我国上市公司股利变动的影响因素

PAGEPAGE4我国上市公司股利变动的影响因素研究课题研究人：张士伟选送单位：万联证券有限责任公司

内容提要立足于“股利因何而变”这一更基本的命题，本文从不同学派的股利理论出发，对上市公司的盈余变动、投资、资本结构、股权结构在股利变动中的作用机理进行了规范分析与实证分析。本文的主要结论包括：=1\*GB3①中国上市公司在确定股利支付水平时，主要依据的是历史及未来的盈利水平，并未执行债务融资性股利政策或投资融资性股利政策；=2\*GB3②本文首度发现在资产负债率变动与股利变动之间存在“倒U型”关系；=3\*GB3③受制于“一股独大”的特殊股权结构，上市公司的股利政策主要受控股股东的偏好影响，难以反映流通股东的意志。本文认为，由于股利变动传递了公司未来盈余变动的信息，因此，股利被额外赋予了信号传递介质的特殊意义，这对缓解信息不对称问题具有积极意义。但是，在后股权分置时代，大股东和内部控制人基于财务信息操纵影响市场股价的动机增强，股利存在异化为“噪音”的可能。本文认为，解决这一“困境”的关键在于针对“一股独大”的特殊股权结构，通过政策引导，增强中小股东在股利政策上的话语权，督促上市公司制定一个能反映中小股东意志的、公开、透明、稳定的股利分配政策。目录1、问题的提出2、理论分析与研究假设3、研究设计3.1样本选择及数据来源3.2模型与研究变量4、实证结果及分析4.1描述性统计与相关分析4.2多元回归分析5、结论及建议1问题的提出Lintner（1956）通过开创性的研究发现美国上市公司的股利政策相当稳定，只有当公司经理人员认为公司的盈余永久性增加时，他们才会增加股利本文中的股利均指现金股利。在实证分析部分，特指税前股利。，即非预期和非短暂的盈余变化是股利变动的一个重要原因。随后，股利信号假说（股利变动是否传递了公司未来盈余变化的信息）就成为财务学中的一个热门话题。本文中的股利均指现金股利。在实证分析部分，特指税前股利。国外学者对股利信号假说的检验结果存在很大的分歧。Brickley（1983）、Jayaraman和Shastri（1988）以美国上市公司中的“特别标识股利”为样本，证实了股利信号假说，其后，Aharony和Dotan（1994）、Doron和Amir（2001）、Kimie和Pascal（2005）以不同的样本为分析对象，其实证结果均支持股利信号假说；但是，Benartzi等（1997）、AtsuoFukuda（2000）的实证结果则不支持股利信号假说，他们认为股利变动传递的并不是公司未来盈余的信息，而是当期盈余持续的信息。对于股利分配问题，我国学者给予了高度关注，但是，研究的焦点集中在股利分配的影响因素上，专门研究股利变动与盈余变化之间关系的文献较少，而相关的研究结果同样存在分歧。魏刚（2001）以1992——1997年间发生股利变动现象的389家上市公司共1367个观察值为样本，发现股利的增加意味着当期及未来盈利的增长，股利的减少意味着未来盈利的减少，其实证结果支持股利信号假说；李小军、王平心（2006）选取2000——2002年三年间所有宣告现金股利分配的公司作为研究样本，发现上市公司主要依据以往的经营业绩来制定股利政策，过去收益变动越大，股利变动幅度越大，公司股利变动对将来收益变动没有信息含量，其实证结果不支持股利信号假说。纵观国内外检验股利信号假说的文献，其研究设计均依循这样的思路：通过对股利变动率与历史及未来收益增长率之间的关系进行相关分析或多元回归分析，以此为基础，证实（或证伪）股利信号假说。本文以为，这种研究设计的一个隐含假设是盈余变动是造成股利变动唯一的（或至少是最重要的）因素。但是，正如各种学派的股利理论所指出的，现实经济生活中存在多种因素影响着股利水平，由此，一个合乎逻辑的推论是：影响股利政策因素的多元性必然导致股利变动因素的多元性。首先，股利存在多种来源。除了企业盈余外，也可以执行投资融资性股利政策，即通过降低投资水平来发放股利；或者执行债务融资性股利政策，即通过对外举债来筹集股利。因此，股利的变动不仅是历史及未来盈余变化的结果，而且还可能是投资变动或债务变动的结果。其次，股利政策是股东之间，特别是具有控制权的大股东与中小流通股股东之间博弈的结果。因此，股利的变化还可能是不同类型股东现金股利偏好程度的反映。因此，在研究股利变动与收益变动之间的关系时，如果不对其它相关变量进行控制，就可能导致研究结果的偏差。基于此，本文从“股利因何而变”这一更基本的命题出发，对盈余变动、投资变动、负债变动、股权结构等可能对股利政策构成重大影响的变量与股利变动之间的关系进行了规范分析与实证分析，在此基础上，对股利信号假说实施了更合理的检验。本文后续部分的结构如下：第2部分主要从理论上总结了影响股利变动的因素，在此基础上，提出研究假设；第3部分是研究设计，交待了本文实证分析部分所采用的样本、变量及统计方法；第4部分报告了实证分析结果；第5部分是对本文主要结论的一个总结。2理论分析与研究假设从股利理论的不同学派出发，本文认为，除企业盈余外，影响股利政策的制定并可能造成股利变化的因素主要包括以下三个方面：（1）投资与股利变化Miller和Modigliani（1961）在其著名的“股利无关论”中指出，股利政策只不过是公司的一种融资策略。为了筹措长期资金，企业可以选择：=1\*GB3①对外发行股票，而同时将内部未分配利润作为股利发放；=2\*GB3②留存盈余，减少股利发放，相应的不再对外发行股票。在完美的资本市场中，盈余在股利与留存收益之间的分割并不影响企业价值。但是，在现实经济中，资本市场并非完美，股票的发行存在很高的费用。在面对富有价值的投资机会时，如果为了取悦股东仍然超能力派发股利，则要么放弃这些投资机会，导致所谓的“投资不足”，要么承担高额费用，通过发行股票来支持投资，导致股东利益的摊薄。无论出现哪种情况，最终都将损害股东的利益。因此，在股票发行存在费用的现实情况下，基于股东价值最大化的考虑，股利政策在很大程度上将受投资机会的左右，企业的最佳选择是，只有当利润超过投资需要时，企业才应发放股利。根据上述分析，在企业盈余一定的情况下，如果公司的投资需求逐年增加，股利将逐年减少，反之，当公司的投资需求逐年下降时，可用于股利分配的资源反而逐年增加。因此，本文提出如下假设：假设1：股利变动与公司投资额的变化负相关。（2）资本结构与股利变化企业制定股利政策的过程，就是决定企业盈余在股利与留存利润之间分配的权衡过程。由于留存利润传统上被视为内源融资方式而成为企业的融资来源之一，因此，股利通过影响留存利润经由融资结构与资本结构发生了天然联系。现代资本结构理论认为，企业存在一个最优资本结构。Bradley、Jarrell、Kim（1984）认为，企业最优资本结构的确定就是在负债融资的税收利益与破产成本之间的权衡；Jensen、Meckling（1976）认为，通过权衡债务代理成本与债务融资收益可以确定最优资本结构；李义超（2003）利用中国上市公司的数据证明如果以净资产收益率作为业绩绩效的衡量指标，则存在一个最优负债区间，在这一负债区间内的企业更有可能取得较为理想的经营绩效。根据上述结论，可以推论：当负债率发生波动时，根据负债率相对于最优负债区间的不同情况，对企业业绩将产生不同的影响。不失一般性，本文以提高负债率为例进行说明。在实际的资产负债率低于最优负债区间的情况下，提高负债率有助于股权代理成本下降。Jensen和Meckling（1976）、Stulz(1990)指出，债务融资将迫使企业支付现金，减少经理人员可以用于在职消费的自由现金流、抑制过度投资，从而降低股东与经理人员之间的股权代理成本；Grossman和Hart（1982）通过建立正式的代理模型，证明由于企业破产概率与其负债/权益比率正相关，破产对经理人员约束的有效性就取决于企业的融资结构，因此，债务相当于一种担保机制，它能使效用依赖于职位的企业经理层增加个人努力，减少个人享乐，从而降低所有权与控制权分离所形成的股权代理成本。因此，债务比率的提高通过降低股权代理成本，有助于股东价值的提升，最终导致现金股利的增加。在实际的资产负债率高于最优负债区间的情况下，提高资产负债率不利于现金股利的增加。原因在于：一方面，企业将面临更高的债务融资成本，抵消甚至超过了债务融资利益，最终导致企业的盈利下滑，这使现金股利的增加失去了物质基础；另一方面，由于企业破产概率与其负债/权益比率正相关，一个过高的负债率将使企业经理人员面临陡增的破产风险，因此，经理人员将选择通过减少现金股利分配、降低资产负债率的方式降低破产风险；此外，当资产负债率过高时，银行往往通过契约的形式对企业的股利政策进行约束，以防范上市公司通过派发高股息将债权人利益输送给股东。基于上述分析，本文提出如下假设：假设2：股利变动与资产负债率变动之间存在“倒U型”关系。（3）股权结构与股利变化Graham（1985）以信号传递理论来解释股权结构对股利政策的影响。他指出，信息不对称程度较低的股权结构集中的公司，因为决策人较为集中，并且各决策人之间的信息传递的速度较快且可信，因此，对股利传递的信息的要求程度较低，尤其是对于股东与管理者一致的家族控制的企业，以及那些受银行和产业集团控制其治理结构的大公司更是如此。Jensen和Meckling（1976）同时运用信号传递理论和代理成本理论解释股权结构对股利政策的影响。他们指出股权结构越分散，有监督管理者经营行为的股东人数就越少，股东和管理者之间的代理成本越大，也就越需要公司支付股利以传递管理者的优势信息。上述学者的观点表明，在同样的情况下，股权结构越集中的公司，越不愿意增加现金股利。但是，在中国特有的股权分置状况由于本文实证部分的取样区间为2000——2002年，该期间股权分置改革尚未进行，因此，仍处于股权分置状态。下，上述结论则未必成立。徐国祥、苏月中（2005）从代理理论出发，不仅注意到了存在于经理层与股东之间的代理成本（即由于经理层可支配的资源增加而引起的公司效率损失，被命名为“全流通代理成本”），而且，特别指出，由于第一大股东的股权成本远远低于流通股股东的股权成本，同样的每股现金股利将使第一大股东的收益率远远高于流通股股东的收益率，因此，非流通股股东相对流通股股东更偏好现金股利，这样，当现金股利增加时，存在于控股性非流通大股东和流通股东之间收益差距就形成了“非流通股代理成本”。根据上述定义，显然有：增加现金股利发放，将减少“全流通代理成本”，但增加“非流通股代理成本”；相反，减少现金股利发放，将增加“全流通代理成本”，但减少“非流通股代理成本”。这就形成了“现金股利悖论”，即现金股利增加或减少都可能增加代理成本从而损害中小投资者利益。进一步，徐国祥、苏月中（2005）推论：股权越集中的公司越偏好发放现金股利。原因在于：一方面,股权越集中,第一大股东的持股比例越高,第一大股东的利益与公司的利益越来越趋于一致，通过增加现金股利，有助于降低股东与经理层之间的“全流通代理成本”；另一方面,第一大股东的持股比例越高,通过增加现金股利，将增大流通股东与非流通股东之间的收益差距，即增大“由于本文实证部分的取样区间为2000——2002年，该期间股权分置改革尚未进行，因此，仍处于股权分置状态。在上述分析中，股权集中度往往等价于控股股东的控制力。因此，针对国内外学者研究成果差异，本文提出如下两个对立假设：假设3.1：控股股东控制力越强的公司越倾向于减少股利。假设3.2：控股股东控制力越强的公司越倾向于增加股利。对于中小流通股股东而言，增加股利发放有助于降低存在于控股股东与中小股东之间以及股东与经理层之间的代理成本，从而有利于增加企业价值。首先，增加股利发放，可以减小企业规模，降低控股股东的控制权收益，从而减少存在于控股股东与中小股东之间的代理成本；其次，增加股利发放，可以降低企业的自由现金流，抑制经理层的改善办公条件、建立企业帝国等在职消费行为，从而降低剩余损失，减少代理成本；再次，增加股利发放，通过提高负债/权益比率改变资本结构，增加债权人对企业的监督，以此降低委托人（股东）的监督支出，降低代理成本；最后，增加股利发放还迫使企业不断走向资本市场进行筹资，在此过程中，由于引入了新投资者的监督，从而起到了降低原投资者监督支出的作用。因此，中小流通股股东理应偏好现金股利。事实上，在股权分置改革过程中，有相当数量的上市公司在流通股东的压力下对现金分红率做出了承诺，这说明流通股股东确实存在偏好现金股利的倾向。但是，如果将股利政策视同掌握公司控制权的大股东与中小流通股股东之间博弈的结果，那么，在当前“一股独大”的特殊股权结构下，博弈结果未必会体现出理论上应该偏好现金股利的流通股股东的意志。一方面，由于我国上市公司第一大股东依托高的持股比率往往对公司具有足够控制力，无论在董事会制定股利政策还是在股东大会上表决股利方案时都具有压倒性的“投票权”优势；另一方面，我国流通股股东较为分散，根据集体行动的逻辑，“搭便车”行为将盛行，这使博弈的天平越发倾向于具有公司控制权的大股东。因此，上市公司的股利政策主要受控股股东的偏好影响，流通股东对股利政策不具备约束力，也即无论流通股东的集中程度如何变化，对股利政策都不产生影响。基于上述分析，本文提出如下假设：假设4：流通股东集中程度的变化对股利变化没有影响。3研究设计3.1样本选择及数据来源本文选取2000-2002年间同时满足“上市满两年”及“在连续两个会计年度内分配现金股利”两个条件的上市公司为研究样本。所有数据均取自wind数据库。样本及分样本数量如表1所示。表1：总样本及分年度样本数量一览表2000-2002合计2000年2001年2002年数量（家）比例（%）数量（家）比例（%）数量（家）比例（%）数量（家）比例（%）股利增加组30641.027454.8110434.9012840.89股利不变组14118.902115.564214.097824.92股利减少组29940.084029.6315251.0110734.19合计746100135100298100313100由表1可见，区别于成熟市场上市公司股利政策的“刚性”，中国上市公司股利变动较为频繁。在样本研究期内，在连续两个会计年度内保持股利不变的上市公司仅占总样本的18.90%，说明中国上市公司的股利支付路径并不稳定。3.2模型与研究变量在描述性统计、相关分析之外，本文主要采用多元回归模型对可能影响股利变动的因素进行分析，以检验第2部分提出的研究假设。模型形式如下：股利变动率=++……………….公式1模型中涉及的变量计算方法如下：3.2.1股利变动率为了消除异方差性，在公式1中，股利变动率（）被定义为税前股利的连续复利，其计算公式如下：…….公式2其中，为第年的合计税前股利，即中期及年末税前现金股利之和。3.2.2解释变量根据本文第2部分的分析，解释变量包括以下几个：（1）投资变动率（）本文以现金流量表中的投资活动产生的现金流量净额作为投资额的代理变量。投资变动率（）的计算公式如下：…….公式3其中，为第年的投资活动产生的现金流量净额；为第年的账面净资产。（2）资产负债率的变动率（）为了消除异方差性，本文将资产负债率的变动率（）定义为资产负债率的连续复利，其计算公式如下：…….公式4其中，为第年的资产负债率。（3）控股股东的控制力（）关于控股股东的控制力（），多数学者采用持股比例进行衡量，但吴超鹏等（2006）认为该方法存在两个问题：一是持股比例与控制力并非线性正相关关系，例如持股比例51%与100%对公司的控制力是一样的；二是控制力不仅受自身持股比例的影响，还受到其他股东持股比例的影响。因此，吴超鹏等（2006）认为应采用Milnor和Shapley（1978）根据海量博弈提出的Shapley指数，其计算公式如下式所示：1=……….公式5其中，代表控股股东的控制力，代表第一大股东持股比例，代表第二大股东持股比例，代表除第一、二大股东之外其余股东持股比例之和。（4）流通股东集中程度的变化率（）由于前十大股东中的非流通股东一般是不变的，因此，当前十大股东的持股比例发生变化时，往往意味着流通股东的集中程度发生了变化。故本文采用前十大股东持股比例的变化率作为流通股东集中程度变化率的代理变量。…….公式6其中，为第年的前十大股东的持股比例。（5）盈利前景（）如果股利分配的是第个会计年度的经营成果根据定义，如果股利分配的是第个会计年度的经营成果，则股利宣告年在第＋1年。，则分别用（股利宣告年前1年的净利润增长率）、根据定义，如果股利分配的是第个会计年度的经营成果，则股利宣告年在第＋1年。（）……………….公式7其中，为第年的净利润；为第年的账面净资产。4实证结果及分析4.1描述性统计与相关分析各研究变量的描述性统计结果如表2所示。由表2可见，除股利宣告年后1年的净利润增长率（）、股利宣告年后2年的净利润增长率（）外的其它变量的均值均显著不为0。这说明，就总体而言：（1）上市公司的股利分配政策并不稳定，研究期内（2000-2002年），上市公司的股利水平总体上在下降。但是，离散系数（标准差/平均值）高达11.18，说明上市公司股利变动率的分布变异性大。（2）上市公司具有稳定的股权结构，主要体现在控股股东对上市公司的控制力足够大。但前十大股东的持股比例并不稳定，研究期内，呈现股权集中的趋势，这可能和证券投资基金的规模不断扩大有关。（3）研究期内，资产负债率呈现增加趋势。但是，离散系数高达7.09，说明上市公司资产负债率变动率的分布变异性大。（4）股利宣告年前1年的净利润增长率（）以及股利宣告年当年的净利润增长率（）的平均值为显著的负数，说明样本公司的业绩在研究期内总体上呈现出负增长趋势。但是，其离散系数分别高达17.92、10.39，说明上市公司的利润增长率更多地受行业状况以及个体特质扰动的影响。表2变量描述性统计结果平均值中位值标准差最大值最小值股利变动率（）-0.054282***00.6069872.302585-3.218875控股股东的控制力（）0.713985***0.8353970.30902310.075860流通股东集中程度的变化率（）0.332668***0.2491050.2404211-0.291042资产负债率的变动率（）0.037030***0.0357310.2624681.423675-1.657752投资变动率（）-0.024930***-0.0112860.2357821.182318-2.714572股利宣告年前1年的净利润增长率（）-0.002322*0.0003780.0416000.341515-0.346075股利宣告年当年的净利润增长率（）-0.006501***0.0003600.0675160.277369-0.732792股利宣告年后1年的净利润增长率（）-0.0011170.0033900.1184990.696289-1.915219股利宣告年后2年的净利润增长率（）-0.0006860.0030170.1493942.077796-1.068481注：***、**、*表示针对原假设（均值为0）的Z检验分别在1％、5％、10％的水平下显著。表3列示了各变量之间的Pearson相关系数。由表3可见：（1）股利变动率（）与控股股东的控制力（）之间的相关系数并不显著，无法证明关于两者之间相关关系的对立假设3.1与3.2中的哪一个是成立的，有待通过多元回归模型作进一步检验。（2）股利变动率（）与流通股东集中程度的变化率（）之间的相关系数并不显著，假设4（流通股东集中程度的变化对股利变化没有影响）得到初步证明。（3）股利变动率（）与资产负债率的变动率（）在10％的显著性水平上呈负相关关系。暗示中国上市公司执行的并非债务融资性股利政策，即中国上市公司并没有通过对外举债来发放股利，否则，两者应呈现正相关关系（即通过提高负债水平来增加股利，抑或为了降低负债水平而减少股利）。（4）股利变动率（）与投资变动率（）之间的相关系数虽然为负，但并不显著，不支持假设1（股利变动与公司投资额的变化负相关），有待通过多元回归模型作进一步检验。（5）股利变动率（）与股利宣告年前1年、当年及后一年的净利润增长率呈正相关关系，说明股利的变化不仅反映了过去业绩的变化而且也反映了未来盈利的变化，股利信号假说得到初步证明。表3各变量的Pearson相关系数矩阵股利变动率（）1控股股东的控制力（）0.0061流通股东集中程度的变化率（）-0.059-0.166***1资产负债率的变动率（-0.065*-0.012-0.0331投资变动率（）-0.042-0.039-0.029-0.168***1股利宣告年前1年的净利润增长率（）0.314***-0.045-0.003-0.116**-0.067*1股利宣告年当年的净利润增长率（）0.143***0.0560.004-0.066*-0.094**0.22***1股利宣告年后1年的净利润增长率（）0.065*0.046-0.0570.0030.0260.02-0.08**1股利宣告年后2年的净利润增长率（）-0.0440.046-0.044-0.007-0.006-0.09**-0.07*-0.34***1注：***、**、*表示针对原假设（相关系数为0）的双尾t检验分别在1％、5％、10％的水平下显著。4.2多元回归分析表4列示了全样本及分年度样本的多元回归分析结果。此外，为了检验假设的稳定性，本文对总样本中剔除了相邻两年股利不变的样本组后的股利变动样本组及分类别样本（股利增加组及股利减少组）作了专门分析，其多元回归分析结果列示在表4中的阴影部分内。由表4可见：（1）在股利变动率与股利宣告年前1年净利润增长率的关系上，所有样本组均在1％的水平上显著正相关，说明历史业绩变化是股利变化的重要原因；在股利变动率与股利宣告年当年净利润增长率的关系上，除2000年分样本、股利增加组与股利减少组分样本外的其余样本均存在显著的正相关关系，说明股利变化基本反映了未来一年的业绩变化；在股利变动率与股利宣告年后1年净利润增长率的关系上，在全样本与2002年的分样本中两者存在显著的正相关关系，说明股利变化也反映了股利宣告年后一年的业绩变化。结合4.1节中两者的相关性分析结果，本文认为，股利变化不仅是对过往业绩变化的反映，而且内含了未来两个会计年度公司盈余变化的信息。实证结果支持股利信号假说。更具积极意义的是，基于分年度样本的多元回归分析结果显示，随着时间的推移，股利变化中所内含的公司盈余变化信息越来越丰富：2000年的股利变动率仅和股利宣告年前1年的净利润增长率显著相关；2001年的股利变动率除了和股利宣告年前1年的净利润增长率显著相关外，还和股利宣告年当年的净利润增长率显著相关；2002年的股利变动率反映的信息更为丰富，股利变动率与股利宣告年前1年、当年以及后1年的净利润增长率均显著相关。（2）除了2002年分样本外，其余样本组中股利变动与投资变动之间在统计上并不存在显著的相关关系。结合4.1节中股利变动率与投资变动率之间的负相关性不显著的结果，本文认为，实证结果不支持假设1（股利变动与公司投资额的变化负相关）。这说明中国上市公司执行的并非投资融资性股利政策，即中国上市公司并未通过降低投资水平来发放股利，否则，两者应呈现负相关关系（即通过降低投资水平来增加股利，或者在一个更高的投资水平约束下减少股利）。（3）在大样本组（2000-2002年全样本以及股利变化组）中，资产负债率变动率的平方（）与股利变动率在10%的显著性水平上负相关。假设2（股利变动与资产负债率变动之间存在“倒U型”关系）基本成立。（4）在股利增加组中，控股股东的控制力（）与股利变动率在5%的显著性水平上正相关。这证明了基于国外学者研究成果的推论——假设3.1（控股股东控制力越强的公司越倾向于减少股利）并不符合中国的实际情况。但是，控股股东的控制力（）与股利变动率的相关关系在除股利增加组外的其余样本组中并不显著，结合4.1节中两者之间的相关关系不显著的结果，本文认为，多元回归分析结果尚不足以证明假设3.2（控股股东控制力越强的公司越倾向于增加股利）。假设3.2有待进一步证实。（5）在所有样本组中，流通股东集中程度的变化率与股利变动率之间的相关关系均不显著，假设4（流通股东集中程度的变化对股利变化没有影响）得到进一步证明。表4多元回归分析结果（因变量为股利变动率）2000-2002年全样本2000年如果把变量放入以2000年数据为样本的回归模型中，将引起整个回归模型在10%的水平上不显著。因此，2000年的回归模型比其他回归模型少一个变量。2001年2002年股利变化组股利减少组股利增加组样本数746135298313605299306常数项0.0197-0.0606-0.00410.05770.0243-0.4372***0.2933***控股股东的控制力（）0.00530.1724-0.0612-0.03260.0015-0.04990.1553**流通股东集中程度的变化率（）-0.1445-0.1486-0.1160-0.0929-0.1735-0.15330.0482资产负债率的变动率（-0.04930.1603-0.0949-0.1153-0.0659-0.1737*0.0259资产负债率变动率的平方（）-0.2039*——-0.1695-0.1936-0.2260*-0.1328-0.0795投资变动率（-0.05850.2037-0.0113-0.2878**-0.0706-0.0444-0.0449股利宣告年前1年的净利润增长率（）4.2504***4.9619***4.4466***3.2050***5.0626***2.4867***1.9819***股利宣告年当年的净利润增长率（）0.7337**-0.20241.2351*0.8685*0.7986**0.18780.0713股利宣告年后1年的净利润增长率（）0.3427*-0.03860.18280.5434*0.37060.00660.5524股利宣告年后2年的净利润增长率（）0.0316-0.51060.0608-0.1072-0.0152-0.0915-0.0179AdjR_sq0.10680.04830.09450.10950.12590.04240.0339F统计量10.9007***1.8504*4.4447***5.2670***10.6723***2.4686**2.1893**注：***、**、*分别表示在1％、5％、10％的水平下显著。5结论及建议立足于“股利因何而变”这一更基本的命题，本文通过研究设计的改进不仅对股利信号假说进行更合理的检验，而且，对上市公司的投资、资本结构、股权结构在股利变动中的作用机理进行了规范分析与实证分析。本文的主要结论如下：（1）中国上市公司在确定股利支付水平时，主要依据的是历史及未来的盈利水平，并未执行债务融资性股利政策（即通过对外举债来发放股利）或投资融资性股利政策（即通过降低投资水平来发放股利）。实证分析显示，股利变化不仅反映了历史业绩的变化，而且包含了未来两个会计年度公司盈余变化的信息，实证结果支持股利信号假说。更具意义的是，在本