公司成长性、现金股利与盈余质量的研究①

黄新桃，郑晨枫，黄 蕾，刘佳旋

股利政策是公司和投资者等不同利益主体之间博弈后的结果，从信号传递角度，上市公司可以通过发放股利向市场传递出公司盈利状况良好的讯息。 但相比于国外成熟的资本市场，我国股票市场股利分配长期存在着上市公司盈利不分红或者少分红，现金股利支付率普遍较低的情况。 仅仅依靠市场的力量不能解决问题，为此，证监会自2001年起颁布政策来加强监管，上市公司的股利分配政策逐渐由自愿分红演变到半强制分红。 综合考虑外在和内在因素的影响，现金股利的发放与盈余质量的关系仍旧扑朔迷离，存有争议。本文搜集沪深两市A 股上市公司2014～2018年之间的数据，选用修正的Jones 模型来计算可操控应计利润，实证检验并分析在公司成长性差异下现金股利的发放情况与盈余质量好坏之间的相关关系。

一、理论基础

股利信号传递理论最早由西方学者提出，认为公司宣布发放股利能够向市场传递有关公司前景和财务方面的信息，未预期到这些信息的投资者会对此做出反应。 Lintner 最早对该理论进行了实证研究，通过承诺支付股利，公司可以使投资者相信公司报告的收益质量。 国内学者钟田丽通过实证分析发现，发放现金股利水平越高的公司下一年的收益状况越好，上市公司通过现金股利分配向市场传递了公司未来盈利的信息。 另外也有学者提出了质疑，认为在中国的资本市场中，股利没有信息功能。 李常青和原红旗发现我国上市公司的股利变化与公司未来年度盈利变化不相关。

关于成长性与现金分红水平关系的研究，国外起步较早，Rozeff 通过比较1974～1980年间的上千家公司的股利支付率，发现公司成长性和股利支付率负相关。 La Porta 等认为，在信息披露良好的情况下，成长性高的公司现金股利支付意愿越弱，支付水平越高，但在信息披露较差的情况下，此种关系不一定存在。 相比国外而言，我国该方面的研究较晚。 林川等实证研究发现成长性与现金分红水平是负相关关系。 罗琦等研究发现，相比成长型公司，成熟型公司更愿意进行现金分红。 另外也有部分学者提出异议。 吴灏文对属于11 个不同行业的411 家上市公司就现金分红水平进行差异性检验，发现为了向市场传递利好信号以及发挥财务杠杆的作用，成长性更高的公司会选择水平更高的现金股利。王宇发现公司成长性与股利支付水平负相关但不显著，原因是半强制分红政策使一些处于高成长期、迫切需要再融资的上市公司受到吸引，进而进行现金分红，使得公司成长性与现金股利水平之间的负相关受到干扰。

二、研究假设

根据股利信号理论，在信息不对称的情况下，上市公司可通过股利政策向市场传递公司未来盈利情况的信息。 一般来说，股利支付率高意味着若企业盈利能力较强，因为一个稳定的现金股利支付政策必然需要良好的盈利能力作为支撑，如果公司的可操控性应计利润过多，就不可能有足够的现金来支付现金股利。 因为高成长性的公司需要将更多资金用于扩大公司规模，一般来说，其现金分红的水平较成熟型公司更低。 因此，本文提出三点假设：

假设一：支付现金股利的公司盈余质量好于不支付现金股利的公司。

假设二：公司的现金股利支付率与其盈余质量成正相关性。

假设三：公司的成长性会削弱现金股利支付率与盈余质量之间的正相关性。

三、样本数据的选取

本文选取了沪深两市A 股上市公司2014 ～2018年之间的数据，各年分别为2150 家、2191 家、2236 家、2196 家、2101家。 数据主要来自国泰安CSMAR 数据库。

本文鉴于实际情况和研究需要对样本进行了以下处理：

1.金融类行业的资本结构及财务情况和普通的上市公司有较大的差别，因此在选取样本时剔除了金融类行业；

2.剔除国泰安CSMAR 数据库下载的缺失和极端数据；

3.为了保证样本特征的一致性，选取了一年只支付一次股利，每次支付股利都在年末的公司。

四、研究设计

(一)盈余质量的度量

本文选用可操控性应计利润作为盈余质量的代理变量来对盈余质量进行度量，选用分年度、分行业的截面修正Jones 模型作为可操控性应计利润的计算方法。

具体的，我们将分年度、分行业的样本数据代入模型(1)，将得到的回归系数α1，α2，α3代入模型(2)：

其中，TAi，t表示i上市公司在t年的总应计利润额，等于净利润减去期末经营活动现金流的差额。 Ai，t为i上市公司第t年期末的资产总额。 ΔREVi，t为i上市公司第t年和t-1年主营业务收入的变化额。 PPEi，t是i上市公司第t年末的固定资产账面原值。 ΔRECi，t是i上市公司第t年和t-1年应收账款的变动额。

定义DA 为上市公司的操控性应计利润额，取DA 的绝对值为ADA，用ADA 作为盈余质量的代理变量，ADA 越高，意味着上市公司盈余管理程度越高，盈余质量越差，反之ADA 越小，盈余质量越好。

(二)假设一、二的验证模型

YEAR 为年度虚拟变量，数据属于本年为1，否则为0。

表1 为从2014 ～2018年度样本公司中选取的各项变量指标的情况

表1 变量描述

(三)假设三的验证模型

变量ai代表影响盈余质量但又不随时间而变化的所有无法观测因素，ai与xi，t无关。

取t和t-1 两个年份的数据之差，得到一阶差分方程：

PRi，t×GROWTHi，t是 股 利 支 付 率 和 公 司 成 长 性 的 交 互项。 根据假设，若交互项的系数为正，则说明公司成长性削弱了现金股利与盈余质量之间的正相关性。

五、实证分析

(一)描述性统计分析

1.2014～2018年度样本公司发放现金股利情况

表2 为2014～2018年度样本公司支付现金股利的情况，样本中支付现金股利地公司的占比都在70%以上，处于一个较高的水平。

表2 样本公司各年度支付现金股利的情况

2.单变量分析

表3 列示了各被解释变量及控制变量的描述性统计结果。 通过对两组独立样本的描述性统计分析可以看出，支付现金股利的公司ADA 平均值和中位数均小于未支付现金股利的公司。 所以，与未支付现金股利的公司相比，支付现金股利的公司的操控性应计利润更少。

表3 变量的描述性统计

除此之外，支付现金股利的公司有更良好的财务状况。支付现金股利的公司总资产收益率的平均值和中位数都高于未支付现金股利的公司。 此外，未发放现金股利公司的销售增长率的均值和中位数均更低，说明成长性更高的公司倾向于保留多一些的现金在公司内部，用于公司发展。

(二)多元回归分析

对面板数据进行ADF 平稳性检验，P值均小于0.05，即面板数据是平稳的。

1.假设一的检验结果

通过表4 可以看出，被解释变量EQ 对解释变量DIV 的回归系数为-0.010，在1%水平上显著为负。 这代表支付现金股利的公司其可操控性应计利润要低于未支付现金股利的公司，盈余质量较好。 可见，假设一得到了回归结果的证实。

表4 多元回归结果(1)

2.假设二的检验结果

通过表5 可以看出，被解释变量EQ 对解释变量PR 的回归系数为-0.001，在10%水平上显著为负。 这说明了支付现金股利越高的公司其可操控性应计利润越少，盈余质量更好。 假设二得到了回归结果的证实。

表5 多元回归结果(2)

3.假设三的分析结果

通过表6 可以看出，被解释变量ΔEQi，t和交互项Δ(PRi，t×GROWTHi，t)的回归系数为0.005，在5%的水平上显著为正，成长性的交互效应显著。

表6 多元回归结果(3)

将差分后的回归方程对ΔPR 求导，得到：

若ΔGROWTH 大 于0，ΔEQ 和ΔPR 之 间 的 斜 率 在ΔGROWTH 的影响下会减小，ΔEQ 和ΔPR 两者之间的相关性减弱。 也就是说，当公司成长性越高，越削弱现金股利与盈余质量之间的正相关性，成长性的交互效应显著。 假设三得到了证实。

六、结论与建议

通过本文的实证研究，上市公司现金股利政策和其盈余质量之间存在一定的关系，因此现金股利具有信号传递的作用。 主要得到以下结论：

1.支付现金股利的上市公司比未支付现金股利的上市公司有着更低的可操控性应计利润，有更高的盈余质量。

2.在支付现金股利的上市公司中，股利支付率更高的上市公司有着更低的可操控性应计利润，盈余质量更高。

3.在支付现金股利的上市公司中，成长性会削弱现金股利支付率和盈余质量之间的正相关性。

综上所述研究结果，本文提出以下建议：

1.上市公司发放现金股利确实在一定程度上可反映出企业当前盈余质量较好，可预测未来的经营状况，是向投资者发出的良好信号，应当引起投资者足够重视。 因此如果通过适当的引导，会培养起更多理性的投资者，证券市场也会朝着更健康的方向发展。

2.上市公司首先要提高其盈余质量，在提高盈利能力的同时拓宽自身融资渠道，完善内部治理结构。 按照公司在不同成长期的财务状况，制定一套合理、科学的股利分配政策，同时通过建立有效的监督机制，保护中小投资者，提高公司声誉。