隨著我國證券市場的不斷改革和發(fā)展完善，投資者逐步理性化，對上市公司分紅派現(xiàn)也愈來愈關(guān)注，尤其是在當前證券市場股權(quán)分置改革的關(guān)鍵時刻。同時監(jiān)管部門也在近年來相繼推出一系列政策來規(guī)范上市公司的派現(xiàn)行為，以引導(dǎo)市場的理性投資。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程中選擇低風(fēng)險高收益有良好派現(xiàn)能力的股票，進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現(xiàn)股東財富的最大化，因此企業(yè)的盈利能力、成長能力、企業(yè)規(guī)模、負債水平、股權(quán)結(jié)構(gòu)等都可能對制定股利政策產(chǎn)生影響。運用因子分析方法中有效降維和信息濃縮技術(shù)對上市公司派現(xiàn)能力進行分析，可以發(fā)現(xiàn)和公司派現(xiàn)能力相關(guān)的具體隱含因子，并運用后期數(shù)據(jù)進行可靠性和實用性方面的經(jīng)驗，以便投資者在投資過程中參考使用。
一、進行因子分析指標的選擇
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)的各項財務(wù)指標。因為在進行實際分析過程中所涉及的財務(wù)指標較多，其中有些指標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對企業(yè)派發(fā)現(xiàn)金股利產(chǎn)生影響的指標進行篩選。這些指標是：每股收益（X1）、凈資產(chǎn)收益率（X2）、每股凈資產(chǎn)（X3）、長期負債比率（X4）、每股收益增長率（X5）、凈利潤增長率（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)營活動現(xiàn)金流量（X10）、總資產(chǎn)對數(shù)（X11）、總股本對數(shù)（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，在選取過程中剔除了以下公司數(shù)據(jù)：本年度派現(xiàn)同時配股和送紅股的公司；本年度新上市的公司；同時發(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)過篩選共414家上市公司數(shù)據(jù)進入分析范圍。 應(yīng)用統(tǒng)計分析軟件spss13.0進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
非標準化系數(shù) 標準化系數(shù) T Sig. 共線性統(tǒng)計
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)、總股本對數(shù)、凈資產(chǎn)收益率和總資產(chǎn)對數(shù)的回歸系數(shù)的T值的絕對值都大于其臨界值1.96，且顯著性水平小于0.05，說明它們是對企業(yè)派發(fā)現(xiàn)金股利能夠產(chǎn)生實質(zhì)性影響的指標，方差膨脹因子VIF均小于10，可以認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一步進行因子分析的變量。
二、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(fā)現(xiàn)金股利能力能夠產(chǎn)生一定影響，但不能直接說明上市公司派發(fā)現(xiàn)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(fā)現(xiàn)金股利方面的得分情況，更方便進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)指標中所隱含的更強解釋力。在上述所選深滬兩市414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(tǒng)計分析軟件SPSS13.0所實現(xiàn)的分析過程，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)
初始解對原變量的刻畫情況 公共因子對原變量的刻畫 旋轉(zhuǎn)后對原變量的刻畫
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33.21%，第三個因子變量解釋了24.89％，3個因子共累計解釋了方差的95.66％，被放棄的其他3個因子解釋的方差僅不到5％，這里提取的3個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，需要進一步進行因子旋轉(zhuǎn)以便更清楚地說明。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，所表達意義變得非常清楚。第一個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，稱為資產(chǎn)積累因子。第二個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，稱為盈利能力因子。第三個因子包括了總股本對數(shù)和總資產(chǎn)對數(shù)，反映了公司規(guī)模的因素，稱為公司規(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)我們可以計算出樣本中各支股票的三個因子得分，在此基礎(chǔ)上我們就可以對樣本中股票的現(xiàn)金股利派發(fā)能力進行綜合的分析。由于通過因子分析法得出的3個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，因此在計算綜合的派發(fā)能力時，應(yīng)給不同的側(cè)面以不同的權(quán)數(shù)。這里我們以這3個因子變量的方差貢獻率作為權(quán)數(shù)，于是可以得到下面的計算公式：
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
為了對通過上述方法得出的上市公司綜合派現(xiàn)能力進行檢驗，選取綜合得分位于前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年三年中的派現(xiàn)情況來進行派現(xiàn)能力的檢驗。
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變量對于評價上市公司派發(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)進行進一步的檢驗發(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％，除長春經(jīng)開、西飛國際、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)兩年沒有派現(xiàn)外，其余88％的上市公司都在三年中進行過兩次或兩次以上的派現(xiàn)行為。且在三年中累計派現(xiàn)額達到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(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年度沒有進行派現(xiàn)的上市公司有12家，在三年中進行過兩次或兩次以上派現(xiàn)行為的占該組數(shù)據(jù)的76％。且在三年中累計派現(xiàn)額都沒有超過0.5元，最高0.47元，達到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(fā)現(xiàn)金股利的綜合能力指標是有效的，綜合得分高的公司在后續(xù)期間給廣大股東的回報要遠遠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(xiàn)金股利發(fā)放的六個因素：每股收益、每股資本公積金、每股凈資產(chǎn)、總股本對數(shù)、凈資產(chǎn)收益率和總資產(chǎn)對數(shù)作為進行因子分析的變量，經(jīng)過因子分析方法的綜合和提煉，最終得出對上市公司派發(fā)現(xiàn)金股利產(chǎn)生重要影響的三個因子分別是：資產(chǎn)積累、盈利能力和公司規(guī)模。在進一步的綜合排名中，確定出具有派發(fā)較好現(xiàn)金股利潛力的公司，并以其后兩年的實際數(shù)據(jù)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。 另外，由于本文選取數(shù)據(jù)的局限性和監(jiān)管層對上市公司派發(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)進行分析得出結(jié)論也并非十分完善；由于樣本選取時有一定局限性，難免會遺漏一些派現(xiàn)能力較強的公司；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一步驗證。
作者：董黎明 文章來源：鄭州航空工業(yè)管理學(xué)院會計學(xué)系
