企業(yè)績效與現(xiàn)金股利派發(fā)

劉江濤 邵凌波 楊卓異

摘 要：運用面板數(shù)據(jù)回歸的實證分析方法，對軟件和信息技術(shù)服務(wù)業(yè)上市企業(yè)2012-2016年間的現(xiàn)金股利分配與企業(yè)經(jīng)營績效關(guān)系進行研究。研究結(jié)果表明，每股收益、凈資產(chǎn)收益率和每股經(jīng)營現(xiàn)金凈流量對這些企業(yè)的每股現(xiàn)金股利有顯著的正向影響，同時，企業(yè)規(guī)模、第一大股東持股比例對現(xiàn)金股利分配并無顯著影響。因此，投資者在投資時應(yīng)關(guān)注凈資產(chǎn)收益率和每股經(jīng)營現(xiàn)金凈流量等指標，警惕被上市企業(yè)短期股利政策套牢。

關(guān)鍵詞：股利政策;經(jīng)營績效;單位根檢驗;面板數(shù)據(jù)回歸

一、引言

由國稅總局公布的2018年一季度稅務(wù)數(shù)據(jù)顯示，我國新興產(chǎn)業(yè)稅收迅速增長，新動能表現(xiàn)活躍。互聯(lián)網(wǎng)、科研技術(shù)等新興服務(wù)業(yè)表現(xiàn)搶眼，其中，軟件和信息技術(shù)服務(wù)業(yè)的稅收收入更是增長了31.1%，這是2014年以來累計增速超過20%的第17個季度，也是累計增速超過30%的第9個季度。同時，在工信部公開的一季度行業(yè)信息中，軟件和信息技術(shù)服務(wù)業(yè)利潤總額達1576億元，同比增10.8%？譹？訛。這些數(shù)據(jù)都表明，軟件與信息技術(shù)服務(wù)行業(yè)正展現(xiàn)出發(fā)展的迅猛勢頭。

我國的軟件和信息技術(shù)服務(wù)行業(yè)作為處在創(chuàng)新前段的行業(yè)，其股利分配的情況、影響其股利政策的因素、股利政策的頒布對企業(yè)運營的后續(xù)影響等問題引起了我們強烈的興趣。而以“軟件與信息技術(shù)服務(wù)業(yè)”和“股利”作為關(guān)鍵詞檢索，CNKI并未顯示存在符合條件的檢索信息，進而對信息技術(shù)企業(yè)股利分配政策文獻展開查詢，其顯示的文獻也是寥寥無幾。通過初期文獻搜集的工作我們發(fā)現(xiàn)，在現(xiàn)階段股利政策的研究，尤其是現(xiàn)金股利政策的研究工作中，大部分學(xué)者僅從制造業(yè)等傳統(tǒng)行業(yè)入手，或以某一具體的樣本企業(yè)為個案著手發(fā)起研究，而從信息技術(shù)服務(wù)整個行業(yè)著手，以行業(yè)內(nèi)所有上市企業(yè)為樣本發(fā)起的研究更是少之又少。因此，本文基于連續(xù)5年的年報數(shù)據(jù)，擬對證監(jiān)會行業(yè)分類下28家在A股上市的軟件與信息技術(shù)服務(wù)企業(yè)進行深入研究，探求此類上市企業(yè)股利政策制定的影響因素以及相關(guān)因素對企業(yè)股利支付水平的影響程度，望能為相關(guān)上市企業(yè)股利政策行為提供參照，也為股民在對上市信息技術(shù)企業(yè)的投資中提供篩選優(yōu)質(zhì)企業(yè)的指標與信息。

二、文獻綜述

股利政策是企業(yè)財務(wù)管理活動的重要內(nèi)容之一，合適的股利政策對企業(yè)的發(fā)展十分重要的。股利派發(fā)在企業(yè)財務(wù)管理活動中的地位顯赫，股利政策的適用性和有效性對企業(yè)短期的經(jīng)營績效和長期發(fā)展都有著重要的影響，國外一些學(xué)者通過實證研究的方法確實也經(jīng)營表現(xiàn)較好的企業(yè)確實有更多的股利派發(fā)行為[1-3]。此外，Reyna[4]、Baker和Kilincarslan[5]等學(xué)者也基于家庭財產(chǎn)、股權(quán)結(jié)構(gòu)等視角對不同國家企業(yè)的股利支付行為進行研究，他們的研究結(jié)果顯示，家庭財產(chǎn)的集中度負向影響著企業(yè)的股利支付，而機構(gòu)持股能顯著激勵企業(yè)的股利派發(fā)行為。

基于國外的研究成果，國內(nèi)學(xué)者結(jié)合中國證券市場的實際情況開展對現(xiàn)金股利的研究。呂長江、王克敏（1999）從影響股利政策的因素入手，發(fā)現(xiàn)企業(yè)規(guī)模和盈利能力，以及法人控股程度是影響我國上市企業(yè)股利分配政策的主要因素，其中，企業(yè)盈利能力與企業(yè)股利支付率之間存在明顯的正相關(guān)關(guān)系[6]。趙春光、張雪麗等（2001）對210家上市企業(yè)的數(shù)據(jù)進行實證分析后發(fā)現(xiàn)，每股現(xiàn)金股利、股票價格、市盈率和主營業(yè)務(wù)增長率之間有明顯的相關(guān)性，現(xiàn)金股利的多少與股價和主營業(yè)務(wù)增長率正相關(guān)，而市盈率高的企業(yè)派發(fā)的現(xiàn)金股利往往較少[7]。姚瑤（2013）通過回歸方法對2002—2012年連續(xù)發(fā)放現(xiàn)金股利的樣本企業(yè)進行實證分析，認為盈利能力和營運能力兩個指標與企業(yè)現(xiàn)金股利支付力度正相關(guān)，但是，企業(yè)的負債率對現(xiàn)金股利的發(fā)放起著顯著的負影響[8]。石磎（2015）認為企業(yè)績效不僅是現(xiàn)金股利發(fā)放的重要依據(jù)，同時也應(yīng)該是企業(yè)是否發(fā)放現(xiàn)金股利的重要依據(jù)[9]。曹淼、卿松（2015）在實證研究中也發(fā)現(xiàn)，我國上市企業(yè)經(jīng)營績效和股利形式間存在著明顯的相關(guān)關(guān)系，上市企業(yè)的現(xiàn)金股利支付水平隨著企業(yè)經(jīng)營績效的提升而顯著提高，盈利能力越強的企業(yè)越會派發(fā)更多的現(xiàn)金股利[10]。

近年來，對股利政策與股利支付行為研究的深化側(cè)面彰顯了股利支付行為在企業(yè)財管活動中地位不斷提高的趨勢。作為傳統(tǒng)且重要的股利支付方式之一，現(xiàn)金股利派發(fā)方面的研究也隨資本市場的完善而不斷得以深化。因此，本文基以我國信息技術(shù)服務(wù)業(yè)上市企業(yè)為對象，對樣本企業(yè)現(xiàn)金股利支付與經(jīng)營績效之間的單向關(guān)系進行研究，以期為該行業(yè)下兩者關(guān)系的研究提供一定的參考。

三、理論假設(shè)

截至2018年3月25日，兩市共有545家企業(yè)發(fā)布2017年年報，其中，有435家上市企業(yè)宣布發(fā)放現(xiàn)金股利，占比達79.81%，可見時下現(xiàn)金分紅在企業(yè)股利分配中的重要地位?？紤]到實證分析結(jié)論的準確性要求以及本文的研究目的，僅對狹義股利政策，即現(xiàn)金股利發(fā)起研究，以每股現(xiàn)金股利衡量相關(guān)行業(yè)企業(yè)的股利支付水平。

在制定股利政策時，除股東需求、政策法規(guī)和企業(yè)決策等因素外，管理層亦會對企業(yè)目前的經(jīng)營狀況和對未來企業(yè)經(jīng)營的預(yù)期進行考量。近幾年我國上市企業(yè)的股利支付趨勢也反映了企業(yè)基本面狀況對現(xiàn)金股利派發(fā)及其持續(xù)性的正向影響，究其原因，一方面，伴隨股利分配的是高昂的所得稅成本，這便使經(jīng)營狀況較差的企業(yè)難以對股利支付行為進行效仿。另一方面，基于股利信號傳遞理論，現(xiàn)金股利的派發(fā)表現(xiàn)了上市企業(yè)對未來經(jīng)營情況的良好預(yù)期，同時，現(xiàn)金股利派發(fā)的基礎(chǔ)是上市企業(yè)的已實現(xiàn)盈余“池”，而虧損或低收益預(yù)期企業(yè)通常會結(jié)合目前的績效表現(xiàn)選擇小規(guī)模派發(fā)或不派發(fā)現(xiàn)金股利的股利政策?，F(xiàn)金股利政策難以被經(jīng)營績效較差的企業(yè)所“效仿”的根本原因在于其將導(dǎo)致巨額的現(xiàn)金流出。此外，上市企業(yè)的管理層對現(xiàn)金的控制程度相對較低，沒有較好的績效表現(xiàn)和盈利能力，“劣質(zhì)”企業(yè)的效仿將給企業(yè)帶來巨大的資金成本與違約風(fēng)險。基于此，本文提出如下假設(shè)：

H1：良好的經(jīng)營績效強化了企業(yè)的股利支付能力，企業(yè)經(jīng)營績效與現(xiàn)金股利支付間呈顯著的正相關(guān)關(guān)系。

H2：盈利能力是企業(yè)股利支付行為的選擇性“門檻”，其與現(xiàn)金股利支付間呈顯著的正相關(guān)關(guān)系。

四、實證分析

（一）樣本篩選和數(shù)據(jù)來源

本文的數(shù)據(jù)期限截止2016年12月31日，研究對象為在我國A股上市、有連續(xù)5年進行現(xiàn)金股利支付的行為的軟件和信息技術(shù)服務(wù)業(yè)企業(yè)。確定對象后，本文對相關(guān)數(shù)據(jù)做如下預(yù)處理：（1）剔除虧損但仍然派發(fā)現(xiàn)金股利的“超能力派現(xiàn)”企業(yè);（2）剔除ST、PT、金融類企業(yè);（3）剔除相關(guān)數(shù)據(jù)缺失的企業(yè)。數(shù)據(jù)處理后，最終確定28個企業(yè)樣本，觀測值合計140個。本研究所使用的數(shù)據(jù)主要來源于Wind數(shù)據(jù)庫，部分缺失數(shù)據(jù)通過RESSET數(shù)據(jù)庫補齊，所有數(shù)據(jù)也通過巨潮資訊網(wǎng)、新浪財經(jīng)網(wǎng)公布的相關(guān)企業(yè)年報進行信息核對以確保數(shù)據(jù)的真實性和一致性。本文主要運用Excel和Eviews 8.0完成相關(guān)的數(shù)據(jù)處理和實證研究。

（二）變量定義與模型構(gòu)建

研究股利政策與企業(yè)經(jīng)營績效關(guān)系的變量：被解釋變量為股利支付水平，以每股現(xiàn)金股利（CDPS）=現(xiàn)金股利（稅后）/派息股數(shù)（10股）衡量;解釋變量為企業(yè)經(jīng)營績效，分別以每股收益（EPS）、凈資產(chǎn)收益率（ROE）作為衡量指標，同時，考慮到上市企業(yè)現(xiàn)金流量對現(xiàn)金股利的影響，將每股經(jīng)營凈現(xiàn)金流量（NCFPS）作為衡量績效的替代指標，每股經(jīng)營凈現(xiàn)金流量（NCFPS）=經(jīng)營活動現(xiàn)金流量凈額/加權(quán)平均流通普通股股數(shù)。根據(jù)以往學(xué)者的研究成果，考慮到上市企業(yè)規(guī)模（LnTA）和股權(quán)結(jié)構(gòu)（LSSR）等因素會在一定程度上影響現(xiàn)金股利支付水平，故將企業(yè)規(guī)模、第一大股東持股比例作為控制變量。

結(jié)合理論分析與變量定義，本文構(gòu)建如下回歸模型用于下文對企業(yè)經(jīng)營績效與股利支付行為關(guān)系的實證研究：

除上文定義的研究變量外，該模型中的i、t分別代表樣本截面與年份，α0為模型常數(shù)項，α1-α3、β1-β2分別為主要解釋變量和控制變量的回歸系數(shù)，εi，t代表回歸方程的擾動項。

（三）描述性統(tǒng)計和相關(guān)性分析

表1是各變量描述性統(tǒng)計及區(qū)間變化形式。從被解釋變量的均值波動情況大致可以看出，在2012—2016年間，每股現(xiàn)金股利（CDPS）呈現(xiàn)降-升-降-驟降的不穩(wěn)定趨勢。反觀主要的解釋變量，每股收益（EPS）在降升交替，凈資產(chǎn)收益率（ROE）小幅上升后便連續(xù)陡降，每股經(jīng)營現(xiàn)金流量（NCFPS）的上升趨勢維持了3年，在14年開始有所降低。描述性統(tǒng)計下，雖然波動情況并不完全匹配，但從總體趨勢中可以發(fā)現(xiàn)樣本企業(yè)的每股現(xiàn)金股利（CDPS）和每股收益（EPS）等總體上都呈下降趨勢，這與本文的假設(shè)1基本一致。但是，在2012—2015年期間，當(dāng)CDPS總體趨降時，每股經(jīng)營現(xiàn)金流量（NCFPS）卻持續(xù)上升，這與本文的第二個假設(shè)相悖。

（四）面板數(shù)據(jù)回歸分析

1. 相關(guān)性及單位根檢驗

相關(guān)性檢驗中，每股收益、凈資產(chǎn)收益率及每股經(jīng)營現(xiàn)金流量均與每股現(xiàn)金股利間的相關(guān)系數(shù)分別為0.525、0.484、0.401，且都通過了1%的水平上的顯著性檢驗，這在一定程度上支持了本文的原假設(shè)。其他控制變量的相關(guān)系數(shù)較低，以0.75的相關(guān)系數(shù)大小做經(jīng)驗判斷，各變量間不存在嚴重的多重共線性問題。

雖然單位根檢驗在時間跨度T較小時功能并不顯著，但本文為盡可能避免模型出現(xiàn)“偽回歸”問題，出于嚴謹性和后續(xù)是否對數(shù)據(jù)差分以使相關(guān)變量達到同階單整角度的考慮，在觀察變量時序圖而未發(fā)現(xiàn)各變量具有明顯趨勢后，選擇對各變量進行單位根檢驗。由于學(xué)術(shù)界對不同單位根檢驗孰優(yōu)孰劣的問題并未得到一致結(jié)論，故結(jié)合時序圖，在五種不同單位根檢驗法下以“少數(shù)服從多數(shù)”原則進行單位根檢驗，檢驗結(jié)果顯示：除變量LNTA外，在選擇包含個體固定效應(yīng)的外生變量形式檢驗時，各變量都通過了5%顯著性水平下的LLC、IPS、ADF-Fisher和PP-Fisher單位根檢驗，即各變量的單位根檢驗均拒絕原假設(shè)，認為各變量是平穩(wěn)的，可以進行回歸分析。

2. 模型設(shè)定檢驗與回歸分析

混合效應(yīng)模型、固定效應(yīng)模型和隨機效應(yīng)模型是三種常見的面板數(shù)據(jù)回歸模型。本文先后通過似然比檢驗（Likelihood）和豪斯曼檢驗（Hausman）對模型的選擇進行數(shù)據(jù)適用性分析，在5%的顯著性水平上，Likelihood檢驗的原假設(shè)被拒絕，而Hausman檢驗的原假設(shè)未被拒絕，即認為，本研究應(yīng)采用隨機效應(yīng)模型對面板數(shù)據(jù)進行回歸分析。

回歸分析中，聯(lián)合顯著性檢驗拒絕原假設(shè)，表明各變量的影響以及研究模型被予以肯定。其他具體的回歸結(jié)果陳列在表2中，可以看到，每股收益（EPS）、凈資產(chǎn)收益率（ROE）及每股經(jīng)營現(xiàn)金流量（NCFPS）的回歸系數(shù)大于0，且分別通過了5%、5%和1%水平的顯著性檢驗，表明三者對企業(yè)的現(xiàn)金股利支付確實存在顯著的正向影響。在其他條件不變時，樣本企業(yè)的EPS每增加一個單位能帶來約0.06元的額外現(xiàn)金股利，ROE每提高1%能使樣本企業(yè)現(xiàn)金股利增加0.002元，而NCFPS每增加一單位能帶來約0.04元現(xiàn)金股利的增量。此回歸結(jié)果進一步支持了本文的假設(shè)1和假設(shè)2?？刂谱兞恐校髽I(yè)規(guī)模、第一大股東持股比例對每股現(xiàn)金股利呈正相關(guān)關(guān)系但并不顯著。

五、結(jié)論與啟示

通過理論分析與實證檢驗，本文得到如下研究結(jié)論：（1）屬于我國軟件和信息技術(shù)服務(wù)行業(yè)的上市企業(yè)，其經(jīng)營表現(xiàn)與企業(yè)現(xiàn)金股利支付間存在顯著的正相關(guān)關(guān)系。每股收益、凈資產(chǎn)收益率和每股經(jīng)營現(xiàn)金凈流量是上市企業(yè)盈利能力的代表性指標，其與每股現(xiàn)金經(jīng)營凈流量的正相關(guān)關(guān)系，說明軟件和信息技術(shù)服務(wù)業(yè)上市企業(yè)現(xiàn)金股利的發(fā)放對盈利能力的依賴程度，企業(yè)盈利能力越強，現(xiàn)金股利的支付水平越高;（2）軟件和信息技術(shù)服務(wù)業(yè)上市企業(yè)每股現(xiàn)金股利與每股經(jīng)營現(xiàn)金凈流量為顯著的正相關(guān)關(guān)系。每股經(jīng)營現(xiàn)金凈流量隱含了上市企業(yè)在維持期初現(xiàn)金流量下最高的派現(xiàn)金額，強勁的現(xiàn)金流反映企業(yè)在資金回籠上的卓越能力，也側(cè)面反映出企業(yè)在市場競爭、產(chǎn)品受歡迎程度和企業(yè)信用等方面的優(yōu)勢，企業(yè)有著較好的發(fā)展前景。每股經(jīng)營現(xiàn)金凈流量與每股現(xiàn)金股利顯著相關(guān)，說明我國的軟件和信息技術(shù)服務(wù)業(yè)上市企業(yè)的營運能力會對現(xiàn)金股利的派發(fā)產(chǎn)生顯著的影響，在特定費用下，在經(jīng)營活動中“取款”能力越強的企業(yè)會派發(fā)的現(xiàn)金股利也越多。

基于不同的視角對研究結(jié)果進行分析后，本文認為，一方面，對于這些企業(yè)的管理層來說，管理層應(yīng)認識到現(xiàn)金股利支付行為在信息傳遞和投資回饋方面的積極作用，激發(fā)老股東持股熱情和新股民的關(guān)注與再投資，以此遞進式影響股價，進而通過為企業(yè)輸送資本的方式提升企業(yè)的經(jīng)營績效，循環(huán)增長。同時，軟信業(yè)企業(yè)也應(yīng)強化自身的盈利能力，增強“穩(wěn)現(xiàn)”意識，促使盈利能力、現(xiàn)金流狀況與現(xiàn)金股利支付相匹配。另一方面，從投資者的角度看，當(dāng)有意向選擇軟信業(yè)企業(yè)的證券時，可結(jié)合本研究的相關(guān)指標進行輔助投資。值得注意的是，由于我國資本市場的相關(guān)制度尚未成熟，投資者不應(yīng)過度關(guān)注和“迷信”某些企業(yè)短期的股利支付行為，謹防被超能力派現(xiàn)企業(yè)“圈錢套牢”。

注 釋：

引用數(shù)據(jù)來自工業(yè)和信息化部及國家稅務(wù)總局公開信息。

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