上市公司現金股利政策影響因素的實證分析

朱 曉

（新疆財經大學會計學院 新疆 烏魯木齊 830012）

上市公司現金股利政策影響因素的實證分析

朱 曉

（新疆財經大學會計學院 新疆 烏魯木齊 830012）

本文結合我國上市公司股利分配政策實踐，以滬深兩市A股派現的299家上市公司財務數據為樣本進行了實證研究。結果顯示：國有股、法人股持股比例、代理成本、第一大股東持股比例與現金股利正相關，流通股持股比例、第二大股東持股比例、內部控制程度與現金股利負相關。

股利政策 主成分分析法 因子分析法

一、引言

股利政策作為上市公司的核心財務政策之一，歷來受到了理論界的重視。從國外的研究狀況來看，發放現金股利是控制代理成本的一種重要手段，也就是說，分配現金股利可以減少大股東對公司現金流的占用，限制大股東現金流的占用，限制大股東利用控制權優勢進行利益侵占。但在中國，由于特定的股權結構和市場不完善等情況，出現了影響現金股利政策的多種不確定性因素?，F有的研究還沒有取得一致的結論，出現了“轉移現金觀”、“保留現金觀”和“股利兩面性”三種觀點。即現金股利發放可能是大股東侵害小股東利益的手段，也有可能是限制大股東侵害小股東利益的手段，還有一種情況是上述兩種效果兼而有之。我國絕大多數上市公司是由國有企業改制而來，公司的股票被人為地分割為國家股、國有法人股、境內法人股和公眾股。股權分置改革之前，只有公眾股才能在市場上流通，非流通股股東的投資成本相對于流通股股東較低，加之非流通股股東所持股票的流通受到嚴格的限制，難以通過自由轉讓股份獲得資本利得，股票的增值效應得不到體現，因此，非流通股股東更愿意通過現金股利獲得收益。2005年起我國進行了股權分置改革，但多維的股權結構依然存在于上市公司，本文以2005年底進行了股權分置改革公司為樣本，試圖通過研究樣本公司發放的現金股利探悉這些企業的控股股東是否依然通過其特殊的控制權侵占中小股東的利益。

二、研究設計

（一）研究假設 一般來說，股權結構是公司層面上對投資者保護最具有影響的治理機制。公司的股權結構不僅影響到控股股東剝削其他股東的能力，還會影響控股股東的剝削動機。在我國由于國有股、法人股和流通股的并存，以及其投資成本的不同，從而對現金股利有不同的偏好。就國有股和法人股而言，因投資成本較低，不易通過自由轉讓股本而獲得資本利得，因此他們更愿意通過現金股利獲得高報酬率。流通股因持股比例低、股權分散，一方面可以通過自由轉讓股權而獲取收益，另一方面難以積極參與公司的治理活動，無法對控股股東惡意分紅的自利行為產生制衡作用。因此根據代理理論提出假設：

H1：國有股、法人股持股比例與現金股利正相關，流通股持股比例與現金股利負相關

我國上市公司“一股獨大”現象的廣泛存在，且其持股投資成本較低，股利回報率較高，其投票權與現金流量權的分離程度較低，現金股利無疑成為其獲取利益的一種方式。當公司第二大股東持股比例較高時，可以對第一大股東（即控股股東）起到制衡的作用，并且會影響到第一大股東的自利行為，從而抑制大股東對其他股東的掠奪。因此提出假設：

H2：第一大股東持股比例與現金股利正相關，第二大股東持股比例與現金股利負相關

Tobin’sQ（代理成本）是企業資產的市場價值與重置成本的比率，采用這一指標來反映股東的目標在多大程度上得到了實現。許多研究文獻都以市場價值來衡量公司的代理成本，因為代理成本的高低最終還是會通過企業的市場價值表現出來，該值越大，說明公司的市場價值越高，中小股東所遭受的價值損失就越低。因此提出假設：

H3：Tobin’s Q與現金股利負相關

當企業的內部控制制度較為完善、內部控制程度較高時，控股股東就不能輕易地操縱高級管理人員，從而避免控股股東由于公司內部缺少足夠的約束力量以及控制權巨大的私有利益而進行利益侵占。因此提出假設：

H4：內部控制程度與現金股利負相關

（二）樣本選擇與數據來源 本文以在上海證券交易所和深圳證券交易所上市發行A股，并在2005年12月31日以前完成股權分置改革的公司為研究對象，共抽取299家公司的數據樣本。實證分析的數據主要來源于國泰安公司CSMAR數據庫，數據的補漏主要涉及深圳、上海證券交易所網站和其他證券類網絡媒介。實證研究部分主要關注樣本公司2006年的年度現金股利分配與其他指標的分析，因子分析及回歸分析使用了SPSS14.0。

（三）變量定義 各變量的具體定義和描述如表1所示。（1）被解釋變量。正?，F金股利發放只是大股東獲取公共收益的一種手段,并不能緩解大小股東之間的利益沖突,本文以現金股利作為被解釋變量。（2）解釋變量。根據已有的研究理論，本文的解釋變量涉及股本性質變量、股權結構變量、內部控制變量、償債能力變量、盈利能力變量、成長性變量、公司規模變量以及代理成本變量。首先，我國獨特的股權結構極大地影響了現金股利的發放，國有股和法人股比例越高，現金股利就越高；流通股比例越高，現金股利就越低，由此股權性質在很大程度上影響了現金股利的支付，因此引入國有股比例、法人股比例、流通股比例三個股本性質變量。其次，我國上市公司普遍存在控股股東以現金股利的方式侵占小股東利益，因此第一大股東偏好現金股利，而公司第二大股東持股比例較高時，可以起到明顯的監督作用，從而第二大股東與現金股利負相關，因此引入第一大股東持股比例和第二大股東持股比例兩個股權結構變量。第三，內部控制程度越高，有利于形成企業監督機制，降低控股股東隨意發放現金股利，從而限制控股股東侵占小股東的利益，因此引入獨立董事占董事會比例和董事長與總經理分離情況兩個內部控制變量。第四，對代理成本的計量，本文采用市場指標上通常采用的Tobin’sQ，代理成本的高低最終會通過企業的市場價值表現出來，經過余明桂和夏新平（2003）對2001年899家上市公司進行分析以后發現，我國上市公司控股股東與中小股東之間存在代理問題，有控股股東存在的公司的市場價值顯著小于無控股股東存在的公司。第五，Tobin’sQ被定義為企業資產的市場價值與重置成本的比率，其中市場價值為普通股的市場價值和債務的賬面價值之和，重置成本則以總資產的賬面價值來表示。第六，除以上重點研究的變量以外，公司的償債能力、盈利能力、成長性和規模也會對現金股利發放產生影響。

（四）模型建立 采用多元回歸的方法分析上市公司現金股利與因子分析得出的六個因子之間的關系，以現金股利為被解釋變量，以后文因子分析所得六個因子為解釋變量，建立回歸模型：

Dividend=β0+β1F1+β2F2+β3F3+β4F4+β5F5+β6F6+ε

其中F1、F2、F3、F4、F5、F6分別為股權結構因子、盈利能力因子、償債能力和代理成本因子、公司規模因子、監督能力因子、成長因子，βt（t=1,2,…,7）為回歸系數，β0為常數項，ε為誤差項。

表1 因變量、自變量的定義

表2 各變量的描述性統計結果

表3 Communaitties

三、實證結果分析

（一）描述性統計 （表2）給出了各變量的描述性統計結果，從中可以看出，樣本公司的現金股利較低，平均為0.095535，最大值也僅為0.69，存在不分配現金股利的公司；國有股比例最大值為81.1843%，均值為26.6245%，相對于2004年40%左右，國有股比例整體上有所降低，但還有一些公司存在較高比例的國有股本；法人股持股比例均值在26.9168%，比例較高；流通股比例較大，平均為51.6933%，最大值為87.80%，這可能主要是由于本文選擇的樣本是2005年底完成了股權分置改革的公司，這些公司的流通性在不斷改善；第一大股東仍然持有較高比例的股份，平均為37.5567%，最大值為81.18%；第二大股東持股比例相對較低；獨立董事占董事會比例均值為35.1955%，基本占到三分之一比例。資產負債率不高，均值為49.5786%，說明上市公司更偏好融資成本較低的股權融資，不愿進行風險較高的債券融資；樣本公司流動比率為1.526848＜2，說明資產的流動能力較差；營業收入增長率、營業利潤增長率的標準差較大，表明公司之間的成長性有較大的差別。每股收益平均為0.328117，凈資產收益率平均為8.5048%，說明樣本公司盈利能力較差。Tobin'sQ值平均為1.385542，最大值為4.0288，Tobin'sQ值不高，說明上市公司還是普遍存在代理成本。

（二）因子分析 現對樣本公司現金股利政策的影響因素進行主成分因子分析，因子分析的基本思想是根據變量間的相關性把變量分成若干組，每一組變量代表一個基本結構，對應一個因子，其優點在于能夠有效解決回歸分析中常見的多重共線性問題。通過KMO檢驗顯示，測度為0.523，大于0.5,說明適合做因子分析。（表3）變量共同度Communaitties所示，變量的大部分信息都可以被提取的因子解釋。因此運用主成分方法求解初始因子和旋轉后因子的特征值和方差比。由（表4）可知，只有前6特征根大于1，且前6個因子的方差貢獻率70.517%，因此保留六個因子時可以解釋原始變量的方差。由（表5）可以看出，因子F1主要由法人股比例、國有股比例、第一大股東持股比例和流通股比例構成，體現了公司的股本結構情況，約占總信息量的18.319%；因子F2包括每股收益和凈資產收益率，約占總信息量的12.844%；因子F3主要由資產負債率、流動比率和Tobin's Q構成，約占總信息量的12.164%；因子F4包括股本總額的自然對數和資產總額的自然對數，約占總信息量的11.406%；因子F5主要由第二大股東持股比例、董事長與總經理分離情況和獨立董事占董事會比例構成，約占總信息量的8.250%；因子F6包括營業收入增長率和營業利潤增長率，約占總信息量的7.534%。

（三）回歸分析 回歸結果見（表6）根據表回歸系數得回歸方程：Dividend=0.096+0.031F1+0.067F2+0.011F3+0.020F4-0.008F5。可以看出，股權結構因子、盈利能力因子、償債能力和代理成本因子、公司規模因子和監督能力因子在0.05的顯著水平下顯著，成長因子對上市公司現金股利政策影響不顯著。從（表6）得出的因子符號并結合（表5）來看：第一，股權結構因子（F1）的系數符號為（+），因子得分系數矩陣中，F1包含的變量符號分別為國有股比例（+）、法人股比例（+）、流通股比例（-）和第一大股東持股比例（+），這說明國有股比例、法人股比例、第一大股東持股比例越高，公司發放的現金股利越高，流通股比例越高，公司發放的現金股利越低，起到了一定的監督作用，支持了假設1。第二，監督能力因子（F5）的系數符號為（-），因子得分系數矩陣中，F5包含的變量符號分別為第二大股東持股比例（+）、獨立董事占董事會比例（+）、董事長與總經理分離情況（+），這說明以第二大股東為代表的中小股東對現金股利的惡意派發有監督作用，而獨立董事占董事會比例越高發放的現金股利越低，董事長與總經理分離情況與預期一致，兩職分離能對現金股利支付產生監督作用，支持了假設2和假設4。第三，償債能力和代理成本因子（F3）的系數符號為（+），因子得分系數矩陣中，F3包含的變量符號分別為流動比例（+）、資產負債率（-）和Tobin'sQ（+），流動比例和資產負債率與預期一致，Tobin'sQ與預期不一致，未支持假設3。這首先可能由于選擇的樣本是2005年底完成了股權分置改革的公司，這些公司在2006年起股權的流通性大大改善使其代理問題得以改善，而其現金分紅由于政策等原因并沒有明顯變化；其次從選擇的Tobin'sQ值的計算公式看，計算式中流通股市場價值的計算采用的是流通股和其年末最后一周收盤價的平均價格的乘積，而2006年底因股票市場前景較好，股票價格成上升趨勢，因此使得Tobin'sQ值相對較高影響了其對代理成本的直接反映。第四，盈利能力因子（F2）和公司規模因子（F4）的系數符號均為（+），因子得分系數矩陣中，F2包含的變量符號分別為每股收益（+）、凈資產收益率（+），F4包含的變量符號分別為股本總額的自然對數（+）、資產總額的自然對數（+）。所得結果與預期一致，即企業收益越好、規模越大，其現金股利支付水平越高。第五，成長因子（F6）系數符號為（-），因子得分系數矩陣中F6包含的營業收入增長率和營業利潤增長率變量符號均為（+），成長能力好的公司需要大量的資金滿足公司發展的需要，發放較高的現金股利會損壞公司財務結構，但從回歸方程可以看出，回歸系數的顯著性水平不高，上市公司成長能力并不是支付現金股利需要考慮的重要因素。

表4 Total Variance Esplained

表5 因子得分的系數矩陣

表6 回歸系數

［1］于海泳、陳玉菁：《上市公司現金股利政策影響的實證研究》，《財會通訊》2009年第15期。

［2］高雷、張杰：《現金股利政策的影響因素研究》，《山西財經大學學報》2008年第11期。

［3］陶兢強、胡國柳：《基于因子分析的上市公司現金股利政策影響因素研究》，《廣西財經學院學報》2010年第2期。

［4］甘濤：《上市公司現金股利政策影響因素實證分析》，《財會通訊》2010年第27期。

朱 曉（1967-）,男，河南唐河人，新疆財經大學會計學院教授

（編輯 虹 云）