行为金融视角下我国上市公司现金股利政策解释_严太华.pdf

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1、管Vol. 27，No. 3理工程学报2013 年 第 3 期Journal of Industrial Engineering/Engineering Management行为金融视角下我国上市公司现金股利政策解释严太华，龚春霞（ 重庆大学经济与工商管理学院 ，重庆 400044）摘要：上市公司为什么要支付股利? 美国学者 Baker 和 Wurgler 从行为公司财务角度出发提出了股利迎合理论，该理论放宽了 MM 股利无关论中关于 “市场有效性”的假设，认为如果市场是有效的，则现金股利政策应该由企业特征决定; 如果市场不是完全有效的，则理性的管理层会为了提高股价，迎合股东对股利不断变化的偏

2、好。结合股利的迎合理论，融入新近出现的股利的生命周期理论的思想，基于沪深两市2000 2010 年中国 A 股上市公司财务数据，对我国上市公司现金股利支付倾向与我国投资者的现金股利需求的关系进行了实证研究。同时，引入现金股利溢价指标，研究了公司股利支付意愿与现金股利溢价的关系。研究表明: 对处于同一生命周期的上市公司而言，投资者的现金股利需求对上市公司的股利支付倾向有较显著影响，但其影响程度不及盈利能力以及股利政策连续性指标强; 面对更高的股利溢价时会更倾向于支付现金股利。研究证明，股利迎合理论对我国资本市场的现实情况具有较强的解释能力。关键词：股利迎合理论; 生命周期理论; 股利支付倾向;

3、股利溢价; 股利支付意愿中图分类号：F273文献标识码：A6062（ 2013） 03- 0164- 09文章编号： 1004-市场的人的因素对市场的影响 ， 使得研究更加贴近实际 。行“实实在在的现为学的解释并不基于数学推导 ， 而是建立在（ hard cold cash） 较之任何其他所得对投资者更具吸引力金”的心理4 0引言“迎合理论” （ Catering Theory） 基于行为金融理论 ， 从投股利所资者需求的角度研究上市公司的股利政策 。现实中，得税率通常高于资本利得的税率 ， 因此投资者应当偏好资本但是大多数的上市公司仍然选择进行股利得而非股利收益，1 “股利之谜” 。传统的税

4、收理论 、利支付， 这就是信号理论。Shelfrin 和 Statman5 首次利用前景理论 （ ProspectTheory） ， 并引入投资者自我控制等心理特征 ， 对投资者为什么偏好现金股利进行了解释 。他们认为 ， 按照前景理论 ， 明并且有助于投资确的现金股利支付能够增加投资者的效用 ，者设立简单的投资策略以进行有效的自我控制。Loomes 和Sugden6 认为， 由于投资者存在着后悔厌恶的心态 ， 因此， 通过支付现金股利有助于投资者避免由于卖出股票消费而引起的后悔。而迎合理论则是行为金融学对现金股利政策的最新解释， 也是行为金融学在现金股利的研究中广泛被人们7 认可的一种解释。

5、迎合（ Catering） 的思想在 Long的研究中以及代理假说等公司股利政策理论实际上都未能完整地解“股利之谜 ” 。Baker 和 Wurgler2 在解释美国证券市场释3 “正在消失的股利 ” 现象时提出了股利的迎合理论， 他们认为， 当现金股利溢价为正时 ， 上市公司管理者倾向于支付当现金股利溢价为负时 ， 管理者往往倾向于现金股利； 反之，忽视现金股利。公司管理者为了追求企业价值的最大化 ， 会以制定相应的现金股利政策去迎合市场投资者的股利需求 ，提高公司的股价。Baker 和 Wurgler 的股利迎合理论是基于美国证券但是，市场而得出的。该理论是否能够解释中国这个股权相对集中，

6、 且中小投资者法律保护和投资意识都较差的特殊市场，还有待进一步的研究 。本文结合迎合理论的实证含义与中并融入新近出现的股利政策的国上市公司的特殊制度背景 ，生命周期理论对我国上市公司的股利政策进行解释 。就已经出现过， 他认为投资者可能把现金股利当成一个无声的特征， 给予支付现金股利公司的股票更高的溢价， 而这一特征反过来又引起了公司管理者为迎合投资者而发放现金股利的动机。之后再次利用行为金融学研究上市公司现金股利政策是由于美国证券市场上出现了 “正在消失的股利 ”1978 1999 年间美国上市公司现象。Fama 和 French 发现，发放现金股利的比例从 67% 锐减到 21% ， 他们

7、认为除了公更重要的是上市公司的现金股利支付意愿的司特征原因外，8 变 化。此 后，Benito 和 Young、Ferris、Nilanjan 和 Yui1相关研究回顾行为金融学（ Behavioral Finance） 是金融学领域的最新研（ 2006）9 分别发现英国证券市场也存在着“股利消失” 的现10 象。Denis 和 Osobov（ 2008）利用美国 、 加拿大 、 英国、 德“理性人” 、它突破了传统金融学完全套利和 EMH 的究前沿，从投资者的实际决策心理出发 ， 重新审视了主宰资本假设，08- 08收稿日期：2011-04- 23修回日期：2012-法国和日本的数据进行了进

8、一步检验 ， 发现这些国家在国、作者简介：严太华（ 1964） ， 男， 重庆璧山县人， 重庆大学经济与工商管理学院教授 ， 博士生导师， 研究方向： 金融经济。 164 Vol. 27，No. 3管理工程学报2013 年 第 3 期1989 2002 年 间 都 存 在 着 股 利 消 失 的 现 象。Baker 和Wurgler11 有多大的解释能力。我国上市公司的股利政策是否具有 、提出的股利迎合理论 ， 认为由于市场投资者对支付现金股利公司的投机性需求 ， 导致支付现金股利的公司与不支付现金股利的公司价值之间存在着差异 （ 即股利溢价） ，而理性的公司管理层会洞察到这种时变的股利溢价

9、， 并将会制定相应的现金股利政策去迎合市场投资者的这种需求 ， 以提升公司价值。股利迎合理论有三个基本要素 ： 一是基于心理或者制度的原因， 一些投资者对支付现金股利的股票具有时变的需求； 二是有限套利的存在使得投资者需求能未知、够影响股票价格； 三是管理者是理性的 ， 他们能够权衡当前从股票被错误定价所带来的短期收益与长期成本间的利弊 ，而制定现金股利政策以迎合投资者 。由于中国证券市场历史的短暂及其特殊性 ， 使得以迎合理论对我国上市公司现金股利分配倾向的解释出现了不同的结论。一部分学者研究认为中国上市公司现金股利政策支持股利迎合理论 。黄果和陈收12 22. 1研究设计数据来源及样本选择

10、CSMAR 数据本文的样本数据主要来源于 CCER 数据库、选取了 2000 库以及清华金融研究数据库 。实证研究中 ，2010 年度沪深两市全部 A 股上市公司 ， 为了保证被研究公ST、 * ST、 PT 类的上市公司 。此司的同质性， 我们剔除了 S、外， 还剔除了金融类以及数据缺失且无法补充的上市公司。本文的数据处理采用 EXCEL 和 SPSS16. 0 统计软件完成。2000 年末， 证监会提出把现金分红作为上市公司配股和2000 年后上市公司的分红比例明显增发的必要条件。因而，但每股股利绝对量却明显下上升与市场监管政策显著相关 ，降， 不少公司每股现金股利小于0. 05 元/股，

11、 使得投资者几支付股利的公乎没有获得所得。因此本文根据其处理方法 ，司代表本年度支付现金股利大于 0. 05 元/股的公司； 不支付现金股利的公司代表每股现金股利小于或等于0. 05 元/股的公司。本文将样本公司分组成支付股利和不支付股利的公司， 结果见表 1 所示。表 1年度20002001200220032004200520062007200820092010上市公司股利分配情况分红数量412444455434525471478488582394549分红比例0. 5660. 5750. 5080. 4670. 5330. 4360. 4590. 4770. 5030. 3290. 432

12、认为， 传统和现代股利理论忽视了心理、 行为和社会对管理者和股东行为的影响，以至于严重限制了其在公司行为和决策中的应用。熊德华和刘力13 研究发现， 中国上市公司的决策者在制定股利政策时， 很可能会考虑市场中投资者对不同股利政策公司股票的时变的投机性需求， 并在决策时在一定程度上迎合了市场投资者的这种需求。因此得出结论： 迎合理论对中国上市公司股利政策有着较强的解释能力。饶育蕾、 贺曦和李湘平14 上市公司数729773896930986108210431024115911981271认为， 我国社会公众投资者的现金股利需求对现金股15 利支付倾向具有一定影响 ， 现金股利支付政策表现出对投资

13、者现金股利需求的迎合 。龚慧云认为， 在充分了解我国市场参与者的心理与行为特征的基础上 ， 借鉴西方行为股利政策理论对我国上市公司股利分配的异常现象进行本土化研究， 有着十分重要的理论意义和实践意义 。也有部分学者得出了不同的结论， 他们认为迎合理论对中国上市公司的现金股利支付倾向并没有解释能力。李常青、 张凤展和王毅辉16 认为迎合理论只能解释公司是否发放现金股利， 而不17 能解释发放多少现金股利的问题 ； 另一方面迎合理论对管理者理性的假定并不尽合理 。王曼舒和齐寅峰研究发现 ，我国上市公司是否支付现金股利并非由企业特征决定 ， 也并不受反映投资者偏好的市场反应的显著影响。黄娟娟和沈艺峰

14、18 注： 分红数量指该年度每股现金股利大于 0. 05 元的上市公司数量， 分红比例指分红数量占上市公司总样本数量的比例 。资料来源： 来源于 CCER 数据库和 CSMAR 数据库。认为， 股利迎合理论忽略了上市公司股权结构的特2. 2管理者制订股利政征。在股权高度集中的中国上市公司里 ，策主要是为了迎合大股东的需求 ， 广大中小投资者的股利偏好往往会被忽视。崔建新19 实证指标选取由于以往文献中， 公司特征变量选取的不同 ， 致使该领认为， 由于我国上市公司股权域研究得出了不同的结论 。此外， 本文也认为已有研究方法存在着一些不足之处有待商榷 ：第一， 未考察影响我国上市公司股利政策的一

15、个重要影响因素： 股利政策的连续性 。仅考察公司特征变量对我国上市公司股利政策的影响 ， 发现上市公司股利政策的连续性是一大显著影响因素。一般情况下， 上市公司不会轻易变更股利政策 ， 通常将延续上一年度的股利政策 。因此， 在本文创建的两个回归模型中， 均引入了上年度支付与否 （Divt1） 作为控制变量。第二， 以往文献极少引入股利支付意愿指标 （ PTP） ， 或仅对 165 结构的特殊性和流通股股东相对于现金股利而言更偏好于资本利得， 所以从理论上分析认为迎合理论并不适用于中国资本市场。已有研究之所以得出不同结论 ， 主要由于不同学者选择的样本及公司特征的检验指标不同 。鉴于此， 本文

16、继续深化该领域方面的研究， 融入新近产生的股利的生命周期理论，并结合迎合理论与具有中国特色的制度背景 ， 从全新的视角对我国上市公司的股利政策进行分析 ， 研究股利迎合理论对严太华等: 行为金融视角下我国上市公司现金股利政策解释PTP与 PDND指标间的相关关系进行简单分析。本文认为， 在使用时序数据研究两者间的相关关系时 ， 应先控制公司特征影响因素， 从模型的角度来考察公司支付股利的倾向性 。第三， 在研究方法上 ， 本文将股利的迎合理论与生命周期理论相结合， 以研究行为金融理论对我国上市公司的股利政策的解释能力 。因此， 本文引入留存收益与投入资本组合， 即 RE/TE， 以作为企业生命

17、周期的代理变量 。从财务视RE/TE 比率越高， 说明企业更可能处于生命周期的成角看，熟阶段； 反之则反。鉴于此， 本文引入两个反应投资者的股利需求指标市场以研价值与账面价值之比 （ M/B） 和现金股利溢价 （ PDND） ，究投资者行为对上市公司支付现金股利的影响 。2. 2. 1自变量（ 1） 核心变量：1） 投资者股利需求 （ M/B） 。本文用市场价值与账面价值之比（ M/B）来衡量单个公司的相对股价 ， 以此来反映投资者的现金股利需求 。计算公式如下：市场价值 M = 年底股票价格 流通股份数 + 每股净资产 非流通股份数；账面价值 B = 公司年底净资产；2） 股利溢价 （ PD

18、ND） 。本文引入了股利溢价 （ PDND） ，以刻画资本市场中投资者对支付现金股利的上市公司的投机需求。首先将样本公司分为发放现金股利和不发放现金股利两组， 接着分别计算出每组的市值账面比 （M/B）的平均值。这里股利溢价通过支付股利和不支付股利的两组公司的 M/B 的对数值之差 PDND 来衡量， 计算公式如下：PDND = log （ M/B）（ 2） 控制变量国外几乎所有的实证研究结果都表明 ：盈利能力、 财务杠杆及公司规模都对股利政策具有显著影响 。盈利能力强 、财务杠杆低、 企业规模越大的企业往往更倾向于股利分配，相关研究包括原红旗朱德胜24 21 D自身是一个二分变量 ， 即可以

19、公司支付现金股利的可能性 ，Payer = 1； 不支付用 0 和 1 标识。当公司支付现金股利时，Payer =0。时，（ 2） 现金股利支付意愿（ PTP） 。现金股利支付意愿（ PTP） 即实际支付现金股利公司的比例与预期现金股利支付比例之间的差额， 用来衡量公司支付现金股利的意愿 。这里根据每年实际支付现金股利的公司比例（PayRatio ） ， 定义上市公司支付股利意愿为 ：PTP = PayRatio ExpRatio在计算 PTP 时， 第一， 以沪深上市公司的数据， 采用Logic 回归方法估计出各年度上市公司的特征与股利支付的用估计的方程来计算沪深两市各上市公司支付关系。第二

20、，股利的概率 Pr（ Payerit= 1） ， 并求出 Pr（ Payerit= 1）的算术平均值， 表示各年度预期平均支付股利公司占总数的比例。第三， 计算各年度实际的支付股利公司占总数的比例， 其值为实际当年支付股利的公司数除以当年样本总数 。第四， 用预期支付股利公司所占比例减去实际支付股利公司所占比例， 即得到 PTP。若 PTP 较大， 则认为公司支付股利增加或公司更倾向于支付股利 ； 反之若 PTP 较小， 则认为公司并不倾向于支付股利。2. 3实证方法选择从行为金融角度考察上市公司股利政策 ， 本文采取逐年回归的方式， 研究我国上市公司现金股利支付倾向与投资者的现金股利需求的关

21、系 ， 并构建如下 Logic 回归模型：Pr（ Payerit= 1）= logit（ 0+ 1M/Bit+ 2SIZEit+ 3EPSit+ 4DAit+ 5TOP1it+ 6Divit1+ 7RE/TEit）+ t此外， 公司管理层从迎合投资者的动机出发， 所做出的股利支付倾向， 可以用 PTP 指标衡量。为进一步研究管理层的股利支付意愿与投资者行为指标的联动关系 ， 本文构造如下多元线性回归模型 ：PTPt= 0+ 1PDNDt+ 2SIZEt+ 3EPSt+ 4DAt+ 5TOP1t+ 6Divt1+ 7RE/TEt+ t log （ M/B）ND； 唐国琼、 邹虹22 ； 谢军23

22、 ； 周晓苏、25 ； 陈立泰、 林川、 陈耿等。此外， 通过研究也发现， 股利政策的连续性也是影响公司股利政策的一大重要显著因素， 我们增加上年度支付与否 （Divt1） 作为控制变量之考虑到我国股票市场特殊的二元股权结构， 股权一。另外，高度集中， 因此股权集中度可能也是影响公司股利政策的重要变量。因此， 在实证模型中 ， 我们引入第一大股东持股比率这一变量， 以反映我国上市公司特有的制度背景 。结合企业的生命周期理论， 本文引入留存收益与投入资本组合， 即RE/TE 作为 控制变量。本文的控制变量包括： 盈利能力（ EPS） ： 用每股收益来衡量 ； 财务杠杆 （ DA） ： 用资产负债

23、率来衡量； 企业规模（ SIZE） ： 用股本总额的自然对数来衡量 ； 股权集中度（ TOP1） ： 用第一大股东持股比率来衡量 ； 股利政策的连续性（Divt1） ： 用上年度支付与否来衡量 ； 企业生命周期阶段的代理变量（ RE/TE） ： 留存收益与投入资本之比 。2. 2. 2因变量（ 1） 现金股利支付倾向 （ Payer） 。现金股利支付倾向即 166 3实证检验结果在研究过程中 ， 我们先根据 RE/TE 的均值大小对样本数据的股利分配情况进行分组。具体步骤如下 ： 第一，根据 RE/TE 的分组区间对每一年中的企业进行分类， 得出各组企业 所占比重； 第二， 在样本期 2000

24、 2010 年度得到分组区间的企业比重的时间序列间重复上述过 程，求出 上述各组时序数据的均值及中位数， 结数据； 最后，果如表 2 所示。表 2RE/TE 分组区间企业比重均值企业比重中位数所有企业均值所有企业中位数根据 RE/TE 进行分组的股利支付统计0. 1 以下0. 2870. 4191992050. 10. 20. 4970. 5942812940. 20. 30. 5640. 6642562740. 3 以上0. 6170. 698159161Vol. 27，No. 33. 1管理工程学报2013 年 第 3 期上市公司股利支付倾向与投资者的现金股利需求之间的关系Payer =

25、0 为不支付公司 。能力， 定义 Payer = 1 为支付公司 ，表 3 中给出了分年度的样本量 、 样本中上市公司现金股利支付倾向情况以及各变量的均值及标准差描述 。200510822. 040. 49621. 310. 8911. 230. 4610. 500. 1820. 410. 1330. 400. 4930. 140. 400200610432. 650. 50121. 470. 9431. 250. 8150. 500. 1780. 360. 1130. 490. 5060. 170. 358200710246. 290. 52421. 621. 0161. 580. 8120

26、. 500. 1690. 370. 1110. 500. 4980. 160. 369200811592. 430. 51921. 631. 0611. 490. 1810. 490. 1630. 390. 1210. 420. 4830. 170. 384200911985. 100. 49921. 711. 0251. 510. 6720. 460. 1680. 370. 1240. 430. 5000. 140. 411201012714. 980. 50721. 691. 0391. 650. 7890. 480. 1700. 390. 1190. 420. 5490. 180. 35

27、60. 150. 450. 420. 471. 5721. 383. 98均值3. 1. 1 独立样本 T 检验为考察迎合理论对我国上市公司股利支付政策的解释表 3变量NM/B均值标准差均值标准差均值标准差均值标准差均值标准差均值标准差均值标准差20007296. 500. 51820. 960. 7491. 850. 7980. 420. 1790. 450. 1450. 310. 4980. 130. 32120017734. 970. 49121. 010. 7931. 890. 8170. 430. 1750. 440. 1590. 660. 5010. 150. 3652002896

28、3. 760. 58121. 130. 7731. 900. 8560. 450. 1660. 440. 1620. 430. 5190. 160. 410按年度各变量的统计性描述 ： 2000 201020039302. 780. 54921. 240. 8051. 580. 7220. 460. 1830. 430. 1590. 500. 5080. 180. 39920049862. 290. 51921. 360. 8371. 360. 4480. 480. 1730. 430. 1540. 470. 4910. 070. 381SIZEEPSDATOP1Divt1RE/TESIZE

29、均值为 21. 38，从表 3 我们看出 ，且样本内各年度DA、 TOP1 和 RE/TE 这几大特均值变动幅度不大； 此外 EPS、征变量变化幅度也不大 ； 反映投资者的股利需求的指标 M/B均值为 3. 98， 各年度均值最大值为 2000 年的 6. 50， 最小值为2005 的 2. 04， 这两个年度的市场账面价值比相差较大 ， 这与此两个年度内股票市场的波动较大有密切关系 ； 样本内现金股利分配倾向 Divt1的均值为 0. 45， 表明我国上市公司发放现金股利的倾向并不明显 。具体来看 ， 除 2000 年由于再融表 4年份变量回归系数标准误差资政策的出台， 使得当年上市公司支付

30、股利倾向异常高这个例外之外， 上市公司现金股利支付倾向在其他年度都处于较低的水平。3. 1. 2Logistic 回归分析在进行 Logistic 模型回归时， 本文首先根据 RE/TE 分组结果对 2000 年至 2010 年各年度分组进行 Logistic 回归。表4 给出了 0. 2 RE/TE0. 3 的 Logistic 回归结果 ， 并对模型显著性进行了检验。相关回归结果见下表所示 。模型显著性检验各年度 Logistic 回归结果 （ 0. 2 RE/TE0. 3）Wald 统计量分年度回归投资者股利需求2000每股收益上年度支付与否投资者股利需求2001上年度支付与否资产负债率

31、投资者股利需求2002上年度支付与否每股收益0. 1982. 7151. 7850. 1391. 7102. 4070. 1941. 9164. 9790. 0240. 5190. 1830. 0310. 1560. 5040. 0390. 1760. 54715. 10821. 52194. 93719. 158120. 84622. 78018. 549118. 70582. 893Chi square = 18. 649 Nagelkerke R2= 0. 494Chi square = 15. 648 Nagelkerke R2= 0. 328Chi square = 26. 324N

32、agelkerke R2= 0. 295RE/TE0. 1， 0. 1 RE/TE0. 2此处将 RE/TE 指标进行了分组控制 ， 使进入回归模型的公司均处于同一生命周期 。此外， 限于篇幅，以及 RE/TE 0. 3 的回归结果在文中不列出 。 167 严太华等: 行为金融视角下我国上市公司现金股利政策解释表 4（ 续）年份变量回归系数标准误差Wald 统计量分年度回归上年度支付与否每股收益3. 3522. 8200. 2010. 426279. 38543. 902模型显著性检验2003Chi square = 16. 375 Nagelkerke R2= 0. 580投资者股利需求20

33、04上年度支付与否每股收益资产负债率投资者股利需求2005上年度支付与否每股收益投资者股利需求2006上年度支付与否每股收益投资者股利需求2007上年度支付与否每股收益投资者股利需求2008上年度支付与否每股收益每股收益2009公司规模上年度支付与否投资者股利需求2010上年度支付与否每股收益0. 2191. 3253. 4511. 8110. 1402. 5182. 4450. 0922. 5043. 9130. 0422. 2931. 1920. 2131. 5455. 1320. 8470. 1260. 7530. 2652. 1393. 5190. 0690. 1420. 3710.

34、4240. 0660. 1540. 2850. 0570. 1700. 4350. 0210. 1510. 2230. 0450. 1450. 3680. 1670. 0690. 1550. 0770. 1510. 28310. 17686. 58594. 72018. 9924. 485265. 93673. 5512. 594215. 93080. 7613. 948231. 75228. 56513. 724113. 442179. 77425. 6783. 09723. 71815. 731109. 498159. 165Chi square = 72. 136 Nagelkerke

35、R2= 0. 273Chi square = 20. 813 Nagelkerke R2= 0. 357Chi square = 99. 687 Nagelkerke R2= 0. 501Chi square = 18. 159 Nagelkerke R2= 0. 412Chi square = 25. 229 Nagelkerke R2= 0. 583Chi square = 41. 668 Nagelkerke R2= 0. 520Chi square = 16. 737 Nagelkerke R2= 0. 356RE/TE 相对较高，当 0. 2 RE/TE0. 3 时，进入该生命周期的

36、上市公司均处于财务上的相对成熟阶段 。结果显示，在对 RE/TE 进行分组控制下 ， 除了 2003 和 2009 年 M/B 指标未进入模型外 ， 其他年度均进入了模型中 。此外， 从参数估计结果看， 投资者股利需求指标的回归系数均为负， 这说投资者对股利的需求表现为愿意花高明当出现股利折价时，的价格购买不支付股利方的股票 ， 即投资者对股利的需求为折价时， 公司更倾向于不支付股利 。因此， 投资者的股利需求在一定程度上影响着上市公司的股利政策 。另外， 表 4 还显示， 投资者的股利需求的回归系数绝对值均小于 1， 这说明投资者的股利需求对上市公司是否支付股利有一定的影响 ，但其影响并没有

37、每股收益和上年度支付与否那么显著。从表 4 回归结果， 我们还看出， 投资者的股利需求的 Wald 统计值较每股收益和上年度支付与否小得多 ， 这进一步说明了投资者的股利需求对公司是否发放股利有一定的影响 ， 但其影2响并不太显著。此外， 各年度的 Nagelkerke R 值均在 0. 273Chi-square 值， 我们还发现 ， 除 2001 年外， 其余各年度均在10% 的显著性水平下显著 ， 即所预测的回归模型能够拟合我国上市公司股利分配与否的情况 。0. 1 RE/TE 0. 2 或 RE/TE 此外， 当 RE/TE0. 1，0. 3 时， 我们仍能得出与上述结果相似的结论 ：

38、 对处于同一生投资者的股利需求对上市公司命周期阶段的上市公司而言 ，的现金股利支付倾向会产生影响 。并且通过比较不同分组M/B 的系数绝对区间， 我们还发现， 随着 RE/TE 逐渐增大 ，值也有轻微增加， 这说明当上市公司越成熟时 ， 其影响程度将越显著。3. 2 上市公司股利支付意愿与股利溢价的关系3. 2. 1多元线性回归分析Baker 和 Wurgler 用 “股利溢价” 指标来衡量支付股利的公司和不支付股利的公司的相对股价 ， 因此， 图 1 首先给出了 2000 年以来支付方与非支付方的平均市账率变化趋势。从图中可以看出， 不论企业处于哪个生命周期阶段 ， 到 2005年前， 由于

39、我国股票市场价格总体呈下降趋势， 无论对于支到 0. 583 之间， 说明模型的拟合效果还是比较好的。观察 168 Vol. 27，No. 3管理工程学报2013 年 第 3 期付方还是不支付方， 其市账率 M/B 均呈下降趋势 。此外， 两者间的取值差异并不大 ， 而且其变化趋势趋于一致 ， 因此也导致了股利溢价处于较低的水平 。通过观察不同生命周期阶段的差异， 发现随着 RE/TE 逐渐增大， 其平均市账率的整体水平也不断增大， 且支付方与不支付方之间的取值差异逐渐减小， 即股利溢价逐渐增加 。这与股利的生命周期理论研究结果是一致的。图 1股利支付方和非支付方的平均市账率情况Fama 和

40、French 指出， 如果 PTP 较大， 则认为公司更倾向于支付股利； 反之如果 PTP 较小， 则认为公司更倾向于不支付股利。图 2 显示了我国上市公司的现金股利溢价与公司股利支付意愿之间的关系 。如图 2 所示， 各年度上市公司的PTP 值均较小， 而且大部分都小于 0。由股利支付意愿 PTP的计算公式可知， 我国上市公司分配现金股利的理论值大多都小于其实际值。股利支付意愿较低也进一步说明了现金股利不是我国上市公司股利政策的首选 ， 这一结果也与以往多数研究得出的结论相符 。此外， 从股利支付意愿的整体趋势来看， 除 2003 年股利支付意愿异常偏低外 ， 公司股利支付意愿都保持在较低且

41、平稳水平上 ， 这与 2000 年的再融资政策的出台有较大关系 。由于 2003 年是证监会要求实施再融资政策的最后一年， 因此该年度现金股利支付意愿出现了较大波动。此外， 不论企业处于任何生命周期阶段， 股利溢价与股利支付意愿两者间的变化趋势并没有多大区别 ， 且其两者均表现出较强的正相关关系 。图 2股利溢价（ PDND） 与股利支付意愿（ PTP） 的变化表 5分组区间系数均值T 值P 值Fama- MacBeth 参数检验 （ PTP 与 PDND）0. 1 以下3. 6026. 5840. 0030. 10. 23. 8846. 9810. 0010. 20. 33. 9878. 9

42、820. 0000. 3 以上4. 6149. 5430. 000另外， 观察股利溢价指标 （ PDND） ， 我们发现， 上市公司的股利溢价大多都为负值 ， 即投资者愿意支付相对高的价格来购买不支付股利的公司股票 。正是由于投资者的这种需求， 使得我国公司的股利支付意愿较低 。这也是我国上市公司不支付股利现象尤为严重的重要原因。为进一步探寻现金股利溢价与股利支付意愿之间的相关关系 ， 表 5 给出了各MacBeth 系数检验结果。组间的 Fama-观察表 5 中股利溢价与股利支付意愿间的 t 检验值及 P 169 严太华等: 行为金融视角下我国上市公司现金股利政策解释值， 发现在各组间这两大

43、指标均呈现出较明显的正相关关系。换言之， 对于处于同样的生命周期 ， 且具有类似特征的上市公司， 当面对更高的股利溢价水平时会更倾向于支付现金股利。进一步观察各组间的系数 ， 发现对于成熟稳定的大公司而言， 这种相关程度会更显著 。3. 2. 2预测回归分析由图 2 可以看出， 除了 2003 年之外， 现金股利溢价与股利支付意愿指标的变化趋势基本一致 。由于 2003 年 PTP 和PDND 值存在较明显的差距 ， 为进一步研究该年度的政策影响， 下面采用预测回归的方法 ， 检验股利溢价对股利支付意愿的预测能力：PTPt= 0+ 1PDNDt1+ 2D 2003t+ 3PDNDt1*D 20

44、03t+ t表 6股利溢价（ PDND） 对现金股利支付意愿 （ PTP）的预测回归： 2000 2010回归 1截距0. 039（ 2. 980）PDND1. 619但其影响程度不及盈利能力以及股利政策向有较显著影响，连续性指标强。第三， 研究了股利溢价与公司股利支付意愿的关系， 发现对于处于同一生命周期阶段的上市公司， 两者存在着较强的正相关关系 ， 即股利溢价越高时 ， 公司就越倾向于支付现金股利； 反之当股利溢价较低时 ， 公司支付现金股利的可能性较小 。这进一步表明了迎合理论对我国上市公司股利政策的现实情况具有较强的解释能力 。第四， 进一我国上市公司股利政策主要受公司特征变量步研究

45、还发现，其中公司盈利能力和股利政策的连续性是重要影响的影响，因素。此外生命周期因素也是决定上市公司支付股利与否的重要因素。虽然迎合理论已开始广泛应用于公司财务领域的各种研究， 但是把迎合理论与具有中国特色的公司治理结构、 法探寻我国资本市场上投资者的非律背景及经济环境相结合 ，理性需求对管理层决策及对公司价值的影响机制 ， 还存在一定的局限性。因此， 本文融入企业的生命周期理论， 并结合中国特色的制度背景， 进一步探究了迎合理论对我国上市公司的股利分配行为的解释能力 ， 期望能为该领域研究提供一种新的视角和思路。参考文献回归 20. 026（ 2. 891）1. 431回归 30. 024（

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