公司成長性、現金股利與盈余質量的研究①

黃新桃，鄭晨楓，黃 蕾，劉佳旋

股利政策是公司和投資者等不同利益主體之間博弈后的結果，從信號傳遞角度，上市公司可以通過發放股利向市場傳遞出公司盈利狀況良好的訊息。 但相比于國外成熟的資本市場，我國股票市場股利分配長期存在著上市公司盈利不分紅或者少分紅，現金股利支付率普遍較低的情況。 僅僅依靠市場的力量不能解決問題，為此，證監會自2001年起頒布政策來加強監管，上市公司的股利分配政策逐漸由自愿分紅演變到半強制分紅。 綜合考慮外在和內在因素的影響，現金股利的發放與盈余質量的關系仍舊撲朔迷離，存有爭議。本文搜集滬深兩市A 股上市公司2014～2018年之間的數據，選用修正的Jones 模型來計算可操控應計利潤，實證檢驗并分析在公司成長性差異下現金股利的發放情況與盈余質量好壞之間的相關關系。

一、理論基礎

股利信號傳遞理論最早由西方學者提出，認為公司宣布發放股利能夠向市場傳遞有關公司前景和財務方面的信息，未預期到這些信息的投資者會對此做出反應。 Lintner 最早對該理論進行了實證研究，通過承諾支付股利，公司可以使投資者相信公司報告的收益質量。 國內學者鐘田麗通過實證分析發現，發放現金股利水平越高的公司下一年的收益狀況越好，上市公司通過現金股利分配向市場傳遞了公司未來盈利的信息。 另外也有學者提出了質疑，認為在中國的資本市場中，股利沒有信息功能。 李常青和原紅旗發現我國上市公司的股利變化與公司未來年度盈利變化不相關。

關于成長性與現金分紅水平關系的研究，國外起步較早，Rozeff 通過比較1974～1980年間的上千家公司的股利支付率，發現公司成長性和股利支付率負相關。 La Porta 等認為，在信息披露良好的情況下，成長性高的公司現金股利支付意愿越弱，支付水平越高，但在信息披露較差的情況下，此種關系不一定存在。 相比國外而言，我國該方面的研究較晚。 林川等實證研究發現成長性與現金分紅水平是負相關關系。 羅琦等研究發現，相比成長型公司，成熟型公司更愿意進行現金分紅。 另外也有部分學者提出異議。 吳灝文對屬于11 個不同行業的411 家上市公司就現金分紅水平進行差異性檢驗，發現為了向市場傳遞利好信號以及發揮財務杠桿的作用，成長性更高的公司會選擇水平更高的現金股利。王宇發現公司成長性與股利支付水平負相關但不顯著，原因是半強制分紅政策使一些處于高成長期、迫切需要再融資的上市公司受到吸引，進而進行現金分紅，使得公司成長性與現金股利水平之間的負相關受到干擾。

二、研究假設

根據股利信號理論，在信息不對稱的情況下，上市公司可通過股利政策向市場傳遞公司未來盈利情況的信息。 一般來說，股利支付率高意味著若企業盈利能力較強，因為一個穩定的現金股利支付政策必然需要良好的盈利能力作為支撐，如果公司的可操控性應計利潤過多，就不可能有足夠的現金來支付現金股利。 因為高成長性的公司需要將更多資金用于擴大公司規模，一般來說，其現金分紅的水平較成熟型公司更低。 因此，本文提出三點假設：

假設一：支付現金股利的公司盈余質量好于不支付現金股利的公司。

假設二：公司的現金股利支付率與其盈余質量成正相關性。

假設三：公司的成長性會削弱現金股利支付率與盈余質量之間的正相關性。

三、樣本數據的選取

本文選取了滬深兩市A 股上市公司2014 ～2018年之間的數據，各年分別為2150 家、2191 家、2236 家、2196 家、2101家。 數據主要來自國泰安CSMAR 數據庫。

本文鑒于實際情況和研究需要對樣本進行了以下處理：

1.金融類行業的資本結構及財務情況和普通的上市公司有較大的差別，因此在選取樣本時剔除了金融類行業；

2.剔除國泰安CSMAR 數據庫下載的缺失和極端數據；

3.為了保證樣本特征的一致性，選取了一年只支付一次股利，每次支付股利都在年末的公司。

四、研究設計

(一)盈余質量的度量

本文選用可操控性應計利潤作為盈余質量的代理變量來對盈余質量進行度量，選用分年度、分行業的截面修正Jones 模型作為可操控性應計利潤的計算方法。

具體的，我們將分年度、分行業的樣本數據代入模型(1)，將得到的回歸系數α1，α2，α3代入模型(2)：

其中，TAi，t表示i上市公司在t年的總應計利潤額，等于凈利潤減去期末經營活動現金流的差額。 Ai，t為i上市公司第t年期末的資產總額。 ΔREVi，t為i上市公司第t年和t-1年主營業務收入的變化額。 PPEi，t是i上市公司第t年末的固定資產賬面原值。 ΔRECi，t是i上市公司第t年和t-1年應收賬款的變動額。

定義DA 為上市公司的操控性應計利潤額，取DA 的絕對值為ADA，用ADA 作為盈余質量的代理變量，ADA 越高，意味著上市公司盈余管理程度越高，盈余質量越差，反之ADA 越小，盈余質量越好。

(二)假設一、二的驗證模型

YEAR 為年度虛擬變量，數據屬于本年為1，否則為0。

表1 為從2014 ～2018年度樣本公司中選取的各項變量指標的情況

表1 變量描述

(三)假設三的驗證模型

變量ai代表影響盈余質量但又不隨時間而變化的所有無法觀測因素，ai與xi，t無關。

取t和t-1 兩個年份的數據之差，得到一階差分方程：

PRi，t×GROWTHi，t是 股 利 支 付 率 和 公 司 成 長 性 的 交 互項。 根據假設，若交互項的系數為正，則說明公司成長性削弱了現金股利與盈余質量之間的正相關性。

五、實證分析

(一)描述性統計分析

1.2014～2018年度樣本公司發放現金股利情況

表2 為2014～2018年度樣本公司支付現金股利的情況，樣本中支付現金股利地公司的占比都在70%以上，處于一個較高的水平。

表2 樣本公司各年度支付現金股利的情況

2.單變量分析

表3 列示了各被解釋變量及控制變量的描述性統計結果。 通過對兩組獨立樣本的描述性統計分析可以看出，支付現金股利的公司ADA 平均值和中位數均小于未支付現金股利的公司。 所以，與未支付現金股利的公司相比，支付現金股利的公司的操控性應計利潤更少。

表3 變量的描述性統計

除此之外，支付現金股利的公司有更良好的財務狀況。支付現金股利的公司總資產收益率的平均值和中位數都高于未支付現金股利的公司。 此外，未發放現金股利公司的銷售增長率的均值和中位數均更低，說明成長性更高的公司傾向于保留多一些的現金在公司內部，用于公司發展。

(二)多元回歸分析

對面板數據進行ADF 平穩性檢驗，P值均小于0.05，即面板數據是平穩的。

1.假設一的檢驗結果

通過表4 可以看出，被解釋變量EQ 對解釋變量DIV 的回歸系數為-0.010，在1%水平上顯著為負。 這代表支付現金股利的公司其可操控性應計利潤要低于未支付現金股利的公司，盈余質量較好。 可見，假設一得到了回歸結果的證實。

表4 多元回歸結果(1)

2.假設二的檢驗結果

通過表5 可以看出，被解釋變量EQ 對解釋變量PR 的回歸系數為-0.001，在10%水平上顯著為負。 這說明了支付現金股利越高的公司其可操控性應計利潤越少，盈余質量更好。 假設二得到了回歸結果的證實。

表5 多元回歸結果(2)

3.假設三的分析結果

通過表6 可以看出，被解釋變量ΔEQi，t和交互項Δ(PRi，t×GROWTHi，t)的回歸系數為0.005，在5%的水平上顯著為正，成長性的交互效應顯著。

表6 多元回歸結果(3)

將差分后的回歸方程對ΔPR 求導，得到：

若ΔGROWTH 大 于0，ΔEQ 和ΔPR 之 間 的 斜 率 在ΔGROWTH 的影響下會減小，ΔEQ 和ΔPR 兩者之間的相關性減弱。 也就是說，當公司成長性越高，越削弱現金股利與盈余質量之間的正相關性，成長性的交互效應顯著。 假設三得到了證實。

六、結論與建議

通過本文的實證研究，上市公司現金股利政策和其盈余質量之間存在一定的關系，因此現金股利具有信號傳遞的作用。 主要得到以下結論：

1.支付現金股利的上市公司比未支付現金股利的上市公司有著更低的可操控性應計利潤，有更高的盈余質量。

2.在支付現金股利的上市公司中，股利支付率更高的上市公司有著更低的可操控性應計利潤，盈余質量更高。

3.在支付現金股利的上市公司中，成長性會削弱現金股利支付率和盈余質量之間的正相關性。

綜上所述研究結果，本文提出以下建議：

1.上市公司發放現金股利確實在一定程度上可反映出企業當前盈余質量較好，可預測未來的經營狀況，是向投資者發出的良好信號，應當引起投資者足夠重視。 因此如果通過適當的引導，會培養起更多理性的投資者，證券市場也會朝著更健康的方向發展。

2.上市公司首先要提高其盈余質量，在提高盈利能力的同時拓寬自身融資渠道，完善內部治理結構。 按照公司在不同成長期的財務狀況，制定一套合理、科學的股利分配政策，同時通過建立有效的監督機制，保護中小投資者，提高公司聲譽。