【摘 要】 文章运用多元回归模型及相关数据,对我国制造业上市公司股利政策变更与公司业绩之间的关系进行了系统的分析,得出我国制造业上市公司上上期股利变化与当期股利存在显著负相关以及净利润的损失与股利变化存在显著正相关的结论。
【关键词】 股利政策; 股利变化; 公司业绩
一、引言
股利政策是公司财务决策重要的组成部分,可以视为留存收益和投融资所需现金之间的一种平衡,因此与公司的融资决策、投资决策密切相关。股利政策的核心问题包括:第一,公司是否分配股利?第二,如果分配,选择的具体分配方式是什么?1961年Miller&Modigliani提出了“股利无关论”,构成了股利政策的理论基石。此后40多年来,股利政策一直是西方财务学研究的热点,学者们进行了大量的理论探索和实证研究,产生了许多观点迥异的理论学说,如税收效应理论、代理理论、信号传递理论、迎合理论等,但至今仍未找到一个合理的解释。因此,理论界将其称为“股利之谜”。
Watts是所有金融专家中第一个实证研究股利与未来公司利润关系的。1973年他将股利作为自变量,下一年的公司利润作为因变量,对1946年到1967年310家公司进行回归分析,得出回归系数为正,但t检验并不显著。1978年Gonnedes的实证分析结论也与Watts的结论类似,他们都得出一个结论:似乎股利政策本身并未传递多少信息。该研究的局限性在于小样本的统计分析,其结果的可信度值得怀疑。Shlomo Benartizi,Roni Michaely和Richard Thaler在1997年发表的“股利变化是显示将来还是显示过去?”采用大样本统计分析,同时拓宽统计分析的内容,把公司分为两类,比较这两类公司在后1年、后2年的利润增长率的差异,他们发现股利增长中确实包含着公司未来前景的一部分信息,即公司管理层预计公司过去的利润快速增长趋势能保持下去。Black和Scholes(1974)利用扩展的资本资产定价模型,将1926-1966年在NYSE上市的股票分成25个投资组合;然后再按其现金股利收益率和分配比例分为5组(每组5个投资组合);最后按每个组合的系统风险系数依次排序。结果发现现金股利收益率的差异并没有导致投资组合收益率的差异,即股利政策不影响股票价格,高的现金股利支付率同低的现金股利支付率对股价的影响没有显著差异。Aspuith和Mullins(1983)以1954-1980年期间其股票在NYSE和AMEX上市首次分配现金股利和停止分配现金股利10年以上而又恢复分配的公司为样本,研究公布日前后五天的股价和非正常收益(AR)的变动情况,结果发现在分配现金股利宣告当日和前一日,非正常收益显著高于其他时间。Dileman和Oppenheimen(1984)将在NYSE上市的公司的现金股利的发放分为“恢复分配”、“分配增长超过25%”、“分配下降超过25%”和“取消分配”四组。结果发现恢复分配和分配超过25%的样本公司在股利发放公告日及后一日有显著的非正常收益率;而分配下降25%和取消分配的样本公司其AR在公布日及后日显著地低于其他时间的AR。Benartzi,Michaaely和Thaler(1997)把1979-1991年期间在NYSE和AMEX上市的样本公司分为现金股利增加组和减少组,结果表明在现金股利宣布发放的后三天,对于增加组,其累计非正常收益率(CAR)为0.81%,而减少组其CAR值却为-2.53%。
中国上市公司的股利政策解释起来就更加复杂。魏刚(1999)的研究结果表明:股利变化能够较好地预测未来3年的盈利变化;从不同类型股利情况来看,现金股利和混合股利变化能够较好地预测未来3年的盈利变化,但股票股利的预测能力较差。陈晓(1998);陈浪南、姚正春(2000)在控制其他事件效应的情况下,发现市场较为偏好股票股利和混合股利,但对现金股利反应冷淡。俞乔和程滢(2001)却认为现金股利作为首次分红支付方式不受市场欢迎,其异常收益显著为负值。孔小文和于笑坤(2003)从股利宣告的市场反应及股利信息内涵两个方面分析上市公司股利政策信号传递效应。结果发现,在我国股市中存在股利的信号传递效应,不同股利政策会引起不同的市场反应,分配股利的上市公司的未来盈利情况好于不分配股利的上市公司,但不同的股利类型对未来盈利的预期没有差别。随着我国资本市场管制政策的不断变化,中国上市公司的股利政策与公司业绩的关系也非常微妙。为此,本文在上述研究的基础上,选取1998—2006年制造业上市公司为样本,试图对上市公司股利政策与公司业绩之间的关系进行实证分析和探讨,以期对该问题的认识有所加深。
二、数据来源与研究设计
(一)研究样本选择与数据来源
本文以我国1998—2006年制造业的上市公司为初始样本,共计6 088家公司样本。以1998年公司为基础样本(457家),1999年—2006年剔除每年新增加的公司样本以及资料不全的样本,合计2 889家。其中1999年剔除63家;2000年剔除147家;2001年剔除200家;2002年剔除243家;2003年剔除281家;2004年剔除347家;2005年剔除349家;2006年剔除345家。最终,本文选取了3 199家公司作为研究样本。
本文的全部公司信息、财务数据及财务指标均来自国泰安CSMAR数据库或根据CSMAR数据库的原始数据运用EXCEL计算得到。
(二)模型与变量设置
1.模型选择
选取如下离散选择模型作为下面的研究设计模型。
y﹡=β'X+ε
y﹡是一个不能测量变量,X是解释变量的一类。ε是一个剩余额。减少的决定使价值为0,保持使价值为1,增加价值为2。尽管y﹡是不可测量的,但可以得到y:
y=0,如果y﹡≤0
y=1,如果0
μ是一个未知参数,是和β一起被估计的。假定β是通过观察结果而标准分配出来的(作为二项式probit模型里),意义和ε变量分别被设成0和1。有了如上标准分配可有下面的可能性。
P(y=0)=Φ(-β'X)
P(y=1)=Φ(μ-β'X)-Φ(-β'X)
P(y=2)=1-Φ(μ-β'X)
Φ为累计标准。系数是用函数最大可能性估计的。这里选用一个。因为没有足够的证据去反对无效的关于homoskedasticity的假设,所有模型估测,实质上给模型增加了另外的一个参数向量。
下面探讨增加、保持或者减少股利是否取决于过去的利润和/或者现金流。
2.变量选择及含义(表1)
三、实证结果及其分析
(一)描述性统计结果及其分析
首先分析2000—2006年股利支出和变化的分类统计值,见表2。
表2总结了统计值在2000—2006年期间股利支付和股利变化率。组A显示了每股股利,每股公开发表的利润和每股现金流总计分别为0.0949、0.0323和0.0654。支出于公开发表的利润基础上明显高于在现金流基础上的平均比率,分别为2.94(=0.0949/0.0323)和1.45(=0.0949/0.0654)。Behm和Zimmrtmann(1993年在32家大多数引用德国公司的例子中)发现相似的指标。他们报告平均每股净股利为DM7.31,也就是在总的基础上DM11.4明显高于笔者的0.0949的指标。每股平均公开发表的利润也发现明显高于笔者所计算出的0.0323的指标。从每股股利的中位数为0即可看到,我国股利发放水平很低。 组B显示股利变化的大小:81.03%的股利增加区间为0%～10%,其中不分配股利的公司起了很大的作用。据统计,在增加股利的公司样本中,股利发放为0的公司样本就有2 118个,占股利增加列的75.97%。这反映了我国上市公司股利政策存在的主要问题之一:不分配股利。我国上市公司股利分配政策存在的主要问题有:1.上市公司不分配现象带有普遍性。从我国上市公司股利政策来看,公司大多缺乏应有的责任感,不分配现象带有普遍性。不分配或中期不分配股利的公司逐年增多,暂不分配现象有逐年扩大的趋势。2.派现金股利的公司数量少,派现水平低。3.上市公司股利政策缺乏稳定性。上市公司股本扩张迅速。其中的第三点,从组B中也可看到一些迹象。在国外,上市公司为了均衡股利水平,以维持公司的良好形象,一般都倾向于保持稳定的股利政策。而我国上市公司的股利政策变化较大,无论是股利支付率还是增加或者减少的变化分布情况,缺乏稳定的连续性。从表2中可以看到,除去不发放股利的公司样本所占的比例,股利增加的百分比分布区间无规律可言,都是比较分散分布的,相对大比例的百分比即10%～50%的区间占1/10强。从股利减少幅度大于100%的占16.30%也可以看到,股利增减的无规律性和随意性。从基础数据中的38倍的股利增加幅度更可窥见一斑。在组B中还可以看到,在0%～10%范围之间的股利减少占到了1/5,接近1/2的股利的减少是在10%～50%之间。
组C显示的是各个年份股利减少、保持和增加的百分比。从表2中可以明显看到,保持股利的公司随年度呈逐年增加的趋势,从2000年的39.17%增加到2006年的56.89%,从组B的分析来看,不分配股利对这个数字起到了至关重要的作用。从减少股利的公司来看,百分比随年份的增加有了一个小高峰后随之又降低了,到了2006年又是逐步上升。增加股利的公司由2000年的40.70%缩减到2003年的16.19%,随后又开始回暖。总体来说,股利的保持、增加和减少的年度百分比变动没有太明显的规律可言。
(二)回归结果及其分析(表3)
组A显示的是关于净利润的股利选择模型。在规格(a)中可以看到,dDt-1在1%的水平上显著,且与股利存在负相关关系。即上上期股利变化越少,本期的股利越增加。当模型加入解释变量NIt-1时,同样可以看到上上期股利变化与当期股利的显著负相关,而其他解释变量与股利的变化并不显著相关。当然,也可以看到解释变量NIt-1与股利存在着负相关的关系,即上一期的净利润越少,本期股利越增加。在规格(c)中,除了dDt-1与股利的显著负相关一成不变外,净利润的损失与股利存在显著正相关,并在1%的水平上显著。规格(d)也同样证明了净利润的损失在1%的水平上与股利的正相关关系。总的来说,在关于净利润的股利选择模型中,组A中的dDt-1在不同规格的模型中,总是在1%的水平上保持与股利的显著负相关。在规格(c)、(d)中加入解释变量净利润的损失后,发现其与股利在1%的水平上存在与股利的显著正相关关系。其余变量与股利的关系并不明显。
在组B关于现金流的股利选择模型中可以明显看到dDt-1在不同规格的模型中总是在1%的水平上保持与股利的显著负相关。这与组A得出的结论一致。在(a)—(c)规格中,也可以看到当期现金流的负相关关系,只是不显著。
四、研究结论及局限性
本文采用实证研究方法,以1998—2006年我国制造业上市公司的3 199家公司年度为样本,运用STATA软件,建立相关模型进行数据统计与回归,探讨了我国制造业上市公司股利政策变更与公司业绩之间的影响。实证结果表明,我国制造业上市公司的上上一期净利润的变化对当期公司股利的增减存在显著负的影响;当期净利润的损失对当期公司股利的增减存在正的影响。另外,通过简单的图表统计,也可以看到我国公司不分配股利的现象依然很普遍。同时还可看到,我国公司的股利政策缺乏连续性与稳定性。
当然,本文的研究结论可能还有一定的局限性。首先,由于资料收集的原因,同时为简化分析,本文的研究对象局限于我国制造业的上市公司,并不能代表我国上市公司的整体状况。其次,本文在数据统计时,将不发放股利的公司(即每期股利均为0,股利变化量也就为0的公司,其与两期股利相同且不为0,股利变化量为0的公司不同)的股利增减变化状态设为保持。这样的假设会使最后统计出来的结果有一定的偏差。●
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