上市公司現(xiàn)金股利分配影響因素分析及政策評價(jià)08

1、上市公司現(xiàn)金股利分配影響因素分析及政策評價(jià)趙皓伶 周 琦 黎 實(shí)內(nèi)容摘要 ：本文以 2003年、 2004年在上海證券交易所上市并發(fā)放現(xiàn)金股利的公司為樣本， 采用實(shí)證分析方法， 在一定的研究假設(shè)條件下， 建立影響公司現(xiàn)金股利分配政策的線性回歸 方程，分析公司財(cái)務(wù)因素和監(jiān)管政策因素對公司股利分配的影響。并利用 2004 年我國上證 上市公司公布的有關(guān)信息資料為樣本， 采用多變量回歸分析的方法驗(yàn)證了假設(shè)前提。 本文數(shù) 據(jù)相對較新，得出的結(jié)論更加貼近現(xiàn)今市場， 更具有現(xiàn)實(shí)意義。根據(jù)實(shí)證數(shù)據(jù)的分析， 我們 得出如下結(jié)論： 上市公司的每股收益是決定公司股利政策的重要因素； 我國證券市場上 的行政監(jiān)管手段

2、對公司股利政策的影響很大。、引言上市公司現(xiàn)金股利分配問題一直備受關(guān)注， 部分上市公司派現(xiàn)意識淡漠以及惡意派現(xiàn)等 行為， 一度成為市場關(guān)注的熱門話題。 現(xiàn)金股利是真正的現(xiàn)金流出， 沒有一定盈利能力和足 夠現(xiàn)金的公司是不可能發(fā)放的。 其他的分紅方式不需要企業(yè)資金的流出， 上市公司可以通過 更改會計(jì)政策等手段， 在公司實(shí)際經(jīng)營情況沒有改變的情況下虛增企業(yè)利潤， 然后通過賬面 上的處理，向股東“分紅” 。所以其他分紅方式所能反映的信息不如現(xiàn)金股利的可靠。通過 現(xiàn)金股利可以較為真實(shí)地向市場傳遞公司經(jīng)營狀況和發(fā)展前景的信息， 也可以保證配股資金 的有效利用。自米勒和莫迪利安尼( Miller and Mo

3、digliani )1961 年提出股利與企業(yè)價(jià)值無關(guān)理論以 來，學(xué)術(shù)界不斷對 MM 理論提出挑戰(zhàn)。 經(jīng)過近 40 年的發(fā)展演變， 股利理論已經(jīng)得到了擴(kuò)展。 羅澤夫( Rozeff ， 1982)將代理成本理論應(yīng)用于股利分配政策的研究。伊斯特布魯克(Easterbrook ,1984)建立經(jīng)濟(jì)模型解釋股利分配政策。在他的建立的模型中，發(fā)放現(xiàn)金股 利是控制代理成本的一種手段。然而,我國的股票市場存在其自有的特點(diǎn),并不完全符合西方學(xué)者理論研究的結(jié)果,在 本文之前, 國內(nèi)已有學(xué)者從代理問題方面研究我國上市公司股利的分配政策。原紅旗在 2000年發(fā)現(xiàn)：現(xiàn)金股利和股票股利有替代效應(yīng)。呂長江、王克敏在19

4、99年發(fā)現(xiàn)：非流通股比率越低, 公司獨(dú)立發(fā)展意識越強(qiáng), 越傾向?qū)⒗麧櫫粲诠疚磥戆l(fā)展, 越易于用股票股利代替現(xiàn) 金股利。 其中大部分的論文都從公司層面進(jìn)行分析, 而沒有體現(xiàn)宏觀因素對公司股利政策的 影響；還有一部分論文雖綜合考慮了宏觀和微觀影響因素,但所選用的分析數(shù)據(jù)多為2003年以前的上市公司公布資料,沒能體現(xiàn)2003年到 2004年宏觀政策的影響。在經(jīng)典理論里,影響股利分配政策的因素有很多,比如：契約約束、法律約束、現(xiàn)金充 足性約束、 償債能力約束、公司經(jīng)營狀況、規(guī)模等。 但是這些因素是針對成熟資本市場上市 公司而言, 對我國上市公司不一定適用。 在我國, 許多上市公司的總股本中有很大一部

5、分為 非流通股, 即國家股和法人股。 所以, 我們認(rèn)為影響我國上市公司股利分配政策的因素中還 有兩方面。 一方面, 國家證券監(jiān)管部門的行政政策, 這一因素對國家股占很大比例的國有企 業(yè)尤為重要。 另一方面, 我們不能排除公司股東做出損害國家利益以實(shí)現(xiàn)股東利益最大化的 決策， 特別是國家利益向個(gè)人利益的轉(zhuǎn)移。在我們的論文中， 我們著重考慮前者的影響，我 們不但考慮公司內(nèi)部因素， 還考慮了最近的政府行政政策對股利分配的影響， 因此我們將時(shí) 間序列分析與截面數(shù)據(jù)分析綜合起來，從宏觀因素和微觀因素兩個(gè)方面進(jìn)行了實(shí)證分析研 究。因此，我們將從公司財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)和股利政策兩方面入手，對 2003 和 2004

6、年發(fā)放現(xiàn)金股利 的公司進(jìn)行多因素回歸分析。三、理論分析（一）、變量選取的理論基礎(chǔ)我們對于變量的選是基于一些影響公司股利分配政策的主要因素： 1. 各種約束。（ 1） 契約約束。 公司與債權(quán)人簽訂借入長期債務(wù)契約時(shí)， 通常都會對公司的現(xiàn)金股利發(fā)放政策作 一定的限制。 （ 2）法律約束。為了維護(hù)公司各方的利益， 我國法律對公司的股利分配條 件和順序等方面有所規(guī)定， 公司的股利政策必須符合這些法律規(guī)范。（ 3）現(xiàn)金充足性約束。進(jìn)行現(xiàn)金股利分配的前提是有充足的現(xiàn)金。 如果公司現(xiàn)金儲備出現(xiàn)問題， 其股利政策必然會 受到影響。 2. 資本成本。公司在制定現(xiàn)金股利政策時(shí)，一般會全面考慮公司的資本結(jié)構(gòu)、 籌資

7、成本和需要籌集的資金數(shù)量等因素。以保證公司的資本結(jié)構(gòu)達(dá)到最佳。 3. 償債能力。 現(xiàn)金股利分配是現(xiàn)金的支出， 而大量的現(xiàn)金支出必然影響公司的償債能力。因此， 公司在確定股利政策時(shí)， 一定要考慮現(xiàn)金股利分配對公司償債能力的影響， 保證在現(xiàn)金股利分配后公 司仍能保持較強(qiáng)的償債能力，以維護(hù)公司的信譽(yù)和借貸能力。 4. 大股東對公司的控制。如 果公司股東和管理人員較為看重大股東對公司的控制權(quán)，則該公司可能不太愿意發(fā)行新股， 而是更多地利用公司的內(nèi)部積累。這種公司的現(xiàn)金股利分配就會較低。（二）、研究假設(shè)本文的研究建立在一定的假定前提下。 首先， 上市公司已經(jīng)公布的歷史股利分配資料， 是符合我國法律和法規(guī)

8、的限制。 其次， 由于在我國證券監(jiān)管手段還不是很成熟， 為了檢測新 政策是否對我國股市的股利分配政策產(chǎn)生作用， 基于 2001 年證監(jiān)會出臺的有關(guān)政策的影響， 我們選取公司凈資產(chǎn)收益率（虛擬變量）來檢驗(yàn)市場監(jiān)管手段對股利政策的影響。本文研究的具體假設(shè)為：假設(shè)一：每股現(xiàn)金股利（CD與每股收益（EPS呈顯著正相關(guān)關(guān)系； 假設(shè)二：每股現(xiàn)金股利與每股貨幣資金（CPS呈顯著正相關(guān)關(guān)系；假設(shè)三：每股現(xiàn)金股利與負(fù)債權(quán)益比率（ CQ 呈顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系； 假設(shè)四：每股現(xiàn)金股利與企業(yè)非流通股比率（ UPUB 呈顯著正相關(guān)關(guān)系； 假設(shè)五：每股現(xiàn)金股利與企業(yè)規(guī)模（ LGA 呈顯著正相關(guān)關(guān)系（我們選用總市值反映公 司規(guī)

9、模，但由于不同規(guī)模的公司的總市值差異太大，故取自然對數(shù)縮小差異，便于分析 ；假設(shè)六：每股現(xiàn)金股利與企業(yè)凈資產(chǎn)收益率（DA虛擬變量）呈顯著正相關(guān)關(guān)系。（三 、模型設(shè)計(jì)本文的研究模型為：CD 0 1EPS 2CPS 3CQ 4UPUB 5LGA 6DA 本文研究將圍繞這一模型，運(yùn)用 03 年和 04 年的樣本數(shù)據(jù)驗(yàn)證其是否成立，并研究其 理論及實(shí)際意義。（四）、樣本的選擇和處理本研究的數(shù)據(jù)來源于 CSMAR數(shù)據(jù)庫和上海證券交易所公布的各上市公司年報(bào)中的數(shù) 據(jù)。我們從所有上證 A股中分別選出03, 04年進(jìn)行了現(xiàn)金股利分配的公司，剔除金融概念 股和公司財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)出現(xiàn)異常波動的公司，排除偶然因素。因此，

10、03年有268家公司，04年有328家公司入樣。本研究的數(shù)據(jù)處理過程按照科學(xué)的理論依據(jù)，運(yùn)用EVIEWS軟件處理。三、2003年數(shù)據(jù)實(shí)證結(jié)果和分析（一）、相關(guān)性分析首先運(yùn)用EVIEWS軟件做出各個(gè)變量的相關(guān)系數(shù)表，觀察發(fā)現(xiàn)：六個(gè)變量兩兩之間的 相關(guān)系數(shù)都比較小（都小于0.6 ）。（二）、建立模型對現(xiàn)金股利影響因素的回歸分析我們使用03年的數(shù)據(jù)，按照模型設(shè)定和假設(shè)前提，運(yùn)用EVIEWS軟件進(jìn)行回歸分析,具體回歸結(jié)果見表 2：表2 :現(xiàn)金股利決定因素的一般模型解釋變量預(yù)期符號回歸系數(shù)T統(tǒng)計(jì)量顯著程度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%顯著水平* :呈10%顯著水平#：實(shí)際回歸符號與預(yù)期不同從表2我們可得出：第一，模型回歸得出的 Adjusted R-squared為0

12、.341784，如果以此 為評價(jià)標(biāo)準(zhǔn)，對于截面數(shù)據(jù)而言較好，說明模型的回歸效果較好。第二，根據(jù)回歸所得的結(jié)果顯示，除EPS和CQ可以通過T檢驗(yàn)外，其他變量無法通過T檢驗(yàn)（a 0.05），即表示除了公司的業(yè)績表現(xiàn)和產(chǎn)權(quán)結(jié)構(gòu)對每股現(xiàn)金股利有顯著影響外，其他變量對現(xiàn)金股利分配的影響不顯著。根據(jù)我們的了解和調(diào)查，此種回歸結(jié)果顯然不符合現(xiàn)實(shí)意義，因此我們要對其模型進(jìn)行修正。（三）、利用修正后模型對現(xiàn)金股利影響因素的回歸分析EPS （每股收我們根據(jù)“逐步回歸法”的理論要求，對原有模型進(jìn)行修正，最后保留了益）CQ （產(chǎn)權(quán)比）UPUB （非流通股比率）DA （凈資產(chǎn)收益率），四個(gè)解釋變量，并對修正 后的模型回

13、歸，具體結(jié)果見表3：表3：現(xiàn)金股利決定因素的修正模型解釋變量預(yù)期符號回歸系數(shù)T統(tǒng)計(jì)量顯著程度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%顯著水平* :呈10%顯著水平#：實(shí)際回歸符號與預(yù)期不同從表

14、3我們可以看出: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，模型的解釋變量數(shù)目由原來的六個(gè)變?yōu)樗膫€(gè)，說明逐步回歸法剔除了具有多重 共線性的變量和一些無顯著統(tǒng)計(jì)性質(zhì)的解釋變量。第二，模型的 Adjusted R-squared由原來的

15、0.326652 變?yōu)?.331093，我們認(rèn)為修正后 的模型的解釋效果仍然很好。第三，各個(gè)變量的 T統(tǒng)計(jì)量都有不同程度的改善，本研究的03年樣本容量為268,從而保證了自由度，故在修正后的模型里EPS、CQ和UPUB都通過了 T檢驗(yàn)（在 0.1的條件下，t（120）=1.289，故UPUB通過了檢驗(yàn)）。說明他們對每股現(xiàn)金股利有顯著影響。影響 的方向除了負(fù)債權(quán)益比率與每股現(xiàn)金股利呈顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系，其它變量與每股現(xiàn)金股利都是正相關(guān)關(guān)系。其中每股收益對每股現(xiàn)金股利的影響程度最為顯著。從凈資產(chǎn)收益率來看，它與每股現(xiàn)金股利有正相關(guān)關(guān)系，但不顯著。（四）、對模型的計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)檢驗(yàn)由于我們使用的是截面數(shù)據(jù)樣

16、本，故不存在自相關(guān)性，但有可能存在多重共線性和異 方差性，我們已經(jīng)運(yùn)用“逐步回歸法”修正了多重共線性的影響，還需運(yùn)用WHITE檢驗(yàn)，在輔助回歸函數(shù)里的解釋變量（包括交叉項(xiàng)）都沒有對殘差平方產(chǎn)生顯著影響，所以可以得出結(jié)論：修正后的回歸模型不存在異方差性，具有良好的計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)意義。四、2004年數(shù)據(jù)實(shí)證結(jié)果和分析為了對比說明我國證券監(jiān)管政策是否有效，我們收集了 2004年的上市公司的數(shù)據(jù)作了相同的實(shí)證分析。（一）、相關(guān)性分析我們同樣運(yùn)用 EVEIWS軟件先做出解釋變量的相關(guān)系數(shù)表，發(fā)現(xiàn)其兩兩之間的相關(guān)系 數(shù)都較小。（二）、建立模型對現(xiàn)金股利影響因素的回歸分析我們用04年的數(shù)據(jù)對模型進(jìn)行再次回歸，回

17、歸結(jié)果見表5：表5:現(xiàn)金股利決定因素的一般模型解釋變量預(yù)期符號回歸系數(shù)T統(tǒng)計(jì)量顯著程度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%顯著水平* :呈10%顯著水平#:實(shí)際回歸符號與預(yù)期不同由表5可以看出，與表 2（ 2003年樣本回歸結(jié)果）相比，2004年樣本的回歸結(jié)果明顯好于2003年，我們認(rèn)為有以下原因：第一， 2004年比2003年多60各樣本，使得模型能更 好地解釋現(xiàn)金股利的影響因素。第二，監(jiān)管部門的監(jiān)管政策對上市公司的股利政策的制定起 到了積極的作用，使得現(xiàn)金股利的分配更加合理化和規(guī)范化。同樣，我們使用“逐步回歸法”對模型進(jìn)行修正，修正模型的多重共線性。（三）、修正后模型對現(xiàn)金股利影響因素的回歸分析我們根據(jù)“逐步回歸法”的理論要求，運(yùn)用EVIEWS軟件對原

19、有模型進(jìn)行修正，最后保留了 EPS （每股收益）CQ （產(chǎn)權(quán)比）UPUB （非流通股比率） DA （凈資產(chǎn)收益率），CPS （每股貨幣資金），五個(gè)解釋變量。對修正后的模型進(jìn)行回歸，回歸結(jié)果見表6:表6：現(xiàn)金股利決定因素的修正模型解釋變量預(yù)期符號回歸系數(shù)T統(tǒng)計(jì)量顯著程度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%顯著水平* :呈10%顯著水平#:實(shí)際回歸符號與預(yù)期不同從表6我們可以看出：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，模型的解釋變量數(shù)目由原來的六個(gè)變?yōu)槲鍌€(gè)，說明逐步回歸法剔除了具有多重 共線性的變量和一些無顯著統(tǒng)計(jì)性質(zhì)的解釋變量。第二，模型的 Adjusted R-squared由原來的0.470673 變?yōu)?.471989，說明回歸結(jié)果較 為理想。第三，各個(gè)變量的 T統(tǒng)計(jì)量都有不同程度的改善，本研究的2004年樣本容量為328，從而保證了自由度，故在修正后的模型里所有變量都通過了一定精度要求下的T檢驗(yàn)(在=0.1的情況下，t( 120)=1.289 )。說明04年他們對每股現(xiàn)金股利有顯著影響

22、。第四，與2003年的回歸結(jié)果相比，2004年的影響因素中加入了 CPS (每股貨幣資金)， 且它對每股現(xiàn)金股利有顯著的正相關(guān)關(guān)系，但影響程度不大。(四) 、對模型的計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)檢驗(yàn)在2004年樣本下用 WHITE檢驗(yàn)?zāi)Ｐ偷漠惙讲?，檢驗(yàn)結(jié)果中有四個(gè)輔助回歸函數(shù)的解 釋變量對殘差平方和有顯著影響，即模型存在異方差，具體這些因素怎樣影響殘差平方，還有待進(jìn)一步研究。五、研究結(jié)論及政策評價(jià)(一)、研究結(jié)論根據(jù)我們對2003、2004兩年數(shù)據(jù)的分析，我們可以看出，EPS、CQ、DA和UPUB對每股現(xiàn)金股利有顯著的影響，在我們的研究過程中被保留下來，并且與我們的假設(shè)前提相符合，說明這四個(gè)變量是決定和影響我國

23、上市公司股利分配政策的重要因素，具體影響方式如下：第一，從每股收益（EPS）來看，它與每股現(xiàn)金股利有顯著的正相關(guān)關(guān)系，對現(xiàn)金股利 分配的影響最大， 這說明業(yè)績好的公司有更多的機(jī)會和可能性分配現(xiàn)金股利， 并且， 其現(xiàn)金 股利分配政策的制定也和公司業(yè)績有密切的關(guān)系，我們可以說每股收益是現(xiàn)金股利的保障。第二，從負(fù)債權(quán)益比率（CQ）來看，它與每股現(xiàn)金股利有顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系。負(fù)債權(quán) 益比率，也稱為財(cái)務(wù)杠桿比率， 財(cái)務(wù)杠桿比率越大，則公司舉債經(jīng)營的風(fēng)險(xiǎn)就越大，我們認(rèn) 為公司是規(guī)避風(fēng)險(xiǎn)而獲得收益的， 公司會盡可能地降低其財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)而獲得較穩(wěn)妥的收益?，F(xiàn)在的行情是中國沒有通貨膨脹，不需要轉(zhuǎn)嫁通貨風(fēng)險(xiǎn)，因此公司會

24、傾向于較低的杠桿作用， 因此會出現(xiàn)和現(xiàn)金股利分配呈反方向變動的結(jié)論。 根據(jù)實(shí)證結(jié)果， 負(fù)債權(quán)益比率對現(xiàn)金股利 的分配也有顯著影響， 而且和我們的預(yù)期結(jié)果比較吻合， 說明公司的舉債多少和股利分配是 相互替代的作用，因此是負(fù)相關(guān)。第三，從凈資產(chǎn)收益率（ DA ）來看，它與每股現(xiàn)金股利有顯著正相關(guān)關(guān)系。根據(jù)關(guān) 于上市公司重大購買、出售、置換資產(chǎn)若干問題的通知（證監(jiān)公司字 2001105 號）規(guī)定“重大資產(chǎn)重組的上市公司， 重組完成后首次申請?jiān)霭l(fā)新股， 年度加權(quán)平均凈資產(chǎn)收益率不 低于 6%”。可見監(jiān)管部門將上市公司現(xiàn)金股利分配作為直接融資的一個(gè)前提條件，并且要 求凈資產(chǎn)收益率要達(dá)到 6%這一配股最低

25、線，對上市公司股利政策制定的影響非常大。第四，從非流通股比率（ UPUB ）來看，它與每股現(xiàn)金股利有顯著正相關(guān)關(guān)系。我國的 上市公司有部分股份是國家股或法人股， 這部分股份在一定時(shí)期內(nèi)是不可以流通的。 在這種 情況下， 分配現(xiàn)金可以滿足股東自身的需要， 這樣既可以給大股東實(shí)際的經(jīng)濟(jì)利益又可以降 低現(xiàn)金在企業(yè)中閑置的成本， 所以在我國， 非流通股股東是偏好分配現(xiàn)金股利的。 從回歸結(jié) 果我們也可以看出， 我們的假設(shè)和理論分析結(jié)果很相近， 而且非流通股對現(xiàn)金股利分配的影 響也較為顯著。第五， 04 年的分析結(jié)果比 03 年的分析結(jié)果多保留了一個(gè)解釋變量：每股貨幣資金 （ CPS） 。我們認(rèn)為每股貨幣

26、資金對現(xiàn)金股利的分配是有影響的，正如我們在研究假設(shè)中提 到的，對于公司來說其必須有充足的現(xiàn)金才可能進(jìn)行現(xiàn)金股利分配，對于大多數(shù)公司而言，并不總是擁有充裕的現(xiàn)金， 且希望將現(xiàn)金投向有利于公司發(fā)展或報(bào)酬率高的項(xiàng)目，因此， 只有對那些現(xiàn)金充裕而一時(shí)又沒有高收益項(xiàng)目可投的公司，將樂意采用現(xiàn)金股利的分配方式， 以減少現(xiàn)金存量。 所以我們認(rèn)為 ,可能是因?yàn)?03 年進(jìn)行現(xiàn)金股利分配的公司過少， 樣本與 03 年相比較小，導(dǎo)致該變量在 03 年沒有保留下來。同時(shí)，我們發(fā)現(xiàn)在對兩年數(shù)據(jù)的研究中，總市值對數(shù)（LGA ）都沒有被保留下來，與我們的研究假設(shè)不符。我們認(rèn)為有兩種可能性：第一，在03、04 年，這些企業(yè)

27、改變其股利分配政策， 不是為了分配而分配，而是為了達(dá)到配股、增發(fā)新股的條件而分配，這與企業(yè)的 規(guī)模大小無關(guān)。 第二，我們是在修正模型多重共線性時(shí)采用“逐步回歸法” 剔除了總市值對 數(shù)，我們認(rèn)為，可能該變量所要反映的信息包含在已保留的變量中。（二）、政策評價(jià)和分析第一，由 2003,2004 兩年的數(shù)據(jù)數(shù)目可以看出， 2004 年進(jìn)行現(xiàn)金股利分配的公司較多， 2003 年的較少。我們認(rèn)為，這是與我國 04 年底提出的宏觀政策相關(guān)的。中國證監(jiān)會 2004 年 12 月 7 日發(fā)布的關(guān)于加強(qiáng)社會公眾股股東權(quán)益保護(hù)的若干規(guī)定中指出，上市公司最 近三年未進(jìn)行現(xiàn)金利潤分配的， 不得向社會公眾增發(fā)新股、 發(fā)行可轉(zhuǎn)換公司債券或向原有股 東配售股份。我們可以相信，正是這條規(guī)定的提出，導(dǎo)致 2004 年分配現(xiàn)金股利的公司增加 了，但我們并不排除這其中有惡性分紅， 想繼續(xù)向股東圈錢的行為，從整體的走勢來看，我 們還是可以認(rèn)為這項(xiàng)政策確實(shí)對現(xiàn)金股利的分配產(chǎn)生了很大的影響，我們也認(rèn)為這對廣大股東比較有益的。第二，根據(jù)關(guān)于上市公司重大購買、出售、置換資產(chǎn)若干問題的通知（證監(jiān)公司字（2001105 號） ）規(guī)定：重大資產(chǎn)重組的