地區市場化進程與現金股利迎合行為

林 川

(四川外國語大學1.國際商學院2.國別經濟與國際商務研究中心，重慶400031)

一、引言

La Porta 等(1998、2000、2002)重點考察了公司治理與中小投資者保護的問題，結論均表明，外部宏觀環境的差異會對上市公司的投資決策等產生影響，從而影響到中小投資者的利益。也就是說，由于宏觀環境中的市場發育條件以及法制化水平存在差異，那么不同的上市公司是利用現金股利進行資源轉移，還是真實地將現金股利以利益的形式發放給股東，就會出現決策行為上的差異。國外文獻大多進行的是國別比較研究，這其中暗含一國內部各地區間的法律制度等不存在實質性差異的假定，但對于中國這樣國土面積非常大的國家而言，一方面，地區間的市場化進程并不平衡，漸進式和分權式的改革以及行政區劃的分割性存在差異(王小魯和樊綱，2004);另一方面，中國上市公司的基本特征本身就存在區域差異性，而上市公司的地理分布與區域經濟發展具有關聯性(鐘海燕，2002)。因此，將La Porta 等(2000)的國別制度差異的研究模式拓展到考察中國內部不同地區間的上市公司現金股利行為分析，就具有一定的存在價值。在國內已有文獻中，雷光勇和劉慧龍(2007)發現，市場化程度越高，上市公司越傾向于發放更多的現金股利。楊穎(2009)也指出，市場化進程的加快總體上促使中國上市公司的現金股利行為走向理性，尤其是在股權集中度低的公司中，市場化進程與現金股利行為顯著正相關。鐘希余和崔慧貞(2011)同樣認為，區域環境的改善總體上能夠促使現金股利趨于理性。

由于現金股利不斷出現的新現象，使得傳統的用于解釋上市公司現金股利行為的信號理論、稅收理論及代理理論解釋力度逐漸降低，而基于行為金融學提出的迎合理論(Baker and Wurgler，2004a)則成為解釋現金股利行為的新理論。熊德華和劉力(2007)發現，迎合理論對中國上市公司的現金股利政策具有較強的解釋能力，市場股利溢價越高，上市公司越傾向于分配現金股利。隨后的研究也發現，包括中小板(林川和曹國華，2010)及創業板(陸位忠 等，2012)上市公司在內的中國上市公司，均具有迎合市場股利溢價的現狀。但已有文獻更多關注的是上市公司分配現金股利政策的迎合行為現狀，而未注意其他因素對于這種現金股利行為的影響。因此，不同于已有研究，本文參考并拓展了La Porta 等(2000)、Baker 和Wurgler(2004a)的研究，在將國別制度差異研究模式拓展到中國各地區的基礎上，引入行為金融學中的現金股利政策迎合理論，討論地區市場化進程總指數與子指數對現金股利政策迎合行為的影響。

二、理論分析與研究假說

白重恩等(2005)認為，良好的公司治理結構依賴于內外部治理機制的有機結合。其中，外部治理機制取決于內部治理機制的效率，而內部治理機制也在很大程度上內生于公司所處的外部治理環境，內部治理會根據外部治理環境的不同而選擇能夠適應特定環境的機制。通常，不同地區上市公司的內部治理機制存在差異，但是由于公司自然屬性的存在，內部治理機制的差異并不大，而且隨著上市公司自身的發展以及監管制度的完善，內部治理機制將趨同。然而，不同地區上市公司的外部治理機制則差異較大，一方面，由于不同地區，尤其是不同國家的政治、經濟、法律以及社會發展之間存在很大差異，從而使得上市公司面對的外部環境不盡相同;另一方面，不同地區的外部治理機制存在自身的特殊性，其具有只適用于本地區或本國上市公司發展的外部治理特性。差異化的外部治理環境會對公司決策以及普通投資者的利益保護產生不同影響，從而導致不同地區上市公司的融資方式、融資成本、現金股利政策以及公司績效等存在差異。

從上市公司的內部治理機制來看，公司股東與管理層之間的代理問題是早先公司治理的核心問題，而隨后出現的大小股東間利益沖突問題則是公司治理中新的代理問題。所以，La Porta 等(2000)基于這兩種類型的代理問題，建立了兩種相悖的股利政策代理模型。其中，“替代模型”認為，現金股利是上市公司應對外部治理的替代品之一，上市公司會通過發放現金股利的方式，向外部治理程度差的地區，也就是得不到足夠保護的中小股東傳遞一種保護其利益的信譽信號，從而贏取中小股東的支持，即在外部治理程度差的地區，上市公司應該具有較強的現金股利分配傾向。而“結果模型”則認為，現金股利是外部治理良好的一種體現，正是因為外部治理程度較高，才能使中小股東獲得穩定的收益，通過發放現金股利的形式可以避免大股東侵占更多的公司利益。雖然La Porta 等(2000)的實證結果以及后續的一些經驗研究(Faccio，et al，2001;劉志強和余明桂，2009)都證實結果模型更加符合現實狀況，但是外部治理環境程度的優劣會因為現實情況的差異，而對公司是否分配現金股利產生截然相反的影響。

由此可見，外部治理環境對上市公司現金股利行為產生的影響是雙向的，從而現金股利迎合行為受到的外部治理影響也應該是雙向的，尤其是在中國這樣國土面積大，市場化改革同時伴隨著經濟社會乃至政治體制變革的國家(樊綱 等，2003)，不同地區的市場化進程差異較大，從而上市公司的內部治理也會存在差異。因此，地區市場化進程對上市公司現金股利迎合行為所產生的作用，就是通過影響公司的內外部治理而發生的。首先，一般而言，市場化進程高的地區，上市公司的外部治理程度更高，這就意味著上市公司受到的外部監管壓力更大，所以，一方面，相比關聯交易、資金占用及擔保等手段，現金股利就成為更強也更合法的“轉移資源”手段(雷光勇和劉慧龍，2007)，而且如果管理層在存在市場溢價的同時發放現金股利，那么大股東不僅能獲得現金股利，還可以享受到因發放現金股利而上漲的股價市場收益，即獲取雙重收益;另一方面，也可以通過發放現金股利的形式，適應外部治理環境，降低外部監管的壓力。其次，在市場化進程較高的地區，通常較高的外部治理程度會刺激上市公司設計較好的內部治理來匹配外部治理或監管。此時，上市公司的管理層會做出更加理性的決策，也就是說，理性的管理層一方面會發現市場中存在的股利溢價或折價，并選擇通過迎合市場中存在的這種溢價或折價而決定自身的現金股利政策，另一方面也會通過合理發放現金股利的行為，降低公司中的代理成本。最后，在地區市場化進程較高的地區，上市公司與市場中普通投資者的關系更加融洽，一方面，當上市公司管理層發現市場投資者追捧發放現金股利的公司時，其就會通過發放現金股利的形式向外界傳遞本公司經營與治理良好的信號，使得普通投資者獲益;另一方面，普通投資者也會進一步追捧發放現金股利的上市公司，從而在確保自身受益的同時，提升上市公司的市場價值。綜上，本文提出:

假說1:地區市場化進程與現金股利迎合行為間存在顯著的正相關關系，意味著上市公司所在地區市場化進程越高，那么上市公司的現金股利迎合程度就越高，即現金股利分配意愿與市場溢價的差距越小。

然而，正如La Porta 等(2000)的“替代模型”指出的，即使上市公司所屬區域的市場化進程較高，其也不一定會選擇分配現金股利，而且即使公司分配了現金股利，其目的也不一定是為了迎合市場需求。饒育蕾等(2008)就發現，中國的股票市場中反而存在一種投資者對現金股利的折價需求，這說明投資者似乎被現金股利之外的一些東西所吸引，而且從分配現金股利的目的來看，市場需求僅僅是公司迎合的一個方面。首先，很多上市公司分配現金股利是為了滿足大股東的利益需要，而并非市場對于分配現金股利公司的追捧，因此即使出現市場折價，只要大股東有利益需求，且上市公司具備發放現金股利的能力，那么無論是市場溢價還是折價都將不再那么重要，即便在市場化進程高的地區，上市公司也不會因為普通投資者的喜好而發放或者不發放現金股利。其次，降低外部監管壓力的代理成本也是上市公司發放現金股利的目的之一，尤其是在市場化進程高的地區，由于上市公司面臨的外部監管壓力更大，因而管理層會通過發放現金股利的形式降低外界監管壓力，即使是在市場存在股利折價的情況下，其也會發放現金股利。再次，政策因素同樣是上市公司發放現金股利的目的之一，尤其是證監會將上市公司是否分配現金股利的行為與能否再融資的資格聯系在一起之后，很多上市公司都是為了滿足政策要求而選擇分配現金股利，特別是在市場化進程高的地區，上市公司對外部市場融資的依賴程度更高，這就促使其借助發放較少現金股利的形式以獲得融資權。可以看出，由于分配現金股利目的的多樣性，會導致外部治理產生差異性影響，在市場化進程高的地區，上市公司往往會因為受更多的內外在因素影響而選擇發放現金股利，從而表現出與市場迎合的一種背離狀況。于靜(2012)也發現:在市場化進程較差的地區，現金股利迎合理論的印證能力更強;在市場化進程較好的地區，反而表現出投資者偏愛不支付現金股利上市公司的情況，即地區市場化進程的程度與現金股利迎合之間負相關。綜上，本文提出:

假說2:地區市場化進程與現金股利迎合行為間存在顯著的負相關關系，意味著上市公司所在地區市場化進程越高，那么上市公司的現金股利迎合程度就越低，即上市公司現金股利分配意愿與市場溢價的差距越大。

從上述兩個假說來看，假說1 是從現金股利迎合行為的治理作用視角出發的，即“現金股利治理性假說”，認為公司管理層通過迎合市場行為而決定是否發放現金股利，以發揮現金股利調節公司內外部治理的作用，從而隨著地區市場化進程的提升，現金股利的迎合行為會更加明顯。而假說2 則是從現金股利迎合行為的目的多樣性視角出發，即“現金股利目的多樣性假說”，認為上市公司在分配現金股利時的目的具有多樣性，而并非僅僅是為了迎合市場需要，因而隨著地區市場化進程的提升，現金股利的迎合行為就變得更弱。

三、研究設計

(一)變量設計與實證檢驗模型

1.被解釋變量:現金股利迎合行為(CDC)

Baker 和Wurgler(2004b)指出，市場投資者會對分配現金股利的上市公司具有投機性需求，從而使得分配現金股利的公司價值優于不分配現金股利的公司，所以市場中存在現金股利溢價，而上市公司之所以分配現金股利，就是為了迎合這種現金股利溢價。因此，要求得現金股利迎合行為(CDC)，需測度上市公司的現金股利分配意愿(PTP)與市場中現金股利溢價(PDND)間的差額。

Fama 和French(2001)認為，上市公司的現金股利分配意愿(PTP)是上市公司分配現金股利的預期概率與實際是否分配的差值，具體計算公式為:

在式(1)中，PayRatio 為上市公司是否分配現金股利的概率，即若上市公司分配現金股利，則PayRatio=1，若未分配，則PayRatio=0;ExpRatio 為上市公司分配現金股利的預期概率，需要根據上市公司的財務特征及公司治理特征計算所得，具體公式為:

在式(2)中，Size、Eps、Debt 以及H10 分別為根據Fama 和French(2001)、熊德華和劉力(2007)加入的公司資產規模、每股收益、資產負債率以及股權集中度變量，α 和C 分別為待估系數和待估的常數項。在求解待估系數與常數項的方法中，本文參考熊德華和劉力(2007)，利用逐年回歸的方式，對上一年度的α 和C 進行估計，并根據當年度各上市公司的公司特征值計算現金股利的預期概率值。

同時，需要計算股票市場中存在的現金股利溢價(PDND)程度。根據Baker 和Wurgler(2004b)，現金股利溢價(PDND)應為上年度股票市場中分配現金股利公司與不分配現金股利公司的市場賬面價值比的差距，具體計算公式為:

在式(3)中，變量MB 為上市公司的市場賬面價值比，具體計算公式為:MB=公司市場價值/賬面價值=(年末公司股票收盤價×總股數)/(資產總額－負債總額)。

在分別求得公司現金股利分配意愿(PTP)以及股票市場中的現金股利溢價(PDND)后，上市公司對于現金股利迎合行為即為現金股利分配意愿與現金股利溢價的差額。同時，考慮到現金股利的迎合行為分為迎合存在股利溢價時的分配行為與迎合不存在股利溢價時的不分配行為，所以本文認為現金股利分配意愿與現金股利溢價差額的絕對值才是衡量上市公司現金股利迎合行為(CDC)的最佳變量，即:

在式(4)中，CDC 值越小，則意味著上市公司現金股利分配意愿與市場中現金股利溢價差額越小，即上市公司選擇現金股利的意愿更加符合市場中的溢價水平，也就是上市公司現金股利迎合行為更佳;反之則意味著上市公司現金股利行為更加缺乏迎合行為。

2.解釋變量:地區市場化進程(RMI)

本文根據樊綱等(2011)提供的“市場化指數”分別構建基數變量和序數變量，其中，基數變量(RMI1)為“市場化指數”的實際數值，而序數變量(RMI2)則參考關健和李偉斌(2011)的方法，根據各年度市場化指數的高低進行排序后分類賦值，具體見表1。雖然樊綱等(2011)提供的市場化指數僅到2009 年，但俞紅海和徐龍炳(2010)認為地區治理環境具有穩定性和延續性，所以本文利用2009 年的市場化指數衡量2010—2011 年的地區市場化程度。

表1 地區市場化指數分類賦值(RMI2)

樊綱等(2011)除提供了地區市場化指數的總指標外，還基于不同的外部治理視角，提供了5 個分類子指數，即“政府與市場的關系”指數(GI)、“非國有經濟的發展”指數(NEDI)、“產品市場的發育程度”指數(PMI)、“要素市場的發育程度”指數(EMI)及“市場中介組織的發育和法律制度環境”指數(MAI)。

3.控制變量

如前文所述，本文參考Fama 和French(2001)、熊德華和劉力(2007)，加入公司資產規模(Size)、每股收益(Eps)、資產負債率(Debt)以及股權集中度(H10)為控制變量，同時考慮到現金股利政策本身的影響，還引入了每股現金股利值(DL)這一控制變量。具體解釋為:資產規模(Size)，以上市公司年末資產總額衡量，并取自然對數(ln Size);每股收益(Eps)，以上市公司年末每股收益值衡量;資產負債率(Debt)，以上市公司年末負債總額占資產總額的比例衡量;股權集中度(H10)，以上市公司年末前十大股東持股比例的平方和衡量;每股現金股利(DL)，以上市公司年度分配的每股現金股利值衡量，若當年度上市公司未分配現金股利，則DL=0。

4.實證檢驗模型

根據前文提出的假說以及設計的相應變量，本文構建的實證檢驗模型如下:

根據解釋變量的不同，本文對式(5)分開進行檢驗。其中，α 為變量系數，C 為截距項，ε 為誤差項。本文采用的計量分析軟件為EViews 7.0。

(二)數據選擇與刪選說明

2007 年，中國上市公司全面實施新會計準則，使得中國上市公司的財會制度及會計信息的披露與國際接軌，因此為了統一研究變量指標的選取，本文選擇2007—2011 年間未退市的中國上市公司為原始樣本，并按如下標準進行篩選:(1)去除金融及保險類行業公司樣本;(2)去除被特殊處理的公司樣本;(3)去除AB 與AH 的公司樣本;(4)去除當年上市的公司樣本;(5)去除樣本期間數據缺失較多且無法補充的上市公司樣本。最終獲取2007—2011 年間6573 個上市公司樣本，其中2007 年1064 個，2008 年1211 個，2009 年1267 個，2010 年1346 個，2011 年1685 個。本文地區市場化指數的數據源自樊綱等(2011)，其他公司特征數據來源自銳思金融數據庫(www.resset.cn)。

四、實證分析

(一)描述性統計

表2 現金股利迎合行為均值

表2 為各年度的現金股利迎合行為狀況。總體來看，2007—2011 年間中國上市公司的現金股利迎合行為均值為0.340，一定程度上，上市公司存在對于現金股利市場溢價或折價的迎合狀況，但不同公司對現金股利的迎合態度存在差異。各年度的現金股利迎合狀況并沒有出現較大幅度的波動，僅在2010 年出現一定程度的上升，并于2011 年迅速回落。但從具體數據來看，各年度都有部分上市公司非常迎合現金股利的市場狀況，從而使其CDC 呈現為0 值，但有的上市公司則完全不顧及市場中對于現金股利的喜好程度，在選擇是否發放現金股利時而僅僅考慮市場以外的因素。

表3 列示了各地區市場化進程最大最小值的狀況。整體來看，長三角地區的整體市場化程度較高，2007—2011 年間市場化進程最高的地區分別為上海和浙江，市場化進程最低的地區則為西藏，從市場化指數來看，西藏的RMI 值有逐年下降的趨勢。從“政府與市場的關系”來看，關系最佳的地區出現在東部沿海，樣本區間內分別為廣東與江蘇，而最差的地區依然為西藏，在2008 年之后，西藏的GI 指數甚至為負。從“非國有經濟的發展”來看，江蘇的狀況最佳，各年度NEDI 值最高的均為江蘇，而最低的均為甘肅。從“產品市場的發育程度”來看，浙江和山東的發育狀況較佳，而表現較差的則是西部地區的青海和西藏。從“要素市場的發育程度”來看，上海和天津的發育程度最佳而發育程度最差的仍是西藏。從“市場中介組織的發育和法律制度環境”來看，上海的法律制度環境最佳，而且有逐年上升的趨勢，法律環境最差的地區依然為西部的青海和西藏。總體來看，東部沿海地區的市場化進程更高，各要素的發展狀況良好，尤其是長三角地區的上海、浙江以及江蘇，由于這些省市的經濟發展狀況較好，因而市場化進程較高西部地區的市場化進程較差，尤其是西藏，其多個要素發育程度都表現最差，甚至其市場化進程還逐年變差。

表3 地區市場化進程統計狀況

表4 為主要變量的描述性統計結果。除前文的現金股利迎合變量與地區市場化進程變量外，ln Size 的均值為21.683，樣本上市公司的資產總額約為26.11 億元;Eps 的均值為0.335，樣本上市公司的年末每股收益值約為0.34 元;Debt 的均值為0.477，樣本上市公司的年末資產負債率約為47.7%;H10 的均值為0.171，說明樣本公司的股權集中度并不高;DL 的均值為0.090，樣本上市公司平均分配的年度現金股利值約為0.090 元，表明上市公司分配的每股現金股利值并不高。

表4 描述性統計

(二)相關性分析

表5 是主要變量的相關性檢驗結果。可以看出，除REM1與REM2之間的相關性檢驗結果較高外(這是因為REM2是根據REM1的系數值求得的，但是REM1與REM2并不會在同一個實證模型中)，其他變量間的相關系數值并不高，各變量間的相關系數值均在0.300 以下，這說明變量間并不存在多重共線性的問題，所以后文的實證結果是可以接受的。

表5 相關性分析

(三)實證結果與分析

表6 列出了回歸檢驗結果。各回歸結果的F 統計值都可以通過常規置信水平的顯著性檢驗，這表明被解釋變量的實際分布狀況與由解釋變量構成的預測分布狀況之間并不存在顯著的不同，而各回歸結果的調整R2值在0.196 ～0.197 間，這表明解釋變量及控制變量可以在約19.6% ～19.7%的程度上解釋現金股利迎合行為，因此，可以認為回歸結果的擬合程度較佳。

表6 實證結果

具體到各變量的檢驗結果，RMI1與RMI2都與被解釋變量間存在負相關關系，而且都能通過常規置信水平的顯著性檢驗，這表明，從地區市場化進程總指標的角度看，上市公司所處地區的市場化進程越高，其現金股利分配意愿與市場溢價間的差距就越小，即現金股利的迎合程度越高。而從地區市場化進程的五個子指標的檢驗結果來看，均顯著為負，這表明如果一個地區的政府與市場的關系越佳，非國有經濟的發展程度越好、產品市場發育程度越好、要素市場的發育程度越好以及市場中介組織的發育和法律制度環境越好，則該地區上市公司的現金股利迎合程度越高，即現金股利分配意愿與市場溢價的差距越小。因此，假說1 得到驗證，說明地區市場進程與現金股利迎合之間存在“現金股利治理性假說”，即上市公司管理層通過迎合市場行為而決定是否發放現金股利，以發揮現金股利調節公司內外部治理的作用，從而隨著地區市場化進程的提升，現金股利的迎合行為就越加明顯。

從控制變量的檢驗結果來看，ln Size 與被解釋變量間顯著負相關，表明資產規模越大的公司，現金股利迎合程度越高，現金股利分配意愿與市場溢價差距越小;Eps 與被解釋變量間顯著正相關，表明每股收益越大的公司，現金股利分配意愿與市場溢價差距越大;Debt 與被解釋變量間也顯著正相關，表明負債率越高，現金股利分配意愿與市場溢價差距越大;H10 對被解釋變量雖然具有負向影響，但未能通過常規置信水平的顯著性檢驗，表明股權集中度與現金股利迎合行為間的關系并不確定;DL 與被解釋變量間同樣存在顯著的負相關關系，表明上市公司每股現金股利值越大，則迎合程度越高，現金股利分配意愿與市場溢價的差距就越小。

表7 分組檢驗結果

(四)分組檢驗

本文在測算現金股利迎合變量時，認為上市公司一方面會因為迎合市場中存在的股利溢價而分配現金股利，另一方面也會因為迎合市場中存在的股利折價而不分配現金股利，從而利用絕對值的形式衡量公司的現金股利迎合力度。本部分將根據CDC 取絕對值之前的正負值進行分組檢驗，以觀察在不同組別中，地區市場化進程對現金股利政策迎合行為是否有不同的影響。

從表7 的分組檢驗結果來看，在負值組中，解釋變量RMI1和RMI2分別與被解釋變量間存在顯著的正相關關系。考慮到這是在被解釋變量全部為負值的組別中得到的結論，也就是說解釋變量RMI1與RMI2值越高，被解釋變量越接近0 值，說明地區市場化進程水平越高，相應的上市公司的現金股利分配意愿與股利溢價的差額就越小，即上市公司的現金股利迎合行為越明顯。而在正值組的檢驗結果中，解釋變量RMI1和RMI2則與被解釋變量間存在顯著的負相關關系，也就是說解釋變量RMI1與RMI2值越高，相應的被解釋變量值越低，即越接近于0，同樣表明地區市場化進程水平越高，上市公司的現金股利意愿與股利溢價的差額就越小，即上市公司的現金股利的迎合行為越明顯。從分組檢驗的結果來看，無論是上市公司的現金股利分配意愿與市場中的現金股利溢價之間的差額為正還是為負，在市場化進程較高的地區，上市公司的現金股利分配意愿都更加接近于市場中的現金股利溢價水平。

(五)穩健性檢驗

為檢驗上述研究結論的準確性，本文進行了相應的穩健性檢驗。首先，為消除樣本極端值的影響，對處于樣本0 ～1%與99 ～100% 的極端值進行Winsorize 處理后，進行回歸檢驗。其次，控制樣本的年度影響及行業影響后，進行回歸檢驗。最后，在計算現金股利迎合指標時，根據上市公司是否分配現金股利的行為衡量現金股利分配傾向。鄧建平和曾勇(2005)認為，中國上市公司分配現金股利的一大目的是為了滿足政策需求，而并非是想將收益分配給股東，因此，如果分配的每股現金股利很低，則意味著未分配現金股利。本文參考其思路，將分配每股現金股利值低于0.05 元的公司視為未分配公司，再計算現金股利迎合指標，然后進行回歸檢驗。穩健性檢驗的結果列于表8，從中可見，與前文回歸結果并無實質性差異，因此，本文的研究結論是穩健的。

五、研究結論

本文借鑒迎合理論的基本思想，從外部治理角度，選取2007—2011 年間中國上市公司為樣本，實證檢驗地區市場化進程對現金股利政策迎合行為的影響。基于地區市場化進程總指數的實證結果表明，市場化總指數的基數變量與序數變量均與現金股利迎合指標間存在顯著的負相關關系，這表明上市公司所處地區的市場化程度越高，則現金股利迎合程度就越高，即上市公司現金股利分配意愿與市場溢價的差距就越小;而基于地區市場化五個子指標的實證結果表明，如果一個地區政府與市場的關系越佳，非國有經濟發展程度越好、產品市場發育程度越好、要素市場發育程度越好及市場中介組織發育和法律制度環境越好，同樣現金股利分配意愿與市場溢價的差距會越小。本文的經驗證據體現了“現金股利治理性假說”，表明市場化進程可以起到上市公司的外部治理作用。

地區市場化進程所產生的制度環境的監督作用，要求上市公司在經營與運作過程中作出合理行為，既要保護中小股東的合法權益，又要使得公司利益最大化。從本文的經驗證據來看，市場化進程越高的地區，上市公司的現金股利政策迎合力度就越強，這說明外部治理效果是可以起到作用的。在此基礎上，上市公司能夠合理的選擇分配或者不分配現金股利，從而使其現金股利行為更加契合證券市場的現實狀況以及投資者的實際需要。因此，應合理提升各地區的市場化進程，加速外部治理對上市公司的良性驅動，促使上市公司的決策行為更加理性。

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