| 线性。其过程为：对每股现金股利 CD 建立分别关于 EPS、SD、T、OE、F 一元回归模型， 发现 EPS 与 CD 的相关性最强（详细见表 2）；以 CD 与 EPS 的一元回归模型作为最基本的 模型，按顺序加入 PS、SD、T、OE、F 进行回归分析。我们发现：当加入净利率增长率 T 的时候，调整后的拟合优度不但没有提高，反而下降了，T 的参数估计值符号不正确，因此 在模型中省略掉 T，保留 EPS，从而提出了上面所提的优化模型。（净利率增长率和每股收益存在多重共线性，因为两个解释变量都涉及到了净利润，都可以代表一个公司在一年度的 经营成果，净利率增长率 T 可以用每股收益 EPS 代替）
表 2 系数表
|
|
EPS |
PS |
SD |
T |
OE |
F |
| CD |
0.9978 |
0.9833 |
0.9755 |
0.9577 |
0.9757 |
0.9887 |
其中：上市公司现金股利分配政策与代表公司成长性的净利率增长率呈反方向变化，而
在逐步回归分析过程中加入净利率增长率 T 后，它的参数估计值为正数，其参数估计值的 符号不正确。经过逐步回归法提出了优化模型：
CD=C+b1EPS+b2PS+b3SD+b4OE+b5F+U
5.2 现金股利影响因素的分析
根据 2006 年的样本数据进行回归分析，详见表 3
表 3：回归分析结果
| 解释变量 |
研究假设预期的符号 |
回归系数 |
T 统计值 |
显著性程度（P 值） |
| EPS |
+ |
0.087842 |
5.518047 |
0.0000 |
| PS |
+ |
0.1O7836 |
3.736482 |
0.0834 |
| SD |
+ |
0.018473 |
5.343416 |
0.0801 |
| OE |
+ |
0.006714 |
8.663893 |
0.0971 |
| F |
+ |
0.343438 |
7.784293 |
0.0001 |
| R-squared: 0.417983 |
| Adjusted R-squared: 0.409553 |
| Durbin-Watson stat: 2.006573 |
从表3可以看出：每股收益EPS和代表公司治理结构的T 呈1%的显著性水平；货币资
金 PS、代表公司资产流动性的速动比率 SD 和代表公司规模的净资产 OE 呈 10%的显著性水平；根据 2006 年的样本数据进行的回归分析的回归系数的符号与研究假设中的预期符号吻合。从模型整体的回归效果来看，模型的拟合优度的值为 0.417983，说明模型的回归效果较 好。
1．从每股收益 EPS 来看，被解释变量每股现金股利 CD 与每股收益 EPS 呈 1%的显著 正相关，说明了进行现金股利分配的基本前提是公司有优秀的业绩和良好的经营成果。如果 公司处于亏损状态或者盈利不少，当年制定现金股利政策的可能性很小，假若在这种状况还大肆分红，这就是是现在资本市场有些上市公司为了派现而派现，进行“恶意分红”，存在其 他不良的目的。
2．从代表公司的现金状况的货币资金 PS 来看，每股现金股利 CD 与公司的货币资金 PS 呈 10%的显著正相关，公司的货币资金越多，其对现金股利政策的制定以及每股现金股 利的多少的制约就越少,因为公司的货币资金存量越多，可进行派现的数额就能越多。
3．从代表公司流动性的速动比率 SD 来看，每股现金股利 CD 和速动比率SD 呈 10% 的显著性水平，显示了公司的资产流动性越强，其转变为现金的能力就越强，其对现金股利 分配的制约也就越小。
4．从代表公司规模的净资产OE 来看，它与每股现金股利 CD 呈 10%的显著正相关， 也就是说公司考虑进行现金股利分配与本公司自身的规模有一定的关系，因为它代表公司的 资产总金额和可支配的资源，因此可能会影响到公司的股利分配政策的类型。
5．从代表公司治理结构的第一大股东持有股份所占比例 T 来看，每股现金股利 CD 与 代表公司治理结构的 T 呈 1%的显著性水平，说明在 2006 年的现金股利分配政策制定与公 司治理结构有很大关联。显示了在 2005 年进行的股权分置改革，并没有彻底的改变以前我国上市公司“一股独大”的局面，进而造成公司的股利分配政策只考虑了大股东的利益，其他 股东根本不能影响公司的最终决策，所以大股东的利益要求无疑是影响公司现金股利分配政 策的很重要的因素。从另一方面也可以看出股改实行在理论上解决了困扰我国资本市场的流 通问题，随着非流通股的逐步解禁，我国资本市场特有的二元股权结构将不复存在，但是在 股改基本完成的现在，它并没有解决我国资本市场发展的所有问题，特别是上市公司中一直存在的“一股独大”的局面，仍然没有得到很好的解决。
5.3 根据2007 年的样本数据对模型进行验证
为了考虑模型研究分析的结论具有普遍性，进而使结果更据科学性，我们根据 2007 年 的样本数据对现金股利的优化模型进行验证。详见表 4。
从表四的进行的验证的结果来看：(1)每股收益 EPS 与每股现金股利 CD 呈 1%的显著正 相关，与以 2006 年的样本数据分析的结果相同；(2)代表公司治理结构的 F 与 CD 呈 5%的 显著正相关，与前面的分析结果显著性水平有所下降，但基本相符合；(3)代表公司资金状 况的PS、代表公司资产流动性的 SD 和代表公司的规模的 OE 与每股现金股利呈 10%的显著 正相关，基本和前面的研究结论相同。
表 4：回归分析结果
| 解释变量 |
研究假设的预期符号 |
回归系数 |
T 统计值 |
显著性水平（P 值） |
| EPS |
+ |
0.056746 |
4.783284 |
0.0004 |
| PS |
+ |
0.143261 |
7.643772 |
0.0522 |
| SD |
+ |
0.009683 |
3.089620 |
0.0747 |
| OE |
+ |
0.013247 |
9.787443 |
0.0853 |
| F |
+ |
0.137540 |
5.948072 |
0.0251 |
| R-squared: 0.468747 |
| Adjusted R-squared: 0.443719 |
| Durbin-Watson stat: 0.333719 |
6. 研究结论与局限性
6.1 研究结论
本论文通过实证方法进行分析和检验，分析了影响我国上市公司现金股利政策的主要影 响因素，并进一步说明了在 2005 年开始的股权分置改革后，我国上市公司的仍存在的特殊 股权结构和治理结构对现金股利政策有很重要的影响：
1．股权分置改革到 2007 年已基本完成，它在完善我国上市公司的治理结构和促进我国资本市场的发展做出了很大的贡献，但是经过本论文的实证分析，股权分置改革并没有改变 我国上市公司“一股独大”的局面，进而这种特殊的股权结构和治理结构在我国的股利分配政策中起到了很重要的作用。
2．每股收益越高、货币资金越多、公司资产流动性越强、公司规模越大的上市公司越 倾向于现金股利政策。其中影响上市公司的主要决定因素为每股收益（它与每股现金股利呈1%的显著相关）。
3．从本论文的实证研究来看，2006 年、2007 年我国现金股利政策的制定都综合的考虑 了几个主要因素，而且这两年没有太大变化，说明了我国的股利分配政策正朝着合理的方向 发展。
6.2 研究局限
本文研究的样本局限在沪市的上市公司，只考虑了 2006 年和2007 年连续分红的样本数据，并且没有区分具体行业进行实证分析。
参考文献
[1] MetonH. Miller and Franco Modigliani .'Dividend Policy ,Growthand the Valuation of hares .'Journal of
Political Economy 90(December 1961)
[2] Michael J.Gombola and Feng -Ying Liu,1999,The Signaling Power of Specially Designated Dividends ,Journal of Financial and QuantitativeAnalysis Vol.34.No.3.September,1999
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