基于生命周期理论的现金股利分配实证研究

●中南财经政法大学会计学院 谢慕廷 汤 佩

基于生命周期理论的现金股利分配实证研究

●中南财经政法大学会计学院 谢慕廷 汤 佩

企业生命周期理论是现金股利分配的重要解释依据。结合生命周期理论，根据上市公司A股市场 2008—2012年间的数据，运用多元回归、Logit回归考量了企业生命周期与现金股利之间的关系。研究发现，上市公司现金股利政策呈现明显的生命周期特征；成熟度越高的公司分配现金股利的倾向越高，且与现金股利分配水平呈正相关关系；公司成长性，与现金股利分配水平及分配意愿呈负相关关系，暗含了生命周期的特征。根据研究结论，建议证监会分行业提高上市公司的现金股利分配水平。

企业生命周期 现金股利Logit模型 多元回归

派发现金股利（Cash dividends）作为约束经营层、保护中小股东的方式，是减少经营层控制的自由现金流量、降低代理成本的手段。近年来，股东、公司管理层、中国证监会、机构投资者越来越关注上市公司现金股利政策。2013年年底《上市公司监管指引第3号——上市公司现金分红》文件出台，标志着证监会开始结合公司生命周期理论，引导上市公司建立现金分红机制，强化上市公司回报意识。在生命周期理论中，初创期和成长期的企业，由于需要资金进行投资，扩大经营规模，往往倾向于不分配或者分配较少的现金股利；成熟期的企业，发展到了一定阶段资金需求量减少，控股股东为了约束经营层不良行为，倾向于将自由现金流量分配给股东。

然而，我国上市公司现金分红的现状不理想。受经济、体制等因素影响，证监会也没有建立强制性分红政策。现有文献主要从理论角度对企业生命周期与现金股利的关系进行探讨，实证研究的较少，且研究方法大相径庭，没有彼此相互印证。因此，基于企业生命周期的角度，结合公司特征，采用多种实证方法，研究企业生命周期与现金股利的关系显得十分必要。

一、文献回顾与理论假设

依据行业生命周期理论，企业一般会经历初创、成长、成熟、衰退四个阶段。随着公司的成熟，公司的股利政策会随着公司利润的积累和投资机会的减少做出相应的变化，即在留存收益的保留与分配上做出最佳博弈。初创期和成长期的企业，成长性高，市场份额没有饱和，投资市场所带来的利润远高于分配股利所带来的收益，因此，企业倾向于不分配或者分配较少的现金股利。成熟期的企业，投资机会较少，控股股东为了多重目的，如减少委托代理成本、约束经营层的不良行为、保护中小股东利益和向市场传递积极的信号，倾向于高额分配现金股利。因此，对于现金股利分配政策的研究主要有以下两个方面：

在现金股利分配水平方面，许多学者认为公司成熟度越高，分配的现金股利也越多。如李常青（2009）研究发现股利分配水平与生命周期变量显著正相关1。也有学者通过划分生命周期各阶段进行现金股利分配的研究。王傅强（2013）认为衰退阶段公司倾向分配较低的现金股利，而成长阶段和成熟阶段的公司现金股利分配水平相似2。但是反对的呼声也有，权小锋等（2010）研究发现行业所处的生命周期并不影响企业当期的现金股利政策3。可见，生命周期理论并不是解释现金股利政策的唯一理论。在委托代理理论和信号传递理论中，公司特征是影响现金股利分配政策的重大要素。由于公司特征在企业生命周期各阶段表现不同，会与公司成熟度一起影响现金股利的分配水平。董理等（2013）研究发现，现金股利分配意愿及现金股利分配水平与公司成熟度呈正相关关系，但是这种关系会随着公司剩余负债能力的改变，而发生变化4。师青（2013）认为现金股利分配政策是各利益主体博弈的结果。在宏观方面，现金股利受到包括宏观经济环境、企业经济性质、公司所属行业等因素的影响。在微观方面，现金股利受到经营管理者、第一大股东、中小股东等因素的影响。这些主体通过合理竞争与协商合作的方法，影响现金股利分配水平，其中股权结构是最重要的影响因素5。就股权结构而言，师青（2013）还认为，第一大股东持股比例与现金股利分配水平呈显著正相关关系。与此相近的观点，关涛（2012）认为企业的集权程度随生命周期的变化呈现出“高－低—高”的趋势，而执行能力和正规化程度出现了“低—高—低”的变化规律6。有的学者则认为有效的股权制衡机制是限制管理层利用自由现金流量的重要方式，而其表现形式就在于分配较高的现金股利。股权制衡机制对公司的现金股利政策有重大影响（刘孟晖，2011）7。同时，企业现金股利的分配水平还以企业现金持有水平作为保证。因此，本文在考虑公司特征的基础上，提出如下假设：

假设1：公司的成熟度与现金股利分配水平呈正相关关系。

假设2：公司的成长性与现金股利分配水平呈负相关关系。

在现金股利分配意愿方面，一种观点是将生命周期各阶段作为研究对象，如宋福铁等（2010）研究发现企业生命周期与现金股利分配意愿有正相关关系8；李常青（2009）认为成熟期的股利支付意愿显著大于衰退期,但成长期到成熟期的股利支付意愿没有显著增加。另一种观点是结合公司特征，与生命周期一起研究现金股利的分配意愿，如Fama等（2001）认为成熟的、盈利能力好的公司更倾向于支付现金股利9。刘孟晖（2011）的研究，进一步揭示了公司特征、生命周期与现金股利分配意愿的关系。对于公司经营者而言，由于不具有公司股权或具有少量股权，会利用公司的自由现金流谋取私利，不倾向于分配现金股利。但是，对于控股股东而言，分配现金股利一方面会使其获得定期的现金收益，另一方面也有利于改善公司治理和经营绩效，向股民传递公司业绩良好的信号，减少再融资的约束，会倾向于分配现金股利。也有学者发展了此观点，认为公司特征会随企业生命周期阶段的变化影响现金股利分配意愿。其中，李云鹤（2011）认为，公司治理机制随企业生命周期变化呈现不同的特征。董事长与总经理两职合一在过度投资的研究样本中，显著抑制现金股利的分配意愿；但是，成长阶段中董事长与总经理两职合一的作用减弱10。公司特征的表现之一就是董事会特征。在生命周期各阶段董事会激励程度与公司分配现金股利的意愿呈正相关关系，而二职合一和董事会会议频率高的公司却不倾向分配现金股利 （陈立泰等，2011）11。综上所述，公司特征会因公司的生命周期阶段影响现金股利分配政策。因此，本文也在考虑公司特征的基础上，提出如下假设：

假设3：公司的成熟度与现金股利分配意愿呈正相关关系。

假设4：公司的成长性与现金股利分配意愿呈负相关关系。

二、样本、变量与描述性统计

（一）样本选择。本文的研究数据主要来源于国泰安CSMAR数据库，选取了沪、深2008—2012年连续5年上市公司数据作为样本，并且按照以下原则进行严格筛选：(1)剔除ST类公司；(2)剔除行业发生变更的公司；(3)剔除无法获得相关数据的公司；(4)2008—2012年连续5年发放现金股利的公司。最后，收集到样本公司324家。

（二）计量方法。参照宋福铁等（2010）的计量方法，先对收集到的324家样本公司共1620个观察值采用多元回归的方法，研究企业生命周期与现金股利分配水平的关系；为了进一步验证结论的可靠性，本文重新对样本进行筛选，剔除ST类公司、行业发生变更的公司及无法获得相关数据的公司，得到2008—2012年连续5年数据齐全的公司414家共2070个观察值，采用Logit模型分析我国上市公司现金股利分配意愿与生命周期的关系。

（三）变量

1.因变量。本文主要研究上市公司现金股利分配水平和是否支付现金股利，与生命周期的关系。所以因变量有以下两个：第一，每股现金股利（Cd），用来衡量公司现金股利支付水平；第二，公司是否支付现金股利（虚拟变量Y（D））：支付现金股利，Y取值为1；不支付现金股利，Y为0。

2.解释变量。公司生命周期（Life），Life=RE/TA，即以度量总资产中留存收益所占比重。参考宋福铁、屈文洲（2010）与宋福铁、梁新颖（2010）的研究，留存收益与资产比这一财务指标可以较好地验证企业生命周期理论12。当一家上市公司处于成长期时，将留存收益用于投资扩大规模，因此变量Life值较小；而当公司处于成熟期时，投资机会减少，将会把积累的留存收益用于分配，变量Life值较大。

3.控制变量。相关文献（陈立泰等，2011；李云鹤等，2011；刘孟晖，2011；关涛，2012；王傅强，2013）都发现公司的盈利性、成长性、公司规模、股权结构、董事会特征等都对本年度现金股利政策具有显著影响。因此，本文选择如下控制变量。①可持续增长率（Sgr）：本文用此指标衡量公司成长性。其计算公式为：可持续增长率=销售净利率×总资产增长率×留存收益率×期初权益期末总资产乘数。②每股收益（Eps）：每股收益，用来衡量公司盈利性水平。③现金持有水平（Cashhave）：Cashhave=Cash/TA，即现金占公司资产的比例，用于衡量公司自由现金流量。④股权集中度（Largest）：本文采用第一大股东持股比例作为衡量标准。⑤股权制衡（Constraint）：本文采用第二大股东至第五大股东持股比例作为衡量标准。⑥董事长与总经理两职合一（Didq）：一般而言，当董事长与总经理两职合一时，会降低公司治理效率，减少现金股利发放的可能性。因此，当董事长与总经理两职合一时，Didq=1；当董事长与总经理两职分离时，Didq=0。⑦董事会激励（Lnsalary）：选取董事会前三名薪酬总额的对数值进行衡量。⑧总资产的自然对数（Size）：该变量检验公司规模与现金股利分配政策之间的关系。

表1 自变量设计表

(四)描述性统计。本文为避免异常值的偏误，对重要解释变量Life进行了双边缩尾（winsorize）并保证了95%的水平与原观测值一致。

表2 变量描述性统计

从表2中可知，上市公司分配现金股利的现状不够理想。上市公司是否发放现金股利的平均值达到94%，但是，每股股利平均值为0.18，最小值为0.01，说明上市公司现金股利分配水平不高，且存在较大差异。从变量Life的数值来看，平均数为0.20，中位数为0.18，最小值为负数，说明我国上市公司生命周期差异较为明显，且选择不同的样本回归方式，没有明显差别。

(五)相关系数分析：

表3 自变量相关系数分析表

分析结果显示，自变量不存在明显共线性。各变量之间的相关系数都相对较低，只有变量Sgr与变量Eps相关性系数达到0.63。在后文的其他稳定性检验中将用方差膨胀因子（VIF）进一步验证。

三、生命周期与每股现金股利——多元回归

本文运用多元回归方程，检验上市公司生命周期与现金股利分配水平的关系。采用的实证模型如下：

表4 多元回归结果

从表4中可以看出，在所有包含生命周期（Life）变量的回归方程中，Life变量始终拥有正的符号，且均在1%的水平上显著，说明企业生命周期与现金股利分配水平呈正相关关系。当Life数值较小时，说明公司处于初创期或成长期，面临较多投资机会，倾向于分配较少的现金股利；当公司逐渐成熟，投资机会减少，控股股东为了防范管理层自利行为，倾向于分配更多股利。

变量Sgr的符号在所有回归方程中均为负，且均在1%水平上显著。Sgr为公司的可持续增长率，用以衡量公司的成长性水平，表4结果显示，成长性水平越高的公司越不倾向于分配高额股利，暗含了企业生命周期理论。表4各列中变量Eps均在1%水平上显著，且加入了相关控制变量后，影响不大，说明了公司的盈利性与现金股利分配水平呈正相关关系。从表4列2、列3、列4和列5中，可以看到董事长与总经理两职合一相较于两职分离来说，分配更少的现金股利，当董事长与总经理两职合一时，公司的治理效率降低，与现金股利分配水平负相关。对比表 4中列 2与列 3，加入了Lnsalary变量后，Didq的显著性没有变化，估计系数也没有显著差异，但是Life系数值下降为0.1904，说明了董事会激励较为明显地影响公司现金股利政策。对比列3与列4，加入了Largest变量后，Life系数值下降为0.1681，Lnsalay系数值上升为0.0258，说明了股权越集中的企业，在一定程度上能够提高董事会激励水平，并影响企业成熟度。对比列1、列2和列3，在引入了Lnsalay变量后，Sgr系数值有所下降，但是模型的拟合度有了明显提高，说明了董事会激励与公司成长性有一定的联系。然而，公司规模Size在所有回归方程中系数符号不一致，并且有的模型回归不显著，这与宋福铁等（2010）年研究有不一致结论，可能的原因是模型研究方法不同。Constraint变量在所有模型中估计系数均无明显变化，且均在1%水平上显著。对比列4与列5，加入Cashhave变量后，Eps系数值下降为0.2906，Life系数值也下降了0.0163，提高了Didq变量的显著性水平，说明了自由现金流量，与公司的留存收益和盈利水平有一定的关系，与现金股利分配水平呈正相关关系。

总之，本文的结论支持假设1和假设2，即我国上市公司成熟度与现金股利分配水平呈显著正相关关系，而公司成长性与现金股利分配水平呈显著负相关关系。

四、生命周期与现金股利支付倾向——Logit回归

本文为了研究上市公司现金股利分配意愿与生命周期的关系，进一步验证前文结论的可靠性，重新对样本进行筛选，剔除ST类公司、行业发生变更的公司及无法获得相关数据的公司，得到2008—2012年连续5年数据齐全的公司414家。采用的实证模型及原理如下：

当上市公司支付现金股利时，Y=1，不支付则Y=0，考虑Y的两点分布，再选择合适的随机变量累积分布函数 (F(x, α）)。

如果F(x,α）为标准正态分布函数，那么：

如果为F(x,α）逻辑分布函数，那么：

本文选择使用逻辑分布函数，因此将上述变形为：

将等号左边转换为含有y、xi与α的Z函数，则等式转换为：

将此模型求样本的对数似然函数，可以求出自变量与现金股利是否分配的关系：

由表5结果可知，Life值在所有的Logit回归模型中均显著。但是对于董事长与总经理两职合一（Didq）变量来说，列4与列6均不显著。因此，与之前得到的董事长与总经理两职合一，与现金股利分配水平呈负相关关系，有一定的出入。董事长与总经理两职合一，影响公司治理效率，可能影响公司分配的现金股利水平，但是与公司分配现金股利的意愿没有相关性。同时，股权集中度（Largest）和股权制衡（Constraint）也与公司是否分配现金股利没有较大关系。因此，本文修正补充了之前的结论，董事长与总经理两职合一、股权集中度和股权制衡与现金股利分配意愿没有关联，但是在决定现金股利分配水平上有较为明显的影响。

表5 Logit回归结果

变量Size在所有的回归方程中均显著，与之前多元回归的结果有所不同。宋福铁等（2010）认为，规模较大的公司一般处于较为成熟的阶段上，分配现金股利的意愿也比较大。但是，在分配现金股利的环节上，规模并没有太大关联。由于考虑到变量Eps在决定是否发放股利的环节上，会影响模型服从逻辑分布，因此剔除了每股收益（Eps）变量，但是保留了自由现金流量（Cashhave）变量以确保较完整的模型解释。之后本文进行了Probit检验，发现了每股收益（Eps）与是否分配现金股利有正相关关系。其余各自变量都在不同的水平上显著，支持了之前的结论。

因此，结论支付假设3和假设4，即公司成熟度与现金股利分配意愿呈正相关关系，公司的成长性与现金股利分配意愿呈负相关关系。

五、其他稳定性检验

文章首先采取了多元回归方法研究上市公司现金股利分配水平与生命周期的关系，进一步通过Logit模型研究上市公司现金股利分配意愿与生命周期的关系，并对前文的结论进行检验，结果都支持了生命周期与现金股利分配呈正相关的假设。

本文对多元回归结果进行了共线性检验。在多元回归的所有模型中，方差膨胀因子（VIF）最大值为2.37，最大的平均VIF值为1.39，表示模型不存在多重共线性。由于关键解释变量生命周期（Life）属于外生变量，因此也不存在内生性问题。

本文进一步采用Logit模型验证结论的准确性。并针对每一个Logit模型绘制了ROC曲线（受试者特征曲线），观察敏感性与特异性的散点，准确率都在0.8以上。同时，我们也按照Life值大小进行分组进行检验，结果都支持了原假设。

六、结论与建议

本文基于生命周期理论，验证了上市公司现金股利分配政策呈现显著的生命周期特征。上市公司现金股利的分配水平，与公司生命周期呈正相关关系，与公司成长性呈负相关关系。上市公司现金股利的分配意愿，与公司生命周期呈正相关关系，与公司成长性呈负相关关系。公司的盈利性、现金持有水平、公司规模、董事会特征、股权结构等对现金股利分配意愿及分配水平有不同影响。因此，建议证监会依据企业生命周期的特征分类制定现金分红政策，并在决策股利发放水平的环节上考虑公司自由现金流量、公司治理、董事会激励等因素。

证监会应当根据企业生命周期，提高现金股利分配水平。大多数企业将现金股利作为公司盈利的信号和减少再融资约束的手段。但是，低股利分配水平没有起到保护中小股东的作用。因此，证监会的工作重心应当为提高上市公司股利分配水平。

上市公司应当重视企业不同生命周期阶段的公司特征，主要考虑董事会激励与自由现金流量。董事会的激励与公司治理息息相关，公司自由现金流量与委托代理成本相关。对于上市公司来说，提高公司治理水平可以从董事会激励与自由现金流量两个方面入手。上市公司应当树立正确的回报意识，提高现金股利分配水平，切实保护中小股东的利益，才能实现共赢。

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