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摘 要：本文以深沪两市2010年度发放了现金股利的29家金融行业为样本，研究影响我国金融业上市公司现金股利发放的因素。假设每股收益、每股净资产、每股经营活动现金净流量、资产报酬率、总资产周转率、总资产和资产负债率为主要因素，建立多元线性回归模型，运用多元回归分析方法，在对假设做出判断的基础上进行分析并提出建议。
关键词：多元线性回归分析；现金股利政策；影响因素
中图分类号：F830 文献标识码：A 文章编号：1006-4117（2012）01-0130-02
股利分配政策是公司理财活动三大核心内容之一，它是公司将企业盈利在留存和支付股利之间的分配行为，在公司营运和治理中起到重要作用。而金融行业掌握着各个行业的生存发展命脉，它的发展能作为我国经济发展的镜子。对于金融行业股利政策的实证研究不仅可以作为企业管理者制定经营策略和实行资本运作的现实参考，同时也可以作为投资者评价股票内在价值的重要依据，具有十分重要的意义。因而，本文主要对影响金融行业股利政策的因素进行探讨。
一、文献回顾
唐建新、蔡立辉(2002)认为负债率对股利政策不存在显著影响，但每股货币资金对现金股利分配具有显著的影响。夏雪花(2006)认为股利政策的影响因素为企业盈利能力、现金流量状况、资产规模和资产质量。蒋琰、孔伟婧(2007)则在此基础上加入了公司资产收益率和公司利润增长率两个指标。高雷、张杰 (2008)的研究结果表明，现金股利政策成为大股东掠夺上市公司利益的重要方式。
二、研究假设
（一）研究设计
结合上述文献回顾，学者关注的因素主要是公司自身层面的因素，如公司规模、盈利能力、流动能力等，而本文在此基础上引入公司股权结构、公司成长性等影响因素，主要把这些因素分为七个方面：
H1：企业现金股利与每股收益正相关
H2：企业现金股利与每股净资产正相关
H3：企业现金股利与每股经营活动现金净流量正相关
H4：企业现金股利与资产报酬率正相关
H5：企业现金股利与总资产周转率正相关
H6：企业现金股利与资产总额正相关
H7：企业现金股利与资产负债率正相关
（二）数据来源与处理
本文拟选取深沪上市A股的金融证券行业共38家公司为研究样本，研究期间为2010年，在数据的采集过程中剔除了7家数据缺失的公司，最终获得样本数29个。研究中所采用的基础数据来源于上海证券交易所网站、深圳证券交易所网站以及国泰安数据库。
（三）实证研究
建立多元线性回归模型：
其中， 为常数项， y为每股现金股利，x1为每股收益， x2为每股净资产、x3为每股现金净流量、x4为资产报酬率、x5为总资产周转率、x6为Ln总资产，x7为资产负债率，μ为随机误差。
三、实证结果
（一）多元线性回归模型参数估计
利用Eviews软件估计模型结果为：
模型中R2=0.658275，可决系数不是很高，但通盘考虑到模型的可靠度及其经济意义，可以适当降低对可决系数的要求，判断模型对观测数据拟合程度较好。
下面对模型进行t-检验。给定α=0.05显著性水平，临界值t0.025（21）=2.080。由t2、t4大于临界值2.080，故在5%的显著性水平下可以通过t检验，表明每股净资产和资产报酬率是影响每股现金股利的主要因素。而t6接近临界值2.080，表明资产负债率也是影响每股现金股利的因素。在对模型进行修正时，要考虑x1、x3、x5、x7的影响。
接下来进行F-检验。在给定的显著性水平α=0.05下，F分布表中查得F0.05（6,21）=2.57。模型F=5. 778987，大于临界值，通过F检验，表明回归方程显著。
（二）多重共线性检验
上述分析中，x1、x3、x5、x7的t值不显著，可能存在多重共线性，因而采用逐步回归的办法。
分别做y对各解释变量的一元回归，其中加入x2的方程 最大，为0.4311，则以x2为基础，根据上述分析结果，由于x1、x3、x5、x7可能引起多重共线性，因而先检验其他变量，顺次加入x4、x6两个变量逐步回归。结果见表1：
从上表中得出分析：首先，当加入x4后的方程 由0.4311提高到0.5492，改进较大，且各参数的t检验显著，因而选择保留x4再加入其他新变量逐步回归。其次，新加入x6的方程
=0.5885，x6的t值为1.8667＜2.080，t值不显著。但从经济理论分析，x6应该是重要因素，因此可能是“有利变量”，暂时给予保留。
下面再检验x1、x3、x5、x7四个变量有效性。在保留x4、x6两个变量顺次加入x1、x3、x5、x7逐步回归，但加入这些变量后原模型的 并没有得到提高，且t值不显著。这说明x1、x3、x5、x7引起了多重共线性，应予以剔除。
因而，剔除x1、x3、x5、x7后，利用Eviews软件进行回归，结果见表2：
由上表得出，修正多重共线性影响后的回归结果为：
y=-0.5762+0.0273x2+3.4943x4+0.0194x6
(-1.8681) (5.9028) (3.3164) (1.8667)
R2=0.632560， =0.588467，F检验值为14.34609
（三）异方差检验
为了检验随机误差项是否存在异方差，对所建模型进行White检验。经过检验，Eviews计算得出的结果得nR2=16.75137，由White检验知在α=0.05的置信水平下，x2分布的临界值x2.05（9）=16.92，因为nR2＜x20.05（9）=16.92，所以不拒绝原假设，表明模型方程不存在异方差性。
（四）自相关检验
由表2回归结果知，DW=1.930266，查Durbin-Watson表，n=29，解释变量的个数k为3，得下限临界值dl=1.20，上限临界值du=1.65，因为du＜DW＜（4-du），故模型不存在自相关性。
五、结论
（一）研究结论
由上述分析得出最后的回归模型为：
y=-0.5762+0.0273x2+3.4943x4+0.0194x6
(-1.8681) (5.9028) (3.3164) (1.8667)
R2=0.632560， =0.588467，F检验值为14.34609
因而根据上述结果得出，从七个解释变量中确定得出影响金融行业上市公司现金股利发放的三个最重要的因素分别是：每股净资产、资产报酬率和总资产。
对于以上实证结果，本文进行了如下分析：
首先，证实了每股净资产与每股现金股利正相关，每股净资产代表的是所有者权益，即企业可供分配的利润。而发放现金股利是利润分配的一种形式，从而进一步证明每股净资产对股利政策有重要影响。而提高每股净资产就是要增加企业的净资产价值，对此有两种方法：其一，可以通过定向增发新股来实现净资产的提升。但是，融资规模要控制好，因为融资的直接后果是公司股票数量增加，引起每股现金股利下降，融资规模过大会引起股市恐慌导致大规模资金出逃；其二，可以通过股票合并来实现每股净资产的提升。
其次，证实了资产报酬率与每股现金股利正相关，资产报酬率代表的是公司营运能力，因而企业在经营过程中要注重提高其营运能力，找到与企业匹配的资产报酬率。
最后，证实了总资产与每股现金股利正相关，即代表公司规模与股利正相关，股市的扩容与摘牌并行会提高上市公司质量，进而提高股利水平。
（二）研究局限性
根据实证结果，剔除了每股收益、每股现金净流量、总资产周转率和资产负债率四个因素，根据部分文献资料和经验，本文认为这并不能代表它们对于每股现金股利没有影响，而出现上述结果的原因可能有以下几方面：其一，本文样本量较小，目前中国金融证券上市公司数量有限，有部分金融行业刚刚上市而无相关的财务数据；其二，公司内部决策影响了股利发放。另外，从整体上来看，对现金股利分配的影响因素不仅仅只有这七个方面，还可以从宏观政策来考虑。
作者单位：江西财经大学
作者简介：游雅琴(1989- )，女，湖北赤壁人，江西财经大学，会计硕士研究生，研究方向：公司理财。
参考文献：
[1]唐建新,蔡立辉.中国上市公司股利政策成因的实证研究[J].经济管理，2002,11(20):60-69.
[2]夏雪花.我国纺织业上市公司现金股利分配影响因素实证研究[J].企业经济,2006,7:114-116.
[3]蒋琰,孔伟婧.上市公司现金股利政策影响因素研究—来自钢铁行业的经验数据分析[J].财会通讯,2007,3:3-5.
[4]高雷,张杰.现金股利政策的影响因素研究—基于上市公司的实证分析[J]. 山西财经大学学报.2008,30(11): 86-93.
[5]陶长琪.计量经济学[M].大连:东北财经大学出版社,2001.
关键词：多元线性回归分析；现金股利政策；影响因素
中图分类号：F830 文献标识码：A 文章编号：1006-4117（2012）01-0130-02
股利分配政策是公司理财活动三大核心内容之一，它是公司将企业盈利在留存和支付股利之间的分配行为，在公司营运和治理中起到重要作用。而金融行业掌握着各个行业的生存发展命脉，它的发展能作为我国经济发展的镜子。对于金融行业股利政策的实证研究不仅可以作为企业管理者制定经营策略和实行资本运作的现实参考，同时也可以作为投资者评价股票内在价值的重要依据，具有十分重要的意义。因而，本文主要对影响金融行业股利政策的因素进行探讨。
一、文献回顾
唐建新、蔡立辉(2002)认为负债率对股利政策不存在显著影响，但每股货币资金对现金股利分配具有显著的影响。夏雪花(2006)认为股利政策的影响因素为企业盈利能力、现金流量状况、资产规模和资产质量。蒋琰、孔伟婧(2007)则在此基础上加入了公司资产收益率和公司利润增长率两个指标。高雷、张杰 (2008)的研究结果表明，现金股利政策成为大股东掠夺上市公司利益的重要方式。
二、研究假设
（一）研究设计
结合上述文献回顾，学者关注的因素主要是公司自身层面的因素，如公司规模、盈利能力、流动能力等，而本文在此基础上引入公司股权结构、公司成长性等影响因素，主要把这些因素分为七个方面：
H1：企业现金股利与每股收益正相关
H2：企业现金股利与每股净资产正相关
H3：企业现金股利与每股经营活动现金净流量正相关
H4：企业现金股利与资产报酬率正相关
H5：企业现金股利与总资产周转率正相关
H6：企业现金股利与资产总额正相关
H7：企业现金股利与资产负债率正相关
（二）数据来源与处理
本文拟选取深沪上市A股的金融证券行业共38家公司为研究样本，研究期间为2010年，在数据的采集过程中剔除了7家数据缺失的公司，最终获得样本数29个。研究中所采用的基础数据来源于上海证券交易所网站、深圳证券交易所网站以及国泰安数据库。
（三）实证研究
建立多元线性回归模型：
其中， 为常数项， y为每股现金股利，x1为每股收益， x2为每股净资产、x3为每股现金净流量、x4为资产报酬率、x5为总资产周转率、x6为Ln总资产，x7为资产负债率，μ为随机误差。
三、实证结果
（一）多元线性回归模型参数估计
利用Eviews软件估计模型结果为：
模型中R2=0.658275，可决系数不是很高，但通盘考虑到模型的可靠度及其经济意义，可以适当降低对可决系数的要求，判断模型对观测数据拟合程度较好。
下面对模型进行t-检验。给定α=0.05显著性水平，临界值t0.025（21）=2.080。由t2、t4大于临界值2.080，故在5%的显著性水平下可以通过t检验，表明每股净资产和资产报酬率是影响每股现金股利的主要因素。而t6接近临界值2.080，表明资产负债率也是影响每股现金股利的因素。在对模型进行修正时，要考虑x1、x3、x5、x7的影响。
接下来进行F-检验。在给定的显著性水平α=0.05下，F分布表中查得F0.05（6,21）=2.57。模型F=5. 778987，大于临界值，通过F检验，表明回归方程显著。
（二）多重共线性检验
上述分析中，x1、x3、x5、x7的t值不显著，可能存在多重共线性，因而采用逐步回归的办法。
分别做y对各解释变量的一元回归，其中加入x2的方程 最大，为0.4311，则以x2为基础，根据上述分析结果，由于x1、x3、x5、x7可能引起多重共线性，因而先检验其他变量，顺次加入x4、x6两个变量逐步回归。结果见表1：
从上表中得出分析：首先，当加入x4后的方程 由0.4311提高到0.5492，改进较大，且各参数的t检验显著，因而选择保留x4再加入其他新变量逐步回归。其次，新加入x6的方程
=0.5885，x6的t值为1.8667＜2.080，t值不显著。但从经济理论分析，x6应该是重要因素，因此可能是“有利变量”，暂时给予保留。
下面再检验x1、x3、x5、x7四个变量有效性。在保留x4、x6两个变量顺次加入x1、x3、x5、x7逐步回归，但加入这些变量后原模型的 并没有得到提高，且t值不显著。这说明x1、x3、x5、x7引起了多重共线性，应予以剔除。
因而，剔除x1、x3、x5、x7后，利用Eviews软件进行回归，结果见表2：
由上表得出，修正多重共线性影响后的回归结果为：
y=-0.5762+0.0273x2+3.4943x4+0.0194x6
(-1.8681) (5.9028) (3.3164) (1.8667)
R2=0.632560， =0.588467，F检验值为14.34609
（三）异方差检验
为了检验随机误差项是否存在异方差，对所建模型进行White检验。经过检验，Eviews计算得出的结果得nR2=16.75137，由White检验知在α=0.05的置信水平下，x2分布的临界值x2.05（9）=16.92，因为nR2＜x20.05（9）=16.92，所以不拒绝原假设，表明模型方程不存在异方差性。
（四）自相关检验
由表2回归结果知，DW=1.930266，查Durbin-Watson表，n=29，解释变量的个数k为3，得下限临界值dl=1.20，上限临界值du=1.65，因为du＜DW＜（4-du），故模型不存在自相关性。
五、结论
（一）研究结论
由上述分析得出最后的回归模型为：
y=-0.5762+0.0273x2+3.4943x4+0.0194x6
(-1.8681) (5.9028) (3.3164) (1.8667)
R2=0.632560， =0.588467，F检验值为14.34609
因而根据上述结果得出，从七个解释变量中确定得出影响金融行业上市公司现金股利发放的三个最重要的因素分别是：每股净资产、资产报酬率和总资产。
对于以上实证结果，本文进行了如下分析：
首先，证实了每股净资产与每股现金股利正相关，每股净资产代表的是所有者权益，即企业可供分配的利润。而发放现金股利是利润分配的一种形式，从而进一步证明每股净资产对股利政策有重要影响。而提高每股净资产就是要增加企业的净资产价值，对此有两种方法：其一，可以通过定向增发新股来实现净资产的提升。但是，融资规模要控制好，因为融资的直接后果是公司股票数量增加，引起每股现金股利下降，融资规模过大会引起股市恐慌导致大规模资金出逃；其二，可以通过股票合并来实现每股净资产的提升。
其次，证实了资产报酬率与每股现金股利正相关，资产报酬率代表的是公司营运能力，因而企业在经营过程中要注重提高其营运能力，找到与企业匹配的资产报酬率。
最后，证实了总资产与每股现金股利正相关，即代表公司规模与股利正相关，股市的扩容与摘牌并行会提高上市公司质量，进而提高股利水平。
（二）研究局限性
根据实证结果，剔除了每股收益、每股现金净流量、总资产周转率和资产负债率四个因素，根据部分文献资料和经验，本文认为这并不能代表它们对于每股现金股利没有影响，而出现上述结果的原因可能有以下几方面：其一，本文样本量较小，目前中国金融证券上市公司数量有限，有部分金融行业刚刚上市而无相关的财务数据；其二，公司内部决策影响了股利发放。另外，从整体上来看，对现金股利分配的影响因素不仅仅只有这七个方面，还可以从宏观政策来考虑。
作者单位：江西财经大学
作者简介：游雅琴(1989- )，女，湖北赤壁人，江西财经大学，会计硕士研究生，研究方向：公司理财。
参考文献：
[1]唐建新,蔡立辉.中国上市公司股利政策成因的实证研究[J].经济管理，2002,11(20):60-69.
[2]夏雪花.我国纺织业上市公司现金股利分配影响因素实证研究[J].企业经济,2006,7:114-116.
[3]蒋琰,孔伟婧.上市公司现金股利政策影响因素研究—来自钢铁行业的经验数据分析[J].财会通讯,2007,3:3-5.
[4]高雷,张杰.现金股利政策的影响因素研究—基于上市公司的实证分析[J]. 山西财经大学学报.2008,30(11): 86-93.
[5]陶长琪.计量经济学[M].大连:东北财经大学出版社,2001.