隨著我國(guó)證券市場(chǎng)的不斷改革和發(fā)展完善，投資者逐步理性化，對(duì)上市公司分紅派現(xiàn)也愈來(lái)愈關(guān)注，尤其是在當(dāng)前證券市場(chǎng)股權(quán)分置改革的關(guān)鍵時(shí)刻。同時(shí)監(jiān)管部門(mén)也在近年來(lái)相繼推出一系列政策來(lái)規(guī)范上市公司的派現(xiàn)行為，以引導(dǎo)市場(chǎng)的理性投資。因此深入研究上市公司派發(fā)現(xiàn)金股利的影響因素可以從客觀上提供一種判斷上市公司派發(fā)現(xiàn)金股利能力大小的一種方法，也為投資者在投資過(guò)程中選擇低風(fēng)險(xiǎn)高收益有良好派現(xiàn)能力的股票，進(jìn)一步提高投資收益率提供一定的借鑒。 根據(jù)股利政策的多因素理論可知派發(fā)現(xiàn)金股利的主要目的是實(shí)現(xiàn)股東財(cái)富的最大化，因此企業(yè)的盈利能力、成長(zhǎng)能力、企業(yè)規(guī)模、負(fù)債水平、股權(quán)結(jié)構(gòu)等都可能對(duì)制定股利政策產(chǎn)生影響。運(yùn)用因子分析方法中有效降維和信息濃縮技術(shù)對(duì)上市公司派現(xiàn)能力進(jìn)行分析，可以發(fā)現(xiàn)和公司派現(xiàn)能力相關(guān)的具體隱含因子，并運(yùn)用后期數(shù)據(jù)進(jìn)行可靠性和實(shí)用性方面的經(jīng)驗(yàn)，以便投資者在投資過(guò)程中參考使用。
一、進(jìn)行因子分析指標(biāo)的選擇
如上所述影響派現(xiàn)能力的因素是多方面的，具體表現(xiàn)為企業(yè)的各項(xiàng)財(cái)務(wù)指標(biāo)。因?yàn)樵谶M(jìn)行實(shí)際分析過(guò)程中所涉及的財(cái)務(wù)指標(biāo)較多，其中有些指標(biāo)之間具有一定的相互影響關(guān)系，因此本文首先從所涉及到的十八個(gè)對(duì)企業(yè)派發(fā)現(xiàn)金股利產(chǎn)生影響的指標(biāo)進(jìn)行篩選。這些指標(biāo)是：每股收益（X1）、凈資產(chǎn)收益率（X2）、每股凈資產(chǎn)（X3）、長(zhǎng)期負(fù)債比率（X4）、每股收益增長(zhǎng)率（X5）、凈利潤(rùn)增長(zhǎng)率（X6）、應(yīng)收賬款周轉(zhuǎn)率（X7）、存貨周轉(zhuǎn)率（X8）、總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率（X9）、每股經(jīng)營(yíng)活動(dòng)現(xiàn)金流量（X10）、總資產(chǎn)對(duì)數(shù)（X11）、總股本對(duì)數(shù)（X12）、流通股比率（X13）、法人股比例（X14）、國(guó)家股比例（X15）、市盈率（X16）、股價(jià)（X17）、每股資本公積金（X18）。
因?yàn)橐M(jìn)行派現(xiàn)能力的分析，本文以每股現(xiàn)金股利為因變量，以上述各種影響因素為自變量進(jìn)行多元線性回歸分析，然后選取各變量系數(shù)顯著的作為進(jìn)一步因子分析所使用的變量。分析所用的樣本從2002年度深滬兩市派發(fā)現(xiàn)金股利的公司中選取，為保證所選樣本的代表性和有效性，在選取過(guò)程中剔除了以下公司數(shù)據(jù)：本年度派現(xiàn)同時(shí)配股和送紅股的公司；本年度新上市的公司；同時(shí)發(fā)行有B股、H股的公司；本年度為虧損而發(fā)放股利的公司。經(jīng)過(guò)篩選共414家上市公司數(shù)據(jù)進(jìn)入分析范圍。 應(yīng)用統(tǒng)計(jì)分析軟件spss13.0進(jìn)行多元回歸分析得到表1如下所示：
表1 多元回歸分析結(jié)果
非標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù) 標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù) T Sig. 共線性統(tǒng)計(jì)
B Std. Error Beta Tolerance VIF
(Constant) -3.348E-02 .058 -.574 .567
每股收益 .535 .067 .951 7.976 .000 .104 9.588
每股資本公積金 6.028E-02 .010 .674 6.054 .000 .120 8.351
每股凈資產(chǎn) -5.362E-02 .011 -.680 -4.881 .000 .076 9.072
總股本對(duì)數(shù) 3.573E-02 .010 .269 3.474 .001 .248 4.031
凈資產(chǎn)收益率 -.548 .194 -.307 -2.820 .005 .125 7.988
總資產(chǎn)對(duì)數(shù) -1.792E-02 .009 -.166 -2.052 .041 .228 4.387
從表中可以看出每股收益、每股資本公積金、每股凈資產(chǎn)、總股本對(duì)數(shù)、凈資產(chǎn)收益率和總資產(chǎn)對(duì)數(shù)的回歸系數(shù)的T值的絕對(duì)值都大于其臨界值1.96，且顯著性水平小于0.05，說(shuō)明它們是對(duì)企業(yè)派發(fā)現(xiàn)金股利能夠產(chǎn)生實(shí)質(zhì)性影響的指標(biāo)，方差膨脹因子VIF均小于10，可以認(rèn)為回歸模型不存在多重共線性。因此所篩選出的變量可以作為進(jìn)一步進(jìn)行因子分析的變量。
二、因子分析過(guò)程
通過(guò)以上回歸分析所得到的變量對(duì)上市公司派發(fā)現(xiàn)金股利能力能夠產(chǎn)生一定影響，但不能直接說(shuō)明上市公司派發(fā)現(xiàn)金股利的能力大小問(wèn)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(guò)因子得分來(lái)計(jì)算出具體上市公司在派發(fā)現(xiàn)金股利方面的得分情況，更方便進(jìn)行判斷上市公司派現(xiàn)能力的大小。這里主要應(yīng)用的是因子分析方法的高度綜合概括能力，以再現(xiàn)指標(biāo)中所隱含的更強(qiáng)解釋力。在上述所選深滬兩市414樣本中進(jìn)行巴特利球體檢驗(yàn)（Bartlett’S Test of Sphericity），其顯著性水平為0，通過(guò)檢驗(yàn)即可以對(duì)所選樣本進(jìn)行因子分析。以下是通過(guò)計(jì)算機(jī)借助統(tǒng)計(jì)分析軟件SPSS13.0所實(shí)現(xiàn)的分析過(guò)程，得到表2、表3、表4的結(jié)果。具體有關(guān)因子分析的原理在此不再贅述。
表2 因子提取(Total Variance Explained)
初始解對(duì)原變量的刻畫(huà)情況 公共因子對(duì)原變量的刻畫(huà) 旋轉(zhuǎn)后對(duì)原變量的刻畫(huà)
因子 特征值 方差貢獻(xiàn)率 累計(jì)貢獻(xiàn)率 特征值 方差貢獻(xiàn)率 累計(jì)貢獻(xiàn)率 特征值 方差貢獻(xiàn)率 累計(jì)貢獻(xiàn)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(gè)因子變量解釋了原有方差總量的37.56%，第二個(gè)因子變量解釋了33.21%，第三個(gè)因子變量解釋了24.89％，3個(gè)因子共累計(jì)解釋了方差的95.66％，被放棄的其他3個(gè)因子解釋的方差僅不到5％，這里提取的3個(gè)公共因子基本上反映了原有變量的絕大部分方差。
表3 主成分矩陣Component Matrix
因 子
1 2 3
X1 .744 .283 -.578
X12 .394 .584 .668
X11 .696 .382 .555
X3 .729 -.664 -4.180E-03
X2 .380 .646 -.636
X18 .621 -.753 4.077E-02
表4 旋轉(zhuǎn)后的主成分矩陣Rotated Component Matrix
因 子
1 2 3
X1 .282 .936 .110
X12 -.154 1.084E-02 .959
X11 .197 .156 .935
X3 .982 7.946E-02 4.833E-02
X2 -.232 .953 5.902E-02
X18 .975 -5.149E-02 -1.870E-02
從表3中可以看出原變量的載荷值都相差不大，不好解釋它們的內(nèi)在含義，需要進(jìn)一步進(jìn)行因子旋轉(zhuǎn)以便更清楚地說(shuō)明。從表4中可以看出旋轉(zhuǎn)后的因子系統(tǒng)已經(jīng)明顯分化，所表達(dá)意義變得非常清楚。第一個(gè)因子包括了每股凈資產(chǎn)和每股資本公積金，基本反映公司在發(fā)放股利上的一種積累，稱(chēng)為資產(chǎn)積累因子。第二個(gè)因子包括了每股收益和凈資產(chǎn)收益率，反映了公司獲利的能力，稱(chēng)為盈利能力因子。第三個(gè)因子包括了總股本對(duì)數(shù)和總資產(chǎn)對(duì)數(shù)，反映了公司規(guī)模的因素，稱(chēng)為公司規(guī)模因子。
表5給出了因子得分系數(shù)矩陣，根據(jù)它我們可以寫(xiě)出以下的因子得分函數(shù)：
F1=0.111× －0.090× ＋0.73× ＋0.464× －0.133× ＋0.465×
F2=0.515× －0.086× －0.009× ＋0.018× ＋0.542× -0.050×
F3=-0.036× ＋0549× ＋0.541× ＋0.002× －0.057× －0.023×
表5 因子得分系數(shù)矩陣
因子
F1 F2 F3
.111 .515 -.036
-.090 -.086 .549
.073 -.009 .514
.464 .018 .002
-.133 .542 -.057
.465 -.050 -.023
根據(jù)因子得分函數(shù)我們可以計(jì)算出樣本中各支股票的三個(gè)因子得分，在此基礎(chǔ)上我們就可以對(duì)樣本中股票的現(xiàn)金股利派發(fā)能力進(jìn)行綜合的分析。由于通過(guò)因子分析法得出的3個(gè)因子變量反映的是上市公司派發(fā)現(xiàn)金股利影響因素的不同側(cè)面，因此在計(jì)算綜合的派發(fā)能力時(shí)，應(yīng)給不同的側(cè)面以不同的權(quán)數(shù)。這里我們以這3個(gè)因子變量的方差貢獻(xiàn)率作為權(quán)數(shù)，于是可以得到下面的計(jì)算公式：
派發(fā)現(xiàn)金股利綜合得分=0.37558*F1+0.33219*F2+0.24887*F3
依照這個(gè)公式，我們就可以得到所有樣本414家派發(fā)現(xiàn)金股利的綜合能力得分情況（限于篇幅，相關(guān)數(shù)據(jù)略去）。
三、派現(xiàn)能力檢驗(yàn)
為了對(duì)通過(guò)上述方法得出的上市公司綜合派現(xiàn)能力進(jìn)行檢驗(yàn)，選取綜合得分位于前50名和最后50名的上市公司來(lái)進(jìn)行對(duì)比分析，主要通過(guò)比較兩組公司在2002年、2003年和2004年三年中的派現(xiàn)情況來(lái)進(jìn)行派現(xiàn)能力的檢驗(yàn)。
在2002年度的派現(xiàn)分析中我們發(fā)現(xiàn)綜合派現(xiàn)能力位居前50名的上市公司平均每股現(xiàn)金股利為0.1832元，遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于位于后50名的0.07，從中可以反映出通過(guò)多元回歸分析得到的分析變量對(duì)于評(píng)價(jià)上市公司派發(fā)現(xiàn)金股利能力大小是有效的。
用其后兩年的派現(xiàn)數(shù)據(jù)進(jìn)行進(jìn)一步的檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，位居派現(xiàn)能力前50名的上市公司在2003年度共有40家派現(xiàn)，平均每家上市公司每股派現(xiàn)0.1786；2004年度共有41家派現(xiàn)，平均每家上市公司每股派現(xiàn)0.1528；其中連續(xù)三年派現(xiàn)的有38家，占該組數(shù)據(jù)的76％，除長(zhǎng)春經(jīng)開(kāi)、西飛國(guó)際、蘭州鋁業(yè)、浪潮信息、金瑞科技和閩東電力6家公司連續(xù)兩年沒(méi)有派現(xiàn)外，其余88％的上市公司都在三年中進(jìn)行過(guò)兩次或兩次以上的派現(xiàn)行為。且在三年中累計(jì)派現(xiàn)額達(dá)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(fā)股份1.35元。
位居派現(xiàn)能力后50名上市公司在2003年度共有29家派現(xiàn)，平均每家上市公司每股派現(xiàn)0.0699；2004年度共有29家派現(xiàn)，平均每家上市公司每股派現(xiàn)0.0819；其中連續(xù)三年派現(xiàn)的有20家，占該組數(shù)據(jù)的40％，大大低于前50名組的76％；該組中在2003和2004年度沒(méi)有進(jìn)行派現(xiàn)的上市公司有12家，在三年中進(jìn)行過(guò)兩次或兩次以上派現(xiàn)行為的占該組數(shù)據(jù)的76％。且在三年中累計(jì)派現(xiàn)額都沒(méi)有超過(guò)0.5元，最高0.47元，達(dá)到0.3元以上的有10家，其中大于0.4元的僅有2家。
由以上的對(duì)比檢驗(yàn)我們可以看出通過(guò)上述因子分析方法得到的上市公司派發(fā)現(xiàn)金股利的綜合能力指標(biāo)是有效的，綜合得分高的公司在后續(xù)期間給廣大股東的回報(bào)要遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于綜合得分低的公司，并且其派發(fā)現(xiàn)金股利的連續(xù)性也較好，值得投者予以關(guān)注。
四、結(jié)論
本文通過(guò)多元回歸分析的方法從18個(gè)變量中確定出影響上市公司現(xiàn)金股利發(fā)放的六個(gè)因素：每股收益、每股資本公積金、每股凈資產(chǎn)、總股本對(duì)數(shù)、凈資產(chǎn)收益率和總資產(chǎn)對(duì)數(shù)作為進(jìn)行因子分析的變量，經(jīng)過(guò)因子分析方法的綜合和提煉，最終得出對(duì)上市公司派發(fā)現(xiàn)金股利產(chǎn)生重要影響的三個(gè)因子分別是：資產(chǎn)積累、盈利能力和公司規(guī)模。在進(jìn)一步的綜合排名中，確定出具有派發(fā)較好現(xiàn)金股利潛力的公司，并以其后兩年的實(shí)際數(shù)據(jù)所作的檢驗(yàn)證明以上分析和處理過(guò)程是有效的，可以為投資者進(jìn)行投資組合選擇投資對(duì)象提供一定參考。 另外，由于本文選取數(shù)據(jù)的局限性和監(jiān)管層對(duì)上市公司派發(fā)現(xiàn)金股利的政策并不是十分完善，單從2002年一年的數(shù)據(jù)進(jìn)行分析得出結(jié)論也并非十分完善；由于樣本選取時(shí)有一定局限性，難免會(huì)遺漏一些派現(xiàn)能力較強(qiáng)的公司；此外本文所作的分析是否使用于樣本之外的公司也還需要進(jìn)一步驗(yàn)證。
作者：董黎明 文章來(lái)源：鄭州航空工業(yè)管理學(xué)院會(huì)計(jì)學(xué)系
