上市公司現(xiàn)金股利政策影響因素研究

宣杰 范龍俏 盛鎖巖

【摘 要】 文章采用因子分析和多元線性回歸分析的方法，對(duì)2010年我國(guó)煤炭行業(yè)上市公司的現(xiàn)金股利影響因素進(jìn)行實(shí)證分析，結(jié)果表明：現(xiàn)金股利支付水平主要受盈利能力、派現(xiàn)能力、公司規(guī)模、股利政策的連續(xù)性和股權(quán)集中度等方面的影響。

【關(guān)鍵詞】 上市公司； 現(xiàn)金股利； 影響因素

一、引言

現(xiàn)金股利政策一直是學(xué)術(shù)界研究的熱點(diǎn)問(wèn)題之一。目前，在現(xiàn)金股利政策制定的影響因素領(lǐng)域，國(guó)外的理論研究和實(shí)證分析成果比較多，但是至今尚未取得一致的結(jié)果。國(guó)內(nèi)學(xué)者對(duì)上市公司現(xiàn)金股利政策的影響因素問(wèn)題十分關(guān)注，并進(jìn)行了廣泛的研究，綜合來(lái)看，已有的研究很多都是以滬深兩地上市公司作為研究樣本，不同行業(yè)板塊的上市公司存在著經(jīng)營(yíng)特性和財(cái)務(wù)特征的明顯差異，模型的建立沒(méi)有充分考慮到這些樣本的異質(zhì)性。而以同一行業(yè)的上市公司作為研究樣本，具有較好的可比性，并有利于從相對(duì)微觀的視角進(jìn)行剖析。煤炭行業(yè)大部分上市公司是由原國(guó)有煤礦改制后進(jìn)入資本市場(chǎng)的，這些上市公司股本規(guī)模龐大，業(yè)績(jī)優(yōu)良，具有很強(qiáng)的行業(yè)代表性，同時(shí)，國(guó)家能源局近期對(duì)外發(fā)布了《煤炭工業(yè)發(fā)展“十二五”規(guī)劃》，用大量篇幅闡述了煤炭行業(yè)改革的重要性，行業(yè)的改革勢(shì)必影響到企業(yè)現(xiàn)金股利政策的制定。因此本文選擇煤炭行業(yè)上市公司現(xiàn)金股利影響因素進(jìn)行分析研究，希望能夠?yàn)楣芾碚咧贫ü粳F(xiàn)金股利政策提供借鑒。

二、研究設(shè)計(jì)

（一）研究假設(shè)

關(guān)于影響上市公司現(xiàn)金股利分配政策的影響因素，國(guó)內(nèi)外學(xué)者做了不同的研究，由于研究的期間、選擇的樣本不同，得出的結(jié)論也不盡相同。本文依據(jù)相關(guān)文獻(xiàn)和理論提出以下假設(shè)：

假設(shè)1：現(xiàn)金股利支付水平與盈利能力呈正相關(guān)關(guān)系。

盈利是上市公司分配股利的源泉，是其生存、發(fā)展的源泉。對(duì)于煤炭行業(yè)上市公司而言，盈利能力越強(qiáng)，可供股東分配利潤(rùn)越多，發(fā)放股利的自由度也就越大，一般發(fā)放的現(xiàn)金股利也較多。

假設(shè)2：現(xiàn)金股利支付水平與派現(xiàn)能力呈正相關(guān)關(guān)系。

一般來(lái)說(shuō)，每股經(jīng)營(yíng)現(xiàn)金流量越高，資產(chǎn)流動(dòng)性就越強(qiáng)，說(shuō)明用于支付現(xiàn)金股利的貨幣資金越充足，越有能力支付現(xiàn)金股利。

假設(shè)3：現(xiàn)金股利支付水平與公司規(guī)模呈正相關(guān)關(guān)系。

一般而言，股本規(guī)模小的公司往往處于發(fā)展的初期，資金需要量大，擴(kuò)張欲望強(qiáng)，傾向于不進(jìn)行股利分配；而股本規(guī)模較大的上市公司往往是處于成熟期甚至開(kāi)始進(jìn)入衰退期的公司，擴(kuò)張欲并不強(qiáng)烈，因此可能較多發(fā)放股利。而且，大公司憑借其實(shí)力和聲譽(yù)，更容易從外部籌集資金，所以大公司更傾向于選擇高現(xiàn)金股利的股利政策。

假設(shè)4：現(xiàn)金股利支付水平與資本結(jié)構(gòu)呈負(fù)相關(guān)關(guān)系。

為優(yōu)化資本結(jié)構(gòu)或避免財(cái)務(wù)狀況進(jìn)一步惡化，負(fù)債比率較高的公司，常常傾向于不分配現(xiàn)金股利。同時(shí)，負(fù)債比例高表明債權(quán)人在公司內(nèi)的影響力大，債權(quán)人為了維護(hù)自身的利益，有時(shí)也通過(guò)協(xié)議等方式限制公司股利的發(fā)放，即使發(fā)放也更傾向于選擇股票股利，而不會(huì)選擇現(xiàn)金股利，以避免現(xiàn)金流出企業(yè)。

假設(shè)5：現(xiàn)金股利支付水平與營(yíng)運(yùn)能力呈正相關(guān)關(guān)系。

營(yíng)運(yùn)能力的高低代表著公司資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率和利用效率。營(yíng)運(yùn)能力較高的公司滯壓資產(chǎn)較少，利用效率高，資產(chǎn)的流動(dòng)性好，利用現(xiàn)有資金能夠產(chǎn)生更多的利潤(rùn)，從而會(huì)增加現(xiàn)金股利的發(fā)放。

假設(shè)6：現(xiàn)金股利支付水平與公司成長(zhǎng)性呈負(fù)相關(guān)關(guān)系。

成長(zhǎng)性好的公司資金需求量較大，資金的收益率高，出于長(zhǎng)遠(yuǎn)發(fā)展的考慮，公司一般會(huì)將利潤(rùn)留存于公司用于開(kāi)拓市場(chǎng)和擴(kuò)大生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)，以獲得更高的回報(bào)率。

假設(shè)7：現(xiàn)金股利支付水平與上年現(xiàn)金股利呈正相關(guān)關(guān)系。

對(duì)于特定的公司而言，股利政策和支付模式具有某種程度的延續(xù)性，而且股利政策反映了經(jīng)營(yíng)者對(duì)公司未來(lái)前景的看法。因此，上年度的現(xiàn)金股利支付水平越高，當(dāng)年度的現(xiàn)金股利支付水平越高。

假設(shè)8：現(xiàn)金股利支付水平與股本流通性呈負(fù)相關(guān)關(guān)系。

國(guó)內(nèi)上市公司的股份主要是由流通股和非流通股組成。對(duì)于非流通股股東而言，即使分配到股票股利，也不能上市流通，要獲得現(xiàn)金必須依靠現(xiàn)金股利收入，因此更偏好能帶來(lái)當(dāng)期收入的現(xiàn)金股利。然而，對(duì)于流通股股東來(lái)說(shuō)，上市公司支付的現(xiàn)金股利微不足道，因此對(duì)現(xiàn)金股利比較冷淡。

假設(shè)9：現(xiàn)金股利支付水平與第一大股東持股比例呈正相關(guān)關(guān)系。

第一大股東持股比例越高，他們對(duì)公司的未分配利潤(rùn)的支配權(quán)越高，越有犧牲小股東的利益實(shí)現(xiàn)自己利益最大化的可能性，因此越容易使公司發(fā)放更多的現(xiàn)金股利。

假設(shè)10：現(xiàn)金股利支付水平與前五大股東持股比例呈負(fù)相關(guān)關(guān)系。

當(dāng)?shù)诙蓶|和其他股東的股份增多時(shí)，會(huì)對(duì)第一大股東形成一種牽制，達(dá)到相互監(jiān)督的效果，從而限制第一大股東對(duì)其他小股東的利益侵害行為，股利支付水平也會(huì)相應(yīng)降低。

（二）變量設(shè)計(jì)

綜合上述的分析以及國(guó)內(nèi)外相關(guān)研究，本文選取了13個(gè)財(cái)務(wù)指標(biāo)作為自變量（如表1）。這些指標(biāo)從盈利能力、派現(xiàn)能力、公司規(guī)模、資本結(jié)構(gòu)、營(yíng)運(yùn)能力、成長(zhǎng)性、股利政策的延續(xù)性和股權(quán)結(jié)構(gòu)進(jìn)行實(shí)證研究，基本能夠反映煤炭行業(yè)上市公司財(cái)務(wù)狀況、經(jīng)營(yíng)成果等各個(gè)方面的因素，可能會(huì)對(duì)現(xiàn)金股利分配產(chǎn)生重大的影響——這些是筆者認(rèn)為重要的，或許還有其他指標(biāo)沒(méi)考慮到。

（三）樣本選擇

本文選取2010年所有在深市、滬市發(fā)行A股的煤炭行業(yè)上市公司，并剔除ST公司、*ST公司和2010年后上市的公司，最終以31家煤炭上市公司為研究樣本，運(yùn)用SPSS18.0和Excel軟件進(jìn)行實(shí)證研究。數(shù)據(jù)來(lái)源于新浪財(cái)經(jīng)、東方財(cái)富網(wǎng)和巨潮資訊網(wǎng)。

（四）研究方法

在研究上市公司現(xiàn)金股利分配影響因素的時(shí)候，由于因變量以金額的形式出現(xiàn)，所以大多研究直接采用多元線性回歸模型，進(jìn)行逐步回歸，用最小二乘法進(jìn)行參數(shù)估計(jì)。但是，本文采用雙步驟法（因子分析法——多元回歸分析法），據(jù)此建立模型來(lái)分析煤炭行業(yè)上市公司的現(xiàn)金股利政策。因子分析可將相同本質(zhì)的變量歸入一個(gè)因子，可減少變量的數(shù)目，再現(xiàn)原始變量與因子之間的關(guān)系。這樣能夠簡(jiǎn)化觀測(cè)對(duì)象，將錯(cuò)綜復(fù)雜的關(guān)系清晰化；同時(shí)能夠解決回歸分析中常見(jiàn)的多重共線性問(wèn)題。

首先，將上述列出的13個(gè)指標(biāo)運(yùn)用因子分析法分析，進(jìn)而產(chǎn)生一定量的主要因子來(lái)描述觀測(cè)變量的共同信息；然后，以每股現(xiàn)金股利為因變量，以產(chǎn)生的主要因子為自變量，進(jìn)入多元線性回歸模型，采用強(qiáng)制所有變量進(jìn)入方程的方法，這樣能夠解決回歸分析中常見(jiàn)的多重共線性的問(wèn)題；最后能通過(guò)回歸檢驗(yàn)的因子就是認(rèn)定的煤炭行業(yè)上市公司現(xiàn)金股利的影響因素。

三、實(shí)證分析

（一）因子分析

1.主成分分析

主成分分析法是把給定的一組相關(guān)變量通過(guò)線性變換轉(zhuǎn)成另一組不相關(guān)的變量，這些新的變量按照方差依次遞減的順序排列。在數(shù)學(xué)變換中保持變量的總方差不變，使第一變量具有最大的方差，稱(chēng)為第一主成分，第二變量的方差次大，并且和第一變量不相關(guān)，稱(chēng)為第二主成分。依次類(lèi)推……如表2。

從表2可以看出：根據(jù)提取因子的條件——特征值大于1，一共選取了四個(gè)因子。第一主成分的特征值為5.158，方差貢獻(xiàn)率為39.679%；第二主成分的特征值為2.282，方差貢獻(xiàn)率為17.553%；第三主成分的特征值為1.441，方差貢獻(xiàn)率為11.085%；第四主成分的特征值為1.327，方差貢獻(xiàn)率為10.210%。前四個(gè)主成分的累積貢獻(xiàn)率為78.526%，反映了原變量的大部分信息，符合主成分分析法的要求。

2.將提取的四個(gè)因子采用方差最大法進(jìn)行因子旋轉(zhuǎn)（結(jié)果如表3）

從表3來(lái)看，第一主成分與變量X1、X2、X3、X4、X5、X10顯著相關(guān)，其載荷分別為0.931、0.606、0.816、0.897、0.606、0.842，這六個(gè)指標(biāo)反映了公司的盈利能力、派現(xiàn)能力、公司規(guī)模和股利政策的連續(xù)性。第二主成分與變量X11、X12、X13顯著相關(guān)，其載荷分別為—0.859、0.654、0.807，這三個(gè)指標(biāo)主要反映了公司的股本性質(zhì)和股權(quán)集中度。第三主成分與變量X6、X7、X8顯著相關(guān)，其載荷分別為0.695、0.838、0.790，這三個(gè)指標(biāo)反映了公司的資本結(jié)構(gòu)、營(yíng)運(yùn)能力和成長(zhǎng)性。第四主成分與變量X9顯著相關(guān)，其載荷為0.918，這個(gè)指標(biāo)主要反映了公司的成長(zhǎng)性。

3.通過(guò)表4的成分得分系數(shù)矩陣，得出因子表達(dá)式

F1=0.253X1+0.133X2+0.206X3+0.256X4+0.079X5

+0.041X6—0.020X7—0.058X8—0.031X9+0.259X10+0.197X11

+0.012X12—0.020X13

F2=—0.093X1—0.004X2—0.022X3—0.119X4+0.176X5

—0.110X6—0.065X7+0.090X8—0.023X9—0.170X10—0.511X11

+0.268X12+0.362X13

F3=—0.043X1—0.029X2—0.055X3+0.038X4+0.040X5

+0.301X6+0.478X7+0.358X8—0.079X9—0.045X10+0.190X11

+0.152X12+0.043X13

F4=0.054X1+0.301X2—0.081X3—0.086X4—0.054X5

+0.242X6—0.268X7+0.101X8+0.607X9+0.064X10—0.126X11

—0.162X12—0.090X13

（二）多元線性回歸分析

利用SPSS18.0進(jìn)行回歸分析，檢驗(yàn)因子對(duì)現(xiàn)金股利的影響，以每股股利為因變量，將各個(gè)因子納入多元線性回歸模型中：

Y=β0+β1F1+β2F2+β3F3+β4F4+μ

由表5可知，R2=0.734，說(shuō)明模型的擬合優(yōu)度較高。回歸方程的顯著性F=35.311，根據(jù)顯著性水平α=0.05，df1=4，df2=26，查F分布表F0.05（4，26）=2.74，F(xiàn)=17.919>

F0.05（4，26）=2.74，回歸方程的效果比較顯著。

表6中，變量的容差和方差膨脹因子（VIF）都在1左右，即回歸模型不存在多重共線性問(wèn)題，同時(shí)可以說(shuō)明因子分析的確能夠消除多重共線性。建立模型如下：

Y=—0.633+0.241F1+0.246F2

四、實(shí)證結(jié)果分析

1.第一主成分F1的回歸系數(shù)為0.241，與現(xiàn)金股利支付水平呈正相關(guān)關(guān)系，且通過(guò)了95%置信水平的T檢驗(yàn)，說(shuō)明與每股現(xiàn)金股利顯著正相關(guān)。因子F1主要由每股收益、凈資產(chǎn)收益率、每股凈資產(chǎn)、每股經(jīng)營(yíng)現(xiàn)金流量、總資產(chǎn)、上一年每股股利構(gòu)成，也就是表明煤炭行業(yè)上市公司的盈利能力、派現(xiàn)能力、公司規(guī)模和股利政策的連續(xù)性與每股現(xiàn)金股利有明顯的正相關(guān)關(guān)系。由此可見(jiàn)，公司的盈利能力越強(qiáng)，可供股東分配的利潤(rùn)越多，股利支付水平越高，支持假設(shè)1；派現(xiàn)水平越高，資金越充足，越有能力支付現(xiàn)金股利，支持假設(shè)2；規(guī)模越大，越容易融資發(fā)放股利，支持假設(shè)3；股利政策越穩(wěn)定，越能夠增強(qiáng)股東對(duì)公司的信心，股利支付率越大，支持假設(shè)7。

2.第二主成分F2的回歸系數(shù)為0.246，與現(xiàn)金股利支付水平呈正相關(guān)關(guān)系，且通過(guò)了95%置信水平的T檢驗(yàn)，說(shuō)明與每股現(xiàn)金股利顯著正相關(guān)。因子F2主要由流通股比例、第一大股東持股比例、前五大股東持股比例構(gòu)成，也就是表明煤炭行業(yè)上市公司的股本構(gòu)成和股權(quán)集中度與每股現(xiàn)金股利有明顯的正相關(guān)關(guān)系。說(shuō)明第一大股東大多是非流通股股東，持股比例越高，對(duì)中小股東利益侵害越大，更加傾向通過(guò)現(xiàn)金股利獲利，因此現(xiàn)金股利支付水平越高，支持假設(shè)9。

3.第三主成分F3的回歸系數(shù)為—0.028，與現(xiàn)金股利支付水平呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，第四主成分F4的回歸系數(shù)為0.009，與現(xiàn)金股利支付水平呈正相關(guān)關(guān)系，但是都沒(méi)有通過(guò)95%置信水平的T檢驗(yàn)，說(shuō)明與每股現(xiàn)金股利相關(guān)性不顯著。因子F3主要由資產(chǎn)負(fù)債率、總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率、主營(yíng)業(yè)務(wù)收入增長(zhǎng)率決定，F(xiàn)4主要由凈利潤(rùn)增長(zhǎng)率決定，反映了煤炭行業(yè)上市公司的資本結(jié)構(gòu)、營(yíng)運(yùn)能力和成長(zhǎng)性對(duì)現(xiàn)金股利支付水平影響不大。

總體來(lái)看，影響我國(guó)煤炭上市公司現(xiàn)金股利政策的因素很多，本文僅利用財(cái)務(wù)指標(biāo)對(duì)這一問(wèn)題進(jìn)行了研究，揭示了煤炭行業(yè)上市公司的現(xiàn)金股利主要受盈利能力、派現(xiàn)能力、公司規(guī)模、股利政策的連續(xù)性和股權(quán)集中度的影響，其他因素對(duì)其作用較小。目前我國(guó)煤炭行業(yè)上市公司對(duì)現(xiàn)金股利政策還不夠重視，現(xiàn)金股利政策制定的隨意性較大，因此對(duì)現(xiàn)金股利政策的引導(dǎo)、規(guī)范是很有必要的。同時(shí)應(yīng)不斷加強(qiáng)公司內(nèi)部財(cái)務(wù)管理，提高獲利水平；發(fā)展多元化股權(quán)結(jié)構(gòu)，優(yōu)化股東行為；加強(qiáng)宏觀政策和國(guó)家法規(guī)的引導(dǎo)，促進(jìn)上市公司現(xiàn)金股利政策制定的理性化，規(guī)范煤炭行業(yè)上市公司的派現(xiàn)行為。

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