我國上市公司股利變動的影響因素

PAGEPAGE4我國上市公司股利變動的影響因素研究課題研究人：張士偉選送單位：萬聯(lián)證券有限責任公司

內容提要立足于“股利因何而變”這一更基本的命題，本文從不同學派的股利理論出發(fā)，對上市公司的盈余變動、投資、資本結構、股權結構在股利變動中的作用機理進行了規(guī)范分析與實證分析。本文的主要結論包括：=1\*GB3①中國上市公司在確定股利支付水平時，主要依據(jù)的是歷史及未來的盈利水平，并未執(zhí)行債務融資性股利政策或投資融資性股利政策；=2\*GB3②本文首度發(fā)現(xiàn)在資產(chǎn)負債率變動與股利變動之間存在“倒U型”關系；=3\*GB3③受制于“一股獨大”的特殊股權結構，上市公司的股利政策主要受控股股東的偏好影響，難以反映流通股東的意志。本文認為，由于股利變動傳遞了公司未來盈余變動的信息，因此，股利被額外賦予了信號傳遞介質的特殊意義，這對緩解信息不對稱問題具有積極意義。但是，在后股權分置時代，大股東和內部控制人基于財務信息操縱影響市場股價的動機增強，股利存在異化為“噪音”的可能。本文認為，解決這一“困境”的關鍵在于針對“一股獨大”的特殊股權結構，通過政策引導，增強中小股東在股利政策上的話語權，督促上市公司制定一個能反映中小股東意志的、公開、透明、穩(wěn)定的股利分配政策。目錄1、問題的提出2、理論分析與研究假設3、研究設計3.1樣本選擇及數(shù)據(jù)來源3.2模型與研究變量4、實證結果及分析4.1描述性統(tǒng)計與相關分析4.2多元回歸分析5、結論及建議1問題的提出Lintner（1956）通過開創(chuàng)性的研究發(fā)現(xiàn)美國上市公司的股利政策相當穩(wěn)定，只有當公司經(jīng)理人員認為公司的盈余永久性增加時，他們才會增加股利本文中的股利均指現(xiàn)金股利。在實證分析部分，特指稅前股利。，即非預期和非短暫的盈余變化是股利變動的一個重要原因。隨后，股利信號假說（股利變動是否傳遞了公司未來盈余變化的信息）就成為財務學中的一個熱門話題。本文中的股利均指現(xiàn)金股利。在實證分析部分，特指稅前股利。國外學者對股利信號假說的檢驗結果存在很大的分歧。Brickley（1983）、Jayaraman和Shastri（1988）以美國上市公司中的“特別標識股利”為樣本，證實了股利信號假說，其后，Aharony和Dotan（1994）、Doron和Amir（2001）、Kimie和Pascal（2005）以不同的樣本為分析對象，其實證結果均支持股利信號假說；但是，Benartzi等（1997）、AtsuoFukuda（2000）的實證結果則不支持股利信號假說，他們認為股利變動傳遞的并不是公司未來盈余的信息，而是當期盈余持續(xù)的信息。對于股利分配問題，我國學者給予了高度關注，但是，研究的焦點集中在股利分配的影響因素上，專門研究股利變動與盈余變化之間關系的文獻較少，而相關的研究結果同樣存在分歧。魏剛（2001）以1992——1997年間發(fā)生股利變動現(xiàn)象的389家上市公司共1367個觀察值為樣本，發(fā)現(xiàn)股利的增加意味著當期及未來盈利的增長，股利的減少意味著未來盈利的減少，其實證結果支持股利信號假說；李小軍、王平心（2006）選取2000——2002年三年間所有宣告現(xiàn)金股利分配的公司作為研究樣本，發(fā)現(xiàn)上市公司主要依據(jù)以往的經(jīng)營業(yè)績來制定股利政策，過去收益變動越大，股利變動幅度越大，公司股利變動對將來收益變動沒有信息含量，其實證結果不支持股利信號假說?？v觀國內外檢驗股利信號假說的文獻，其研究設計均依循這樣的思路：通過對股利變動率與歷史及未來收益增長率之間的關系進行相關分析或多元回歸分析，以此為基礎，證實（或證偽）股利信號假說。本文以為，這種研究設計的一個隱含假設是盈余變動是造成股利變動唯一的（或至少是最重要的）因素。但是，正如各種學派的股利理論所指出的，現(xiàn)實經(jīng)濟生活中存在多種因素影響著股利水平，由此，一個合乎邏輯的推論是：影響股利政策因素的多元性必然導致股利變動因素的多元性。首先，股利存在多種來源。除了企業(yè)盈余外，也可以執(zhí)行投資融資性股利政策，即通過降低投資水平來發(fā)放股利；或者執(zhí)行債務融資性股利政策，即通過對外舉債來籌集股利。因此，股利的變動不僅是歷史及未來盈余變化的結果，而且還可能是投資變動或債務變動的結果。其次，股利政策是股東之間，特別是具有控制權的大股東與中小流通股股東之間博弈的結果。因此，股利的變化還可能是不同類型股東現(xiàn)金股利偏好程度的反映。因此，在研究股利變動與收益變動之間的關系時，如果不對其它相關變量進行控制，就可能導致研究結果的偏差?；诖?，本文從“股利因何而變”這一更基本的命題出發(fā)，對盈余變動、投資變動、負債變動、股權結構等可能對股利政策構成重大影響的變量與股利變動之間的關系進行了規(guī)范分析與實證分析，在此基礎上，對股利信號假說實施了更合理的檢驗。本文后續(xù)部分的結構如下：第2部分主要從理論上總結了影響股利變動的因素，在此基礎上，提出研究假設；第3部分是研究設計，交待了本文實證分析部分所采用的樣本、變量及統(tǒng)計方法；第4部分報告了實證分析結果；第5部分是對本文主要結論的一個總結。2理論分析與研究假設從股利理論的不同學派出發(fā)，本文認為，除企業(yè)盈余外，影響股利政策的制定并可能造成股利變化的因素主要包括以下三個方面：（1）投資與股利變化Miller和Modigliani（1961）在其著名的“股利無關論”中指出，股利政策只不過是公司的一種融資策略。為了籌措長期資金，企業(yè)可以選擇：=1\*GB3①對外發(fā)行股票，而同時將內部未分配利潤作為股利發(fā)放；=2\*GB3②留存盈余，減少股利發(fā)放，相應的不再對外發(fā)行股票。在完美的資本市場中，盈余在股利與留存收益之間的分割并不影響企業(yè)價值。但是，在現(xiàn)實經(jīng)濟中，資本市場并非完美，股票的發(fā)行存在很高的費用。在面對富有價值的投資機會時，如果為了取悅股東仍然超能力派發(fā)股利，則要么放棄這些投資機會，導致所謂的“投資不足”，要么承擔高額費用，通過發(fā)行股票來支持投資，導致股東利益的攤薄。無論出現(xiàn)哪種情況，最終都將損害股東的利益。因此，在股票發(fā)行存在費用的現(xiàn)實情況下，基于股東價值最大化的考慮，股利政策在很大程度上將受投資機會的左右，企業(yè)的最佳選擇是，只有當利潤超過投資需要時，企業(yè)才應發(fā)放股利。根據(jù)上述分析，在企業(yè)盈余一定的情況下，如果公司的投資需求逐年增加，股利將逐年減少，反之，當公司的投資需求逐年下降時，可用于股利分配的資源反而逐年增加。因此，本文提出如下假設：假設1：股利變動與公司投資額的變化負相關。（2）資本結構與股利變化企業(yè)制定股利政策的過程，就是決定企業(yè)盈余在股利與留存利潤之間分配的權衡過程。由于留存利潤傳統(tǒng)上被視為內源融資方式而成為企業(yè)的融資來源之一，因此，股利通過影響留存利潤經(jīng)由融資結構與資本結構發(fā)生了天然聯(lián)系。現(xiàn)代資本結構理論認為，企業(yè)存在一個最優(yōu)資本結構。Bradley、Jarrell、Kim（1984）認為，企業(yè)最優(yōu)資本結構的確定就是在負債融資的稅收利益與破產(chǎn)成本之間的權衡；Jensen、Meckling（1976）認為，通過權衡債務代理成本與債務融資收益可以確定最優(yōu)資本結構；李義超（2003）利用中國上市公司的數(shù)據(jù)證明如果以凈資產(chǎn)收益率作為業(yè)績績效的衡量指標，則存在一個最優(yōu)負債區(qū)間，在這一負債區(qū)間內的企業(yè)更有可能取得較為理想的經(jīng)營績效。根據(jù)上述結論，可以推論：當負債率發(fā)生波動時，根據(jù)負債率相對于最優(yōu)負債區(qū)間的不同情況，對企業(yè)業(yè)績將產(chǎn)生不同的影響。不失一般性，本文以提高負債率為例進行說明。在實際的資產(chǎn)負債率低于最優(yōu)負債區(qū)間的情況下，提高負債率有助于股權代理成本下降。Jensen和Meckling（1976）、Stulz(1990)指出，債務融資將迫使企業(yè)支付現(xiàn)金，減少經(jīng)理人員可以用于在職消費的自由現(xiàn)金流、抑制過度投資，從而降低股東與經(jīng)理人員之間的股權代理成本；Grossman和Hart（1982）通過建立正式的代理模型，證明由于企業(yè)破產(chǎn)概率與其負債/權益比率正相關，破產(chǎn)對經(jīng)理人員約束的有效性就取決于企業(yè)的融資結構，因此，債務相當于一種擔保機制，它能使效用依賴于職位的企業(yè)經(jīng)理層增加個人努力，減少個人享樂，從而降低所有權與控制權分離所形成的股權代理成本。因此，債務比率的提高通過降低股權代理成本，有助于股東價值的提升，最終導致現(xiàn)金股利的增加。在實際的資產(chǎn)負債率高于最優(yōu)負債區(qū)間的情況下，提高資產(chǎn)負債率不利于現(xiàn)金股利的增加。原因在于：一方面，企業(yè)將面臨更高的債務融資成本，抵消甚至超過了債務融資利益，最終導致企業(yè)的盈利下滑，這使現(xiàn)金股利的增加失去了物質基礎；另一方面，由于企業(yè)破產(chǎn)概率與其負債/權益比率正相關，一個過高的負債率將使企業(yè)經(jīng)理人員面臨陡增的破產(chǎn)風險，因此，經(jīng)理人員將選擇通過減少現(xiàn)金股利分配、降低資產(chǎn)負債率的方式降低破產(chǎn)風險；此外，當資產(chǎn)負債率過高時，銀行往往通過契約的形式對企業(yè)的股利政策進行約束，以防范上市公司通過派發(fā)高股息將債權人利益輸送給股東。基于上述分析，本文提出如下假設：假設2：股利變動與資產(chǎn)負債率變動之間存在“倒U型”關系。（3）股權結構與股利變化Graham（1985）以信號傳遞理論來解釋股權結構對股利政策的影響。他指出，信息不對稱程度較低的股權結構集中的公司，因為決策人較為集中，并且各決策人之間的信息傳遞的速度較快且可信，因此，對股利傳遞的信息的要求程度較低，尤其是對于股東與管理者一致的家族控制的企業(yè)，以及那些受銀行和產(chǎn)業(yè)集團控制其治理結構的大公司更是如此。Jensen和Meckling（1976）同時運用信號傳遞理論和代理成本理論解釋股權結構對股利政策的影響。他們指出股權結構越分散，有監(jiān)督管理者經(jīng)營行為的股東人數(shù)就越少，股東和管理者之間的代理成本越大，也就越需要公司支付股利以傳遞管理者的優(yōu)勢信息。上述學者的觀點表明，在同樣的情況下，股權結構越集中的公司，越不愿意增加現(xiàn)金股利。但是，在中國特有的股權分置狀況由于本文實證部分的取樣區(qū)間為2000——2002年，該期間股權分置改革尚未進行，因此，仍處于股權分置狀態(tài)。下，上述結論則未必成立。徐國祥、蘇月中（2005）從代理理論出發(fā)，不僅注意到了存在于經(jīng)理層與股東之間的代理成本（即由于經(jīng)理層可支配的資源增加而引起的公司效率損失，被命名為“全流通代理成本”），而且，特別指出，由于第一大股東的股權成本遠遠低于流通股股東的股權成本，同樣的每股現(xiàn)金股利將使第一大股東的收益率遠遠高于流通股股東的收益率，因此，非流通股股東相對流通股股東更偏好現(xiàn)金股利，這樣，當現(xiàn)金股利增加時，存在于控股性非流通大股東和流通股東之間收益差距就形成了“非流通股代理成本”。根據(jù)上述定義，顯然有：增加現(xiàn)金股利發(fā)放，將減少“全流通代理成本”，但增加“非流通股代理成本”；相反，減少現(xiàn)金股利發(fā)放，將增加“全流通代理成本”，但減少“非流通股代理成本”。這就形成了“現(xiàn)金股利悖論”，即現(xiàn)金股利增加或減少都可能增加代理成本從而損害中小投資者利益。進一步，徐國祥、蘇月中（2005）推論：股權越集中的公司越偏好發(fā)放現(xiàn)金股利。原因在于：一方面,股權越集中,第一大股東的持股比例越高,第一大股東的利益與公司的利益越來越趨于一致，通過增加現(xiàn)金股利，有助于降低股東與經(jīng)理層之間的“全流通代理成本”；另一方面,第一大股東的持股比例越高,通過增加現(xiàn)金股利，將增大流通股東與非流通股東之間的收益差距，即增大“由于本文實證部分的取樣區(qū)間為2000——2002年，該期間股權分置改革尚未進行，因此，仍處于股權分置狀態(tài)。在上述分析中，股權集中度往往等價于控股股東的控制力。因此，針對國內外學者研究成果差異，本文提出如下兩個對立假設：假設3.1：控股股東控制力越強的公司越傾向于減少股利。假設3.2：控股股東控制力越強的公司越傾向于增加股利。對于中小流通股股東而言，增加股利發(fā)放有助于降低存在于控股股東與中小股東之間以及股東與經(jīng)理層之間的代理成本，從而有利于增加企業(yè)價值。首先，增加股利發(fā)放，可以減小企業(yè)規(guī)模，降低控股股東的控制權收益，從而減少存在于控股股東與中小股東之間的代理成本；其次，增加股利發(fā)放，可以降低企業(yè)的自由現(xiàn)金流，抑制經(jīng)理層的改善辦公條件、建立企業(yè)帝國等在職消費行為，從而降低剩余損失，減少代理成本；再次，增加股利發(fā)放，通過提高負債/權益比率改變資本結構，增加債權人對企業(yè)的監(jiān)督，以此降低委托人（股東）的監(jiān)督支出，降低代理成本；最后，增加股利發(fā)放還迫使企業(yè)不斷走向資本市場進行籌資，在此過程中，由于引入了新投資者的監(jiān)督，從而起到了降低原投資者監(jiān)督支出的作用。因此，中小流通股股東理應偏好現(xiàn)金股利。事實上，在股權分置改革過程中，有相當數(shù)量的上市公司在流通股東的壓力下對現(xiàn)金分紅率做出了承諾，這說明流通股股東確實存在偏好現(xiàn)金股利的傾向。但是，如果將股利政策視同掌握公司控制權的大股東與中小流通股股東之間博弈的結果，那么，在當前“一股獨大”的特殊股權結構下，博弈結果未必會體現(xiàn)出理論上應該偏好現(xiàn)金股利的流通股股東的意志。一方面，由于我國上市公司第一大股東依托高的持股比率往往對公司具有足夠控制力，無論在董事會制定股利政策還是在股東大會上表決股利方案時都具有壓倒性的“投票權”優(yōu)勢；另一方面，我國流通股股東較為分散，根據(jù)集體行動的邏輯，“搭便車”行為將盛行，這使博弈的天平越發(fā)傾向于具有公司控制權的大股東。因此，上市公司的股利政策主要受控股股東的偏好影響，流通股東對股利政策不具備約束力，也即無論流通股東的集中程度如何變化，對股利政策都不產(chǎn)生影響。基于上述分析，本文提出如下假設：假設4：流通股東集中程度的變化對股利變化沒有影響。3研究設計3.1樣本選擇及數(shù)據(jù)來源本文選取2000-2002年間同時滿足“上市滿兩年”及“在連續(xù)兩個會計年度內分配現(xiàn)金股利”兩個條件的上市公司為研究樣本。所有數(shù)據(jù)均取自wind數(shù)據(jù)庫。樣本及分樣本數(shù)量如表1所示。表1：總樣本及分年度樣本數(shù)量一覽表2000-2002合計2000年2001年2002年數(shù)量（家）比例（%）數(shù)量（家）比例（%）數(shù)量（家）比例（%）數(shù)量（家）比例（%）股利增加組30641.027454.8110434.9012840.89股利不變組14118.902115.564214.097824.92股利減少組29940.084029.6315251.0110734.19合計746100135100298100313100由表1可見，區(qū)別于成熟市場上市公司股利政策的“剛性”，中國上市公司股利變動較為頻繁。在樣本研究期內，在連續(xù)兩個會計年度內保持股利不變的上市公司僅占總樣本的18.90%，說明中國上市公司的股利支付路徑并不穩(wěn)定。3.2模型與研究變量在描述性統(tǒng)計、相關分析之外，本文主要采用多元回歸模型對可能影響股利變動的因素進行分析，以檢驗第2部分提出的研究假設。模型形式如下：股利變動率=++……………….公式1模型中涉及的變量計算方法如下：3.2.1股利變動率為了消除異方差性，在公式1中，股利變動率（）被定義為稅前股利的連續(xù)復利，其計算公式如下：…….公式2其中，為第年的合計稅前股利，即中期及年末稅前現(xiàn)金股利之和。3.2.2解釋變量根據(jù)本文第2部分的分析，解釋變量包括以下幾個：（1）投資變動率（）本文以現(xiàn)金流量表中的投資活動產(chǎn)生的現(xiàn)金流量凈額作為投資額的代理變量。投資變動率（）的計算公式如下：…….公式3其中，為第年的投資活動產(chǎn)生的現(xiàn)金流量凈額；為第年的賬面凈資產(chǎn)。（2）資產(chǎn)負債率的變動率（）為了消除異方差性，本文將資產(chǎn)負債率的變動率（）定義為資產(chǎn)負債率的連續(xù)復利，其計算公式如下：…….公式4其中，為第年的資產(chǎn)負債率。（3）控股股東的控制力（）關于控股股東的控制力（），多數(shù)學者采用持股比例進行衡量，但吳超鵬等（2006）認為該方法存在兩個問題：一是持股比例與控制力并非線性正相關關系，例如持股比例51%與100%對公司的控制力是一樣的；二是控制力不僅受自身持股比例的影響，還受到其他股東持股比例的影響。因此，吳超鵬等（2006）認為應采用Milnor和Shapley（1978）根據(jù)海量博弈提出的Shapley指數(shù)，其計算公式如下式所示：1=……….公式5其中，代表控股股東的控制力，代表第一大股東持股比例，代表第二大股東持股比例，代表除第一、二大股東之外其余股東持股比例之和。（4）流通股東集中程度的變化率（）由于前十大股東中的非流通股東一般是不變的，因此，當前十大股東的持股比例發(fā)生變化時，往往意味著流通股東的集中程度發(fā)生了變化。故本文采用前十大股東持股比例的變化率作為流通股東集中程度變化率的代理變量?！?公式6其中，為第年的前十大股東的持股比例。（5）盈利前景（）如果股利分配的是第個會計年度的經(jīng)營成果根據(jù)定義，如果股利分配的是第個會計年度的經(jīng)營成果，則股利宣告年在第＋1年。，則分別用（股利宣告年前1年的凈利潤增長率）、根據(jù)定義，如果股利分配的是第個會計年度的經(jīng)營成果，則股利宣告年在第＋1年。（）……………….公式7其中，為第年的凈利潤；為第年的賬面凈資產(chǎn)。4實證結果及分析4.1描述性統(tǒng)計與相關分析各研究變量的描述性統(tǒng)計結果如表2所示。由表2可見，除股利宣告年后1年的凈利潤增長率（）、股利宣告年后2年的凈利潤增長率（）外的其它變量的均值均顯著不為0。這說明，就總體而言：（1）上市公司的股利分配政策并不穩(wěn)定，研究期內（2000-2002年），上市公司的股利水平總體上在下降。但是，離散系數(shù)（標準差/平均值）高達11.18，說明上市公司股利變動率的分布變異性大。（2）上市公司具有穩(wěn)定的股權結構，主要體現(xiàn)在控股股東對上市公司的控制力足夠大。但前十大股東的持股比例并不穩(wěn)定，研究期內，呈現(xiàn)股權集中的趨勢，這可能和證券投資基金的規(guī)模不斷擴大有關。（3）研究期內，資產(chǎn)負債率呈現(xiàn)增加趨勢。但是，離散系數(shù)高達7.09，說明上市公司資產(chǎn)負債率變動率的分布變異性大。（4）股利宣告年前1年的凈利潤增長率（）以及股利宣告年當年的凈利潤增長率（）的平均值為顯著的負數(shù)，說明樣本公司的業(yè)績在研究期內總體上呈現(xiàn)出負增長趨勢。但是，其離散系數(shù)分別高達17.92、10.39，說明上市公司的利潤增長率更多地受行業(yè)狀況以及個體特質擾動的影響。表2變量描述性統(tǒng)計結果平均值中位值標準差最大值最小值股利變動率（）-0.054282***00.6069872.302585-3.218875控股股東的控制力（）0.713985***0.8353970.30902310.075860流通股東集中程度的變化率（）0.332668***0.2491050.2404211-0.291042資產(chǎn)負債率的變動率（）0.037030***0.0357310.2624681.423675-1.657752投資變動率（）-0.024930***-0.0112860.2357821.182318-2.714572股利宣告年前1年的凈利潤增長率（）-0.002322*0.0003780.0416000.341515-0.346075股利宣告年當年的凈利潤增長率（）-0.006501***0.0003600.0675160.277369-0.732792股利宣告年后1年的凈利潤增長率（）-0.0011170.0033900.1184990.696289-1.915219股利宣告年后2年的凈利潤增長率（）-0.0006860.0030170.1493942.077796-1.068481注：***、**、*表示針對原假設（均值為0）的Z檢驗分別在1％、5％、10％的水平下顯著。表3列示了各變量之間的Pearson相關系數(shù)。由表3可見：（1）股利變動率（）與控股股東的控制力（）之間的相關系數(shù)并不顯著，無法證明關于兩者之間相關關系的對立假設3.1與3.2中的哪一個是成立的，有待通過多元回歸模型作進一步檢驗。（2）股利變動率（）與流通股東集中程度的變化率（）之間的相關系數(shù)并不顯著，假設4（流通股東集中程度的變化對股利變化沒有影響）得到初步證明。（3）股利變動率（）與資產(chǎn)負債率的變動率（）在10％的顯著性水平上呈負相關關系。暗示中國上市公司執(zhí)行的并非債務融資性股利政策，即中國上市公司并沒有通過對外舉債來發(fā)放股利，否則，兩者應呈現(xiàn)正相關關系（即通過提高負債水平來增加股利，抑或為了降低負債水平而減少股利）。（4）股利變動率（）與投資變動率（）之間的相關系數(shù)雖然為負，但并不顯著，不支持假設1（股利變動與公司投資額的變化負相關），有待通過多元回歸模型作進一步檢驗。（5）股利變動率（）與股利宣告年前1年、當年及后一年的凈利潤增長率呈正相關關系，說明股利的變化不僅反映了過去業(yè)績的變化而且也反映了未來盈利的變化，股利信號假說得到初步證明。表3各變量的Pearson相關系數(shù)矩陣股利變動率（）1控股股東的控制力（）0.0061流通股東集中程度的變化率（）-0.059-0.166***1資產(chǎn)負債率的變動率（-0.065*-0.012-0.0331投資變動率（）-0.042-0.039-0.029-0.168***1股利宣告年前1年的凈利潤增長率（）0.314***-0.045-0.003-0.116**-0.067*1股利宣告年當年的凈利潤增長率（）0.143***0.0560.004-0.066*-0.094**0.22***1股利宣告年后1年的凈利潤增長率（）0.065*0.046-0.0570.0030.0260.02-0.08**1股利宣告年后2年的凈利潤增長率（）-0.0440.046-0.044-0.007-0.006-0.09**-0.07*-0.34***1注：***、**、*表示針對原假設（相關系數(shù)為0）的雙尾t檢驗分別在1％、5％、10％的水平下顯著。4.2多元回歸分析表4列示了全樣本及分年度樣本的多元回歸分析結果。此外，為了檢驗假設的穩(wěn)定性，本文對總樣本中剔除了相鄰兩年股利不變的樣本組后的股利變動樣本組及分類別樣本（股利增加組及股利減少組）作了專門分析，其多元回歸分析結果列示在表4中的陰影部分內。由表4可見：（1）在股利變動率與股利宣告年前1年凈利潤增長率的關系上，所有樣本組均在1％的水平上顯著正相關，說明歷史業(yè)績變化是股利變化的重要原因；在股利變動率與股利宣告年當年凈利潤增長率的關系上，除2000年分樣本、股利增加組與股利減少組分樣本外的其余樣本均存在顯著的正相關關系，說明股利變化基本反映了未來一年的業(yè)績變化；在股利變動率與股利宣告年后1年凈利潤增長率的關系上，在全樣本與2002年的分樣本中兩者存在顯著的正相關關系，說明股利變化也反映了股利宣告年后一年的業(yè)績變化。結合4.1節(jié)中兩者的相關性分析結果，本文認為，股利變化不僅是對過往業(yè)績變化的反映，而且內含了未來兩個會計年度公司盈余變化的信息。實證結果支持股利信號假說。更具積極意義的是，基于分年度樣本的多元回歸分析結果顯示，隨著時間的推移，股利變化中所內含的公司盈余變化信息越來越豐富：2000年的股利變動率僅和股利宣告年前1年的凈利潤增長率顯著相關；2001年的股利變動率除了和股利宣告年前1年的凈利潤增長率顯著相關外，還和股利宣告年當年的凈利潤增長率顯著相關；2002年的股利變動率反映的信息更為豐富，股利變動率與股利宣告年前1年、當年以及后1年的凈利潤增長率均顯著相關。（2）除了2002年分樣本外，其余樣本組中股利變動與投資變動之間在統(tǒng)計上并不存在顯著的相關關系。結合4.1節(jié)中股利變動率與投資變動率之間的負相關性不顯著的結果，本文認為，實證結果不支持假設1（股利變動與公司投資額的變化負相關）。這說明中國上市公司執(zhí)行的并非投資融資性股利政策，即中國上市公司并未通過降低投資水平來發(fā)放股利，否則，兩者應呈現(xiàn)負相關關系（即通過降低投資水平來增加股利，或者在一個更高的投資水平約束下減少股利）。（3）在大樣本組（2000-2002年全樣本以及股利變化組）中，資產(chǎn)負債率變動率的平方（）與股利變動率在10%的顯著性水平上負相關。假設2（股利變動與資產(chǎn)負債率變動之間存在“倒U型”關系）基本成立。（4）在股利增加組中，控股股東的控制力（）與股利變動率在5%的顯著性水平上正相關。這證明了基于國外學者研究成果的推論——假設3.1（控股股東控制力越強的公司越傾向于減少股利）并不符合中國的實際情況。但是，控股股東的控制力（）與股利變動率的相關關系在除股利增加組外的其余樣本組中并不顯著，結合4.1節(jié)中兩者之間的相關關系不顯著的結果，本文認為，多元回歸分析結果尚不足以證明假設3.2（控股股東控制力越強的公司越傾向于增加股利）。假設3.2有待進一步證實。（5）在所有樣本組中，流通股東集中程度的變化率與股利變動率之間的相關關系均不顯著，假設4（流通股東集中程度的變化對股利變化沒有影響）得到進一步證明。表4多元回歸分析結果（因變量為股利變動率）2000-2002年全樣本2000年如果把變量放入以2000年數(shù)據(jù)為樣本的回歸模型中，將引起整個回歸模型在10%的水平上不顯著。因此，2000年的回歸模型比其他回歸模型少一個變量。2001年2002年股利變化組股利減少組股利增加組樣本數(shù)746135298313605299306常數(shù)項0.0197-0.0606-0.00410.05770.0243-0.4372***0.2933***控股股東的控制力（）0.00530.1724-0.0612-0.03260.0015-0.04990.1553**流通股東集中程度的變化率（）-0.1445-0.1486-0.1160-0.0929-0.1735-0.15330.0482資產(chǎn)負債率的變動率（-0.04930.1603-0.0949-0.1153-0.0659-0.1737*0.0259資產(chǎn)負債率變動率的平方（）-0.2039*——-0.1695-0.1936-0.2260*-0.1328-0.0795投資變動率（-0.05850.2037-0.0113-0.2878**-0.0706-0.0444-0.0449股利宣告年前1年的凈利潤增長率（）4.2504***4.9619***4.4466***3.2050***5.0626***2.4867***1.9819***股利宣告年當年的凈利潤增長率（）0.7337**-0.20241.2351*0.8685*0.7986**0.18780.0713股利宣告年后1年的凈利潤增長率（）0.3427*-0.03860.18280.5434*0.37060.00660.5524股利宣告年后2年的凈利潤增長率（）0.0316-0.51060.0608-0.1072-0.0152-0.0915-0.0179AdjR_sq0.10680.04830.09450.10950.12590.04240.0339F統(tǒng)計量10.9007***1.8504*4.4447***5.2670***10.6723***2.4686**2.1893**注：***、**、*分別表示在1％、5％、10％的水平下顯著。5結論及建議立足于“股利因何而變”這一更基本的命題，本文通過研究設計的改進不僅對股利信號假說進行更合理的檢驗，而且，對上市公司的投資、資本結構、股權結構在股利變動中的作用機理進行了規(guī)范分析與實證分析。本文的主要結論如下：（1）中國上市公司在確定股利支付水平時，主要依據(jù)的是歷史及未來的盈利水平，并未執(zhí)行債務融資性股利政策（即通過對外舉債來發(fā)放股利）或投資融資性股利政策（即通過降低投資水平來發(fā)放股利）。實證分析顯示，股利變化不僅反映了歷史業(yè)績的變化，而且包含了未來兩個會計年度公司盈余變化的信息，實證結果支持股利信號假說。更具意義的是，在本