葉民英

摘要：在分析現金股利分配和公司業(yè)績相關性理論基礎上，以130家A股房地產上市公司2011-2013年間246個時間序列觀測值作為研究樣本，實證檢驗現金股利分配與公司業(yè)績之間的關系。實證結果表明：不管是國有A股房地產上市公司還是非國有A股房地產上市公司，現金股利分配與公司業(yè)績都正相關，只是國有A股房地產上市公司現金股利分配對公司業(yè)績的影響力度較大。同時，所有A股房地產上市公司的資產負債率與公司業(yè)績負相關，但是非國有A股房地產上市公司資產負債率對公司業(yè)績的影響力度較強。

關鍵詞：產權性質；每股現金股利；公司業(yè)績

中圖分類號：F8

文獻標識碼：A

文章編號：1004-3160（2015）05-0104-04

一、引言

自從我國加入WTO以來，伴隨著我國證券行業(yè)的不斷前進，我國經濟獲得空前的發(fā)展。在這樣的背景下，越來越多的公司選擇在證券交易所上市。公司上市這種行為不僅給公司帶來好處，同時也會帶給公司新的挑戰(zhàn)。不管公司上市與否，業(yè)績的好壞都是公司首要關注的對象。對于上市公司來說，業(yè)績的好壞會及時反映到公司股票價格，從而導致公司股價的波動。股價的波動會傳遞公司運營是否良好的信息，從而影響外部投資者對公司的信心，進而影響到公司的未來，如此循環(huán)，周而復始。

通常，外部投資者進行投資決策時，首先考慮公司的業(yè)績情況，然后才會考慮公司的成長性。由此可以看出業(yè)績對一個公司的重要程度。對于如何提高公司業(yè)績，也一直是公司比較關注的事。公司業(yè)績的影響因素很多，例如：股權激勵、高管薪酬、研發(fā)投入等。然而，很少有研究現金股利分配對公司業(yè)績的影響，尤其沒有具體到某個行業(yè)進行研究。鑒于此，本文以130家A股房地產上市公司2011-2013年間246個時間序列的觀測值為研究樣本，實證檢驗現金股利分配與公司業(yè)績之間的關系。

二、文獻回顧及研究假設的提出

股利政策、投資決策和融資決策是上市公司財務管理活動三大核心內容。股利政策是關于上市公司是否發(fā)放股利、以什么形式發(fā)放股利以及在何時發(fā)放多少股利等方面的具體政策，是公司融資決策和投資決策的邏輯延續(xù)。關于股利發(fā)放的方式，現在有現金股利、股票股利、轉增股本等豐富多樣的股利支付形式。其中，現金股利和股票股利是其中兩種最主要的股利支付方式?，F金股利是公司直接以現金形式支付給股東的股利支付方式，是最普遍的股利分配方式，同時是可以真正拿到手的收益，而股票股利則是公司將留存收益轉化股本，并不會改變股東所持股票所占的權益比例和價值的股利支付方式?，F金股利政策作為股利政策內容的一方面，越來越受到管理當局與投資者的重視。公司能否制定合理穩(wěn)定的現金股利政策，關系著公司的長期發(fā)展。此外，合理穩(wěn)定的現金股利政策能夠吸引更多的投資者注意。

由于國外證券市場起步比較早，發(fā)展也比較迅速，國外學者關于股利政策的研究要早于國內學者。在研究初期，國外學者關于股利政策的研究，主要集中在研究股利政策影響因素上。Chowdhry和Nanda（1994）通過構建一個股利分配的動態(tài)模型來研究現金股利分配的影響因素，研究發(fā)現公司的盈利能力是影響現金股利政策的關鍵因素，盈利能力越強的公司其現金股利發(fā)放的可能性越大，盈利能力與現金股利呈顯著地正相關關系。隨著研究的不斷深入，學者轉向研究股利政策對于公司績效、市場價值的影響程度研究。Nissim和Ziv（2001）收集了上市公司1963-1997年的現金股利分配與未來績效的相關數據，建立回歸模型進行分析，發(fā)現現金股利與未來兩年公司績效水平的提高存在顯著的正相關關系。

我國證券市場的出現晚于國外證券市場，且發(fā)展速度相對較慢。然而，我國學者關于股利政策的研究方向與國外同仁差不多。呂長江和周縣華（2005）在相關研究中采用因子分析法，研究結果表明公司治理結構也是影響現金股利支付率的影響因素之一，公司高管階層的持股比例與現金股利支付率之間呈正相關關系，并且持股比例越高，公司的現金股利水平也越高。韓笑（2011）以滬深兩大交易所發(fā)行A股的上市公司為總體樣本，提取這些公司2006-2009年的現金股利和公司績效數據進行回歸分析，分析結果表明現金股利分配與公司績效正相關。高雷、宋順林（2007）就公司的財務特征對股利分配的影響做了研究，證實公司分配的股利和公司盈利能力正相關。

為什么現金股利分配會引起公司股票價格的變化？信息傳遞理論能給予我們合理的解釋。早在1956年Lintner就最先提出“為什么股利政策會影響公司價值，原因就在于股利具有信號傳遞效應”。嚴太華和郭強（2010）利用1997-2007年上市公司分紅數據，采用Fama-French三因素模型進行分析，發(fā)現高分紅比率的公司具有高的超額收益，說明股利確實具有信號傳遞效應?；谛畔鬟f理論，如果一個公司發(fā)放的股利較高，股利發(fā)放較穩(wěn)定，預示著公司業(yè)績良好，有利于公司在資本市場樹立良好形象，吸引更多的投資者。進而在市場監(jiān)督與投資者高度關注下，經營管理層更加規(guī)范治理，保持或加速公司業(yè)績增長?？梢钥闯霈F金股利分配與公司業(yè)績是正相關的，同時也適用房地產上市公司。此外，如果上市公司債務負擔越重，現金周轉越困難，將逐漸不傾向于現金股利分配，否則將造成公司財務惡化。據此提出如下假設：

假設1a：在其他條件不變的情況下，國有A股房地產上市公司的現金股利分配與公司業(yè)績正相關。

假設1b：在其他條件不變的情況下，國有A股房地產上市公司的資產負債率與公司業(yè)績負相關。

假設2a：在其他條件不變的情況下，非國有A股房地產上市公司的現金股利分配與公司業(yè)績正相關。

假設2b：在其他條件不變的情況下，非國有A股房地產上市公司的資產負債率與公司業(yè)績負相關。

三、研究設計

（一）樣本選擇與數據來源

為研究現金股利分配與公司業(yè)績關系，本文選取了2011-2013年3年間在上交所和深交所A股上市房地產公司的財務數據為樣本，對現金股利和公司業(yè)績之間的關系進行實證研究。這些房地產上市公司有的連續(xù)三年均派發(fā)了現金股利，有的只在其中一兩年派發(fā)了現金股利，最終得到包括130家公司的246個樣本數據，其中，有67家國企的144個年度數據和63家非國企的102個年度數據。本文所需的數據均來自國泰君安CSMAR數據庫。本文采用SPSS統(tǒng)計分析軟件對實驗數據進行處理。

（二）變量設計與實證模型

1.被解釋變量

關于公司業(yè)績衡量指標。徐經長，王勝海（2010）認為，凈利潤是公司業(yè)績的最終結果，凈利潤的連續(xù)增長是公司成長性的基本特征。衡量公司業(yè)績的指標有市場價值指標和利潤指標，市場價值指標一般是指公司股票的市場價格。一只成熟健康的股票其市場價格與公司業(yè)績之間應有顯著的相關性，經營者的薪酬激勵方案設計應使得企業(yè)市場價值最大化。然而我國股票市場并不完善，加之股市投機性較強，致使股票的市場價格遠遠偏離企業(yè)的真實價值。因此，本文擬采用總資產報酬率ROA指標作為因變量來衡量公司業(yè)績。

2.解釋變量

現金股利是指公司以現金支付的股利，回顧前人的研究，衡量公司現金股利分配有兩個指標可以衡量，一個是每股現金股利，一個是股利支付率。但從筆者調查的房地產上市公司股利分配信息看，房地產上市公司發(fā)放的現金股利水平普遍比較低，所以本文采用每股現金股利CD作為被解釋變量。

3.控制變量

為控制公司業(yè)績的其他影響因素，加入以下控制變量：

公司規(guī)模（SIZE）：以上市公司年末資產總額的自然對數進行衡量。

營業(yè)收入增長率（IRR）：以本年度營業(yè)收入與上年度營業(yè)收入之差除以上年度營業(yè)收入進行衡量。

資產負債率（LEV）：以上市公司年末的負債總額與資產總額的比值進行衡量。

4.實證模型

根據前文研究假說及所定義的相關變量，為了能夠更好地研究現金股利分配與公司業(yè)績的相關性，本文構建如下實證檢驗模型：

ROA=a₁CD+a₂SIZE+a₃LEV+a₄IRR+C+ε （1）

我們將根據相關研究假說對式（1）進行檢驗。其中，為各變量的待估系數，C為實證模型的常數項，為實證模型的殘差項。

四、實證結果分析

（一）描述性統(tǒng)計

表1給出了各主要變量的描述性統(tǒng)計結果。從表1可以看出，被解釋變量總資產報酬率ROA均值為0.1133，最小值為0.0034，最大值為0.3765，這表明各公司各年的公司業(yè)績還是存在差距。解釋變量每股現金股利CD均值為0.1058，這表明房地產上市公司現金股利的分配偏低；每股現金股利CD最大值為0.5200，最小值為0.0052，可以看出各公司分配的現金股利有較大差距。在控制變量中，公司規(guī)模SIZE的均值為23.1537，樣本公司的平均資產總額比較大；資產負債率LEV均值為0.6572，樣本公司的負債總額約占資產總額的2/3；營業(yè)收入增長率（IRR）均值為0.3662，最大最小值差距很大，這說明不同上市公司營業(yè)收入增長率的差距很大。

（二）Spearman檢驗

表2是主要變量相關性的檢驗結果。從表2可以看出公司業(yè)績ROA與解釋變量CD顯著相關，并且相關系數為正，這為證明假設1a和假設2a作了很好的證明。同時公司業(yè)績ROA與各控制變量都是顯著相關，這就說明各控制變量對公司業(yè)績ROA是有影響的。

（三）多元回歸分析

為了避免產權性質對實證結果的影響，本文分別以國企數據和非國企數據進行回歸分析，具體結果見表3和表4。

表3是用國企數據通過回歸分析得到的回歸系數。通過回歸得到了調整R方值以及F值，限于篇幅，沒有列出相應的表格，相應的調整R方值為0.455，F值為30.850，通過了顯著性的檢驗。因此模型是可行的。通過表3可以看出，解釋變量CD的標準回歸系數為0.469，并且在1%下顯著為正，這說明每股現金股利與公司業(yè)績顯著正相關。假設1a得到了證明。LEV的標準回歸系數為-0.418，也在1%下顯著為負，這表明對國企房地產上市公司來說，資產負債率越高，資金周轉越困難，從而導致公司業(yè)績越低。假設1b亦得到證明。

用非國企數據回歸得到回歸系數表如表4所示?；貧w得到的調整R方值以及F值，限于篇幅，沒有列出相應的表格。具體的調整R方值以及F值分別為0.182、6.498，并且F值通過了顯著性的檢驗。從表4可以看出，每股現金股利變量的標準回歸系數通過了1%顯著性檢驗，并且顯著為正，其系數值為0.368，這表明非國企的每股現金股利與公司業(yè)績顯著正相關，假設2a得到了證明。此外，LEV變量的標準系數值為-0.344，并且通過了1%顯著性檢驗，這說明非國有企業(yè)的資產負債率與公司業(yè)績負相關，假設2b得到了證明。對比國企和非國企回歸結果，國企的每股現金股利變量的系數值0.469要大于非國企每股現金股利變量的系數值0.368。這說明現金股利分配對國企和非國企公司業(yè)績的影響力度不一樣，對國企公司業(yè)績的影響力度要大于非國企。同時，國企的資產負債率的系數值-0.418要比非國企LEV系數值-0.344要小。這反映了資產負債率對非國企公司業(yè)績的影響強度要比國企的大些。

五、研究結論

本文主要對A股房地產上市公司現金股利分配與公司業(yè)績相關性研究，這樣可以避免行業(yè)差異對實證結果干擾。同時，考慮到產權性質可能會對實證結果產生影響，本文分別以國企A股房地產上市公司和非國企A股房地產上市公司數據進行實證分析。通過對國企和非國企數據的分析，最終得到了結果如下：國企和非國企A股房地產上市公司的現金股利分配與公司業(yè)績都正相關，但是國有A股房地產上市公司現金股利分配對公司業(yè)績的影響力度大些。此外，所有的A股房地產上市公司的資產負債率與公司業(yè)績負相關，但是非國有A股房地產上市公司資產負債率對公司業(yè)績的影響力度強些。

對于A股房地產上市公司來說，現金股利分配普遍低。本文通過分析證實房地產行業(yè)上市公司現金股利分配對公司業(yè)績存在正效應，實證分析結果可以為未實行現金股利分配的房地產上市公司以及其他行業(yè)的上市公司提供參考。

責任編輯：詹花秀