李勇

【摘 要】 文章運用2008—2010年深市A股上市公司數(shù)據(jù)研究信息披露、管理層持股與現(xiàn)金股利政策之間的關(guān)系，研究發(fā)現(xiàn)：在其他因素不變的條件下，信息披露質(zhì)量與現(xiàn)金股利政策顯著正相關(guān)；管理層持股比例與現(xiàn)金股利政策顯著正相關(guān)，且在管理層持股比例一定的條件下，信息披露質(zhì)量好的公司股利支付水平低于信息披露質(zhì)量差的公司。

【關(guān)鍵詞】 信息披露質(zhì)量； 管理層持股； 現(xiàn)金股利政策

中圖分類號：F23 文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A 文章編號：1004-5937（2014）14-0047-04

一、引言

股利政策是公司籌資投資活動的延續(xù)，也是影響股價、資本結(jié)構(gòu)的重要決策。近年來，國內(nèi)外學(xué)者對上市公司股利政策問題進(jìn)行了廣泛的研究。西方學(xué)術(shù)界從不同的角度提出了多種股利理論，但對現(xiàn)實中的股利政策仍無法作出最恰當(dāng)完美的解釋。在眾多理論中，對股利政策的解釋最具影響力的可能當(dāng)屬代理成本理論（Ad jaoud & Ben-Amar，2010）。

委托代理理論認(rèn)為，管理層有為滿足自己的私人利益而損害股東利益的動機，這就是經(jīng)理管理防御（management entrenchment）。經(jīng)理管理防御學(xué)說認(rèn)為：由于防御動機的存在，使得管理者的決策行為往往反映的不是股東價值最大化的目標(biāo)，而是反映經(jīng)理的目標(biāo)，因此會導(dǎo)致經(jīng)理作出與股東的利益不一致的決定和行為。La Porta等（1998）指出，管理層通過發(fā)放現(xiàn)金股利解決委托代理問題的情況需要一些機制的作用。為了從信息披露角度研究管理層持股與股利政策的影響，本文擬對我國深市2008—2010年的上市公司進(jìn)行考察，試圖找到管理層持股在信息披露質(zhì)量不同的情況下對股利政策的影響。

二、理論回顧與研究假設(shè)

股利政策一直是企業(yè)財務(wù)決策的核心問題。Jensen & Meckling（1976）認(rèn)為股利政策有助于緩解委托代理理論中的代理沖突。Rozeff（1982）使用1974—1980年的數(shù)據(jù)研究股利支付比例與管理層持股比例之間的關(guān)系，研究發(fā)現(xiàn)，股利支付比例與管理層持股比例負(fù)相關(guān)。Sornnate（1989）研究得出管理人員持股比例與股利支付率正相關(guān)。Jensen（1986，1992）研究得出發(fā)放現(xiàn)金股利可以緩解代理問題，可作為降低代理成本的機制之一，同時也是管理層持股、機構(gòu)投資者持股、債務(wù)、外部治理等的替代機制。

趙春光、張雪麗等（2001）通過對股利政策選擇動因的研究得出，企業(yè)是否分配股票股利取決于股權(quán)集中度，而現(xiàn)金股利分配政策受資產(chǎn)負(fù)債率的影響。廖理、方芳（2004）研究發(fā)現(xiàn)管理層持股對高代理成本公司的現(xiàn)金股利發(fā)放有明顯的改善作用。徐壽福（2013）以2003—2010年深市上市公司為樣本，研究發(fā)現(xiàn)上市公司股利政策與信息披露質(zhì)量有顯著的正相關(guān)關(guān)系?；谝陨戏治觯岢鲆韵录僭O(shè)：

假設(shè)1：在其他條件不變的情況下，信息披露質(zhì)量與現(xiàn)金股利政策正相關(guān)。

Sornnate（1989），George W. Fenn和Nellie Liang（2001）研究得出管理層持股比例越高，發(fā)放的股利越多。管理層持股可以使管理層與股東的利益相一致，從而公司愿意發(fā)放更高的股利。Bushman and Smith（2001）研究發(fā)現(xiàn)高質(zhì)量的會計信息能降低公司代理成本。

高質(zhì)量的信息披露水平有助于股利發(fā)放，投資者通過高質(zhì)量的會計信息能夠更客觀地判斷公司的投資效率和價值，迫使內(nèi)部人“吐出”現(xiàn)金，作為股利支付給股東。另外，內(nèi)部人為避免外部投資者的監(jiān)督，通常提供較低的會計信息質(zhì)量，以此來掩蓋代理問題，為其對公司的掠奪行為提供便利。此時，投資者無法通過公司披露的信息來監(jiān)督管理者，他們可能會依賴于上市公司釋放的股利支付信號。基于以上分析，提出假設(shè)：

假設(shè)2：管理層持股比例與現(xiàn)金股利政策正相關(guān)，且在管理層持股比例一定的條件下，信息披露質(zhì)量好的公司股利支付水平低于信息披露質(zhì)量差的公司。

三、研究設(shè)計

（一）變量定義

本文中的被解釋變量現(xiàn)金股利政策用兩種方法衡量，一種方法是采用虛擬變量衡量上市公司現(xiàn)金股利支付傾向，如果該上市公司發(fā)放了現(xiàn)金股利則賦值為1，否則賦值為0；另一種方法是采用連續(xù)變量每股現(xiàn)金股利來衡量上市公司現(xiàn)金股利支付水平。

信息披露質(zhì)量采用深圳證券交易所對其上市公司信息披露的考評結(jié)果來衡量。深圳證券交易所結(jié)合獎懲及與監(jiān)管機構(gòu)的工作配合等情況，從日常信息披露的合法性、及時性、完整性和準(zhǔn)確性四個方面對上市公司上一年度的信息披露工作進(jìn)行考評，最終形成四個等級（優(yōu)秀、良好、及格和不及格），由于該評級結(jié)果由與上市公司無直接利益關(guān)系的第三方提供，因此具有較強的權(quán)威性。本文根據(jù)這一考評結(jié)果設(shè)置變量DIS，將考評結(jié)果分為兩檔，將考評結(jié)果為“及格”和“不及格”的賦值為0，將考評結(jié)果為“優(yōu)秀”和“良好”的賦值為1。

本文管理層范圍的界定同中國證監(jiān)會規(guī)定的“需要在公司定期報告中披露的高層管理人員”這一概念是基本一致的，將“管理層”界定為：董事會成員、監(jiān)事會成員、公司經(jīng)理、副經(jīng)理、財務(wù)負(fù)責(zé)人、董事會秘書以及公司章程規(guī)定的其他高級管理人員。

另外，對影響現(xiàn)金股利政策的其他變量作了控制，同時還設(shè)置了行業(yè)和年度虛擬變量來控制不同年度和不同行業(yè)之間數(shù)據(jù)的差異。

（二）模型設(shè)計

本文根據(jù)樣本數(shù)據(jù)和被解釋變量的特點，分別構(gòu)建了logit模型和最小二乘法模型?，F(xiàn)金股利DPS是0-1的虛擬變量，因此采用logit模型進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗。借鑒已有的現(xiàn)金股利支付模型，結(jié)合假設(shè)，構(gòu)建以下模型：

（三）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

1.樣本選擇

本文以2008—2010年深市A股上市公司為樣本，剔除數(shù)據(jù)不全的公司，剔除“ST”公司，剔除金融行業(yè)等，經(jīng)過篩選整理，最后確定總體研究樣本為1 930個年度觀測值，其中2008年為735家，2009年為733家，2010年為462家。

2.數(shù)據(jù)來源

在所有的變量數(shù)據(jù)中，信息披露質(zhì)量指數(shù)是根據(jù)深圳證券交易所披露的考評結(jié)果整理得出的，其他變量數(shù)據(jù)是從CSMAR數(shù)據(jù)庫搜集整理而來。

四、實證結(jié)果分析

（一）變量描述性統(tǒng)計

表2顯示，每股現(xiàn)金股利最大值為1.672，最小值為0，支付的每股現(xiàn)金股利平均約為0.07元。信息披露質(zhì)量考評結(jié)果得分平均約為1.85，其中約75%的考評結(jié)果為“良好”及以上。管理層持股比例平均持股比例約為5.39%，中位數(shù)為0，說明管理層總體持股數(shù)量較少，人均持股比例低，“零持股”現(xiàn)象依然普遍存在。公司盈利能力指標(biāo)凈資產(chǎn)收益率最大值為7.541，最小值為-10.926，平均凈資產(chǎn)收益率為5.39%，上市公司盈利能力不理想。

（二）回歸結(jié)果分析

表3是模型一的多元回歸結(jié)果，表中數(shù)據(jù)顯示，信息披露質(zhì)量與每股現(xiàn)金股利正相關(guān)，并且在0.01的水平上顯著，也就是說，公司對外披露的信息質(zhì)量越好，越傾向于發(fā)放現(xiàn)金股利，假設(shè)1得到驗證。資產(chǎn)負(fù)債率與每股現(xiàn)金股利顯著負(fù)相關(guān)，即負(fù)債率越高的公司越不傾向于發(fā)放現(xiàn)金股利；第一大股東持股比例與每股現(xiàn)金股利正相關(guān)，這和前人研究結(jié)論一致；公司業(yè)績越好，越傾向于發(fā)放現(xiàn)金股利。

表4是模型二的OLS回歸結(jié)果，從全樣本的回歸結(jié)果可以看出，信息披露質(zhì)量與現(xiàn)金股利政策正相關(guān)并且顯著，和表3中的回歸結(jié)果一致；管理層持股比例與每股現(xiàn)金股利顯著正相關(guān)，換句話說，管理層持股比例越高，公司越傾向于發(fā)放更多的現(xiàn)金股利，說明公司經(jīng)理存在以支付適當(dāng)股利為自己謀取私人利益的行為，驗證了假設(shè)2的前半部分。在表4中我們將信息披露質(zhì)量分組回歸，將信息披露為“優(yōu)秀”、“良好”的分為一組（DIS=1），將信息披露為“及格”、“不及格”的分為另一組（DIS=0）。回歸結(jié)果如表4，從表中可以看出，不管信息披露質(zhì)量高低，管理層持股與每股現(xiàn)金股利都顯著正相關(guān)，然而，從管理層持股比例回歸系數(shù)可以看出，信息披露質(zhì)量高（DIS=1）的系數(shù)（0.082）要低于信息披露質(zhì)量低（DIS=0）的系數(shù)（0.173），也就是說，在管理層持股比例一定的條件下，信息披露質(zhì)量好的公司比信息披露質(zhì)量差的公司每股現(xiàn)金股利平均少支付0.091元。這也可以解釋為，對于信息透明度較差的公司，投資者無法準(zhǔn)確得知公司的經(jīng)營情況，他們更傾向于選擇觀察公司的股利支付政策，以此來判斷公司的營運狀況，而信息透明度較好的公司則不需要通過這種途徑判斷公司的經(jīng)營狀況從而監(jiān)督管理者的行為，至此假設(shè)2全部得到驗證。

另外，資產(chǎn)負(fù)債率、第一大股東持股比例和凈資產(chǎn)收益率在全樣本檢驗和DIS=1分組檢驗中結(jié)果一致，且顯著相關(guān)，其中資產(chǎn)負(fù)債率、第一大股東持股比例和凈資產(chǎn)收益率與每股現(xiàn)金股利顯著相關(guān)，與前人研究結(jié)論一致，但在DIS=0分組檢驗中，資產(chǎn)負(fù)債率與每股現(xiàn)金股利負(fù)相關(guān)但不顯著。獨立董事比例在全樣本和DIS=1的樣本檢驗中與每股現(xiàn)金股利負(fù)相關(guān)，說明獨立董事作為監(jiān)督者發(fā)揮了應(yīng)有的監(jiān)督職責(zé)，獨立董事比例越高，管理層通過分配現(xiàn)金股利獲取私人利益的動機越不易實現(xiàn)；而在信息披露質(zhì)量差（DIS=0）的公司，獨立董事比例與每股現(xiàn)金股利正相關(guān)，獨立董事只是名義監(jiān)督者，并沒有真正充當(dāng)監(jiān)督者的角色。

五、穩(wěn)健性檢驗

為考察研究結(jié)論的穩(wěn)健性，我們做了以下測試：其一，用是否支付現(xiàn)金股利替代每股現(xiàn)金股利進(jìn)行回歸；其二，將深市信息披露考評結(jié)果按“優(yōu)秀”、“良好”、“及格”和“不及格”分別賦值3、2、1和0作為信息披露質(zhì)量的衡量指標(biāo)替代DIS進(jìn)行回歸，結(jié)論與上文一致。即信息披露質(zhì)量與現(xiàn)金股利政策正相關(guān)；管理層持股比例與現(xiàn)金股利政策正相關(guān)，且在管理層持股比例一定的條件下，信息披露質(zhì)量好的公司股利支付水平低于信息披露質(zhì)量差的公司。

六、結(jié)論和局限性

（一）研究結(jié)論

本文選取2008—2010年深市A股上市公司的數(shù)據(jù)作為樣本，分析了信息披露質(zhì)量、管理層持股與現(xiàn)金股利政策的影響，研究發(fā)現(xiàn)，在其他因素不變的條件下，信息披露質(zhì)量與現(xiàn)金股利政策顯著正相關(guān)；管理層持股比例與現(xiàn)金股利政策顯著正相關(guān)，且在管理層持股比例一定的條件下，信息披露質(zhì)量好的公司股利支付水平低于信息披露質(zhì)量差的公司。

（二）研究的局限性

本研究存在以下局限性：

1.以往的研究成果顯示，管理層持股比例與信息披露質(zhì)量正相關(guān)，在模型二中，本文未能考察管理層持股比例是否受信息披露質(zhì)量的影響出現(xiàn)此結(jié)果，有待進(jìn)一步研究。

2.中國上市公司的股利政策每年都有顯著不同的特點。本文在研究股利政策時將不同年份的股利政策混合在一起考察，可能忽略了一些因素的影響。

【參考文獻(xiàn)】

[1] 呂長江，王克敏.上市公司股利政策的實證分析[J].經(jīng)濟研究，1999（12）：31-38.

[2] 李文強.管理層持股對公司績效影響的研究述評[J].商業(yè)研究，2004（7）：20-27.

[3] 劉星，魏峰，戴玉光.經(jīng)理管理防御下的公司股利政策研究[J].中國會計評論，2004（12）：363-374.

[4] 謝軍.股利政策、第一大股東和公司成長性：自由現(xiàn)金流理論還是掏空理論[J].會計研究，2006（4）.

[5] 陳玲玲.公司治理與股利政策的關(guān)系研究綜述[J].商場現(xiàn)代化，2008（10）：64.

[6] 徐壽福.信息披露、公司治理與現(xiàn)金股利政策——來自深市A股上市公司的經(jīng)驗證據(jù)[J].證券市場導(dǎo)報，2013（1）：26-36.

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[8] Rafael La Porta， Florencio Lopez-de-Silanes， Andrei Shleifer， and Robert Vishny.Law and finance[J].Journal of Political Economy，1998，106：1113-1155.

[9] DeAngelo， H.，L. DeAngelo，and S.Douglas.Reversal of Fortune：Dividend Policy and the Disappearance of Sustained Earnings Growth[J].Journal of Financial Economics，1996，40：341-371.

2.數(shù)據(jù)來源

在所有的變量數(shù)據(jù)中，信息披露質(zhì)量指數(shù)是根據(jù)深圳證券交易所披露的考評結(jié)果整理得出的，其他變量數(shù)據(jù)是從CSMAR數(shù)據(jù)庫搜集整理而來。

四、實證結(jié)果分析

（一）變量描述性統(tǒng)計

表2顯示，每股現(xiàn)金股利最大值為1.672，最小值為0，支付的每股現(xiàn)金股利平均約為0.07元。信息披露質(zhì)量考評結(jié)果得分平均約為1.85，其中約75%的考評結(jié)果為“良好”及以上。管理層持股比例平均持股比例約為5.39%，中位數(shù)為0，說明管理層總體持股數(shù)量較少，人均持股比例低，“零持股”現(xiàn)象依然普遍存在。公司盈利能力指標(biāo)凈資產(chǎn)收益率最大值為7.541，最小值為-10.926，平均凈資產(chǎn)收益率為5.39%，上市公司盈利能力不理想。

（二）回歸結(jié)果分析

表3是模型一的多元回歸結(jié)果，表中數(shù)據(jù)顯示，信息披露質(zhì)量與每股現(xiàn)金股利正相關(guān)，并且在0.01的水平上顯著，也就是說，公司對外披露的信息質(zhì)量越好，越傾向于發(fā)放現(xiàn)金股利，假設(shè)1得到驗證。資產(chǎn)負(fù)債率與每股現(xiàn)金股利顯著負(fù)相關(guān)，即負(fù)債率越高的公司越不傾向于發(fā)放現(xiàn)金股利；第一大股東持股比例與每股現(xiàn)金股利正相關(guān)，這和前人研究結(jié)論一致；公司業(yè)績越好，越傾向于發(fā)放現(xiàn)金股利。

表4是模型二的OLS回歸結(jié)果，從全樣本的回歸結(jié)果可以看出，信息披露質(zhì)量與現(xiàn)金股利政策正相關(guān)并且顯著，和表3中的回歸結(jié)果一致；管理層持股比例與每股現(xiàn)金股利顯著正相關(guān)，換句話說，管理層持股比例越高，公司越傾向于發(fā)放更多的現(xiàn)金股利，說明公司經(jīng)理存在以支付適當(dāng)股利為自己謀取私人利益的行為，驗證了假設(shè)2的前半部分。在表4中我們將信息披露質(zhì)量分組回歸，將信息披露為“優(yōu)秀”、“良好”的分為一組（DIS=1），將信息披露為“及格”、“不及格”的分為另一組（DIS=0）?；貧w結(jié)果如表4，從表中可以看出，不管信息披露質(zhì)量高低，管理層持股與每股現(xiàn)金股利都顯著正相關(guān)，然而，從管理層持股比例回歸系數(shù)可以看出，信息披露質(zhì)量高（DIS=1）的系數(shù)（0.082）要低于信息披露質(zhì)量低（DIS=0）的系數(shù)（0.173），也就是說，在管理層持股比例一定的條件下，信息披露質(zhì)量好的公司比信息披露質(zhì)量差的公司每股現(xiàn)金股利平均少支付0.091元。這也可以解釋為，對于信息透明度較差的公司，投資者無法準(zhǔn)確得知公司的經(jīng)營情況，他們更傾向于選擇觀察公司的股利支付政策，以此來判斷公司的營運狀況，而信息透明度較好的公司則不需要通過這種途徑判斷公司的經(jīng)營狀況從而監(jiān)督管理者的行為，至此假設(shè)2全部得到驗證。

另外，資產(chǎn)負(fù)債率、第一大股東持股比例和凈資產(chǎn)收益率在全樣本檢驗和DIS=1分組檢驗中結(jié)果一致，且顯著相關(guān)，其中資產(chǎn)負(fù)債率、第一大股東持股比例和凈資產(chǎn)收益率與每股現(xiàn)金股利顯著相關(guān)，與前人研究結(jié)論一致，但在DIS=0分組檢驗中，資產(chǎn)負(fù)債率與每股現(xiàn)金股利負(fù)相關(guān)但不顯著。獨立董事比例在全樣本和DIS=1的樣本檢驗中與每股現(xiàn)金股利負(fù)相關(guān)，說明獨立董事作為監(jiān)督者發(fā)揮了應(yīng)有的監(jiān)督職責(zé)，獨立董事比例越高，管理層通過分配現(xiàn)金股利獲取私人利益的動機越不易實現(xiàn)；而在信息披露質(zhì)量差（DIS=0）的公司，獨立董事比例與每股現(xiàn)金股利正相關(guān)，獨立董事只是名義監(jiān)督者，并沒有真正充當(dāng)監(jiān)督者的角色。

五、穩(wěn)健性檢驗

為考察研究結(jié)論的穩(wěn)健性，我們做了以下測試：其一，用是否支付現(xiàn)金股利替代每股現(xiàn)金股利進(jìn)行回歸；其二，將深市信息披露考評結(jié)果按“優(yōu)秀”、“良好”、“及格”和“不及格”分別賦值3、2、1和0作為信息披露質(zhì)量的衡量指標(biāo)替代DIS進(jìn)行回歸，結(jié)論與上文一致。即信息披露質(zhì)量與現(xiàn)金股利政策正相關(guān)；管理層持股比例與現(xiàn)金股利政策正相關(guān)，且在管理層持股比例一定的條件下，信息披露質(zhì)量好的公司股利支付水平低于信息披露質(zhì)量差的公司。

六、結(jié)論和局限性

（一）研究結(jié)論

本文選取2008—2010年深市A股上市公司的數(shù)據(jù)作為樣本，分析了信息披露質(zhì)量、管理層持股與現(xiàn)金股利政策的影響，研究發(fā)現(xiàn)，在其他因素不變的條件下，信息披露質(zhì)量與現(xiàn)金股利政策顯著正相關(guān)；管理層持股比例與現(xiàn)金股利政策顯著正相關(guān)，且在管理層持股比例一定的條件下，信息披露質(zhì)量好的公司股利支付水平低于信息披露質(zhì)量差的公司。

（二）研究的局限性

本研究存在以下局限性：

1.以往的研究成果顯示，管理層持股比例與信息披露質(zhì)量正相關(guān)，在模型二中，本文未能考察管理層持股比例是否受信息披露質(zhì)量的影響出現(xiàn)此結(jié)果，有待進(jìn)一步研究。

2.中國上市公司的股利政策每年都有顯著不同的特點。本文在研究股利政策時將不同年份的股利政策混合在一起考察，可能忽略了一些因素的影響。

【參考文獻(xiàn)】

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[6] 徐壽福.信息披露、公司治理與現(xiàn)金股利政策——來自深市A股上市公司的經(jīng)驗證據(jù)[J].證券市場導(dǎo)報，2013（1）：26-36.

[7] Jensen， M. C.， Meckling， W.H. Theory of the Firm：Managerial Behavior，Agency Costs and Ownership Structure[J].Journal of Finance，1976（3）.

[8] Rafael La Porta， Florencio Lopez-de-Silanes， Andrei Shleifer， and Robert Vishny.Law and finance[J].Journal of Political Economy，1998，106：1113-1155.

[9] DeAngelo， H.，L. DeAngelo，and S.Douglas.Reversal of Fortune：Dividend Policy and the Disappearance of Sustained Earnings Growth[J].Journal of Financial Economics，1996，40：341-371.

2.數(shù)據(jù)來源

在所有的變量數(shù)據(jù)中，信息披露質(zhì)量指數(shù)是根據(jù)深圳證券交易所披露的考評結(jié)果整理得出的，其他變量數(shù)據(jù)是從CSMAR數(shù)據(jù)庫搜集整理而來。

四、實證結(jié)果分析

（一）變量描述性統(tǒng)計

表2顯示，每股現(xiàn)金股利最大值為1.672，最小值為0，支付的每股現(xiàn)金股利平均約為0.07元。信息披露質(zhì)量考評結(jié)果得分平均約為1.85，其中約75%的考評結(jié)果為“良好”及以上。管理層持股比例平均持股比例約為5.39%，中位數(shù)為0，說明管理層總體持股數(shù)量較少，人均持股比例低，“零持股”現(xiàn)象依然普遍存在。公司盈利能力指標(biāo)凈資產(chǎn)收益率最大值為7.541，最小值為-10.926，平均凈資產(chǎn)收益率為5.39%，上市公司盈利能力不理想。

（二）回歸結(jié)果分析

表3是模型一的多元回歸結(jié)果，表中數(shù)據(jù)顯示，信息披露質(zhì)量與每股現(xiàn)金股利正相關(guān)，并且在0.01的水平上顯著，也就是說，公司對外披露的信息質(zhì)量越好，越傾向于發(fā)放現(xiàn)金股利，假設(shè)1得到驗證。資產(chǎn)負(fù)債率與每股現(xiàn)金股利顯著負(fù)相關(guān)，即負(fù)債率越高的公司越不傾向于發(fā)放現(xiàn)金股利；第一大股東持股比例與每股現(xiàn)金股利正相關(guān)，這和前人研究結(jié)論一致；公司業(yè)績越好，越傾向于發(fā)放現(xiàn)金股利。

表4是模型二的OLS回歸結(jié)果，從全樣本的回歸結(jié)果可以看出，信息披露質(zhì)量與現(xiàn)金股利政策正相關(guān)并且顯著，和表3中的回歸結(jié)果一致；管理層持股比例與每股現(xiàn)金股利顯著正相關(guān)，換句話說，管理層持股比例越高，公司越傾向于發(fā)放更多的現(xiàn)金股利，說明公司經(jīng)理存在以支付適當(dāng)股利為自己謀取私人利益的行為，驗證了假設(shè)2的前半部分。在表4中我們將信息披露質(zhì)量分組回歸，將信息披露為“優(yōu)秀”、“良好”的分為一組（DIS=1），將信息披露為“及格”、“不及格”的分為另一組（DIS=0）?；貧w結(jié)果如表4，從表中可以看出，不管信息披露質(zhì)量高低，管理層持股與每股現(xiàn)金股利都顯著正相關(guān)，然而，從管理層持股比例回歸系數(shù)可以看出，信息披露質(zhì)量高（DIS=1）的系數(shù)（0.082）要低于信息披露質(zhì)量低（DIS=0）的系數(shù)（0.173），也就是說，在管理層持股比例一定的條件下，信息披露質(zhì)量好的公司比信息披露質(zhì)量差的公司每股現(xiàn)金股利平均少支付0.091元。這也可以解釋為，對于信息透明度較差的公司，投資者無法準(zhǔn)確得知公司的經(jīng)營情況，他們更傾向于選擇觀察公司的股利支付政策，以此來判斷公司的營運狀況，而信息透明度較好的公司則不需要通過這種途徑判斷公司的經(jīng)營狀況從而監(jiān)督管理者的行為，至此假設(shè)2全部得到驗證。

另外，資產(chǎn)負(fù)債率、第一大股東持股比例和凈資產(chǎn)收益率在全樣本檢驗和DIS=1分組檢驗中結(jié)果一致，且顯著相關(guān)，其中資產(chǎn)負(fù)債率、第一大股東持股比例和凈資產(chǎn)收益率與每股現(xiàn)金股利顯著相關(guān)，與前人研究結(jié)論一致，但在DIS=0分組檢驗中，資產(chǎn)負(fù)債率與每股現(xiàn)金股利負(fù)相關(guān)但不顯著。獨立董事比例在全樣本和DIS=1的樣本檢驗中與每股現(xiàn)金股利負(fù)相關(guān)，說明獨立董事作為監(jiān)督者發(fā)揮了應(yīng)有的監(jiān)督職責(zé)，獨立董事比例越高，管理層通過分配現(xiàn)金股利獲取私人利益的動機越不易實現(xiàn)；而在信息披露質(zhì)量差（DIS=0）的公司，獨立董事比例與每股現(xiàn)金股利正相關(guān)，獨立董事只是名義監(jiān)督者，并沒有真正充當(dāng)監(jiān)督者的角色。

五、穩(wěn)健性檢驗

為考察研究結(jié)論的穩(wěn)健性，我們做了以下測試：其一，用是否支付現(xiàn)金股利替代每股現(xiàn)金股利進(jìn)行回歸；其二，將深市信息披露考評結(jié)果按“優(yōu)秀”、“良好”、“及格”和“不及格”分別賦值3、2、1和0作為信息披露質(zhì)量的衡量指標(biāo)替代DIS進(jìn)行回歸，結(jié)論與上文一致。即信息披露質(zhì)量與現(xiàn)金股利政策正相關(guān)；管理層持股比例與現(xiàn)金股利政策正相關(guān)，且在管理層持股比例一定的條件下，信息披露質(zhì)量好的公司股利支付水平低于信息披露質(zhì)量差的公司。

六、結(jié)論和局限性

（一）研究結(jié)論

本文選取2008—2010年深市A股上市公司的數(shù)據(jù)作為樣本，分析了信息披露質(zhì)量、管理層持股與現(xiàn)金股利政策的影響，研究發(fā)現(xiàn)，在其他因素不變的條件下，信息披露質(zhì)量與現(xiàn)金股利政策顯著正相關(guān)；管理層持股比例與現(xiàn)金股利政策顯著正相關(guān)，且在管理層持股比例一定的條件下，信息披露質(zhì)量好的公司股利支付水平低于信息披露質(zhì)量差的公司。

（二）研究的局限性

本研究存在以下局限性：

1.以往的研究成果顯示，管理層持股比例與信息披露質(zhì)量正相關(guān)，在模型二中，本文未能考察管理層持股比例是否受信息披露質(zhì)量的影響出現(xiàn)此結(jié)果，有待進(jìn)一步研究。

2.中國上市公司的股利政策每年都有顯著不同的特點。本文在研究股利政策時將不同年份的股利政策混合在一起考察，可能忽略了一些因素的影響。

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