产品市场竞争 对股利影响的实证研究 王毅辉李常青 术 ［内容提要］ 本文首次以我国２０００～２００４年制造业上市公司的分红为视角，运用混合Ｔｏｂｉｔ模型和随机效应Ｔｏｂｉｔ模型， 研究产品市场竞争对股利是否存在治理效应。研究发现，产品市场竞争程度与股利支付水平呈正相关关系，基本符合产 品市场竞争与股利结果模型的预期。这说明，中国产品市场竞争程度在一定程度上发挥了治理效应，驱使管理层做出更 高股利支付水平的财务决策，缓解了代理冲突。 ［关键词］ 产品市场竞争中图分类号：Ｆ２７５ 股利结果模型替代模型 文章编号：１０００—７６３６（２０１０）０２一Ｏ１１２—０７ 文献标识码：Ａ 产品市场竞争很早就被经济学家认为是公司治理机制的重要组成部分。目前产品市场竞争的公司治理效应 正受到世界各国学者们的高度关注。本文首次以中国上市公司股利为视角，对产品市场竞争的治理效应进 行实证研究，着重考察了产品市场竞争对上市公司股利潜在的影响以及内在传导机理。本文的研究不仅丰 富了公司治理的研究，而且进一步深化扩展了股利研究的视野。这直接为公司制定财务和竞争战略提 供了相应的启示。 一、文献评述和研究假设 在市场经济环境下，除非有的庇护、自身垄断地位或信息不透明，否则，治理不力的公司很难生存。有了 准确及时的信息披露，市场就可以通过竞争对公司行为进行约束。产品市场竞争具备公司治理效应，主要是 通过竞争来降低信息不对称程度，增强对经理人的激励从而提升企业的效率。既然产品市场竞争作为一种公司 治理机制，而公司治理的核心问题是委托人和代理人的代理冲突，那么，产品市场竞争很可能通过影响代理冲突 对公司股利产生重要影响。Ｇｒａｌｌｏｎ和Ｍｉｃｈａｅｌｙ（２００８）指出，产品市场竞争对股利的影响同样存在两种 本文为国家自然科学基金“上市公司‘管理层讨论与分析’信息披露理论与实证研究”（Ｇ０２０５—７０５７２０９２）、教育部人文社会科学重点 研究基地基金“上市公司财务信息披露质量研究”（０７ＪＪＤ６３０００９）以及教育部新世纪优秀人才支持计划（ＮＣＥＴ一０６—０５６５）的阶段性研究 成果。 收稿日期：２００９一ｌ１—１２ 作者简介：王毅辉李常青厦门大学管理学院博士研究生，厦门市，３６１００５； 厦门大学管理学院教授，博士生导师，ＭＢＡ中心主任。 会计与审计 相反的效应：结果模型和替代模型。 （一）股利是产品市场竞争的结果模型 投资者法律保护与股利的结果模型认为，强有力的中小投资者保护的法律制度，迫使管理层发放股利而 不是将钱投资于不盈利项目。同样，市场竞争通过提升过度投资的风险和成本（如清算可能性增加或者破产概率 提高）驱动管理层“吐出”更多现金发放股利回报股东，减弱了代理问题的严重性。 由于市场上存在着不同的竞争者，为委托人对评价公司绩效进而识别经理人的能力和努力提供了参照系，因 为企业绩效的相对比较至少可以消除市场波动的共同影响。王雄元、刘焱（２００８）研究也表明，行业竞争程度越 强，信息披露质量越高。因此，产品市场竞争作为一种有效的外部公司治理机制，通过价格与竞争机制有效降低 了委托人与代理人的信息不对称程度，使得激励机制（对经理人的努力）愈加敏感，进而促进了公司治理的有效 性。因此，高产品市场竞争行业的公司高管会竭力避免损害股东财富的过度投资行为。Ｋｒｕｓｅ和Ｒｅｎｎｉｅ（２００６）研 究证实，处于高产品市场竞争行业经营业绩差的公司越容易成为接管的目标。与此同时，竞争越是充分，经营不 善的公司经营风险和破产风险越高，越是容易遭到清算或者被兼并，ＣＥＯ的变更率也更高。蒋荣、陈丽蓉（２００７） 研究表明，中国产品市场竞争在一定程度上增强了对ＣＥＯ的监督。据此，本文提出： 假设１：产品市场竞争程度越高，公司股利支付率越高。 值得注意的是，不同于ＬＬＳＶ（２０００）的是，在产品市场竞争与股利的结果模型中，集中度低的行业支付高的 股利水平很可能不是因为市场竞争弱而无法使管理层“吐出”自由现金流量来降低代理成本，可能是由于管理层必须 保持一定的现金持有量来防止市场份额被掠夺（Ｂｏｌｔｏｎ和Ｓｃｈａｒｆｓｔｅｉｎ，１９９ｏ）。因此，行业领导者公司相对行业追随者 公司而言比较不在乎高股利支付水平的。这种假说可以称之为市场份额掠夺假说。据此，本文提出： 假设１ａ：市场竞争程度与股利支付率的正向关系对行业领导者公司比较弱，而对行业追随者公司比较强。 （二）股利是产品市场竞争的替代模型 投资者法律保护与股利的替代模型认为，在中小投资者法律保护弱的制度环境中，上市公司可以通过发 放现金股利来建立声誉，以吸引中小投资者确保公司在好的未来投资项目上融资成功（ＬＬＳＶ，２ＯＯ０）或降低自由 现金流量的代理成本最大化高管持股的价值（Ｇｏｍｅｓ，２０００）。同样，处于产品市场竞争强度低的行业，或是集中度 高的行业中的公司，自由现金流量更高（Ｓｈｌｅｉｆｅｒ和Ｖｉｓｈｎｙ，１９９７），更容易过度投资。此外，能力平庸的高管在集 中度高的行业比较不容易被更换掉，因为他们相对竞争充分的行业而言，没有较好的业绩比较基准的压力。因 此，这些行业的公司竞争对手可以通过发放高额股利来向投资者保证未来回报的可靠性和持续性，使得通过权益 筹资保证未来增长机会的可能性增加。因此，高股利支付水平本身成为一项竞争优势，特别是在竞争对手之间经 营效率无差异时。据此，本文提出： 假设２：产品市场竞争程度越低，公司股利支付率越高。 二、研究设计 （一）样本选择与数据来源 为了便于用统一的产业分类进行数据处理，本文根据中国产业分类办法选取制造行业（采用二次分类 明细行业）的上市公司作为研究样本，包括饮料，纺织、服装、皮毛，造纸、印刷，石油、化学、塑胶、塑料，电子，金 属、非金属，机械、设备、仪表，医药、生物制品。剔除了行业类别不明晰的制造业（ｃ９９）以及公司数目过少，不能 反映产业竞争真实情况的木材家具行业。研究样本具体分布详见表１。 经济与管理研究（２０１０年第２期） Ｊ Ｒｅｓｅａｒｃｈ ｏｎ Ｅｃｏｎｏｍｉｃｓ ａｎｄ Ｍａｎａｇｅｍｅｎｔ 表１ 研究样本分布 （二）变量定义 公司家数 ｉ ｉ 薹囊磐 薯 ｊ｜…仃 孬 ｜ ｜曩ｌ ｌ由于本文主要考察产品市场 一攀誊薯 ｊ行业代码ｉ 一“ｉ ２０００年 ２００１ ２ＯＯ２年 ２ＯＯ３年 ２００４年 竞争与上市公司股利的关系， 铹澍 。 ．－ 纺织 服装、皮毛 造纸 印刷 ≈ 譬 ｜４９ 曩矗 峨 ５６≯霸 谚≯ Ｃ１ Ｃ３ ｌ５－０ ｉ １９ ５ ６ ２ ５７毒 誊¨¨６１ ２２ ｌｌ ６Ｕ ６ ８ ｉ鬃 ２７ ｊ 因此，上市公司股利和产品市 场竞争成为本文主要的两大关键 变量。本文以股利支付水平除以 主营业务收入作为因变量上市公 曩出 石油 化学 塑胶 塑料 ｃ４ １１６。 １２５ １３０ｉ囊 禽 １４９ 电子－一。 ０辅ｊｂ厶嗣 童 Ｃ５ Ｃ簿 ３３ －９０ ３。７ ９６ ４１ｌ 囊 ４５ １０９ 纠Ｓ ５１囊奠 ｌ１５ 司股利的测度。 对于解释变量——产品市场 机械 设备 仪表 鬣药、生物制品ｊ。 ｃ７ Ｃ８ ｌ＇０ ｊ ６５ ｉ １９１ 鹰 ２０５ 薹 ５１ ２３０ ９５ 竞争强度的测度，目前学术界尚 没有一致同意的合理指标，不过， 文献都普遍采用了赫芬达尔一赫 希曼指数（ＨＨＩ）。ＨＨＩ综合地反 ７８ｉ¨¨ 囊 ８２ 合计 ６０１ ｉ６５ ６９８ ３８ ７垒 映了企业的数目和相对规模，不仅能反映市场内大企业的市场份额，而且能反映大企业之外的市场结构，ＨＨＩ 的计算公式见模型（１）。产业组织理论文献还常采用市场集中度比率和交叉价格弹性两个指标来反映竞争强 度。但是，集中度比率指标（行业中最大几家公司的产出占行业总产出的比例）反映不出企业之间行为的相互 影响程度，即它难以准确衡量企业之间的竞争强度（刘志彪等，２００３），而且在我国除了上市公司的资料公开以 外，非上市公司的销售收人数据难以得到。同样，由于企业定价资料难以得到，交叉价格弹性指标难以计量， 因此，限于产品市场竞争各测度方法的特点和资料的可获得性，本文采用ＨＨＩ作为产品市场竞争度的代理 变量。 表２ 变量的定义 为确保研究 结论的可靠，本文 选择普遍使用的股 本规模、每股盈余、 投资机会等公司特 征变量，还加入独 立董事人数、监事 总规模、高管层收 入等内部公司治理 控制变量以及年份 虚拟变量。各变量 的定义见表２。 （三）检验模 型构建 由于因变量 的值介于０和１之 间，属于受限因变 会计与审计 量，因此，本文结合样本数据结构特点，分别通过Ｔｏｂｉｔ方法估计如下的回归模型（１）和随机效应的托宾模型（２）： Ｐａｙｏｕｔｉｔ＝Ｏｔ＋Ｂ ＨＨＩｊｔ＋ｘ ＣＶｉｔ＋８ｉ Ｐａｙｏｕｔｉｔ＝Ｏｔ＋ｐ ＨＨＩｉｔ＋Ｘ ＣＶｉｔ＋Ｕ ＋ｅ“ （１） （２） 式中，Ｐａｙｏｕｔ为被解释变量股利支付水平；ＨＨＩ为产品竞争程度；ＣＶ为公司特征、公司治理、年份等控制变 量；ｓ为随机扰动项；ｕ为随个体变化而变化，但不随时间而变化，且与解释变量不相关的随机变量；ｅ为随时间和 个体而无规则地变化（即地变化）的随机变量。 三、实证结果及其分析 （一）产品市场竞争和股利无条件关系分析 表３表明了产品市场竞争和股利无条件对比结果。由于样本期间为２０００—２００４年，不同行业各年的竞 争程度不同，Ｐａｎｅ１．Ａ综合比较不同市场竞争程度下，上市公司的股利支付水平；Ｐａｎｅ１．Ｂ则比较了不同行业中上市公 司的股利支付水平。从Ｐａｎｅ１．Ａ可以看出，样本期间ＨＨＩ最高达到０．０６９７，最低为０．０１５９，两者均值差异的ｔ检验高 度显著。它们对应下的股利支付水平从０．０２８２上升到０．０３７６，两者的ｔ检验也在５％水平下通过显著性检验。而从 Ｐａｎｅ１．Ｂ来看，ｃ７行业的产品竞争程度最弱，ＨＨＩ值只有０．０１６０，而ｃ３行业的产品竞争程度最强，两者均值差异在 １％的水平下显著。ｃ７和ｃ３对应下的股利支付水平分别是０．０３９５和０．０２０８，二者均值差异也在１％的水平下显著。 可见，产品竞争程度最高（ＨＨＩ最低）的公司，股利支付水平更高；产品市场竞争程度最弱（ＨＨＩ最高）的公司，股利支 付水平更低。因此，产品市场竞争和股利关系的单变量分析结果显示产品市场竞争程度与股利支付水平呈正相 关关系，初步支持了产品市场竞争程度与股利的结果模型。下面采用Ｔｏｂｉｔ回归模型分析二者的关系。 表３ 产品市场竞争和股利无条件对比表 （二）混合 Ｔｏｂｉｔ模型回归 结果 表４的模型１ 至模型６逐渐引 入公司特征变量、 公司治理变量以 及年份哑变量后 考察产品市场竞 争程度与上市公 注：”’、”和 分别表示均值差异在１％、５％和１０％水平下显著（双尾）；括号内表示ｔ值。 司股利支付水平 关系的混合Ｔｏｂｉｔ模型回归结果。单独引入解释变量ＨＨＩ。模型１ Ｔｏｂｉｔ回归结果表明，ＨＨＩ的回归系数 为一０．２６９８，并在ｌ％的水平上显著。这说明，ＨＨＩ越高，产品市场竞争程度越弱，上市公司的股利支付水平越低， 支持研究假设ｌ。模型２单独引入盈利能力、规模和增长机会等公司特征控制变量；模型３单独引入ＣＥＯ是否兼 任董事长，董事会规模、外部董事比例、监事会规模、高管薪酬、第一大股东持股比例后，解释变量ＨＨＩ的回归 系数分别是一０．３１２３，一０．２８９９，都是在１％水平下通过统计显著性检验；模型４和模型５则分别在公司治理控制 变量、公司特征控制变量的基础上引入年份虚拟变量后，解释变量ＨＨＩ的回归系数分别是一０．３１４４，一０．３５１９，同 样都在１％水平下通过统计显著性检验；模型６综合考量了公司特征、公司治理、年份哑变量等控制变量的影 经济与管理研究（２Ｏ１Ｏ年第２期） ｌ Ｒｅｓｅａｒｃｈ ｏｎ Ｅｃｏｎｏｍｉｃｓ ａｎｄ Ｍａｎａｇｅｍｅｎｔ 表４ 混合Ｔｏｂｉｔ模型回归结果 注：…、”和 分别表不均值差异在ｉ％、５％和１０％水平Ｆ显著（双尾）；括号内表不标准差。 响，Ｔｏｂｉｔ回归结果显示，ＨＨＩ的回归系数为一０．３３５７，在１％水平上通过显著性检验。这表明，ＨＨＩ每提高一个单 位，产品市场竞争强度每降低一个单位，上市公司股利支付水平相应降低０．３３５７个单位。综合上述实证结果， ＨＨＩ都与股利支付水平呈负相关关系，即产品市场竞争强度与股利支付水平呈正相关关系，实证结果支持研究假 设１。 另外，表４的实证结果发现，公司盈利能力越高，股利支付水平越高，而增长机会越好，股利支付水平越低，但 不显著。而第一大股东持股比例越高，上市公司股利支付水平越高，间接证实大股东对支付高股利的偏好， 大股东很可能存在通过股利来侵占中小股东的动机。令人奇怪的是，高管的薪酬越高，股利支付水平也越 高。按理说，自利高管薪酬往往不希望多支付股利，而尽可能留下现金来过度投资或在职消费。Ｋｒｌｌｓｅ和Ｒｅｎｎｉｅ （２００６）研究也发现，经理人的经营业绩、财务杠杆和公司规模对上市公司的现金股利支付水平影响比较明显；经 理人持股比例、经理人员任期长短和第一大股东持股比例则对企业现金股利影响不明显，这与我国目前企业 不同性质的股权结构、经理人员任免等有关。但当第一大股东持有的为流通股份时，其持股比例与现金股利 会计与审计 支付水平明显呈正相关。 （三）非平衡面板Ｔｏｂｉｔ模型回归分析 本文的研究样本公司多数是在２０００年上市的，２００１～２００４年新增加的公司不多（见表１），因此进一步采用 非平衡面板数据对产品市场竞争与股利的关系作进一步的考察。采用面板数据，可以有效控制其他潜在变 量的干扰，还可以综合考虑截面和时间序列两方面包含的信息，同时又可以通过一定的估计方法，克服两种数据 中容易出现的异方差和序列自相关，因而估计结果更有效。 表５ 非平衡面板Ｔｏｂｉｔ模型回归结果 表５表明了采用非平衡面板数据下随机效应的托宾模型 （Ｒａｎｄｏｍ—ｅｆｆｅｃｔｓ Ｔｏｂｉｔ Ｍｏｄｅ１）的估计结果，结论与表４的模型６ 基本一致。从控制变量来看，也是盈利能力ＲＯＥ、高管薪酬、第 一大股东持股比例与上市公司的股利支付水平呈显著正相关关 系。而解释变量ＨＨＩ的回归系数是一０．２８３３，同样在１％的水平 下通过统计显著性检验。这表明，产品市场竞争的确影响着上 市公司的股利，而且两者是正相关关系，结论支持产品市场 竞争可能通过提升过度投资的风险和成本（如清算可能性增加 或者破产概率提高）管理层“吐出”更多现金发放股利回报股东 的结果假说。 （四）结果模型的进一步分析：市场份额掠夺假说主导 尽管上述各种实证结果都证实了产品市场竞争程度与股利 支付水平呈正相关关系，二者符合结果模型的理论预期，但是， 产品市场竞争程度与股利的结果模型所预期的正相关关系 很可能是由于公司本身的市场垄断力量所造成的。因为，作为 市场垄断者，公司无须保留过多的现金持有量来防止市场份额 被掠夺的危险，不在乎多支付股利；而作为行业追随者很可能存 有这一现金储备动机，进而股利支付水平比较低。因此，本文进 一步引入是否行业领导者Ｌｅａｄｅｒ这一哑变量，如果公司该年度 在所在行业是第一大市场份额占有者取１，否则，取０，并生成交 乘项ＨＨＩ×Ｌｅａｄｅｒ。如果由市场份额掠夺假说主导的话，将导致 注：…、”和 分别表示均值差异在１％、５％和１０％ 水平下显著（双尾）；括号内表示标准差。 ＨＨＩ×Ｌｅａｄｅｒ与股利支付水平呈正相关关系。反之，如果产品市 场竞争的确具备公司治理效应促使管理层多支付股利以缓解代 理冲突的效应主导的话，交乘项ＨＨＩ ｘＬｅａｄｅｒ与股利支付水平呈负相关关系。 表６同样采用面板数据，在表５的基础上引入交乘项ＨＨＩ×Ｌｅａｄｅｒ进行随机效应Ｔｏｂｉｔ模型回归。表６的 结果表明，交乘项ＨＨＩ×Ｌｅａｄｅｒ的回归系数为一０．１８８０。这说明，产品市场竞争程度与股利支付水平正相关关 系更多的是由于两者在解决代理问题上的结果，而不是市场份额掠夺风险占主导。不过，交乘项ＨＨＩ ｘ ｅａｄｅｒ Ｌ的回归系数并不显著地表明部分公司的确存在担心市场份额被掠夺进而少支付股利的动机。综合上述实证 证据表明，与蒋荣、陈丽蓉（２００７），王雄元、刘焱（２００８）研究结论一致，在中国产品市场竞争的确具备一定的 公司治理效应。 经济与管理研究（２０ｌ０年第２期） ｌ Ｒｅｓｅａｒｃｈ Ｏｉｌ Ｅｃｏｎｏｍｉｃｓ ａｎｄ Ｍａｎａｇｅｍｅｎｔ 表６ 考虑公司本身的市场垄断力量的 （五）稳健性检验 非平衡面板Ｔｏｂｉｔ模型回归结果 我们按照年份２０００～２００４年分成五个子样本重复上述实证 程序，实证结果也没有实质性变化。此外，本文沿用李青原等 （２００７）的做法，借鉴Ｎｉｃｋｅｌｌ（１９９６）的租金指标作为产品市场竞 争的另一代理变量执行稳健性测试。租金指标越高，其产品市 场竞争程度越弱。租金Ｒｅｎｔ＝税前利润＋当年折旧＋财务费 用一加权平均资本成本×资本总额 ＥＶＡ＋税收＋当年折旧＋财 务费用。用租金指标Ｒｅｎｔ代替赫芬达尔一赫希曼指数ＨＨＩ，实 证结果基本一致。 四、研究结论与未来研究方向 本文的研究表明，股利作为上市公司重要的财务， 与所在产业的市场竞争情况具有密切关系，公司的股利支付水 平与公司所在的产品市场的竞争程度呈正相关关系。这种正相 关关系支持产品市场竞争和股利的结果模型假说，而且产 品市场竞争更多地通过公司内部代理冲突的渠道来影响股利决 策，产品市场竞争具备公司治理效应。这对企业经营战略的制 定与实施具有重要的启示：企业的股利决策必须与企业的竞争 战略密切结合，如此，企业才能有效实现其预先制定的战略，才 可能在激烈的市场竞争中取得竞争优势以及优良的绩效。 尽管本文的实证结果普遍支持了产品市场竞争与股利 的结果模型，但是由于非上市公司的资料不能获得，计算ＨＨＩ并 没有考虑非上市公司的主营业务收入，使得计算出来的ＨＨＩ可 注：…、”、 分别表示均值差异在１％、５％、１０％水 能无法真实反映产品市场的竞争强度。因此，产品市场竞争的 平下显著（双尾）；括号内表示标准差。 治理效应有待于进一步研究。 参考文献： ［１］蒋荣，陈丽蓉．产品市场竞争治理效应的实证研究：基于ＣＥＯ变更的视角［Ｊ］．经济科学，２００７（２）． ［２］李青原，陈晓，王永海．产品市场竞争、资产专用型和资本结构——来自中国制造业上市公司的经验证据［Ｊ］．金融研究，２００７（４）． ［３］王雄元，刘焱．产品市场竞争与信息披露质量的实证研究［Ｊ］．经济科学，２０ｏ８（１）． ［４］Ｇｒｕｌｌｏｎ Ｇｕｓｔａｖｏ，Ｒｏｎｉ Ｍｉｃｈａｅｌｙ，Ｃｏｒｐｏｒａｔｅ Ｐ￣ｙｏｕｔ Ｐｏｌｉｃｙ ａｎｄ Ｐｒｏｄｕｃｔ Ｍａｒｋｅｔ Ｃｏｍｐｅｔｉｔｉｏｎ，ｗｏｒｋｉｎｇ ｐａｐｅｒ ｏｆ Ｒｉｃｅ Ｕｎｉｖｅｒｓｉｔｙ ａｎｄ ＣｏｍｅＵ Ｕｎｉｖｅｒｓｉｙｔ ａｎｄ ＩＤＣ，２００８，Ａｐｒｉｌ． ［５］Ｋｒｕｓｅ Ｔ，Ｃ Ｒｅｎｎｉｅ．Ｐｒｏｄｕｃｔ Ｍａｒｋｅｔ Ｃｏｍｐｅｔｉｔｉｏｎ，Ｅｘｃｅｓｓ Ｆｒｅｅ Ｃａｓｈ Ｆｌｏｗｓ ｎａｄ ＣＥＯ Ｄｉｓｃｉｐｌｉｎｅ：Ｅｖｉｄｅｎｃｅ ｆｒｏｍ ｔｈｅ Ｕ．Ｓ．Ｒｅｔａｉｌ Ｉｎｄｕｓｔｒｙ，Ｗｏｒｋｉｎｇ Ｐａｐｅｒ，Ｕｎｉｖｅｒｓｉｔｙ ｏｆ Ａｒｋａｎｓａｓ，２００６． ［６］Ｂｏｌｔｏｎ Ｐ，Ｄ Ｓｃｈａｒｆｓｔｅｉｎ．Ａ Ｔｈｅｏｒｙ ｆｏＰｒｅｄａｔｉｏｎ Ｂａｓｅｄ ｏｎ Ａｇｅｎｃｙ Ｐｒｏｂｌｅｍｓ ｉｎ Ｆｉｎａｎｃｉａｌ Ｃｏｎｔｒａｃｔｉｎｇ［Ｊ］，Ａｍｅｒｉｃａｎ Ｅｃｏｎｏｍｉｃ Ｒｅｖｉｅｗ １９９０，８０（２）： ９３—１０６． ［７］ＮｉｃｋｅＨ Ｓ Ｊ．Ｃｏｍｐｅｔｉｔｉｏｎ ａｎｄ Ｃｏｒｐｏｒａｔｅ Ｐｅｒｆｏｒｍａｎｃｅ［Ｊ］，Ｊｏｕｒｎａｌ ｏｆ Ｐｏｌｉｔｉｃａｌ Ｅｃｏｎｏｍｙ，１９９６（４）：７２４—７４６． 责任编辑：范子奇
