過度自信、股利需求與現金股利分配
——基于行為金融股利理論的分析

賈洪文，孟莉莉

(蘭州大學 經濟學院，蘭州 730020)

內容提要：現金股利在我國發展和運用具有相對特殊性，本文基于管理層過度自信和股利迎合理論，引入管理層過度自信和投資者股利需求等行為因素建立Logit模型和多元線性回歸模型，分析行為因素與現金股利分配之間的關系。實證表明我國上市公司現金股利分配具有非理性特征，其中管理層過度自信是上市公司現金股利分配水平較低的重要原因，管理層存在有限理性的股利迎合行為且一定程度上造成現金股利支付傾向和力度的不穩定特征。因此，管理層應不斷加深對非理性決策行為的認知，建立良好的決策機制，保證決策過程的適當程序化和規范化，不斷提高股利政策的透明度和穩定性。

一、引言

上市公司股利分配合理與否對實現公司價值最大化、維護投資者切身利益和規范其投資行為具有較強導向作用。現金股利作為一種最典型的股利分配方式，在我國的發展和運用具有相對特殊性：一方面，區別于美歐發達市場，我國逐漸形成的現金股利分配趨勢在很大程度上是基于相關政策的硬性要求；另一方面，我國上市公司現金股利分配現狀也同樣存在一系列傳統股利理論難以解釋的“異象”。由于行為金融理論的研究視角與深層分析股利分配行為較為契合[1]，因此，不斷形成的行為金融股利理論具有解釋股利分配“異象”的相對優勢，但同時也存在爭議，需要進一步探討其對我國上市公司股利分配行為的適用性及解釋能力。

管理層過度自信理論對股利分配行為具有較強的解釋力。基于融資優序假說，過度自信的管理層在進行融資決策時會首先考慮內部融資，且更易過度投資[2]。過度自信使管理者認為外部融資成本高是因為公司股價總是被市場低估，為降低將來融資成本，通常選擇低水平股利支付率[3]。對于我國市場，管理層過度自信會降低公司現金股利支付水平。考慮到在具有不同融資約束和過度投資水平的公司中具有的差異性，管理層過度自信降低上市公司發放現金股利概率的作用在融資約束嚴重、過度投資水平高的公司更為明顯[4]。

迎合理論為股利分配問題提供了新的解釋途徑：若存在有效市場，則現金股利分配應當由公司特征決定，若市場非完全有效，理性管理層會迎合投資者對股利缺乏理性的需求，即管理層制定股利決策很大程度上取決于投資者的股利需求[5]。

事實上，管理者過度自信與股利迎合行為同時存在，并且過度自信是管理層有限理性的典型表現之一。因此本文在分別探討現階段過度自信和迎合理論對我國上市公司現金股利分配影響機理的基礎上，基于放寬迎合理論理性管理者假設的思想，嘗試將管理層迎合行為和過度自信的非理性特征相結合，進一步分析造成股利分配“異象”的原因。

二、上市公司現金股利分配現狀

自滬深證券交易所成立以來，我國證券市場規模和上市公司數量穩步擴展。截止2018年12月31日滬深兩市上市公司數量達到3569家，較2017年同期增長2.41%，較2006年(股權分置改革)同期增長151.16%(見圖1)。

圖1 我國上市公司發展規模趨勢圖(數據來源：Wind數據庫)

(一)股利分配方式多樣

與西方成熟的股票市場相比，我國上市公司的股利分配方式復雜并多樣，在現金和股票股利基礎上，先后形成了多種混合型股利分配方式，如派現、派送、派轉、送轉、轉增等方式(見圖2)。

圖2 我國上市公司股利分配方式統計(數據來源：Wind數據庫、東方財富網相關股市數據整理而得)

從整體角度看，各種股利分配方式都不同程度地被上市公司所采用，我國上市公司更熱忱混合股利分配方式，特別是派轉公司的數量明顯上升。其中派現已基本形成主流趨勢，逐漸被大多數上市公司采用，送股公司數量相比較少，主要原因：一是在我國特殊的制度背景下，上市公司大股東控制現象普遍，由于大股東股權轉讓受到限制，其更傾向于現金股利，在股利迎合理論下，理性管理層為短期內增加公司市值會選擇迎合股東的股利需求進行現金分紅。二是證券市場逐步引入強制分紅制度，證監會于2001年、2004年分別出臺了《上市公司新股發行管理辦法》和《關于加強社會公眾股股東權益保護的相關規定》，將現金分紅與IPO和再融資掛鉤，約束并促進上市公司進行現金分紅，2006年證監會進一步規定最近三年現金分紅累計額不少于相應期間年均可分配利潤的20%，2008年又將這一比例上升至30%，監管及政策法規的逐漸完善和市場的不斷健全，推動上市公司進行現金分紅。

(二)不分配行為仍然存在

目前我國股票市場上的短期投資行為較濃，大多數投資者“重投資，輕回報”，反映到股利分配上，表現為管理層對現金分紅不重視，不分配行為仍然存在。截止2017年底，不進行股利分配的上市公司有718家，占上市公司總數的20.7%，雖較2006年下降了27.1個百分點。但相比于較成熟的證券市場，我國不分配上市公司占比仍處于較高水平(見表1)。

表1 不分配上市公司占比

(三)現金分紅配合再融資

2000年4月30日，證監會頒布《上市公司向社會公開募集股份暫行辦法》，規定上市公司凈資產收益率要達到一定的水平才可進行增發，2001年3月，進一步規定再融資公司最近3個會計年度加權平均凈資產收益率不低于6%，2002年又將這一水平提高到10%，且增加了最近一個會計年度加權平均凈資產收益率也不低于10%的要求。2004年更進一步規定只有最近3年進行現金分紅的上市公司才能進行再融資。派現的同時實施再融資是我國證券市場的一大特色。上市公司為進行再融資必須調整股利分配政策，通過分紅減少留存收益，從而提高凈資產收益率。派現是上市公司利用公司盈余對股東進行現金分紅，對股東來說往往帶有利好暗示，派現說明上市公司現金充沛至少短期內不會出現現金流問題。而再融資是上市公司因需要資本支持而獲取資金的基本方式。派現和再融資的同時進行無疑會對廣大投資者造成信息干擾。

(四)股利支付水平差異較大

近年來，在相關政策法規的約束下，以及投資者股利需求不斷轉換和管理者的股利迎合行為，每股收益大于零的上市公司中股利支付率大于零的占比超過2/3，特別是在近兩年，現金股利支付率小于等于零的上市公司數量明顯減少。由均值來看，現金股利支付率大于零的上市公司主要集中在50%以下，大于50%的平均僅占到約14.6%。股利支付率較低仍是目前我國上市公司普遍存在的問題之一。值得思考的是，早在2001年《上市公司新股管理辦法》的頒布已一定程度上改善此狀況，根據辦法派現是上市公司將來籌資的先決條件。但從現狀來看，大部分上市公司現金分紅意愿和力度仍有待加強。

與上述現象并存的超水平分紅行為層出不窮。由表2可以看到，現金股利支付率大于100%的上市公司平均占比為2.6%，且其中存在大于500%的異常值。如蘭州民百2018年5月以來，共實施三次現金分紅，累計分紅金額達到15.66億，占當年凈利潤的98.86%。

表2 我國上市公司股利支付率情況

(五)股利分配缺乏連續性

一個連續穩定的股利政策有利于維護上市公司形象和其長足發展，同時也有助于投資者有效決策。連續分派現金股利的上市公司主要集中在3年以內，研究期內，連續分配1年的公司占比達22.80%，連續分配現金股利超過6年的上市公司數量均少于100家，占比低于3%(見表3)，可見連續發放年度越長，相應公司數量越少，占比越小，說明缺乏連續性是上市公司股利政策現存主要問題之一(見圖3)。

表3 上市公司連續分配現金股利統計表

圖3 上市公司連續分配現金股利折線圖

三、影響機理與理論假設

(一)過度自信對現金股利分配的影響機理

過度自信理論認為，管理層由于過度自信會高估自身能力從而高估掌握信息的準確性、公司業績以及對未來事件的控制力，并低估潛在風險。本文認為管理層過度自信對上市公司現金股利分配的影響機理可以從兩個角度進行分析(見圖4)。

1.高估自身能力和信息的準確性。管理層往往會高估自身的專業技術知識、擁有信息的準確度和判斷力等，這種心理或認知偏差在實務中則以管理層對項目收益的過高預期表現出來。處于我國特殊制度背景及文化環境中的管理層，這種心理偏差更為普遍[6]。在實踐中，根據優序融資理論，當外部融資特別是權益融資成本高于內部融資，管理層會優先選擇內部融資來支持其認為會有更高收益的項目，由于過度自信，管理層認為公眾低估了公司股票價值，且相信在自身治理下公司發展將會更為迅速，因此，會普遍出現管理層過高預期項目收益、低估潛在風險，從而通過實施不分配或較低水平現金股利以滿足長期內部融資需要。基于該種影響機理，可以解釋目前上市公司不分配或少分配、派現與融資共存、較低的現金股利支付水平等非理性特征。并由此可得以下假設：

假設1：過度自信程度越高，管理層越傾向不支付或低水平現金股利。

圖4 過度自信影響機理圖示

2.過度樂觀。過度自信使管理層主觀上對公司未來發展和業績表現出充分樂觀的態度。根據信息傳遞理論，管理層基于對公司盈利的樂觀預期選擇較高的股利支付水平，以期分紅信息會使投資者對公司發展同樣樂觀，即實現公司股價上漲獲得相應股利溢價①。當公司當前盈利減少時，管理者仍會支付較高現金股利以期通過信號傳遞效應傳達對公司未來發展及盈利狀況的異常樂觀。由此可得以下假設：

假設2：過度自信程度越高，管理層支付現金股利的概率越大，支付力度越大。

由于樂觀預期主要基于管理層主觀判斷，其實現與否存在較大的不確定性，在實踐中難以實現或未實現時，前期高水平股利分配將難以維續，且高水平分紅若發生在投資者已認識到管理層存在過度樂觀的情況下，股利分配的信號傳遞效應將會被減弱[7]，即股價不會因此上漲。現金股利支付傾向因管理層的股利效應預期未實際發生而隨之降低，高水平現金股利被調整為相對保守或更低的水平。因此，理論上短期內過度自信程度越高，管理層支付現金股利的概率越大，支付力度越大，但這種影響機理不具有長期性。

(二)迎合理論對現金股利分配的影響機理

在行為金融學視角下，證券市場具有非有效性特征，投資者需求能在很大程度上引起股價波動。股利迎合理論下，完全理性的管理層為實現公司價值最大化會主動迎合投資者的股利需求。由于投資者并非完全理性，即使不考慮稅收影響，其仍對股利和資本利得存在差異性偏好，而積極迎合投資者股利需求的上市公司就能獲得短期的股利溢價。因此，上市公司因現金分紅與否被分成兩類：當投資者偏好現金股利時，管理層會傾向現金分紅；反之，則會選擇相應的其他方式進行股利分配。投資者股利需求使兩類公司的股票價格產生較大差異，即差別股利溢價，這種影響機理有效解釋了我國證券市場中以股票股利和轉增股本作為主要分配方式的上市公司股價高估的原因。由此可得以下假設：

假設3：當投資者現金股利需求以股利折價出現時，上市公司管理層越傾向不支付現金股利或股利支付率越低；反之，表現為現金股利溢價時，則越傾向支付現金股利或股利支付率越高。

四、研究設計與實證檢驗

(一)計量模型和方法

本文構建模型基于兩個層面：第一，為驗證假設1和2，分析管理層過度自信與上市公司現金股利分配之間的關系，本文引入管理層過度自信行為因素構建模型(3)、(4)；基于股利迎合理論引入投資者股利需求因素構建模型(5)、(6)和(7)以驗證假設3。第二，本文結合實際進一步研究，在子模型的基礎上，將兩個行為因素及其交乘項同時引入，構建整體模型(8)和(9)，即檢驗和分析管理層過度自信和迎合行為同時存在時對樣本公司現金股利支付傾向和力度的影響。本文借鑒Baker和Wurgler(2004)[5]迎合理論檢驗方法，并根據我國資本市場的實際情況進行了改進。

1.管理層過度自信與現金股利分配

本文選擇二元Logistic模型和多元線性回歸模型分別進行逐年回歸，分析管理層過度自信與上市公司現金股利分配之間的關系，構建如下模型：

Pay-tendit=α0+α1Overconfit+∑βiXit+εit

(1)

(2)

模型中現金股利分配分別用現金股利支付傾向(Pay-tend)和現金股利支付力度(Div)來衡量，其中現金股利支付傾向為定性變量，表示樣本中當年發放現金股利時記為1，否則為0；現金股利支付力度用現金股利支付率來衡量，Div=每股現金股利/每股凈收益*100%。

2.投資者股利需求與現金股利分配

對迎合理論進行檢驗時，參考熊德華和劉力(2007)及林川和曹國華(2010)的方法，采用逐年回歸的方式，以現金股利支付傾向(Pay-tend)為被解釋變量構建Logistic模型；在此基礎上，基于管理層迎合投資者股利需求的根本動機，比較分析現金股利支付力度(Div)與股利溢價間的聯系，構建如下模型：

Logit(Pay-tendit)=α0+α1Demait+∑βiXit+εit

(3)

Divit=C+γ1PDNDit+γ2PDNDit-1+γ3PDNDit*PDNDit-1+εit

(4)

(5)

3.過度自信、股利需求與現金股利分配

現有研究中多是單獨針對迎合理論或過度自信理論進行檢驗分析，并沒有將二者相結合構成交叉因素進行具體研究。本文認為，實際中上述兩種行為會交互存在，為深度驗證過度自信和迎合理論對我國證券市場股利分配行為的解釋能力，將管理者過度自信和投資者股利需求及二者交乘項同時引入實證分析是必要的。本文將管理層理性迎合假設和過度自信的非理性特征相結合，分析上市公司現金股利分配行為，構建模型如下：

Pay-tendit=α0+α1Overconfit+α2Demait+α3Overconfit*Demait+∑βiXit+εit

(6)

(7)

方程(1)至(7)中Xit均表示影響被解釋變量且隨時間變化的控制變量(見表4)，其系數βi衡量對被解釋變量的偏效應。

(二)變量和數據的選取

1.數據來源和樣本選擇

以2006-2017年滬深兩市全部A股上市公司為研究對象，樣本數據均由Wind資訊整理而得。為保證數據的有效性，對樣本數據做進一步處理：第一，由于S、ST、*ST、SST、S*ST、PT等上市公司經營不善，股利政策存在不確定性和非正常情況，剔除此類公司；第二，鑒于行業性質的特殊性，為減少部分上市公司特征因素對實證分析的影響，去除金融類上市公司；第三，為保證數據的可比性，剔除信息披露不足而導致數據缺失嚴重且無法補全的上市公司。

表4 變量指標

2.變量指標選取

被解釋變量：現金股利支付傾向(Pay-tend)：衡量上市公司支付現金股利可能性的二分定性變量，當本期上市公司分發現金股利時，Pay-tend為1，否則為0。

現金股利支付力度(Div)：代表在全部樣本公司中本期支付現金股利的公司支付多少，本文選擇現金股利支付率來衡量，Div=現金股利總額/凈利潤。

解釋變量：管理層過度自信(Overconf)：利用前三名高管人員薪酬總額與高管人員薪酬總額的比值來衡量管理層過度自信，姜付秀等(2009)[8]在其研究中曾運用此方法，占比越大，說明前三名高管地位和控制能力的重要性，即過度自信越可能發生。

投資者股利需求(Dema)：本文選擇市凈率作為衡量指標，該指標反映公司的相對股價，市凈率越大，投資者愿意為該公司股票支付越高的價格，管理層可以獲得一定股利溢價；反之，管理層則不會獲得相應股利溢價。

股利溢價(PDND)：Baker和Wurgler(2004)[5]研究中根據上一期是否支付現金股利來計算本期的PDND，從而引入模型檢驗本期股利溢價與現金股利支付的關系，本文嘗試性認為本期股利支付力度不僅關系到當期PDND，考慮到上市公司進行股利決策的現實情況，實際更多取決于上期PDND，因此，這里對前者定義做了嘗試性修改，使用樣本中支付現金股利公司的市賬比與不支付現金股利公司市賬比的對數差分別計算本期和上一期PDND，其中M/B=每股市價/每股凈資產。

(8)

(9)

控制變量：首先，對現金股利分配具有重要影響的公司特征因素進行控制，包括公司規模、盈利能力、償債能力、現金流、杠桿水平和成長性，理論上公司規模越大、盈利能力和償債能力越強、現金流越充裕、杠桿水平越低，則公司發放現金股利的概率和力度越大，具有較大成長空間的上市公司更傾向于將資金和現金流用于投資項目以滿足進一步發展的需要，因而較少的發放現金股利。其次，鑒于我國資本市場特殊的股權結構，控制股權集中度，理論上其與現金股利支付傾向和力度具有正向關系。考慮到股利政策的連續性，上市公司本期的現金股利支付傾向和力度會受上一期發放現金股利與否以及發放多少的影響，因此控制滯后一期股利支付率。最后，嘗試引入產權性質指標，以控制現金股利分配特征在國有控股和民營控股上市公司之間的差異性。

(三)實證結果分析

1.描述性統計及相關性檢驗

表5反映各變量的極大值、極小值、均值以及標準差。現金股利支付率的極大值和極小值之間相差很大，分別為0和482.79，這與前文現狀分析一致，我國上市公司現金股利分配具有不分配和超能力分紅并存的非理性特征，均值為43.97，現金股利支付力度接近于凈利潤的1/2，反映現金股利成為上市公司主要的股利分配方式，標準差較大，進一步說明我國上市公司現金股利支付水平不等，缺乏穩定性和連續性；衡量行為因素的兩個指標，前三名高管薪酬占比極大值與極小值相差較大，不同公司管理層過度自信程度存在顯著差別，均值達到0.52，說明管理層在上市公司的地位舉足輕重。市凈率極大值與極小值之間差距很大，導致標準差相對偏大，均值僅為3.49，說明股利需求表現出較大的差異性，不同公司的相對股價差距懸殊。

表5 各變量描述性統計表

通過對管理層過度自信理論和迎合理論的理論模型中各變量間的相關性進行檢驗，結果表明解釋與被解釋變量的相關關系在至少5%的水平上顯著。自變量間最大的相關系數出現在凈資產收益率和每股自由現金流之間，為0.3161，且具有顯著性，進一步檢驗分析方差擴大因子的數值。自變量間的相關系數大都通過了顯著性檢驗，即使未通過，其系數也遠遠小于0，說明模型自變量不具有相關性。進一步判斷模型是否具有多重共線性，通過計算方差擴大因子VIF值，各自變量的VIF值都遠小于10，即可以否定自變量間存在多重共線性的可能。

2.回歸分析

一是關于管理層過度自信與現金股利分配，通過二元Logistic模型進行逐年回歸分析現金股利支付傾向與管理層過度自信之間的關系(見表6)。回歸結果顯示，僅考慮管理層過度自信對現金股利支付傾向的影響，overconf這一變量除2015年度外，其余年度均進入模型。從參數估計結果來看，首先，overconf回歸系數均為負，說明管理層過度自信會負向影響上市公司現金股利支付傾向，過度自信程度越嚴重，上市公司進行現金分紅的概率越低，這驗證了假設1，否定了假設2；其次，系數絕對值小于1反映出過度自信對股利決策的重要影響并不突出。由控制變量的回歸結果，公司規模、凈資產收益率、資產負債率、股權集中度、公司成長能力和每股自由現金流對現金股利支付傾向的影響與理論預期符合一致，分別在1%、5%和10%的水平上通過顯著性檢驗。產權性質(SOE)回歸系數顯著為正，說明國有或國有控股上市公司發放現金股利的概率比民營企業更大。

表6 管理層過度自信與現金股利分配各年度Logit回歸結果

二是關于投資者股利需求與現金股利分配，為驗證和分析我國上市公司管理層是否具有迎合投資者股利需求行為，使用二元定性Logistic模型進行逐年回歸(見表7)；并采用多元線性回歸驗證上市公司本期的現金分紅力度與投資者股利需求形成的股利溢價之間的關系，回歸結果見表8。由回歸結果，2006至2009年度和2013年度投資者股利需求變量在統計上均不顯著，說明這些年度上市公司管理層對投資者股利偏好并沒有表現出明顯的迎合行為。而Dema的回歸系數均為負值，說明我國投資者偏好送轉股等混合股利分配方式，當股利溢價為負(股利折價)時，投資者愿意給不進行現金分紅的公司的股票支付更高的價格，即對這些公司的股利需求越高，上市公司越可能選擇不進行現金分紅，這一結果證明了假設3。公司規模和每股自由現金流在大部分年度未進入模型，其他控制變量的影響與理論預期符合一致，且均在不同程度上通過顯著性檢驗。模型(3)產權性質的回歸系數仍顯著為正，且系數絕對值大于模型(1)，說明國有或國有控股上市公司發放現金股利的概率比民營企業更大，迎合理論在國有企業股利政策方面適用性更強。

表7 投資者股利需求與現金股利分配各年度logit回歸結果

由多元線性回歸結果(表8)可見模型擬合程度一般，股利溢價回歸系數為負，通過1%的顯著性檢驗，且系數絕對值較大，股利溢價對上市公司現金股利支付力度具有負向影響，即投資者股利需求形成的股利溢價越大，上市公司現金股利支付率水平越低，這與假設3一致。我國證券市場投資者更偏好混合股利分配方式，即進行混合股利分配的上市公司會獲得相應的股利溢價，此時股利溢價越高，上市公司選擇混合股利分配的可能性越大，現金股利支付率則越低。回歸結果與現狀分析及有關學者的研究[9]一致，投資者偏好進行混合股利分配的上市公司股票，愿意支付更高的價格使該類公司獲得相應股利溢價，而現金股利溢價較低或表現為折價，理性管理者的迎合行為造成更低的現金股利支付率。同時，滯后一期股利溢價系數絕對值大于本期，且小于本期股利溢價與上期股利溢價的交乘項，說明上期和本期股利溢價對現金股利支付力度產生交互影響，股利分配更多取決于二者的共同作用。

表8 多元線性回歸結果

三是分析過度自信、股利需求與現金股利分配，為深入驗證管理層過度自信、迎合理論的解釋能力與我國上市公司現金股利分配的關系，將管理層理性迎合假設和過度自信的非理性特征同時引入管理層過度自信和投資者股利需求因素以及二者交乘項進行Logistic回歸(見表9)。由回歸結果分析：三個變量在前兩個年度均未進入模型，這與2006年股權分置改革結束不久以及相關強制性分紅政策的約束有關，即該階段行為因素對大部分上市公司現金分紅影響有限，被解釋變量更多取決于公司特征因素和其他政策背景因素。總體上，前兩個變量對被解釋變量的解釋力度減弱，在多數年度不再具有顯著性，但交乘項除2006年和2007年度外，均在1%、5%或10%水平上顯著，由參數估計結果可以發現，回歸系數為負，且系數絕對值均大于管理層過度自信和投資者股利需求變量系數，交乘項對降低上市公司現金股利支付概率的促進作用更加顯著。

進一步采用逐年多元線性回歸對模型(2)、(5)和(7)進行了驗證，回歸結果顯示主要解釋變量的變動對現金股利支付力度的影響與假設1和假設3一致。研究期內，模型(2)中管理層過度自信變量的系數在各年度均為負，說明管理層過度自信負向影響上市公司現金股利支付力度，過度自信程度越嚴重，上市公司現金股利支付率水平越低，但這一結果不具有統計上的顯著性。回歸結果表明模型(5)中投資者股利需求對上市公司現金股利支付力度具有正向影響，即投資者越偏好現金股利，上市公司進行股利分配的力度越大；但在模型(7)中同時引入管理層過度自信和投資股利需求及其交乘項后前述影響在部分年度發生反向變化，但與模型(6)結果相一致的，總體上前兩個變量對被解釋變量的解釋力度減弱，但二者交乘項的參數估計結果均為負，且系數絕對值均大于管理層過度自信和投資者股利需求變量系數，說明管理層過度自信心理偏差與是否迎合投資者有限理性的股利需求相互作用，即交乘值越大，上市公司現金股利支付力度越小。

表9 過度自信、股利需求與現金股利分配各年度Logit回歸結果

為使實證結果更具穩健性，首先通過替換管理層過度自信的衡量指標對各模型重新回歸，分別用盈余預測偏差和管理層持股變動衡量管理層過度自信，由于我國進行股權激勵的上市公司數量不多，且不具有健全的盈余預測披露制度，使用兩種方法難以保證樣本數量。參數估計結果顯示，管理層過度自信和投資者股利需求及二者交乘項回歸系數的顯著性均有所降低，但回歸結果與本文的結論基本一致；其次將樣本數據分成深滬兩市分別進行回歸，回歸結果表明管理層過度自信在大部分年度未進入模型，但回歸系數為負，與研究假設一致，深證市場回歸結果整體優于滬市，各變量的回歸結果分別在1%和5%水平上顯著，檢驗從一定角度驗證了實證結果的穩健性。

五、結論及建議

(一)結論

第一，管理層過度自信會降低上市公司進行現金股利支付的傾向。過度自信程度越嚴重，上市公司進行現金分紅的概率和力度越低，但該影響在某些年度并沒有比其他公司特征因素明顯。實證分析中發現國有或國有控股上市公司發放現金股利的概率比民營企業更大，管理層過度自信在國有控股上市公司更易發生。第一大股東持股在多數年份未能對上市公司股利分配產生顯著影響，因此，我國上市公司現金股利分配行為并不支持利益輸送假說。

第二，投資者股利需求的回歸系數均為負值。可以解釋為：首先，在投資者現金股利需求為股利折價的情況下，投資者不會用較高的價格購買進行現金分紅的上市公司股票，相反不進行現金分紅的公司會獲得較高的股利溢價，由于存在管理層迎合投資者股利需求的行為，則相應現金股利支付傾向越低。同時，產權性質控制變量系數表明，迎合行為在國有或國有控股上市公司更為明顯，此時迎合理論具有較強的適用性；其次，通過進一步多元線性回歸，發現上市公司股利溢價程度越大，現金股利支付率就越小，這同樣說明投資者股利需求表現為現金股利折價，在該條件下我國上市公司管理層進行股利分配時具有迎合投資者股利需求的行為。最后，我們發現上一期股利溢價對現金股利支付力度影響比當期明顯，而二者交乘項的影響比前者更為突出，即現金股利分配取決于二者的交互影響和共同作用。

第三，管理層過度自信心理偏差與是否迎合投資者有限理性的股利需求相互作用。在管理層過度自信和迎合理論假設下，為追求短期股價上漲理性迎合投資者非理性的股利需求，兩種行為同時存在會使管理層非理性行為對上市公司現金股利分配的消極影響更為明顯，實證結果證明管理層存在過度自信心理偏差的同時也具有理性迎合投資者股利需求的行為，二者同時存在時會交互影響我國上市公司股利分配決策，進一步降低上市公司現金股利分配傾向和力度，即本文引入二者的交乘項進行分析具有必要性和一定的現實意義。

(二)建議

基于現狀和實證分析，我們從管理層角度嘗試性提出以下建議：首先，建立科學有效的管理者學習和適當考核機制，不斷加深管理層對非理性決策行為的認知。已有學者研究發現通過不斷加強學習管理層可以控制或者減少非理性決策行為[10]。其次，將決策作為公司治理的核心，建立良好的決策機制。同時，一個運行良好的內部機制對上市公司健康發展至關重要，應不斷完善獨立董事制度，控制管理層非理性決策，抑制其為了自身及利益集團利益最大化進行諸如大股東掏空或內部利益輸送等行為，保護中小投資者根本利益，規范上市公司管理層決策行為。最后，保證決策過程的適當程序化和規范化，以不斷提高股利政策的透明度和穩定性。這將有效減少管理層非理性決策和損害投資者利益的行為，在此基礎上，積極配合監管機構助力完善公司股東回報機制，引導投資者形成正確投資觀以改善市場投機現象。

注釋：

① 進行現金分紅的公司與不進行現金分紅的公司的股票平均市場價值與賬面價值比值的差值。股利溢價為正，上市公司進行現金分紅的傾向越大，反之，不進行現金分紅。