股權分置\\公司治理與股利分配決策:現金股利還是股票股利?

摘 要：以2004～2007中國上市公司為樣本，應用LOGISTIC回歸對一股權分置改革前后我國上市公司股利分配決策進行理論與實證分析。結果表明，股權分置改革后，我國上市公司發放股票股利呈現增多的趨勢，第一大股東、第二大股東持股比例越高，以及董事會人數越多，公司越傾向于現金股利分配，但機構投資者持股比例越高，越傾向于發放股票股利。同時，企業成長性強的公司傾向于發放股票股利，而現金流量好的公司往往不發放股票股利，企業規模與股票分配決策無關。

關鍵詞：股權分置；公司治理；股利分配；股票股利

中圖分類號：F830.91 文獻標識碼：A 文章編號：1003-7217(2011)01-0037-06

股權分置作為一種限制國有股和法人股流通，允許公眾股流通的差異性制度安排，是我國以公有制為主導的計劃經濟體制背景下和法制環境下，資本市場設立初期的一種制度安排。由于股權分置的存在，使得中國上市公司股票的流通性受限，而流通性正是股票市場生存和發展的基礎，因此很多人認為，所謂“中國特色的資本市場”，其區別于西方國家資本市場的主要特點，可能就是體現在“股權分置”上，那么，股權分置這一制度性差異是否會影響股東對現金分配的偏好呢?是否導致西方的股利政策理論在中國不再適用呢?國內很多學者利用股權分置改革進行之前的數據對此進行過研究，得出了不盡相同的結論，但有關股權分置前后，上市公司股利分配決策的研究仍然不足。鑒于股權分置基本完成，本文試著用股權分置改革前后的股利分配方式進行對比分析，對我國上市公司的股利分配政策進行實證研究。

一、文獻綜述與研究進展

國外文獻中有關股利分配決策的理論流派紛雜，從文獻發展脈絡來看，目前處于主導地位的主要包括股利無關論、稅收效應理論、信號傳遞理論、代理成本理論和股利迎合理論等。其中，信號傳遞理論、代理成本理論和股利迎合理論更多的關注現金股利的支付率問題，而稅收效應理論對公司選擇股票股利還是現金股利提出了理論依據，根據股利政策的稅收效應理論，稅收因素會對股利政策產生重要影響，如果對現金紅利和來自股票回購的資本利得課以不同的稅賦，則公司選擇不同的股利支付方式會對公司的市場價值產生不同的影響。當現金股利的稅賦高于資本利得的稅賦，對公司及投資者而言，現金股利不再是最優股利分配政策；即使在稅率相同的情況下，因資本利得只在實現時納稅，相對于現金股利而言，具有遞延納稅的好處，仍享有大量的所得稅收益(Miller，1977)。在這種情況下，公司會傾向于通過股票回購的方式來提高公司市場價值，使投資者獲利。Brennan(1970)的稅后資本資產定價模型導出的均衡關系表明：考慮稅收因素后，現金股利分配越高，期望的稅前回報率越大。即：市場期望派現公司的稅前收益率高于非派現公司。這意味著其他條件相同時，派現公司的股票價格會低于非派現公司。LitzenbergerRamaswamy(1979)擴展了Brennan(1970)的模型，考慮抵稅的利息限制后認為，受到這一限制的投資者更歡迎現金股利分配。

近年來，國內許多學者的研究表明，我國上市公司大股東的股權的不可流通性對上市公司的現金股利政策具有明顯的相關關系。趙春光等(2001)實證研究結果認為上市公司是否分配現金股利與是否分配股票股利、上年度是否分配現金股利和企業規模有關；每股現金股利大小與股票價格、市盈率、主營業務利潤、是否分配股票股利有關。馬曙光、黃志忠、薛云奎(2005)認為；由于我國分置的股權結構，國家股和法人股不能上市流通，加之低廉的投資成本和高股利收益率，非流通的國家股東、法人股東偏好派現，而流通股東的投資成本遠遠高于非流通股東，其所獲取的股票股利可以上市交易，由此獲取的資本利得遠遠大于分得的微不足道的現金股利，加之我國目前尚未開征資本利得稅，現金股利卻要繳納10％的所得稅，故流通股股東偏好股票股利。王化成、李春玲、盧闖(2007)研究發現當上市公司控股股東具有集團控制性質時，其現金股利分配傾向和分配力度均顯著低于沒有集團控制性質的上市公司；所有權和控制權的分離程度越高，股利分配傾向和分配力度則越小；國家控股上市公司的現金股利分配傾向和分配力度明顯低于民營控股上市公司。

二、公司治理與股利分配決策的關系假設

由于我國上市公司第一大股東在股改完成前是不可流通的，在股改完成后一段時間內(至少3年)仍然是不可上市出售的，在這個階段，非流通股股東通過股票股利短期內不能獲得現金回報，而只能通過現金股利的形式，才能獲得現金回報，解決第一大股東自身的現金流問題。據此，筆者提出如下假設：

假設1：第一大股東持股比例越高，越傾向于現金股利分配。

當公司第二大股東持股比例較高時，可以起到明顯的監督作用，從而使公司的治理結構優于那些第二大股東監督作用較弱的公司(Wang和Wong，2003)。同時，當公司存在多個大股東，各個大股東為了獲得其他大股東的支持，會作出更有效地使用公司控制權、維護小股東利益的承諾，從而抑制了大股東的“掏空”(Tunneling)行為(Bloch和Hege，2001)[8]。但在我國股權分置背景下，第二大股東與第一大股東一樣多數為國有股東，其股票也不能流通，因此第二大股東同樣傾向于不分配股票股利。據此，筆者提出如下假設：

假設2：第二大股東持股比例越高，公司越傾向于現金股利分配。

由于我國上市公司現金股利與股價比一般都比較小，現金股利對流通股股東的成本補償小，吸引力較低，因此對流通股股東而言，如果上市公司經營業績好，有分紅的能力，他們寧愿公司采取股票紅利的方式，寄望于二級市場股價的上漲來獲取資本利得，據此，筆者提出如下假設：

假設3：流通股比例越高，公司越傾向于股票股利分配。

有大量的研究表明獨立董事在特定的代理問題上保護了中小股東的權益。Schellenger，Wood，andTashakori(1989)L9)發現獨立董事比例與現金股利支付率正相關。為了加強對大股東的監督和制衡，保護中小投資者，中國證監會采取獨立董事制度，并對我國上市公司實施獨立董事制度的時間，獨立董事人數等都進行強制性規定。由于獨立董事對大股東行為起到一定的監督作用，獨立董事越多，公司越有可能考慮外部投資者的利益，降低代理沖突，據此，筆者提出如下假設：

假設4：獨立董事人數越多，公司越傾向于現金股利分配。

截止到2007年底，基金持股市值占我國上市公司流通市值的30％以上，基金正日益成長為我國資本市場的主導力量，由于現金股利相對于二級市場股價而言，比例甚小，基金投資的主要目標是獲取二級市場的價差而非每股現金分紅。并且由于機構投資者一般持股數量較大，不斷的買進可能抬高了股票市價，股票分紅除權可以把炒高的股價攔腰截斷，通過降低每股市價增加股票總量，而增強股票的流動性，以便于機構投資者的安全退出。因此，機構投資者可能更傾向于分配股票股利，于是得出以下假設：

假設5：機構持股比例越高，公司越傾向于股票股利分配。

三、數據收集、變量定義與模型設定

(一)樣本與數據來源

本文的研究目標是探討股改前后，我國上市公司股利分配方式是否有明顯變化，選取的樣本為2004～2007年間在滬深兩個交易所上市的A股公司，并剔除：(1)ST、PT等類型公司；(2)傳播與文化產業、電力、煤氣及水的生產和供應業、金融、保險業這三類壟斷行業；(3)上海證券交易所正式掛牌開張的“老八股”——即延中實業、飛樂音響、愛使股份、申華實業等4只股票。根據以上標準，共收集到985個樣本，剔除數據缺失的樣本，總共得到3807個截面數據。股利分配方式分為不分配、現金股利和股票股利三種。

(二)變量定義

1 被解釋變量——股利分配決策變量(DUM—SHRDV)。為檢驗不同的治理特征和財務特性，是否對股利分配方式公司有所影響，將因變量設計為一個啞變量DUMSHRDV，將2004～—2007年四年中，實施股票分紅的公司DUMSHRDV取值為1，實施現金分配的公司DUMSHRDV取值為0。

2 解釋變量——公司治理特征變量(GOV—ERN)。本文選取公司治理特征變量包括：(1)第一大股東持股比例(PSH1)，該指標表示第一大股東持股數占總股本的比例，數值范圍為1～100；(2)第二大股東持股比例(PSH2)，該指標表示第二大股東持股數占總股本的比例，數值范圍為1～100；(3)流通股持股比例(PCIKL)，該指標反映的是中小股東對于上市公司股利分配的影響力。由于股改后因流通股股東無償獲得了對價支付增加了流通股比例，同時股改后理論上所有股份都是可流通的，為保持研究的一致性，本文的流通股比例指標選取的是股權分置改革前，公司在2004年年報中流通股占總股本的比例。該指標的取值范圍為1～100；(4)獨立董事人數(NINDPDIR)，我們以2007年度樣本公司董事會獨立董事人數為基準，該數值大約在0～10之間；(5)機構持股比例(PISTSHR)。該指標表示年末機構持股數占上市公司總股本的比例，數值范圍為1～100。

3 控制變量。為保證本研究結果的可靠性和準確性，對可能影響公司現金股利分配的因素進行了控制，主要控制變量包括：

(1)政策變量——股改完成啞變量(DUMRSS)：股權分置改革可能對公司治理會產生巨大的影響，進而可能影響到股利分配政策，因此，用報告期是否完成股改作為啞變量DUMRSS(完成為1，未完成為0)，來考察股改是否會影響上司公司的股票股利分配決策。由于股改使得非流通股份變得可流通，原來處于控股地位的非流通股股東，與流通股股東站在了一起，具有了相同的利益訴求，使得大股東通過現金分紅等手段掏空上市公司的行為越來越收斂，同時，由于我國上市公司的股票股利，具有明顯的稅收效應，因此股改完成后，上市公司都有可能傾向于股利分紅而非現金分紅，因此，本文預期股改完成后，上市公司分配股票股利的可能性加大，啞變量DUMRSS的系數預期為正值。

(2)增長能力指標(MAG3)——增長能力指標的選取與第四章有所不同，鑒于三年移動增長率(MAG3)的絕對值離差較大，最低最高值相距甚遠(－8.7％～428％)，為此以成長性高低的二元判斷來作為成長性指標的替代變量(DUMG3)，即高于MAG3中位值(38.8％)的公司認為是高成長公司，取1。而低于中位值的公司為低成長，取0。一般來講，股本擴張速度應該與企業增長速度相匹配，假設增長能力越強的公司，其股本擴張的意愿也越強。因此，本文預期該變量的回歸系數為正。

(3)現金流變量(CFFC)——每股自由現金流，由于我國上市公司股票股利分配的會計處理，只是調整了權益類科目類別(將未分配利潤轉化為注冊資本)，而不涉及到企業現金流的變化，因此，本文預期股票股利分配決策與企業自由現金流無關。

(4)支付能力指標(RETN)——用每股未分配利潤作為公司支付股利能力的一個指標，由于股票股利分配是將未分配利潤轉化為注冊資本，未分配利潤越多，企業進行股利分配的可能性越大，因此，本文預期該變量的回歸系數為正。

(5)公司規模指標(TLSHR)——用公司總股本代表公司規模大小，總股本規模越小，其股本擴張的意愿越強，因此預期該變量的回歸系數為正。

(三)模型設計

本文采用LOGISTIC回歸模型檢驗公司治理因素對上市公司股票股利分配決策的影響，即驗證上述假設1至假設5。采用的參數估計方法一般是極大似然估計法。模型具體形式如下：

DUMSHRDV=a+bGOVERN+C1DUMRSS+C2MAG3+C3CFFC+

C RETN+C5TLSHR+d

其中Govern為自變量，即不同的公司治理變量，分別用于檢驗假設1到假設4。當解釋變量分別為PSHl，PSH2，PCIKL，NINDPDIR時所形成的模型，以下分別成為模型1、模型2、模型3和模型4。

四、統計分析與檢驗結果

(一)股利政策的描述性統計

由表1可以看出，在股權分置改革的三年中(2005～2007年)，不同分紅類別占全樣本的比例基本相近，即不分配的約占一半，有股利分配的占一半，其中股票股利占4％～10％。與股權分置改革啟動之前的2004年相比，股改前后的樣本分紅類別結構沒有原則性差別。

把樣本分為已股改組和未股改組兩個不同類別來研究，則可以發現，2006、2007年中每一年股利分配中，已股改組的股利分配樣本占比均遠高于未股改組，這至少可以部分地說明，股權分置改革后，我國上市公司可能會日益關注股票股利的分配。

(二)實證結果與解釋

本文采用LOGIS了IC回歸模型檢驗公司治理因素對上市公司股票股利分配的影響，即驗證上述假設1至假設5。從表2不難發現，各模型的擬合度(Nagelkerke R2)不是很高，但判對率(percent－age correct)都在94％以上，各模型整個方程各變量的參數均為零的聯合檢驗被拒絕。整個模型檢驗獲得通過。

具體而言，不同解釋變量與因變量之間的關系有著不同的表現。從modell—model5的回歸結果可以發現：(1)第一大股東持股比例的回歸系數為－0.008，且在5％水平上統計顯著，說明第一大股東持股比例越高，公司越傾向于現金股利分配，假設1成立。(2)第二大股東持股比例的回歸系數為－0.023，也在5％顯著性上獲得檢驗，說明第二大股東持股比例越高，公司越傾向于現金股利分配，假設2成立，(3)流通股比例的回歸系數為正值，但未通過顯著檢驗，假設3沒有獲得支持。(4)獨立董事人數的回歸系數為－0.26，通過顯著性為1％水平檢驗，說明獨立董事人數越多，公司越傾向于現金股利分配，假設4成立。(5)機構持股比例的回歸系數為0.025，且在1％的置信水平上顯著，說明機構持股比例越高，公司越傾向于股票股利分配，假設5成立。同時，在mode16中，股權分置改革虛擬變量的回歸系數為0.656，在所有公司治理參數回歸系數中最大，且在1％的水平上通過了顯著性檢驗，說明股權分置改革后，我國上市公司更傾向于選擇股票股利分配政策。

本文考察了所設的控制變量對公司股票股利分配比例的影響，并獲得了一些有益的研究結果：(1)從modell－model6各模型的分析結果來看，企業的增長能力與股票股利分配決策存在顯著的正相關關系，表明高增長的公司更傾向于分配股票股利。并且在mode17中，當加入了交互項DMRSDMG(＝DUMRSS，DUMG3)，回歸系數仍然為正，且在1％的置信水平上顯著，其回歸系數顯著大于DUMG3在所有回歸方程中的系數，說明股改后，高成長公司分配股票股利的可能性更大。(2)企業每股現金流(CFFC)的回歸系數在每個模型中均為負值，且1％的置信水平上通過檢驗，這與本文的預期不一致，可能的解釋是，在我國企業自由現金流是現金股利分配的基礎，如果企業自由現金流越大，其分配現金股利的可能性就越大，那么分配股票股利的可能性就越小。(3)每股未分配利潤(TETN)的回歸系數在每個回歸模型中都顯著為正，說明每股未分配利潤可能是企業股票股利決策最重要的參數，每股未分配利潤越高，其分配股票股利的可能性越大。(4)總股本規模的回歸系數為負值，但均未通過顯著性檢驗，與作者的預期不一致。本文用其它規模指標(如銷售收入)代人方程進行回歸，同樣不能拒絕零假設，說明我國上市公司在進行股票股利決策時，企業規模并不是主要的決策依據，盡管發放股票股利意味著股本規模的擴張，但股本規模大小與公司是否發放股票股利并沒有顯著關聯。

五、主要研究結論

1 第一大股東持股比例越高，公司越傾向于現金股利分配。這一結論與國外大多認為第一大股東傾向于股票股利的觀點截然不同，而與國內學者呂長江、王克敏(1999)、謝軍(2006)等的研究結論相似。這在一定程度上反映了在我國股權分置背景對股利分配決策產生的特殊影響。由于我國上市公司中的第一大股東大多數都是非流通股股東，無法像流通股股東那樣獲得股票價格上漲所帶來的收益，非流通股股東只有通過現金股利的形式，才能獲得現金回報，因此在一定范圍內，控股股東持股比例越高，股票股利分配的可能性就越低。

2 第二大股東持股比例越高，公司越傾向于現金股利分配，且第二大股東持股比例的回歸系數遠大于第一大股東持股比例的回歸系數。這表明與第一大股東相比較，在目前的市場環境下，第二大股東可能更不愿意分配股票股利，這可以解釋在第二大股東的股票實質上仍然是不能流通的情況下(到2007年為止)，股票股利更傾向于通過分配現金股利解決他們的現金流問題，同時也可以減少第一大股東對公司利益侵蝕的“隧道效應”，解決部分的委托代理問題。

3 流通股比例的回歸系數為正值，但未通過顯著檢驗，該結果與馬曙光等(2005)指出的“我國流通股股東偏好股票股利”的結論不盡一致。這可能表明盡管流通股股東傾向于分配股票股利，但作為小股東，他們對于上市公司股票股利分配比例的決策影響力很小。也反映了在我國證券市場上，大多數流通股股東不能參加股東大會行使自己的權利，他們也就沒有監督管理層的動機和能力。

4 獨立董事人數越多，公司越傾向于現金股利分配。表明在是否分配股票股利的決策中，獨立董事切實發揮了作用，而且獨立董事人數越多，公司分配股票股利的可能性越小。

5 機構持股比例越高，公司越傾向于股票股利分配。說明機構持股比例越高，上市公司分配股票股利的可能性越大，這與我國資本市場的現實情況是相符合的。

6 股權分置改革虛擬變量與股票股利分配決策存在顯著的正相關關系，表明股權分置改革對我國上市公司的股票股利分配政策具有顯著影響，即股權分置改革后，上市公司股票股利支付的可能性更大。

另外，本文對控制變量(如企業成長能力、企業規模、現金流狀況以及股份支付能力等指標)對股票股利的決策影響的實證研究表明，每股未分配利潤高的公司，最近三年成長性好的公司，發放股票股利的可能性大，而現金流量好的公司往往不發放股票股利，并且與通常的市場常識不同的是企業規模(如總股本等)并不構成股票股利發放的決策依據。

(責任編輯：王鐵軍)