我国居民消费水平的计量分析及对策建议.pdf

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1、我国居民消费水平的计量分析及对策建议 内容摘要：通过对我国居民消费水平的历史及现状研究，建立了居民消费水平的经济模型， 并研究了模型中主要变量对模型的影响程度，在此基础上提出了提高居民消费水平的对策建 议。 关键词：居民消费水平影响因素模型分析对策建议 一、引言 消费水平是指一个国家一定时期内人们在消费过程中对物质和文化生活需要的满足程 度。笔者以分析居民消费水平为目的，同时考虑了其他一些指标的分析需要，根据计量经济 学模型的构思，在建模时作了如下处理： 1、该模型为线性模型。 2、主要采集的样本是1978 年以后的，因为改革开放以后，我国的经济运行机制有了 极大的改变，人民生活水平也有了极大

2、的提高，故这一时期的样本更能反映这种变化。 3、模型中将居民消费水平作为被解释变量，根据经验引入国内生产总值、城乡居民人 均收入、人口自然增长率、居民消费价格指数，对模型进行回归分析，以求能使模型具有更 高的可操作性。 obs Y X1 X2 X3 X4 X5 1978 184.0000 3624.100 343.4000 133.6000 12.00000 100.7000 1979 207.0000 4038.200 405.0000 160.2000 13.34000 101.9000 1980 236.0000 4517.800 477.6000 191.3000 11.87000 1

3、07.5000 1981 262.0000 4862.400 500.4000 223.4000 14.55000 102.5000 1982 284.0000 5294.700 535.3000 270.1000 15.68000 102.0000 1983 311.0000 5934.500 564.6000 309.8000 13.29000 102.0000 1984 354.0000 7171.000 652.1000 355.3000 13.08000 102.7000 1985 437.0000 8964.400 739.1000 397.6000 14.26000 109.30

4、00 1986 485.0000 10202.20 899.6000 423.8000 15.57000 106.5000 1987 550.0000 11962.50 1002.200 462.6000 16.61000 107.3000 1988 693.0000 14928.30 1181.400 545.0000 15.73000 118.8000 1989 762.0000 16909.20 1373.900 601.5000 15.04000 118.0000 1990 803.0000 18547.90 1510.200 686.3000 14.39000 103.1000 19

5、91 896.0000 21617.80 1700.600 708.6000 12.98000 103.4000 1992 1070.000 26638.10 2026.600 784.0000 11.60000 106.4000 1993 1331.000 34634.40 2577.400 921.6000 11.45000 114.7000 1994 1746.000 46759.40 3496.200 1221.000 11.21000 124.1000 1995 2236.000 58478.10 4283.000 1577.700 10.55000 117.1000 1996 26

6、41.000 67884.60 4838.900 1926.100 10.42000 108.3000 1997 2834.000 74462.60 5160.300 2090.100 10.06000 102.8000 1998 2972.000 78345.20 5425.100 2102.000 9.140000 99.20000 1999 3180.000 82067.50 5854.000 2210.300 8.180000 98.50000 2000 3415.000 89468.10 6280.000 2253.400 7.580000 100.1000 2001 3654.00

7、0 97314.80 6859.600 2366.400 6.950000 102.1000 2002 3910.000 105172.3 7702.800 2745.600 6.450000 99.70000 注：以上数据来源于2003 年中国统计年鉴 二、影响居民消费水平的单因素分析 1、国内生产总值对居民消费水平的影响 为了研究居民消费水平和经济发展水平的关系，我们把国内生产总值作为经济发展水平 的代表性指标。 由经济理论分析可知，经济发展水平与居民消费水平有密切关系。因此，我 们设定居民消费水平Y t 与国内生产总值X 1的关系为： 1111 XY t 假定模型中随机误差项 1 满足古

8、典假定，运用OLS 法估计模型参数，结果如下： Dependent Variable: Y Method: Least Squares Date: 12/12/05 Time: 14:50 Sample: 1978 2002 Included observations: 25 Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C 93.22748 10.02780 9.296901 0.0000 X1 0.036811 0.000203 181.1983 0.0000 R-squared 0.999300 Mean dependent var

9、1418.120 Adjusted R-squared 0.999270 S.D. dependent var 1269.558 S.E. of regression 34.31248 Akaike info criterion 9.985514 Sum squared resid 27078.96 Schwarz criterion 10.08302 Log likelihood -122.8189 F-statistic 32832.82 Durbin-Watson stat 0.894184 Prob(F-statistic) 0.000000 1 0368. 02275.93XY t

10、(9.2969) (181.1983) 其中，可决系数 2 R=0.9993。从回归结果可以看出，模型拟合度很好，可决系数很高， 这也表明国内生产总值确实对居民消费水平有显著影响。其中，GDP 每增长1 亿元，居民 消费水平平均增加0.04 元。 2、居民人均收入对居民消费水平的影响 如果说国内生产总值是宏观影响因素，那么居民的人均收入就是微观影响因素。由于 我国城乡差距比较显著，于是在这里分别考察了城镇居民和农村居民的可支配收入对消费水 平的影响。设城镇居民人均可支配收入为 2 X，农村居民人均纯收入为 3 X，它们与居民消 费水平的关系为： 2222 XY t ， 3333 XY t 运用

11、 OLS法估计结果如下： 城镇居民可支配收入对居民消费水平的影响 Dependent Variable: Y Method: Least Squares Date: 12/12/05 Time: 14:51 Sample: 1978 2002 Included observations: 25 Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C 9.629737 18.72683 0.514222 0.6120 X2 0.530391 0.005288 100.2944 0.0000 R-squared 0.997719 Mean depen

12、dent var 1418.120 Adjusted R-squared 0.997620 S.D. dependent var 1269.558 S.E. of regression 61.94203 Akaike info criterion 11.16689 Sum squared resid 88246.75 Schwarz criterion 11.26440 Log likelihood -137.5862 F-statistic 10058.98 Durbin-Watson stat 0.834725 Prob(F-statistic) 0.000000 2 5304.06297

13、. 9XY t （0.5142 ）（100.2944 ） 2 R=0.9977 农村居民纯收入对居民消费水平的影响 Dependent Variable: Y Method: Least Squares Date: 12/12/05 Time: 14:51 Sample: 1978 2002 Included observations: 25 Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C -113.4612 28.65894 -3.959014 0.0006 X3 1.491763 0.021689 68.78073 0.0000 R-

14、squared 0.995162 Mean dependent var 1418.120 Adjusted R-squared 0.994951 S.D. dependent var 1269.558 S.E. of regression 90.20660 Akaike info criterion 11.91870 Sum squared resid 187156.3 Schwarz criterion 12.01621 Log likelihood -146.9838 F-statistic 4730.789 Durbin-Watson stat 1.010615 Prob(F-stati

15、stic) 0.000000 3 4918.14612.113XYt （-3.9590 ） （68.7807） R2=0.9952 由数据分析的结论可知，农村居民人均纯收入对居民消费水平的影响大大超过了城镇 居民人均可支配收入对居民消费水平的影响。造成这种情况， 主要有以下几个原因：第一是 我国是农民人口占绝大多数的国家，而居民消费水平是以人口数为权数对农村居民消费水平 和城镇居民消费水平进行加权平均计算而得到的；第二是农村居民的消费动力远远大于城镇 居民。根据联合国粮农组织提出的标准，恩格尔系数在59% 以上为贫困，5059% 为温饱， 40 50% 为小康， 3040% 为富裕，低于30%

16、 为最富裕。 1978 年，我国城乡居民的恩格尔系数 分别为 57.5%和 67.7%，也就是说城镇居民只属于勉强温饱，农村居民则处于绝对贫困。然 而到 2001 年，农村居民家庭的恩格尔系数降至47.8%，而城镇居民家庭的恩格尔系数则降 至 37.9%, 可见农村居民目前的消费需求大于城镇居民。 3、人口自然增长率对居民消费水平的影响 人口的多少与消费水平的高低有密切的关系。由经验分析可知，在人口数量一定的情 况下，经济发展水平越高，消费品数量越多，那么居民消费水平就会越高；反之，在经济发 展水平稳定的条件下，人口数量的多少就决定着消费水平的高低。因此， 下面以人口自然增 长率为解释变量，设

17、为X4 进行回归分析。 设 4444 XYt 回归估计结果如下： Dependent Variable: Y Method: Least Squares Date: 12/12/05 Time: 14:52 Sample: 1978 2002 Included observations: 25 Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C 6120.843 519.8942 11.77325 0.0000 X4 -389.3241 41.89861 -9.292053 0.0000 R-squared 0.789651 Mean dep

18、endent var 1418.120 Adjusted R-squared 0.780506 S.D. dependent var 1269.558 S.E. of regression 594.7908 Akaike info criterion 15.69092 Sum squared resid 8136851. Schwarz criterion 15.78843 Log likelihood -194.1364 F-statistic 86.34224 Durbin-Watson stat 0.548669 Prob(F-statistic) 0.000000 4 3241.389

19、843.6120XY t (11.7733) (-9.2921) 回归结果表明，人口每增长1% 。 ，居民消费水平平均下降389.32 元。其原因主要是我 国人口基数大，即使增长率很低，也使得以人口平均来计算的居民消费水平有显著性变动。 4、消费物价指数对居民消费水平的影响 按经济理论分析，物价越高，越会抑制人们的消费，消费水平会越低。故在此引入消 费物价指数进行回归分析。 Dependent Variable: Y Method: Least Squares Date: 12/12/05 Time: 14:51 Sample: 1978 2002 Included observations:

20、 25 Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C 5071.259 3968.544 1.277864 0.2140 X5 -34.35080 37.23965 -0.922425 0.3659 R-squared 0.035675 Mean dependent var 1418.120 Adjusted R-squared -0.006253 S.D. dependent var 1269.558 S.E. of regression 1273.521 Akaike info criterion 17.21358 Sum squa

21、red resid 37302690 Schwarz criterion 17.31109 Log likelihood -213.1697 F-statistic 0.850869 Durbin-Watson stat 0.052147 Prob(F-statistic) 0.365883 从结果看出，可决系数很低，t 统计检验不显著，尽管从经济背景分析来看，消费物价 指数可能影响消费水平，但回归结果显示并非如此，这可能与统计数据误差以及估计方法有 关系。 三、影响居民消费水平的多因素分析 在前面分析的基础上，将所有对居民消费水平影响显著的解释变量（消费物价指数除 外）放进同一个模型，进行多

22、元回归分析，结果如下： Dependent Variable: Y Method: Least Squares Date: 12/12/05 Time: 15:06 Sample: 1978 2002 Included observations: 25 Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C -34.92876 68.33338 -0.511152 0.6148 X2 -0.106034 0.067316 -1.575168 0.1309 X3 0.209742 0.092590 2.265268 0.0348 X4 7.7881

23、47 4.980314 1.563786 0.1336 X1 0.039598 0.005350 7.401766 0.0000 R-squared 0.999631 Mean dependent var 1418.120 Adjusted R-squared 0.999557 S.D. dependent var 1269.558 S.E. of regression 26.73036 Akaike info criterion 9.586334 Sum squared resid 14290.24 Schwarz criterion 9.830109 Log likelihood -114

24、.8292 F-statistic 13529.64 Durbin-Watson stat 1.529774 Prob(F-statistic) 0.000000 从回归结果看，尽管可决系数很高，F 统计值很大，说明模型在整体上线性回归拟合较 好，但常数项的回归系数不显著，城镇居民可支配收入与人口自然增长率的符号与经济意义 相悖，表明模型中解释变量存在严重的多重共线性。 下面看各变量之间的简单相关系数： X2 X3 X4 X1 Y X2 1.000000 0.996093 -0.893822 0.999424 0.998859 X3 0.996093 1.000000 -0.872752 0.

25、996649 0.997578 X4 -0.893822 -0.872752 1.000000 -0.895038 -0.888623 X1 0.999424 0.996649 -0.895038 1.000000 0.999650 Y 0.998859 0.997578 -0.888623 0.999650 1.000000 由上表可以看出，解释变量之间确实存在高度线性相关，于是运用OLS 方法逐一求Y 对各个解释变量的回归，并结合经济意义和统计检验选出拟合结果最好的一元线性回归方 程，在此基础上将其余解释变量逐一代入并拟合，最终得到如下模型： Dependent Variable: Y M

26、ethod: Least Squares Date: 12/12/05 Time: 15:19 Sample: 1978 2002 Included observations: 25 Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C -34.31193 19.08905 -1.797467 0.0860 X2 0.352578 0.047965 7.350744 0.0000 X3 0.502716 0.135078 3.721667 0.0012 R-squared 0.998600 Mean dependent var 1418.120

27、 Adjusted R-squared 0.998473 S.D. dependent var 1269.558 S.E. of regression 49.61351 Akaike info criterion 10.75857 Sum squared resid 54153.00 Schwarz criterion 10.90483 Log likelihood -131.4821 F-statistic 7846.542 Durbin-Watson stat 1.349085 Prob(F-statistic) 0.000000 32 5027. 03526.03119.34XXYt （

28、-1.7975） （7.3507） （3.77217） 从下图也可以看出，模型的拟合程度非常好，这也说明城乡居民人均收入对居民消费 水平的直接影响最大。农村居民人均纯收入每增加元，居民消费水平平均增加0.50 元； 城镇居民人均可支配收入每增加元，居民消费水平平均增加0.35 元。 -200 -100 0 100 200 0 1000 2000 3000 4000 5000 78808284868890929496980002 R es idualAc tualFitted 四、提高居民消费水平的对策建议 根据以上分析， 可以看出提高居民消费水平的根本途径是大力发展生产力。但在大力发 展生产力

29、， 增加城乡居民可支配收入的同时，必须严格控制人口增长。为此，我们可以采取 以下措施： （一）提高居民整体收入水平，特别是农村居民收入水平。 中国是一个农业大国，农村居民收入水平低是居民消费水平难以提高的重要原因。切实 提高农民收入， 不仅是农民由温饱进入小康、改善农民生活质量的关键，也是刺激消费、促 进经济健康快速协调发展的重要着力点。 、调整农业结构，提高农产品品质。调整和优化农业结构，大力发展高产、优质、高 校农业， 这是当前增加农村居民收入的关键措施。调整结构的重点是改善农产品品种，提高 质量， 增加效益。一是要抓住当前农产品供给充足的时机，加快调整粮食品种结构；二是大 力发展畜牧业。

30、 畜牧业在农业生产中处于“前拉后带” 的重要环节， 搞好了可以促进种植业、 带动加工业，实现农产品转化增值。三是发挥种植业传统优势，发展农林牧渔业和名、特、 优、新产品，农产品也要提高品牌意识，靠品牌开拓市场。 、依靠科技进步，降低农业生产成本。在当前增收困难的情况下，降低生产成本，减 少农民的支出也是增加农民收入的一条重要途径。目前， 由于技术相对落后，我国农业资源 的利用率远远低于发达国家水平，特别是农民在用水、用电、用地等很多方面，缺乏科学指 导， 浪费严重。据测算，从 1988 年到 1996 年， 粮食增长了27.6%,收购价格指数增长了172.9%, 但同期总成本却增长了274.3

31、%。这也说明，降低成本，增加效益是推动农业节能增效，增 加农民收入的重要措施。 、推动农业产业化经营，建立有利于农民增收的产业体系和利益机制。推进农业产业 化，应突出抓好建设农产品基地，培育龙头企业，建立利益机制， 完善社会化服务体系等几 个关键环节。 、切实减轻农民负担。在逐步减少农业税以外的农村各项收费项目和数额的同时，把 真正应由农民承担的合理性收费费用用立法的形式确定下来，是减轻农民负担的工作走上法 制化、 正规化的轨道。同时还要狠抓基层政府及干部的廉政建设，消除向农民乱摊派、乱收 费的各种隐患，进一步加强农村精神文明建设，引导农民健康消费。 （二）严格控制人口增长 控制人口增长是人口

32、问题的重点和难点。人口自然增长率越高，越是阻碍社会经济的发 展和人类的进步。我们要继续实行计划生育政策，实现控制人口规模的既定目标。根据我国 人口现状和经济发展水平，要把控制人口出生率、提高人口素质和解决人口老龄化等问题通 盘考虑，制定一个合理增长、提高质量、优化年龄结构的综合人口方案。同时加强对目前人 口状况和人口动态的研究分析，为人口控制、就业、迁移与城市化等正确决策提供依据。 财管 12 班徐艳205120201170 我国上市公司现金股利政策的影响因素之实证研究 一、研究背景 股利政策是现代公司理财活动的三大核心内容之一，它是公司对 股利分配所采取的策略， 包括股利支付率、 股利支付方

33、式等的确定和 选择，而股利支付率的确定又是股利政策的核心，在公司财务管理中 占有重要位置。 （一）股利政策影响因素的规范研究 在股利政策影响因素的规范研究中，学者们一般都认为，影响股 利政策的因素可分为四大部分。 1、股利发放的限制因素，包括：法律性限制和契约限制。 2、企业内部因素，包括：变现能力、筹资需求、筹资能力、资 本结构和资金成本、投资机会、企业的生命周期、盈利的稳定性、公 司的股本规模及所处行业等。 3、股东因素，包括：股权控制要求、所得税负、股东的投资机 会、股利的稀释、收入稳定的要求、对待风险的态度、控股权的要求 等。 4、其他因素，包括：国家宏观经济环境、市场的成熟程度、股

34、利政策的惯性、通货膨胀等。 （二）股利政策影响因素的实证研究 1、西方学者的研究成果 很早以前，西方财务学者就采用实证研究或问卷调查的方法开始 了对股利政策影响因素的研究。 希金斯（Higgins，1972）以公司存在目标资本结构和执行剩余股 利政策为前提，建立了股利发放模型。他认为，股利是利润和投资的 函数，不同期间的股利差异归因于利润和投资需求的不同。投资需求 越高，股利支付率越低。 而法码（ 1974）的研究结论正好与其相反，他认为，股利政策和 投资政策是相互独立的，他的结论支持股利无关论。 格拉哈姆（ Graham，1985）通过对企业实务进行调查，研究了股 利、投资和筹资三者之间的关

35、系，结果证明存在着独立的股利政策， 但在筹资受到限制的条件下， 股利和投资政策是不独立的， 必须考虑 筹资决策。 克拉奇利和汉森（ Crutchley and Hansen ，1989）认为，股利政策 受到公司特性的影响，他们将公司特性分为五个因素：盈余变动性、 公司多角化损失、公司规模大小、发行成本、广告和研究发展费用。 实证研究结果为： 股利发放与公司规模大小、 盈余变动均呈正相关关 系。 默罕默德等人（ Mahmoud et al.，1995）认为，与小公司相比，大 公司具有较高的代理成本和较低的交易成本，为了降低代理成本， 大 公司通常发放较高的股利。 2、中国学者的研究成果 由于我国

36、的上市公司处于刚刚起步阶段，因此，到了上个世纪末， 才开始有了这方面的研究。 一般来讲，国内学者的研究主要从股利政 策成因入手， 将股利政策与公司的财务指标联系起来，主要运用多元 回归分析寻找影响股利政策的重要因素。 刘星、李豫湘（ 1998）在调查和访问 8 家上市公司的基础上，选 择了上海证券交易所的30 家上市公司，运用灰色关联度法对影响股 利政策的因素进行了研究。 他么认为，影响现金股利支付率的主要因 素依次为：法人股的比例、每股净资产、市盈率、行业平均股利支付 率、净资产收益率、资产负债率。影响股票股利支付率的主要因素依 次为：法人股的比例、国有股的比例、每股盈利、净资产收益率、市

37、盈率、速动比率、每股净资产。 陈国辉、赵春光（ 2000）认为：股权集中度与股利政策无关。 选择利润增长率指标， 发现成长性公司现金股利确实减少，但股票 股利未必增加。上市的目的就在于筹集资金， 却没有适当的投资项目， 没有以股东财富最大化为目标，被称为“圈钱”。负债率与股利政 策无关。 原红旗（2001）选取沪深 A 股 1994 至 1997 年共四年的股利方案 为样本，分年度进行横截面分析，认为：非流通股比率和现金股利 绝对额并没有显著的相关关系。负债率的影响存在一定的条件，是 相对影响，而不是绝对影响。 每股货币资金的影响随具体年份而不 同。 唐建新、蔡立辉（ 2002）认为：每股收益

38、对于股票股利有显著 影响而且呈正相关关系， 但是无法证明每股收益对于现金股利存在显 著影响。负债率对股利政策不存在显著影响。只有每股货币资金 对现金股利的分配具有较强的解释效果。上市公司1999年和 2000 年股利分配政策是相互独立的，缺乏连续性。 上市公司股利分配中的 短期行为比较严重。 刘淑莲、胡燕鸿（ 2003）认为：现金股利与非流通股比例没有 显著相关关系。 现金分配与经营现金净流量的关系相对密切，股权 自由现金流指标的解释性很差。认为股利的分配与净资产收益率、 每股经营净现金流量和行业有关。 二、研究假设 每股收益是反映企业盈利状况最重要的指标,也是投资者分析企 业总体财务状况首选

39、的指标之一. 该指标越大 ,越可能有好的分配方 案. 每股收益高的公司分配现金股利的可能性较大. 从现金流角度看 , 倘若不考虑投融资活动,现金流就由经营活动产生,其数额等于净利润 加上折旧 ,折旧按国家规定提取,在资产规模不变的条件下,其大小也 基本不变 ,因此,净利润是决定现金流的关键因素. 每股收益高的公司 现金充沛 ,为分配现金股利创造了条件, 收益低的公司一来没有充足 的现金流用以分配现金股利,二来也不愿意分配股利以免使本来就 不高的每股收益被进一步稀释. 以上分析表明 ,每股收益是影响股利 政策的重要因素 ,每股收益大的公司往往有好的分配方案,每股收益小 的公司的分配方案则较差或不

40、分配因此，我们提出： 假设一：每股现金股利与每股收益正相关。 资本经营者的投资机会越多，投资对资本的需求也越高因此， 投资机会较多的企业常采用低股利支付率，用较多的留存收益进行再 投资，尤其是正处于发展中的企业，往往需要数额较大的资本如前 所言，以留存收益作为筹资来源， ，与企业通过举债或发行新股相比， 不仅可以减少风险，减低筹资成本，而且可以改善资本结构，提高企 业潜在的举债筹资能力如果企业资本相当多，而且投资机会较少， 则可以适当提高现金分配股利的比率我们利用现金流量表中的投资 总支出比企业股本总数， 得到的每股现金股利作为影响现金股利的一 个解释变量 假设二：每股现金股利与每股投资支出负

41、相关。 企业经营活动变现能力： 公司资金的灵活性周转是公司生产经营 得以正常进行的必要条件。 公司现金股利的分配自然也应以不危及公 司经营上的流动性为前提。如果一个公司的资产有较强的变现能力， 经营活动现金来源较充裕，则它的股利支付能力也比较强。因此，公 司的现金股利的支付能力， 在很大程度上受其经营活动净现金流量的 影响。 假设三：每股现金股利与每股经营现金净流量正相关。 资产规模越大， 现金股利支付率越高。 大规模公司往往是处于成 熟期或衰退期， 扩张欲望并不强烈。 并且，凭借大公司的实力和声誉， 更容易从其他渠道融资，因此可能较多发放股利。 假设四：每股现金股利与每股资产总额成正相关。

42、资本结构是长期负债资本和权益资本各占多大比例，我们可以用 负债比例这一财务指标。 笔者认为基于两个原因， 负债比例和每股现 金股利是负相关的。一是随着负债比例增大， 金融机构从风险角度看， 将会减少对企业的贷款，企业应该减少现金股利的派发；另一方面， 企业从资本成本来看， 少发放或不发放现金股利时，资本成本会降低 （现金股利留做资本相当于是无利息资本）。 假设五：每股现金股利与企业负债比率呈负相关。 股东意愿对现金股利也会产生影响，主要有：一是股东是否依靠 股利维持生活，二是出于避税的考虑；三是对控制权的稀释。根据上 述三个方面可以将股东分为非流通股股东和流通股股东两种类型。股 东意愿转化为企

43、业流通股比例和企业非流通股比例对每股现金股利 的影响。一般来说，流通股股东非常在乎股票价值，通俗的说就是买 时股票价格和卖时股票价格， 二者的差价是流通股股东所重视的。故 每股现金股利与企业流通股比例不存在显著相关性。但是，非流通股 股东股票不能随意转让， 他比较在乎现金股利， 每股现金股利与企业 非流通股比例呈显著正相关。 假设六：每股现金股利与企业非流通股比例呈正相关。 三、研究设计 （一）研究样本 本文用到的上市公司现金股利分配的相关数据来源于香港理工 大学和中国深圳市国泰安信息技术有限公司合办的中国上市公司股 票交易数据库（ CSMAR）以及新浪网证券市场中的股票交易数据资 料。我们在

44、 20012004 年间，每年随机抽取 50 家上市公司的现金股 利分配的相关的截面数据，运用同一模型和假设分别进行回归分析。 （二）研究模型 本文用以下模型检验以上六个假设： PXL = C(1) + C(2)*DEL + C(3)*EPS + C(4)*FLTGBL + C(5)*MAS + C(6)*MNCF + C(7)*TZZC 其中：资产负债率 每股净利润 非流通股比率 每股资产 每股现金流量 每股投资总支出 （三）检验方法与过程（2003 年数据回归结果） 本研究实现过程严格按照科学的数据处理手段，并且借助 EVIEWS 软件进行数据处理， 在显著性水平为的条件下对模型 进行检验

45、。 在不考虑任何限制条件下，我们通过EVIEWS 软件得到以下结 果： Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C 0.125407 0.098616 1.271669 0.2119 DEL -0.001741 0.001198 -1.452556 0.1553 EPS 0.364380 0.057586 6.327548 0.0000 FLTGBL -0.044538 0.106088 -0.419817 0.6772 MAS -0.000313 0.000963 -0.324643 0.7474 MNCF 0.036165 0.0

46、17592 2.055695 0.0473 TZZC -0.003105 0.016585 -0.187242 0.8526 R-squared 0.640224 Mean dependent var 0.160476 Adjusted R-squared 0.578548 S.D. dependent var 0.145212 S.E. of regression 0.094271 Akaike info criterion -1.734278 Sum squared resid 0.311045 Schwarz criterion -1.444666 Log likelihood 43.4

47、1984 F-statistic 10.38045 Durbin-Watson stat 2.126879 Prob(F-statistic) 0.000001 由以上输出结果可以看出：除了每股净利润（）、每股现 金流量（）通过检验外，其他自变量在显著性水平为 的条件下均没有通过检验。 根据以上结果，我们首先对影响每股现金股利水平比较微小的 因素每股资产（） 、每股投资总支出（）去掉，输出 的结果虽然拟合度R-squared有所提高，但非流通股比率（ ）前的符号与现实相反。 所以，我们通过删除非流通股比率 （ ）这一影响因素，对模型进行进一步检验， 得到以下结果： Variable Coeff

48、icient Std. Error t-Statistic Prob. EPS 0.360439 0.053544 6.731597 0.0000 MNCF 0.033944 0.015967 2.125891 0.0401 DEL -0.001715 0.000959 -1.787907 0.0818 C 0.096489 0.054009 1.786543 0.0820 R-squared 0.636909 Mean dependent var 0.160476 Adjusted R-squared 0.608244 S.D. dependent var 0.145212 S.E. of

49、regression 0.090889 Akaike info criterion -1.867963 Sum squared resid 0.313911 Schwarz criterion -1.702471 Log likelihood 43.22722 F-statistic 22.21896 Durbin-Watson stat 2.097618 Prob(F-statistic) 0.000000 由以上结果可以看出， 不仅所有变量通过了显著性水平为 的条件，符合现实经济意义，而且模型的拟合度有所提高。得到的线 性方程为： PXL = 0.3604393759*EPS + 0.03394383073*MNCF 0.001714764665*DEL + 0.09648942936 四、研究结论和局限性 （一）研究结论： 、每股现金股利与每股收益正相关。从以上两次检验过程可以看 出 无论我们怎么安排变量，无论在何种显著性水平条件下，每股现金 股利都每股收益显著正相关。 这一研究结果不仅有利于证监会根据 企业的年报合理监管上市公司，可以有效防范上市公司2002年