股利支付傾向的正相關(guān)關(guān)系在國有企業(yè)中更顯著。

表6 產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、外資銀行進(jìn)入與現(xiàn)金股利支付傾向回歸結(jié)果

注：(1)當(dāng)公司產(chǎn)權(quán)性質(zhì)為國有時(shí)，SOE取1，否則取0；(2)因剔除產(chǎn)權(quán)性質(zhì)不明確的公司，故樣本量有所減少(下同)；(3)括號(hào)內(nèi)為 t 值，* 、**和*** 分別表示10%、5%和 1%的顯著性水平。

表7是進(jìn)一步考慮產(chǎn)權(quán)性質(zhì)后外資銀行進(jìn)入與股利支付水平的回歸結(jié)果。模型(1)～(3)中外資銀行的資產(chǎn)比重fBank1、機(jī)構(gòu)比重fBank2和人員比重fBank3的系數(shù)均為不顯著，而模型(4)～(6)中三個(gè)變量的系數(shù)分別為0.011、0.022和0.004，且均在10%的水平下顯著，結(jié)果表明外資銀行進(jìn)入與股利支付水平的正相關(guān)關(guān)系在國有企業(yè)中更顯著。結(jié)合表6和表7的回歸結(jié)果可以看出，外資銀行的進(jìn)入更為顯著地提高了國有企業(yè)的現(xiàn)金股利支付傾向與支付水平，假設(shè)2得到驗(yàn)證。

表7 產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、外資銀行進(jìn)入與現(xiàn)金股利支付水平回歸結(jié)果

注：(1)當(dāng)公司產(chǎn)權(quán)性質(zhì)為國有時(shí)，SOE取1，否則取0；(2)括號(hào)內(nèi)為 t 值，* 、** 和*** 分別表10%、5%和 1%的顯著性水平。

(三)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.內(nèi)生性問題。 如果地區(qū)間的現(xiàn)金股利政策具有顯著差異，這種差異又引發(fā)外資銀行進(jìn)入程度的變化，就會(huì)存在雙向因果問題。為此，本文分別采取引入滯后一期fBank1、fBank2與fBank3以及選擇現(xiàn)金股利支付水平較低的弱內(nèi)生性子樣本分別進(jìn)行回歸，結(jié)果如表8中的模型(1)～(3)，外資銀行進(jìn)入的變量仍然顯著為正，結(jié)果穩(wěn)健。

為進(jìn)一步檢驗(yàn)內(nèi)生性問題對(duì)結(jié)果的影響，又借鑒陳剛和翁衛(wèi)國(2013)的處理方法，以中國逐步取消對(duì)外資銀行經(jīng)營人民幣業(yè)務(wù)的地理限制作為外資銀行進(jìn)入程度的工具變量，表8中的模型(5)和模型(6)報(bào)告了工具變量2SLS的兩階段估計(jì)結(jié)果。模型(5)中的iv、iv2與F統(tǒng)計(jì)量證明不存在過度識(shí)別與弱工具性；模型(6)二階段回歸結(jié)果中fBank 的系數(shù)在1%的水平下顯著為正，結(jié)論基本沒有發(fā)生變化。

表8 內(nèi)生性檢驗(yàn)

注：(1)以上檢驗(yàn)中fBank1、fBank2、fBank3的結(jié)果并無顯著差異，為節(jié)省篇幅，本文報(bào)告了以數(shù)目比重衡量外資銀行進(jìn)入的回歸結(jié)果；(2)2SLS檢驗(yàn)是以現(xiàn)金股利支付水平進(jìn)行的回歸驗(yàn)證結(jié)果；(3)括號(hào)內(nèi)為 t 值，* 、** 和*** 分別表示10%、5%和 1%的顯著性水平。

2.本文雖在模型中引入了年度(Year)和省份(Province)作為宏觀經(jīng)濟(jì)環(huán)境的替代變量加以控制，但仍然存在諸多宏觀經(jīng)濟(jì)因素影響現(xiàn)金股利政策?？紤]到樣本期間2008年金融危機(jī)的影響，本文將2008年企業(yè)樣本刪除后進(jìn)行回歸，結(jié)果顯示依然穩(wěn)健(見表9)。

表9 穩(wěn)健性檢驗(yàn)(刪除2008年金融危機(jī)樣本)

注：括號(hào)內(nèi)為 t 值，* 、** 和*** 分別表示10%、5%和 1%的顯著性水平。

3.為了避免衡量方式不同對(duì)研究結(jié)果可能帶來的影響，本文進(jìn)行了如下調(diào)整：一是借鑒陳剛和翁衛(wèi)國(2013)、姚耀軍等(2015)的方式采用主成分分析方法構(gòu)建外資銀行進(jìn)入程度的綜合指標(biāo)，并用其替換外資銀行進(jìn)入的度量變量；二是用Probit模型替代Logit模型，用OLS模型替代Tobit模型。

五、研究結(jié)論及啟示

我國對(duì)外資銀行的全面開放吸引了外資銀行的踴躍進(jìn)入，引致本土銀行行為與信貸資本配置方式發(fā)生改變，進(jìn)而可能影響上市公司的現(xiàn)金股利政策。本文以2005年—2015年中國上市公司數(shù)據(jù)為樣本，實(shí)證檢驗(yàn)外資銀行進(jìn)入對(duì)現(xiàn)金股利支付傾向與支付水平的影響，同時(shí)考慮到我國存在產(chǎn)權(quán)控制模式差異這一現(xiàn)實(shí)背景，又進(jìn)一步檢驗(yàn)了產(chǎn)權(quán)性質(zhì)對(duì)上述關(guān)系的影響，并得出如下結(jié)論：第一，外資銀行進(jìn)入提高了企業(yè)的現(xiàn)金股利支付傾向與支付水平；第二，外資銀行進(jìn)入與現(xiàn)金股利政策的正向關(guān)系在國有企業(yè)中更為明顯。

為此，本文得到如下政策啟示：第一，外資銀行的進(jìn)入能夠有效提高企業(yè)的現(xiàn)金股利支付水平與支付意愿，進(jìn)而捍衛(wèi)了中小股東的權(quán)益，這就要求企業(yè)應(yīng)慎重分析制約公司現(xiàn)金股利政策的主要影響因素，在考慮自身實(shí)際情況的同時(shí)，要結(jié)合所處地區(qū)的外資銀行進(jìn)入程度來制定利于公司長期健康發(fā)展的現(xiàn)金股利政策。第二，外資銀行的進(jìn)入對(duì)于公司現(xiàn)金股利政策發(fā)揮了一定的提高效應(yīng)，這表明，在中國新興加轉(zhuǎn)軌的特殊制度背景下，政府應(yīng)繼續(xù)加大金融業(yè)的開放力度，以開放促發(fā)展，為上市公司形成良好的治理環(huán)境打下基礎(chǔ)。

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(責(zé)任編輯：汪愛琴)

The Entry Affect of Foreign Bank on Corporate Cash Dividend Policy

Yang Xingquan,Shen Yanyan

(Shihezi University, Shihezi 832003, China)

Based on the data of listed company in A stock markets in China from year 2005 to 2015, this paper tests whether foreign bank entry affects cash dividend policy.Considering the reality background of China’s property control mode difference, tests whether the property nature’s influence on overall relationship.We find robust evidences that foreign bank entry is positively relevant to both the level and tendency of corporate cash dividend payout, and this relationship is more significant in state-owned corporations. In general, this paper not only supplements the relevant researches of cash dividend policy, but also sheds light on the effect of alleviating on financing constraints of foreign bank.

Foreign Bank Entry；Cash Dividend Policy；Corporate Governance；Financing Constraints

2016-08-28

國家自然科學(xué)基金項(xiàng)目“制度背景、行業(yè)特征與公司現(xiàn)金持有競爭效應(yīng)”(71362004)

楊興全(1969-)，男，教授，博士生導(dǎo)師，研究方向：公司財(cái)務(wù)與公司治理；通訊作者：申艷艷(1989-)，女，碩士研究生，研究方向：制度環(huán)境與公司財(cái)務(wù)。

F279.23

A

1007-8576(2016)05-0020-12

10.16716/j.cnki.65-1030/f.2016.05.003