現金股利監管政策的效應研究

□（東莞理工學院城市學院廣東東莞549 湖北大學商學院湖北武漢4006 中南財經政法大學會計學院湖北武漢4007）

一、理論分析與假設提出

針對我國公司的股利分配政策，證監會于2008年10月出臺了《關于修改上市公司現金分紅若干規定的決定》（以下簡稱《決定》），規定公司在公開發行證券時應當滿足如下要求：（1）公司最近三年累計以現金方式所分配的利潤不得低于公司最近三年所實現的年均可分配利潤的30%。（2）公司在報告期內盈利，但未提出現金利潤分配預案的，公司應予以說明其未分紅的原因和留存的未分紅資金用途。（3）公司對于報告期內現金分紅政策的執行情況應予以披露。（4）應以列表方式披露公司前三年現金分紅數據和凈利潤比率。《決定》與《上市公司證券發行管理辦法》（以下簡稱《辦法》）相比，在股利分配的比例上有所提高，由不少于最近三年年均可分配利潤的20%提高到30%，而且還規定了股利支付方式也必須是現金股利方式。

從相關研究來看，不同產權性質和不同融資約束程度的企業對這一政策的反應可能存在差異（郭牧炫、魏詩博，2011；展凱、陳華，2012等），由于國有上市公司具有很大動力利用現金分紅政策滿足大股東或控股股東需求，因此在2008年的政策出臺前后國有上市公司的現金分紅政策并不會發生劇烈變動，而對于非國有企業而言，《決定》完善了公司加大現金分紅力度的機制，因而非國有公司增加了現金分紅的激勵，但不管哪類產權公司，相比無融資約束的公司，總體上有融資約束公司的現金分紅在《決定》出臺后有所增加，這說明，有融資約束公司提高現金分紅的做法確實在一定程度上是為了獲得再融資資格；強制現金分紅能夠緩解管理者與股東之間的委托代理問題。但是如果考慮到不同融資約束對公司所持有現金比率的影響，這種 “一刀切”式的強制性現金分紅并不完全合理，可以考慮不同公司所受到的融資約束程度，區別對待，如企業規模越大，則越適合制定高比例的現金分紅政策。李慧（2013）針對2006—2010年中國上市公司股利分配政策的研究結果也與此相類似，在證監會出臺《關于修改上市公司現金分紅若干規定的決定》后，非國有企業的現金分紅水平得到提高，并且，負債率水平高的企業和盈利水平低的企業的現金分紅水平竟然也得到提高，這表明，這類企業的分紅在一定程度上同樣是為了獲得再融資資格，另外，《決定》的出臺對有融資壓力和沒有融資壓力的企業產生的影響呈相反并且不對稱的狀態，《決定》出臺后，有融資壓力的企業被迫提高現金分紅水平以滿足融資要求，沒有強大再融資壓力或有多元化融資渠道的企業則是降低了現金分紅水平。李常青、魏志華和吳世農（2010）以這一事件為背景，使用事件研究法研究的結果表明，對于該政策，投資者呈現出一個“預期-失望”的反饋過程，具體而言，投資者在《決定》頒布初期的市場反應非常強烈，說明投資者認為半強制分紅政策具有積極效應，但之后出現失望的情緒，表明投資者逐漸修正了原有預期，此外，對于那些具有再融資需求或潛在再融資需求的成長型公司而言，這一政策的出臺對其是有弊端的，同樣負面影響也會波及到那些處于行業競爭的公司，因為這些公司具有良好投資機會卻缺乏現金流量，而滿足再融資資格反而需要先行分配現金股利去獲取這一資格，不過，從總體來看，半強制分紅政策的出臺具有積極效應，一是對上市公司分紅行為具有良好的引導和規范作用，二是在保護投資者利益方面能夠起到積極的作用。

綜上所述，本文提出了以下假說：

H1a：《決定》的出臺提高了有融資需求的上市公司的現金股利分配水平；

H1b：《決定》的出臺并未顯著提高有融資需求的上市公司的現金股利分配水平；

H2a：《決定》的出臺提高了有融資需求的上市公司的現金股利支付率；

H2b：《決定》的出臺并未顯著提高有融資需求的上市公司的現金股利支付率。

二、實證研究設計

（一）實證方法與回歸模型

Ashenfelter和 Card（1985）使用雙重差分法（DID），在研究收入結構時，將受政策影響與不受政策影響的樣本做對照試驗，通過將政策變更模擬成自然科學實驗的方式，發現政策的凈效應。本文借鑒這種方法，根據政策的出臺將2001年到2013年劃分成四個階段。2001年到2004年為第一階段，這一階段中沒有十分詳細具體的針對股利的監管規定，政策實施有較大的難度，從而無法對公司形成實際的影響。2005年到2006年為第二階段，這一階段適用2004年出臺的《關于加強社會公眾股東權益保護的若干規定》，該《規定》首次把現金股利和上市公司的融資活動聯系起來，具體要求是：最近三年未進行現金利潤分配的上市公司，不允許向社會公眾增發新股、分配可轉換公司債券或向原有股東配售股份。2007年到2008年為第三階段，這一階段適用2006年出臺的《上市公司證券發行管理辦法》，相對于上一階段來說，《辦法》更加具體地規定了現金股利分配的最低標準，然而卻沒有對利潤的實際分配比例進行具體說明，具體要求是：上市公司最近三年以現金和股票方式累計分發利潤不低于最近三年所實現的年均可分配利潤的20%。2009年到2013年為第四階段，這一階段適用2008年出臺的《關于修改上市公司現金分紅若干規定的決定》，《決定》的出臺，一方面提高了上市公司利潤分配的最低標準，另一方面詳細說明了上市公司利潤分配的方式。

按照2008年《關于修改上市公司現金分紅若干規定的決定》，把2009—2013年融資的對象公司設為SEO 08，當公司在2009—2013年間有融資行為時，SEO 08=1，當公司在2009—2013年間沒有融資行為時，SEO 08=0。并將樣本數據在2008年以前的設為year 2008=0，樣本數據在2008年之后的設為year 2008=1，在此基礎上設計DID回歸模型：

依據模型1，處理組2008年之后（year 2008=1）的期望分紅為：

處理組2008年以前（year 2008=0）的期望分紅為：

可見，處理組2008年前后分紅差異的期望為：

控制組2008年后（year 2008=1）的期望分紅為：

控制組2008年前（year 2008=0）的期望分紅為：

所以，控制組2008年前后分紅差異的期望為：

綜合以上，2008年監管政策對SEO上市公司分紅行為的凈影響為：

由此可知，DID回歸模型SEO 08和year 2008的交乘項的系數代表2008年融資監管政策對SEO處理組上市公司分紅行為的凈影響。

（二）變量定義及說明

文章依據現有對現金股利研究的國內外文獻，同時考慮了其他對公司現金股利分紅有影響的因素。

1.公司規模（Size），取年末總資產自然對數來衡量。DeAngelo（2004）研究發現，企業股利政策受到盈利水平、資產負債率、企業規模等因素的影響。本文預計現金股利與企業規模呈正相關的關系。

2.財務風險水平（Lev），用公司的年末資產負債率，即負債與資產之比來衡量。劉淑蓮和胡燕鴻（2003）研究現金分紅決策的影響因素時，發現我國現金股利與企業的規模和每股收益呈正相關的關系，而與企業資產負債率呈顯著的負相關關系。

3.公司盈利水平（Roe），用公司的年度凈資產收益率，即凈利潤與凈資產之比來衡量。何濤和陳小悅（2003）分析企業分配股利的行為動機時，發現公司的流通股比例越高、送轉能力越強、凈資產收益率越高，則公司的股利分配比例越高。

4.成長性（SalesGro），以上市公司本期的主營業務收入增長率來衡量。熊德華和劉力（2007）通過研究發現，公司現金股利分配與公司的成長性、財務杠桿、流通比例呈負相關關系。

5.公司現金流水平（Ncps），用公司本期每股自由現金流量來表示，公式為：［（凈利潤+利息支出+非現金支出）-追加營運資本-資本性支出］/總股數。Chay and Suh（2008）驗證了與內部人持股、投資機會等因素相比，股利分配比例受公司現金流水平的影響會更大。

6.每股收益（Eps），Mcnichols and Dravid （1990）、劉淑蓮和胡燕鴻（2003）均認為若上市公司的每股收益越高，股利分配的比例會越高。

具體的變量說明如表1所示。

表1 變量說明

（三）文章樣本選取和數據來源

文章以我國A股上市公司2001—2013年間的數據為研究樣本，為了更好地反映股利政策的影響效應，剔除了金融、保險行業企業，ST、PT和*ST企業以及數據缺失的企業。同時，針對樣本極端值，本文采用winsorize對連續變量在1%和99%分位進行縮尾處理。樣本數據來自于國泰安和中國上市公司治理結構研究數據庫。各年度樣本分布如表2所示。

從表2可知，2008年《關于修改上市公司現金分紅若干規定的決定》出臺后，受到政策影響與不受政策影響的上市公司數量均逐年增加，2013年有1 650家上市公司受到政策影響，而不受政策影響的上市公司有609家。

三、實證分析

（一）描述性統計分析

按照2008年政策出臺年度進行劃分，分組對2008年前后各變量進行描述性統計，得到表3。

如表3所示，2008年政策出臺前每股股利的均值為0.077元，最大值為3元，最小值為0元。中位數為0.02元/股，遠小于其均值，每股股利存在左偏，其標準差為0.133。2008年政策出臺后的五年，每股股利的中位數為0.05元，均值比2008年政策出臺前的0.077元高0.029元，每股股利的75分位數、90分位數均有不同程度的提高，說明政策出臺后股利支付集中度有所移動，股利支付水平有所提高。從總資產規模來看，2008年《決定》出臺前，資產規模的均值為21.35，政策出臺后的五年資產規模的均值提升為21.89，中位數由21.24提升至21.72。從樣本的上市年限來看，政策出臺前公司年限的均值和中位數均小于政策出臺后的公司年限，2008年政策出臺后上市年限的最小值與最大值均增加。而公司的資產負債率的統計結果卻與前幾項相反，政策出臺前均值為49.3%，出臺后下降至45.8%，中位數也由50.3%下降至46.7%。相比2008年《決定》出臺前，2008年政策出臺后公司每股收益的均值提升了0.16達到0.371元，而中位數也由0.168上升至0.282元，結果表明，2008年政策的出臺提升了每股收益。2008年前的資產收益率均值和中位數、每股經營現金凈流量均值、營業收入增長率的均值均低于2008年政策出臺后的數據。

表2 2008年政策變化前后各年度樣本觀測值分布

表3 2008年政策出臺前后描述性統計

（二）單變量分析

通過對樣本現金股利分配單變量分析的處理，得到表4。由表4可知，2008年出臺的政策對我國上市公司現金股利分配的影響并不明顯，對其進行全樣本的前后期T檢驗，2008年前后上市公司平均股利支付水平分別為每股0.082元和每股0.1196元，政策出臺后分配的現金股利每股提高了0.0037元，該增量在1%的水平上是顯著的。對處理組進行2008年股利分配政策前后的T檢驗，2008年股利分配政策出臺前后處理組的平均現金股利分配水平分別為0.0886元/股及0.0941元/股，每股股利提高了0.0054元，但是T檢驗的結果卻不顯著。對控制組進行2008年政策前后的T檢驗，2008年前后控制組平均現金股利分配水平為0.0786元/每股及0.1305元/每股，提高了 0.051元/每股，且T檢驗結果在1%水平上顯著，這一結論與楊寶（2014）的研究結論類似。

表4 2008年政策出臺前后單變量分析結果

從表4中還發現，2008年前處理組公司現金股利支付水平要比控制組公司高0.01元，2008年政策出臺后，控制組公司的現金股利支付水平反而比處理組高0.04。2008年之后現金股利支付水平都有所提高，表明《關于修改上市公司現金分紅若干規定的決定》的出臺對上市公司產生了正向的效應，但是這種激勵并不顯著。

（三）回歸分析

為了考察2008年出臺的《關于修改上市公司現金分紅若干規定的決定》的政策效應，本文采用雙重差分模型進行估計，回歸結果見表5。

表5 2008年政策雙重差分模型（DID）估計結果

從表5可知，模型（1）是以上市公司每股股利（Dps）為因變量來進行雙重差分的模型，該模型的擬合度 （R2）為39.3%，調整的擬合度（adj- R2）為 39.2%，回歸結果顯示，DID模型交乘項SEO 08year 2008的系數為-0.017，在1%水平上顯著，說明2008年政策的出臺，實際上并沒能達到預期的效果，相反，使得具有股權再融資情況的上市公司的每股股利在一定程度上出現了小幅度的下降。變量SEO 08的系數為-0.002，該回歸結果并不顯著，表明有融資需求的上市公司的每股股利比沒有融資需求的上市公司每股股利要高。指標year 2008的回歸系數為-0.001，在1%水平上顯著，說明與之前相比，2008年之后上市公司現金股利的支付水平明顯降低。資產規模（Size）、每股收益（Eps）、企業的盈利能力、每股凈現金流（Cps）的回歸系數顯著為正。上市年限（Age）、資產負債率（Lev）、收入的增長性（WSalesGro）的回歸系數顯著為負。

模型（2）是以上市公司股息率（Dpa）為自變量進行的DID模型構造，其擬合度（R2）為2.6%，而調整后模型的擬合度（adj- R2）為2.5%，從模型的回歸分析結果可知，DID模型的交互項SEO 08year 2008的回歸結果并不顯著，表明2008年該政策的出臺，在一定程度上降低了有股權再融資的上市公司的股利支付水平，沒有達到預計的效果。指標SEO 08的回歸系數為-0.016，該統計結果并不顯著，說明有股權再融資的上市公司比沒有股權再融資的上市公司股利支付水平要高。指標year 2008的回歸系數為-0.023，在1%水平上是顯著的，說明2008年新政策出臺以后我國上市公司的股利支付水平并沒有得到提高。資產規模（Size）、每股收益（Eps）的回歸系數為0.059，且回歸結果在1%水平上是顯著的。上市年限（Age）、資產負債率（Lev）的回歸系數顯著為負。而每股凈現金流（Cps）與收入的增長性（WSalesGro）回歸系數不顯著。

文章以上市公司每股股利連續性（Ds）為自變量構建雙重差分模型（3），其擬合度為 25%，調整的擬合度（adj- R2）為24.9%，該回歸結果表明，雙重差分模型的交乘項SEO 08year2008的系數為-0.008，其在5%的水平上是顯著的，說明《關于修改上市公司現金分紅若干規定的決定》的出臺使公司每股股利的連續性降低了。變量SEO 08的系數為0.001，且是不顯著的，說明有融資情況的上市公司比沒有融資情況的上市公司每股股利具有更高的連續性和更小的波動性。year 2008回歸系數為-0.014，說明在2008年之后，上市公司每股現金股利的連續性有所提高，且在1%水平上是顯著的。資產規模（Size）、每股收益 （Eps）、企業的盈利能力、每股凈現金流（Cps）的回歸系數顯著為正。上市年限（Age）、資產負債率（Lev)、收入的增長性（WSalesGro）的回歸系數顯著為負。

以上市公司股利股息率連續性（Ds1）作為因變量構造DID模型（4），其擬合度（R2）為1.6%，模型進行調整后的擬合度（adj- R2）為 1.5%，回歸結果顯示，雙重差分交乘項SEO 08year 2008的系數為0.025，說明《關于修改上市公司現金分紅若干規定的決定》的出臺，使得每股現金股利的波動更大，上市公司股利股息率連續性更低，該統計結果不顯著。指標SEO 08的回歸系數為-0.006，回歸結果并不顯著，說明有股權再融資的上市公司比沒有融資的上市公司的股利股息率連續性更高。指標year 2008的回歸系數為-0.027，說明2008年政策實施之后，上市公司的每股現金股利的連續性有所提高，回歸結果不顯著。

四、研究結論

文章研究了《關于修改上市公司現金分紅若干規定的決定》對公司股利政策產生的影響效應。研究結果顯示：存在股權再融資動機的上市公司，其發放的每股現金股利顯著減少，在絕對數方面產生逆政策效應，2008年監管政策的出臺對那些有融資需求的上市公司在現金股利分配水平上沒有促進作用，滿足假設1b；進一步研究發現，就相對數而言，其現金股息率雖有上升的趨勢，產生順政策效應，但該效應尚不顯著，新政策的出臺未能達到政策預期效應，激勵企業現金股利的效果尚不明顯，滿足假設2b。