我國上市公司現金股利政策影響因素的實證研究

摘 要：本文以深滬兩市2010年度發放了現金股利的29家金融行業為樣本，研究影響我國金融業上市公司現金股利發放的因素。假設每股收益、每股凈資產、每股經營活動現金凈流量、資產報酬率、總資產周轉率、總資產和資產負債率為主要因素，建立多元線性回歸模型，運用多元回歸分析方法，在對假設做出判斷的基礎上進行分析并提出建議。

關鍵詞：多元線性回歸分析；現金股利政策；影響因素

中圖分類號：F830 文獻標識碼：A 文章編號：1006-4117（2012）01-0130-02

股利分配政策是公司理財活動三大核心內容之一，它是公司將企業盈利在留存和支付股利之間的分配行為，在公司營運和治理中起到重要作用。而金融行業掌握著各個行業的生存發展命脈，它的發展能作為我國經濟發展的鏡子。對于金融行業股利政策的實證研究不僅可以作為企業管理者制定經營策略和實行資本運作的現實參考，同時也可以作為投資者評價股票內在價值的重要依據，具有十分重要的意義。因而，本文主要對影響金融行業股利政策的因素進行探討。

一、文獻回顧

唐建新、蔡立輝(2002)認為負債率對股利政策不存在顯著影響，但每股貨幣資金對現金股利分配具有顯著的影響。夏雪花(2006)認為股利政策的影響因素為企業盈利能力、現金流量狀況、資產規模和資產質量。蔣琰、孔偉婧(2007)則在此基礎上加入了公司資產收益率和公司利潤增長率兩個指標。高雷、張杰 (2008)的研究結果表明，現金股利政策成為大股東掠奪上市公司利益的重要方式。

二、研究假設

（一）研究設計

結合上述文獻回顧，學者關注的因素主要是公司自身層面的因素，如公司規模、盈利能力、流動能力等，而本文在此基礎上引入公司股權結構、公司成長性等影響因素，主要把這些因素分為七個方面：

H1：企業現金股利與每股收益正相關

H2：企業現金股利與每股凈資產正相關

H3：企業現金股利與每股經營活動現金凈流量正相關

H4：企業現金股利與資產報酬率正相關

H5：企業現金股利與總資產周轉率正相關

H6：企業現金股利與資產總額正相關

H7：企業現金股利與資產負債率正相關

（二）數據來源與處理

本文擬選取深滬上市A股的金融證券行業共38家公司為研究樣本，研究期間為2010年，在數據的采集過程中剔除了7家數據缺失的公司，最終獲得樣本數29個。研究中所采用的基礎數據來源于上海證券交易所網站、深圳證券交易所網站以及國泰安數據庫。

（三）實證研究

建立多元線性回歸模型：

其中， 為常數項， y為每股現金股利，x1為每股收益， x2為每股凈資產、x3為每股現金凈流量、x4為資產報酬率、x5為總資產周轉率、x6為Ln總資產，x7為資產負債率，μ為隨機誤差。

三、實證結果

（一）多元線性回歸模型參數估計

利用Eviews軟件估計模型結果為：

模型中R2=0.658275，可決系數不是很高，但通盤考慮到模型的可靠度及其經濟意義，可以適當降低對可決系數的要求，判斷模型對觀測數據擬合程度較好。

下面對模型進行t-檢驗。給定α=0.05顯著性水平，臨界值t0.025（21）=2.080。由t2、t4大于臨界值2.080，故在5%的顯著性水平下可以通過t檢驗，表明每股凈資產和資產報酬率是影響每股現金股利的主要因素。而t6接近臨界值2.080，表明資產負債率也是影響每股現金股利的因素。在對模型進行修正時，要考慮x1、x3、x5、x7的影響。

接下來進行F-檢驗。在給定的顯著性水平α=0.05下，F分布表中查得F0.05（6，21）=2.57。模型F=5. 778987，大于臨界值，通過F檢驗，表明回歸方程顯著。

（二）多重共線性檢驗

上述分析中，x1、x3、x5、x7的t值不顯著，可能存在多重共線性，因而采用逐步回歸的辦法。

分別做y對各解釋變量的一元回歸，其中加入x2的方程 最大，為0.4311，則以x2為基礎，根據上述分析結果，由于x1、x3、x5、x7可能引起多重共線性，因而先檢驗其他變量，順次加入x4、x6兩個變量逐步回歸。結果見表1：

從上表中得出分析：首先，當加入x4后的方程 由0.4311提高到0.5492，改進較大，且各參數的t檢驗顯著，因而選擇保留x4再加入其他新變量逐步回歸。其次，新加入x6的方程

=0.5885，x6的t值為1.8667＜2.080，t值不顯著。但從經濟理論分析，x6應該是重要因素，因此可能是“有利變量”，暫時給予保留。

下面再檢驗x1、x3、x5、x7四個變量有效性。在保留x4、x6兩個變量順次加入x1、x3、x5、x7逐步回歸，但加入這些變量后原模型的 并沒有得到提高，且t值不顯著。這說明x1、x3、x5、x7引起了多重共線性，應予以剔除。

因而，剔除x1、x3、x5、x7后，利用Eviews軟件進行回歸，結果見表2：

由上表得出，修正多重共線性影響后的回歸結果為：

y=-0.5762+0.0273x2+3.4943x4+0.0194x6

(-1.8681) (5.9028) (3.3164) (1.8667)

R2=0.632560， =0.588467，F檢驗值為14.34609

（三）異方差檢驗

為了檢驗隨機誤差項是否存在異方差，對所建模型進行White檢驗。經過檢驗，Eviews計算得出的結果得nR2=16.75137，由White檢驗知在α=0.05的置信水平下，x2分布的臨界值x2.05（9）=16.92，因為nR2＜x20.05（9）=16.92，所以不拒絕原假設，表明模型方程不存在異方差性。

（四）自相關檢驗

由表2回歸結果知，DW=1.930266，查Durbin-Watson表，n=29，解釋變量的個數k為3，得下限臨界值dl=1.20，上限臨界值du=1.65，因為du＜DW＜（4-du），故模型不存在自相關性。

五、結論

（一）研究結論

由上述分析得出最后的回歸模型為：

y=-0.5762+0.0273x2+3.4943x4+0.0194x6

(-1.8681) (5.9028) (3.3164) (1.8667)

R2=0.632560， =0.588467，F檢驗值為14.34609

因而根據上述結果得出，從七個解釋變量中確定得出影響金融行業上市公司現金股利發放的三個最重要的因素分別是：每股凈資產、資產報酬率和總資產。

對于以上實證結果，本文進行了如下分析：

首先，證實了每股凈資產與每股現金股利正相關，每股凈資產代表的是所有者權益，即企業可供分配的利潤。而發放現金股利是利潤分配的一種形式，從而進一步證明每股凈資產對股利政策有重要影響。而提高每股凈資產就是要增加企業的凈資產價值，對此有兩種方法：其一，可以通過定向增發新股來實現凈資產的提升。但是，融資規模要控制好，因為融資的直接后果是公司股票數量增加，引起每股現金股利下降，融資規模過大會引起股市恐慌導致大規模資金出逃；其二，可以通過股票合并來實現每股凈資產的提升。

其次，證實了資產報酬率與每股現金股利正相關，資產報酬率代表的是公司營運能力，因而企業在經營過程中要注重提高其營運能力，找到與企業匹配的資產報酬率。

最后，證實了總資產與每股現金股利正相關，即代表公司規模與股利正相關，股市的擴容與摘牌并行會提高上市公司質量，進而提高股利水平。

（二）研究局限性

根據實證結果，剔除了每股收益、每股現金凈流量、總資產周轉率和資產負債率四個因素，根據部分文獻資料和經驗，本文認為這并不能代表它們對于每股現金股利沒有影響，而出現上述結果的原因可能有以下幾方面：其一，本文樣本量較小，目前中國金融證券上市公司數量有限，有部分金融行業剛剛上市而無相關的財務數據；其二，公司內部決策影響了股利發放。另外，從整體上來看，對現金股利分配的影響因素不僅僅只有這七個方面，還可以從宏觀政策來考慮。

作者單位：江西財經大學

作者簡介：游雅琴(1989- )，女，湖北赤壁人，江西財經大學，會計碩士研究生，研究方向：公司理財。

參考文獻：

[1]唐建新，蔡立輝.中國上市公司股利政策成因的實證研究[J].經濟管理，2002，11(20):60-69.

[2]夏雪花.我國紡織業上市公司現金股利分配影響因素實證研究[J].企業經濟，2006，7:114-116.

[3]蔣琰，孔偉婧.上市公司現金股利政策影響因素研究—來自鋼鐵行業的經驗數據分析[J].財會通訊，2007，3:3-5.

[4]高雷，張杰.現金股利政策的影響因素研究—基于上市公司的實證分析[J]. 山西財經大學學報.2008，30(11): 86-93.

[5]陶長琪.計量經濟學[M].大連:東北財經大學出版社，2001.