國企分紅、可持續增長與企業價值

焦 健 劉銀國 ，2

（1.安徽財經大學，安徽 合肥 233030；2.安徽財貿職業學院，安徽 合肥 230000）

公司永遠需要股利政策，良好的股利政策對于樹立企業形象、增強投資者對企業的信任度均有很大幫助，更進一步，會對企業的市場股票價格和企業價值產生深遠的影響。然而長久以來，中國上市公司現金股利發放率低，并且缺乏穩定性和持續性的問題廣受社會各界詬病。國企分紅是股利政策在我國國有企業中的表現形式。OECD（2014）認為，“在國有企業的目標設置上應充分考慮國家股東、公共服務，甚至就業保障之間的平衡”，因此，在制定國有企業的股利政策時，既要考慮國家股東的利益，也要考慮企業的可持續發展。企業的可持續增長一直是企業非常重要的財務戰略，是企業維持生存發展最關鍵的問題。希金斯和范霍恩[1][2]基于會計口徑分別提出了財務的可持續增長模型，拉巴波特和科雷基于現金流口徑也相繼提出了財務的可持續增長模型，而在這四個模型中，可持續增長均與財務分配政策聯系在一起，可見，二者間存在一定的關聯。已有的研究雖然從企業的股權結構、企業的治理因素等方面對股利政策進行了大量的研究，然而，卻很少有關注股利政策會對企業價值產生怎樣的影響，更鮮少有從可持續增長的角度來對二者進行研究。基于此，本文將從企業可持續增長的角度來探討國企分紅是否更有利于科學地提升企業價值，并希望能夠為國企制定恰當的半強制分紅政策提供參考依據。

一、理論分析與研究假設

（一）國企分紅與可持續增長

企業增長的可持續一直都是企業戰略管理中的一項難題，原因在于企業最大化的增長一直為許多經理人所追求，因為隨著企業規模的不斷擴大，規模收益與規模私利也必將增加。然而，如果一個企業的增長過于快速，而企業的資源（如資金等）又跟不上企業增長的步伐，那就很有可能會導致企業的破產；另一方面，如果一個企業過于緩慢地發展，那么經理人可能會受到股東以及董事會的責難，甚至為潛在收購者所收購。Higgins（1977）①從增長的財務方面，將可持續增長率定義為 “在不需要耗盡財務資源的情況下，企業銷售所能增長的最大比率”[1]（表達式如下）。

其中，P為凈利率，A為資產周轉率，T為資產與權益比（權益乘數），GLZFL為股利支付率，ROE為股東權益收益率。從該表達式可以看出，可持續增長率代表的是與銷售凈利率、資產周轉率、留存收益率及股東權益收益率相一致的企業銷售增長率，如果這四個比率中的任何一個發生改變，必然會導致可持續增長率的改變。可見，企業在制定股利分配政策時，必須要考慮到企業的可持續增長能力，企業支付的現金股利越多，留存于企業用于發展的資金越少，可能會減緩企業可持續增長的速度；然而，如果企業能夠長期保持可持續增長，收益增加又會對股利支付產生促進作用?；诖?，本文提出如下假設：

假設1：可持續增長與現金股利支付之間存在先抑后揚的關系。

（二）國企分紅、可持續增長與企業價值

股利政策與企業價值之間究竟是不是具有相關性、股利政策究竟會不會對企業價值產生影響，對于這個問題，已經有很多學者進行了細致的探討與分析，但是，各方見解并不一致，迄今亦未得出定論。

Hart（1995）[3]指出，任何一位企業的經營者，都有強烈的欲望擴張企業的規模，將其打造成一個強大的帝國，所以，如果經理手中的現金越多，那么就越有能力，進行過度投資。劉昌國（2006）[4]等人通過研究發現，企業確實存在隨意支出、過度投資的現象，對企業而言，當自由資金的量越是充分，無計劃的支出也會增多。 Richardson（2006）[5]發現，過度投資現象通常發生于自由資金規模較大的企業，在自由資金取值為正的企業中，其中占20%的資金用于過度投資。Easterbrook（1984）[6]從代理成本控制的角度出發，認為，股利支付可以被看成是企業的約束和監督系統,可以有效降低代理成本，由于股利支付狀況良好，因此會增強一些準備投資企業者的信心；同時，要保證高額股利支付的前提條件是企業內部現金流充沛[7]。所以，企業可以通過股利政策，對代理成本進行有效的控制，進而提升企業價值。

基于以上分析，本文提出假設2：

假設2：股利政策會對企業價值產生影響，國企分紅（股利政策在國有企業中的表現形式）對于提升企業價值具有促進作用。

前文從各個不同的角度著眼，

對股利政策與企業價值之間的關系進行了反復的研討，但是，其中很少有考慮企業可持續增長的問題，這顯然與中央提出的可持續增長要求不符②。在制定股利政策時，企業應當對未來的效益進行充分的考慮，因為，只有企業可以長期穩定地發展，企業才能長期生存發展，最終使企業價值最大化。故此，本文將可持續增長作為理論基礎，對國企股利分配和企業價值之間的關系進行了深入的探討，提出如下假設：

假設3：只有保證了可持續增長的國有企業現金股利支付才能最大化地提升企業價值。

二、研究設計

（一）變量度量

1.可持續增長

衡量可持續增長的指標有多種，本文選取操作性較強的Higgins（1998）的指標作為衡量可持續增長（SGR）的指標。

2.國企分紅的度量

對國企分紅，分別選取現金股利支付率和每股股利指標對企業股利的分配程度進行衡量，同時探討其與企業價值、企業可持續增長之間的聯系。

3.企業價值

本文選用市場價值指標托賓Q值(Tobin Q)對企業的價值進行評估。

4.控制變量的度量

企業規模（SIZE），可以采用總資產的對數進行描述；財務杠桿（Leverage），可以通過資產負債率進行描述；第一大股東持股比例（TOP），在企業內部，如果最大的股東是國有持股，系數取值為1，否則取0；企業成長性（Growth），用企業主營項目的成長率表示企業成長性；自由現金流（Cash），指自由現金流量與年末普通股股數的比值。詳見表1。

表1 變量說明

（二）模型構建

從研究變量內生性的角度，運用面板結構自回歸模型（PSVAR）對國企分紅、可持續增長與企業價值三者之間的關系進行研究。依據不同變量沖擊下模型的脈沖響應圖與方差分解結果分析出不同變量下沖擊的程度與影響力。結合PSVAR模型，實證模型建立如下：

為論證假設（1）與假設（2），本文建立模型1：

其中，i=1,2,3,…N，各控制變量均取滯后1期的值。

分類討論：如果模型以k=0開始，控制變量則取當前T代入；如果以k=1開始，控制變量全都取后一期的值代入。把所有的當期形式全部移項到方程的左側，得到三個變量的PSVAR模型的矩陣形式：

為論證假設（3），在上述實證模型的基礎上，做適當調整。此時按照企業的可持續增長指標將樣本分為兩類，一類是處于可持續增長狀態下的樣本（SGR＞0），一類是處于非可持續增長狀態下的樣本（SGR≤0）。具體模型2如下：

各參數的含義同上，通過比較SGR＞0和SGR≤0時兩個模型中GLZFL的回歸系數，對假設（3）進行論證。

（三）數據來源與變量選擇

本文選取2006-2013年412家國有上市企業作為初始樣本。財務數據、公司基本信息、公司治理和市場數據均來自華安證券與CCER數據庫，本文按以下標準對初始樣本進行篩選：（1）由于金融類上市企業與一般上市企業的會計制度和財務特征存在差異，因此，剔除金融和保險行業的上市企業樣本；（2）同時發行B股或H股的企業不作為樣本；（3）連續兩年財務虧損的企業不作為樣本；（4）根據企業會計制度，當公司虧損的時候，不可以在企業和投資者分配凈利潤，所以收益為負的公司樣本不能作為樣本；（5）財務信息存在漏洞的公司不做樣本。另外，由于極端值可能會有很大的影響，所以全部變量在沖擊時都有百分之一的水平的winsorize數據處理。

為從宏觀地、更詳細地了解變量的作用效果，表2和表3給出了各變量的描述性統計結果。

表2和表3中的結果顯示，國有企業的平均股利支付率處于25.31%水平，每10股平均派利0.437元，可持續增長率處于7.75%，托賓Q值處于5.73%，每股收益處于2.483,7元?？沙掷m增長率水平越高，股利支付率和每股股利相對越低，而托賓Q值和每股收益相對越高。

三、實證分析

（一）模型1的參數估計

PSVAR模型雖已被證實為一種有效的研究方法，但在具體的應用過程中存在參數過多的問題，這使得參數估計需要在一定的條件下才能夠進行。在經濟變量之間通常會存在長期均衡或者即期的影響關系，這些關系很大程度上減少了模型所需估計的參數，給予模型的識別簡單與便捷。根據上述三變量PSVAR模型中各變量的含義，可以發現在它們三者之間存在如下即期影響關系：

表2 變量的描述性統計結果（部分）

表3 變量的描述性統計結果（部分）

（1）在目前的現金股利的管理和發放慣例下，多數上市公司通常在次年的年初決定是否對上一年的利潤分成進行發放。也就是說歸屬于當年的利潤分配實際上是在次年才進行的，那么可以得出t期的企業價值將不受t期的現金股利的影響。

（2）由于可持續增長決定于企業上一期間的經濟活動，因而歸屬于t期的可持續增長對t期的企業價值影響為零；

（3）由于歸屬于t期的現金股利分配依據t-1期的盈利情況，因而歸屬于t期的可持續增長對t期的現金股利影響為零。

三個變量之間存在的即期經濟關系，使模型之間擾動項不相關的假設成立，因而可以從三個變量的沖擊因素εi,t中分解出對彼此的動態影響路徑和方差擾動貢獻。根據PSVAR模型的計算步驟，首先需對誘導參數進行估計，然后再對唯一的結構參數進行識別，最后再通過脈沖響應和方差分解分析變量間的動態影響路徑和方差擾動貢獻率。

模型1的誘導方程為：

其中，χ=Γ-1α，Bk=Γ-1Ak，D=Γ-1C，πi=Γ-1μ，ωi,t=Γ-1εi,t

本文運用系統GMM估計法對三個非平衡的動態面板數據（經過資產總額加權后的國企分紅、可持續增長及企業價值，這三組數據都不存在面板單位根）進行誘導方程估計，整個過程的計算和結果輸出借助軟件STATA 11.0。模型中變量滯后階數主要根據Sargan檢驗和擾動項的差分自相關檢驗的1%顯著性水平來確定。就誘導方程本身來說，等式中的系數不是本文重點的關注對象，特別是各個單方程的檢驗已被各國學者進行了不同程度的研究，在此略去估計結果。結構參數的識別依賴于本文建立PSVAR模型所滿足的三個經濟約束條件，由于這三個約束條件不同于傳統的PSVAR模型類別中的C模型，K模型及AB模型的形式，一般的計量軟件無法直接輸出結果，因此，本文通過STATA輸出的誘導方程殘差，經過求解方程，得到識別的結構參數。在此，本文列出結構參數的識別結果。其中，計算結果、脈沖響應和方差分解的結果均來自于MATLAB2008a。

Γ-1的識別為：

對應Γ為：

結構參數描述了研究變量之間存在的即期經濟關系（為便于簡要分析，上文中將變量移到方程等式的右邊，所以識別結構參數的逆矩陣）。目前，將上述三個經濟關系納入至同一動態系統予以特別考察的研究，在國內尚少見報導。不同于國外上市公司，我國上市公司一般是按年支付現金股利。這樣歸屬于t年份的紅利分配一般在t+l年份實際發放，從而不會對t年份的可持續增長和企業價值產生任何影響，因此，評價紅利發放對t+l年份的可持續增長和企業價值的影響則只能通過現金股利影響的動態時序路徑來分析。第t年的企業價值對t年的現金股利和可持續增長的影響程度體現在矩陣的第一行和第二行的系數中，矩陣的第一行描述了可持續增長和企業價值影響現金股利發放水平的貢獻比例。

從具體的即期系數來看：可持續增長對股利支付率存在負向影響，企業價值對股利支付率存在正向影響；企業價值對可持續增長存在正向影響。

即期參數對不同變量下的系統改變有很大方面的作用，而進一步分析各個階段的動態改變時，需要借助模型的脈沖響應函數和變量的方差分解。

（二）模型1的脈沖響應函數和方差分解

核心變量之間的即期影響關系只是結構參數識別的主要內容之一，更為重要的是在結構性關系被確定后，由于等式中的標量滿足正交隨機性，因而變量影響的動態路徑和因素大小將可以通過脈沖響應和方差分解進行分析。

（1）脈沖響應

圖1至圖3分別描繪了現金股利對可持續增長，現金股利對企業價值，可持續增長對企業價值的一個標準差的擾動項的沖擊的動態影響路徑及持續時間，反映了模型中的核心變量受到某種沖擊時的動態變化。圖中，橫軸和縱軸分別表示沖擊的滯后期數和變量受沖擊的響應大小。為便于觀察累計沖擊效應，在各圖中還同時繪制了對應的累積脈沖響應曲線。

圖1 現金股利對可持續增長的沖擊

圖2 現金股利對企業價值的沖擊

圖3 可持續增長對企業價值的沖擊

從圖1來看，現金股利對可持續增長的沖擊由負轉正，在前3期為負沖擊，沖擊幅度逐漸減弱，至第4期轉為正沖擊，隨后維持在2×10-4的水平。累計沖擊響應至第6期由負轉為正。這說明從短期來看，現金股利分配不利于可持續增長，但長期來看，現金股利支付未來將對企業的發展有很大的作用，有利于企業的可持續增長。

從圖2來看，現金股利對企業價值存在正沖擊，沖擊在初期較為強烈，至第3期趨于穩定并逐漸收斂于0。這說明現金股利對企業價值存在促進作用，但影響周期較短。

從圖3來看，可持續增長對企業價值存在正沖擊，沖擊強度在前4期稍有減弱，隨后趨于穩定。這說明可持續增長對企業價值存在促進作用，而且存在長期持久的影響。

（2）方差分解

脈沖響應函數的時序圖和累積脈沖響應函數揭示了現金股利、可持續增長和企業價值三者的動態關系，但要了解上述的動態影響在各變量波動中所占的比重，深入評價不同結構沖擊的重要性，必須計算每一個結構沖擊對內生變量變化的貢獻度，即三變量的方差分解。表4列示了上述模型中結構沖擊變量的方差對內生變量方差的相對貢獻度。

表4 模型（1）的方差結構性分解

從表4可以看出，現金股利的波動主要來自于變量自身，其次是企業價值，受企業可持續增長的波動較小，這說明對于國有企業的現金股利分配，主要決定于上一年度的分配情況，而受企業經營狀況的影響較??；可持續增長的波動主要也來自于變量自身，但同時企業價值和現金股利支付也占有一定的比例，這說明企業價值和現金股利支付是決定企業能否可持續發展的重要因素；企業價值的波動主要來自于可持續增長和變量自身，其中，來自于可持續增長的波動占比最高，這說明企業價值在取決于以往經營業績的同時，更主要的是取決于企業的可持續發展狀態。

（三）模型2的參數估計和脈沖響應

同樣可以發現，在上述兩變量的PSVAR模型系統中，存在如下即期的影響關系：歸屬于t期的現金股利對t期的企業業績影響為零。

則，對于SRG＞0的樣本組，模型的Γ-1和Γ識別為：

對于SGR≤0的樣本組，模型的Γ-1和Γ識別為：

從即期系數來看：對于可持續增長大于0和小于等于0的情況，企業價值和現金股利之間均存在正向影響關系，其中，在可持續增長大于0的情況下，企業價值和現金股利之間的正向影響關系更強烈。為進一步分析現金股利和企業價值之間的影響關系，下面對上述兩種情景下的模型進行脈沖分析，分析結果分別見圖4和圖5。

圖4 現金股利對企業價值的沖擊（SRG＞0）

圖5 現金股利對企業價值的沖擊（SRG≤0）

對比圖4和圖5，SRG＞0的樣本組中現金股利對企業價值的促進作用明顯大于SRG≤0的樣本組。這說明處于可持續增長的國有企業，現金股利對企業價值的促進作用更大。這一結論有效的支撐了上文中的假設3。

四、穩健性檢驗

前文的實證結果說明：企業的可持續增長與國企分紅有關，國企分紅有助于提升企業價值，基于可持續增長的國有企業現金股利支付更加有利于提升企業價值。但由于選取的國企分紅指標為相對量指標（股利支付率），企業價值指標為托賓Q值，上述假設的成立可能會受到指標選取的影響。為驗證這一問題，本文仍以上述國有上市企業作為研究對象，以2006—2013年為時間區間，選取每股股利衡量國企分紅，選取每股收益衡量企業價值對上述實證結果進行穩健性檢驗。

驗證數據的來源與預處理與上文一致，并按照上文的實證檢驗方法，對收集的數據進行PSVAR建模、結構參數估計、脈沖響應分析和方差分解分析，部分結果如下。

模型1的結構參數矩陣為：

脈沖響應函數為：

圖6 模型1的脈沖響應函數

模型2的脈沖響應函數為：

圖7 模型2的脈沖響應函數

上述檢驗結果同樣顯示：在短期內，國企分紅不利于企業的可持續增長，但長期來看，分紅會促進企業的可持續發展；國企分紅有助于提升企業價值；基于可持續增長的國有企業現金股利支付更加有利于提升企業價值。這說明采用每股股利替換股利支付率和每股收益替換托賓Q值后，國有企業的數據同樣支持本文所提出的假說，即可以認為本文的結論是穩健的。

五、結論

由前文可知，要想使企業價值最大化，在制定股利政策時，不僅要考慮股東的收益，還應考慮到企業未來的增長。本文以我國2006—2013年我國國有企業上市公司為樣本，實證檢驗了股利支付、可持續增長與企業價值三者之間的關系，證實：（1）從短期來看，現金股利分配不利于企業的可持續增長，但長期來看，現金股利支付將有利于企業的可持續增長；（2）現金股利可以促進企業價值的提高，但是影響周期較短；（3）可持續增長具有對企業價值長期持久的促進價值；（4）可持續增長可以促進現金股利對提高企業價值的積極影響作用?？v觀中國的國有企業這么多年的發展，享受了國家許多的優惠政策，卻并沒有使中國人民獲益，因此，應該強化其返還經營紅利的意識，提高其股利支付率。至于如何制定分紅政策，應當結合各企業的規模大小、行業屬性、盈利能力，從企業的可持續增長角度出發，不同的企業采取不同的股利支付率，該支付率應當能保證企業可持續增長并最終促使企業價值最大化，而不應當采取一刀切的方式，使用統一的股利支付率。

注釋：

①Higgins模型的假設條件：（1）企業已經有且希望能夠繼續維持的一個目標資本結構和目標股利政策；（2）管理者不可能或不愿意發售新股。

②如，黨的十八大報告中明確提出：“加強能源資源節約和生態環境保護，增強可持續發展能力”。