上市公司现金股利影响因素分析

上市公司现金股利影响因素分析—基于门限
回归模型
国研网金融研究部
2012-8-7 13:33:10 来源：国研网 2012年8月7日
摘要：本文对我国上市公司现金股利分配情况进行研究，分析现金股利分配与企业规模、股权结构及股东权益之间是否存在线性或非线性的关系，选取2005-2010年344家上市公司面板数据并采用门限回归方法进行实证研究。

研究结果表明，面板门限模型对样本数据的解释力强于固定效应模型；上市公司现金股利分配与EPS存在显著正相关关系，与股东结构并无显著相关关系，即不支持“股利迎合理论”；营业收入对现金股利影响显著为负，且存在门限转换特征，当上市公司EPS处于高低两个不同水平时，其营业收入对现金股利负向影响大小存在显著差异。

关键词：现金股利，门限回归，上市公司
一、上市公司现金股利分配现状及原因分析
现金分红是上市公司投资者取得合理投资回报的主要渠道之一，与国外成熟市场相比，我国上市公司股息率总体低于境外市场水平，股息率结构不合理，A 股上市公司分红较少一直遭到广大投资者诟病。

在对上市公司现金股利分配影响因素进行实证分析之前，有必要对我国上市公司现金股利分配现状及产生这种情况的原因进行分析。

1、现金股利分配现状
1.股息率低、股息结构不合理
与境外成熟证券市场相比，我国上市公司现金分红呈现股息率偏低、高股息公司较少和股息结构不合理的特点。

历年分红数据表明，2001至2010年间，我国流通股股东平均股息率为0.907%，而近10年，股息率国际水平维持在
1.3%-
2.5%之间。

从分红结构来看，上市公司分红结构性倒置问题严重。

具体表现为：（1）主板分红水平低于中小板，中小板低于创业板；（2）科技类上市公司分红高于公共事业类公司；（3）上市晚的公司较上市早的公司分红水平高；（4）融资的同时进行大量现金股利分红的公司数量较多。

2008年以后，上市公司现金分红结构呈现“新二八现象”，即占上市公司数量2%的公司分红总额占市场分红总额的80%，且分红行业主要集中于金融业和采掘业。

2.派现上市公司比重上升
总体来看，除2000年、2001年派现公司快速增长以外，分红公司占比呈逐年上升趋势；上市后保持每年分红的上市公司总量为617家，占2010年底2063家上市公司总量的26.4%；上市公司连续分红15年以上的仅有11家。

由上述数据可知，我国大多数上市公司并无明确、稳定的现金股利政策，在股利分配上具有较大的随意性。

3.分红总额增长，每股收益降低
从上市公司分红总额与境内股票融资总额比重来看，自1992年以来，只有2005年上市公司分红总额超过当年融资总额；从上市公司历年的分红融资比来看，至2010年底累计分红总额超过累计融资总额的上市公司共有178家，占全部上市公司总量的8.6%。

据wind资讯统计，2000年至2010年之间，沪深上市公司通过IPO、配股、增发融资3.15万亿元，而在此期间年度累计分红总额1.95万亿元。

据证监会统计，2008-2010年平均每股分红为0.08元、0.09元和0.13元，每股派现金额也呈现上涨态势；但分红总额占净利润比重分别为41.69%、35.85%和30.09%，总体呈现递减之势。

据证监会统计，历年上市公司分红中，从分红次数来讲，中石化分红次数最多，为20次，还有其他261家公司10次以上分红；从累计分红额度来讲，工商银行及建设银行、中国银行、中石油、中石化累计分红都达到千亿元以上，还有217家公司累计分红超过10亿元；从股利支付率来看，浙报传媒以2016.91%高居榜首。

2、监管政策变化历程
历年来，监管部门推出了许多促进上市公司进行现金分红的法律法规，但实际效果并不理想，并未形成良好的上市公司分红环境。

2011年以来，证监会推出多项政策措施保护投资者合法权益、促进资本市场健康发展。

上市公司现金分红作为实现投资回报的重要形式一直受到市场关注，2012年初以来监管层大力推动上市公司分红，除在《政府工作报告中》提及外，还将上市公司分红披露监管纳入年内推出的《上市公司监管条例》中，诸多举措更是引起了社会各方高度关注。

3、现金股利分配理由
我国上市公司现金分红比例不高，股息率低，股息结构不合理，根源于产业结构不合理、大股东套现、无有效激励约束机制、缺乏合理制度设计以及证券市场系统性高估值。

对上市公司进行现金分红和不进行现金分红的原因进行梳理，不外乎以下几种情况。

（1）分红理由
1.市场信号
根据“股息信号论”的观点，信息不对称的情况下，上市公司通过派现向市场发出公司现在和未来盈利良好的信息进而吸引投资者。

地方财政约束弱化、行业产能过剩及竞争导致的资产盈利能力下降，都要求企业提高分红比例，进而吸引投资者避免被“用脚投票”。

因此，市场在不断成熟的过程中，上市公司现金分红的意愿会越来越大。

2.政策要求
为保护中小投资者权益，改变上市公司“重融资、轻回报”的现象，进一步促进资本市场健康发展，监管层出台政策强制上市公司进行现金分红的举措，有利于使投资者形成稳定的回报预期，培育资本市场长期投资理念，增强资本市场活力和吸引力。

（2）不分红理由
1.发展期资金需求
中小板和创业板公司在上市早期，处于企业成长阶段，此阶段表现出投资边际收益率高、资金需求量大的特点。

依据国外市场经验，此类企业早期可以少分红，保留更多自有资金投资，可以防止股权稀释并节约融资成本。

2.亏损、累计未分配利润为负
部分上市公司自身经营管理能力不强，整体盈利能力较差，或受经济波动及
行业不景气因素影响而造成短期内亏损数额较大，公司持续盈利能力不高，上述两种原因制约了部分上市公司分红水平的提高。

c.战略性投资
对企业未来产生长期影响的战略性投资具有规模大、周期长、分阶段等特征，是影响企业前途和命运的投资。

在外部融资受约束的情况下，内源性融资具有成本低、方便的优势，将企业留存收益进行战略性投资可能在更长时期提升投资者收益。

d.税收制度影响
按照我国现行法律规定，除个人投资者、基金外，其他投资者收到分红无须纳税，个人投资者无论其收入水平如何，均对股票红利征收10%的个人所得税。

上市公司在缴纳公司所得税后将部分税后利润进行派现，投资者收到红利后还需缴纳个人所得税，从而造成重复征税和税负不公问题，也是导致上市公司不愿分红的原因之一。

除红利税外，股票投资形成的资本利得税税率为零，在两种税率的扭曲作用下，投资者倾向于在二级市场上买卖股票获取价差收益，希望上市公司采用高送转的方式进行分红。

二、上市公司现金股利影响因素模型
1、相关文献
股利分配政策作为公司三大财务决策之一，一直是学术界关注的热点问题。

1956年哈佛大学john Linter第一次提出股利分配模型，1961年Miler and Modigliani提出的“股利无关论”，后来经济学家们继续提出了更多理论解释模型，包括“信号传递论”、“税收效应论”、“代理问题”、“交易成本”等。

近期的相关研究中，美国学者Baker和Wurgler（2006）认为，上市公司支付股利的原因是为了提高股价，进而迎合股东对股利不断变化的偏好，该理论基于行为公司财务理论，被称为“股利迎合理论”。

国内关于上市公司现金分红研究方面，也有不少文献涉及。

实证分析文献主要从融资约束、现金流量、股权结构等方面对现金分红的影响因素进行探讨。

郭牧炫和魏诗博（2011）通过将2008年现金分红新规作为公司再融资能力下降的外部冲击，分析再融资能力的变化对现金分红产生的影响，比较研究新规对不同融资约束条件下的上市公司现金公红的不同影响，实证研究结果表明，再融资能力的下降显著负向影响上市公司现金分红。

新规的出台促使上市公司现金分红策略产生变化，新规出台后，受融资约束的公司现金分红显著增加，而政策发布前，有融资约束的公司现金分红显著低于无约束公司。

黄娟娟和沈艺峰（2008）提出Baker和Wurgler提出的“股利迎合理论”并没有考虑上市公司股权结构可能对现金分红产生的影响。

以1994-2005年我国上市公司为样本进行实证研究，研究发现，当股权高度集中较高时，管理者倾向于制订迎合大股东需求的股利政策，此时往往牺牲了众多中小投资者的利益。

刘淑莲和胡燕鸿（2003）则从上市公司派现能力和投资机会角度对上市公司现金分红影响因素进行分析，重点分析了现金流量 (FCFE、ONCF、NCF)对现金分红的影响，研究了上市公司现金分红与股权自由现金流量不相等的原因，现金分红与公司派现能力和投资机会关系，以及不同行业现金分红的特点。

国内学者定性分析研究主要从现金分红意义及动因、分红趋势及特点等方面
进行探讨。

李光贵（2009）对2002-2006年沪深A股国有控股上市公司现金分红行为进行了描述性分析。

分析发现，进行派现的国有控股上市公司数量正在逐步增多，派现水平与分红比例正趋于理性与合理，但行业分红差异不明显。

在某些行业或公司的分红实践中，仍存在基于“隧道效应”的异常高派现、不考虑可持续发展资金需求等不合理的现象。

刘有章和肖腊珍（2005）研究发现我国上市公司目前分配现金股利的数量以及支付水平普遍较低,使得以分红收益和资本利得所构成的投资收益结构长期处于非理性的失衡状态。

通过对现金分红的意义和动因的阐述,提出政策建议来促使上市公司提高现金分红的比率和水平。

国内学者对于现金股利分红影响因素的研究己经涵盖了公司治理、财务管理等理论，考虑了股权结构、现金流量、融资约束等因素，但并未考虑到公司规模对现金股利政策可能存在的影响，也并没有考虑到实证模型存在结构性变动的可能性。

本文采用考虑结构性变动的门限回归模型对样本数据进行分析，实证结果更稳健、更准确。

2、实证模型
面板门限回归是分析具有个体固定效应的非动态面板数据的实证研究方法，可以对样本内各类观察值对应不同的回归函数的情况进行针对性分析。

以往的实证研究都是采用主观确定分类标准的方法对变量进行分类研究，门限效应回归分析则采用将划分变量类别的门限变量内生化的方法进行研究分析。

首先对只有一个门限变量的情况进行分析。

门限值y将整个样本分割为两块，且这两块个子样本对应的估计参数不相同。

为识别这两个参数，我们假定自
变量和门限变量都是随时间变化的，残差项为白噪声，服从iid过程。

本文采用EPS作为门限回归模型中的门限变量。

其中I（·）为指示函数。

在非线性的门限回归中，我们采用减去样本数据时间均值的方法来消除其个体效应。

取（1）和（2）的差分得到：
其中各变量分别对应原值减去时间均值后数据。

Chan(1993)和Hansen(1999)推荐使用最小二乘方法对参数进行估计，计算使公式（3）所得残差平方和最小的即为所求门限值的估计量。

可以采用如下方法对进行搜索。

首先，对门限变量进行排序，剔除排序在首
尾5%的观察值（为保证子样本量足够大），然后对剩余的观察值进行循环检验，得出使公式（3）残差平方和最小的即为门限值参数估计。

由于没有己经列表的统计量临界值，本文采用残差自助法对总体进行统计推断，将样本看作总体，进行有放回的抽样。

具体过程为：首先通过估计得到回归模型残差，然后对残差采用自助法，得到残差的自助样本，然后计算对应的被解释变量，进行得到估计系数临界值。

由于不能直接设定具有多少个门限变量，采用从0个门限变量逐渐增加的方法。

即，当拒绝存在0个门限变量时，对存在1个门限变量进行检验，当拒绝只存在1个门限变量时，检验2个门限变量的存在，如此进行下去，直至不能拒绝存在多个门限变量的原假设。

3、实证分析
（1）样本数据
本文考察近六年来，我国上市公司现金股利分配与公司规模、股东收益和股权结构的非线性关系。

采用2005-2010年344家上市公司面板数据，除特别说明外，数据皆来源于CSMAR数据库。

现金股利（bonus）：采用每年上市公司公告发放的每股现金股利数据作为样本数据，考虑到A股市场上大部分上市公司不发放现金股利，本文仅选择连续6年发放现金股利的上市公司作为样本数据，由表2可以看出，每股现金分红均值呈现总体下降趋势。

公司规模(scale)：以往研究采用注册资本和营业收入（income）作为公司规模代理变量，由于注册资本在短期内变动较小，采用此数据作为自变量可能导致模型结果不稳健，因此，采用营业收入衡量公司规模。

公司规模对现金股利的影响方向并不确定。

为减小异方差影响，对公司规模代理变量营业收入取自然对数形式。

股权结构(structure)：选取前十大股东持股比例（shareholder）作为公司股权结构代理变量。

股权结构越集中，大股东对上市公司影响越大，越容易进行现金分红，从而上市公司成为大股东“套现”的提款机；股权结构越分散，股东对上市公司影响越小，上市公司可能从各方面考虑不进行现金分红。

股东权益(equity)：选取EPS作为股东在企业经营过程中得到的总体收益。

考虑到现金股利体现为股东投资所获得的现实收益，当EPS越大，归属于投资者的每股权益越大，公司越倾向于回报投资者；而当EPS越小，企业经营状况较差时，企业倾向于将现金流保留在企业内部以应对可能出现的资金短缺情况。

（2）研究假设
假设1：假定所有上市公司在制定现金分红政策时考虑股利分配当年EPS以及以前年度损益，在对可支配现金进行补亏、战略性投资等分配后，会选择将部分现金以现金股利形式发放，回报投资者。

一方面，由于公司经营业绩较好，上市公司对可支配现金流进行分配后留存在公司内部的现金较多，上市公司可能选择以现金股利形式回报股东；另一方面，上市公司现金分红的“信号效应”有利于吸引更多投资者，有利于上市公司未来融资。

假设2：EPS到达某个水平时存在门限效应，营业收入对现金股利影响存在门限特征：当EPS较高与EPS较低时可能存在不同的影响方式和影响程度，营业收入对上市公司选择现金股利政策的影响机制可能是不连贯的。

EPS是上市公司年度实现归属于股东的净利润，是现金股利的重要影响因素。

而上市公司选择现金股利分红时受较多因素影响，这就导致EPS对现金股利的影响可能是非线性的，使用传统的线性面板回归不能解释非线性影响机制。

假设3：股权结构对现金股利产生显著影响。

当股权集中时，大股东对上市公司管理层在制定现金股利政策时可以产生有效影响，可能迫使上市公司在绩效好的年度进行“过度”现金分红，成为大股东“套现”的工具。

股权结构较为集中时，上市公司决定更容易体现大股东的决策意愿，此时制定的分红政策可能是不利于公司长远经营、进一步成长的政策，在这种情况下，上市公司的中小股东由于话语权的缺失，很可能承受相当大的损失。

（3）门限回归结果分析
估计模型中可能存在的门限值数量，首先需要估计式（3）的最小残差平方和，然后循序估计该模型存在0个、1个、2个还是更多个门限值，使用相应的F值及其自助法得到的P值来判断是否拒绝原假设。

1.1次门限效应检验结果分析
1次门限效应似然比统计量F值为43.2575，P值为0.0000，在1%的显著性水平下拒绝不存在门限效应的原假设。

进行1次门限效应检验后，可以得到门限值及其95%置信水平下的置信区间。

以EPS为门限变量存在的自变量，门限效应检验得到其门限值为1.6040，所有样本数据可依据此门限值划分为两个子样本，一个是EPS小于1.6040的子样本，另一段是EPS大于1.6040的子样本，因此可以根据模型将所有上市公司分类定义为EPS低和EPS高两个不同子类。

从表4可以看出，EPS超过1.6040的上市公司数量逐年增加，且此类上市公司占上市公司总数比例较小。

依据EPS的门限值将上市公司划分为两个子样本后，对其进行描述性统计，结果如表5所示。

可以发现，当EPS较高时，现金股利水平较高，且其标准差较大；EPS较高的上市公司集中于营业收入在[20.1229，26.4678]中间，而EPS较低的上市公司其公司规模分散于[18.0344，28.2798]，一定程度上说明了并非营业收入水平越高，现金股利水平越高。

1次门限效应回归模型估计结果如表6所示。

股权结构变量为方程的控制变量。

由回归系数显著性分析，股权结构变量与现金分红并不存在统计显著关系，即大股东可能会因为“套现”而强制上市公司分红这种假设并没有得到数据支撑；而EPS作为股权收益代理变量在1%的显著性水平下与现金股利分红正相关，表明EPS越高，现金股利分红越多，EPS每提高1元，现金股利分红提高0.2559元，验证了企业在经营过程中属于所有者权益越多时，会更倾向于回报投资者这
一假设。

当依据EPS高低将整个样本划分为两段时，上市公司规模的营业收入对现金股利分红的影响程度是不一样的。

也就是对两个子样本进行回归分析时，EPS高和EPS低的上市公司规模对现金股利分配的影响程度是不一样的，表现为两个子样本回归模型中营业收入估计系数不相等。

估计系数表明，当EPS<=1.6040时，营业收入提高1%，现金股利减少0.0529元；当EPS>1.6040时，营业收入提高1%，现金股利减少0.0600元。

实证结果表明，EPS越高，公司规模越大的上市公司以更少的现金分红形式回报投资者，恰好准确的解释了我国高成长性的上市公司“边融资边分红”的怪象，也部分解释了主板上市公司分红水平低于创业板和小中板的现象。

上述现象的产生可能与我国当前税收制度有关，如前文所述，当税收制度不鼓励上市公司以现金股利的形式发放股利时，投资者会更倾向于选择以股票股利形式发放股利的上市公司，以价差收益来弥补不能收到现金股利的损失。

也可能与我国大型上市公司筹资时倾向于增发股票的融资方式有关，虽然大型上市公司可能存在规模经济和范围经济有关，但庞大的公司在运营过程中需要更多的资金，在增发股票的过程中难免稀释老股东权益，EPS降低，从而进一步导致现金股利发放量减少。

2.2次门限效应检验结果分析
表7显示了具备2个门限值时的估计值及其95%的置信区间。

两次门限效应的门限值分别为1.6040和2.2110，第2个门限值的置信区间为[0.8770，
2.2110]。

前文实证结果表明，实证结果拒绝不存在门限效应的原假设，也就表明至少存在1次门限效应。

接下来，检验是否存在2次门限效应，检验结果如表7所示，在常见的显著性水平下，不能拒绝门限效应只有1次的原假设，其自助法P值为0.1267。

因此，得出结论，此模型中只存在1次门限效应。

3.与面板固定效应回归模型进行对比
面板固定效应回归模型是在考虑个体自身效应的基础面板回归分析，门限回归分析则在考虑了个体效应的基础上分析了门限效应的存在，下文对两者分析结果进行比较分析。

表8回归结果显示，固定效应模型下股权结构变量与现金股利显著正相关，但影响系数较小，股权结构提高1%，现金股利提高0.001元；而门限效应回归模型中股权结构变量并不显著。

固定效应模型中EPS与门限效应回归中EPS均与现金股利显著正相关，但门限效应模型估计系数大于固定效应模
型。

固定效应模型中营业收入与现金股利也呈现显著负相关关系，但影响程度仅为营业收入提高1%，现金股利增加约0.02元；门限效应回归模型中营业收入较固定效应模型估计系数更大，充分表明门限效应模型较固定效应模型对于解释现金股利的影响具有更好的拟合效果。

综上所述，采用门限回归模型对我国上市公司现金分红影响因素进行实证分析，研究结果表明，EPS对现金股利分红产生显著正向影响，表明当公司经营绩效越好，股东权益越大时，上市公司会倾向于采用现金分红的方式回报投资者；门限回归模型实证结果并不支持大股东会显著影响上市公司现金股利政策的“股利迎合理论”，实证结果表明股东结构与现金股利并无统计显著影响；检验到样本数据存在一次门限效应，采用EPS作为门限变量，可以将整体上市公司划分为EPS高的上市公司和EPS低的上市公司，两者营业收入对现金股利影响程度并不相同，当EPS较低时，上市公司营业收入对现金股利呈现较小的负向影响，当EPS较高时，上市公司营业收入对现金股利分配产生较大的负向影响，这种现象的存在可能是由于现金股利分红受到我国税收制度和大型上市公司倾向于“增发股票筹资”的融资方式的影响。

三、政策建议
目前监管当局提出的“强制性分红”政策在短期内可能会提升上市公司的分
红水平，但难以形成长期持续性的力量，容易出现反弹的情况。

促进我国资本市场分红制度的进一步发展，还需要从本源上改变投资者的投资方式和管理者的分红理念，促进上市公司进行持续、稳定的分红。

对此，提出如下政策建议：
1. 鼓励引导上市公司建立持续、清晰、透明的现金分红政策和决策机制。

以EPS为门限变量进行实证分析，研究结果表明，按EPS高低划分上市公司时，营业收入在EPS较高和EPS较低时对现金股利影响程度存在显著差异。

EPS 较高时营业收入的增加反而会引起现金股利的减少，这种不正常的影响机制必然引起市场资源的错配。

依据上市公司盈利性水平和未来发展战略，构建以现金分红股息支付率、股息率、股利现金流比率、股利销售收入比率等指标为主的监管预测体系，并合理确定指导性“现金股利分配区间”，指导鼓励引导上市公司管理层将“长期、稳定现金分红”作为拟定现金股利分红政策的指导原则。

目前我国监管层推出的“强制分红”政策是目前新兴市场国家主流推行的措施，目前对于此措施的有效性并未形成定论，改变上市公司管理层“分红观念”是更为治本的方法。

2. 重构税收结构，促进上市公司长期、稳定分红。

“股息双重征税”问题困扰着上市公司管理层和投资者，虽然被此种税制扭曲后“股票股利”可能更符合投资者利益，上市公司股票增发稀释了原股东权益，进而导致了上市公司现金分红总额增长，但每股现金股利降低的趋势。

针对税收制度目前存在的“扭曲”效应进行改革，创造良好的税收环境。

针。