和Shivdasani（1995）、Demsetz和Villalonga（2001）以及Volpin（2002）。本文主要采用第一大股东持股比例（H1）来反映大股东持股比例。
为了使比较的结果更为直观，本文按照股权集中度的大小将样本公司等分为十个组，编号为1～10，以DecileH1it表示i公司第t年股权集中度的组号。
5. 控制变量的计算
除了股权集中度之外，公司的股利政策可能同时还要受到公司特征的影响。在对股利支付进行估计时，加入了可能对股利政策产生影响的公司特征控制变量，包括公司规模、投资机会和盈利能力，变量定义如下：
SZPit是公司在深圳证券交易所的市场资本化率，表示公司规模； M_Bit是公司的市值面值比，表示投资机会； E_Ait是公司的息税前总资产收益率，表示盈利能力。 （四） 检验方程
为了检验假设2a、假设2b和假设2c，本文分别构建了如下Logit回归模型，
Pr(Div01it?1)?logic(a?bH1it?cM_Bit?dSZP?1)?logic(a?bH1it?cM_Bit?dSZPit?eE_Ait??it) (5)
Pr(Div_cash_01itit?eE_Ait??it) (6)
D/Pit?a?bH1it?cM_Bit?dSZPit?eE_Ait??it (7)
其中：解释变量是股权集中度（H1），被解释变量分别为公司是否支付了股利（Div01）、公司是否支付了现金股利（Div_cash_01）以及股利支付率D/P，控制变量为公司的投资机会（M_Bit）、公司规模（SZPit）以及公司的盈利能力(E_Ait)。
为了检验假设3，本文进一步构造回归模型如下：
PTPit?a?bDecileH1it?cMean_M_Bit?dMean_SZPit?eMean_E_Ait??it (8)
其中：解释变量为股权集中度（H1），，被解释变量为公司的（现金）股利支付倾向（PTPit），控制变量为公司的平均投资机会（Mean_M_Bit）、公司平均规模（Mean_SZPit）以及公司的平均盈利能力(Mean_E_Ait)。
三、检验结果与分析
（一） 上市公司的股利政策是否迎合了中小股东的需要
图1描述了我国上市公司是否支付现金股利的决策与流通股溢价之间的关系。首先，股利溢价P（D-ND）在大多数年度接近0甚至小于0，由此可见长期来看我国的广大流通股股东对于股利的偏好处于较低水平，所以各年的股利溢价大多为负数，然而实际上有60%的上市公司都选择了支付股利，这与股利迎合理论是相互矛盾的，流通股股东的低偏好并没有影响股利政策；其次，P（D-ND）增减变化与Omit（上年支付股利而今年不支付的公司比重）变化趋势基本一致，与Initiate（上年不支付股利而本年支付的公司比重）和Continue
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（上年支付股利本年继续支付的公司比重）的变化趋势则恰好相反，这进一步说明公司的股利决策与流通股东的偏好不仅不一致，甚至竟然是完全背离的，说明上市公司的股利政策没有考虑广大中小股东的偏好。图1表明，我国上市公司的股利支付的动机与Baker和Wurgler（2004a）的股利迎合理论的推断不一致。
图1 股利溢价与公司是否支付股利的决策
图2显示了我国上市公司的股利溢价与公司支付意愿变化二者之间的关系。如图所示，我国上市公司的PTP的变化与P(D-ND)呈现出一种完全背离的关系。当P(D-ND)为负的时候，PTP增加，而P(D-ND)为正时，PTP反而减少了，二者变化方向恰好相反。股利溢价与股利支付意愿的波动性的背离关系进一步表明，公司制订现金股利政策时并不迎合流通股股东；仅从中小投资者所持有的流通股角度来看，Baker和Wurgler所提出的股利迎合理论无法解释我国上市公司股利现象。这个结论也与王曼舒和齐寅峰（2005）的实证结论相符。
图2 股利溢价P（D-ND）与股利支付意愿（PTP）的波动性
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（二） 上市公司的股利政策是否迎合了大股东的需要
图3显示了股权集中度（H1）与公司是否支付股利、是否采用现金股利以及支付数量之间的关系。容易看出，随着第一大股东持股比例的增加，支付股利的公司所占比例和支付现金股利的公司所占比例都逐渐增加，以股利收益率D/P表示的股利支付数量也随之增加。也就是说，股权集中度越高，公司越要选择支付股利，越倾向于支付现金股利，而且倾向于支付越多现金股利④。
图3 股权集中度（H1）与股利支付
图4是股权集中度与股利决策变化的关系。图中显示，随着第一大股东持股比例的增加，上年支付股利今年继续支付的公司比例（Continue）基本上保持在70%-80%左右的高水平上。但是，上年不支付股利当年选择开始支付股利的公司比例（Initiate）则从15%激增到45%以上；而往年支付股利当年停止支付的公司比例(Omit)则从60%-85%降至50%以下。总之，股权集中度越高，原来支付股利的公司大多都不会选择停止支付股利，而原来不支付股利的公司越来越倾向性于支付股利了。
④ 当采用前五大股东持股数量的Herfindahl指数（HH5）来衡量股权集中度时，它与股利支付之间也有类似的关系。本文以下各处的股权集中度均采用HH5进行了稳健性检验，结果与采用H1类似，为节省篇幅，故略。 11
图4 股权集中度与市场总体股利支付
表2列出了模型5、模型6和模型7的回归结果，分别对假设2a、假设2b和假设2c进行检验，考察公司股权集中度对公司股利支付的影响，三个模型的解释变量都是股权集中度H1。模型5的被解释变量为公司是否支付股利。数据表明，在1994年至2005年12年间共24个回归的结果中，19个回归方程的股权集中度系数都是显著为正的，而且其中有18个回归系数的P值都小于5%。这个结果支持了假设2a，即股权集中程度越高，公司越倾向选择支付股利，二者呈现显著的正相关关系。模型6的被解释变量为公司是否支付了现金股利，从表中看，1994年至2005年12年间的24个回归的结果中所有股权集中度回归系数符号均为正数，而且24个回归方程中有18个回归方程的股权集中度系数显著，1998年以后的全部14个回归系数的P值远小于1%。这个结果同样支持了假设2b，即股权集中程度越高，公司越倾向于支付现金股利，二者也呈现显著的正相关关系。模型7考察了股权集中度H1与股利支付率D/P的关系。结果显示，H1与D/P成显著的正相关关系，也就是说，股权越集中公司支付越多的现金股利，这一结论支持了假设2c。
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表2 股权集中度与股利支付
模型5
年份
系数
1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005
1.749** 2.214*** 0.256 -0.433* -0.240 -0.546*** 0.120 -0.069 -0.529*** -0.492*** -0.352** -0.570***
常数
P值 0.014 0.000 0.384 0.060 0.273 0.009 0.563 0.726 0.004 0.004 0.037 0.001
系数 1.769 -2.022* 1.126* 1.109** 0.611 1.016** 1.584*** 1.974*** 2.198*** 1.356*** 2.087*** 1.912***
H1
P值 0.301 0.053 0.073 0.018 0.165 0.015 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000
系数 0.360 -0.154 -1.117*** -1.301*** -1.228*** -1.346*** -0.006 -0.162 -0.499*** -0.650*** -0.501*** -0.917***
常数
P值 0.420 0.684 0.000 0.000 0.000 0.000 0.978 0.402 0.006 0.000 0.003 0.000
系数 0.011 0.008 0.007 0.009* 0.011** 0.015*** 0.015*** 0.019*** 0.019*** 0.013*** 0.022*** 0.024*** 模型6
H1
P值 0.282 0.326 0.269 0.092 0.021 0.001 0.001 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000
系数 0.030*** 0.034*** 0.016*** 0.014*** 0.014*** 0.008*** 0.005*** 0.006 0.008*** 0.011*** 0.013*** 0.018***
常数
P值 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000
系数 0.008 -0.007 0.000 0.004 0.009** 0.016*** 0.008*** 0.010*** 0.014*** 0.011*** 0.018*** 0.018*** 模型7
H1
P值 0.551 0.564 0.968 0.349 0.052 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000
注： ***表示在1%的水平下显著，**表示在5%的水平下显著，*表示在10%的水平下显著。（下同）
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