过度自信、股利需求与现金股利分配——基于行为金融股利理论的分析

贾洪文，孟莉莉

(兰州大学 经济学院，兰州 730020)

内容提要：现金股利在我国发展和运用具有相对特殊性，本文基于管理层过度自信和股利迎合理论，引入管理层过度自信和投资者股利需求等行为因素建立Logit模型和多元线性回归模型，分析行为因素与现金股利分配之间的关系。实证表明我国上市公司现金股利分配具有非理性特征，其中管理层过度自信是上市公司现金股利分配水平较低的重要原因，管理层存在有限理性的股利迎合行为且一定程度上造成现金股利支付倾向和力度的不稳定特征。因此，管理层应不断加深对非理性决策行为的认知，建立良好的决策机制，保证决策过程的适当程序化和规范化，不断提高股利政策的透明度和稳定性。

一、引言

上市公司股利分配合理与否对实现公司价值最大化、维护投资者切身利益和规范其投资行为具有较强导向作用。现金股利作为一种最典型的股利分配方式，在我国的发展和运用具有相对特殊性：一方面，区别于美欧发达市场，我国逐渐形成的现金股利分配趋势在很大程度上是基于相关政策的硬性要求；另一方面，我国上市公司现金股利分配现状也同样存在一系列传统股利理论难以解释的“异象”。由于行为金融理论的研究视角与深层分析股利分配行为较为契合[1]，因此，不断形成的行为金融股利理论具有解释股利分配“异象”的相对优势，但同时也存在争议，需要进一步探讨其对我国上市公司股利分配行为的适用性及解释能力。

管理层过度自信理论对股利分配行为具有较强的解释力。基于融资优序假说，过度自信的管理层在进行融资决策时会首先考虑内部融资，且更易过度投资[2]。过度自信使管理者认为外部融资成本高是因为公司股价总是被市场低估，为降低将来融资成本，通常选择低水平股利支付率[3]。对于我国市场，管理层过度自信会降低公司现金股利支付水平。考虑到在具有不同融资约束和过度投资水平的公司中具有的差异性，管理层过度自信降低上市公司发放现金股利概率的作用在融资约束严重、过度投资水平高的公司更为明显[4]。

迎合理论为股利分配问题提供了新的解释途径：若存在有效市场，则现金股利分配应当由公司特征决定，若市场非完全有效，理性管理层会迎合投资者对股利缺乏理性的需求，即管理层制定股利决策很大程度上取决于投资者的股利需求[5]。

事实上，管理者过度自信与股利迎合行为同时存在，并且过度自信是管理层有限理性的典型表现之一。因此本文在分别探讨现阶段过度自信和迎合理论对我国上市公司现金股利分配影响机理的基础上，基于放宽迎合理论理性管理者假设的思想，尝试将管理层迎合行为和过度自信的非理性特征相结合，进一步分析造成股利分配“异象”的原因。

二、上市公司现金股利分配现状

自沪深证券交易所成立以来，我国证券市场规模和上市公司数量稳步扩展。截止2018年12月31日沪深两市上市公司数量达到3569家，较2017年同期增长2.41%，较2006年(股权分置改革)同期增长151.16%(见图1)。

图1 我国上市公司发展规模趋势图(数据来源：Wind数据库)

(一)股利分配方式多样

与西方成熟的股票市场相比，我国上市公司的股利分配方式复杂并多样，在现金和股票股利基础上，先后形成了多种混合型股利分配方式，如派现、派送、派转、送转、转增等方式(见图2)。

图2 我国上市公司股利分配方式统计(数据来源：Wind数据库、东方财富网相关股市数据整理而得)

从整体角度看，各种股利分配方式都不同程度地被上市公司所采用，我国上市公司更热忱混合股利分配方式，特别是派转公司的数量明显上升。其中派现已基本形成主流趋势，逐渐被大多数上市公司采用，送股公司数量相比较少，主要原因：一是在我国特殊的制度背景下，上市公司大股东控制现象普遍，由于大股东股权转让受到限制，其更倾向于现金股利，在股利迎合理论下，理性管理层为短期内增加公司市值会选择迎合股东的股利需求进行现金分红。二是证券市场逐步引入强制分红制度，证监会于2001年、2004年分别出台了《上市公司新股发行管理办法》和《关于加强社会公众股股东权益保护的相关规定》，将现金分红与IPO和再融资挂钩，约束并促进上市公司进行现金分红，2006年证监会进一步规定最近三年现金分红累计额不少于相应期间年均可分配利润的20%，2008年又将这一比例上升至30%，监管及政策法规的逐渐完善和市场的不断健全，推动上市公司进行现金分红。

(二)不分配行为仍然存在

目前我国股票市场上的短期投资行为较浓，大多数投资者“重投资，轻回报”，反映到股利分配上，表现为管理层对现金分红不重视，不分配行为仍然存在。截止2017年底，不进行股利分配的上市公司有718家，占上市公司总数的20.7%，虽较2006年下降了27.1个百分点。但相比于较成熟的证券市场，我国不分配上市公司占比仍处于较高水平(见表1)。

表1 不分配上市公司占比

(三)现金分红配合再融资

2000年4月30日，证监会颁布《上市公司向社会公开募集股份暂行办法》，规定上市公司净资产收益率要达到一定的水平才可进行增发，2001年3月，进一步规定再融资公司最近3个会计年度加权平均净资产收益率不低于6%，2002年又将这一水平提高到10%，且增加了最近一个会计年度加权平均净资产收益率也不低于10%的要求。2004年更进一步规定只有最近3年进行现金分红的上市公司才能进行再融资。派现的同时实施再融资是我国证券市场的一大特色。上市公司为进行再融资必须调整股利分配政策，通过分红减少留存收益，从而提高净资产收益率。派现是上市公司利用公司盈余对股东进行现金分红，对股东来说往往带有利好暗示，派现说明上市公司现金充沛至少短期内不会出现现金流问题。而再融资是上市公司因需要资本支持而获取资金的基本方式。派现和再融资的同时进行无疑会对广大投资者造成信息干扰。

(四)股利支付水平差异较大

近年来，在相关政策法规的约束下，以及投资者股利需求不断转换和管理者的股利迎合行为，每股收益大于零的上市公司中股利支付率大于零的占比超过2/3，特别是在近两年，现金股利支付率小于等于零的上市公司数量明显减少。由均值来看，现金股利支付率大于零的上市公司主要集中在50%以下，大于50%的平均仅占到约14.6%。股利支付率较低仍是目前我国上市公司普遍存在的问题之一。值得思考的是，早在2001年《上市公司新股管理办法》的颁布已一定程度上改善此状况，根据办法派现是上市公司将来筹资的先决条件。但从现状来看，大部分上市公司现金分红意愿和力度仍有待加强。

与上述现象并存的超水平分红行为层出不穷。由表2可以看到，现金股利支付率大于100%的上市公司平均占比为2.6%，且其中存在大于500%的异常值。如兰州民百2018年5月以来，共实施三次现金分红，累计分红金额达到15.66亿，占当年净利润的98.86%。

表2 我国上市公司股利支付率情况

(五)股利分配缺乏连续性

一个连续稳定的股利政策有利于维护上市公司形象和其长足发展，同时也有助于投资者有效决策。连续分派现金股利的上市公司主要集中在3年以内，研究期内，连续分配1年的公司占比达22.80%，连续分配现金股利超过6年的上市公司数量均少于100家，占比低于3%(见表3)，可见连续发放年度越长，相应公司数量越少，占比越小，说明缺乏连续性是上市公司股利政策现存主要问题之一(见图3)。

表3 上市公司连续分配现金股利统计表

图3 上市公司连续分配现金股利折线图

三、影响机理与理论假设

(一)过度自信对现金股利分配的影响机理

过度自信理论认为，管理层由于过度自信会高估自身能力从而高估掌握信息的准确性、公司业绩以及对未来事件的控制力，并低估潜在风险。本文认为管理层过度自信对上市公司现金股利分配的影响机理可以从两个角度进行分析(见图4)。

1.高估自身能力和信息的准确性。管理层往往会高估自身的专业技术知识、拥有信息的准确度和判断力等，这种心理或认知偏差在实务中则以管理层对项目收益的过高预期表现出来。处于我国特殊制度背景及文化环境中的管理层，这种心理偏差更为普遍[6]。在实践中，根据优序融资理论，当外部融资特别是权益融资成本高于内部融资，管理层会优先选择内部融资来支持其认为会有更高收益的项目，由于过度自信，管理层认为公众低估了公司股票价值，且相信在自身治理下公司发展将会更为迅速，因此，会普遍出现管理层过高预期项目收益、低估潜在风险，从而通过实施不分配或较低水平现金股利以满足长期内部融资需要。基于该种影响机理，可以解释目前上市公司不分配或少分配、派现与融资共存、较低的现金股利支付水平等非理性特征。并由此可得以下假设：

假设1：过度自信程度越高，管理层越倾向不支付或低水平现金股利。

图4 过度自信影响机理图示

2.过度乐观。过度自信使管理层主观上对公司未来发展和业绩表现出充分乐观的态度。根据信息传递理论，管理层基于对公司盈利的乐观预期选择较高的股利支付水平，以期分红信息会使投资者对公司发展同样乐观，即实现公司股价上涨获得相应股利溢价①。当公司当前盈利减少时，管理者仍会支付较高现金股利以期通过信号传递效应传达对公司未来发展及盈利状况的异常乐观。由此可得以下假设：

假设2：过度自信程度越高，管理层支付现金股利的概率越大，支付力度越大。

由于乐观预期主要基于管理层主观判断，其实现与否存在较大的不确定性，在实践中难以实现或未实现时，前期高水平股利分配将难以维续，且高水平分红若发生在投资者已认识到管理层存在过度乐观的情况下，股利分配的信号传递效应将会被减弱[7]，即股价不会因此上涨。现金股利支付倾向因管理层的股利效应预期未实际发生而随之降低，高水平现金股利被调整为相对保守或更低的水平。因此，理论上短期内过度自信程度越高，管理层支付现金股利的概率越大，支付力度越大，但这种影响机理不具有长期性。

(二)迎合理论对现金股利分配的影响机理

在行为金融学视角下，证券市场具有非有效性特征，投资者需求能在很大程度上引起股价波动。股利迎合理论下，完全理性的管理层为实现公司价值最大化会主动迎合投资者的股利需求。由于投资者并非完全理性，即使不考虑税收影响，其仍对股利和资本利得存在差异性偏好，而积极迎合投资者股利需求的上市公司就能获得短期的股利溢价。因此，上市公司因现金分红与否被分成两类：当投资者偏好现金股利时，管理层会倾向现金分红；反之，则会选择相应的其他方式进行股利分配。投资者股利需求使两类公司的股票价格产生较大差异，即差别股利溢价，这种影响机理有效解释了我国证券市场中以股票股利和转增股本作为主要分配方式的上市公司股价高估的原因。由此可得以下假设：

假设3：当投资者现金股利需求以股利折价出现时，上市公司管理层越倾向不支付现金股利或股利支付率越低；反之，表现为现金股利溢价时，则越倾向支付现金股利或股利支付率越高。

四、研究设计与实证检验

(一)计量模型和方法

本文构建模型基于两个层面：第一，为验证假设1和2，分析管理层过度自信与上市公司现金股利分配之间的关系，本文引入管理层过度自信行为因素构建模型(3)、(4)；基于股利迎合理论引入投资者股利需求因素构建模型(5)、(6)和(7)以验证假设3。第二，本文结合实际进一步研究，在子模型的基础上，将两个行为因素及其交乘项同时引入，构建整体模型(8)和(9)，即检验和分析管理层过度自信和迎合行为同时存在时对样本公司现金股利支付倾向和力度的影响。本文借鉴Baker和Wurgler(2004)[5]迎合理论检验方法，并根据我国资本市场的实际情况进行了改进。

1.管理层过度自信与现金股利分配

本文选择二元Logistic模型和多元线性回归模型分别进行逐年回归，分析管理层过度自信与上市公司现金股利分配之间的关系，构建如下模型：

Pay-tendit=α0+α1Overconfit+∑βiXit+εit

(1)

(2)

模型中现金股利分配分别用现金股利支付倾向(Pay-tend)和现金股利支付力度(Div)来衡量，其中现金股利支付倾向为定性变量，表示样本中当年发放现金股利时记为1，否则为0；现金股利支付力度用现金股利支付率来衡量，Div=每股现金股利/每股净收益*100%。

2.投资者股利需求与现金股利分配

对迎合理论进行检验时，参考熊德华和刘力(2007)及林川和曹国华(2010)的方法，采用逐年回归的方式，以现金股利支付倾向(Pay-tend)为被解释变量构建Logistic模型；在此基础上，基于管理层迎合投资者股利需求的根本动机，比较分析现金股利支付力度(Div)与股利溢价间的联系，构建如下模型：

Logit(Pay-tendit)=α0+α1Demait+∑βiXit+εit

(3)

Divit=C+γ1PDNDit+γ2PDNDit-1+γ3PDNDit*PDNDit-1+εit

(4)

(5)

3.过度自信、股利需求与现金股利分配

现有研究中多是单独针对迎合理论或过度自信理论进行检验分析，并没有将二者相结合构成交叉因素进行具体研究。本文认为，实际中上述两种行为会交互存在，为深度验证过度自信和迎合理论对我国证券市场股利分配行为的解释能力，将管理者过度自信和投资者股利需求及二者交乘项同时引入实证分析是必要的。本文将管理层理性迎合假设和过度自信的非理性特征相结合，分析上市公司现金股利分配行为，构建模型如下：

Pay-tendit=α0+α1Overconfit+α2Demait+α3Overconfit*Demait+∑βiXit+εit

(6)

(7)

方程(1)至(7)中Xit均表示影响被解释变量且随时间变化的控制变量(见表4)，其系数βi衡量对被解释变量的偏效应。

(二)变量和数据的选取

1.数据来源和样本选择

以2006-2017年沪深两市全部A股上市公司为研究对象，样本数据均由Wind资讯整理而得。为保证数据的有效性，对样本数据做进一步处理：第一，由于S、ST、*ST、SST、S*ST、PT等上市公司经营不善，股利政策存在不确定性和非正常情况，剔除此类公司；第二，鉴于行业性质的特殊性，为减少部分上市公司特征因素对实证分析的影响，去除金融类上市公司；第三，为保证数据的可比性，剔除信息披露不足而导致数据缺失严重且无法补全的上市公司。

表4 变量指标

2.变量指标选取

被解释变量：现金股利支付倾向(Pay-tend)：衡量上市公司支付现金股利可能性的二分定性变量，当本期上市公司分发现金股利时，Pay-tend为1，否则为0。

现金股利支付力度(Div)：代表在全部样本公司中本期支付现金股利的公司支付多少，本文选择现金股利支付率来衡量，Div=现金股利总额/净利润。

解释变量：管理层过度自信(Overconf)：利用前三名高管人员薪酬总额与高管人员薪酬总额的比值来衡量管理层过度自信，姜付秀等(2009)[8]在其研究中曾运用此方法，占比越大，说明前三名高管地位和控制能力的重要性，即过度自信越可能发生。

投资者股利需求(Dema)：本文选择市净率作为衡量指标，该指标反映公司的相对股价，市净率越大，投资者愿意为该公司股票支付越高的价格，管理层可以获得一定股利溢价；反之，管理层则不会获得相应股利溢价。

股利溢价(PDND)：Baker和Wurgler(2004)[5]研究中根据上一期是否支付现金股利来计算本期的PDND，从而引入模型检验本期股利溢价与现金股利支付的关系，本文尝试性认为本期股利支付力度不仅关系到当期PDND，考虑到上市公司进行股利决策的现实情况，实际更多取决于上期PDND，因此，这里对前者定义做了尝试性修改，使用样本中支付现金股利公司的市账比与不支付现金股利公司市账比的对数差分别计算本期和上一期PDND，其中M/B=每股市价/每股净资产。

(8)

(9)

控制变量：首先，对现金股利分配具有重要影响的公司特征因素进行控制，包括公司规模、盈利能力、偿债能力、现金流、杠杆水平和成长性，理论上公司规模越大、盈利能力和偿债能力越强、现金流越充裕、杠杆水平越低，则公司发放现金股利的概率和力度越大，具有较大成长空间的上市公司更倾向于将资金和现金流用于投资项目以满足进一步发展的需要，因而较少的发放现金股利。其次，鉴于我国资本市场特殊的股权结构，控制股权集中度，理论上其与现金股利支付倾向和力度具有正向关系。考虑到股利政策的连续性，上市公司本期的现金股利支付倾向和力度会受上一期发放现金股利与否以及发放多少的影响，因此控制滞后一期股利支付率。最后，尝试引入产权性质指标，以控制现金股利分配特征在国有控股和民营控股上市公司之间的差异性。

(三)实证结果分析

1.描述性统计及相关性检验

表5反映各变量的极大值、极小值、均值以及标准差。现金股利支付率的极大值和极小值之间相差很大，分别为0和482.79，这与前文现状分析一致，我国上市公司现金股利分配具有不分配和超能力分红并存的非理性特征，均值为43.97，现金股利支付力度接近于净利润的1/2，反映现金股利成为上市公司主要的股利分配方式，标准差较大，进一步说明我国上市公司现金股利支付水平不等，缺乏稳定性和连续性；衡量行为因素的两个指标，前三名高管薪酬占比极大值与极小值相差较大，不同公司管理层过度自信程度存在显著差别，均值达到0.52，说明管理层在上市公司的地位举足轻重。市净率极大值与极小值之间差距很大，导致标准差相对偏大，均值仅为3.49，说明股利需求表现出较大的差异性，不同公司的相对股价差距悬殊。

表5 各变量描述性统计表

通过对管理层过度自信理论和迎合理论的理论模型中各变量间的相关性进行检验，结果表明解释与被解释变量的相关关系在至少5%的水平上显著。自变量间最大的相关系数出现在净资产收益率和每股自由现金流之间，为0.3161，且具有显著性，进一步检验分析方差扩大因子的数值。自变量间的相关系数大都通过了显著性检验，即使未通过，其系数也远远小于0，说明模型自变量不具有相关性。进一步判断模型是否具有多重共线性，通过计算方差扩大因子VIF值，各自变量的VIF值都远小于10，即可以否定自变量间存在多重共线性的可能。

2.回归分析

一是关于管理层过度自信与现金股利分配，通过二元Logistic模型进行逐年回归分析现金股利支付倾向与管理层过度自信之间的关系(见表6)。回归结果显示，仅考虑管理层过度自信对现金股利支付倾向的影响，overconf这一变量除2015年度外，其余年度均进入模型。从参数估计结果来看，首先，overconf回归系数均为负，说明管理层过度自信会负向影响上市公司现金股利支付倾向，过度自信程度越严重，上市公司进行现金分红的概率越低，这验证了假设1，否定了假设2；其次，系数绝对值小于1反映出过度自信对股利决策的重要影响并不突出。由控制变量的回归结果，公司规模、净资产收益率、资产负债率、股权集中度、公司成长能力和每股自由现金流对现金股利支付倾向的影响与理论预期符合一致，分别在1%、5%和10%的水平上通过显著性检验。产权性质(SOE)回归系数显著为正，说明国有或国有控股上市公司发放现金股利的概率比民营企业更大。

表6 管理层过度自信与现金股利分配各年度Logit回归结果

二是关于投资者股利需求与现金股利分配，为验证和分析我国上市公司管理层是否具有迎合投资者股利需求行为，使用二元定性Logistic模型进行逐年回归(见表7)；并采用多元线性回归验证上市公司本期的现金分红力度与投资者股利需求形成的股利溢价之间的关系，回归结果见表8。由回归结果，2006至2009年度和2013年度投资者股利需求变量在统计上均不显著，说明这些年度上市公司管理层对投资者股利偏好并没有表现出明显的迎合行为。而Dema的回归系数均为负值，说明我国投资者偏好送转股等混合股利分配方式，当股利溢价为负(股利折价)时，投资者愿意给不进行现金分红的公司的股票支付更高的价格，即对这些公司的股利需求越高，上市公司越可能选择不进行现金分红，这一结果证明了假设3。公司规模和每股自由现金流在大部分年度未进入模型，其他控制变量的影响与理论预期符合一致，且均在不同程度上通过显著性检验。模型(3)产权性质的回归系数仍显著为正，且系数绝对值大于模型(1)，说明国有或国有控股上市公司发放现金股利的概率比民营企业更大，迎合理论在国有企业股利政策方面适用性更强。

表7 投资者股利需求与现金股利分配各年度logit回归结果

由多元线性回归结果(表8)可见模型拟合程度一般，股利溢价回归系数为负，通过1%的显著性检验，且系数绝对值较大，股利溢价对上市公司现金股利支付力度具有负向影响，即投资者股利需求形成的股利溢价越大，上市公司现金股利支付率水平越低，这与假设3一致。我国证券市场投资者更偏好混合股利分配方式，即进行混合股利分配的上市公司会获得相应的股利溢价，此时股利溢价越高，上市公司选择混合股利分配的可能性越大，现金股利支付率则越低。回归结果与现状分析及有关学者的研究[9]一致，投资者偏好进行混合股利分配的上市公司股票，愿意支付更高的价格使该类公司获得相应股利溢价，而现金股利溢价较低或表现为折价，理性管理者的迎合行为造成更低的现金股利支付率。同时，滞后一期股利溢价系数绝对值大于本期，且小于本期股利溢价与上期股利溢价的交乘项，说明上期和本期股利溢价对现金股利支付力度产生交互影响，股利分配更多取决于二者的共同作用。

表8 多元线性回归结果

三是分析过度自信、股利需求与现金股利分配，为深入验证管理层过度自信、迎合理论的解释能力与我国上市公司现金股利分配的关系，将管理层理性迎合假设和过度自信的非理性特征同时引入管理层过度自信和投资者股利需求因素以及二者交乘项进行Logistic回归(见表9)。由回归结果分析：三个变量在前两个年度均未进入模型，这与2006年股权分置改革结束不久以及相关强制性分红政策的约束有关，即该阶段行为因素对大部分上市公司现金分红影响有限，被解释变量更多取决于公司特征因素和其他政策背景因素。总体上，前两个变量对被解释变量的解释力度减弱，在多数年度不再具有显著性，但交乘项除2006年和2007年度外，均在1%、5%或10%水平上显著，由参数估计结果可以发现，回归系数为负，且系数绝对值均大于管理层过度自信和投资者股利需求变量系数，交乘项对降低上市公司现金股利支付概率的促进作用更加显著。

进一步采用逐年多元线性回归对模型(2)、(5)和(7)进行了验证，回归结果显示主要解释变量的变动对现金股利支付力度的影响与假设1和假设3一致。研究期内，模型(2)中管理层过度自信变量的系数在各年度均为负，说明管理层过度自信负向影响上市公司现金股利支付力度，过度自信程度越严重，上市公司现金股利支付率水平越低，但这一结果不具有统计上的显著性。回归结果表明模型(5)中投资者股利需求对上市公司现金股利支付力度具有正向影响，即投资者越偏好现金股利，上市公司进行股利分配的力度越大；但在模型(7)中同时引入管理层过度自信和投资股利需求及其交乘项后前述影响在部分年度发生反向变化，但与模型(6)结果相一致的，总体上前两个变量对被解释变量的解释力度减弱，但二者交乘项的参数估计结果均为负，且系数绝对值均大于管理层过度自信和投资者股利需求变量系数，说明管理层过度自信心理偏差与是否迎合投资者有限理性的股利需求相互作用，即交乘值越大，上市公司现金股利支付力度越小。

表9 过度自信、股利需求与现金股利分配各年度Logit回归结果

为使实证结果更具稳健性，首先通过替换管理层过度自信的衡量指标对各模型重新回归，分别用盈余预测偏差和管理层持股变动衡量管理层过度自信，由于我国进行股权激励的上市公司数量不多，且不具有健全的盈余预测披露制度，使用两种方法难以保证样本数量。参数估计结果显示，管理层过度自信和投资者股利需求及二者交乘项回归系数的显著性均有所降低，但回归结果与本文的结论基本一致；其次将样本数据分成深沪两市分别进行回归，回归结果表明管理层过度自信在大部分年度未进入模型，但回归系数为负，与研究假设一致，深证市场回归结果整体优于沪市，各变量的回归结果分别在1%和5%水平上显著，检验从一定角度验证了实证结果的稳健性。

五、结论及建议

(一)结论

第一，管理层过度自信会降低上市公司进行现金股利支付的倾向。过度自信程度越严重，上市公司进行现金分红的概率和力度越低，但该影响在某些年度并没有比其他公司特征因素明显。实证分析中发现国有或国有控股上市公司发放现金股利的概率比民营企业更大，管理层过度自信在国有控股上市公司更易发生。第一大股东持股在多数年份未能对上市公司股利分配产生显著影响，因此，我国上市公司现金股利分配行为并不支持利益输送假说。

第二，投资者股利需求的回归系数均为负值。可以解释为：首先，在投资者现金股利需求为股利折价的情况下，投资者不会用较高的价格购买进行现金分红的上市公司股票，相反不进行现金分红的公司会获得较高的股利溢价，由于存在管理层迎合投资者股利需求的行为，则相应现金股利支付倾向越低。同时，产权性质控制变量系数表明，迎合行为在国有或国有控股上市公司更为明显，此时迎合理论具有较强的适用性；其次，通过进一步多元线性回归，发现上市公司股利溢价程度越大，现金股利支付率就越小，这同样说明投资者股利需求表现为现金股利折价，在该条件下我国上市公司管理层进行股利分配时具有迎合投资者股利需求的行为。最后，我们发现上一期股利溢价对现金股利支付力度影响比当期明显，而二者交乘项的影响比前者更为突出，即现金股利分配取决于二者的交互影响和共同作用。

第三，管理层过度自信心理偏差与是否迎合投资者有限理性的股利需求相互作用。在管理层过度自信和迎合理论假设下，为追求短期股价上涨理性迎合投资者非理性的股利需求，两种行为同时存在会使管理层非理性行为对上市公司现金股利分配的消极影响更为明显，实证结果证明管理层存在过度自信心理偏差的同时也具有理性迎合投资者股利需求的行为，二者同时存在时会交互影响我国上市公司股利分配决策，进一步降低上市公司现金股利分配倾向和力度，即本文引入二者的交乘项进行分析具有必要性和一定的现实意义。

(二)建议

基于现状和实证分析，我们从管理层角度尝试性提出以下建议：首先，建立科学有效的管理者学习和适当考核机制，不断加深管理层对非理性决策行为的认知。已有学者研究发现通过不断加强学习管理层可以控制或者减少非理性决策行为[10]。其次，将决策作为公司治理的核心，建立良好的决策机制。同时，一个运行良好的内部机制对上市公司健康发展至关重要，应不断完善独立董事制度，控制管理层非理性决策，抑制其为了自身及利益集团利益最大化进行诸如大股东掏空或内部利益输送等行为，保护中小投资者根本利益，规范上市公司管理层决策行为。最后，保证决策过程的适当程序化和规范化，以不断提高股利政策的透明度和稳定性。这将有效减少管理层非理性决策和损害投资者利益的行为，在此基础上，积极配合监管机构助力完善公司股东回报机制，引导投资者形成正确投资观以改善市场投机现象。

注释：

① 进行现金分红的公司与不进行现金分红的公司的股票平均市场价值与账面价值比值的差值。股利溢价为正，上市公司进行现金分红的倾向越大，反之，不进行现金分红。