上市公司超能力派现的实证研究

上市公司超能力派现的实证研究袁天荣苏红亮(中南财经政法大学会计学院 430060)【摘要】本文以 2000 年至 2002 年上海和深圳证券交易所的 1895 家上市公司为样本 , 研究了中国上市公司的超能力派现问题 。本文把超能力派现定义为超越公司现金能力水平的派现 。研究发现 , 超能力派现与资产规模 、净 资产收益率 、上市年限显著负相关 ; 与公司的股权集中度正相关 ; 公司治理结构的优化有利于制约上市公司的 超能力派现行为 ; 不同行业的超能力派现的影响因素存在一定差异 。【关键词】上市公司 超能力派现 实证研究一 、研究背景股利政策作为上市公司的财务政策之一 , 是公司在利润再投资与回报投资者两者之间的一种权衡 。合理 的股利政策有利于平衡股东的现期收益与未来公司的发展 , 有利于不同股东群体之间的利益均衡 , 有利于上 市公司和证券市场的健康发展 。但长期以来 , 我国上市公司在股利政策的制定和实施上带有很大的盲目性和 随意性 。在 2000 年以前 , 上市公司实行现金分红的公司比例偏低 。出于引导证券市场健康发展的目的 , 2000 年底中国证监会在再融资政策中明确要求上市公司在申请配股或增发时必须满足近三年现金分红的条件 。2001 年 5 月中国证监会又发布了中国证监会发行审核委员会关于上市公司新股发行审核工作的指导意见, 规定 “发行审核委员会审核上市公司新股发行申请 , 应当关注公司上市以来最近三年历次分红派息情况 , 特 别是现金分红占可分配的比例 , 以及董事会关于不分配所陈述的理由”。强有力的政策引导使上市公司不分红 的现象有所改观 , 现金分红的上市公司比例明显增加 。派现公司数占上市公司总数由 1999 年以前平均 30 %增 加到 2000 年后的平均 58 %左右 。 (中国证券报 , 2003) 随着派现公司比例的增加 , 也出现了一些企业不顾自 身实际经营能力和现金持有能力的 “超能力派现”现象 。超能力派现并没有严格的定义 , 但从国外情况看 , 如果公司分红比例高于公司赢利或远远高于长期债券利率水平 , 则一般认为属 “恶性分红”。根据我国证券市 场的实际情况 , 本文将超能力派现定义为超越公司现金能力水平的派现 , 即每股派现金额大于每股经营现金 流量 , 这种派现行为容易导致公司营运资金紧张 , 影响公司的长期发展 。这种超越公司现金能力水平的派现 行为是有悖于财务管理一般规律的 。从我国的市场统计来看 , 超能力派现现象在 2000 年以后格外引人注意 。2000 年共有 210 家上市公司每股 派现金额高于每股经营现金流量 , 占派现公司总数的 31139 %。2001 和 2002 年这一比例虽然有所下降 , 但仍 然达到 26199 %和 20157 %。对于这一异常派现行为 , 单纯用管理层的政策驱动因素似乎难以合理解释 。究竟 是什么原因导致我国上市公司的超能力派现行为呢 ? 本文试图从实证角度对这一问题进行分析与探讨 。二 、研究假设假设 1 : 超能力派现与国家股等非流通股比例存在正相关关系 , 与流通股比例存在负相关关系 尽管我国强调同股同权 , 同股同利 。但由于我国证券市场的股权分割 , 造成了流通股股东与非流通股63会计研究 2004110股东在价值取向上存在巨大的差异 。非流通股股东由于股权不能流通 , 其取得回报 、收回投资的主要手段是公司的现金分红 。收回投资实现投资收益的需要 , 往往驱使非流通股股东选择大比例现金分红 。流通股 股东由于取得股票的价格远远高于非流通股股东 , 在每股现金股利相同的情况下 , 流通股股东的投资收益 率远远低于非流通股股东 。魏刚 (2001) 进行实证研究的结果表明 , 国家股比例越高 , 现金股利的支付水 平越大 ; 流通股比例越高 , 现金股利的支付水平越低 。综合以上分析 , 我们提出假设 1 。假设 2 : 超能力派现与第一大股东和前十大股东的持股比例存在正相关关系根据假设 1 , 超能力派现与国家股等非流通股比例存在正相关关系 。在我国绝大多数上市公司 , 发起 人等非流通股股东的持股比例往往较大 , 是公司的大股东 。这些股东难以通过股票的流通来收回其投资 , 往往希望通过不断地高派现来快速收回其创业收益 。上市公司的经营决策权包括红利分配权基本上控制在 少数大股东手中 , 这为少数大股东决定超能力派现提供了可能 。对于超能力派现引起的资金短缺 , 可以通 过高价的配股与增发筹集的资金来弥补 。所以 , 超能力派现的后面往往紧跟着高价的配股与增发 , 而大股 东往往会放弃配股权或增发认购权 , 却坐享高溢价筹资后的资产增值 , 并通过超能力派现来兑现这种增 值 。高比例现金分红实际上成了大股东掏空上市公司的一种手段 。因此 , 我们提出假设 2 。假设 3 : 超能力派现与基金持股比例存在负相关关系 基金持股比例的提高有利于制约上市公司的超能力派现行为 。投资基金可以利用其资本的规模优势集中持有上市公司一定比例的股权 , 比中小流通股股东拥有更多的发言权 , 有利于制约上市公司的超能力派 现行为 。为此 , 我们提出假设 3 。假设 4 : 正常情况下 , 超能力派现与净资产收益率存在负相关关系 ; 而当净资产收益率位于 6 %7 %配股达标线附近区间时 , 超能力派现与净资产收益率存在正相关关系净资产收益率越高 , 企业的盈利能力越强 , 超能力派现越不容易发生 。而当上市公司的净资产收益率 较低时 , 特别是当净资产收益率处于 6 %7 %达标线附近时 , 为了满足 “上市公司近三年的净资产收益率 必须达到年平均 6 %以上才有配股资格”的要求 , 上市公司往往通过派现来减少净资产 , 提高净资产收益 率 。而对于那些净资产收益率处于 6 %7 %达标线附近的上市公司来说 , 其为了满足再融资条件的需求更 为强烈 。伍利娜 (2003) 研究表明 , 当上市公司净资产收益率位于 6 %7 %区间内时 , 容易发生异常高派 现现象 。所以 , 我们提出假设 4 。假设 5 : 超能力派现与公司资产规模存在负相关关系当公司规模较小时 , 出于吸引新资金和增强竞争能力的目的 , 上市公司往往存在较强的扩张欲望 , 大 量现金分红能够降低公司的净资产规模 , 提高净资产收益率 , 为后续融资创造条件 。而大公司融资渠道较 多 , 资金较为充裕 , 相比之下扩张欲望并不强烈 。为此 , 我们提出假设 5 。假设 6 : 超能力派现与公司上市年限存在负相关关系溢价发行的新上市公司 , 由于募集的资金数量大大超过公司需求 , 公司往往陷入现金过于充足而没有 很好的投资领域的尴尬境地 。与其把过多的现金留在公司 , 不如进行分配 , 并且 , 分配后还有利于提高净 资产收益率 , 从而提升公司的市场形象 。另外 , 大股东也可以利用高派现套取大量现金来迅速收回其投 资 。为此 , 我们提出假设 6 。三 、研究模型设计与样本的选取(一) 模型的选择当因变量只能取值 0 和 1 时 , 如果运用最小二乘法回归 , 由于不满足正态分布 , 同时也不满足线性模 型的有关假设 , 运用一般的多项式函数是不合适的 。本文采用 Logistic 模型 , 用极大似然法进行参数估计 。64 1994-2013 China Academic Journal Electronic Publishing House. All rights reserved. 会计研究 2004110由于 Logistic 模型采用的是逻辑概率分布函数 , 与最小二乘法相比 , 能最大限度地减少回归结果的失真 。模型的表达式如下 :Pln ( ) = + 1 S TA TEOWN + 2 OB IOWN + 2 B IS HAR E + 4 TENS HAR E + 5 EUND + 6 ROA + 7 RIGHT + 8 BN TA + 9 AGE +1 - P(二) 控制变量的选取公司的运作效率在很大程度上取决于它的治理结构 。良好的公司治理结构 , 不仅能解决好经营者的选择 、 激励和监督等一系列问题 , 而且能够保护投资者尤其是中小投资者的利益 , 使之不受大股东或控股股东的掠夺 。 于东智 (2003) 的研究表明 , 高层管理人员的规模 、持股比例 、董事长与总经理的人选是否分离与公司绩效存在 一定的相关关系 。徐晓东 、陈小悦 (2003) 的研究表明 , 高层管理人员的持股比例 、董事长是否兼任执行总裁 、 董事长变更与否都能够影响到公司治理的效力 。因此本文选取了高层管理人员的规模 、高层管理人员的持股比 例 、董事长变更情况 、董事长与总经理同时兼任等影响公司治理结构的变量作为控制变量 。表 1变量的定义(三)样本选取为了使研究结果更具代表性 , 本文选取我国上市公司 2000 、2001 、2002 三年的数据 。为了保证所选取的上市公司具有可比性 , 本文对样本作了以下筛选 。样本选取的原则如下 : (1) 上海和深圳证券交易所至 少上市交易一年以上 (不包括一年) 的上市公司 。(2) 剔除了 ST 和 PT 类的上市公司 , 因为这些企业连年 亏损 , 股利政策属于非正常情况 , 而且这类公司派现的数量极少 , 剔除这类公司对研究结论影响不大 。 (3) 20002002 年中至少有一年提出派现预案 。(4) 境内 A 股发行的上市公司 。经过筛选 , 最终样本的统 计结果为 : 2000 年超能力派现的上市公司 210 家 , 2001 年 180 家 , 2002 年 115 家 , 三年混合样本 505 家 ; 其他派现的 2000 年 459 家 , 2001 年 487 家 , 2002 年 444 家 , 三年混合样本 1390 家 。四 、统计结果与分析(一) 混合样本描述性统计65 1994-2013 China Academic Journal Electronic Publishing House. All rights reserved. 变量名变量定义因变量P上市公司是否实施超能力派现的概率 。当 P = 1 , 超能力派现 , 当 P = 0 ,其他派现解释变量STATEOWN国家股持股比例OUTOWN流通股持股比例BIGSHARE第一大股东持股比例TENSHARE前十大股东持股比例FUND基金持股比例ROA净资产收益率RIGHT虚拟变量 , 本年度 6 % ROA 7 % , 则为 1 , 否则为 0LNTA总资产的自然对数AGE公司的上市年限控制变量NOMANAGE高层管理人员的规模MAHOLD高层管理人员的持股比例TURNOVER董事长发生变更MANAGE董事长兼任总经理会计研究 2004110表 2混合样本的描述性统计结果注 : 表中的 t 统计量是两类派现类别的均值双尾 t 检验 , 用于比较单变量样本均值之间是否有显著差异 。 3 3 3 表示在1 %的显著性水平下显著 。从表 2 中的单因素比较可以看出 , 超能力派现公司在净资产收益率 、公司上市年限 、公司规模上与其他派现公司存在着显著差异 , 并且 3 个因素的 t 统计量都为负 , 说明净资产收益率越低 、公司上市年限越 短 、公司资产规模越小越容易发生超能力派现行为 。(二) 自变量的相关性分析由于运用 Logistic 回归分析时对自变量的共线性较为敏感 , 因此本文在回归之前首先对自变量之间的 相关性进行分析 , 从表 3 中可以看出 , 各自变量之间并不存在较强的相关性 。表 3自变量的相关系数表66 1994-2013 China Academic Journal Electronic Publishing House. All rights reserved. STATEOWNOUTOWNBIGSHARETENSHAREFUNDROARIGHTLNTAAGESTATEOWN101186- 0142101012- 0100201046- 01035- 0114901124OUTOWN1- 0105901449- 01078- 01025- 0101801111- 01015BIGSHARE1- 0146101095- 0103101024- 0105701010TENSHARE1- 01144- 01066010180106601214FUND1- 0107501015- 011011010ROA101168- 01008- 01064RIGHT1- 0100501075LNTA1- 01177AGE1样本数最小值最大值均值标准差t 统计量STATEOWN13900318980014441013160- 014785050101440911012644OUTOWN139001013127011297+ 017595050101316808011299BIGSHARE1390010269019900014685011739+ 01238505010167019501474861011806TENSHARE13900110161016380011343+ 010578505010773101638846011180FUND1390089140403180851211542- 01816505083100831088551310404ROA13900102006812500913552512280- 41592 3 3 3505- 151175218971667416513145RIGHT13900101158601388+ 11303505010117699101366LNTA1390181925926164122112440019651- 61161 3 3 350518178421241018595120195909017215AGE1390118773121878151584021603- 31476 3 3 350511877312187815122735521564会计研究 2004110(三) Logistic 回归结果为了检验不同年度影响我国上市公司高派现的因素 , 本文分别对三年样本都进行了 Logistic 回归 。同时 , 为了检验三年的共同影响因素 ,表 4本文还将三年样本混合进行检验 。回归的结果见表 4 。Logistic 回归结果注 : 3 3 3 表示在 1 %的显著性水平下显著 , 3 3 表示在 5 %的显著性水平下显著 ,著 , 下同 。3 表示在 10 %的显著性水平下显从回归的结果看 , 20002002 年以及三年混合样本的回归方程都在 1 %显著性水平下通过了检验 , 说明回归方程具有较强的解释意义 。另外 , 净资产收益率 、资产规模 、上市年限三个变量在各年以及三年混 合样本中都很显著 , 说明这三个变量对超能力派现现象有很强的解释意义 。从变量的符号来看 , 净资产收 益率的符号为负 , 说明净资产收益率越低 , 越容易发生超能力派现行为 。这表明上市公司往往通过派现的 方式来降低净资产规模 , 提高净资产收益率 。公司上市年限和资产规模的符号为负 , 说明公司上市年限越 短 、资产规模越小也越容易发生超能力派现行为 。这主要是因为公司上市年限越短 、规模越小 , 其扩张欲 望也较强烈 , 大量现金分红能够降低公司的净资产规模 , 提高净资产收益率 , 为后续融资创造条件 。同时 大股东也可以利用高派现迅速套取大量现金来收回其投资 , 将高价配股与增发形成的溢价快速转化为投资 回报 。深入分析可以发现 , 在 20002002 年中影响上市公司超能力派现行为的因素并不一样 , 各年度的影响 因素有所差异 。2002 年净资产收益率 、净资产收益率是否处于配股达标线附近 、基金持股比例在 1 %的显 著性水平上影响上市公司超能力派现行为 ; 公司上市年限 、资产规模在 10 %的显著性水平上影响上市公司 超能力派现行为 。处于配股达标线附近的上市公司容易发生超能力派现行为 , 表明上市公司派现行为很大 程度上是为了满足再融资的需要 。基金的持股比例越高 , 越不容易发生超能力派现行为 , 说明基金投资者 有利于制约上市公司的超能力派现行为 。2001 年净资产收益率 、资产规模在 1 %的显著性水平上影响上市公司超能力派现行为 ; 公司上市年限 在 5 %的显著性水平上影响上市公司超能力派现行为 。67 1994-2013 China Academic Journal Electronic Publishing House. All rights reserved. 2000 年2001 年2002 年混合样本变量预期符号BWaldBWaldBWaldBWaldSTATEOWN+- 01255013760131801584- 0112201077- 0105001050OUTOWN-0133701175- 010690100701742014530114801082BIGSHARE+11056 331124- 014110133901230010680133111614TENSHARE+- 21116 3 34159811126112041130701868- 0127501198FUND-01009 331118- 0101011108- 01093 3 3 371323010010102ROA- 01033 3 3 371796- 01030 3 3 361361- 01138 3 3 3181418- 0105 3 3 315152RIGHT+01632 3 3510620109501149- 01981 3 3 391620- 0100301133LNTA- 01257 3 3 361657- 01431 3 3 3131144- 01302 341547- 01368 3 3 3271781AGE- 01060 331232- 01061 3 351354- 01065 32174- 01048 3 3 371868Constant61070 3 3 37167681081 3 3 39133551944 33196971471 3 3 3231375- 2log likelihood7731990737118150217582091195Model Chi - square321053 3 3 3291850 3 3 3601797 3 3 3661714 3 3 3会计研究 20041102000 年净资产收益率 、资产规模在 1 %的显著性水平上影响上市公司超能力派现行为 ; 前十大股东持股比例 、净资产收益率处于配股达标线附近在 5 %的显著性水平上影响上市公司超能力派现行为 ; 第一大 股东持股比例 、基金持股比例 、上市年限在 10 %的显著性水平上影响上市公司超能力派现行为 。值得注意 的是 , 前十大股东持股比例回归系数的符号与预期符号相反 , 对这一情况 , 本文认为上市公司前十大股东 持股比例越高 , 一方面加剧了股权集中度 , 另一方面也使其他股东有更多的力量与第一大股东抗衡 , 这说 明股权的相对分散有利于制约超能力派现行为 。(四) 加入控制变量的回归结果从回归的结果来看 , 高层管理人员的规模 、高层管理人员的持股比例 、董事长变更情况 、董事长同时 兼任总经理等控制变量的加入并没有对实证结果产生实质性的影响 。表 5加入控制变量的回归结果68 1994-2013 China Academic Journal Electronic Publishing House. All rights reserved.2000 年2001 年2002 年混合样本变量预期符号BWaldBWaldBWaldBWaldSTATEOWN+- 0125401364- 01018501195- 0102001002- 0101401004OUTOWN-0131101149- 0101401005- 01804015180116301099BIGSHARE+11071 331571- 014470139001085010900132101564TENSHARE+- 21184 3 34180711242114411123001747- 0128801216FUND- 01010 331394- 0101011082- 01103 3 3 3810130100101030ROA- 01034 3 3 391010- 01031 3 3 371151- 01144 3 3 3191543- 01050 3 3 3151543RIGHT+01640 3 341194011040117501963 3 3 391217- 0101201007LNTA- 01267 3 3 371858- 01452 3 3 3141060- 01292 331145- 01365 3 3 3261178AGE- 01056 331718- 01073 3 331168- 01052 321714- 01046 3 3 371898NOMANAGE01006010510102201853- 0100701051- 0100101010MAHOLD0107701002- 2419650179241793 3 3414781123001935TURNOVER- 01190012720102101006- 0108101068- 0110601445MANAGER0167211885- 0117801172- 01135019620128511708Constant51580 3 34146281387 3 3 39177151490 33105071117 3 3 3211129- 2log likelihood77114867731376479122820881321Model Chi - square341556 3 3 3341655 3 3 3661727 3 3 3701341 3 3 3会计研究 2004110五 、超能力派现的行业敏感性分析不同行业其竞争状况 、收益水平是不一样的 , 不同行业其超能力派现行为的影响因素是不是有所差异 呢 ? 为了捕捉行业因素对超能力派现行为的影响 , 考虑到行业的竞争性和样本量的大小 , 本文选择了接近 于完全垄断的公共事业单位 184 家 , 占 10113 % ; 由于技术等原因处于相对垄断竞争的工业企业 1069 家 , 占 58183 % ; 近似完全竞争的商业企业 197 家 , 占 10184 % ; 以及不具有明显行业特征的其他行业企业 367家 ,占 20120 % ,表 6并按照行业的不同对样本进行了重新分类 , 并各自进行了回归 。行业敏感性回归结果从检验的结果来看 ,公共事业 、工业 、商业的回归方程都通过了检验 ,说明回归方程具有较强的解释意义 。而行业因素不明显的其他行业的回归方程没有通过检验 , 其方程中所有自变量对因变量都没有解释意义 , 这显示出超能力派现具有一定的行业相关性 。统计结果表明 , 不同竞争状况的行业之间影响超能力派现的因素存在较大差异 。在近似完全竞争的商 业行业 , 反映公司股权结构的第一大股东和前十大股东的持股比例都显著影响其超能力派现行为 。这表明 在近似完全竞争的商业行业 , 股权结构和公司治理结构的优化程度对上市公司的超能力派现行为有很大影 响 。在完全竞争的商业行业中 , 由于股权结构及公司治理结构的不完善 , 其公司大股东在利润分配方面起 决定性作用 。从变量的符号来看 , 大股东持股比率越高 , 越容易发生超能力派现行为 。由于大股东持有的 股票不能在二级市场上流通 , 所以 , 选择送转股的股本扩张方案不如选择分红派息来得更加实惠 。尤其是 在 “非流通股”的历史遗留问题悬而未决的今天 , 大股东无法通过流通市场来收回其创业投资 , 只有不断 地高派现来快速收回其创业收益 。在接近完全垄断的公共事业行业中 , 只有净资产收益率和资产规模两个变量显著影响超能力派现行69 1994-2013 China Academic Journal Electronic Publishing House. All rights reserved. 公共事业工业商业其他变量BWaldBWaldBWaldBWaldSTATEOWN01122010110108701070- 0153680146480155711095OUTOWN- 0137801016- 0113601038- 0152970116001144511101BIGSHARE11264014720117901086115613 3 3 371735- 1115711742TENSHARE3136301941- 0191911251113512 3 351982 3 341870119131FUND- 0104701704- 01031 3317170101540108001036011163ROA- 010432 3 341236- 01034 3 341448- 010288017111- 0103111068RIGHT- 1162121247- 0111101293- 110825 3 35150301449 321801LNTA- 01959 3 3 361641- 01386 3 3 3151365- 016128 3 3517048- 0118411389AGE01076601437- 01090 3 3 3714595120801032010298012969Constant211270 3 35139581513 3 3 3151495- 1316852 3 3 351774019190107- 2log likelihood1271649113914164731884621385Model Chi - square181592 3 3461663 3 3 327175 3 3 3121281会计研究 2004110为 , 而模型中关于股权结构的变量对其影响都不显著 。对于公共事业而言 , 似乎没有任何一种类型的股东对其超能力派现行为有显著影响 , 这可能是由公共事业行业的自然垄断特征和产品的需求无弹性所造成 的 。在垄断竞争的工业行业 , 其影响公共事业超能力派现的两个因素都在工业行业体现出来 , 说明工业行 业一部分继承了公共事业的垄断特征 。此外 , 工业行业的超能力派现行为还受到基金持股比例 、上市年限 的影响 , 这又与近似完全竞争的商业行业有某些共同之处 。六 、研究结论与本文的局限性超能力派现是我国上市公司近年出现的一种分配现象 。本文通过对超能力派现行为的实证分析 , 得出 以下结论 :1 . 上市公司的超能力派现行为很大程度上是为了再融资的需要 。上市公司为了提高净资产收益率 , 为进一步融资创造条件 , 往往通过超能力派现的方式来实现此目的 。其深层次的原因有三点 : 其一是上市 公司为了满足申请配股或增发时必须的现金分红条件而派发现金红利 , 当企业盈利状况不理想时 , 这种现 金红利往往具有超能力派现