我國創(chuàng)業(yè)板上市公司現(xiàn)金股利影響因素分析

王 琳， 李素英

(石家莊鐵道大學(xué)經(jīng)濟管理學(xué)院，河北 石家莊 050043)

股利分配政策作為公司理財活動的三大核心之一，是公司籌資、投資活動的后續(xù)。[1]國內(nèi)外學(xué)者關(guān)于現(xiàn)金股利政策的影響因素研究形成了豐富的研究成果。國外學(xué)者從理論假設(shè)與實證研究角度分別研究了上市公司股利影響因素。[2]理論方面：Lintner(1956)從不同行業(yè)選取了28家公司，通過向管理者調(diào)查的方式，認為現(xiàn)金股利的變動率是個常數(shù)值，該開創(chuàng)性的研究揭開了股利理論研究的序幕。之后，學(xué)者們提出了股利無關(guān)論和股利相關(guān)論，進而演變成股利政策的代理理論與信號傳遞理論；實證方面：國外學(xué)者分別從企業(yè)的經(jīng)營業(yè)績(Lintner,1956;Robert,1999)、投資融資(HigginS,1972;Fama,1974;Kakay,1982;Graham,1985)、成長機會(Jensen,1976)、行業(yè)類別(Allen,1986;Smith and watts,1992;Rozeff,1993)、信號傳遞效應(yīng)(Rose,1977;Thaler,1995;Deanegelo and Skinner,1997)等方面研究與現(xiàn)金股利分配的關(guān)系。國內(nèi)學(xué)者主要從股利政策現(xiàn)狀及動因、股利政策影響因素、股利公告的市場反應(yīng)等三方面研究我國上市公司股利政策。其中，股利政策影響因素又細分為公司財務(wù)狀況影響(劉星和李豫湘，1998；呂長江和王克敏，1999；楊淑娥、王勇和白革萍，2000；黃永興和張丹，2001；鄧建平和曾勇，2005)、股權(quán)集中度影響(原紅旗，2001)、政府持股影響(趙春光，2001；潘蕾，2006)、政府導(dǎo)向影響(伍麗娜、高強和彭燕，2003；孫崢，2003；宋廷山，2004)等。

以上國內(nèi)外學(xué)者關(guān)于現(xiàn)金股利政策的影響因素研究領(lǐng)域主要集中于對單個行業(yè)或整體成熟市場的上市公司進行單個、多個因素分析研究，有些學(xué)者研究得出的結(jié)論不盡相同或相互矛盾，可能與選取不同樣本有關(guān)。創(chuàng)業(yè)板市場作為一個前瞻性市場，與大型成熟上市公司的主板市場不同，創(chuàng)業(yè)板上市公司的股利分配必然有其自身的特點。以新設(shè)立的創(chuàng)業(yè)板上市公司為樣本，對我國創(chuàng)業(yè)板上市公司現(xiàn)金股利影響因素進行研究分析，探究創(chuàng)業(yè)板上市公司的現(xiàn)金股利支付究竟受哪些因素影響，其影響因素是否與我國主板市場上市公司影響因素相同，以便為相關(guān)決策提供政策建議。

一、理論假設(shè)

國內(nèi)外學(xué)者對現(xiàn)金股利影響因素進行研究并提出了一些有影響力的理論，但仍未達成一致結(jié)論，“股利之謎”仍未破解。依據(jù)現(xiàn)代股利政策理論，創(chuàng)業(yè)板上市公司和一般的上市公司一樣，公司的股利政策影響因素主要分為內(nèi)部因素和外部因素。雖然創(chuàng)業(yè)板上市公司有其自身特殊性，但同一的創(chuàng)業(yè)市場所受到的外部因素影響也是一致的，故外部因素可忽略不計。相反，創(chuàng)業(yè)板上市公司基本上根據(jù)自身的具體環(huán)境分配現(xiàn)金股利，主要依賴公司內(nèi)部環(huán)境制定現(xiàn)金股利政策。在借鑒國內(nèi)外已有研究的基礎(chǔ)上，根據(jù)我國創(chuàng)業(yè)板上市公司的特殊情況，從上市公司自身的獲利能力、償債能力、股權(quán)集中度、公司規(guī)模、現(xiàn)金流情況、發(fā)展能力等方面提出以下研究假設(shè)：

假設(shè)一：公司每股收益與每股現(xiàn)金股利正相關(guān)。

假設(shè)二：資產(chǎn)負債率與每股現(xiàn)金股利負相關(guān)。

假設(shè)三：第一大股東與第二大股東持股數(shù)之比與每股現(xiàn)金股利正相關(guān)。

假設(shè)四：公司總資產(chǎn)與每股現(xiàn)金股利正相關(guān)。

假設(shè)五：每股經(jīng)營性現(xiàn)金流量與每股現(xiàn)金股利正相關(guān)。

假設(shè)六：營業(yè)收入增長率與每股現(xiàn)金股利正相關(guān)。

二、研究方法設(shè)計

(一)樣本選取

選取了2010年12月之前在深圳交易所公布2009年年報的創(chuàng)業(yè)板上市公司作為研究對象(數(shù)據(jù)均來自深圳證券交易網(wǎng)站)。剔除數(shù)據(jù)信息不全的上市公司，最后選取了58家發(fā)放現(xiàn)金股利的上市公司作為研究樣本。

(二)變量設(shè)計

由于我國創(chuàng)業(yè)板市場是指交易所主板市場外的一個證券市場，而在該市場上市的公司較多從事高科技業(yè)務(wù)，其成立的時間較短，企業(yè)的經(jīng)營狀況不穩(wěn)定，影響股利政策的因素也可能會有所不同，因此根據(jù)理論因素分析與研究假設(shè)，設(shè)計因變量和與之相關(guān)的7個自變量。其中現(xiàn)金股分配水平以每股現(xiàn)金股利來衡量，自變量設(shè)計見表1。

表1 自變量設(shè)計

(三)研究方法

通過建立多元線性回歸模型來研究股利政策因素之間的非確定關(guān)系并進行數(shù)學(xué)統(tǒng)計分析。采用向后剔除法(Backward)的T檢驗方法檢測回歸系數(shù)β的顯著性，剔除沒有通過T檢驗的變量；用判定系數(shù)R2檢驗回歸模型的擬合優(yōu)度，判定系數(shù)R2代表因變量的變化中有多少是由自變量的變化引起的，R2越接近1，說明自變量對因變量的解釋能力越大，擬合優(yōu)度越好；通過方差分析和F檢驗方法對線性回歸模型的顯著性進行檢驗，如果F值過小，達不到顯著性水平，說明樣本數(shù)據(jù)中表現(xiàn)出來的變量之間的線性關(guān)系不存在；進行殘差的獨立性檢驗，通過Durbin-Watson檢測的參數(shù)D值進行殘差獨立性檢驗(也稱系列相關(guān)檢驗)，如果D≈2，代表不存在一階序列相關(guān)。

三、實證數(shù)據(jù)研究

(一)建立回歸模型

選取每股現(xiàn)金股利Y作為因變量，以理論研究假設(shè)中的財務(wù)指標(biāo)作為自變量，建立回歸模型如下：

Y=β0+β1X1+β2X2+β3X3+β4X4+β5X5+β6X6+ε

式中，ε為隨機變量；β0為模型的截距；β1、β2、β3、β4、β5、β6則代表財務(wù)指標(biāo)自變量與每股現(xiàn)金股利因變量的影響程度。

(二)回歸分析

(1)在回歸模型的建立方法中選擇了向后剔除法(Backward)。由于“資產(chǎn)負債率”(X2)、“第一大股東與第二大股東持股數(shù)之比”(X3)、“營業(yè)收入增長率”(X6)這3個變量F值的概率大于0.1，沒有通過T檢驗，故模型剔除了這3個變量。

(2)從表2中可看出，包含了“資產(chǎn)負債率”(X2)、“第一大股東與第二大股東持股數(shù)之比”(X3)、“營業(yè)收入增長率”(X6)這三個自變量模型的調(diào)整R2=0.445。剔除了這三個自變量后的調(diào)整R2=0.445，判定系數(shù)R2沒有發(fā)生變化，說明“資產(chǎn)負債率”(X2)、“第一大股東與第二大股東持股數(shù)之比”(X3)、“營業(yè)收入增長率”(X6)這3個自變量對每股現(xiàn)金股利Y因變量沒有影響。而且Durbin-Watson檢驗的結(jié)果為2.127，非常接近2，說明因變量的取值不存在一階序列相關(guān)，通過了殘差獨立性檢驗。

(3)從表3中可以看出，每個模型都達到了0.000的顯著水平。說明配合回歸模型是有意義的。剔除“資產(chǎn)負債率”(X2)、“第一大股東與第二大股東持股數(shù)之比”(X3)、“營業(yè)收入增長率”(X6)這三個自變量后，F(xiàn)值增大，說明只包含“每股收益”(X1)、“總資產(chǎn)”(X4)、“每股經(jīng)營性現(xiàn)金流量”(X5)三個變量的模型的擬合優(yōu)度是最好的。

表2 剔除變量后的多元回歸模型統(tǒng)計概要

注：a.預(yù)測變量:(常量),x1,x4,x3,x5,x2,x6；b.預(yù)測變量:(常量),x1,x4,x5；c.因變量:y。

表3 剔除變量后的多元回歸模型的方差分析表

注：a.預(yù)測變量:(常量),x1,x4,x3,x5,x2,x6；b.預(yù)測變量:(常量),x1,x4,x5；c.因變量:y。

(4)從表4中可以看出，方差膨脹因子VIF值小于10，或容差大于0.1，說明自變量之間不存在多重共線性。雖然“總資產(chǎn)”(X4)的概率大于給定的顯著性水平0.05，但不符合大于0.1剔除原則，故保留。根據(jù)向后剔除法原則，依次剔除無效的變量后，最后保留在模型中的有效變量是“每股收益”(X1)、“總資產(chǎn)”(X4)、“每股經(jīng)營性現(xiàn)金流量”(X5)。

(5)從表5中可以看出，該回歸模型的樣本量為56，殘差的平均值為0，標(biāo)準(zhǔn)化殘差的平均值為0，說明殘差的分布滿足均值為零的假設(shè)。

表4 剔除變量后的多元回歸模型的回歸系數(shù)

表5 殘差統(tǒng)計表

(6)通過觀察殘差和自變量的散點圖檢測不存在異方差性，變量整體通過顯著性檢驗。

由回歸系數(shù)表得出該實例的回歸方程為：

Y=0.236+0.197X1-0.204X4+0.073X5

式中，Y是“每股現(xiàn)金股利”；X1是“每股收益”；X4是“總資產(chǎn)”；X5是“每股經(jīng)營性現(xiàn)金流量”。

四、實證結(jié)論與建議

通過上述研究可知，創(chuàng)業(yè)板上市公司的現(xiàn)金股利分配與每股收益、每股現(xiàn)金流量正相關(guān)；與總資產(chǎn)規(guī)模負相關(guān)；資產(chǎn)負債率、第一大股東與第二大股東持股數(shù)之比、營業(yè)收入增長率這三個變量沒有通過顯著性檢驗，與公司現(xiàn)金股利分配相互獨立。根據(jù)我國創(chuàng)業(yè)板市場的具體環(huán)境進行具體分析：

第一，每股收益與每股現(xiàn)金股利正相關(guān)，接受原假設(shè)。獲利能力是上市公司分配股利的源泉，也代表企業(yè)賺取利潤的能力。[4]創(chuàng)業(yè)板上市公司獲利能力越強，代表可供股東分配的利潤越多，公司發(fā)放股利的可能性也就越大。

第二，公司規(guī)模與公司分配現(xiàn)金股利負相關(guān)，這與假設(shè)相悖。主要原因是公司在創(chuàng)業(yè)板市場上市的主要目的就是為新興公司提供集資途徑，幫助其發(fā)展和擴展業(yè)務(wù)。創(chuàng)業(yè)板上市公司基本上從事高科技業(yè)務(wù)，規(guī)模小、成長性好、市場風(fēng)險和收益不確定性也較大等特點，有較大的資金需求。所以在期末分配時更傾向于暫時不支付現(xiàn)金股利。

第三，每股經(jīng)營凈現(xiàn)金流量與每股現(xiàn)金股利呈正相關(guān)關(guān)系，這與假設(shè)一致。說明我國創(chuàng)業(yè)板上市公司和一般上市公司一樣能否發(fā)放現(xiàn)金股利，是否擁有充足的現(xiàn)金流才是關(guān)鍵點。[5]

第四，資產(chǎn)負債率、第一大股東與第二大股東持股之比、營業(yè)收入增長率與每股現(xiàn)金股利的影響不顯著，不符合“一鳥在手”理論。說明我國創(chuàng)業(yè)板上市公司在確定每股現(xiàn)金股利時，償債能力、股權(quán)集中度、發(fā)展能力等方面難以衡量創(chuàng)業(yè)板上市公司的現(xiàn)金股利分配。

創(chuàng)業(yè)板市場是一個風(fēng)險高、成長性強的新興中小公司提供融資的場所，我國創(chuàng)業(yè)板上市公司現(xiàn)金股利政策的制定必須與創(chuàng)業(yè)板上市公司發(fā)展階段、創(chuàng)業(yè)板市場完善程度緊密結(jié)合，以促進資本市場健康、穩(wěn)定發(fā)展。[6]

研究表明，影響我國創(chuàng)業(yè)板上市公司分配政策的主要因素有：每股收益、公司規(guī)模、每股經(jīng)營凈現(xiàn)金流量等因素，雖然所得實證結(jié)論與原理論假設(shè)有些出路，但考慮到我國創(chuàng)業(yè)板市場的特殊性，此差異可接受。由于主要以在深圳交易所公布2009年年報的創(chuàng)業(yè)板上市公司為研究對象，可能導(dǎo)致研究結(jié)論不夠精確。另外從整體上看，研究現(xiàn)金股利分配的影響因素還應(yīng)該包括盈余累計水平等其他因素，在今后研究中會加以改進，使研究視角、研究內(nèi)容更加全面。