王 琳， 李素英

(石家莊鐵道大學經濟管理學院，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]國內外學者關于現(xiàn)金股利政策的影響因素研究形成了豐富的研究成果。國外學者從理論假設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，學者們提出了股利無關論和股利相關論，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：國外學者分別從企業(yè)的經營業(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(Rose,1977;Thaler,1995;Deanegelo and Skinner,1997)等方面研究與現(xiàn)金股利分配的關系。國內學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)、政府導向影響(伍麗娜、高強和彭燕，2003；孫崢，2003；宋廷山，2004)等。

以上國內外學者關于現(xiàn)金股利政策的影響因素研究領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，有些學者研究得出的結論不盡相同或相互矛盾，可能與選取不同樣本有關。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，以便為相關決策提供政策建議。

一、理論假設

國內外學者對現(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，主要依賴公司內部環(huán)境制定現(xiàn)金股利政策。在借鑒國內外已有研究的基礎上，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：

假設一：公司每股收益與每股現(xiàn)金股利正相關。

假設二：資產負債率與每股現(xiàn)金股利負相關。

假設三：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。

假設四：公司總資產與每股現(xiàn)金股利正相關。

假設五：每股經營性現(xiàn)金流量與每股現(xiàn)金股利正相關。

假設六：營業(yè)收入增長率與每股現(xiàn)金股利正相關。

二、研究方法設計

(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，其成立的時間較短，企業(yè)的經營狀況不穩(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，設計因變量和與之相關的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，自變量設計見表1。

表1 自變量設計

(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系并進行數(shù)學統(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(也稱系列相關檢驗)，如果D≈2，代表不存在一階序列相關。

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，以理論研究假設中的財務指標作為自變量，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則代表財務指標自變量與每股現(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整R2=0.445。剔除了這三個自變量后的調整R2=0.445，判定系數(shù)R2沒有發(fā)生變化，說明“資產負債率”(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，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”(X4)、“每股經營性現(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.預測變量:(常量),x1,x4,x3,x5,x2,x6；b.預測變量:(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.預測變量:(常量),x1,x4,x3,x5,x2,x6；b.預測變量:(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”(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”(X4)、“每股經營性現(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，標準化殘差的平均值為0，說明殘差的分布滿足均值為零的假設。

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”；X5是“每股經營性現(xiàn)金流量”。

四、實證結論與建議

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；與總資產規(guī)模負相關；資產負債率、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，接受原假設。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，這與假設相悖。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。創(chuàng)業(yè)板上市公司基本上從事高科技業(yè)務，規(guī)模小、成長性好、市場風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，每股經營凈現(xiàn)金流量與每股現(xiàn)金股利呈正相關關系，這與假設一致。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)金流才是關鍵點。[5]

第四，資產負債率、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、每股經營凈現(xiàn)金流量等因素，雖然所得實證結論與原理論假設有些出路，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，可能導致研究結論不夠精確。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、研究內容更加全面。