上市公司现金股利分配影响因素分析及政策评价08

1、上市公司现金股利分配影响因素分析及政策评价赵皓伶 周 琦 黎 实内容摘要 ：本文以 2003年、 2004年在上海证券交易所上市并发放现金股利的公司为样本， 采用实证分析方法， 在一定的研究假设条件下， 建立影响公司现金股利分配政策的线性回归 方程，分析公司财务因素和监管政策因素对公司股利分配的影响。并利用 2004 年我国上证 上市公司公布的有关信息资料为样本， 采用多变量回归分析的方法验证了假设前提。 本文数 据相对较新，得出的结论更加贴近现今市场， 更具有现实意义。根据实证数据的分析， 我们 得出如下结论： 上市公司的每股收益是决定公司股利政策的重要因素； 我国证券市场上 的行政监管手段

2、对公司股利政策的影响很大。、引言上市公司现金股利分配问题一直备受关注， 部分上市公司派现意识淡漠以及恶意派现等 行为， 一度成为市场关注的热门话题。 现金股利是真正的现金流出， 没有一定盈利能力和足 够现金的公司是不可能发放的。 其他的分红方式不需要企业资金的流出， 上市公司可以通过 更改会计政策等手段， 在公司实际经营情况没有改变的情况下虚增企业利润， 然后通过账面 上的处理，向股东“分红” 。所以其他分红方式所能反映的信息不如现金股利的可靠。通过 现金股利可以较为真实地向市场传递公司经营状况和发展前景的信息， 也可以保证配股资金 的有效利用。自米勒和莫迪利安尼( Miller and Mo

3、digliani )1961 年提出股利与企业价值无关理论以 来，学术界不断对 MM 理论提出挑战。 经过近 40 年的发展演变， 股利理论已经得到了扩展。 罗泽夫( Rozeff ， 1982)将代理成本理论应用于股利分配政策的研究。伊斯特布鲁克(Easterbrook ,1984)建立经济模型解释股利分配政策。在他的建立的模型中，发放现金股 利是控制代理成本的一种手段。然而,我国的股票市场存在其自有的特点,并不完全符合西方学者理论研究的结果,在 本文之前, 国内已有学者从代理问题方面研究我国上市公司股利的分配政策。原红旗在 2000年发现：现金股利和股票股利有替代效应。吕长江、王克敏在19

4、99年发现：非流通股比率越低, 公司独立发展意识越强, 越倾向将利润留于公司未来发展, 越易于用股票股利代替现 金股利。 其中大部分的论文都从公司层面进行分析, 而没有体现宏观因素对公司股利政策的 影响；还有一部分论文虽综合考虑了宏观和微观影响因素,但所选用的分析数据多为2003年以前的上市公司公布资料,没能体现2003年到 2004年宏观政策的影响。在经典理论里,影响股利分配政策的因素有很多,比如：契约约束、法律约束、现金充 足性约束、 偿债能力约束、公司经营状况、规模等。 但是这些因素是针对成熟资本市场上市 公司而言, 对我国上市公司不一定适用。 在我国, 许多上市公司的总股本中有很大一部

5、分为 非流通股, 即国家股和法人股。 所以, 我们认为影响我国上市公司股利分配政策的因素中还 有两方面。 一方面, 国家证券监管部门的行政政策, 这一因素对国家股占很大比例的国有企 业尤为重要。 另一方面, 我们不能排除公司股东做出损害国家利益以实现股东利益最大化的 决策， 特别是国家利益向个人利益的转移。在我们的论文中， 我们着重考虑前者的影响，我 们不但考虑公司内部因素， 还考虑了最近的政府行政政策对股利分配的影响， 因此我们将时 间序列分析与截面数据分析综合起来，从宏观因素和微观因素两个方面进行了实证分析研 究。因此，我们将从公司财务数据和股利政策两方面入手，对 2003 和 2004

6、年发放现金股利 的公司进行多因素回归分析。三、理论分析（一）、变量选取的理论基础我们对于变量的选是基于一些影响公司股利分配政策的主要因素： 1. 各种约束。（ 1） 契约约束。 公司与债权人签订借入长期债务契约时， 通常都会对公司的现金股利发放政策作 一定的限制。 （ 2）法律约束。为了维护公司各方的利益， 我国法律对公司的股利分配条 件和顺序等方面有所规定， 公司的股利政策必须符合这些法律规范。（ 3）现金充足性约束。进行现金股利分配的前提是有充足的现金。 如果公司现金储备出现问题， 其股利政策必然会 受到影响。 2. 资本成本。公司在制定现金股利政策时，一般会全面考虑公司的资本结构、 筹资

7、成本和需要筹集的资金数量等因素。以保证公司的资本结构达到最佳。 3. 偿债能力。 现金股利分配是现金的支出， 而大量的现金支出必然影响公司的偿债能力。因此， 公司在确定股利政策时， 一定要考虑现金股利分配对公司偿债能力的影响， 保证在现金股利分配后公 司仍能保持较强的偿债能力，以维护公司的信誉和借贷能力。 4. 大股东对公司的控制。如 果公司股东和管理人员较为看重大股东对公司的控制权，则该公司可能不太愿意发行新股， 而是更多地利用公司的内部积累。这种公司的现金股利分配就会较低。（二）、研究假设本文的研究建立在一定的假定前提下。 首先， 上市公司已经公布的历史股利分配资料， 是符合我国法律和法规

8、的限制。 其次， 由于在我国证券监管手段还不是很成熟， 为了检测新 政策是否对我国股市的股利分配政策产生作用， 基于 2001 年证监会出台的有关政策的影响， 我们选取公司净资产收益率（虚拟变量）来检验市场监管手段对股利政策的影响。本文研究的具体假设为：假设一：每股现金股利（CD与每股收益（EPS呈显著正相关关系； 假设二：每股现金股利与每股货币资金（CPS呈显著正相关关系；假设三：每股现金股利与负债权益比率（ CQ 呈显著负相关关系； 假设四：每股现金股利与企业非流通股比率（ UPUB 呈显著正相关关系； 假设五：每股现金股利与企业规模（ LGA 呈显著正相关关系（我们选用总市值反映公 司规

9、模，但由于不同规模的公司的总市值差异太大，故取自然对数缩小差异，便于分析 ；假设六：每股现金股利与企业净资产收益率（DA虚拟变量）呈显著正相关关系。（三 、模型设计本文的研究模型为：CD 0 1EPS 2CPS 3CQ 4UPUB 5LGA 6DA 本文研究将围绕这一模型，运用 03 年和 04 年的样本数据验证其是否成立，并研究其 理论及实际意义。（四）、样本的选择和处理本研究的数据来源于 CSMAR数据库和上海证券交易所公布的各上市公司年报中的数 据。我们从所有上证 A股中分别选出03, 04年进行了现金股利分配的公司，剔除金融概念 股和公司财务数据出现异常波动的公司，排除偶然因素。因此，

10、03年有268家公司，04年有328家公司入样。本研究的数据处理过程按照科学的理论依据，运用EVIEWS软件处理。三、2003年数据实证结果和分析（一）、相关性分析首先运用EVIEWS软件做出各个变量的相关系数表，观察发现：六个变量两两之间的 相关系数都比较小（都小于0.6 ）。（二）、建立模型对现金股利影响因素的回归分析我们使用03年的数据，按照模型设定和假设前提，运用EVIEWS软件进行回归分析,具体回归结果见表 2：表2 :现金股利决定因素的一般模型解释变量预期符号回归系数T统计量显著程度C+0.0225320.2411580.8096EPS*+0.2371458.2308530.000

11、0CPS+0.0022720.4533390.6507CQ*-0.016223-2.0612000.0403UPUB+0.0758911.6449710.1012LGA+（ #）-0.000585-0.0913770.9273DA+0.0165421.2807750.2014R-squared0.341784Adjusted R-squared0.326652Durbin-Watson Stat.1.915527F-statistic22.58770*:呈1%显著水平* :呈10%显著水平#：实际回归符号与预期不同从表2我们可得出：第一，模型回归得出的 Adjusted R-squared为0

12、.341784，如果以此 为评价标准，对于截面数据而言较好，说明模型的回归效果较好。第二，根据回归所得的结果显示，除EPS和CQ可以通过T检验外，其他变量无法通过T检验（a 0.05），即表示除了公司的业绩表现和产权结构对每股现金股利有显著影响外，其他变量对现金股利分配的影响不显著。根据我们的了解和调查，此种回归结果显然不符合现实意义，因此我们要对其模型进行修正。（三）、利用修正后模型对现金股利影响因素的回归分析EPS （每股收我们根据“逐步回归法”的理论要求，对原有模型进行修正，最后保留了益）CQ （产权比）UPUB （非流通股比率）DA （净资产收益率），四个解释变量，并对修正 后的模型回

13、归，具体结果见表3：表3：现金股利决定因素的修正模型解释变量预期符号回归系数T统计量显著程度C+0.0159220.4827800.6297EPS*+0.2422799.7883390.0000CQ*-0.015206-2.0095800.0455UPUB*+0.0752741.6716010.0958DA+0.0153821.2141880.2258R-squared0.341114Adjusted R-squared0.331093Durbin-Watson Stat.1.91178F-statistic34.03961*:呈1%显著水平* :呈10%显著水平#：实际回归符号与预期不同从表

14、3我们可以看出:CD(0.032980)(0.024752)(0.007567)(0.045031)t = 0.4827809.788339-2.0095801.671601(0.012669)1.2141882R =0.341114F = 34.03961R2 =0.331093DW = 1.911780.0159220.242279EPS-0.015206 CQ +0.075274UPUB +0.015382 DA第一，模型的解释变量数目由原来的六个变为四个，说明逐步回归法剔除了具有多重 共线性的变量和一些无显著统计性质的解释变量。第二，模型的 Adjusted R-squared由原来的

15、0.326652 变为0.331093，我们认为修正后 的模型的解释效果仍然很好。第三，各个变量的 T统计量都有不同程度的改善，本研究的03年样本容量为268,从而保证了自由度，故在修正后的模型里EPS、CQ和UPUB都通过了 T检验（在 0.1的条件下，t（120）=1.289，故UPUB通过了检验）。说明他们对每股现金股利有显著影响。影响 的方向除了负债权益比率与每股现金股利呈显著负相关关系，其它变量与每股现金股利都是正相关关系。其中每股收益对每股现金股利的影响程度最为显著。从净资产收益率来看，它与每股现金股利有正相关关系，但不显著。（四）、对模型的计量经济学检验由于我们使用的是截面数据样

16、本，故不存在自相关性，但有可能存在多重共线性和异 方差性，我们已经运用“逐步回归法”修正了多重共线性的影响，还需运用WHITE检验，在辅助回归函数里的解释变量（包括交叉项）都没有对残差平方产生显著影响，所以可以得出结论：修正后的回归模型不存在异方差性，具有良好的计量经济学意义。四、2004年数据实证结果和分析为了对比说明我国证券监管政策是否有效，我们收集了 2004年的上市公司的数据作了相同的实证分析。（一）、相关性分析我们同样运用 EVEIWS软件先做出解释变量的相关系数表，发现其两两之间的相关系 数都较小。（二）、建立模型对现金股利影响因素的回归分析我们用04年的数据对模型进行再次回归，回

17、归结果见表5：表5:现金股利决定因素的一般模型解释变量预期符号回归系数T统计量显著程度C+(#)-0.009134-0.1143510.9090EPS*+0.2136909.5089010.0000CPS*+0.0150224.1560520.0000CQ*-0.020483-4.1870800.0000UPUB+0.0516991.2594580.2088LGA+ (#)0.0025310.4466890.6554DA+0.0149821.3779440.1692R-squared0.480386Adjusted R-squared0.470673Durbin-Watson Stat.1.9

18、15429F-statistic49.46102*:呈1%显著水平* :呈10%显著水平#:实际回归符号与预期不同由表5可以看出，与表 2（ 2003年样本回归结果）相比，2004年样本的回归结果明显好于2003年，我们认为有以下原因：第一， 2004年比2003年多60各样本，使得模型能更 好地解释现金股利的影响因素。第二，监管部门的监管政策对上市公司的股利政策的制定起 到了积极的作用，使得现金股利的分配更加合理化和规范化。同样，我们使用“逐步回归法”对模型进行修正，修正模型的多重共线性。（三）、修正后模型对现金股利影响因素的回归分析我们根据“逐步回归法”的理论要求，运用EVIEWS软件对原

19、有模型进行修正，最后保留了 EPS （每股收益）CQ （产权比）UPUB （非流通股比率） DA （净资产收益率），CPS （每股货币资金），五个解释变量。对修正后的模型进行回归，回归结果见表6:表6：现金股利决定因素的修正模型解释变量预期符号回归系数T统计量显著程度C*+0.0244310.9028970.3673EPS*+0.21749010.469150.0000CPS*+0.0145934.1928250.0000CQ*-0.020277-4.1686900.0000DA*+0.0152811.4098850.1595UPUB*+0.0547631.3548300.1764R-squa

20、red0.480063Adjusted R-squared0.471989Durbin-Watson Stat.1.912607F-statistic59.46113*:呈1%显著水平* :呈10%显著水平#:实际回归符号与预期不同从表6我们可以看出：CD 0.02443+0.2174 EPS+0.01459CPS-0.02028CQ+0.01528DA+0.05476UPUB(0.027058) (0.020774) (0.003480)(0.004864)(0.010838)(0.040421)t = 0.90289710.469154.192825-4.1686901.4098851.3

21、548302 2R2 =0.480063R2 =0.471989F =59.46113DW =1.912607第一，模型的解释变量数目由原来的六个变为五个，说明逐步回归法剔除了具有多重 共线性的变量和一些无显著统计性质的解释变量。第二，模型的 Adjusted R-squared由原来的0.470673 变为0.471989，说明回归结果较 为理想。第三，各个变量的 T统计量都有不同程度的改善，本研究的2004年样本容量为328，从而保证了自由度，故在修正后的模型里所有变量都通过了一定精度要求下的T检验(在=0.1的情况下，t( 120)=1.289 )。说明04年他们对每股现金股利有显著影响

22、。第四，与2003年的回归结果相比，2004年的影响因素中加入了 CPS (每股货币资金)， 且它对每股现金股利有显著的正相关关系，但影响程度不大。(四) 、对模型的计量经济学检验在2004年样本下用 WHITE检验模型的异方差，检验结果中有四个辅助回归函数的解 释变量对残差平方和有显著影响，即模型存在异方差，具体这些因素怎样影响残差平方，还有待进一步研究。五、研究结论及政策评价(一)、研究结论根据我们对2003、2004两年数据的分析，我们可以看出，EPS、CQ、DA和UPUB对每股现金股利有显著的影响，在我们的研究过程中被保留下来，并且与我们的假设前提相符合，说明这四个变量是决定和影响我国

23、上市公司股利分配政策的重要因素，具体影响方式如下：第一，从每股收益（EPS）来看，它与每股现金股利有显著的正相关关系，对现金股利 分配的影响最大， 这说明业绩好的公司有更多的机会和可能性分配现金股利， 并且， 其现金 股利分配政策的制定也和公司业绩有密切的关系，我们可以说每股收益是现金股利的保障。第二，从负债权益比率（CQ）来看，它与每股现金股利有显著的负相关关系。负债权 益比率，也称为财务杠杆比率， 财务杠杆比率越大，则公司举债经营的风险就越大，我们认 为公司是规避风险而获得收益的， 公司会尽可能地降低其财务风险而获得较稳妥的收益。现在的行情是中国没有通货膨胀，不需要转嫁通货风险，因此公司会

24、倾向于较低的杠杆作用， 因此会出现和现金股利分配呈反方向变动的结论。 根据实证结果， 负债权益比率对现金股利 的分配也有显著影响， 而且和我们的预期结果比较吻合， 说明公司的举债多少和股利分配是 相互替代的作用，因此是负相关。第三，从净资产收益率（ DA ）来看，它与每股现金股利有显著正相关关系。根据关 于上市公司重大购买、出售、置换资产若干问题的通知（证监公司字 2001105 号）规定“重大资产重组的上市公司， 重组完成后首次申请增发新股， 年度加权平均净资产收益率不 低于 6%”。可见监管部门将上市公司现金股利分配作为直接融资的一个前提条件，并且要 求净资产收益率要达到 6%这一配股最低

25、线，对上市公司股利政策制定的影响非常大。第四，从非流通股比率（ UPUB ）来看，它与每股现金股利有显著正相关关系。我国的 上市公司有部分股份是国家股或法人股， 这部分股份在一定时期内是不可以流通的。 在这种 情况下， 分配现金可以满足股东自身的需要， 这样既可以给大股东实际的经济利益又可以降 低现金在企业中闲置的成本， 所以在我国， 非流通股股东是偏好分配现金股利的。 从回归结 果我们也可以看出， 我们的假设和理论分析结果很相近， 而且非流通股对现金股利分配的影 响也较为显著。第五， 04 年的分析结果比 03 年的分析结果多保留了一个解释变量：每股货币资金 （ CPS） 。我们认为每股货币

26、资金对现金股利的分配是有影响的，正如我们在研究假设中提 到的，对于公司来说其必须有充足的现金才可能进行现金股利分配，对于大多数公司而言，并不总是拥有充裕的现金， 且希望将现金投向有利于公司发展或报酬率高的项目，因此， 只有对那些现金充裕而一时又没有高收益项目可投的公司，将乐意采用现金股利的分配方式， 以减少现金存量。 所以我们认为 ,可能是因为 03 年进行现金股利分配的公司过少， 样本与 03 年相比较小，导致该变量在 03 年没有保留下来。同时，我们发现在对两年数据的研究中，总市值对数（LGA ）都没有被保留下来，与我们的研究假设不符。我们认为有两种可能性：第一，在03、04 年，这些企业

27、改变其股利分配政策， 不是为了分配而分配，而是为了达到配股、增发新股的条件而分配，这与企业的 规模大小无关。 第二，我们是在修正模型多重共线性时采用“逐步回归法” 剔除了总市值对 数，我们认为，可能该变量所要反映的信息包含在已保留的变量中。（二）、政策评价和分析第一，由 2003,2004 两年的数据数目可以看出， 2004 年进行现金股利分配的公司较多， 2003 年的较少。我们认为，这是与我国 04 年底提出的宏观政策相关的。中国证监会 2004 年 12 月 7 日发布的关于加强社会公众股股东权益保护的若干规定中指出，上市公司最 近三年未进行现金利润分配的， 不得向社会公众增发新股、 发行可转换公司债券或向原有股 东配售股份。我们可以相信，正是这条规定的提出，导致 2004 年分配现金股利的公司增加 了，但我们并不排除这其中有恶性分红， 想继续向股东圈钱的行为，从整体的走势来看，我 们还是可以认为这项政策确实对现金股利的分配产生了很大的影响，我们也认为这对广大股东比较有益的。第二，根据关于上市公司重大购买、出售、置换资产若干问题的通知（证监公司字（2001105 号） ）规定：重大资产重组的