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論文導(dǎo)讀:：本文以我國(guó)2001-2008年制造業(yè)上市公司的數(shù)據(jù)，考察了產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)對(duì)股利政策的關(guān)系。研究發(fā)現(xiàn)，產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)程度與股利支付水平呈正相關(guān)關(guān)系，基本符合產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)與股利政策結(jié)果模型的預(yù)期。這些結(jié)論對(duì)于在投資者法律保護(hù)比較差與代理問(wèn)題比較嚴(yán)重制度環(huán)境下的投資者決策具有啟發(fā)意義，即公司內(nèi)部治理結(jié)構(gòu)在很大程度上內(nèi)生于公司所處的市場(chǎng)環(huán)境，產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)是一個(gè)有效的行業(yè)治理機(jī)制，能驅(qū)使管理層支付股利給外部投資者。
論文關(guān)鍵詞：產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)，股利政策，代理問(wèn)題

　　一、引言
　　近幾的研究表明，中小投資者往往是代理沖突的受害者，因此任何市場(chǎng)機(jī)制可以迫使內(nèi)部人員交出現(xiàn)金將引起這些投資者極大的興趣是。Allen和Gale（2000）指出企業(yè)之間的競(jìng)爭(zhēng)可能是一個(gè)有效的減輕管理者和股東代理問(wèn)題的公司外部治理機(jī)制，或許是因?yàn)榧ち业漠a(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)的約束作用能快速移除不稱(chēng)職的管理人員，給公司經(jīng)理帶來(lái)巨大的壓力，迫使其不斷提高工作的努力程度，使得公司經(jīng)理與股東的利益保持一致金融論文，因而減少委托代理成本�；�以此，本文將探討產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)，一個(gè)易于識(shí)別的市場(chǎng)機(jī)制，作為公司外部治理機(jī)制的重要組成部分，是否會(huì)影響公司的股利分配政策，特別是在投資者法律保護(hù)與公司治理機(jī)制比較薄弱的制度環(huán)境下。本文的研究不僅豐富了公司治理的研究，而且進(jìn)一步深化擴(kuò)展了股利政策研究的視野，這直接為公司制定財(cái)務(wù)政策和競(jìng)爭(zhēng)戰(zhàn)略提供了相應(yīng)的政策啟示。
　　二、文獻(xiàn)綜述
　　管理層的行為不但受到公司內(nèi)部治理機(jī)制的約束，同時(shí)也深受控制權(quán)市場(chǎng)、產(chǎn)品市場(chǎng)的影響。在市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)環(huán)境下，除非有政府的庇護(hù)、自身壟斷地位或信息不透明，否則公司治理糟糕的公司很難生存。有了準(zhǔn)確及時(shí)的信息披露，市場(chǎng)就可以通過(guò)競(jìng)爭(zhēng)政策對(duì)公司行為進(jìn)行約束。如果經(jīng)濟(jì)租金或?qū)ぷ獾臋C(jī)會(huì)是通過(guò)壟斷或寡頭壟斷來(lái)分配，大多數(shù)人的產(chǎn)權(quán)就會(huì)被侵蝕。減少這種經(jīng)濟(jì)租金或?qū)ぷ鈾C(jī)會(huì)的唯一方法是鼓勵(lì)開(kāi)放、透明的市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)。
　　Allen 和 Gale（2000）認(rèn)為，公司市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)可能是一種比公司控制權(quán)市場(chǎng)或制度監(jiān)督更為有效的公司治理機(jī)制論文網(wǎng)站大全。產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)具備公司治理效應(yīng)，主要是通過(guò)競(jìng)爭(zhēng)來(lái)降低信息不對(duì)稱(chēng)程度，增強(qiáng)對(duì)經(jīng)理人的激勵(lì)來(lái)提升企業(yè)效率的。既然產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)作為一種公司治理機(jī)制，而公司治理的核心問(wèn)題是委托人和代理人的代理沖突，因此，產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)很可能通過(guò)影響代理沖突對(duì)公司股利政策產(chǎn)生重要影響。
　　在LLSV（2000）關(guān)于投資者保護(hù)和股利政策的結(jié)果模型和替代模型基礎(chǔ)上，Grullon和Michaely（2008）指出，產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)對(duì)股利政策的影響同樣存在兩種相反的效應(yīng)：結(jié)果模型和替代模型。
　　結(jié)果模型認(rèn)為，激烈的市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)將迫使經(jīng)理們“吐出”（disgorge）現(xiàn)金，因?yàn)樗�增加了公司過(guò)度投資的風(fēng)險(xiǎn)和成本（比如清算可能性增加或者破產(chǎn)概率提高），主要出于以下兩個(gè)原因。首先，在競(jìng)爭(zhēng)激烈的行業(yè)環(huán)境下，過(guò)度投資于凈現(xiàn)值為負(fù)的項(xiàng)目的公司將失去競(jìng)爭(zhēng)力，更有可能被競(jìng)爭(zhēng)對(duì)手逐出市場(chǎng)。其次，由于市場(chǎng)上存在著不同的競(jìng)爭(zhēng)者，為委托人對(duì)評(píng)價(jià)公司績(jī)效進(jìn)而識(shí)別經(jīng)理人的能力和努力提供了參照系，激烈的市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)使得管理人員的業(yè)績(jī)與競(jìng)爭(zhēng)對(duì)手相比更容易為外來(lái)投資者衡量，增加了過(guò)度投資的風(fēng)險(xiǎn)被投資者發(fā)現(xiàn)的可能性。如Kruse和Rennie（2006）研究證實(shí)，處于高產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)行業(yè)經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)差的公司越容易成為接管的目標(biāo)。與此同時(shí)，競(jìng)爭(zhēng)越是充分，經(jīng)營(yíng)不善的公司經(jīng)營(yíng)風(fēng)險(xiǎn)和破產(chǎn)風(fēng)險(xiǎn)越高，越是容易遭到清算或者被兼并威脅，CEO變更率更高。因此，為了避免公司破產(chǎn)與自己被認(rèn)為管理不力進(jìn)而可能遭到解聘的威脅，競(jìng)爭(zhēng)激烈行業(yè)的公司經(jīng)理們會(huì)傾向于竭力避免損害股東財(cái)富的過(guò)度投資行為，而且更容易將剩余現(xiàn)金作為紅利分配回饋給股東。因此，結(jié)果模型有兩個(gè)啟示，一是產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)程度與公司股利支付率正相關(guān)，二是擁有較多自由現(xiàn)金流（代理問(wèn)題較嚴(yán)重）的公司，上述效應(yīng)越明陷。
　　替代模型是基于以下的假設(shè)，在競(jìng)爭(zhēng)程度較弱的行業(yè)里，公司面臨與自由現(xiàn)金流量相關(guān)的代理成本問(wèn)題的可能性更高，特別是在競(jìng)爭(zhēng)薄弱、集中程度高（寡頭或壟斷）的行業(yè)里，由于受到的外部競(jìng)爭(zhēng)壓力約束較弱，公司更容易產(chǎn)生特殊的租金金融論文，自由現(xiàn)金流量更多，更容易過(guò)度投資。此外，能力平庸的高管在集中度高的行業(yè)比較不容易被更換掉，因?yàn)樗麄兿鄬?duì)競(jìng)爭(zhēng)充分的行業(yè)而言，沒(méi)有較好的業(yè)績(jī)比較基準(zhǔn)的壓力。在這些行業(yè)，面臨諸如管制或者承擔(dān)過(guò)多社會(huì)責(zé)任等追隨政治利益的動(dòng)機(jī)，可能侵蝕股東利益。當(dāng)外部股東尤其是中小股東意識(shí)到這些問(wèn)題，很可能不愿意購(gòu)買(mǎi)和持有這些公司的股票。因而這些公司的管理者可能希望分紅來(lái)向投資者保證未來(lái)回報(bào)的可靠性和持續(xù)性，以減少代理成本，并樹(shù)立了良好的聲譽(yù)，這樣若未來(lái)需再融資時(shí)可以降低公司資金成本。此鏈接預(yù)測(cè)，產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)程度與公司股利支付率負(fù)相關(guān)。
　　三、研究設(shè)計(jì)
　�。ㄒ唬�樣本選擇與數(shù)據(jù)來(lái)源
　　本文的研究樣本涉及區(qū)間是 2001~2008 年。數(shù)據(jù)主要來(lái)源于兩個(gè)數(shù)據(jù)庫(kù)，其中會(huì)計(jì)報(bào)表數(shù)據(jù)和公司治理數(shù)據(jù)來(lái)中國(guó)股票市場(chǎng)和會(huì)計(jì)研究數(shù)據(jù)庫(kù)（CSMAR），分紅派現(xiàn)數(shù)據(jù)主要來(lái)自萬(wàn)德資訊（Wind）。為了便于用統(tǒng)一的產(chǎn)業(yè)分類(lèi)進(jìn)行數(shù)據(jù)處理，本文根據(jù)中國(guó)證監(jiān)會(huì)產(chǎn)業(yè)分類(lèi)辦法（采用二次分類(lèi)明細(xì)行業(yè)）選取上市公司作為研究樣本。樣本選取的過(guò)程中，剔除了以下公司：（1）金融和保險(xiǎn)類(lèi)公司；（2）凈資產(chǎn)小于零的異常觀測(cè)值；（3）主營(yíng)業(yè)務(wù)收入缺失或?yàn)樨?fù)；（4）公司治理數(shù)據(jù)不完整的公司；（4）連續(xù)變量在1％和99％分位數(shù)之外的觀測(cè)值，最終，本文得到一個(gè)包含5428個(gè)公司－年份觀測(cè)值的非平衡面板數(shù)據(jù)。
　�。ǘ�）變量定義
　　1. 股利支付水平。本文研究目的在于旨在發(fā)現(xiàn)產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)對(duì)于公司支付現(xiàn)金股利水平的關(guān)系，考慮到我國(guó)上市公司利潤(rùn)分配政策較多采用送紅股與派現(xiàn)及轉(zhuǎn)增等方式，因而解釋變量采用每股分紅送轉(zhuǎn)除以滯后每股主營(yíng)業(yè)務(wù)收入（Divt/Salest-1）作為公司股利支付水平的測(cè)度。
　　2.產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)強(qiáng)度
　　限于產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)各測(cè)度方法的特點(diǎn)和資料的可獲得性，研究公司治理與產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)關(guān)系的文獻(xiàn)普遍采用赫芬達(dá)爾—赫希曼指數(shù)（HHI）來(lái)衡量，本文也不例外。HHI的計(jì)算公式如下：
　　 　　
　　其中，代表j行業(yè)里i公司的總銷(xiāo)售收入。該指數(shù)合理地反映了某一產(chǎn)業(yè)的市場(chǎng)集中程度，可以大體地反映這一產(chǎn)業(yè)的競(jìng)爭(zhēng)情況。赫芬達(dá)爾指數(shù)越小，說(shuō)明市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)強(qiáng)度越大，赫芬達(dá)爾指數(shù)越大，說(shuō)明市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)強(qiáng)度越小。
　　3. 控制變量
　　先前的眾多股利研究文獻(xiàn)已經(jīng)確認(rèn)一些影響公司股利支付水平的解釋變量，包括公司特征層面與公司治理層面，其中有些與行業(yè)里的市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)程度緊密相關(guān)。如競(jìng)爭(zhēng)激烈的行業(yè)公司凈利率一般比較低，可能會(huì)支付較低的股利，而盈利較多卻又缺乏投資機(jī)會(huì)、風(fēng)險(xiǎn)較低的公司股利支付水平通常較高。如Denis和Osobov（2008）研究證實(shí)，在包括日本在內(nèi)的六個(gè)國(guó)家里，股利支付意愿與公司規(guī)模和盈利水平正相關(guān)，與公司投資機(jī)會(huì)水平負(fù)相關(guān)。為此，本文選擇公司資產(chǎn)規(guī)模、總資產(chǎn)報(bào)酬率、投資機(jī)會(huì)等作為公司特征控制變量。然而，公司治理水平到底支持股利支付的結(jié)果模型還是替代模型呢，結(jié)論卻是模糊的。如Bartram etal.（2008）和Mitton（2004）的結(jié)論都支持了結(jié)果模型論文網(wǎng)站大全。然而Officer（2006）發(fā)現(xiàn)董事會(huì)規(guī)模大和首席執(zhí)行官/董事長(zhǎng)兩職合一的公司股利支付水平越高，顯示公司治理欠佳的公司反而多支付股利，結(jié)果卻與替代模型預(yù)測(cè)一致，這些，即企業(yè)支付股利可以代替良好的公司治理以降低代理成本。為此，為了控制公司治理對(duì)股利支付水平的影響，本文還加入董事會(huì)規(guī)模、獨(dú)立董事人數(shù)、大股東持股比例、高管來(lái)源、高管收入等公司內(nèi)部治理控制變量以及年份虛擬變量，各變量的定義見(jiàn)表1。
　　表1 被解釋變量、解釋變量及控制變量的定義
　　

（三）研究模型
　　由于本文因變量股利支付水平的取值介于0和1之間，屬于受限因變量，因此本文采用Tobit方法對(duì)2001到2008年的5428個(gè)公司—年份數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸，各變量的定義與符號(hào)如表1所示，模型如下：
　　
　　其中，Payoutit是i公司第t年的股利支付水平，HHI代表產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)程度，F(xiàn)C代表公司特征控制變量，CG代表公司治理控制變量、Y代表年份等啞變量，為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。Tobit模型中我們對(duì)異方差的影響進(jìn)行了控制，但并未控制年度固定效應(yīng)，由于各行業(yè)HHI指數(shù)大小在我們研究的幾年間差異并不明顯�？刂七@些影響因素后，后文的實(shí)證分析中主要關(guān)注的是產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)程度HHI系數(shù)方向與顯著性。
　　四、實(shí)證結(jié)果及其分析
　　（一）描述性與單變量分組統(tǒng)計(jì)結(jié)果
　　表2的Panel A給出了各變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。Panel A顯示，在全部4528個(gè)公司-年份觀測(cè)值中，股利支付水平平均值為0. 028，中位數(shù)為0.025，對(duì)比Faccio, Lang and Young （2001）以東亞幾個(gè)國(guó)家和He（2010）以日本的樣本公司，中國(guó)上市公司普遍股利支付水平相對(duì)較低[①]。表征產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)強(qiáng)度的HHI指數(shù)平均數(shù)為0. 126，分布同樣非常離散，Q3分位數(shù)為0.178，Q1分位數(shù)僅為0. 032。樣本公司特征變量與治理變量描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果與姜付秀等（2009）基本相似，其中ROA平均為1.7%，3年平均銷(xiāo)售增長(zhǎng)率為 21.5%。樣本中第一大股東持股比例平均高達(dá)43.2%，與徐莉萍等（2006）用1998-2003年間的4845個(gè)公司年度觀測(cè)值得出的45.64%非常相近，反映了中國(guó)上市公司的股權(quán)過(guò)度集中、普遍存在大股東等問(wèn)題。
　　Panel B為基于HHI五分位分組的單變量統(tǒng)計(jì)結(jié)果，它綜合比較了不同市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)程度下上市公司的股利支付水平差異。從Panel B可以看出，樣本期間HHI最高達(dá)到0.182，最低是0.025，兩者均值差異的t檢驗(yàn)在1%水平下高度顯著。它們對(duì)應(yīng)下的股利支付水平從0.0212上升到0.0326，兩者的t檢驗(yàn)也在5%水平下通過(guò)顯著性檢驗(yàn)�？梢�(jiàn)，產(chǎn)品競(jìng)爭(zhēng)程度最高（HHI最低）的公司，股利支付水平更高，產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)程度最弱（HHI最高）的公司，股利支付水平更低。因此，單變量分析結(jié)果顯示產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)程度與股利支付水平呈正相關(guān)關(guān)系，初步結(jié)果模型。進(jìn)而Panel B另一個(gè)值得注意的是，HHI最低分組里支付現(xiàn)金股利的公司比例（Div>0）明顯高于HHI最高分組�？梢园l(fā)現(xiàn)，HHI最低的分組樣本里存在股利支付觀測(cè)值比例為62.29％，然而，HHI最高的分組樣本里對(duì)應(yīng)觀測(cè)值占比僅為37.28％，這似乎也可以說(shuō)明，產(chǎn)品競(jìng)爭(zhēng)程度最高（HHI最低）的公司相比產(chǎn)品競(jìng)爭(zhēng)程度最低（HHI最高）的公司股利支付意愿更為強(qiáng)烈。因而，單變量分組統(tǒng)計(jì)結(jié)果與結(jié)果模型假設(shè)一致。
　　表2 描述性與HHI單變量分組統(tǒng)計(jì)結(jié)果
　　

注: ***、**、* 分別表示均值差異在1%、5%、10%水平下顯著（雙尾）；括號(hào)內(nèi)表示t值。
　�。ǘ�）混合Tobit模型回歸結(jié)果
　　由于單變量分析沒(méi)有控制其他潛在變量的干擾，另外考慮到因變量取值介于0與1之間，因而我們采用Tobit回歸模型來(lái)分析產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)與股利支付的關(guān)系，模型中加入年份啞變量用以控制時(shí)間序列相關(guān)性。表3為混合Tobit模型回歸結(jié)果，模型（1）至模型（4）為逐步引入公司特征變量、公司治理變量后的結(jié)果。模型（1）為沒(méi)有其他控制變量金融論文，單獨(dú)引入解釋變量HHI來(lái)考察其對(duì)股利支付的影響，回歸結(jié)果顯示HHI的回歸系數(shù)為-0.278，并在1%的水平上顯著，這說(shuō)明HHI越高，產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)程度越弱，上市公司的股利支付水平越低，與上述單邊量分組統(tǒng)計(jì)結(jié)果結(jié)論一致。模型（2）為單獨(dú)引入盈利能力、規(guī)模和增長(zhǎng)機(jī)會(huì)等公司特征控制變量，而模型（3）單獨(dú)引入CEO是否兼任董事長(zhǎng)、董事會(huì)規(guī)模、外部獨(dú)立董事比例、高管薪酬、第一大股東持股比例等公司治理變量后的回歸結(jié)果。兩個(gè)模型回歸結(jié)果里，解釋變量HHI的回歸系數(shù)分別是-0.302與-0.289，都是在1%水平下顯著。模型（4）綜合考量了公司特征、公司治理、年份啞變量等控制變量的影響，Tobit回歸結(jié)果顯示，HHI的回歸系數(shù)為-0.340，也在1%水平上通過(guò)顯著性檢驗(yàn)。這表明，HHI每提高一個(gè)單位，產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)強(qiáng)度每降低一個(gè)單位，上市公司股利支付水平相應(yīng)降低0.340個(gè)單位。綜合上述實(shí)證結(jié)果，HHI都與股利支付水平呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，即產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)強(qiáng)度與股利支付水平呈正相關(guān)關(guān)系，實(shí)證結(jié)果支持結(jié)果模型假設(shè)，即產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)作為一種公司治理機(jī)制，的確能驅(qū)使管理層“吐出”更多現(xiàn)金發(fā)放股利回報(bào)股東。
　　另外，表3的實(shí)證結(jié)果也表明，公司盈利能力越強(qiáng)（ROA系數(shù)在模型2和模型6中高度顯著），股利支付水平越高；增長(zhǎng)機(jī)會(huì)越好，股利支付水平越低，但不顯著。而第一大股東持股比例越高，股權(quán)集中程度越高，上市公司股利支付水平越高，這個(gè)結(jié)果與黃娟娟和沈藝峰（2007）研究發(fā)現(xiàn)一致，間接證實(shí)大股東對(duì)支付高股利政策的偏好，大股東很可能存在通過(guò)股利政策來(lái)侵占中小股東的動(dòng)機(jī)。另外高管來(lái)源解釋變量Involved系數(shù)也在5％的水平下顯著，說(shuō)明在我國(guó)股權(quán)分置時(shí)代“同股不同權(quán)”的特殊制度背景下，控股股東通過(guò)對(duì)高管的任命委派加強(qiáng)了對(duì)公司的控制，現(xiàn)金股利非但不能保護(hù)中小投資者，反而是控制性大股東謀取私利的手段�？赡茉�因在于董事長(zhǎng)、總經(jīng)理的地位與力量較難受到其他股東的挑戰(zhàn)，因而便利他們采取轉(zhuǎn)移定價(jià)、關(guān)聯(lián)交易、資產(chǎn)出售、支付股利等形式的利益輸送，從而攫取控制權(quán)的私利。令人奇怪的是，高管的薪酬越高，股利支付水平也越高論文網(wǎng)站大全。按理說(shuō)，自利高管薪酬往往不希望多支付股利，而盡可能留下現(xiàn)金來(lái)過(guò)度投資或在職消費(fèi)。這或許側(cè)面上證實(shí)了大多數(shù)高管本身就是大股東的代言人，越高的薪酬越是可能成為大股東的傀儡，以便實(shí)現(xiàn)大股東多發(fā)放股利的套現(xiàn)動(dòng)機(jī)[②]。
　　表3 產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)與股利支付水平混合Tobit模型回歸結(jié)果
　　

注: ***、**、* 分別表示均值差異在1%、5%、10%水平下顯著（雙尾）；括號(hào)內(nèi)表示t值。限于篇幅，年度啞變量系數(shù)表中沒(méi)有顯示。
　　（三）穩(wěn)健性檢驗(yàn)
　　類(lèi)似Grullon和Michaely（2008）和He（2010）做法，當(dāng)我們將因變量股利支付水平每股分紅送轉(zhuǎn)除以滯后每股主營(yíng)業(yè)務(wù)收入（Divt/Salest-1）換為現(xiàn)金股利除以滯后凈利潤(rùn)（Divt/Earningst-1）與現(xiàn)金股利除以滯后總資產(chǎn)（Divt/Assetst-1），解釋變量與控制變量保持不變，Tobit回歸結(jié)果里HHI系數(shù)方向與顯著性并沒(méi)有發(fā)生變化。另外，雖然基于銷(xiāo)售收入計(jì)算的HHI指數(shù)被廣泛用于度量產(chǎn)品市場(chǎng)程度金融論文，但毋庸置疑，這個(gè)指標(biāo)也是備受爭(zhēng)議。因而，穩(wěn)健性測(cè)試中，我們采用Gompers et al.（2003）和Cremers et al.（2008）以行業(yè)中各公司扣除非經(jīng)常性損益前損益與銷(xiāo)售收入倍數(shù)的中位數(shù)，即Med（EBEI/Sales）為衡量市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)力量的指標(biāo)。我們的樣本觀測(cè)值下降到3989個(gè)，但實(shí)證結(jié)果結(jié)論基本一致，限于篇幅限制，這里不在贅述。
　　五、研究結(jié)論與局限性討論
　　隨著公司治理研究的不斷深入，越來(lái)越多的學(xué)者逐漸意識(shí)到，在新興市場(chǎng)國(guó)家，如中國(guó)和印度，非法律的治理機(jī)制（如產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)）能夠較法律更快的適應(yīng)外部環(huán)境變化，更加有效的保護(hù)投資者的利益。這一研究思路啟示，公司內(nèi)部治理結(jié)構(gòu)在很大程度上內(nèi)生于公司所處的市場(chǎng)環(huán)境和制度環(huán)境。與其他外部治理機(jī)制（如投資者保護(hù)法律）一樣，產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)也會(huì)對(duì)公司的財(cái)務(wù)決策產(chǎn)生影響�；�于此，本文以2001-2008年在深滬上市制造業(yè)公司的5438個(gè)公司—年度觀察值為研究樣本，考察了產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)對(duì)公司股利分配決策的影響。本文的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)研究表明，股利政策作為上市公司重要的財(cái)務(wù)政策，與所在產(chǎn)業(yè)的市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)情況具有密切關(guān)系，公司的股利支付水平與公司所在的產(chǎn)品市場(chǎng)的競(jìng)爭(zhēng)程度呈正相關(guān)關(guān)系。這種正相關(guān)關(guān)系支持產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)和股利政策的結(jié)果模型假說(shuō)，產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)具備公司治理效應(yīng)。這對(duì)企業(yè)經(jīng)營(yíng)戰(zhàn)略的制訂與實(shí)施具有重要的啟示：企業(yè)的股利決策必須與企業(yè)的競(jìng)爭(zhēng)戰(zhàn)略密切結(jié)合，如此，企業(yè)才能有效實(shí)現(xiàn)其預(yù)先制訂的戰(zhàn)略，才可能在激烈的市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)中取得競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)以及優(yōu)良績(jī)效。
　　盡管本文的實(shí)證結(jié)果普遍支持了產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)與股利政策的結(jié)果模型，但是本文仍然存在不足之處。由于非上市公司的資料不能獲得，計(jì)算HHI并沒(méi)有考慮非上市公司的主營(yíng)業(yè)務(wù)收入，使得計(jì)算出來(lái)的HHI可能無(wú)法真實(shí)反映產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)強(qiáng)度，可能一定的偏差。 因此，產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)的治理效應(yīng)有待于在更進(jìn)一步研究。

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