產權結構與分紅政策的實證研究

該文以A股市場的國有與民營公司為研究對象，對其近四年的現金分配進行了實證研究。在控制產權比、每股公積金、企業規模、送股轉增比等因素影響后，產權的不同對公司現金股利發放與否以及發放數額產生顯著影響。民營公司傾向于靈活調整股利發放政策，有著較快的調整速度和較強的調整能力，其分配意愿和分配水平都高于國有公司。

一、引言

當前正值我國經濟轉型之際，國有公司與民營公司作為中國股市的兩大主體，產權性質的不同注定了兩者在諸多方面表現迥異。例如，在不考慮上市方式的影響時，國有公司的盈余管理質量較高，民營公司盈余管理質量較低（王克敏，2009）【1】。又如，股東質的差異將導致企業經營行為與財務決策的顯著差異（李先瑞，2008）【2】。而在股利分配方面，研究的結果卻大相徑庭，甚至得出相反的結論。王化成等人（2007）【3】研究得出，國有公司的分配傾向和分配力度顯著低于民營上市公司。孫鵬程（2006）【4】卻得出民營公司不分配股利的比例較大，派現比例也不高。那么國有企業與民營企業的產權性質到底對股利發放有何影響呢？

二、理論綜述與假設的提出

（一）產權性質對公司派現的影響

產權是企業內部的一項基本制度安排，會影響公司的財務行為和經營決策。就現金分紅來說，產權的不同會產生以下影響：一方面國有企業較民營企業對市場的依賴性較弱，因此其對社會的回報意愿較低。另一方面，由于國有企業所有者“缺位”，委托責任低。國有企業的管理者較民營企業管理者有著較強的投資沖動，可能會過度投資，減少股利發放。由此我們提出假設：國有公司較民營公司現金分紅的可能性以及分紅水平都要低。

（二）非產權因素對公司派現的影響

盈利水平。利潤是股利分配的來源，上市公司基本上遵循著無利不分的原則。當利潤增加時，股息一般也增加。在對公司股息行為的研究中，Lintner（1956）【5】發現，公司將其稅后利潤的一部分以股息的形式分配給股東，其余部分則用作投資。因此我們假設：當期利潤水平與公司發放現金股利的可能性及數額呈正相關關系。

現金流量水平。我們知道，利潤的質量高低取決于利潤中現金流的比例。利潤很高不代表現金充裕，更不能代表企業有能力進行派現。所以我們假設現金流量與公司發放現金股利的可能性以及數額呈正相關關系。

負債水平。負債水平越高，還本付息的壓力越大，因此保證現金流的充足十分重要。而現金股利的發放需要占用大量的現金。因此我們假設負債水平與公司發放現金股利的可能性與數額呈負相關關系。

企業規模大小。在經濟領域廣泛存在著“馬太效應”。企業規模越大，馬太效應越大，意味著企業有更多的融資渠道和更強的融資能力，也意味著企業有更強的能力支付現金股利。因此我們假設企業規模大小與公司發放現金股利的可能性以及數額呈正相關關系。

三、樣本選擇與模型選擇

樣本。本文選取滬深兩市主板公司，研究期間為2008-2010年，數據來自CSMAR數據庫。在剔除金融、房地產、ST、產權模糊、資料不完整公司后，得到樣本數為1924個。

模型及變量。根據前面的理論并結合原紅旗（2004）有關股利影響模型，建立多元線性回歸模型：

模型：CD=β0+β1NCFOPS+β2DER+β3EPS+β4AFPS+β5SIZE+β6KIND+β7SZD+ε

變量名解釋

CD因變量，每股派現額

NCFOPS每股經營現金凈流量

DER產權比，負債總額與所有者權益之比

EPS普通股每股收益

AFPS每股公積金，每股資本公積與每股盈余公積之和

SIZE企業規模，取年末總資產對數

KIND上市公司類型，虛擬變量，國有企業取1，民營企業取0

SZD送股轉增比，等于每股送股與轉增股之和

三、描述性分析和回歸分析

（一）描述性分析

股利分配情況表

年份公司類別（國有=1，民營=0）不分配分配

公司數量百分比公司數量百分比

0811434716453

0733812362

091764211658

01433822662

101784014460

02183642064

從表中不難看出三年中國有公司不進行股利分配的比例要高于民營公司，平均高出約5.6個百分點。而在08年，該文原載于中國社會科學院文獻信息中心主辦的《環球市場信息導報》雜志http：//www.ems86.com總第522期2013年第39期-----轉載須注名來源國有公司不分配股利的比例竟高出民營公司9個百分點，之后國有公司的不分配比例逐年下降，到2010年底降到了最低的40%，年均降幅14.8%。相比較來看，民營企業的不分配比例幾乎不變，年均降幅僅3.7%。

（二）回歸分析

回歸結果

200820092010全部

C-0.07-0.04-0.16**0.05***

-0.75-0.48-2.011.56

NCFOPS0.010.012***0.005*0.004***

1.172.831.672.81

DER-0.003-0.006**-0.005**-0.004***

-1.59-3.01-2.45-5.26

EPS0.21***0.21***0.12***0.172***

13.4216.5712.1619.65

AFPS0.012***0.009**0.0020.006**

2.903.190.752.40

SIZE0.0050.050.01**0.000

1.161.052.750.27

KIND-0.004-0.006-0.009-0.009***

-0.47-0.73-0.42-2.75

SZD0.007***0.018***0.08**0.05**

0.080.501.972.21

adR20.340.350.310.33

（三）穩健性測試及結果分析：

為了測試回歸結果的穩健型我們擴大了樣本數量以及增加了2005、2006兩個年度的研究對象，研究結果均與上述情況基本相符。

對于橫截面數據調整的R2能夠大于30%，效果是不錯的。每股收益回歸系數均在1%水平上顯著，且回歸系數的絕對值較高，這表明當其盈利水平越高，企業派現的單位額度就越大。模型中產權比的回歸系數為負數，但均未通過顯著性檢驗，說明負債水平雖然與派現與否以及多少成負相關關系，但關系并不明顯。企業規模的回歸系數為正值，但沒有通過顯著性檢驗，即企業規模大小與派現的正相關關系不明顯，故企業規模的有關假設不能成立成立。對于公司類型的回歸系數結果可以發現，系數通過了顯著性檢驗，且預期的符號相同，故我們關于產權不同對股利分配政策影響的假說得到了驗證，因此我們可以認為：由于產權的不同，民營上市公司較國有上市公司有著更高的分配意愿和分配水平，產權性質是影響企業股利政策的一個重大原因。

（作者單位：南京財經大學）