现金股利公告（精选7篇）
现金股利公告 篇1
根据信号理论,公司发放现金股利和进行股票回购都是向投资者传递信息,区别在于现金股利想要传递的是管理层对公司未来发展的信心, 股票回购传递的是现有股价被低估的信息,但总的来说它们所传递的信息都是积极的。要检验信号理论在我国资本市场是否适用,最好的办法就是考察现金分红和股票回购的公司其股票在公告期间的市场反应,如果股票收益与市场收益不同, 就说明二者具有公告效应。现金股利和股票回购在公司股利政策中都具有共同的机理,即公司拿出现金回馈股东,这是其它股利分配方式所不具备的。基于该共同点,投资者对现金股利和股票回购的反应是否具有相似性? 本文将就以上内容进行研究,力图揭示现金股利和股票回购在市场反应上的异同。
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
本文运用事件分析的方法对现金股利和股票回购的公告效应进行研究,在计算异常收益率的基础之上发现市场对二者公告的反应具有很大程度的相似性。首先,二者的公告效应在市场反应程度上是没有区别的( 统计上不显著) ; 其次,二者都存在市场提前反应的现象,因此都具有消息泄露和内幕交易的嫌疑; 最后,二者在市场反应的阶段性方面也都具有相似的阶段划分,而且二者在每个阶段的市场反应特点也是相似的。而二者公告效应的不同点主要在于市场反应的具体时间上面,即市场对现金股利的反应期提前得更多一些, 而且每个阶段的持续时间更长一些。总体而言,现金股利和股票回购的公告效应的相似性程度非常高,仅就公告效应而言,可以认为现金股利和股票回购具有较好的相互替代效用。
现金股利公告 篇2
股利政策是公司财务政策重要的构成部分，也是企业投融资政策的延续，影响着公司盈余在企业内部与股东之间的再分配。制定理性、正确的股利分配政策能够有效地调整、平衡并合理规划企业股东和企业的当期利益分配以及未来发展，有助于建立健康的公司影响，让公司价值达到最大化。
根据信号传递理论，公司高管掌握了公司盈利与成本、战略、发展机会等内部信息，而外部投资者了解企业信息却只能通过公司对外披露的财务报告内容，且这两者之间存在着非常严重的信息不对称。在这种情形下，外部投资者对于企业未来发展情况的判断必须根据企业高管制定的一些政策。他们认为制定企业股利分配政策也是一项信息传递机制。
公允价值计量属性在一定程度上动摇了企业财务信息的历史计量基础，并赋予了企业更大的灵活性来制定其会计政策，使得企业利用公允价值计量属性调整企业会计盈余成为可能，进而影响到企业现金股利政策的制定（叶建芳、周兰，2009；牟韶红，2010;Dechow等，2011；刘斌等，2013）。李育红（2010）、关颖（2011）等人的研究成果表明，企业会通过调增公允价值变动损益来提高现金股利的发放，说明新会计准则的实施影响上市公司现金股利分配水平。
那么，公允价值变动收益和公允价值变动损失对这一行为的变化将带来怎样的经济后果呢？本文采用事件研究法，对分配方案公告日附近的平均累计超额报酬率做实证分析，探讨投资者是否能够识别公允价值变动对现金股利支付水平的影响，为资本市场的发展和稳定提供借鉴和依据。
二、研究设计
（一）研究设计
本文采取2007～2012年沪、深两市有现金股利且有公允价值变动的上市公司，同时为了保证数据的有效性，将在事件期内停牌的上市公司从样本中剔除，共筛选出1 621个样本，其中现金股利且公允价值变动大于零的上市公司851家、现金股利且公允价值变动小于零的上市公司770家，研究事件为现金股利分配公告日。
（二）研究方法
本文通过采用事件研究法来判断市场是否在企业公布现金股利发放政策日发生异常行为。此研究方法的基本思路是：首先，以事件发生日确定一个事件发生窗口；其次，估计企业在此窗口间的非正常报酬率即事件窗口期的实际报酬率减去期望报酬率；最后，验证不同公允价值变动对上市公司现金股利公告日市场反应的影响。
1. 事件和窗口的确定。
公司股票价格在事件发生日以及往后的一段时间内都会产生明显变化，因此，在实证研究过程中，我们首先需要去确定一个时间窗口期，然后考虑整个窗口期公司股票价格的变化情况。本文基于对现金股利信息的发布途径以及传递速度的考虑，以事件发生日以及前后五个交易日即（-5,5）作为研究企业现金股利政策对公司股价的影响的研究窗口期。
2. 研究指标的计算。
本文选取平均累计超额报酬率（AAR）和累计超额报酬率（CAR）作为指标。当现金股利分配公告发布后，如果其具有信息含量，则公告日前后企业的AAR、CAR会产生明显的增加，另外，假如市场对公司公告的信息是无偏反应，即在系统上没有被高估或低估，则企业的CAR就会在企业信息公告日往后基本稳定在较高水平。本文选择了市场调整法来进行研究：
3. 数据的检验。
对所设定的事件窗口期（ti,tp）内样本的累计异常收益率进行T检验，以便判断该序列的均值是否显著不为零。具体计算原理：对于假设的统计检验，假设个股的超额报酬率服从或者是近似服从正态分布，构建t统计量，使用SPSS21.0对AAR和CAR进行显著性检验。本文假设股利公告事件发生对股价没有影响，即AAR=0和CAR=0，通过t值大小来检验AAR和CAR是否显著异于0。检验假设：H0:AAR=0,CAR=0;H1:AAR≠0,CAR≠0。其t统计量公式分别如下：
其方差估计量公式分别如下：
根据t检验结果，若t>ta时，接受H1，则认为在公告日附近可以获得显著的正（负）超额报酬率，表明市场对事件做出反应；否则，拒绝H1，接受H0，表明市场对事件没有反应。
三、研究结果
（一）两类样本实证结果AAR分析
经过计算，三类样本在股利公告日前后各五天的平均累计超额收益率（AAR）的计算结果如表1所示。
注：*、**、***分别表示t检验在10%、5%、1%水平上显著，下同。
从表1来看，在公允价值变动损益大于零的样本中，股利公告日前五天的AAR虽然不显著，但都是负相关，说明市场可能提前获悉企业股利分配的信息，股价上做出了负的反应。股利公告日当天的AAR在5%的水平显著正相关，股利公告日的第一天的AAR在5%的水平上显著正相关，股利公告日的第2～5天的AAR在1%的水平上显著正相关。说明在公允价值变动损益大于零的上市公司中，现金股利分配方式对证券市场的股票价格产生显著的影响，并且是促进股价上涨的影响，即预案公告日发放后信号传递效用也会放大。这也说明投资者比较看好对公允价值变动损益大于零的现金分配。
在公允价值变动损益小于零的样本中，股利公告日第（-4）天～第（-1）天的AAR负相关，与公允价值变动损益大于零的实证结果一致，但股利公告当天及后四天的AAR并不显著正相关，且股利公告日第五天的AAR为负相关。这说明在我国证券市场中，投资者并不看好公允价值变动损益小于零的派现给投资者带来的回报率，投资者普遍表现出失望或者不予关注的态度从而导致股票价格下跌。
运用EXCEL2013软件绘制两类样本组在股利公告日前后五天的AAR，如图1所示。
从图1可以看出，两类样本公司的平均累计超额报酬率在股利公告日前后的变化。公允价值变动损益大于零的样本公司AAR变化在-0.064%～0.119%之间，异常变动较为明显；公允价值变动损益小于零的样本公司AAR变化在-0.067%～0.017%之间，变动较为平缓。
在整个事件窗口内，现金股利公告日之前，公允价值变动损益大于零的样本公司AAR均为负值，现金股利公告日及后5天，AAR均为正值，且在现金股利公告日后第三天达到最大值，从现金股利公告日第四天，AAR开始呈现下降趋势。公允价值变动损益小于零的样本公司AAR在现金股利公告日前4天为负值，现金股利公告日及后4天，AAR为正值但其值均小于公允价值变动损益大于零的样本公司AAR。在现金股利公告日后第3天，AAR达到最大值，且在现金股利公告日后第五天，AAR下降为负值。从图1可以看出，公允价值变动损益大于零的样本公司与公允价值变动损益小于零的样本公司相比，其AAR异常变动更为明显，说明市场对公允价值变动损益大于零的公司表现出更剧烈和持续的正反应。
（二）两类样本实证结果CAR分析
经过计算，两类样本在股利公告日前后各五天的累计超额报酬率（CAR）的计算结果如表2所示。
从表2来看，两类样本的CAR实证结果与AAR实证结果一致。根据信号传递理论，当公允价值变动损益大于零时，股利公告日之后的AAR显著正相关，上市公司会传递较好的信息，股票价格上涨。当公允价值变动损益小于零时，股利公告日之后的AAR虽然是正相关，但是并不显著，且公告日第5天的AAR呈负相关，股票价格逐渐下降。
从图2可以看出，两类样本公司的累计超额报酬率在股利公告日前后的变化。公允价值变动损益大于零的样本公司CAR变化在-0.023%～1.073%之间，异常变动较为明显；公允价值变动损益小于零的样本公司的CAR变化在-0.289%～0.252%之间，异常变动较为平缓。在整个事件窗口内，CAR的变化趋势与AAR的变化趋势一致。
四、小结
本文通过2007～2012年深、沪两市A股有现金股利且有公允价值变动损益的上市公司为研究样本，研究现金股利公告之后的市场反应。
通过分析得出，在公允价值变动损益大于零的样本中，股利公告日之前的平均累计超额报酬率、累计超额报酬率负相关，股利公告日之后显著正相关，股票价格上涨；在公允价值变动损益小于零的样本中，股利公告日之前的平均累计超额报酬率、累计超额报酬率负相关，股利公告日之后正相关，但不显著，且在股利公告日第5天呈负相关关系，股票价格下降。这说明公允价值变动会影响投资者对现金股利分配的市场反应：当公允价值变动损益大于零时，投资者会认为现金股利分配是上市公司向市场传递良好信息，因此股价会上升；当公允价值变动损益小于零时，虽然进行现金股利发放，但投资者也会认为上市公司存在潜在的损失，到股利公告日的第五天，市场会对现金股利发放产生负反应。
本文研究结论有助于为投资者做出合理决策，并为提高决策质量提供理论指导。
参考文献
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Malcolm Baker,Jeffrey Wurgler.A Catering Theory of Dividends[J].Journal of Finance,2004(6).
现金股利公告 篇3
1 相关基础理论
过度投资定义:投资决策是公司财务管理中重要决策之一, 投资的目的是获得更多的自由现金流, 方法就是把现金流运用到某一项目上。如果投资得当可以提高企业的价值, 而在现实中, 由于各种不确定因素, 企业投资行为质量下降, 经理人不顾公司利益去追逐自身利益, 盲目扩大投资, 投资项目越来越多。过度投资就是企业的管理层为了牟取自己利益不顾公司利益, 损害公司利益的投资行为, 严重造成资源浪费。经理人将自由现金流投资到收益低的项目, 甚至项目亏损, 经理人为了自己的声誉, 不断盲目投资, 造成不可挽回的错误。这样不仅违背了公司的利益最大化原则, 严重阻碍了公司的发展。
2 上市公司的实证研究
股利代理理论认为, 发放要想降低代理成本, 就要发放现金股利。公司需要适当考虑对外融资, 使得公司的运营收到外界监督, 这样经理人就不能进行盲目投资, 公司的利益能得到保障, 从而减少过度投资行为。詹森的研究指出, 股东和经理人之间的矛盾会在经理人把自由现金流投入到项目中的时候出现, 然而通过现金股利可以限制经理人对自由现金流的控制, 从而会减少经理人对不盈利项目的投资。Rozef认为, 股利支付能提高企业发行新证券的机会, 这样企业就会受到投资人监督审查, 经理人不得不从整体利益出发考虑。研究还发现, 发放现金股利可以限制最大股东利益。
3 原因及如何解决这些问题
3.1 资本市场的不完善
市场经济还处于初级阶段, 还不算发达, 特别是资本市场, 企业的融资渠道比较窄, 筹资方式单一, 成本高;中国的上市公司大多由国企改制形成, 投资行为仍然无法脱离计划经济的影响, 投资资金来源于资本市场, 但是还是使用原有的国企经营模式, 扩张行为比较明显, 因此表现出强烈的利润留存, 在进行分配的时候, 更大可能是照顾企业资金问题, 减少派发现金股利汇报投资者。
3.2 监管措施不力, 使得股利政策扭曲
现金股利的重要性是随着资本市场的发展不断提高的, 证监会明确提倡公司拿出资金进行分红, 减少不必要的投资。但是由于证监会监管落后, 规定要求上市公司制定稳定的利润分配办法, 规定公司配股资格太苛刻;对于不派现的公司, 要求要定期报告原因。政府部分高度重视股利分红, 这样有助于中国股市的发展;但是由于股利政策的自主性, 外人只能监督, 很容易出现股利政策扭曲, 使得现金股利和政策驱动密切相关, 出现象征性的分红, 实质性改变不大, 很难缓解过度投资。
3.3 股权结构畸形
国外研究中, 现金股利按照按股东所持股票的比例分配利益, 甚至是作为保护小股东的一种措施。但是, 在中国的制度环境下, 国有股独大, 但是大小股东收入差异太明显, 所以现金股利只是有利于大股东的, 无法保护小股东们利益, 这样使得现金股利成为大股东牟取利益的方式。大股东通过各种隐蔽手段将公司财产和利润转出去。中国股权结构特殊, 大股东一般放弃配股机会, 这样小股东就要被迫接受配股, 大股东就可以实现自己的利益。近些年, 证监会出台各种政策, 对规范上市公司提出进一步要求, 并制定了防止大股东侵占行为的监管措施。
3.4 投资者不成熟
我国证券市场还处于初级阶段, 不是很成熟, 投资主体还不完全是投资者, 绝大多数是为了获得短期利润的投机者, 一旦出现对公司治理看法不同的时候, 大多都是一走了之。现金股利和股价相比很低, 投资者都希望从股价波动中获取利润。
从对上市公司的股利政策调研可以看出, 大部分公司的股利政策都存在漏洞, 这是一个很大的隐患, 将直接阻碍证券市场的发展, 也不满足公司的长远发展计划, 必须严格规范起来。首先应该明确股利分配决策权在企业, 监管部门无权插手股利分配决策, 这属于公司内部决策。但是由于我国证券市场还处于早期, 不成熟就需要作出规定, 引导规范, 促进健康稳定发展。为了限制过度投资, 需要实施以下几点: (1) 保持稳定发展资本市场, 平衡融资成本; (2) 强化股利发放有关的; (3) 改变上市公司一股独大, 制衡股权结构; (4) 提高上市公司分红稳定性。
结束语
西方股利代理理论中认为, 现金股利很好地限制了经理人对自由现金流的控制, 从而限制了过度投资, 降低企业自由现金流代理成本。实证研究证明, 现金股利支付水平对过度投资没有影响。在中国这个资本市场, 现金股利政策没有起到限制上市公司过度投资的作用, 原因是监管层对现金股利政策的操控, , 造成股利政策扭曲;在大股东一股独大的股权结构下, 现金股利更多的作为他们牟取个人利益的手段, 现金股利对过度投资行为的约束功能降低。目前最需要解决的问题是如何使得现金股利对过度投资形成约束力, 这不仅需要平衡融资手段, 制衡股权结构、提高现金分红的稳定性都是必不可少的。
摘要：从詹森研究的自由现金流假说可以知道, 过度投资, 就是指经理人将企业的自由现金流投资于净现值为负的项目。目前, 国企存在所有者虚化、公司结构混乱、股权构架不科学, 还有就是我国资本市场处于不成熟阶段, 国企投资过度。过度投资现象会阻碍国企价值的提升。从过度投资的定义看, 过度投资是以过量自由现金流为前提的, 投资者有动机利用自由现金进行投资, 为获得最大利润, 投资亏损项目。要想很好地控制过度投资, 就要从自由现金流入手, 现金股利的派发有助于遏制过度投资。企业只有出台高现金股利政策才可以限制投资负净现值项目, 从而制约过度投资。
关键词：自由现金流,现金股利,过度投资
参考文献
[1]徐细雄, 刘星.金融契约、控制权配置与企业过度投资[J].管理评论, 2012 (06)
上市银行现金股利实证研究 篇4
关键词：上市银行,现金股利,投资者保护
0 引言
现金股利是指用现金向股东分配股利的一种股利支付形式。现金股利是投资者获取投资收益最直接和最稳定的方式。目前国内关于现金股利分配的研究, 主要集中在市场对现金股利的反应方面, 即研究上市公司股利分配引起的股票超额收益率。本文将关注上市银行现金股利的选择动因, 对选择动因的研究有利于上市公司制定适当的股利政策, 也有利于股东提高风险意识和投资意识。本文拟在财务方面对股利政策的选择动因加以分析, 具体是分配股利的金额与哪些因素有关。
1 变量选取
1.1 样本选择
本文选取在沪深两市已经上市的浦发银行、华夏银行、民生银行、招商银行、南京银行、兴业银行、北京银行、交通银行、工商银行、建设银行、中国银行、中信银行、深圳发展银行、宁波银行等14家商业银行作为研究样本, 由于多家银行于2007年上市, 所以时间跨度定为2006-2010年, 本文所用数据均通过整理wind数据库和查阅上市银行年报获得, 共得到14家上市商业银行2006-2010年的完整数据, 使用Excel、Eviews6.0、Spss软件对样本数据进行统计计量分析。
1.2 变量选取与研究 假设变量定义及符号见表1。
2 实证研究
2.1 样本总体性描述样本数据的描述性统计结果, 如表2。
2.2 回归分析
2.2.1 自变量间的相关性分析
考虑到数据之间可能存在多重共线性问题, 本文对所选取的各变量进行了相关性分析。一般认为, 变量间相关系数的绝对值大于0.5时, 可能会存在共线性问题, 就不可以同时将两个变量放入回归模型中。相关系数矩阵的分析结果表明 (见表3) , 各解释变量间的相关系数绝对值均小于0.5。因此, 可以合理推断其他各变量之间不存在显著的共线性。
2.2.2 回归结果分析
由于研究期间为2006-2010年, 因此, 将采用面板数据 (Panel Data) 模型, 即各样本上市银行2007到2010年的年度数据来分别考察其每股现金股利支付率与各自变量的关系, 这主要是因为采用面板数据能够同时反映研究对象在时间和横截面上两个维度的变化规律及不同时间、不同截面单元的特性, 减少变量多重共线性带来的影响。由于所分析的因变量是连续变量。因此, 我们将采用多元线性回归来建模, 以分析多个自变量与一个因变量之间的关系。在研究上市银行现金股利支付率水平高低的影响因素时, 选取14家上市银行2006-2010年相关数据, 共840个。运用逐步回归法, 判断变量是否能进入模型。具体过程为:先用因变量对所有自变量进行回归, 然后逐一剔除某一变量, 当剔除某一变量后模型的Adjusted R-squared值变大时, 则判定该变量要从模型中剔除;相反, 保留下来。最后通过判断被剔除的变量有:每股经营性现金净流量CPS, 总资产增长率TAG, 每股净资产BVPS, 国内生产总值增长率GDPZ, 得到的最终模型为:
PS=∂0+∂1ROE+∂2DA+∂3TCS+∂4EF+∂5FR+∂6GDG+∂7TENA+ε0
其中, 分别以每股现金股利支付率 (PS) 为被解释变量, ∂0表示模型的截距, ∂1、∂2、∂3、∂4、∂5、∂6、∂7则代表每个解释变量与被解释变量的相关程度, ε0是回归方程的随机误差项。
在研究总股利支付水平高低的影响因素时, 运用的是面板数据, 通过Hausman检验, 采用个体随机效应回归方法进行回归。回归结果如表4所示。
从表中数据可以看出, R值为0.748905, P值为0.000001, 各变量均在置信水5%上显著, 说明该模型在拟合回归上是比较准确的。DW值在2附近不存在自相关, 通过观察残差和解释变量的散点图检测不存在异方差性, 变量整体通过显著性检验。
从回归结果中可以看出:在模型中, 净资产收益率、资产负债率、总股本对数、股权融资增加额对数、流通股占总股比例、第一大股东持股比例、前十大股东持股比例, 这7个变量对现金股利支付有影响。
3 结论
对上诉结果进行分析得出的结论如下:
3.1 上市公司净资产收益率越高, 现金股利支付水平越低。
我们按照理论设想的是, 上市公司应该遵循“多盈多分, 少盈少分或不分”的规律, 但是, 我们观察上市公司的年报, 不难发现很多高盈利的公司分红率较低, 而一些盈利较少的上市银行, 却有较高的分红率。这一方面源于中国上市公司现金股利分配带有随意性;另一方面源于我国经济处于高速增长期, 很多高盈利的上市银行也处于快速发展阶段, 拥有较多的再投资机会, 因此也倾向于少分红甚至不分红。
3.2 资产负债率越高, 现金股利支付率越低。
资产负债率高的公司, 其经营风险性也就比较大, 并且从外部筹集资金的能力也相对弱些, 为了满足公司发展所需的资金要求, 企业一般的选择是留存收益, 不仅降低了融资成本, 而且会改善公司的资产负债状况, 为以后能筹集到更多的资金奠定条件。
3.3 总股本越高, 现金股利支付率越高
总股本反映企业的规模大小。指标值越大, 说明企业规模越大, 企业实力越强, 分红能力越强。
3.4 上市公司股权融资增加额越高, 现金股利支付水平越低。
我们按照理论设想的是, 上市公司企业融资越多, 回报股东分红越多, 但是我国目前A股市场的“融资饥渴症”可谓日益严重, 新股IPO重启以来, 高PE发行约4000亿的累积规模和相关上市公司的再融资规模可谓水涨船高;银行板块首当其冲, 而部分银行多年的派融比指标较差。
3.5 流通股比例越高, 现金股利支付率越低。
目前中国市场流通股股东获得的收益绝大部分来自有二级市场的价差收入, 而不是公司的股利分配, 因此二级市场投资者对上市公司分红并不是很关注, 这就造成了控股股东不愿支付或者少支付现金股利。
3.6 第一大股东持股比例越高, 现金股利支付率越低。
前十大股东持股比例越高, 现金股利支付率越高。笔者认为在我国, 对于大股东从上市公司直接“圈钱”的方式对于我国来说是比较常见的。但是前十大流通股股东与第一大股东之间存在着利益制衡的关系, 如果存在着第一大股东的直接“圈钱”游戏, 前十大流通股股东必然会要求发放现金股利, 以减少第一大股东侵占其他股东的利益。但是影响力还不够, 这是由于我国大部分公司都存在一股独大的现象, 小股东分散, 很难团结起来共同监督或制止大股东侵占小股东利益的行为。
参考文献
[1]俞乔, 程澄.我国公司红利政策与股市波动[J].经济研究, 2001 (4) :32-40.
[2]孔小文, 于笑坤.上市公司股利政策信号传递效应的实证分析[J].管理世界, 2003, (6) :114-115.
上市公司现金股利实证研究 篇5
股利政策是对公司盈余进行分配或留存用于再投资的策略，其和投资政策、筹资策略并作为公司理财的三大核心内容。由于我国特殊的股权结构和不流通股的存在，股利政策呈现三多一少的现象，即股票股利多、转增股本多、不分配多和现金股利少。随着全流通顺利完成，股利政策悄然发生了改变，现金股利分配的公司增加不少。本文将探析影响现金股利的影响因素。
二、有关股利政策的理论回顾
1961年，Miller and Modigliani提出了：在一个信息对称的资本市场，股利无关论即股利政策并不影响股票价值，股票价值完全由企业的盈利资产所决定。其认为股东的股利收益将恰好被资本损失冲销。比如公司运用外部融资替代了内源融资进行分红，此时尽管股东的红利增加了，但其持有股票的价格却下降了，因而资本损失恰好冲抵红利收益，因此股东的价值并无变化。
但是在现实股票市场上，无关论的假设前提很难满足，于是股利有关论理论：
(1) 股利具有信号作用。在信息不对称的市场中，红利政策被外人理解为公司经营状况良好，而现金股利较股票股利更受欢迎
(2) 现金股利的代理成本理论。Rozzeff认为现金股利对降低代理成本具有重要的作用，因为支付现金股利会给管理者带来压力，为保证支付红利的企业流动资金，企业管理者会降低资金流向非盈利项目的比例，并积极利用债务杠杆来实现公司盈利目标。这一作用的发挥会受到企业的股权结构和市场监督能力的制约。研究表明：在股权集中的企业中，现金股利会造成大股东对小股东利益的侵害。
三、数据和样本描述
（一）样本数据和数据来源
由于沪深A300指数成分股是各行业的代表性企业，比较早地完成全流通改革，公司治理结构比较完善，大部分都利用现金分配股利，方便数据采集。另外，由于现金股利有信号作用，这就不排除其对公司股利政策的干扰。但是，这个干扰对于沪深A300指数成分股的影响较小。
本文选取了沪深A300股票的2007年年报数据，有效样本数为300个，来源于聚源数据网。
（二）变量的选择以及预期
公司的现金红利政策受到很多因素的影响：
(1) 财务方面。股利是股东对公司经营利润的获取，因此利润是红利
的来源。我们可以利用每股净收益和和净资产收益来描述盈利能力，但是这两个指标具有高度的共线性，因此，本文使用每股净收益指标(N E T I N C O M E)，预期两者成正比例相关
(2)投资机会。公司的投资机会和融资成本高低会影响公司股利政策。如果公司公司的投资机会很多或者较难得到资本，则公司采取较低的现金红利，把留存用于再投资中。本文用净利润增长率代表投资机会 (NETGRO) ，预期两者成负比例相关
(3)资产流动性影响。现金股利直接减少公司现金，因此把每股现金流量也纳入模型中 (CASHF) ，预期两者成正比例相关
(4) 股权集中程度。这个变量对现金股利影响具有争议性。根据股权代理理论解释，股权集中度越集中，代理成本越低，对现金股利要求越低。另一方面，股权集中的企业有动机获得高现金股利这一无风险资产。本文将用C O N S E N代表股权集中度来研究股权结构对我国上市公司的影响。当公司第一大股东比例与第二大股东比例差大于3 0%，C O N S E N=1, 否则C O N S E N=0
四、结果分析
(1)现金股利与公司每股净利润呈正比，因为股利来自公司经营利润。证监会可根据此结论判断一些公司的异常红利政策，加强监督企业的经营行为和控制风险。因为一些公司为了达到增股标准，强行推出现金红利政策。
(2)现金股利与净利润增长率相关性与股权集中程度有关，股权集中企业发放的现金股利与净利润增长率负相关。
股份集中公司的大股东利益与公司经营业绩密切攸关，制定现金股利比较理性，更加追逐企业的长期利益。据此，监管部门加强异常的现金股利政策的风险防范。由于在信息不对称和低风险成本的情况下，企业家会伤害小股东利益以谋取自身利益最大化，追逐短期利益。
股份分散企业由于各股东相互约束，制定现金股利比较复杂，喜好内部融资和外部融资的、追组短期利益与长期利益的股东相互博弈!真是投资动机和未来预期不同，企业内部利益集团间现金股利偏好存在差异。是否实施现金股利由各力量竞争的结果。因此，对现金股利政策偏好不具有普遍规律。
(3)现金股利与每股现金流量不显著相关，且与股权集中度无关!现金股利的发放会减少上市公司的流动现金，加大企业的流动性风险。这说明一些企业中流动资金依靠于银行贷款。这是货币市场多数资金追逐少量优质贷款导致的结果。样本公司实属银行的优质客户，故其流动资金约束力弱。
参考文献
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现金股利政策影响因素文献综述 篇6
股利政策是公司财务管理的重要内容之一, 其不仅影响公司的经营活动, 而且也向投资者传达了企业发展状况的信息, 从而对公司良好形象的树立及长期稳定的发展都具有重要的影响。因此, 国内外学者对于股利政策尤其是现金股利政策的研究从未中断, 并不断的发展创新, 以期能找到影响现金股利政策的主要因素。
二、国外现金股利政策相关文献综述
国外学者基于不同的股利政策理论, 采取实证研究和问卷调查的方法, 提出现金股利政策受多种因素的影响, 如股东因素、公司内部因素以及法律环境、宏观经济环境等外部因素。
(一) 股东因素
股东对股利政策的影响, 一方面是股东个人避税的需求, 如Farra和Selw yn (1967) 使用局部均衡分析法, 假设股东试图最大化自己的税后收入, 得出只要资本所得税税率低于个人所得税税率, 股东都会选择资本利得而不是股利, 以达到避税的目的;另一方面是控股股东对小股东的利益侵占问题, 如Faccio等 (2001) 将西欧和东亚国家公司的现金股利支付情况进行对比分析, 发现东亚公司的现金股利支付率低于西欧公司, 而且在东亚公司, 多个控股股东的存在时, 他们将合谋损害小股东的利益, 西欧国家则正相反, 多个控股股东存在会限制第一大股东对小股东的利益侵占, 因此当控股股东较多时, 东亚公司的股利支付率相对于西欧公司就更低。
(二) 公司内部因素
公司因素主要包括公司盈利能力和盈余水平、投资需求和融资能力、公司规模大小以及其所处的行业等等。许多学者从这些角度出发, 研究公司因素对现金股利政策的影响。
C rutchley和H ansen (1989) 通过实证研究公司特性对现金股利政策的影响, 结果显示公司规模越大, 盈余越多, 现金股利支付水平越高;Lintner (1956) 在美国上市公司中选取不同行业的28家公司进行了现金股利政策影响因素的实证研究, 发现大多数公司不会轻易改变现有的股利政策, 并尽量使现金股利与企业长期可持续的盈利水平保持一致, 管理层只有在确信企业的盈利能力将发生实质性的变化时才会考虑改变已有的现金股利政策。H iggins (1972) 假定公司存在目标资本结构并采用剩余股利政策, 建立了股利发放模型, 发现股利是利润和投资的函数, 即不同期间的股利差异是由于利润和投资需求不同造成的。Fam a和French (2001) 的研究中也指出投资机会和公司规模是影响股利政策的主要因素。
(三) 外部环境因素
Laporta等人 (2000) 首先将投资者法律保护这一宏观变量引入股利政策研究领域, 将代理理论与股东权益保护结合起来分析股利政策, 认为由于在不同国家对股东权益的法律保护程度不同, 代理问题的严重程度也不同, 在股东保护较差的国家, 公司的所有权较为集中, 股利支付率较低;在股东保护较好的国家, 股利支付率较高。另外, T obias B asse等人 (2011) 引入宏观经济变量即通货膨胀因素, 对美国上市公司1980年至2008年间的相关数据进行实证研究, 发现上市公司发放现金股利的意愿与通货膨胀呈现限制的正相关关系。
三、国内现金股利政策相关文献综述
由于我国证券市场的特殊性, 我国在2005年开始了股权分置改革, 并预期股改能解决我国“一股独大”的问题, 进而改善公司的股利政策, 我国学者也针对股改对股利政策的影响进行了大量研究, 因此, 国内的文献研究可分为股权分置改革前和股权分置改革后两个时间段。
(一) 股权分置改革前主要研究成果
股权分置改革前, 我国学者主要借鉴国外股利理论与研究方法, 同时也结合我国资本市场的实际情况进行实证分析了影响我国公司现金股利政策的因素。吕长江和王克敏 (1999) 用Lintner模型对1997、1998年度支付现金股利的公司进行回归分析, 结果表明, 影响每股现金股利的因素主要有公司规模、股东权益、盈利能力、流动能力、代理成本、国有及法人控股程度、负债水平;张鸣、朱光龙 (2003) 以1997~2000年发放现金股利的公司为样本进行实证研究, 结果表明:影响现金股利的主要因素有公司股价、盈利能力和公司成长性, 前两个因素与现金股利呈正相关, 而公司成长性与现金股利呈负相关。
(二) 股权分置改革后主要研究成果
股权分置改革完成后一段时间内, 国内学者开始关注股改是否对上市公司股利政策产生重大影响。如党红 (2008) 以2005年底前完成股权分置改革的上市公司2005~2006年的数据为样本, 对我国股改前后影响现金股利水平的变量进行对比分析, 发现虽然股改矫正了现金股利与增长机会之间的关系, 使股改后当存在增长机会时, 公司会减少现金股利的发放, 但是股改后的现金股利政策并没有解决控股股东与中小股东的代理成本问题, 主要表现在股改前后股权结构变量对现金股利政策的影响并未发生变化, 股改前后都存在股权集中度、第一大股东持股比例及第二到第十大股东持股比例与每股现金股利呈显著正相关、而流通股比例与每股现金股利呈显著负相关的关系;况玉书在2011年的研究中同样发现, 股改前后我国上市公司的现金股利支付水平没有显著差异, 股权集中度对现金股利支付水平也均不显著。
最近, 企业生命周期阶段对现金股利政策的影响成为国内研究的热点, 刘圆圆 (2012) 年以2003~2010年深市A股上市公司为样本, 用留存收益权益比R E/T E作为企业生命周期理论的特征变量, 并建立了Logit模型, 实证结果表明, 企业所处的生命周期阶段对现金股利支付行为有显著影响;然而, 赵全山 (2013) 则认为我国股利分配方式的选择与企业所处的生命周期阶段没有必然的因果联系, 没有特定对应的股利分配政策。
四、对国内外研究现状的评述
国外学者对股利政策的研究较早, 且研究的较为全面, 例如从公司的内外部因素出发, 研究其与股利政策的关系及影响, 为我国研究股利政策提供了参考价值。我国证券市场起步较晚, 目前在国内对股利政策的研究主要是借鉴国外已有的研究成果, 运用国外的模型和方法, 并结合了国内证券市场的特点, 也取得了一些成果, 但国内对现金股利政策的研究仍缺乏系统的理论, 不难发现由于研究期间、选取样本的不同, 得出的结论也不尽相同, 甚至相反, 因此现金股利政策的影响因素尚未形成统一的观点, 有待进一步的研究。
摘要：现金股利政策受到诸多内外部因素的影响, 其影响因素一直是国内外学者研究的热点, 本文分别对国内外现金股利政策的影响因素的研究进行了总结分析, 并进行了相应的评述。
关键词：现金股利,影响因素,综述
参考文献
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现金股利公告 篇7
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。