现金流量效应（共7篇）
现金流量效应 篇1
资本结构与实证会计关于税收有两个不同层面的命题, 资本结构理论的静态理论分析表明债务融资具有税收优势, 可定义为税收的价值效应, 但在资本结构理论中, 举债带来的是一种理论价值与相对价值, 而现代税收筹划理论弥补了这种静态理论分析的不足, 强调税收给公司增加的实际价值与绝对价值, 实证会计理论注重检验税收与股票价格变化的关系, 这是税收的价格效应。税收假定成为资本结构与实证会计理论变迁共同的逻辑边界, 价值效应是非检验命题而价格效应是可检验命题, 财务会计与税务会计的会计基础差异导致了税收的现金流量效应, 并对产品市场、资本市场的有效契约关系形成制约, 对增值税与所得税会计的控制与管理也提出了要求。
一、基于资本结构理论的税收价值效应
(一) 资本结构相关理论的产生
任一厂商的市场价值与其资本结构无关, 这是债务筹资对厂商价值影响的命题之一, 在将这一基本命题加以限制与推广、考虑公司税法影响时, 莫迪利亚尼、米勒 (1958) 的结论是, 利息的扣除将对套购过程产生影响, 致使给定类中的所有厂商的价值不能同它们的实物资产所产生的期望报酬成正比, 另一方面却能证明厂商的市场价值必须在均衡中同税后的期望报酬成比例, 即同已付利息与期望的股本净收入之和成正比。其后, 莫迪利亚尼、米勒 (1963) 对资本结构无关论进行了修正, 认为如果考虑公司收入税, 则“厂商的市场价值必须在均衡中同税后的期望报酬成比例”, 这一陈述是错误的。由于同类厂商税后报酬分配不成比例, 也就可能没有套利过程迫使她们的价值与其期望税后报酬成比例, 套利使任何一类厂商的价值不仅是期望税后报酬的函数, 还是利率与杠杆度的函数, 这就意味着其他条件不变时债务融资的税收优势将会很大, 这便是资本结构相关论。
(二) 资本结构相关理论的税收价值效应
资本结构相关论表明债务融资的税收优势在于利息支付的可扣除, 对任一给定的税前收益水平, 意味着随着杠杆作用的增大, 股本资本的税后收益也将增加。在完美市场加入公司所得税之后, 公司的负债愈高, 利息费用愈高, 利息费用可以节税, 公司的价值增加。该理论的重大命题之一是:举债公司的价值等于相同风险等级下无负债公司的价值加上负债的节税利益, 其理论模型为:VL=VU+TCD。模型解释:VL为有负债公司价值;VU为无负债公司价值;TCD为所得税率与负债总额乘积的税盾利益。实际的节税过程为:IT= (EBIT-I) ×TC=EBIT×TC-I×TC, 其中:IT为公司所得税;EBIT为息税前盈利;I为利息支付;TC为公司所得税边际税率。资本结构相关论是一个财务经济学的静态理论分析, 在这种静态分析中税收对于厂商的市场价值只是经济学意义上的理论价值与相对价值, 是软价值而不是实际价值与绝对价值。首先, 对厂商来说债务融资不是无限量的, 正如莫迪利亚尼、米勒 (1963) 所提醒的, 由于出借者的限制与各个方面的成本会约束债务融资的利用限度, 因此并不意味着厂商能够利用最大举债量, 数据也显示在高税率年份实际上债务融资并没有显著增加;其次, I虽然相对地抵减了税收支付, 但同时也绝对地抵减了利润;最后, 资本相关理论也假定EBIT、TC为既定变量, I越大即I×TC越大, 公司价值越大。资本结构相关论以作为外部因素的利息杠杆考量厂商的相对市场价值, 而忽视了厂商增加市场价值的经营能力因素, 经营能力是厂商市场价值的内部因素, 起着决定作用, 因而是厂商绝对市场价值的体现。EBIT、TC的变化对于厂商来说是重要的, 如果其他条件不变, EBIT的增加是厂商绝对性价值的增加, 从税收筹划角度来看, 如果EBIT增加、TC不变或者EBIT不变、TC降低, 也就是说盈利增加但税收支付不增加, 或者降低边际税率减少税收支付, 那么税收给厂商带来的也是实际价值与绝对价值, 因而是硬价值。税务筹划的焦点之一是现金流量, 从经营角度来看, 厂商偏好于高盈利能力即高EBIT, 从税收角度而言, 厂商又偏好于低计税EBIT, 这似乎是一个矛盾, 税务筹划不但可以解决这个矛盾, 还可以筹划性地降低厂商的边际税率TC, 从而实质性减少税收支付, 增加厂商现金的流入或减少厂商的现金流出。基于契约关系的有效税收筹划 (斯科尔斯, 1992) 与基于价值最大化的税收筹划 (盖地, 2006) 体现了现代财务的税收价值观点, 税收筹划给厂商带来的价值是客观的、可见的, 成为现代厂商市场价值的一个解释性经营能力与经营变量, 是价值管理与价值创造一个新的增长点。
二、基于实证会计检验的税收价格效应
(一) 实证会计检验的税收价格效应
二十世纪60、70年代的经验会计研究关注有效市场假说与机械效应假设的矛盾, 通过经验主要检验会计方法的变化能否干扰资本市场及会计盈利与股票价格的关联两个问题, 这两个问题的研究需引入资本资产定价模型作为显示会计盈利与股票价格关系的模型。模型如下所示:根据完全确定环境的费希尔 (Fisher) 模型假定, 公司的市场价值可以看做是未来现金流量的贴现值:, Vi, 0表示i公司当前 (时间0) 现金流量发生之后的市场价值, rT表示期间的市场报酬率, Ci, t表示i公司在时期的现金流量 (在t时收到) , T代表公司的经营年限。不确定环境下的夏普、林特纳资本资产计价模型为:。E (ri) 为预期报酬率, rf为无风险报酬率, E (rm) 为资产组合预期报酬率, cov (ri, rm) 为资产i的报酬率和市场报酬率的协方差, δ2 (rm) 为市场报酬率的方差。不确定环境下的计价模型是用报酬率表达的, 为说明会计数据能够传递信息, 需要用价格表示, 转换过程如下:公司的预期报酬率为:。E (Ci, 1) 为i公司的期末现金流量, Vi, 0为i公司的期初市场价值。将E (ri) 代入夏普、林特纳模型, 整理得:。如果无风险报酬率与公司的预期报酬率保持不变, 公司价值还可表示为与费希尔完全确定条件下相类似的多期间形式。其中, E (Ci, t) 表示公司i在时期t的预期现金流量。会计数据如何传递预期现金流量E (Ci, t) 与预期报酬E (ri) 这两个变量的信息。瓦茨、齐默尔曼 (1986) 认为, 从实证角度看, 预期盈利可以与现金流量联系起来, 会计盈利能够传递当前现金流量及预期现金流量的信息。从上述模型变量及构造可以看出, 资本资产计价模型不含有税收因素的考量, 正如瓦茨、齐默尔曼 (1986) 指出的, 在有效市场假说与资本资产计价模型里, 税收效应还不足以说明股票价格伴随着会计变动而发生变化。
(二) 实证会计检验方法及价格效应的局限性
早期的检验分为三类:所有的会计变动、不影响税收的会计变动、影响税收的会计变动。鲍尔 (1972) 检验了所有的会计变动, 认为即使是影响税收的会计变动公布时, 股票价格不会发生波动;卡普兰、罗尔 (1972) 检验了不影响税收的会计变动, 认为市场不受会计变动的干扰;布朗 (1980) 、莱克斯 (1982) 检验了影响税收的会计变动, 得出价格效应结论;拜多、林达夫 (1982) 对莱克斯检验的影响税收的会计变动再次检验, 得出与莱克斯相反的结论———无价格效应结论。瓦茨、齐默尔曼基于有效缔约理论的会计选择研究则超越了税收假定, 其研究目的是证实即使不存在税收效应, 管理人员的会计选择也会带动股票价格的变化。检验结果表明, 强制性会计变动 (会计准则的变动) 与股票价格变化显著相关, 自发性会计变动没有价格效应。瓦茨、齐默尔曼批评上述检验方法存在问题:一是选择偏见问题, 没有控制并发性未预期盈利, 二是样本集群问题。
本文认为, 价格效应实证的局限也源于理论构建的不合理性:一是自发性会计变动被市场预期的不合理假设。影响预期未来现金流量的因素很多, 使得盈利水平与股票价格水平之间的关系难以察觉, 因而自鲍尔、布朗 (1968) 之后, 研究者集中研究盈利变化公布时的盈利变化与股票价格报酬率的关系, 其逻辑依据是未预期盈利产生非正常报酬。瓦茨、齐默尔曼 (1986) 认为, 由于市场预期, 自发性会计变动的税收效应早已融入股票价格, 因而会计变动时不会发生股票价格变动;根据投资决策与消费决策的分离定理, 股东预期消费效用最大化意味着经营者力图公司市场价值最大化, 确定与不确定环境下的公司价值模型隐含着公司所有的经营努力包括节税努力都被预期在模型中。税务筹划理论研究 (盖地, 2006) 则暗示, 改变现金流量的纳税筹划所使用的会计处理技术与基于会计处理合规前提的经营细节性安排, 具有经营的商业秘密属性, 有不被预测的可能。二是对税收筹划运用会计政策认识的局限。威廉.H.比弗 (1973) 认为会计政策之所以不对所得税产生影响, 是因为税务部门有专门的计算方法, 不依赖账簿记录。税务筹划理论研究则显示, 税务筹划不局限于所得税, 税务筹划技术更多的是体现经营细节的安排与会计处理技术的协同, 而不是单纯改变按着信息披露要求必须公开披露的会计方法。三是研究模型的缺位与成本障碍。实证研究没有建立税收与股价检验模型, 而是将税收价格效应检验置于会计盈利与股票价格关系中, 由于节税能力内化于公司众多经营细节与财务活动中, 其产生的现金流量难以从其他现金流量中分离, 再加上税务筹划方法及细节的隐性与非披露性, 导致研究变量的取得、模型的构建等技术成本过高。
三、价值效应与价格效作为命题的性质
(一) 资本结构与实证会计理论变迁的逻辑边界:
所得税假定二十世纪60年代的会计经验研究认为, 除非会计变动具有税收含义, 否则不具有任何价格效应。威廉.H.比弗 (1973) 在《FASB的目标应该是什么》一文中认为, 会计政策的选择并不会影响所得税实际支付, 如果信息披露足够多, 使投资者能够提炼会计政策的转换信息, 会计政策不会影响证券的市场价格。这种基于有效市场假说、预言会计政策变化不会引起股票价格变化为无效应假说, 这与资本结构无关论的假定是相似的。资本结构不相关理论大大影响了早期实证会计研究者对会计方法变动是否伴随股票价格变化的预测。在资本资产计价模型里, 资本结构与会计方法都只是形式而已, 没有价格效应。资本结构相关论表明存在公司税情况下, 如果利息支付是免税的、股利支付是不免税的, 资本结构会影响企业的现金流量与市场价值, 威廉.H.比弗 (1981) 转变观点认为, 因税收目的的类似变更而引起的用于财务呈报的会计方法变更, 将会影响税后现金流量, 会计方法的选择是一个信号, 信号的解释传递具有信息价值, 进而影响价格;瓦茨、齐默尔曼 (1986) 在评价无效应假说时认为, 一些会计变动会影响公司税 (所得税) , 从而影响现金流量与公司价值。二十世纪70年代开始的对于会计方法变动与税收效应的经验检验, 以及基于有效缔约理论建立的三大假设, 开拓了会计变动与会计选择的实证性研究。因此, 资本结构理论与实证会计以所得税作为研究的假定, 使其成为各自理论变迁共同的逻辑边界。
(二) 命题的检验与非检验
资本结构理论注重阐述税收与公司价值的关系, 本文定义为税收的价值效应;实证会计理论虽然承认税收的价值效应, 但理论上更强调税收与股票价格变化的关系, 本文定义为税收的价格效应。资本结构相关论与会计变动实证研究共同表述了一个命题即税收的价值效应———影响现金流量的税收与公司价值相关, 节税必将增加公司价值。瓦茨、齐默尔曼的实证研究之所以超越税收假定, 隐含的观点是:税收的价值效应是一个无需验证的命题。实证会计也检验了一个命题, 即税收的价格效应———税收变化与非正常报酬的关系, 实证检验偏向将税收的影响解释为“被市场预期”, 检验的结果也暗示税收的价格效应是一个模糊的结论。税收的价值效应无疑高于税收的价格效应, 检验命题的成立与否对非检验命题的成立与理论价值并不产生任何影响。
四、税收的现金流量效应:一个扩展研究
(一) 财务会计应计制与税务会计现金制的冲突
如果说资本结构与实证会计注重把税收作为“外部因素”来论证税收的价值效应与价格效应, 那么现金流量效应则是把税收作为“内部因素”, 从财务会计与税务会计的会计基础差异的角度来阐释税收效应。佩顿、利特尔顿对配比概念的讨论体现了应计会计的优越性, 即使从经济收益计量观转向决策有用信息观, FASB (1978) 依然坚持以净收益披露为主的应计会计优于现金流量会计, 认为应计会计可以把现金流量转换为比当前现金流量更具表现力的未来现金流量和股利支付能力的信息。然而, 对市场交易中产生的税收的确认计量却不能体现应计会计, 盖地 (2005) 研究认为, 收付实现制反映了税务会计的重要原则———现金流动原则, 应用于税务会计的是“修正的应计制”, 财务会计报告的是权责发生制基础上的假设性现金流量, 而税务会计报告的则是确定性的税收现金流量 (董盈厚, 2007) 。税收特殊的现金流量属性形成了税收与基于交易的应计会计收益 (收入、净收益) 的交错, 这种交错在增值税与企业所得税中又反映了对交易及有效契约关系的制约, 对增值税与所得税会计的控制与管理提出了新要求。
(二) 税收现金流量效应与基于产品市场交易的有效契约关系一是降低纳税遵从成本的刚性逻辑。
从供应链角度来看, 增值税反映了两种重要的契约关系———产品交易中上下游的私人购销契约、履行纳税义务中纳税人与国家的公契约。私人购销契约属于柔性契约, 具有可协商性, 纳税公契约属于刚性契约, 具有不可协商性。依理性人假设, 契约各方追求现金流量最大化, 上游必需保证按着契约约定及时收取货款与销项税额, 下游尽量拖欠应该支付给上游的货款与进项税额, 征税人则以法律强制为基础的惩罚来保证税款及时入库。由上述分析, 可以定义增值税纳税人在履行契约时的一般理性排序。履行义务的理性排序为:及时支付国家税款的义务>及时支付上游税款、货款的义务;保证权益的理性排序为:最小化纳税违约成本的利益>及时收取下游税款、货款的利益。由此可见, 纳税人支付税款既是最优先义务, 又是不得不最优先考量的利益, 即最小化纳税违约成本的利益是由最优先纳税义务决定的, 体现了一种刚性逻辑———义务与利益的捆绑, 这也决定了税务会计独特的经营属性———直接与会计交易成本相关, 纳税遵从成本是一种会计交易成本, 针对刚性税收义务的现金支付能力的有效管理是增值税会计控制与管理的必要功能。
二是私人支付契约的博弈逻辑。根据契约的性质与现金流量最大化理性人假设, 在交纳增值税的购销活动中存在私人支付契约的博弈逻辑。每个纳税人既是上游, 又是下游, 因此每个纳税人作为上游都希望自己的下游依据契约规定履行支付义务, 但同时自己作为下游都尽量不按着契约约定履行支付义务。在这种博弈逻辑作用下, 如果交易采用信用方式 (如赊销、商业汇票) 结算, 对于任一纳税人来说, 意味着应计交易收入的实际收取带有某种不确定性, 而税收支付则是确定的、刚性的, 这样就产生了现金流量非对称———应计交易契约的软支付与纳税契约实际的硬支付之间的差异, 这种现金流量非对称制约着围绕增值税而建立的有效契约关系, 因此, 对于私人支付契约的有效管理是增值税会计控制与管理的又一个重要功能。
三是基于产品交易链有效契约关系管理的“反税务筹划”。税务筹划的一般原则是在不影响有效契约关系的前提下减轻税收负担, 但在增值税的产品交易链中, 上游可以按少于实际交易金额计算的应收税额来收取下游支付的进项税额 (也是上游的销项税额) , 这是增加税收负担的“反税务筹划”, 目的是建立更多的交易关系或者巩固已有的交易关系。在产品交易链中, 交易方既是上游也是下游, 作为上游在“反税务筹划”中会有税收损失, 作为下游会得到上游“反税务筹划”的“优惠”而带来税收收益, 基于“反税务筹划”的税收损失与税收收益则会产生纳税支付的现金流量短缺或余出效应, 这就要求对基于产品交易链有效契约关系管理的“反税务筹划”的短期、长期的综合成本与综合收益进行预期、权衡, 进而构成增值税会计控制与管理的一项功能。
(三) 税收现金流量效应与索取权、决策控制权、管理控制权围绕净收益及净收益分配, 可以在三个层次上讨论契约关系及其有效性。
一是代表外部投资权益的投资人对净收益的剩余索取权利以及大股东 (进入董事会) 对净收益的决策控制权, 二是代表管理权益的管理层对净收益的剩余控制权, 三是代表内部权益的员工对净收益的主张权。有效契约关系要求依据契约的约定对净收益进行恰当地分配, 否则对契约的有效性将会不利。新企业会计准则 (2006) 的所得税会计采纳资产负债表债务法, 纳税人报告的“所得税费用”是应计会计收入、费用配比的假设性现金流量, “应交所得税”为确定性现金流量, 二者的差异为“递延所得税”, 纳税人报告的所得税费用与实际支付的所得税的不一致导致现金流量的非对称———名义净收益与实际净收益的差异。若利润总额为p, 纳税调整暂时性差异为d, 假设无其他调整事项, 所得税率为r, 则得:名义所得税nt=pr, 名义净收益nNp=p-nt=p-pr, 实际支付所得税at= (p±d) r, 实际净收益a Np=p- (p±d) r。净收益的分配按现行的财务制度, 依次为:A法定盈余公积, B优先股股利, C任意盈余公积, D普通股股利, E未分配利润。盈余公积提取后的用途尽管与投资者剩余索取权相关, 但需要经过董事会等决策, 一般情况下若董事会由大股东控制, 可以定义为大股东决策控制权;股利分配定义为投资人剩余索取权, 未分配利润的使用表现为对剩余的管理控制权。
由于契约依据的净收益分配是以会计数据nNp=p-pr为基础, 而nNp=p-pr或者大于a Np=p- (p+d) r, 或者小于a Np=p- (p-d) r, 因此, 无论那种情况意味着都不是按实际现金流量收益进行分配。提取公积金后进行净收益分配, 则有两种情况:一是由于nNp少于p- (p-d) r, 意味着以会计报告净收益建立的契约分配少于实际现金流量, 代表投资者对剩余索取权益的股利分配少于按a Np计算的实际应分股利, 代表大股东对剩余决策控制权益的盈余公积的提取少于按a Np计算实际应提取的金额, 这样, 用实际净收益扣减提取的盈余公积和分配的股利后, 代表管理层对剩余控制权的未分配利润的实际保留金额却大于以会计报告为基础的保留金额, 这种情况的分配结果实质上损害了投资者对剩余的索取权益与大股东对剩余的决策控制权益;二是由于nNp多于p- (p+d) r, 意味着实际支付能力无法完成以会计报告净收益为基础建立的契约分配, 投资索取权、决策控制权、管理控制权均无法实现。威廉.H.比弗 (1981) 认为, 财务呈报环境最典型的特征是投资者对未来现金流量的要求权。从分配程序及结果来看, 所得税现金流量效应对契约方剩余索取权的有效实现形成制约, 同时也涉及到大股东剩余决策控制权、管理层剩余控制权问题, 这个分析与前述瓦茨、齐默尔曼非税会计选择的有效缔约的实证观点又是“不谋而合”, 因此对净收益分配的所得税管理就成为所得税会计控制与管理的重要组成部分。
参考文献
[1] (美) 莫迪利亚尼、米勒著, 林少功, 费剑平译:《投资成本、公司财务与投资理论》, 首都经济贸易大学出版社2001年版。
[2]盖地:《税务筹划》, 高等教育出版社2006年版。
[3] (美) 迈伦.斯科尔斯著, 张雁翎译:《税收与企业战略》, 中国劳动社会保障出版社2004年版。
[4] (美) 罗斯.L.瓦茨, 杰罗尔德.L.齐默尔漫著, 陈少华等译:《实证会计理论》, 东北财经大学出版社1999年版。
[5] (美) 威廉.H.比弗著, 薛云奎等译:《财务呈报:会计革命》, 东北财经大学出版社1999年著。
[6]盖地:《税务会计研究》, 中国金融出版社2005年版。
现金流量效应 篇2
一般地,企业持续稳健发展需要充足的资金作为保障。特别是作为企业流动性最强的现金资产,能帮助企业及时抓住投资机会、降低财务风险。由于我国各地区的市场化水平存在着巨大差异,处于低市场化水平地区的企业难以获得企业发展所需的足够外部融资,而处于高市场化水平地区的企业则拥有较多的融资渠道。
现阶段,随着金融市场的发展,虽然我国企业的融资渠道得到拓宽,但银行贷款仍然占据了大半江山,是我国大部分企业的主要融资渠道。这些企业在申请银行贷款时经常面临银行苛严的贷款条件,有时甚至难以获取贷款。为了解决融资难、融资贵等问题,越来越多的企业寻求与银行建立关联关系这一非正式的制度安排,而且该关联关系也越来越普遍(张敏等,2012)。由此可见,企业所处地区的市场化水平和银企关联关系对于公司现金持有策略选择具有重要影响。因此,本文基于我国国情,研究市场发育程度和银企关联对企业现金—现金流敏感性以及现金持有价值的影响具有较强的理论价值和实践意义。
近年来,学术界逐渐开始关注银企关联关系,相关研究主要讨论银企关联的经济后果,如银企关联对企业融资约束、投资效率以及企业现金持有策略的影响等方面。
从银企关联对企业融资约束的影响来看,许多学者指出银企关联关系能有效缓解融资约束,帮助企业获得银行贷款(Booth和Deli,1999;唐建新等,2011)。银企关联也有助于企业获得更高额度的信贷(陈仕华和马超,2013)。Ciamarra(2012)认为,企业与银行建立关联关系能降低融资成本。邓建平和曾勇(2011)发现,民营企业高管的银行工作背景会提高企业长期银行信贷额度,且相比金融生态环境好的地区,该作用在金融生态环境差的地区更显著。
从银企关联对投资效率的影响来看,Burak等(2008)和Dittmann等(2010)认为,企业董事有银行工作经历会显著降低投资—现金流敏感度。翟胜宝(2014)认为,银行关联会提高民营企业投资效率,该影响在市场化程度较低的地区更为显著。李文贵(2013)研究发现,银行高管关联提高了投资水平对投资机会的敏感性,进而提高了资本配置效率,该作用主要存在于低市场化程度地区。
从银企关联对企业现金持有策略的影响来看,相关研究主要包含现金持有量影响因素、现金—现金流敏感性、现金持有的动态调整以及现金价值效应等几方面。学术界对于企业持有现金的原因主要有三种理论。一是权衡理论,该理论认为企业的最优现金持有量是持有现金的收益与成本之间平衡的结果。二是融资优序理论,该理论认为由于资本市场发育不完善给企业带来的融资约束会使得企业出于预防性动机增加现金持有量,以及时把握投资机会。三是代理理论,该理论认为企业内部存在的委托代理问题会使得企业管理层为谋求私人利益而倾向于持有更多的现金。而有关银企关联对企业现金管理的影响主要集中于研究其对现金持有量及其动态调整的影响。陈栋和陈运森(2012)研究发现,相比无银行股权关联的企业,拥有该关联的企业的现金持有量更少,且在紧缩性货币政策下现金持有量更少。杨小平和罗付岩(2014)研究表明,具有银行关联的企业通常其现金持有量更少。银加敏和钱崇秀(2015)运用动态面板模型研究表明,银行高管关联会提高企业现金持有的调整速度。
通过以上文献回顾可见,目前针对银企关联的相关文献主要侧重于对企业融资等方面的研究,而对企业现金管理策略的研究也大多停留在现金持有量及其动态调整上,尚未有文献研究其对现金—现金流敏感性和现金价值效应的影响。另外,对于银企关联的度量大多从高管银行关联或者是持股银行关联角度来研究。因而,本文基于Almeida等(2004)、Faulkende和Wang(2006)的方法,将银企关联定义为企业与银行具有高管银行关联或持股银行关联的关系,结合我国国情来研究银企关联对企业现金—现金流敏感性和现金价值效应的影响以及在不同市场发育程度下银企关联对现金—现金流敏感性影响的差异性。
二、研究设计
(一)理论分析与研究假设
目前,我国市场化经过多年的发展业已取得较大成就,然而各省份之间仍然在资源禀赋与制度环境等方面存在着较大差别,其中,东部省份的市场化程度高于中西部省份。在市场发育程度高的地区,金融市场化等要素市场发展、知识产权等中介组织发展和法律发展、产品市场发展等方面具有较高的发展水平。
在市场发育程度高的地区,市场产权保护制度建设得更为完善,这有助于构建信任关系和降低契约签订时的交易成本(夏立军和方秩强,2005),同时也能有效缓解企业面临的融资约束(徐玉德和洪金明,2009)。换句话说,处于低市场发育水平地区的企业面临着更大的融资困境。
一方面,处于较高市场发育程度的地区,政府对企业的干预较轻、市场分配经济资源的比重较高且健全的法律制度对企业的保护更为有效(顾乃康和孙进军,2009)。同时,较高的市场发育程度能为投资者提供有效保护,金融市场化程度更高,引进外资力度也较大,企业从外部市场融资更为容易。另一方面,相较于低市场发育程度地区,高市场发育程度地区拥有较为完善的法律制度、产权保护制度,并能保证契约的有效性,因而会降低企业管理层从持有现金中谋求私人收益而产生的“道德风险”(Bao et al.,2012)。因此,相较于低市场发育程度地区的企业,高市场发育程度地区的企业面临的融资约束更小。
随着企业所处地区的市场发育程度不断提高,企业从外部获取资金的渠道更多且融资更容易,企业面临的融资约束更小,故企业并不会盲目持有过多的现金。而且,即使企业内部缺乏资金也并不会使企业陷入困境,因为企业可以及时从外部融资,从而企业对现金持有并不敏感。所以,高市场发育水平能有效降低企业现金—现金流敏感性。基于此,本文提出如下假设:
假设1:市场发育程度与企业现金—现金流敏感性负相关。
在市场发育程度较低的地区,企业从外部融资较为困难,企业有动机持有更多现金,从而现金—现金流敏感性更高。企业积极建立与银行的关系可以缓解融资约束(Booth和Deli,1999;唐建新等,2011),这也会对企业的现金管理政策造成影响。
首先,银企关联能降低未来经济不确定性使企业持有现金的可能性(Ostergaard et al.,2011)。公司持有现金的目的在于满足未来投资需要,一旦企业面临经济的不确定性,没有与银行建立关联关系的企业只能持有大量现金以应对风险,而具有银企关联关系的企业可及时从银行获取贷款以应对流动性冲击。其次,银企关联作为一种声誉机制,能降低银行和企业间的信息不对称,同时也能显示企业的融资能力。具有银企关联的企业,银行更为了解企业的经营状况和财务状况,从而企业更容易得到银行的信任及贷款,且贷款的质量也更高。另外,企业从银行融资后,为保证贷款的偿还,银行作为外部债权人会对企业管理层进行监督,这有助于降低管理层的“道德风险”(彭程等,2012),因而能约束管理层为获取私人收益而持有过多的现金。故存在银企关联的企业对现金的敏感性较低。基于此,本文提出如下假设:
假设2:在市场发育程度较低时,银企关联有助于企业获取银行贷款,缓解企业融资约束,从而降低现金持有的敏感性。
市场发育程度对企业融资环境具有重要影响,而企业与银行建立的银企关联关系对于企业缓解融资约束同样也具有重要作用,二者都会影响到企业的现金价值效应。大多数学者认为,信息不对称和企业的代理问题会影响企业持有现金的价值(Faulkender,2006;曹森,2012)。在市场发育程度较低或者企业不具有银企关联关系时,企业与外部投资者之间存在着信息不对称,企业面临的融资约束问题比较严重,这种条件下企业持有较多的现金能缓解企业面临的融资约束,现金的价值效应与企业的融资约束程度密切相关(Tong,2011)。而在市场发育程度较高时,企业面临的融资约束较小,此时如果企业持有大量现金,由于企业内部存在的代理问题可能会诱使管理层为谋求个人私利而进行过度投资,而如果企业拥有银企关联关系,银行作为债权人会发挥其监督作用,从而降低代理冲突带来的损害,进而增加现金价值。因此,市场发育程度和企业是否与银行建立关联对企业现金价值效应存在不同影响。基于此,本文提出如下假设:
假设3:企业所在地区的市场发育程度和企业是否与银行建立关联对企业现金持有的价值效应存在异质性作用。
(二)样本选择与数据来源
本文主要研究银企关联对上市公司现金—现金流敏感性与现金价值效应的影响,同时验证在不同市场发育程度条件下银企关联对二者影响的差异性。故市场化程度在本文中是一个关键变量。
但是,对于市场化程度(或者是市场发育程度)的衡量,绝大多数学者都是借鉴樊纲等(2011)编写的《中国市场化指数——各地区市场化相对进程2011年报告》中各地区市场化进程总得分作为市场化程度的替代变量,因而各变量的时间范围都受到市场化程度变量的限制,时间范围都是截止于2011年,如翟胜宝等(2015)、杨兴全等(2014)、赵文军和于津平(2014)等。
因此,考虑到衡量市场化程度这一变量的数据的权威性以及普遍适用性,本文参考樊纲等(2011)的方法,最终将样本时间截止为2011年。
本文选择的样本期为2004 ~ 2011 年,将截至2011 年12月31 日在沪深交易所主板市场上市的A股公司作为初选样本。并在此基础上进行如下筛选:首先,剔除金融行业企业的样本观测值;其次,剔除存在数据缺失的样本观测值。最终经过处理得到2004 ~ 2011年共计4247个样本观测值。为消除异常值的影响,本文对所有变量在1%和99%分位上进行了win⁃sorize处理。另外,本文的银企关联数据通过手工收集整理获得,其他企业特征数据来源于CSMAR数据库和WIND数据库。
(三)模型设定与变量定义
本文对Almeida等(2004)提出的现金—现金流敏感性模型进行扩展,以检验上述研究假设。
为检验假设1,本文建立了模型一:
其中:△Cashit为上市公司现金持有变化量;CFit为现金流量;Marketit为市场发育程度;其他变量为控制变量。在模型一中,系数α1 反映现金—现金流敏感性的大小,同时在该模型中加入了市场发育程度变量、市场发育程度与现金流变量的交叉项,以检验市场发育程度对上市公司现金—现金流敏感性的影响。
为检验假设2,本文建立了模型二:
其中,Bankit为银企关联变量。本文首先根据市场发育程度(Marketit)将全部样本进行分组,如果样本的市场发育程度高于市场发育程度的中值,则将样本归为高市场发育组,否则归为低市场发育组。然后,在此基础上检验银企关联对上市公司现金—现金流敏感性的影响。
为检验假设3,本文建立了模型三:
其中:BHRit为企业超额回报率;△Cashmit为经企业总市值标准化的现金持有量变化;系数γ2反映现金持有变化量的现金价值。
上述模型中相关变量定义如下:△Cashit为现金持有变化量,用上市公司持有现金及现金等价物的变化额与总资产的比值表示。
CFit为现金流量,用净利润和折旧摊销之和与总资产的比值表示。
Bankit为银企关联关系,包含两种形式,即:高管银行关联(企业高管具有银行工作背景)和持股关联(包括企业持股银行和银行持股企业),当企业存在高管银行关联或持股关联时,取值为1,否则取值为0。
Marketit为市场发育程度,采用樊纲等(2011)编写的《中国市场化指数——各地区市场化相对进程2011 年报告》中各地区市场化进程总得分作为市场化程度的替代变量,总得分越高,说明市场发育水平越高。
借鉴Dittmar(2003)以及Carilli(2010)的方法,在模型一和模型二中加入如下控制变量以控制其对现金—现金流敏感性的作用:企业规模(Sizeit)、成长性(TQit)、净营运资本变化(Nocit)、短期债务变化(Sdebtit)、资本性支出(Capexit)等。其中:企业规模用期末总资产的自然对数表示;成长性用托宾Q值来表征;净营运资本变化为(本期净营运资本-上期净营运资本)/期末总资产,其中净营运资本等于营运资本减去现金和现金等价物之和;短期债务变化为(期末短期债务-上期末短期债务)/期末总资产;资本性支出用现金流量表中购买固定资产、无形资产和其他长期资产所支付的现金除以期末总资产表示,是一个相对性指标。
在模型三中加入如下控制变量:企业净利润变化额(△Netprofitit),为企业净利润当期值和上期值的差额;非现金净资产变化额(△Ncaassetit),为资产扣除现金及现金等价物差值的变化额;资产财务费用变化额(△Finexpit)。这些控制变量都用企业上期市值进行标准化调整。此外,还控制了资产负债率(Levit)的影响。
另外,考虑到企业所在行业以及年度的影响,分别设立了年度虚拟变量(Year)和行业虚拟变量(Industry),用来控制年度和行业效应。根据证监会2001 年颁布的《上市公司行业分类指引》,将样本公司的行业类型分为13 类,并以综合类上市公司为参照系,由于剔除了金融行业上市公司,故上市公司样本只覆盖12个行业,因此设置11个行业控制变量。本文以2004年为参照系,设置了7个年度虚拟变量。
三、实证研究结果分析
(一)描述性统计
下页表1列示了各主要变量的描述性统计结果。其中,现金持有量变化(△Cash)的均值为0.0079,最大值为0.2779,最小值为-0.2803。现金流量(CF)的均值为0.0602,最大值为0.2548,最小值为-0.4231,说明不同样本企业的现金持有量变化和现金流量存在较大差异。银企关联关系(Bank)的均值为0.3421,即具有银企关联的企业占样本企业的34.21%,共有1453个样本,说明银企关联关系在我国上市公司中比较普遍。市场发育程度虚拟变量(Dum Mar)的均值为0.4931,说明处于高市场化程度的观察值在样本中占比49.31%。
(二)回归分析
表2反映了市场发育水平对企业现金—现金流敏感性的回归结果。模型类型选择结果显示,应采用固定效应模型。同时,为消除可能存在的异方差和序列相关,本文采用广义最小二乘方法(GLS)对其进行修正。其中,Wald chi2 值为43.13,在1%的水平上显著,说明模型回归结果稳健。
回归结果表明,现金流量(CF)的系数为0.387,在1%水平上显著,说明企业现金流量越多,企业现金持有量的变化额越大。现金流量与市场发育程度的交互项(CF×Market)系数显著为负,为-0.073,说明企业所在地区的市场发育水平越高,企业的现金—现金流敏感性越低。由于市场发育水平越高,企业从外部获得融资相对容易,在内部累积现金的动机则不足,从而会降低企业现金—现金流敏感性,由此验证了假设1。
为检验假设2,本文首先依据市场发育程度中位数将样本分为高市场发育程度组和低市场发育程度组。通过分组发现,低市场发育程度组样本数为2153 个,高市场发育程度组样本数为2094 个。然后,运用广义最小二乘方法(GLS)对固定效应模型进行回归。表3显示了银企关联在不同市场发育程度下对现金—现金流敏感性影响的回归结果。各模型的Wald chi2值都在1%的水平上显著,说明模型回归结果稳健。
在低市场发育程度组中,现金流量和银企关联交叉项(CF×Bank)的系数为-0.192,在1%水平上显著,表明虽然企业所在地区的低市场发育程度会增加企业融资的难度,但企业与银行建立关联关系可缓解企业的融资约束,因而银企关联可作为面对外部融资约束时的一个替代选择,从而使得企业的现金—现金流敏感性较低,证实了假设2。同时,在高市场发育程度组中,现金流量和银企关联交叉项(CF×Bank)的系数为0.137,但不显著,说明银企关联对企业现金—现金流敏感性的作用并不显著。
注:∗∗∗、∗∗、∗分别表示在1%、5%、10%的水平上显著;表中FE为固定效应模型。下同。
为检验假设3,本文首先依据市场发育程度中位数将样本分为高市场发育程度组和低市场发育程度组,然后分别在这两个组内将样本分为有银企关联样本组和无银企关联样本组,对全样本的二重分组,本文简称为“一低一无”、“一低一有”、“一高一无”以及“一高一有”四个样本组合。回归结果见表4。
注:括号中数字为对应系数的t统计值。
在低市场发育程度组中,具有银企关联的样本数为1218个,大于不具有银企关联的样本数(953),表明在市场发育程度较低时,企业通过建立银企关联可缓解融资约束。而在高市场发育程度组中,具有银企关联的样本数为235个,小于不具有银企关联的样本数(1859),表明在市场发育程度较高时,企业与银行建立关联的作用下降,显得并不必要。
在四组样本的回归结果中,△Cash的系数都为正,且都在1%的水平上显著。其中,“一低一无”样本组中△Cash的系数为1.092,大于“一低一有”样本组的系数0.613,说明前一类样本企业持有一元现金带来的价值要高于后者。而在“一高一无”样本组中企业持有一元现金带来的价值为0.775,要小于“一高一有”样本组的0.969,从而验证了假设3。总的来说,“一低一无”样本组中△Cash系数最大,说明在市场发育程度较低和企业不具有银企关联条件下,企业面临的融资约束更强,故企业增加现金持有更能提高其现金价值效应。而“一高一有”样本的现金价值效应要高于“一高一无”样本,原因在于市场发育程度较高且企业具有银企关联关系时,外部市场发展较好、法律制度较为完善,加之银行的监督作用,都有助于减少企业内部的代理问题,因而企业持有更多现金也能带来更高的现金价值。
(三)稳健性检验
为了验证结果的可靠程度,增强研究结论的可信度,本文进行了稳健性检验:①为克服异方差和残差序列相关性可能会对GLS估计结果产生偏误的问题,我们对系数的标准误进行了稳健回归(robust)处理,并在公司层面予以了聚类(cluster);②由于样本区间跨度为八年,为控制个体效应,我们使用了面板数据固定效应和随机效应模型对文中涉及的回归模型进行重新检验。
考虑到文章篇幅,本文只给出了几个关键变量的稳健性检验回归结果,具体如下:①现金流量(CF)的系数在1%水平上显著,现金流量与市场发育程度交互项(CF×Market)的系数显著为负,说明企业所在地区的市场发育程度越高,企业的现金—现金流敏感性越低。②在低市场发育程度组中,现金流量和银企关联交叉项(CF×Bank)的系数在1%的水平上显著为负,表明虽然企业所在地区的低市场发育程度会增加企业融资的难度,但企业与银行建立关联关系可缓解企业的融资约束,而在高市场发育程度组中,交叉项(CF×Bank)的系数不显著。③“一低一无”样本的△Cash系数最大,说明在市场发育程度较低和企业不具有银企关联条件下,企业面临的融资约束更强,故企业增加现金持有更能提高其现金价值效应,而“一高一有”样本的现金价值效应要高于“一高一无”样本。
总的来说,本文的稳健性检验结果与前文的回归结果比较一致,说明本文的结论较为稳健。
四、研究结论
银企关联关系在我国上市公司中较为普遍,目前相关文献针对银企关联对企业现金管理策略的研究大多停留在现金持有的动态调整上,尚未发现有文献研究其对现金—现金流敏感性的影响。另外,对于银企关联的度量大多只是从高管银行关联或者持股银行关联等某一方面进行。因而,本文基于Almeida等(2004)、Faulkender和Wang(2006)的方法,将银企关联定义为具有高管银行关联或持股银行关联的关系,结合我国国情来研究银企关联对企业现金—现金流敏感性和现金价值效应的影响以及在不同市场发育程度下银企关联对现金—现金流敏感性影响的差异性。
研究结果表明:高市场发育程度有助于降低现金—现金流敏感性;而当市场发育程度较低时,银企关联这一非正式的制度安排会显著降低现金—现金流敏感性,进一步研究表明该影响在不同市场发育程度地区的上市公司中具有显著差异性。具体来说,银企关联对处于低市场发育程度地区企业的现金—现金流敏感性有显著抑制作用,而对处于高市场发育程度地区企业的这一影响并不明显。具体而言,当企业处于低市场发育程度地区且无银企关联关系或处于高市场发育程度地区且拥有银企关联的情形时,企业持有现金带来的现金价值效应更高。
现金流量效应 篇3
从数据上来看, 截止到2014年12月31日, 上市公司第一大股东平均持股比例为35.39%, 远远高于公众的持股比例25%。股权集中虽然缓解了股东与管理层之间的代理问题, 但是它也带来了另一个问题, 大股东与中小股东之间的代理问题。因为大股东持有较多的股权, 所以在公司经营决策过程中享有较大话语权, 这毫无疑问成为大股东的优势, 为大股东侵害中小股东的利益创造条件。针对这一问题, 我们进行研究, 考察现金股利隧道效应及其影响因素, 能够对上市公司治理现金股利隧道效应提供参考, 也为上市公司提供建议。
二、相关概述
1. 现金股利
现金股利也叫做派现, 是指股份公司以货币的形式向股东发放的股利, 也是最常见最普通的股利形式。
2. 隧道效应
隧道效应是Johnson等人提出的, 英文为“tunneling”, 是指在股权集中的背景下, 控股股东为了自身利益, 通过一条“隧道”把公司的现金转移到自己手中, 使上市公司及其中小股东的利益受到侵害的一种行为。本文对于隧道效应, 利益侵占, 利益输送, 掏空, 利益转移等说法不作区分, 都是指实际控制人利用控制权对企业进行利益输送, 损害中小投资者的利益的一种行为。
3. 现金股利隧道效应
现金股利隧道效应是指实际控制人通过现金股利进行套现或者融资, 不管公司发展的实际情况, 进而损害了其他中小投资者的利益。
三、现金股利隧道效应影响因素理论分析
在参考大量资料的基础上, 本文得出了以下几个重要因素并进行分析:
1. 终极控制人的所有权性质对现金股利隧道效应的影响
本文把终极控制人按所有权性质分为政府所有、国有法人所有和民营所有。政府所有的公司, 一方面受到政府的监管, 另一方面有财政资金支持, 融资渠道畅通, 而且掏空行为会影响公司的经营, 进而影响官员的政绩, 所以这类企业没有动机通过高派现获取资金。国有法人有政府经济考核指标的压力, 所以有动机通过高派现从上市公司挖掘利益来保护自己。民营所有的公司的大股东往往还有其他企业资产, 所以有动机通过高派现将上市公司的资源转移到更高所有权的其他企业, 实现利益最大化。
2. 外资大股东对现金股利隧道效应的影响
外国投资者指有某国国籍的在中国进行直接投资的个人、企业或者其他组织。如外商合资、外商独资设立的公司, 也可以是中外合资或中外合作形式设立的企业。我国对外资投资者的引进是因为公司管理者认为能够提升保护中小股东利益的水平, 也能提升公司治理能力。
3. 自由现金流对现金股利隧道效应的影响
上市公司的自由现金流越大, 股东越会要求分派现金股利, 降低公司的自由现金流, 减少公司管理层过度投资或者其他损害股东的行为, 缓解股东与管理层间的代理问题。
4. 投资机会对现金股利隧道效应的影响
上市公司有更多更好的投资机会, 对资金需求就大。这时大股东还通过高派现满足私欲, 那公司就要对外募集资金, 势必会稀释大股东的控制权或者增加大股东的成本。
5. 资金侵占对现金股利隧道效应的影响
所谓资金侵占是指大股东通过应收款项等侵占上市公司的资源。资金侵占和现金股利具有替代性, 在大股东挖掘利益隧道中, 资金侵占方式明显而现金股利更隐蔽。当大股东难以通过资金侵占方式侵占上市公司资源时, 就会选择现金股利方式。
6. 股权制衡对现金股利隧道效应的影响
股权制衡对现金股利隧道效应的影响较为复杂。其一, 第二大股东对第一大股东的利益挖掘行为能起到制衡的作用;其二, 第二大股东可能和第一大股东联合勾结, 一起侵占公司资源;其三, 如果第二大股东的制衡体现在资金侵占上, 那么可能会造成现金股利支付水平提高。
7. 股权集中度对现金股利隧道效应的影响
股权集中度指的是全部股东由于持股比例不同而表现出的股权分散还是股权集中的数量化指标。当股权集中时, 一方面, 如果几个大股东协商一致, 并能够绝对控制公司, 那么这个利益集团就会做出利己行为, 而不管中小股东和上市公司的利益。
8. 强制分红政策对现金股利隧道效应的影响
2011年11月, 中国证监会要求上市公司完善分红政策和分红的决策机制, 要求首次发行股票的公司必须作出分红承诺。2012年5月10日证监会发布了进一步落实的通知, 要求上市公司强化回馈股东的意识, 制定明确的回报计划, 尤其是对首次公开发行股票的上市公司有细致要求, 此外还限制不分红的公司再融资。上市公司的现金股利分配必然会受到影响, 也可能给大股东借口提高派现水平和为下一步圈钱做准备。
四、结束语
综上所述, 现金股利隧道效应的影响因素很多, 本文在参考相关文献的基础上分析法发现, 自由现金流、股权集中度和强制分红政策与现金股利隧道效应呈正相关关系, 投资机会、资金侵占、外资大股东与现金股利隧道效应呈负相关关系。终极控制人所有权性质、股权制衡对现金股利隧道效应的影响要分情况。企业在治理现金股利隧道效应的时候可以从如上方面入手, 找出对策。
参考文献
[1]王亮, 姚益龙.我国上市公司大股东“隧道效应”及行为分析[J].现代管理科学, 2009 (9) :13-25.
[2]王俊秋.大股东控制、掏空行为与投资者保护[M].上海:立信会计出版社经济研究, 2011.
现金流量效应 篇4
一、文献回顾
( 一) 现金股利公告效应研究
1.国外现金股利公告效应研究
Barker ( 1958) 较早的研究了股利公告效应, 发现从公司公告股利分配方案的前几个交易日开始,市场就对其积极响应。Pettit ( 1972) 在对股利公告与股票绩效和市场反应之间的关系研究中发现,股利支付变动会影响投资者在股票上的收益,而市场对股利变动的公司反应也非常激烈。 Grinblatt、Masulis和Titman ( 1984) 基于大样本数据的研究发现,在股利公告日当天,上市公司股票价格有较大幅度提升,说明市场对股利公告有积极的反应。在较新的研究中,Bozos、Nikolopoulos和Ramgandhi ( 2011) 通过对在伦敦股票交易所上市的公司研究发现,在公司股利公告期前后,股价有显著的平均异常回报,经济环境会对股利公告效应造成影响。具体来说,当经济增长或稳定时, 股利公告所包含的信息较少; 而当经济衰退时,股利公告所包含的信息较多。Khamis、Toan和Terry ( 2011) 发现股利公告中现金支付增加会使得股票价格上升,而现金支付减少则会使得股票价格下降。
Apostolos和Stergios ( 2011 ) 实证研究了在雅典交易所上市的公司2000年到2004年的现金股利支付与市场反应,发现尽管希腊资本市场与美国、 英国等发达资本市场很不相同,但现金股利的公告效应是一致的,即只要公司在股利公告中显示出现金股利支付发生变动,就会显著影响市场( 包括股价的反应和成交量的反应) ,他们的结论支持股利信号假说。Thanwarat ( 2012) 对60家泰国上市公司股利公告和股票回报进行了研究,发现在公司股利公告之后股票价格显著上升,且其异常收益和累计异常收益也显著,证明了股利信号理论在泰国资本市场的适用性。
大多数学者都发现股价在公告前就会开始异常反应,说明存在信息提前泄露的情况,但Benja- min、Kathleen和Robert ( 2011 ) 对公司股利公告前后的卖空行为研究发现,其实并不存在异常的卖空,卖空行为与股利公告之后数日的股票回报负相关,而这种负相关与卖空行为与无事件日股票回报负相关是一致或相似的,说明不存在股利公告信息提前外泄。
综上所述,国外众多学者的研究均证明了股利公告效应的存在。这种效应无论是在发达国家还是其他国家的资本市场,都体现出上市公司向投资者传递了信息,而市场反应的区别仅仅在于是否提前反应、反应强度、反应持续性等方面。
2. 国内现金股利公告效应研究
我国学者在研究现金股利的时候,多是将精力集中于影响现金股利是否发放或发放力度的因素上面,而对于现金股利公告效应的研究还比较少。较早期的研究中均证明了股利公告效应在我国是适用的,但现金股利公告效应却不明显。
魏刚( 1998) 对我国上市公司1997年股利分配预案前后非正常收益率进行计算后发现: 对于进行股利分配的公司,非正常收益率为正; 对于不进行股利分配的公司,非正常收益率为负。这说明市场对公司股利分配的态度是积极的,证明了股利公告效应的存在。陈晓等( 1998) 对我国首次股利公告的上市公司进行研究后同样发现股利公告效应是存在的,但他们同时也指出现金分红、股票股利和混合股利三种方式虽然均能产生显著的累计异常收益,但现金分红所产生的异常收益是最小的。夏新平等( 2003) 进一步发现,现金股利对公司长期价值会产生显著影响,且这个影响是由现金股利和公司规模以及现金股利和公司股票价格高低的交互作用来完成的。严武等( 2009) 利用了一个从1993年1月至2006年12月期间1 413家我国A股上市公司的大样本,同样证实了股利的公告效应,发现支付股利的上市公司在股利公告日前后5天累计异常收益显著为正,反之未支付股利的公司累计异常收益为负值。但陈浪南、 姚正春( 2000) 对我国沪市上市公司的研究中则发现,股票股利的公告效应显著,而现金股利公告效应不显著,从而否定了公司现金股利的信息传递功能。 支持上述结论的还有何涛和陈晓( 2002) ,他们专门就现金股利进行了研究,发现其对股票的异常回报影响不显著,因而上市公司不能通过现金股利政策来提高企业的市场价值, 其信息含量几乎没有。
对比中外学者对现金股利公告效应的研究, 不难发现国外学者基本有了统一的认识,即市场会对现金股利公告作出积极的反应,而对我国资本市场的研究认识却是不一。因此,对现金股利公告效应在我国股票市场的具体反应还有待进一步研究。
( 二) 股票回购公告效应研究
1.国外股票回购公告效应研究
在市场对股票回购反应的研究方面,众学者均验证了股票回购公告效应的存在,如Chang、 Chen和Chen ( 2010) 的研究发现市场对回购公告的反应是积极的。其中一些学者发现在公司回购公告前,市场就开始反应。如Raad和Wu ( 1995) 的研究发现,在公司回购股票公告发布前一天样本公司平均异常收益率为1. 94% ,公告当天平均异常收益率为0. 86% ,且二者在统计上均显著, 这是公司通过股票回购计划向投资者传递未来经营业绩正面信息的结果。也有学者发现在回购公告后,市场的反应也是积极的。Dann ( 1981) 对1962年至1976年122家上市公司股票回购事件进行研究,发现样本公司在公告日异常收益为8. 94% ,而公告后一日的反应也很积极显著,其异常收益达6. 83% 。总体而言,更多的研究认为股票回购公告效应不仅会提前在市场中反应,而且这种反应还有一定的持续性。Ikenberry、Lakon- ishok和Vermaelen ( 1995) 在对公开市场回购检验中发现在公告前两天至公告后两天,样本公司平均累计异常收益率达3. 5% ,公告效应显著。Liu和Ziebart ( 1997) 同样设计了一个[- 2,2] 的事件反应时间窗口,发现在公告日前两天至公告日后两天,样本公司平均累计异常收益率为2. 9% 。Stephens和Weisbach ( 1998 ) 则发现在公告日前一天至公告日后一天的事件反应期内,样本公司的平均累计异常收益为2. 69% 。这些研究均表明了在股票回购公告期内市场的反应是积极的,公告效应明显。
综上所述,国外学者的研究基本都支持股票回购公告效应,说明公司能够通过股票回购向市场传递信息,由此支持信号传递假说。
2. 国内股票回购公告效应研究
因为股票回购在我国资本市场尚处于起步阶段,因此对其公告效应的研究也较少。较早的研究中均证明了股票回购公告效应在我国的存在。王伟( 2002) 、徐国栋和迟铭奎( 2003) 、林敏和干胜道( 2006) 等学者的研究不仅仅检验了回购公告效应,而且也证明了在我国资本市场存在内幕交易。但总的来说,他们的研究都是基于回购个案或小样本,因此得到的结论解释力有限。此后,梁丽珍( 2006) 在上述学者研究的基础上将样本容量扩大到35个,同样得出了回购公告效应显著及存在内幕交易的结论。
在较新的研究中,马明和运怀立( 2009) 对我国2005年股权分置改革之后的股票回购事件进行研究,发现回购公告效应显著,其特点是在公告日之前大约5日就开始反应。他们将样本按回购方式进行分类研究,发现市场反应对公开市场股票回购的反应从公告前几日至公告后几日具有一定的持续性,而定向回购则主要体现在公告前,公告之后反而出现了累计异常收益的下滑。李颖( 2011) 设置了一个[- 10,10] 和[- 30,30] 的时间窗口,发现公司股票回购公告效应显著,而市场在公告日之前就有反应,累计异常收益大幅增加,说明回购消息有提前泄露的嫌疑,存在内幕交易行为,在公告日之后累计异常收益逐渐趋于平稳状态。罗怿琨( 2012) 对公开市场回购的研究则发现在公司股票回购公告事件期[- 3,0] 内,累计异常收益增长速度最快,而公告后却出现了累计异常收益下降的状况。
从上述研究结论来看,股票回购公告效应在我国资本市场和国外资本市场的反应有很大不同。 比如,在我国主要表现为提前反应,而公告之后反应不明显等。
( 三) 对现金股利与股票回购公告效应研究的评述
对公告效应的研究属于资本市场有效性研究范畴。Fama ( 1969) 将市场的有效性分为三种: 一是弱式有效,即证券价格充分包含和反映了其历史价格的信息; 二是半强式有效,即证券价格充分反映了所有公开的信息; 三是强式有效,即证券价格充分反映了所有信息,包括公开的和内幕的。 基于此,无论是公司进行现金股利分红还是进行股票回购都属于资本市场的信息,而这些信息将影响公司股票价格的变化。对公告效应的研究主要使用的方法是事件分析法,即根据事件发生日设置时间窗口,通过观察时间窗口中公司股票的异常收益和累计异常收益情况来判断市场是否对事件有所反应。从上述学者们的研究来看,无论是公司发布现金股利公告还是宣告进行股票回购, 都会引起市场激烈的反应。但是,在我国资本市场上,市场对两者公告的反应的程度是否相同或存在区别? 反应的时间窗口是否具有一致性还是很不相同? 这都需要对两者的公告效应进行比较才能得出结论。
二、研究设计
( 一) 样本选择与数据来源
本文的研究样本选取自我国A股上市公司, 时间范围定为2008 - 2012年,为了揭示出现金股利和股票回购公告效应的区别,同时为了增强二者的对比性,研究样本按照以下原则进行筛选: ( 1) 选择在研究时间范围内必须既有发放现金股利又有股票回购行为的公司; ( 2) 剔除在公告事件期内暂停交易的公司。至此共获得40家上市公司,在2008年至2012年现金股利公告91次,股票回购公告42次。研究所需的上市公司股票回购公告时间数据通过在巨潮资讯网、上海证券交易所网站和深圳证券交易所网站查找并手工整理而成; 上市公司现金股利公告时间数据来自于GTA国泰安上市公司研究数据库之股利政策分库; 而股票在事件时间窗口内的交易数据及市场交易数据来自于GTA国泰安股票交易数据库。
( 二) 变量与模型
1. 变量定义
( 1) 个股单日收益率。个股单日收益率符号为Rit,其中i表示某只股票,t表示第t天的交易日。个股单日收益率即为该股票在交易当天的涨幅程度。
( 2) 市场单日收益率。市场单日收益率符号位Rmt,其中m表示市场,t表示第t天的交易日。市场单日收益率即为交易当天整个市场的收益情况。
( 3) 个股异常收益率( abnormal return) 。个股异常收益率符号为ARit,其中i表示某只股票,t表示第t天的交易日。异常收益率的计算如下公式, 即表示为个股i在t交易日超过市场收益率的部分。
( 4) 平均异常收益率( average abnormal re- turn) 。平均异常收益率符号为AARt,其中t表示第t天的交易日。平均异常收益率的计算如下公式,即表示为第t个交易日所有样本股票异常收益率的平均值。
( 5) 累计异常收益率。累计异常收益率符号为CARt,其中t表示第t天的交易日。累计异常收益率的计算如下公式,即表示为从事件时间窗口开始到第k个交易日为止,所有平均异常收益率的累积,该指标的计算结果和平均累计异常收益率是一样的。
2. 检验模型
为检验现金股利和股票回购公告效应是否显著,本章的研究中采用t检验的办法。其中对平均异常收益率的显著检验如下公式,其中tn -1表示自由度为n - 1的t检验值,St表示第t个交易日所有样本股票异常收益率的标准差,n表示样本规模。
对累计异常收益率的显著检验如下公式,其中tn -1表示自由度为n - 1的t检验值,S't表示第t个交易日所有样本股票累计异常收益率的标准差, n表示样本规模。
对现金股利公告效应和股票回购公告效应的差异显著性检验主要基于以下公式,其中CAR1t表示现金股利样本的累计平均异常收益,CAR2t表示股票回购样本的累计异常收益,S和n分别表示二者的标准差和样本容量。
( 三) 研究方法
本文的研究主要采用事件分析法( Event Anal- ysis) ,该方法主要用于分析某事件对市场产生的效果。在事件分析法中,需要首先界定事件发生作用的时间段,即事件时间窗口( Event Window) , 然后通过事件窗口异常收益的大小来衡量事件的影响。时间窗口的设定为[- 10,10],即从公告日前10天至公告日后10天共计21天的事件反应期。从我国其他学者的研究中发现,这个时间窗口的设定是比较合理的。
三、描述性统计分析
本文选取的样本是既有进行现金分红又有进行股票回购的上市公司,没有选择哪些不进行股票回购的上市公司的原因是为了在比较股票回购和现金分红公告效应时可以增加二者之间的可比性。二者在总样本中的分布为: 股票回购为42次占32% ,现金分红为91次占68% 。在整个事件时间窗口[- 10,10] 中,股票回购的累计异常收益率为- 0. 308% ,现金股利的累计异常收益率为- 0. 905% 。说明在整个事件时间窗口内市场对二者有反应,从数据来看,二者的累计异常收益率的绝对值小于1% ,表明本章研究所选取的时间窗口是比较合适的,因为在公告日前10天至后10天内,市场反应基本趋于平稳,说明公告效应基本结束。表1显示出,在整个事件时间窗口中,股票回购的个股累计异常收益率为负值出现了22次,正值出现了20次,基本各占一半; 而现金股利中, 个股累计异常收益率为负值出现了66次占72. 527% ,正值仅出现了25次占27. 472% 。同时综合二者的个股累计异常收益率的极值表现情况( 表2) ,可以看出现金股利的市场反应变动程度更为激烈一些。
四、实证研究结论
( 一) 上市公司现金股利公告效应
图1显示了现金股利样本在公告日前10天至公告日后10天每天的平均异常收益情况,表3显示了平均异常收益的t检验值及其显著性。由平均收益率的变化可以看出,从现金股利公告日前9天开始到公告日前2天结束( 时间窗口[- 9, - 2]) 平均异常收益率有较大幅度的上市,其中在公告日前第5天平均异常收益率达到0. 411% 且其t检验值显著高于10% 重要水平下的临界t值,而从公告日前5天至公告日前2天平均异常收益率波动幅度较少,趋于平稳; 从现金股利公告日前2天开始到公告日当天结束( 时间窗口[- 2,0]) 平均异常收益率突然出现急速下降,且t检验值在公告日当天显著高于5% 重要水平下的临界t值; 从现金股利公告日当天开始到公告日后9天结束( 时间窗口[0,9]) 平均异常收益率再次出现较大幅度上升,但t检验值没能显示出其显著性。因此,现金股利公告效应的市场反应时间段可以分为三个阶段: 第一个阶段为[- 9, - 2] 的时间窗口,其市场反应为股票收益上升; 第二个阶段为[- 2,0] 的时间窗口,其市场反应为股票收益下降; 第三个阶段为[0,9] 的时间窗口,其市场反应为股票收益上升。从图中还看到在现金股利公告日前10天平均异常收益有一个下降的态势,但因为观察的时间窗口设置没能包含公告日前10天之前更多的时间,因此无法知晓现金股利更早期的市场反应,但并不影响本文对其公告效应的分析。
从第一阶段和第二阶段的市场反应来看,现金股利公告效应有提前反应的情况出现,可能存在消息提前泄露。具体来说,这种提前反应表现为: 信息掌握者利用其信息优势在公告日前较早( t = - 9) 或股票价格较低时期就开始大规模买进股票,于是引起股票收益的上升,等到公告日前两天就开始抛售股票,于是引起股票收益的急速下降。信息掌握者为什么是在公告日前2天就开始抛售而不是在公告日当日说明我国A股市场的中小投资者对上市公司现金分红有一定的预期,他们会根据公司以往的股利政策预测其当年会如何进行股利分配,因此信息掌握者必须在中小股东的预测之前就开始抛售股票,才能获得较大的超额收益。而第三阶段平均异常收益率出现明显上升开始于公告日当日,如此及时的市场反应说明我国资本市场的有效性有很大程度的提高,具体的反应情况是公告日当日至公告日后第5天平均异常收益率上市速度较快,此后至公告日后第9天平均异常收益率在小范围内进行调整。总的来说,从现金股利样本平均异常收益率数据来看,公告效应明显,且其提前反应说明有内幕交易的存在。
观察整个事件时间窗口的现金股利公告效应, 对不同时间窗口计算其累计异常收益率( 如表4) , 发现在[- 10,10]、 [- 10,9]、[- 10,7]、 [- 10,5]、[- 8,5] 和[- 7,7] 这些时间窗口中现金股利公告样本的累计异常收益率均小于0且在统计上不显著。只有在时间窗口[- 7,5] 和[- 7, - 1] 才出现累计异常收益率大于0的情况,而时间窗口[- 7,5] 的累计异常收益率值太小且统计上不显著,所以累计异常收益率大于0的时期主要集中于[- 7, - 1] 这个时间范围内。 在时间窗口[- 7, - 1] 内,累计异常收益率达到1. 772% ,且其t检验值显著高于1% 重要水平下的临界t值,因此,如果投资者在现金股利公告日前第7个交易日买入股票而在公告日前1天售出的话将获得显著高于整个市场的回报,同时也说明我国A股市场现金股利公告效应主要集中于公告日前第7天至公告日前1天的7个交易日内,公告效应显著,且再次证明了消息提前泄露而引起市场提前反应。
( 二) 上市公司股票回购公告效应
图2显示了股票回购样本在公告日前10天至公告日后10天每天的平均异常收益情况,表5显示了平均异常收益的t检验值及其显著性。由平均收益率的变化可以看出,从回购公告日前9天开始到公告日前7天结束( 时间窗口[- 9, - 7]) 平均异常收益率有较大幅度的下降,且t检验值在第- 7天显著高于1% 重要水平下的临界t值; 从回购公告日前7天开始到公告日前1天结束( 时间窗口[- 7, - 1]) 平均异常收益率突然出现明显的上升,且t检验值在第- 1天显著高于10% 重要水平下的临界t值; 从回购公告日前1天开始到公告日后1天结束( 时间窗口[- 1,1]) 平均异常收益率再次出现大幅度下降,且t检验值在第1天显著高于10% 重要水平下的临界t值; 从回购公告日后1天开始,平均异常收益率波动放缓,并出现缓慢上升的趋势,直到公告日后9天平均异常收益率达到一个较高水平并且其t检验值显著高于5% 重要水平下的临界t值。因此,股票回购公告效应的市场反应时间段可以分为四个阶段: 第一个阶段为[- 9, - 7] 的时间窗口,其市场反应为股票收益下降; 第二个阶段为[- 7, - 1] 的时间窗口, 其市场反应为股票收益上升; 第三个阶段为[- 1, 1] 的时间窗口,其市场反应为股票收益下降; 第四个阶段为[1,9] 的时间窗口,其市场反应为股票收益上升。
从第一阶段和第二阶段的市场反应来看,股票回购公告效应有提前反应的情况出现,可能存在消息提前泄露。具体来说,这种提前反应表现为: 信息掌握者利用其信息优势在公告前较早时期( t = - 9) 对股价进行打压,等股价被打压到一个较低水平时( t = - 7) 就开始大规模买进股票, 因此在[- 9, - 1] 时间窗口内平均异常收益率出现了先是大幅度的下降然后大幅度的上升的态势。而第三阶段平均异常收益率急速下降表明此时信息掌握者正在大规模抛售自己手中的股票, 等中小股东反应过来已经是公告日后1天了,此时到了第四阶段,市场表现为平均异常收益波动趋于平稳。总的来说,从股票回购样本平均异常收益率数据来看,公告效应明显,同时其提前反应说明了有内幕交易的存在。
观察整个事件时间窗口的股票回购公告效应, 对不同时间窗口计算其累计异常收益率( 如表6) , 发现在[- 10,10] 和[- 10,5] 时间窗口中股票回购公告样本的累计异常收益率均小于0且在统计上不显著。当时间窗口设置为[- 5,10]、[- 5,5] 和[- 5,0] 时,累计异常收益率出现大于0的现象,但时间窗口[- 5,10] 和[- 5,5] 的累计异常收益率值太小且统计上不显著,所以累计异常收益率大于0的时期主要集中于[- 5, 0] 这个时间范围内。在时间窗口[- 5,0] 内, 累计异常收益率达到1. 754% ,且其t检验值显著高于5% 重要水平下的临界t值,因此,如果投资者在股票回购公告日前第5个交易日买入股票而在公告日当天售出的话将获得显著高于整个市场的回报,同时也说明我国A股市场股票回购公告效应主要集中于公告日前第5天至公告日当天的6个交易日内,公告效应显著,且再次证明了消息提前泄露而引起市场提前反应。
( 三) 上市公司现金股利和股票回购公告效应比较分析
从上述分析中可以看出,在我国A股市场上现金股利和股票回购都存在公告效应,在事件时间窗口内二者的平均异常收益率都呈现出显著的异于市场的变动情况,因此,我国上市公司现金分红或进行股票回购的行为都具有信息传递的作用。 但是二者的市场反应在时间上、在反应程度上是否具有相似性或不同? 以下就现金股利和股票回购公告效应的异同点进行分析。
1. 公告效应的市场反应时间比较
在研究的时间窗口内,现金股利和股票回购公告效应均呈现出阶段性的特点。如表7所示,现金股利分为3个阶段,而股票回购分为四个阶段。 其中,阶段1的股票回购市场反应是平均异常收益下降,而该阶段是现金股利所缺失的。前文已经提到可能是对现金股利公告效应观测的时间窗口设置的不够提前,因此没能观测到,但同时也应注意到在现金股利公告日前10天平均异常收益率出现一个向下的波动,说明现金股利公告效应的市场反应应该比股票回购公告效应更早一些。阶段2、 3、4现金股利和股票回购的市场反应特点是一致的,平均异常收益率均表现为先上升、然后急速下降、最后缓慢上升的态势,说明二者的公告效应具有相似的阶段性且每个阶段的表现也是相似的。 从每个阶段的具体表现可以反映出现金股利和股票回购都存在消息提前泄露,有内幕交易的可能, 同时还说明信息掌握者会利用其信息优势进行财富转移。而具体到现金股利和股票回购在每个阶段的反应时期,可以看出除了阶段3以外,阶段2和阶段4的现金股利比股票回购的反应期都要多1天,说明现金股利的市场反应持续时间稍长一些。
2. 公告效应的市场反应程度比较检验
根据信息传递理论,现金股利公告和股票回购公告在信息传递的过程中主要传达了上市公司未来盈利能力等积极的信息。因此,只有平均异常收益率大于0的时候才是真正表现了其公告效应。 前面的分析表明,我国现金股利公告效应主要表现在其公告日之前,时间窗口为[- 7, - 1],而股票回购公告效应主要表现在其公告日之前及公告日当天,时间窗口为[- 5,0]。根据表8对二者在该时间段平均累计异常收益率的比较显著性检验可以看出,现金股利在时间窗口[- 7, - 1] 与股票回购在时间窗口[- 5,0] 的平均累计异常收益率相差很小,且其异方差假设检验的t分布值极为不显著,说明从市场的反应程度来说,现金股利公告效应和股票回购公告效应具有很大的相似性。
五、结论
现金流量效应 篇5
现金股利政策是公司的三大财务政策之一, 在企业的价值循环中占有重要的地位。自从米勒和莫迪格莱尼 (1961) 年提出了著名的“股利无关论”, 对于公司股利政策的争论就一直没有停止过。1976年, Black提出了“股利之谜”, 使其成为现代财务管理学当中最大的谜团之一。在众多的谜团中, 股利支付的稳定性对企业价值的提升是否具有促进作用也成为其中之一。Lintner (1956) 对上市公司发放现金股利政策作了开拓性研究, 他对企业发放现金股利进行了实证性研究, 结果发现美国上市公司倾向于发放较为稳定的现金股利。并且认为, 只有当管理层相信收益的变动是可持续时, 管理层才会对股利的支付水平进行调整;反之, 如果收益的变动是不可持续的, 就不会对股利进行调整。Baker et al. (1985) 采用调查的方法对股利政策进行了研究, 发现经理层在股利决策中非常关心股利政策的稳定性。Pruitt and Gitman (1991) 同样采用了调查研究法发现了类似了结论。Dewenter and Warther (1998) 应用了Lintner的模型对美国和日本上市公司进行了研究, 结论显示, 美国公司股利的稳定性要高于日本公司, 并且高于选取的历史区间 (1946年至1964) 。Leithner and Zimmermann (1993) 对多数欧洲国家的股利政策进行了研究, 结果发现, 这些国家的公司都采用了稳定的股利政策。Glen et al. (1995) 认为发达国家公司的股利政策比发展中国家的公司的股利政策具有更高的稳定性水平。在国内研究方面, 吕长江、王克敏 (1999) 通过对1997年至1998年的数据采用逐步回归分析法来检验影响上市公司股利分配政策的因素, 结论证明了Lintner的股利信号传递理论。赵春光、于东智 (2000) 通过比较股利稳定与股利不稳定公司价值系数, 得出股利的稳定性对提高公司价值至关重要。但他们的研究中并没有形成具体明确的结论。原红旗 (2004) 利用了Lintner的模型研究了我国上市公司的数据后认为, 我国上市公司的股利政策不具有稳定性。杨汉明 (2006) 认为在我国目前的情况下, 探讨股利政策的稳定性意义不大, 并在Lintner模型中引入了Tobin Q等变量, 研究检验递增的股利与递减的股利与企业价值的相关性, 结论显示, 递增的股利有助于提升企业价值。
二、研究设计
(一) 研究假设现代公司财务管理的目标应该是致力于实现公司价值最大化, 而股利政策是公司现代三大财务政策之一, 研究股利政策的最终目标是要看不同的股利政策与股利稳定性水平对公司价值的提升是否具有促进作用。
假设H1:递增的每股现金股利与企业价值正相关
递增的每股现金股利能够提高投资者对公司的信心, 从而提升公司的价值。
假设H2:递减的每股现金股利与企业价值负相关
递减的每股现金股利可能向投资者释放公司前景不明的信号, 对公司的价值提升有抑制作用。
假设H3:不变的每股现金股利与企业价值正相关
井耕、者贵昌 (2010) 认为, 稳定的股利支付向市场传递着公司正常发展的信息, 有利于树立公司良好形象, 增强投资者对公司的信心, 稳定的股利额有利于投资者安排股利收入和现金支出, 股利忽高忽低的股票, 不会受到股东欢迎, 股票价格会因此下降。
(二) 样本选取和数据来源
为了检验股利稳定性是否对公司的价值提升具有促进作用, 本文搜集了2005年至2009年在上海证券交易所和深圳证券交易所上市的所有只发行A股公司数据, 并且对样本作了处理:所选取的样本必须是在当年1月份之前上市, 并且当年只分配现金股利;剔除了ST类公司;剔除了金融保险类公司;为了剔除中期分配对结论的影响, 故剔除了中期分配的样本;剔除了第二年缺少4月30日收盘价格的样本。用本年每股股利减去上年每股股利, 将样本分为465个股利递增、334个股利递减和309个股利不变的样本。本文所有的财务数据来源于RESSET数据, 回归分析和数据处理采用SPSS13.0 For Windows和Excel 2003完成。
(三) 模型建立和变量定义
为了检验假设H1、H2和H3, 本文定义相关变量见 (表1) 。为了检验中国上市公司稳定发放水平的稳定性, 通过对Lintner模型进行修正, 构造检验我国股利发放稳定性的模型。Lintner对28家表现良好的公司的高级管理人员就影响股利支付的因素进行了访谈, 访谈结果表明:公司管理层倾向于根据公司的盈余水平制定一个目标股利支付率;股利水平改变的主要决定因素是当期公司盈余与过去期间的股利支付水平;管理层对股利政策的调整步伐是审慎的, 只有当管理层确信这种变化是永动时, 才会对股利的发放水平进行调整。基于上述认识, Lintner构造了如下股利行为模型:D*t=r Et;△D=Dt-Dt-1=a+c (D*t-Dt-1) +Ut。在模型中D*t是第t年的股利发放水平, r是第t年的股利发放水平与当期净收益的比值, Et是第t的净收益水平。Dt-1是滞后一期的股利水平, c是r的调整因子, 根据负债水平、投资机会、交易成本以及其他因素而发生变动。a是常量, Ut是误差项。合并上述模型后, 得到:Dt=a+β1Et+β2Dt-1+Ut。式中, β1=rc, β2= (1-c) 。在使用Lintner的模型验证我国股利政策的稳定性水平时, 本文在研究中采用了原红旗 (2004) 的研究结论, 将模型修正为:DPSt=a+β1EPSt+β2DPSt-1+Ut。上式中DPS代表每股股利, EPS代表每股收益。在研究中, 本文采用2006年至2009年的横截面数据来验证公司的股利稳定性水平。关于公司治理结构与公司价值之间的关系, 学者们有着各种观点。Sun Q.and Tong W.H.S. (2000) 研究了国有股权对中国公司业绩的影响, 结果发现国有股权对部分私有化公司业绩存在积极的正面影响, 但这种影响并非呈线性关系, 而是呈倒U型。陈信元、陈冬华和朱凯 (2004) 也认为, 过高或者过低的国有股权对企业的业绩的影响都是不利的。而罗宏 (2006) 则认为, 国有股与法人股的持股比率与公司业绩均呈现U型关系, 并且其在实证分析中也证明了这一点。当公司存在控股股东时, 大股东有能力对企业内部管理层实施监督, 从而有效地降低地外部股东与内部管理者之间的“信息不对称”问题, 但同时大股东也可能利用自身的控股地位对小股东的利益进行侵占, 可以认为, 过高或者过低的股权集中度对企业价值的提升均有不利影响, 本文假设第一大股东持股比率与企业价值呈倒U型关系, 而法人股与国有股的持股比率与企业价值的是呈U型或倒U型关系并不确定。因此, 构造回归模型如下:
注:本文使用中国证监会13个行业的分类方法, 且研究中未包含金融行业, 故使用12个行业哑变量
注:每一变量对应第一行为回归系数, 第二行为t值;a、b、c分别表示在0.01、0.05和0.1水平上显著
注:每一变量对应第一行为回归系数, 第二行为t值;a、b、c分别表示在0.01、0.05和0.1水平上显著
三、实证结果分析
(一) 稳定性测试
首先对连续发放现金股利公司进行股利稳定性测试。从 (表2) 可以看出, 从2006年至2009年, 常数项a均为正值, 并且除了在2007年度外, 其余三年均显著为正, 这说明了连续发放股利的公司不愿意轻易的削减或者不发放股利。滞后一期的每股股利均在0.01水平上显著为正, 说明管理层在制定股利政策时, 考虑了过去期间发放的股利水平。每股收益也都在0.01水平上显著为正, 说明公司的盈余情况越好, 越倾向于支付高额股利。股利调整的速度c值除2007年度为0.331外, 其余三年均在0.5附近, 说明管理层根据收益对股利的调整幅度较大, 股利并不具备稳定性。
(二) 描述性统计
从 (表3) 中可以看出, 每股现金股利递增的公司, 其企业价值托宾Q值较大, 每股现金股利递减的公司, 其企业价值托宾Q值较小, 而每股现金股利保持不变的公司则居其中。另外每股现金股利与总资产收益率与托宾Q有着相同的趋势。而就资产负债率来说, 每股现金股利递增的公司资产负债率最低;每股现金股利递减的公司资产负债率最高;每股现金股利不变的公司则居其中。每股现金股利递增的公司相比于每股现金股利递减或者不变的公司, 也具有更高的成长性与资产周转效率。
(三) 回归分析
从 (表4) 可以看出, 不论每股股利是递增、递减还是不变, 调整的R2都大于0.83, 方程的F值都在1%水平上显著, 自变量的解释力较强。不论是每股股利递增、递减还是不变, 滞后一期每股现金股利均与企业价值Tobin Q正相关, 并且在1%水平上显著。而不论是递增还是递减情况下, 每股股利差额△DIV均与企业价值负相关, 并且递增情况下在5%水平上显著相关, 因此没有验证假设H1;而在股利递减情况下△DIV虽与企业价值负相关, 然而在统计上并不显著, 可能是样本量不大所致。在股利不变的情况下, 滞后一期每股股利就是当期每股股利, 因此回归结果验证了假设H3。另外, 除了资在负债率DEBT在递增情况下与企业价值正相关, DEBT、GROW、TAT和ln A均与预测符号相一致。第一大股东持股比率与企业价值的相关性与假设相一致, 在三种情况下均呈现先上升后下降的倒U型关系, 并且在统计学上均显著相关。国有股比率与法人股比率与企业价值的相关性在三种情况下并不一致, 或许是由于样本量受限所致。每股股利递增时, 企业价值与△DIV呈负相关关系, 这与假设不符, 可能是因为我国大多数公司正处于高速成长阶段, 而对处于成长阶段的公司来说, 面临的最大的问题或许就是资金问题。因此当企业将盈余通过股利形式发放给外部股东后, 一方面的确缓解了内部管理都与外部股东之间的“信息不对称”, 从而有效地降低代理成本, 但另一方面投资者也会对企业将要面临的资金短缺影响发展后劲问题表示担忧。即使企业可以通过发行新股或者债权的形式筹集资金, 然而企业也错过了作为资本成本最低的内部融资形式。另外, 经笔者统计, 截止2009年底, 我国上市公司第一大股东直接持股比例平均为41.79%, 第二大股东平均持股比例只有7.83%, 只有10.5%的公司第一大股东持股比例在20%以下。因此可能正如陈信元等 (2003) 对佛山照明的研究结论, 造成△DIV与企业价值呈负相关关系还可能是因为投资者担心控股股东利用其控股地位向外部输送现金流来侵占小股东权益。
四、结论与建议
根据前面的研究发现, 稳定的股利支付水平对公司的价值提升具有促进作用;而由于我国企业所处的特定历史阶段, 以及我国的各项法律法规并不完善, 并不足以形成对中小投资者的完全保护, 使得投资者对企业发放的现金股利递增的情况并未给予正面反应。正因为如此, 更应该加强对投资者的保护力度, 完善《公司法》和《证券法》等法律规范, 并且加大执行力度与监管力度, 确保投资者权益不受侵犯。另一方面, 上市公司管理层应当制订更加科学的股利政策, 从而通过科学可行的股利政策来提升企业价值。
摘要：本文以2005年至2009年我国A股上市公司的样本数据为基础, 对连续支付现金股利下的股利政策对企业价值的影响效应进行了研究。结果表明:企业价值与递增的每股现金股利与递减的每股现金股利负相关, 而企业价值与稳定的现金股利支付呈正相关关系。
现金流量效应 篇6
自20世纪90年代我国建立资本市场以来, 上市公司直接融资比例仍然偏低。2000-2008年《中国人民银行货币执行报告》数据表明我国国内非金融机构贷款所占比重基本保持在80%左右。可以说, 目前我国上市公司的融资格局仍然是以间接融资为主、直接融资为辅。上市公司过度依赖银行贷款, 利用自身的信息优势以及控制的自由现金流从事损害公司价值而使高管受益的非盈利项目, 从而导致过度投资等机会主义行为。上市公司可以通过自由现金流操控经营利润以便影响银行贷款融资决策, 那么银行对这种操控自由现金流行为的债权治理起到作用了吗?本文将以广东上市公司为例, 进行实证研究。
二、文献回顾
有关债权融资和上市公司自由现金流的研究, 可追溯到自由现金流假说 (Jensen, 1986) 。该假说认为, 当管理者利用自由现金流过度投资时, 贷款作为债务能够通过减少自由现金流来降低代理成本, 提供了比其他外部融资更有效的监督作用 (Diamond, 1984) 。国外相关实证研究比较多, John&Senbet (1987) 通过研究发现, 债务融资可以对经理人的过度投资问题起到约束作用。Stulz (1990) 认为银行可以在债务中增加限定性条款以抑止过度投资。Richard Chung等人 (2005) 研究发现自由现金流与操控性应计利润显著正相关, 高自由现金流、低成长机会的公司更易于盈余管理;债权融资能缓和自由现金流对盈余管理影响。Richardson (2006) 研究表明过度投资与自由现金流显著正相关。国内相关研究主要集中在股权融资、自由现金流和过度投资的研究, 而银行债权对自由现金流约束机制的研究比较少。陈红明 (2005) 从随意性支出角度对自由现金流假说进行检验, 发现自由现金流代理成本和“债务控制效应”在中国确实存在。沈红波、张春和陈欣 (2007) 研究发现自由现金流越高的银行贷款公告累计超额收益越高, 表明自由现金流假说在企业融资行为中更具解释力且银行贷款具有一定的监控效率。
三、实证研究设计
1. 研究假设
根据上文债务融资治理效应的理论分析, 我们知道, 债权融资对公司的治理绩效有积极的效应。在我国, 债务主要由银行提供, 银行给企业提供贷款, 一般会对企业加以限制, 从而促使企业提高经营绩效, 公司的银行的贷款率应该与公司绩效成正比。因此提出假设:银行资产负债率与公司绩效显著正相关。
2. 样本选取和来源
本研究所选取的样本范围为在2004年至2008年间持续经营的沪深两市仅发行A股的广东上市公司。所取变量以五年数据的平均值计算。
本文所使用的数据全部来自中国证监会网站 (www.csrc.gov.cn) 、上海证券交易所网站 (www.sse.com.cn) 以及国泰安CSMAR数据库。
经过筛选和剔除, 保留了95家公司共475个样本进行研究。本文的计算过程以SPSS17.O软件来完成。
3. 变量选取和设计
(1) 绩效指标用总资产收益率ROA。计算公式:净利润/年末总资产。
(2) 银行贷款负债率。银行贷款按期限可分为短期贷款和长期贷款。
(3) 企业规模 (SIZE) 和成长性 (GROWTH) 。企业规模用企业总资产的自然对数作为衡量指标;成长性用税前利润增长率来表示。
具体变量解释详见表1。
4. 实证模型设计
ROA是绩效指标、D是银行贷款类指标、β、β、β、β为系数, ￡为误差项。
四、样本数据处理和结果分析
Jensen (1986) 把“自由现金流量 (Free Cash Flow, 以下简称FCF) ”定义为“企业现金中超过用相关资本成本进行折现后NPV>0的所有项目所需资金之后的那部分现金流量”。该FCF与会计意义上的自由现金流量 (以下简称AFCF) 不同, 它难以进行度量。虽然在实证中, 经常用AFCF来代表Jensen的FCF, 但只有当公司无NPV>O的投资项目时这两者才会相等。为此, 必须配合其他指标 (如投资机会、成长性) 才能更好说明。一般情况, Tobin s Q是一个比较好的衡量指标, 它是指公司的市场价值与资产重置成本的比值, 当Q>1时, 表示公司有好的投资机会, 反之, 则投资机会较差。但由于中国上市公司的现实情况, 公司的市场价值难以客观度量, 而且重置成本的计量也存有太多主观因素, 所以运用这指标时会有很多限制。为了克服运用此指标的限制, 我们首先计算出AFCF, 然后根据成长性指标对样本分类, 最后进行均值比较, 以及参数的检验, 从而做出判断。
分类的依据为:以成长性的均值为划分依据, 若Growth≤0, 表明公司没有好的投资机会, 称作低成长类公司;若0.5>Growth>0, 称为中等成长性公司;而Growth≥0.5, 归为高成长性公司。一般高成长性类公司的AFCF就不能当作Jensen所指的FCF, 这里只把低成长性类公司的AFCF当作是Jensen所指的FCF。若低成长性类公司的AFCF>0, 且并不显著低于高成长性类公司的AFCF, 而且低成长性类公司数目很多, 那么我们就可以认定自由现金流问题大量而严重的存在着。
至于自由现金流的代理成本的判断, 可以通过三类公司的绩效指标和代理成本指标的比较来进行。绩效指标反映企业的投资效率, 一般投资效率高, 则绩效高, 自由现金流的代理成本则小, 反之, 则相反;代理成本指标, 反映公司组织效率和管理者利用自由现金流进行在职消费的情况, 在职消费小和组织效率高, 则代理成本低, 自由现金流的代理成本则小, 反之, 则相反。
从表2和表3的结果可以看出, 除自由现金流指标和代理成本指标的均值t检验不显著外, 其它指标的差异至少在5%的显著水平下显著存在。从而可以得知, 低成长类公司即使没有较好的投资机会, 而拥有的现金流较中等成长性、高成长类的公司都要高, 所以它们的自由现金流AFCF就是Jensen的FCF。且占总样本数达到47%, 可见詹森的自由现金流严重的存在着。同时, 低成长性公司负债率和其它类公司相当, 这表明, 拥有大量自由现金流的的低成长类公司并没有充分发挥负债对降低自由现金流的作用。从总资产收益率指标和综合绩效指标P来看, 低成长类公司要比其它类公司要低得多;再从代理成本指标比较, 可以看出, 低成长类的代理成本和其它类公司相当。代理成本相当, 但绩效却低于其它类公司, 这表明低成长类公司因自由现金流所引发的代理问题较为严重。
根据上面模型的实证分析, 可以看出, 对于自由现金流方面, 银行贷款未发挥其应有的作用。银行贷款治理未能从自由现金流途径发挥正效应, 对公司绩效的促进作用不明显。
摘要：本文结合公司治理和资本结构中的债权治理效应的相关理论, 以银行债权治理效应为视角, 对我国银行债权与自由现金流效应进行研究。全文以2004―2008年度我国广东省上市公司为样本展开实证研究, 结果显示:银行债权未能从自由现金流途径发挥正效应, 对公司绩效的促进作用不明显。
关键词：银行债权,自由现金流效应,广东上市公司
参考文献
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现金流量效应 篇7
现金股利政策对企业股价的影响,一直备受中外学者的关注。Baker(1958)发现,在股利公告日之后的前几个交易日,美国股票市场对上市公司现金股利公告有一个强烈的正向反应。Aharony&Swary(1980)以1963-1976年纽约证券交易所149家上市公司的现金股利变化为样本,采用累计超额收益法证明股利增加公司股价呈正反应,股利减少公司股价呈负反应。在我国,张水泉、韩德宗(1997)最早对这一问题进行了研究,通过对沪市1992-1996年现金股利、股票股利和配股事件的公告效应进行研究,发现市场对现金股利的反应最为明显。陈浪南、姚正春(2000)发现我国现金股利信号传递效应不明显。程艳(2002)根据不同超额收益率法发现现金股利超额收益显著为负。
国内外对现金股利的研究都有一定的发展,并且对具体到一个行业的现金股利公告的信号传递效应也有一定的探讨,但本文的研究仍具重要意义,这是因为不同行业在经营环境、行业成熟度等方面存在着巨大差异,并且样本具体特点也会有不同,这些因素可能会对研究结果造成影响。基于汽车行业成熟度高,行业规模适中、市场反应相对比较稳定等特点,本文对我国汽车行业上市公司2008年现金股利公告效应进行研究,试图对现金股利公告的信号效应进行一些揭示。本文借鉴国内外的实证结果,提出我国汽车行业上市公司现金股利公告具有信号传递效应的假设。
二. 模型和估计方法介绍
本文采用事件研究法,T0、T1、T2、T3分别表示估计窗的起点、事件窗的起点和终点、事后窗的终点。定义事件窗的时刻为τ,τ=0表示事件点,τ=T1+1到τ=T2代表事件窗,τ=T0+1到τ=T1是估计窗,τ=T2+1到τ=T3是事后窗,各时间窗如图1所示。
本文的估计窗为120天,事件窗21天,现金股利公告日(分红派息日)为事件窗的0点,如果公告日为非交易日,将下一个交易日作为公告日。
(一)实际收益率的计算
其中:Rit为第种股票在第t日的日收益率;Pi,t和Pi,t-1分别为第i种股票在第t和t-1日的收盘价;Rmt为第t日的市场证券组合的日日收益率;Pm,t和Pm,t-1分别为上证指数或深证综合指数在t和t-1日日的收盘价。
(二)正常收益率的估计
本文中正常收益率用市场模型估计得出,模型为:
其中,Rit与Rmt分别是股票i和市场证券组合在t期的收益率,εit是扰动项,其均值为0,方差为σ2εi、α、β与σ2εi为参数,用最小二乘法计算得出,α'i,β'i,用以估计αi,βi。根据αi、βi和事件窗内的Rmt,计算事件窗内每个交易日正常收益率Rit'。
(三)异常收益率的估计
异常收益估计模型为:
其中,Rit为事件窗内每支股票每天的实际收益率,Rit'为事件窗窗内每支股票每天正常收益,为异常收益部分。对异常收益进行加加总,对事件窗内对各种股票分别在截面和时间序列上加总。设ARRt为整个样本(设由n个股票组成)在t时刻的平均异常收益率率;CAR(t1,t2)为整个样本在(t1,t2)期间内的平均异常收益,其中-10≤t1≤t2≤10,则异常收益的时间序列和截面上的加总分别为:
三. 样本数据的选择和特点
本文研究的事件是我国汽车行业上市公司2008年度现金股利公告,采用以下标准选择样本:(1)披露了2008年现金股利分红的上市公司。(2)不包括采用股票股利或股票股利和现金股利混合分红方式的上市公司。(3)上市日期在2005年1月1日之前。(4)数据可获得。本文共取得43个样本,样本公司数据来自巨潮咨询网站和金融界(http://www.jrj.com/),股票交易价格数据来自CS-MAR数据库和国海证券大智慧,数据分析处理主要采用了Excel2003和SPASS 13.0统计分析软件。
四. 实证研究结果
(一)研究结果
通过对样本数据计算,得出样本在现金股利公告日前后10个交易日的超额收益率和累计超额收益率,以及事件窗内样本的平均超额收益率AAR和平均累计超额收益率CAR,将AAR和CAR的数据列示如下:
从以上数据可以看出,在现金股利公告前后,样本的超额收益率在0上下波动,而累计超额收益率均为负值,说明投资者在公告期内对公司派发现金股利这一信号有所反应,直观上可以看出现金股利公告具有信号传递效应,且产生了负的累计超额收益率,实证要对这一信号传递效应的显著性水平进行检验,并分析结果。
(二)假设检验
本文采用单样本检验方法来检验实证结果的显著性水平,将样本作为统计量,定义为:
其中,t统计量服从(n-1)自由度的分布,R为样本均值,S为样本标准差,n为样本容量。样本平均超额收益率和平均累计超额收益率显著性的检验结果分别如表2和表3所示:
从表2可以看出,样本的平均超额收益率的双尾概率P-值为0.002,显著小于α值0.05,因此可认定样本的平均超额收益率显著小于0;表3显示,样本的累计超额收益率的双尾概率P-值为0.000,同样显著小于α值0.05,因此,样本的累计超额收益率也显著小于0。
五. 研究结果分析和总结
综合表1、表2和表3的实证及检验结果,本文得出我国汽车行业上市公司2008年现金股利公告使公司得到了超额收益的结论,并且验证了我国汽车行业上市公司现金股利公告具有信号传递效应的假设。
此外,我们从表1的结果还可以发现,在现金股利公告期间,样本公司的平均超额收益率虽在0上下波动,但负值居多,而累计超额收益率从事件窗口起始日,均为负值,且与0的差距越来越大,这说明样本公司的纯现金股利分配政策没有向市场传递对公司有利的信息。分析其原因,首先是因为我国的现金股利支付率不高,每股只有0.1-0.2元的现金股利,并且现金股利要被课征20%的红利税,投资者拿到手中的现金股利非常有限;其次,我国投资者持有股票的主要目的是谋取短期的资本利得收益,并非是定期的现金股利收益,因此对上市公司发放的现金股利并不欢迎;再次,我国还处于弱势有效市场的阶段,信息反应不及时和不准确误导投资者,也不利于现金股利的信号作用。
本文的研究对我国资本市场股利政策的实行会产生一定的实践意义,也为以后的研究提供了一些参考,此外本文尚存以下不足:(1)样本选择范围比较狭小。(2)没有排除与股利公告日接近的公司年报或季报的影响,可能会对结果造成一定的影响。此外,本文也为未来的研究指出了一些方向,如对于连续发放现金股利,现金股利的增减会对股价产生怎样的信号传递效应等,这些有待于进一步研究和探索。
摘要：以我国汽车行业2008年披露现金股利公告的43家上市公司为样本,采用事件研究法研究其现金股利公告对公司股价的影响。研究发现,在现金股利公告期间样本公司会产生显著的超额收益和累计超额收益,说明现金股利公告对市场有信号传递效应;样本公司平均累计超额收益率均为负值,说明纯现金股利政策不受我国资本市场欢迎。
关键词：现金股利,事件研究,超额收益
参考文献
[1]周宏.上海证券市场年报公布的市场效应研究.会计研究,2004;7:78-83.
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