“鐵公雞”扎根A股的影響因素研究
——基于政策實施效應視角的實證研究

鄭 蓉

(西華大學管理學院，四川成都610039)

“鐵公雞”是中國股市特有的產物，用以代指那些對投資者極其吝嗇，上市后累計或連續多年不分配的上市公司?！拌F公雞”的存在不僅打擊了投資者對股市投資的信心，也使A股本已混亂的分配狀況雪上加霜。國家對此深惡痛絕，從2000年后陸續出臺了五次相關政策來治理國內股市分紅的亂象。從2001年第一部分紅監管法規發布到現在已有十八年之久，這些管制措施的效果怎樣呢？統計結果顯示，2000年前A股的“鐵公雞”僅有26家，但2000年后的18年間，“鐵公雞”的總數卻激增到764家，其中連續二十年以上不分配的公司總數竟高達上百家。這里面既有如金杯汽車(600609)這樣，從1992年上市兩年后開始就連續25年不進行任何分配的“鐵公雞”之冠，也不乏一大批后起之秀：如310家僅在2000年至2012年間累計不分配次數就達十次以上的公司，其數量占到同期A股上市公司總數的12.53%。如此看來，股市成立二十幾年來，國內“鐵公雞”公司數量的總體變化趨勢是在穩步上升。那么這些年系列的監管政策對“鐵公雞”的治理究竟有無成效？[1][2]政策治理效應的主要依存因素有哪些？它們又是如何影響相關的監管政策的？鑒于此，本文擬以歷次分紅監管政策實施的效應為切入點來研究影響“鐵公雞”發展變化的主要因素，希冀研究結果能對未來市場的“鐵公雞”的治理有所裨益。

一、 理論分析與研究假設

本部分的論述分兩個層次展開，第一個層次是就歷次分紅監管政策實施期，對政策的總體影響力及其作用路徑進行理論分析，并做出假設；第二個層次是就歷次政策內容中的敏感因素，或曰決定或政策實施效應的政策依存變量，分析其對“鐵公雞”分配行為的影響力的大小及作用路徑，并提出相關假設。

(一)監管政策的有效性

中國股市的形成與發展過程有其相當的特殊性。2000年前，A股市場沒有任何分紅監管的法規，整個股市的發展與管理都處于萌芽與摸索階段。在幫助國企融資脫困這一特殊股市設立目標的影響下，中國股市表現出明顯不同于其他任何成熟股市的特點：即強烈的融資圈錢熱。不少以融資為目的的“鐵公雞”便是在此情境下應運而生的。隨著A股的不斷成長與發展，政府對股市的定位和運作管理模式也開始轉變，抑制股市過度投機風險成了這一階段的重要任務之一。各項分紅監管政策也在是這一情形下逐步出臺實施的。2000年后雖然出臺了五次分紅相關政策，但按其特征和對“鐵公雞”治理可能產生的影響來看可分為三類：第一類為2001年3月出臺的分紅警示型政策。該文件僅以導向要求的形式要求董事會對于公司最近三年未分紅派息的情況做出合理解釋，并讓其主承銷商對這類公司盡到相應的關注與監督披露的責任。該文件雖僅是一份導向警示型文件，但由于是第一份打破監管政策真空的文件，因此其對大多數公司還是產生了較大的震懾作用。這從政策出臺的當年直接使2000年不分配股利的上市公司較上年減少了20.21%,派發現金股利的公司較上年增加了24.3%可見一斑。即該政策顯著提高大多數上市公司的分配意愿。但由于該政策僅具有導向性意義，對違法的處罰并未給出具體的、或有威懾力的規定，而“鐵公雞”們都不是股市中的自覺守法者，故真空期的“鐵公雞”在這一階段更多地會以觀望的態度等待政府下一步的舉措。同時，潛在的“鐵公雞”可能由于發現這一政策的違法后果是不嚴重的，對企業的融資偏好不會帶來實質性的影響，因此，該政策在市場不斷擴容的背景下并不能顯著阻止“鐵公雞”的滋生。據此，提出以下研究假設：

H1：分紅警示型政策對“鐵公雞”的不分配行為無顯著抑制效應。

第二類監管政策是2004年、2006年與2008年出臺的半強制分紅監管政策。2004年的政策除了重復2001年的監管要求外，提出了近三年未分紅的公司不得公開增發、配股及發行可轉換債券的半強制定性分紅要求。2006年則是在2004年政策的基礎上將公開融資公司的分紅標準具體量化，要求近三年累計以現金和送轉方式的股利支付比不低于年均可分配利潤的20%。2008年將這一標準進一步提高，要求近三年累計的現金分紅比例不低于年均可分配利潤的30%。由于2006年前沒有定向增發融資方式，因此2004年的定性式半強制分紅政策對普遍融資饑渴的A股公司具有極大的管制效力，要融資就必須要分配，金額數量不限。故2004年的政策對有強烈外部融資需求的“鐵公雞”公司的分配決策有顯著影響，但2006與2008年定量式監管政策對“鐵公雞”的監管效應卻不大。一方面是因為2006年定量式分紅監管政策出臺的同時，定向增發融資也出現了。即當分紅要求具體化的同時，另一扇不分紅融資的大門也打開了，這也吸引更多的上市公司走向只融資不分紅的道路。研究表明，2008年的政策對上市公司的分紅水平的提高并未產生實質影響[2][3]。另一方面，在這一階段國家對股市分紅監管的實際執行力度確實有越來越高的趨勢，兩種影響相互作用的結果是，定量式監管政策不會對“鐵公雞”數量的變化產生顯著影響。而對于前期的“鐵公雞”，如果屬于業績較好又不缺錢的公司，那么半強制分紅政策對其分配不會產生任何影響。但如果這些“鐵公雞”屬于業績不佳但有融資需求的公司，由于他們根本達不到公開再融資的標準，因此在2004年后他們就更有充分的理由不需要再分紅了。2006年后由于他們不分紅依然可以通過定向增發融資，因此半強制定量分紅標準的提高也與他們無關。據此提出以下假設：

H2a：定性式半強制分紅監管政策對“鐵公雞”公司的不分配行為有顯著的抑制作用；

H2b：定量式半強制分紅監管政策對“鐵公雞”公司的不分配行為無顯著抑制作用。

第三類監管政策是2013年出臺的差異化分紅監管政策。該政策要求上市公司根據其所處的生命周期及是否有重大支出安排選擇分紅的類別及水平。根據該文件的要求，即使處于成長期公司且有重大資金支出安排的公司，其股利支付率最低也應達到20%。這一分紅細化規定在一定程度上克服了半強制分紅的缺陷，幾乎是給出了所有上市公司的最低分紅標準。即不論一家公司公開融資與否，只要不虧損，其當年的最低股利支付率應達到20%。并且這一年的監管條例中特別說明：上市公司如果未按規定制定明確的股東回報規劃，或未按規定分紅的，證券監管機構應采取相應的監管措施，如應當執行行政處罰的應按照《證券法》第193條予以處罰。該規定在一定程度上克服了第一類警示型監管政策缺乏違規處罰條款的缺陷。基于此，提出以下假設：

H3：差異化分紅監管政策對“鐵公雞”公司的不分配行為有顯著抑制作用。

(二)政策效應依存因素的影響

雖然我們可以通過觀察分紅監管政策對“鐵公雞”公司數量變化的影響程度來考察相關政策的有效性，但政策是否有效的根本原因卻取決于相關政策的內容及其依存變量。從歷次分紅監管政策的監管對象和內容來看，2001年的分紅監管政策要求關注近三年沒有分紅派息的公司，這里的公司實際指的是近三年有正常盈利的非虧損公司，并且沒有被ST或*ST的公司。可見，盈利的水平與是否被ST是2001年政策監管的一個重要潛在前提。2004年、2006年與2006年的半強制分紅政策將企業的分紅與再融資需求捆綁，從而使有融資需求企業的多少成為分紅監管效應強弱的重要指標。而2013年的分紅政策直接根據企業的成長性水平和是否有重大的資金支出需求劃分了三個分紅的區間。由此可見，企業的盈虧狀態、成長性水平與融資需求是歷年分紅監管政策實施的重要的政策效應依存變量，這些因素的狀態和變化也必然會影響相關政策實施的有效程度。

1. 盈利狀況及ST的頻率對“鐵公雞”的影響

早在1956年，Lanner就指出盈利狀況是影響企業股利分配的重要因素[4]。通常情況下，盈利狀況較好的企業留存收益水平較高，其現金流入的持續性更高，故其分紅的意愿及分紅的水平總體都相對較高[5]。但這一結論對于“鐵公雞”公司則要另當別論。如果“鐵公雞”公司屬于長期盈利狀況較好的公司，則其經營現金流量通常很有保障，即使這些公司是成長型公司，但其相對資金短缺的可能性或資金的缺口較小。由于我國實行的不是強制分紅政策，這類公司的股權再融資需求又通常較低，因此，不論是在分紅監管的哪一個時期，其不分配的可能性反而會越高。不過，當一家上市公司經常處于業績不佳、甚至虧損被ST時，其分配能力肯定會受到嚴重限制。長此的無力分配必然導致其最終市場中新的“鐵公雞”。但同時，國內大量的“鐵公雞”公司的成因是多樣的，ST至多僅是其成因中的一個，還有很多上市公司是從未被ST，或者很少被ST的公司，但仍然堅持多年不分配的股利政策。據此提出以下假設：

H4a：盈利水平越高的公司，其成為“鐵公雞”公司的可能性更高

H4b：盈利水平與既有“鐵公雞”公司的分配意愿呈顯著負相關關系。

H5a:ST的頻率越高，一家公司成為“鐵公雞”公司的可能性更高；

H5b:ST的頻率對既有“鐵公雞”公司的分配意愿無顯著影響。

2.成長性對“鐵公雞”的影響

2013年的分紅監管政策將成長性作為劃分不同類型企業分紅標準的重要參考指標，這是因為在高速成長階段，企業的盈利低、對外投資需求高，故企業一般不愿發放或只愿發放較低的現金股利[6][7]。而當公司進入成熟期后，由于企業的盈利開始增多、投資機會相對減少，現金冗余逐漸增多，而高現金股利政策可以降低成熟期公司因高自由現金流積存而產生的代理問題[8],故該階段的公司更樂于發放較高的現金股利。但這些結論是以西方成熟資本市場為基礎得出的，并不適合于中國股市。因為按照生命周期理論，普通企業的生命周期為十二年，國內“鐵公雞”連續不分配的年數至少是五年，多則達十幾二十年。以一家有十年以上連續不分配記錄的“鐵公雞”為例，其十幾年不分配的時間內至少包含一個完整的生命周期，但其分配策略卻從未改變，說明股利分配的生命周期策略對于長期的“鐵公雞”公司并不適合。另一方面，當2004年半強制分紅政策推行后，公司成長性越高則越需要多渠道高額融資，越需要融資則越必須分紅，否則無法實現融資與成長。即使在2013年實施差異化分紅監管政策后，公開股權再融資仍然需要滿足業績與分紅的要求。即在國內特殊的分紅監管環境下，成長性高的企業是不大可能變為“鐵公雞”的。據此提出以下假設：

假設6a：成長性水平越高的公司，其成為“鐵公雞”公司的可能性更低；

假設6b：成長性水平對既有“鐵公雞”公司的分配意愿無顯著影響；

3.股權再融資對“鐵公雞”的影響

在2006年定向增發出現前，大多數上市公司融資時的首選是配股與公開增發。在這一階段，企業除非不融資，如果要融資就必須業績優良，在2004年后還必須要分紅。故在這個階段，只要有股權再融資需求的企業成為“鐵公雞”的可能就很低。2006年后，定向增發逐漸取代公開增發成為上市公司股權再融資的主要手段。截至2018年底，定向增發公司總數已是同期配股和公開增發公司總數的16.27倍。在這一時期決定上市公司分紅態度的不再是是否融資，而是是否要公開融資。因為定向增發與不融資的企業是沒有特別的業績或分紅束縛，但有公開股權再融資需求的公司仍必須滿足其相應的業績與分紅要求，這類企業后續其成為“鐵公雞”的可能將明顯低于不融資或不公開股權再融資的企業。當然，對多年形成的“鐵公雞”公司，其或者是不缺錢不需融資的企業，或者是缺錢但業績不佳，無法公開股權融資的企業，定向增發的出現無疑為其堅定地不分紅卻能繼續融資開辟了一條平坦的大道，這些公司未來持續不分配的可能性更高。據此提出以下假設：

H7a：股權再融資需求越高的公司，其成為“鐵公雞”的可能性越低；

H7b：股權再融資需求與既有“鐵公雞”公司的分配意愿呈顯著正相關關系。

二、 研究設計

以1990-2018年間在A股上市的“鐵公雞”型上市公司作為研究對象，通過以下過程進行數據篩選：首先剔除數據缺失、異常和PT的樣本；其次剔除產權性質無法清晰劃分的樣本和觀察期內有過兩次以上再融資行為的樣本。最后得到符合要求的“鐵公雞”樣本745個，非“鐵公雞”類對比樣本2 722個。研究數據主要來自國泰安CSMAR數據庫。

(一)變量定義

1.因變量

為了考察相關政策及其依存因素對“鐵公雞”的影響，本文設置兩個因變量進行考察：第一，“鐵公雞”公司，即在觀察期內連續五次以上不分配的上市公司，設置虛擬變量Iron來考察一家公司成為“鐵公雞”的可能。第二，股利分配意愿，主要設置Dum這一虛擬變量來考察影響不同政策依存因素對“鐵公雞”公司的股利分配意愿的影響。

2.解釋變量

(1)分紅監管政策

結合前面的假設，本文從五個政策出臺的時點中選取了2001年、2004年、2006年與2013年四個時間點來考察相關政策的實施效應，對應的四個政策期變量分別是Period0、Period1、Period2、Period3。沒有將2008年作為一個單獨的考察點是因為，2008年的監管政策只是在2006年產水平上提高了半強制分紅水平，并且其分紅提高程度并不顯著[3]。四個變量中，Period0用于考察2000年前后，無分紅監管的真空期與有分紅監管的非真空期“鐵公雞”行為的變化。這里之所以選擇2000年而不是2001年，是因為雖然分紅監管政策是在2001年3月頒布，但大多數上市公司的股利分配政策是在次年1月1日至4月30日間年報披露的同時公布的，況且相關政策正式公布前有一個征求意見期，故2001初公布的政策是會對上一年的股利分配產生影響的。這一劃分結果也與預期的數據探索結果對比相符。同理，Period1用于考察2004年前后，定性式半強制政策實施的影響，Period2用于考察2006年前后，定量式半強制政策實施的影響，Period3則用于考察2013年前后，差異化分紅監管政策實施的影響。

(2)政策效應的依存變量

對于盈利狀況和ST頻率,本文設置總資產收益率ROA和企業在觀察期被ST的次數和進行考察。對于成長性水平，本文以營業收入增長率Sales進行考察。另結合2013年差異化分紅的劃分標準，又增加了重大支出資產比Invest這一指標用于考察企業在成長發展過程中重大資金支出對其分配決策的影響。對企業對于股權再融資需求的檢驗，筆者設置公開融資需求Finance進行考察。在2006年前,由于該階段上市公司的股權再融資方式只有配股與公開增發，因此，這一階段該指標實際上主要體現的是有股權再融資需求與無再融資需求企業的差異。在2006年后，由于只有配股和公開增發的企業才需要滿足特定的業績與分紅標準，而定向增發與不融資企業都不需要達到任何特定的限制條件，因此，這一階段，該指標主要反映的則是有公開股權融資需求和無融資需求及定向增發企業分配行為的差異。

3.控制變量

本文在借鑒原紅旗[5]、李常青等[9]與王國俊等[10]研究方法的基礎上，選擇了規模、負債水平、股權集中度、每股資本公積、經營現金流水平和行業分類作為控制變量。相關變量具體定義見表1。

表1 變量定義表

(二)回歸模型

在借鑒魏志華等[2]研究的基礎上，本文構建以下兩個多元Logistic回歸模型對研究假設進行檢驗:

Logit(Iron)=α0+αiExplantoryVariables+

βiControlVariables+ε

(1)

Logit(Dum)=α0+αiExplantoryVariables+

βiControlVariables+ε

(2)

其中，模型中的解釋變量為四個分紅監管政策變量Periodi、業績狀況變量ROA與ST次數、成長指標Sales、重大資金支出Invest、公開再融資需求指標Finance?？刂谱兞恐笜藶镾ize、Debt、1stShare、Property、Cashflow和Ind，ε為殘差項。

三、 實證結果與分析

根據研究假設將研究對象及相關影響因素進行分組獨立樣本均值檢驗后發現，“鐵公雞”組與“非鐵公雞”組在股權再融資需求上存在顯著的差異?！拌F公雞”組的公開股權再融資意愿在1%的統計水平上顯著低于“非鐵公雞”組，但不能因此推斷“鐵公雞”類上市公司的融資意愿低是因其業績達不到標準。因為凈資產收益率的對比結果顯示，“鐵公雞”組的業績水平雖然低于其對比組，但兩者的差異并不明顯。這表明“鐵公雞”組并非不偏好股權再融資，但肯定都不偏好附帶嚴格業績和分紅條件的再融資方式。即“鐵公雞”類上市公司要么不缺錢、根本不融資，要么缺錢，卻只愿意選擇沒有業績與分紅門檻的定向增發進行股權再融資。同時，兩個對比組成長性指標沒有顯著差異,但“鐵公雞”組的重大支出水平卻顯著低于對比組，這初步證實了之前的假設，即“鐵公雞”組并非是因為高成長或有重大支出而不分配股利。ST次數的對比結果顯示，“鐵公雞”組被ST的次數在1%的統計水平上顯著比對比組高2.408次。這表明ST次數增加會顯著增加一家公司成為“鐵公雞”的可能。對不同階段分紅監管政策效應的T檢驗結果表明，除了差異化分紅政策Period3前后“鐵公雞”的數量相對政策實行前有顯著下降外，其余三個階段的政策推出后，其“鐵公雞”數量相對于前期不僅沒有下降反而還出現了顯著的上升。這一結果除了與假設3基本相符外，其余的結果與預計不相符，具體還需進一步檢驗。

表2 單變量的獨立樣本均值的分組比較

(一)回歸分析

表3 回歸結果表

續表

考慮到全樣本中不同政策期的數據可能產生政策的疊加效應影響，因此本文對模型1的檢驗按政策出臺的時間變化點劃分了四個子樣本①進行分階段的政策效果檢驗,最后進行整個觀察期的全樣本檢驗。對于分配意愿本文主要披露了“鐵公雞”組與“非鐵公雞組”的回歸結果，雖然也進行了分階段的子樣本回歸，但由于回歸結果總體與整體結果近似，限于篇幅就未再詳細披露。表3中政策實施效應的檢驗結果表明，除Period0外，其余三個政策期間變量均在顯著負，不過，只有Period1和Period3在1%的統計水平上顯著為負，這表明只有定性式半強制分紅政策和差異化分紅監管政策能顯著地降低“鐵公雞”公司在市場中的比例，即假設H1、H2a、H2b、H3成立。但模型二的結果卻顯示，所有的監管政策都不能顯著提高“鐵公雞”的分配意愿。結合模型一的檢驗結果，這表明對于“既有”的“鐵公雞”公司，所有的監管政策都不能真正提高其分配意愿。模型一中相關分紅政策之所以可以導致政策實施前后A股市場“鐵公雞”公司占比顯著變化的根本原因在于，在市場的擴容過程中，該政策顯著降低了新增上市公司中退化為“鐵公雞”的比例。即所有的分紅監管政策僅對市場擴容過程中“潛在”的“鐵公雞”公司有管制效應，對于既有的、或頑固的“鐵公雞”公司，所有政策都顯著有些力不從心。回歸結果中比較意外的是Period0的所有回歸系數都在1%的統計水平上顯著為正。這表明警示性分紅政策不僅沒有減少上市公司成為“鐵公雞”的概率，反而增加了其成為“鐵公雞”的概率。說明警示型的政策盡管能提高非“鐵公雞”公司的分配意愿，但對于國內頑固“鐵公雞”現象的治理總體起到了相反的效果。

政策實施依存因素的檢驗結果顯示，ROA的回歸結果在模型一中除了在第四個階段外，在其余幾個階段的回歸結果均為正，第二、第三階段與全樣本的回歸系數都在1%的統計水平上顯著。這表明A股“鐵公雞”的往往是盈利水平相對較高的公司，而分配意愿的回歸結果也顯示，“鐵公雞”組的分配意愿與其盈利水平無顯著相關性，但對比組這一指標不僅顯著正相關，而且其回歸系數是所有影響因素中最高的，即盈利是影響“非鐵公雞”公司分配與否的最重要的因素，但對“鐵公雞”樣本的影響卻不明顯。即假設4a、4b成立。ST的回歸結果顯示，雖然一家公司被ST的次數越多，其成為“鐵公雞”的概率越高，即假設5a成立。但模型二的回歸結果卻顯示，ST次數的多少卻并不是影響“鐵公雞”公司是否分配的重要因素，它只會影響“非鐵公雞”的分配意愿，即假設5b成立。模型一中Sales與Invest的回歸結果顯示，總體而言，成長性越高、越有重大投資需求的公司，其成為“鐵公雞”的可能性反而越低，這表明半強制分紅政策確實存在著一定的監管悖論效應,即假設6a成立。Sales在模型二中的回歸結果都不顯著，但Invest在模型二兩組樣本中的回歸結果都顯著為正，進一步證實了上述結論。Finance回歸結果表明，有公開的股權融資需求的公司成為“鐵公雞”的可能顯著更低，并且“鐵公雞”在有公開融資需求的年度，即分配的可能性顯著提高，這表明假設7a、7b成立。這從另一個角度印證了，盡管2013年頒布了新的差異化分紅政策，但半強制分紅政策的影響卻依然存在，只是其影響程度被相對削弱。

(二)穩健性檢驗

為了確保研究結論的可靠性，本文通過以下兩種方式進行了穩健性檢驗：其一，重新選擇主要的解釋變量。在模型一中對盈利水平、成長性指標、重大資本性支出、ST次數分別用每股收益EPS、凈資產收益率ROE、留存收益增長率Retained、是否有融資需求FinYN以及下一年度有無重大支出InvesNY進行替換檢驗；其二，模型二的回歸中將“鐵公雞”Iron作為一個虛擬變量放入全樣本進行分配意愿的回歸，由于各個政策期“鐵公雞”的表現與非“鐵公雞”組有顯著差異，故再設立“鐵公雞”與政策期Periodi的交叉相乘項來考查政策期內各變量對樣本分配意愿的影響。表4中模型一的穩健性檢驗中，部分主要變量替換后，各政策期與幾個政策因素變量的回歸系數方向和顯著性與表3的回歸結果基本一致。表4模型2 的回歸結果顯示，Period0-3的回歸結果與表3中對比組的結果是一致的，但“鐵公雞”Iron的回歸系數顯著為負，并且當各政策期變量Periodi與“鐵公雞”Iron交叉相乘后，所有Periodi*Iron的回歸系數都顯著為負。這進一步說明歷次分紅監管政策都未能對已有“鐵公雞”的分配意愿的提高產生促進作用，相關政策僅在防止潛在“鐵公雞”的真正“鐵化”或增加上具有影響。這一回歸結果與表3的主要結論也基本一致。

表4 穩健性檢驗結果表

續表

四、 研究結論與啟示

本文的研究表明，雖然定性式半強制分紅政策及差異化分紅監管政策能顯著降低國內“鐵公雞”公司的占比，但除了重大支出與公開融資需求外，所有的監管政策及其他政策依存因素對業已形成的“鐵公雞”的分配意愿幾乎沒有實質性的影響。這一結果提醒我們，未來的“鐵公雞”治理，防止新增的“鐵公雞”固然是一個重要方面，但更重要的是如何根除已經形成的“鐵公雞”。分析過程中同時發現，現有的“鐵公雞”形成的原因是多樣的，其中既有因業績狀況不佳、經常被ST而被動成為“鐵公雞”的，但也有盈利狀況良好不缺錢，或者不融資，或者只以非公開方式股權融資的頑固派“鐵公雞”。這表明未來的“鐵公雞”治理政策必須要究其成因，分類處之。據此筆者提出以下建議：

首先，研究表明，“鐵公雞”對監管制度仍然反應敏銳，只是其反應的程度和反應的方向可能不如預期，甚至與預期方向相反，和非“鐵公雞”公司的反應也可能是完全不同。2001年分紅警示型政策在“鐵公雞”公司身上得到了與預期完全相反的治理效應，這提醒我們在未來的分紅監管中，不僅應突出和加強對“鐵公雞”的專項治理規定及措施的制定，還應注意提高法規本身及其執行的有效性和可行性。要用合理的與政策掛鉤的指標體系考核來代替溫和警示型的監管政策。對于長期盈利卻堅決不分的頑固型“鐵公雞”必須要有嚴刑峻法。

其次，雖然統計顯示，整個觀察期內，有過ST記錄的公司僅為全部上市公司總數的15.97%，但由于ST仍然是導致“鐵公雞”數量增加變化的一個重要因素，因此，應嚴格退市制度，將經常虧損或ST的上市公司請出市場。

最后，由于股權融資的方式仍是影響“鐵公雞”形成變化的重要因素，同時，研究結果表明，“鐵公雞”們或者不缺錢根本不融資，或者缺錢就通過定向增發來繞開相關分配盈利門檻實現融資。因此，未來的“鐵公雞”治理政策的制定必須要注意與分紅政策相關的融資等其他配套政策的改革與完善，這才能在根源上消除“鐵公雞”們持續不分配的利益誘導機制，從而真正根除A股的“鐵公雞”。

注 釋：

① 子樣本劃分的區間依據是確保其間只有一個或一類政策出臺，并且能對比該政策出臺前后的期間。如[1990，2004)，表明是2004年前，不含2004年，用于對比第一個監管政策的實施效應。同樣由于2001年的政策是對2000年產生影響，所以[2001,2006)是為了檢驗定性式半強制分紅監管政策的實施效應。其余以此類推。