摘要：上市公司持續派現的能力大小直接關系到投資者的正確投資理念的形成和實際收益大小，實際持續派現能力的大小隱含于企業各項財務指標當中，本文通過因子分析的方法提取影響上市公司持續派發現金股利能力的影響因子，計算其因子綜合得分，以此得到不同上市公司所具有的持續派現能力的大小情況，并以實際派現數據驗證所得結果的有效性。
關鍵字：上市公司，因子分析，檢驗，派現能力
一、研究背景
隨著我國證券市場的不斷改革和發展完善，投資者逐步理性化，對上市公司分紅派現也愈來愈關注。同時監管部門也在近年來相繼推出一系列政策來規范上市公司的派現行為，以期形成穩定性的股利政策環境，引導市場的理性投資。因此對上市公司現金股利政策的穩定性和持續派現能力研究也受到理論界的關注。
根據國外成熟的資本市場狀況，股份公司在確定派發現金時考慮的內容不同，一般采取的股利政策有以下四種，分別是：剩余股利政策、穩定股利政策、固定股利支付率政策和低正常股利加額外股利政策。1956年約翰•林特納(John Lintner)在對美國28家上市公司的財務經理的問卷調查中，林特納發現多數公司管理者總是試圖保持股利政策的穩定性，只有當企業盈利發生了“長期的顯著的”變化后，才傾向于調整股利支付水平。林特納的論點被Fama和Babiak（1968年）所提供得更多的經驗數據所支持。Fudenberg與Tirole在1995年從理論合理性的角度解釋了為什么經理人要選擇平滑的報告期利潤和股利政策。Aswath Damodaran(1998)在對美國股利政策的實證研究中也發現，從1960年到1995年，美國絕大部分公司實行的是穩定增長的股利政策，股利支付率大約在50%左右。此外，有學者如zhang rongrong對東亞地區的上市公司和西歐的上市公司的派發現金股利的情況進行了研究和比較，得出了西方發達國家的上市公司派發現金股利相對比較穩定，發展中國家因現金流的控制權為大股東所控制導致現金股利的派發不具有穩定性的結論。
國內的關于現金股利穩定性的研究主要集中在派發金額和派發形式上是否穩定。如曹媛緣、馮東輝（2004）從信號理論入手，采用基于林特納經典模型的混合回歸方法和交叉列聯表分析方法對我國上市公司是否遵循穩定的股利政策進行研究，得出我國上市公司遵循不穩定的股利政策的研究結論，其股利政策不具有西方信號理論的的信息內涵，即股利變動不反映公司未來盈余的信息。張莉芳（2005）以修正后的林特納股利信號模型對我國上市公司派發現金股利情況進行檢驗，得出和曹媛媛、馮東輝相類似的結果，并指出我國上市公司的股利支付水平是隨著收益水平的變化而變化的，同時提出我國上市公司的股利支付形式上也具有不穩定性，偏好于高轉增或送股的股利支付形式。
以上學者的研究角度主要是從現金股利的支付數量、股利支付的形式等方面出發進行股利政策穩定性的研究。目前在我國證券市場中，尚不能達到國外具有穩定性股利政策的成熟市場環境，因此針對我國股利政策穩定性的研究應重點考慮上市公司派發現金股利的持續性。持續性派現是股利政策穩定性的一個基礎，國內關于股利政策穩定性的研究雖然沒有涉及派發現金股利持續性的問題，但他們相關的研究中也指出了目前上市公司中存在著具有持續派發現金股利的現象。如曹媛媛、馮東輝研究樣本中連續3年支付現金股利、股票股利和混合股利的公司占樣本總數的23％、14％和15％，連續4年支付現金股利、股票股利和混合股利的公司占樣本總數的13％、2％和1％（樣本總數為253家，時間從1994年－2001年）。在張莉芳的研究中對1996－2003年樣本統計則有124家上市公司連續3年以上派發現金股利，另有20家公司連續三年以上送紅股或支付混合股利，總計比例達到樣本的25.69％。在此以三年起為派現持續性的標準主要是因為國內證券市場建立時間較短，而且多數研究者對連續派發股利的分析也多是以三年以上連續派現的公司為研究對象的，如（原紅旗，2004）。這些能夠持續派發現金股利的上市公司的出現也是我國上市公司股利政策趨于穩定的良好開端。隨著證監會將派發現金股利和上市公司再融資結合起來的政策導向作用，以及投資者投資理念的成熟和上市公司治理結構的不斷完善，采用持續派現股利政策的上市公司將會不斷增加，并會受到投資者的推崇。因此針對派發現金股利持續能力的影響因素的研究就有較強的現實意義，對中小投資者的保護和上市公司的財務管理體系的完善有一定的積極意義，進而影響我國整個證券市場健康、穩定的發展。本文針對上市公司持續派發現金股利能力的研究和實際檢驗會使公眾對上市公司目前及將來股利政策的穩定發展有更深層次的認識。
二、持續派現能力的研究分析過程
根據股利政策的多因素理論可知派發現金股利的主要目的是實現股東財富的最大化，因此企業的盈利能力、成長能力、企業規模、負債水平、股權結構等都可能對制定股利政策產生影響。運用因子分析方法中有效降維和信息濃縮技術對上市公司派現能力進行分析，可以發現和公司持續派現能力相關的具體隱含因子，并運用后期數據進行可靠性和實用性方面的經驗，以便投資者在投資過程中參考使用。
1、樣本的選擇
本文主要對2002年度派發純現金股利的上市公司進行實證的分析，為保證所選數據的代表性和有效性，并且盡量減少其它因素對研究結果的影響，提高分析結果的準確性，本文依照下列方法對所有2002年度所有派發現金股利的公司進行了篩選。
⑴上市公司發行的流通股由于交易市場的分割，分為A股、B股、H股等，B股和H股上市公司的財務報告是按照國際會計準則編制，而A股的財務報告是按照國內的《企業會計準則》編制，由于在選用會計準則上的差異以及不同市場環境的差異，會對上市公司股利政策的選擇帶來一定的影響。因此本文中在進行現金股利的實證分析中剔除同時發行A股、B股和H股的上市公司，只包括僅發行A股的上市公司。
⑵由于我國證券市場的不完善，新股發行時往往對其業績有很好的描述，市場對新股當年首次發放股利也有較高的預期，上市公司往往會迎合市場的這種心態，加上上市后形成的股本溢價所帶來的較高資本公積，而發放較高的股利。因此新股的股利分配行為就有一定的特殊性，其利潤分配也往往成為市場熱炒的誘因。為了克服這部分上市公司的影響，在進行實證分析的樣本選取時，剔除了2002年以后上市的公司。
⑶在現金分紅的上市公司中存在著一些公司本年度沒有盈利卻進行了現金的分紅，是有所違背利潤分配的基本原則的。利潤分配一般是當年有利潤的話則可進行利潤分配，當年虧損還進行分配的公司都有著特殊的目的。如深方大A和中核科技。因此，這部分公司的影響應該予以剔除。
根據以上的原則進行篩選，從2002年度深滬兩市分配純現金股利的510家上市公司中共選擇出414家作為持續派現能力分析的樣本。
2、因子分析指標的篩選
實際中影響持續派現能力的因素是多方面的，在公司內部主要具體表現為企業的各項財務指標。對于外部的不可測量因素影響本文暫不作考慮。因為在進行實際分析過程中所涉及的財務指標較多，其中有些指標對可能對派現能力的影響并不具有顯著性，因此本文首先從所涉及到的十八個對企業派發現金股利產生影響的指標進行顯著性的篩選。這些指標是：每股收益（X1）、凈資產收益率（X2）、每股凈資產（X3）、長期負債比率（X4）、每股收益增長率（X5）、凈利潤增長率（X6）、應收賬款周轉率（X7）、存貨周轉率（X8）、總資產周轉率（X9）、每股經營活動現金流量（X10）、總資產對數（X11）、總股本對數（X12）、流通股比率（X13）、法人股比例（X14）、國家股比例（X15）、市盈率（X16）、股價（X17）、每股資本公積金（X18）。因為要進行持續派現能力的因子分析，本文以每股現金股利為因變量，以上述各種影響因素為自變量進行多元線性回歸分析，然后選取各變量系數顯著的作為進一步因子分析所使用的變量。
應用統計分析軟件spss13.0進行多元回歸分析，回歸分析方法選擇Stepwise，從中挑選出對派發現金股利具有顯著性影響的指標，得到表1如下所示：
表1 多元回歸分析結果
非標準化系數 T值 P值 共線性統計
B Std. Error Tolerance VIF
(Constant) -3.348E-02 .058 -.574 .567
每股收益x1 .535 .067 7.976 .000*** .104 9.588
每股資本公積金x18 6.028E-02 .010 6.054 .000*** .120 8.351
每股凈資產x3 -5.362E-02 .011 -4.881 .000*** .076 9.072
總股本對數x12 3.573E-02 .010 3.474 .001*** .248 4.031
凈資產收益率x2 -.548 .194 -2.820 .005*** .125 7.988
總資產對數x11 -1.792E-02 .009 -2.052 .041** .228 4.387
注：表中***，**分別表示回歸系數的顯著性水平達到了1％和5％。數據來源：wind資訊。
從表中可以看出每股收益、每股資本公積金、每股凈資產、總股本對數、凈資產收益率的回歸系數在1％的水平下顯著，總資產對數的回歸系數在5％的水平下顯著，說明它們是對上市公司派發現金股利能夠產生實質性影響的指標，其他變量未進入回歸方程予以舍棄。方差膨脹因子VIF均小于10，可以認為回歸模型不存在嚴重的多重共線性。因此選擇對上市公司派發現金股利產生顯著性影響的這些變量作為進一步進行因子分析的變量。
3、因子分析過程
通過以上回歸分析所得到的變量對上市公司派發現金股利能力能夠產生一定影響，但不能直接說明上市公司持續派發現金股利的能力大小問題。以因子分析方法可以得到這些變量所包含的潛在因子的影響，并可通過因子得分來計算出具體上市公司在派發現金股利方面的得分情況，更方便進行判斷上市公司持續派現能力的大小。這里主要應用的是因子分析方法的高度綜合概括能力，以再現指標中所隱含的更強解釋力。在上述所選深滬兩市414家樣本中進行巴特利球體檢驗（Bartlett’S Test of Sphericity），其顯著性水平為0，通過檢驗即可以對所選樣本進行因子分析。以下是通過計算機借助統計分析軟件SPSS13.0所實現的分析過程。具體有關因子分析的原理在此不再贅述。
表2 因子提取
初始解對原變量的解釋情況 公共因子對原變量的解釋 旋轉后對原變量的解釋
因子 特征值 方差貢獻率 累計貢獻率 特征值 方差貢獻率 累計貢獻率 特征值 方差貢獻率 累計貢獻率
1 2.253 37.558 37.558 2.253 37.558 37.558 2.111 35.190 35.190
2 1.993 33.219 70.777 1.993 33.219 70.777 1.817 30.286 65.476
3 1.493 24.887 95.664 1.493 24.887 95.664 1.811 30.188 95.664
4 .126 2.099 97.763
5 9.804E-02 1.634 99.397
6 3.616E-02 .603 100.000
從表2可以看出第一個因子變量解釋了原有方差總量的37.56%，第二個因子變量解釋了原有方差總量的33.21%，第三個因子變量解釋了原有方差總量的24.89％，三個因子共累計解釋了原有方差的95.66％，被放棄的其他三個因子能夠解釋的原有方差僅不到5％，所以這里提取的三個公共因子基本上反映了原有變量的絕大部分方差。各個因子具體的含義還需要進一步判斷。
由于原變量的載荷值都相差不大，不好解釋它們的內在含義，需要進一步進行因子旋轉以便更清楚地說明各個因子的內在含義。從表3中可以看出旋轉后的因子系統已經明顯分化，所表達意義變得非常清楚。第一個因子在每股凈資產和每股資本公積上的載荷為0.982和0.975，接近1。兩者基本反映上公司在發放股利能力的一種積累，識別為資產積累因子。第二個因子在每股收益和凈資產收益率的載荷為0.936和0.953，接近1，反映了公司獲利的能力，識別為盈利能力因子。第三個因子在總股本對數和總資產對數上的載荷為0.959和0.935，接近1，反映了公司規模的因素，識別為公司規模因子。從中可以看出對上市公司持續派現能力產生主要影響的是資產的積累、盈利能力和公司的規模三個方面。這三個方面到底如何影響上市故事的持續派現能力還要進行進一步的計算，以得出上市公司持續派現能力的大小。
表3 經方差最大旋轉后的主成分矩陣
因 子
F1 F2 F3
每股收益x1 .282 .936 .110
總股本對數x12 -.154 1.084E-02 .959
總資產對數x11 .197 .156 .935
每股凈資產x3 .982 7.946E-02 4.833E-02
凈資產收益率x2 -.232 .953 5.902E-02
每股資本公積x18 .975 -5.149E-02 -1.870E-02
在因子分析計算過程中可以計算出給出了三個因子的得分系數矩陣，根據計算所給出的各個變量對應的系數，我們可以寫出以下的因子得分函數：
F1=0.111×X1－0.090×X12＋0.73×X11＋0.464×X3－0.133×X2＋0.465×X18
F2=0.515×X1－0.086×X12－0.009×X11＋0.018×X3＋0.542×X2-0.050×X18
F3=-0.036×X1＋0549×X12＋0.541×X11＋0.002×X3－0.057×X2－0.023×X18
根據因子得分函數我們可以計算出樣本中各支股票的三個因子得分，在此基礎上我們就可以對樣本中的上市公司持續派現能力進行具體的計算分析。由于通過因子分析法得出的三個因子變量反映的是上市公司持續派發現金股利能力影響因素的不同側面，因此在計算持續派現能力時，應給不同的側面以不同的權數。這里我們以這三個因子變量的方差貢獻率（如表2所示）作為權數，于是可以得到關于上市公司持續派現能力的計算公式：
持續派現能力得分=0.37558*F1+0.33219*F2+0.24887*F3
依照這個公式，我們就可以得到所有樣本414家持續派發現金股利的綜合能力得分情況。由因子分析的原理和以上的計算過程可知所計算出的持續派現能力得分越高，該上市公司越有可能在以后的年度里連續派發現金股利。
三、持續派現能力檢驗
為了對通過上述方法得出的上市公司持續派現能力進行檢驗，選取持續派現能力得分位于前50名和最后50名的上市公司來進行對比分析，主要通過比較兩組公司在2002年、2003年和2004年三年中的派發現金股利的情況來進行派現能力的檢驗。兩組有關數據對比如表4所示：
表4：持續派現能力對比
持續派現能力前50名 持續派現能力后50名
2002年 2003年 2004年 2002年 2003年 2004年
派現均值 0.1821 0.1786 0.1528 0.072 0.0699 0.0819
最大值 0.5 0.5 0.4 0.21 0.13 0.2
最小值 0.05 0.025 0.01 0.01 0.015 0.01
派現家數 50 40 41 50 29 29
3年連續派現家數 38 20
派現在2年以上家數 44 38
后2年未派現數 6 12
在2002年度的派現分析中我們發現綜合派現能力位居前50名的上市公司平均每股現金股利為0.1821元，遠遠高于位于后50名的0.07，從中可以反映出通過多元回歸分析得到的分析指標對于評價上市公司派發現金股利能力大小是有效的。
用其后兩年的派現數據進行進一步的檢驗發現，位居持續派現能力前50名的上市公司在2003年度共有40家派現，平均每家上市公司每股派現0.1786；2004年度共有41家派現，平均每家上市公司每股派現0.1528；其中連續三年派現的有38家，占該組數據的76％，除長春經開、西飛國際、蘭州鋁業、浪潮信息、金瑞科技和閩東電力6家公司連續兩年沒有派現外，其余44家的上市公司都在三年中進行過兩次或兩次以上的派現行為。且在三年中累計派現額達到0.3元以上的有33家，達到0.5元以上的有18家，其中1.00元以上的有3家，最高為建發股份1.35元。
位居持續派現能力后50名上市公司在2003年度共有29家派現，平均每家上市公司每股派現0.0699；2004年度共有29家派現，平均每家上市公司每股派現0.0819，從派現的家數和金額來看都遠遠低于前50名組；其中連續三年派現的有20家，占該組數據的40％，大大低于前50名組的38家；該組中在2003和2004年度沒有進行派現的上市公司有12家，在三年中進行過兩次或兩次以上派現行為的有38家，也少于前50名組。且在三年中累計派現額達到0.3元以上的有10家，其中大于0.4元的僅有2家，且都沒有超過0.5元，最高0.47元。
由以上的對比檢驗我們可以看出，通過上述因子分析方法得到的上市公司派發現金股利的持續能力指標資產積累因子、盈利能力因子和公司規模因子是有效的。持續派現能力前50名的上市公司在后續期間派發現金股利的持續性較好，三年連續派現的家數比持續派現能力后50名的上市公司多90％，顯示出以上分析過程的具有一定的可行性；另從現金股利金額的絕對值來看給廣大股東的回報也遠遠大于后者。
四、結論
本文通過多元回歸分析的方法從18個變量中確定出影響上市公司現金股利發放的六個因素：每股收益、每股資本公積金、每股凈資產、總股本對數、凈資產收益率和總資產對數作為進行因子分析的變量，經過因子分析方法的綜合和提煉，最終得出對上市公司持續派發現金股利能力產生重要影響的三個因子分別是：資產積累、盈利能力和公司規模。在進一步的綜合排名中，確定出具有較強派發現金股利潛力的公司，并以其后兩年的實際數據所作的檢驗證明以上分析和處理過程是有效的，可以為投資者進行投資組合選擇投資對象提供一定參考。并且也進一步證明目前我國證券市場中具有持續派發現金股利的現象，并隨著資本市場的不斷完善和股權分置改革的完成上市公司的股利政策亦會不斷成熟和穩定。
另外，由于監管層對上市公司派發現金股利的政策并不是十分完善，以上分析雖然得到了數據實際檢驗，但單從2002年一年的數據進行分析得出結論也并非十分理想；同時樣本的選取有一定局限性，難免會遺漏一些派現能力較強的公司；此外本文所作的分析是否適用于樣本之外的公司也還需要進一步驗證。
參考文獻：
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作者：董黎明 文章來源：鄭州航空工業管理學院
