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1、论上市公司财务能力与持续现金股利政策的实证分析 论文关键词：财务能力现金股利政策持续性相关性 论文摘要：本文以1999年2004年连续派发现金股利的沪深A股上市公司为样本，分析了上市公司盈利能力、长期偿债能力、获取现金能力扣发展能力对持续现金股利政策的影响程度。研究结果表明：在持续现金股利政策下，上市公司实现的盈利约有40作为现金股利派发给了股东；而上市公司长期偿债能力、获取现金能力和发展能力对其持续现金股政策无显著影响。 理论上影响上市公司现金股利的因素包括公司外部因素和内部因素，外部因素对其现金股利政策的影响具有较强的刚性，大部分属于不可控因素(如法律制度对上市公司现金股利派发的影响)。内
2、部影响因素则包括盈余的稳定性、资产的流动性、筹资能力、投资机会、资本成本以及债务安排的需要。理论分析通常只能够得出各因素对上市公司现金股利影响的定性结论，无法进行现金股利和影响因素之间的定量分析。目前有关上市公司现金股利政策影响因素的研究大部分采用截面数据(即使用1年的数据)。从政策角度分析，现金股利政策应具有相对的稳定性和较强的持续性，因此，本文将研究上市公司财务能力与持续现金股利政策之间的相关性，这将有利于上市公司合理制定其现金股利政策。 一、文献综述 高翔等(2004)实证研究认为，影响我国上市公司现金股利的主要因素基本符合传统股利政策理论。其分析表明公司规模及所处行业、盈利水平、负债权
3、益比例、股权结构比例均对现金股利支付有着显著的影响。邵军(2004)的实证研究表明公司每股收益、以前年度发放的现金股利和净资产收益率对公司发放现金股利有显著的影响。周心(2005)从沪市选取了15家2001年-2003年均派发现金股利的上市公司进行实证研究，得出企业每股经营现金净流量与现金股利无显著相关性的结论。杨淑娥等(2000)以1997年派发现金股利的七市公司作为样本进行研究，得出影响上市公司现金股利的因素包括货币资金余额的结论。宋延山等(2004)研究表明，我国大盘股公司和小盘股公司的派现受每股经营现金净流量的影响存在明显区别，大盘股每股经营现金净流量对派现率和派现金额的影响并不显著，
4、而小盘股公司则比较显著。上述研究在变量、样本的选择方面存在一定的局限性。对于变量的选择，其局限性表现在一是选择了非客观的替代变量(如公司规模和股本规模变量)；二是变量之间存在比较严重的共线性(如权益净利率与资产报酬率)。样本的选择多数采用一年的时间截面数据，这使得研究结论的说服力不强。上市公司现金股利政策的持续性受其财务能力的影响，财务能力包括盈利能力、长期偿债能力、发展能力和获取现金的能力。本文从影响上市公司现金股利政策持续性的财务能力人手，选择比较客观的变量，构造合理的计量模型，以1999年至2004年连续派发过现金股利的沪深A股公司作为样本对财务能力与持续现金股利政策的相关性进行研究。
5、二、研究设计 (一)研究很对影响上市公司持续现金股利政策的财务能力因素，分别选择反映上市公司盈利能力、长期偿债能力、发展能力和获取现金能力的每股收益、资产负债率、资本积累率和每股经营现金净流量四个财务指标作为解释变量，以持续派发的现金股利作为被解释变量，相应地提出以下假设。 假设1：上市公司的资本保值增值率越高，持续派发的现金股利越多 假设2：上市公司每股收益越高。持续派发的现金股利越多 假设3：上市公司长期偿债能力越强(即资产负债率越低)。持续派发的现金股利越多 假设4：上市公司的每股经营现金净流量越商。持续派发的现金股利越多 (二)模型构建变量设定见定的变量，构造以下计量模型： (三)研究
6、样本选择根据研究对象，设定样本选择的限定条件如下：解释变景涉及每股经营现金净流量和资本保值增值率两个变量，我国沪深上市公司从1999年开始提供现金流量表，因此。选择样本的时间跨度界定在1999年2004年之间；剔除所有含B股和H殷的上市公司；剔除1999年2004年之间被sT、PT处理的上市公司；样本公司在1999年-2004年连续6年均派发过现金股利。根据上述限定条件，最终得到90家样本公司1999年2004年6组样本数据。数据来源于CSMAR数据库存系统和联合证券专业版资讯系统。 三、实证研究及结果分析 (一)实证研究本文采用Eviews软件对6组样本数据对分别进行多元线性回归，回归结果如
7、。除了解释变量EPS连续6年的回归结果显示其对被解释变量DPS的影响显著以外，其它解释变量对现金股利政策的持续性影响并不显著(ALR仅仅在2004年对被解释变量DPS影响显著，这与研究目标不相吻合，故不再考虑)。剔除非显著指标后的元线性回归。剔除对上市公司现金股利政策持续性影响不显著的解释变量CPS、ALR和CAR后分别作解释变量EPS和被解释变量DPS的一元线性回归，回归结果。回归结果显示EPS的t统计量和F统计量更加显著。 (二)实证结果分析剔除非显著因素以后，模型变成了单一解释变量，不存在多重共线性问题。此外，分年回归采用的是截面数据，也不存在自相关和分布滞后现象，只需要检验模型是否存在
8、异方差即可。利用Goldfeld-Quandt检验方法进行异方差检验，检验结果如。 从(表4)可以看出，在1、5和10的显著性水平下，各年的F统计量均小于F的临界值，说明模型不存在异方差。此外，对解释变量EPS的t统计量和F统计量的显著性水平进行检验，检验结果如。因为，l/0.01/2(n-k-1)=t0.005(90-1-1)=t0.005(88)<60)，而各个年度的t统计量均大于2.660，这说明解释变量EPS对DPS的解释异常显著(因EPS的估计参数不为0，其错误概率不超过1)；因为F0.01(k，n-k-1)=F0.01(1，90-1-1)=F0.01(1，88)0.01(1，
9、60)，而各个年度F统计量均大于7.08。这说明模型线性回归效果异常显著。 四、研究结论 在持续现金股利政策下，上市公司各会计年度解释变量EPS的系数显著为正，说明其每股收益越高，持续派发的现金股利越多，假设2得到证明。各个会计年度EPS的系数分别为0.3347、0.2484、0.3637、0.2828、0.7898、0.3778，这说明在持续现金股利政策下，上市公司19992004年实现的每股收益分别有33.47、24.84、36.37、28.28、78.98、37.78作为现金股利派发给了股东。由于最终模型中剔除了CAR、CPS和ALR解释变量。这说明在持续现金股利政策下，上市公司资本积累率、每股经营现金净流量和资产负债率对持续现金股利政策没有显著的影响，假设1、3、4未得到证明。其他参考文献：1.赵慧芝.加强高校科研经费管理的几点思考J.现代经济信息,2010(12).2.付林,李冬叶.高校科研经费的使用监管机制J.黑龙江高教研究,2009(11).3.江轶.高校科研经费管理若干问题探析J.福建财会管理干部学院学报,2010(4).4.李红宇.高校科研经费管理有效性探究J.财会通讯综合(中),2009(1).5.石勉.对高校科研经费管理和审计的探讨J.经济师,2010(10).6.林大静.构建高校科研经费内部审计机制的思考J.审计月刊,2009(6).
