上市公司财务金融政策实证管理研究

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编者按：本论文主要从文献回顾及分析；研究设计；实证结果与分析等进行讲述，包括了对于股利是否具有信息含量，国外学者进行了广泛研究、研究方法本文采用事件研究法、样本选择本文选择、研究假设如果假设公司股利确实具有某种信息含量、研究模型考察基于均值调整模型和市场调整模型、股利增加时市场反应对股利增加子样本进行分析发现、股利减少时市场反应由于公司本年发放的股利在上一年股利的基础上有所减少等，具体资料请见：

论文关键词：事件研究法现金股利收益超常

论文摘要：本文采用事件分析法分析了我国上市公司A股现金股利的市场反应，样本分成股利增加、股利减少、股利不变和首次发放股利四组。研究发现，相对于股利不变样本组，股利增加样本公司可以获得显著为正的平均累计超常收益率，而股利减小样本公司获得了显著为负的平均累计超常收益率。同时还发现，首次发放股利公司实现了最大的超常收益。研究结论支持了现金股利信号传递假设。

上市公司的股利政策是财务金融学中的重要研究论题，在股利分配对公司价值的影响这一问题上存在不同观点。传统理论认为公司价值等于公司未来净现金流入现值之和，公司支付的红利(包括现金股利和其他股利)越多，公司的价值越大而Miller&Modiglia(1961)(以下简称MM)在其经典文献中率先将经济学研究方法引入股利政策研究，在一系列严格的假设下得出，公司股利政策与其市场价值无关。我国股市作为特征鲜明的新兴资本市场，股市的股利政策是否向投资者传递了某种信息，股利公告是否具有信息含量目前的研究集中在2001年以前的资本市场，且实证研究大多集中于研究股票股利与现金股利市场反应的差异，研究普遍认为股票股利能增加公司价值，而现金股利则不能增加公司价值。那么，现金股利的市场反应如何，本文就此进行了探讨。

一、文献回顾及分析

对于股利是否具有信息含量，国外学者进行了广泛研究。Bhattacharya(1979)率先在股利研究中建立了股利显示信号模型，此后各种竞争性信号传递模型纷纷涌现。Miller&Rock(1985)以及John&Williams(1985)等，分别提出了研究公司红利分配政策的基础模型。这些模型都假定管理者拥有外部投资者更多的有关企业价值的私有信息，股利政策有助于降低这种信息不对称程度，但在股利政策的信息内涵、信号传递方式及其成本上还有不同定义。这些模型成为以后红利实证研究的基础。Asquith&Mullins(1983)在控制了其他同时公告的信息下，检验了美国市场首次发放股利的市场反应，发现首次发放股利产生了正的超常回报。Benartzi，Michaely&Thal(1997)验证了美国市场上红利增加和减少事件，发现股票价格的超常收益率介于-2．53％和+0．81％之间，再次验证了红利公告效应。我国学者对股利政策市场反应进行了大量研究大多数学者认为，现金股利没有信号效应。回顾我国股利政策研究文献可以发现，以往研究文献大多采用事件研究法。正如何涛等(2002)所认为的，在这类研究中非常重要的工作就是保证事件的“清洁性”。对于事件日的选取，大多学者都选择了股利分配预案公告日作为事件日。何涛(2002)在控制了盈余信息等其他因素的情况下，选择了股利预案公告日作为事件日，并得到了“纯”现金股利信息不能显著提高企业市场价值的结论。为避开事件日的同时公告，乔俞等(2001)选择了股利分配决案公告日作为事件日，研究认为，由于我国上市公司在股利分配预案公告日，公司的股利分配政策还是未知的，市场对股价的反应包含了公司盈余信息和其他同时公告的信息，而不纯粹是对股利政策的反应。本文拟采用股利分配决案公告日作为事件日，来考察公司现金股利的市场反应。

二、研究设计

(一)研究方法本文采用事件研究法(Event—studyMethodology)作为研究方法，采用累计超常收益法(CAR)来计算市场对现金股利事件的反应程度。由于难以在事前确认市场对现金股利真正有反应的期间，本文将股利决案公告日前后各10天(-10，+10)作为市场有可能发生超常收益的窗口期间。对于正常收益率的估算，本文用事件日前40天到前11天的股票价格数据，分别采用均值调整模型和市场调整模型来估算。最后用个股日收益率减去个股日正常收益率计算出可能发生超常收益期间内的个股日超常收益率。本文采用以上t检验进行假设检验，采用SPSS11．5对个股正常收益率的估计、假设的t检验进行计算，采用EXCEL2003计算个股日超常收益率。

(二)样本选择本文选择2002-2004年期问深圳市场和上海市场所有上市公司(不包括B股市场)，发放“纯”现金股利的事件为研究样本。选择股利分配决案公告日作为事件日，采用以下标准筛选现金股利数据：选取CSMAR数据库中股利决案公告日介于2002年1月1日到2004年12月31日期间所有现金股利(不含配股、送股和混合股利)个股，排除股利分配预案公告日与股利分配决案公告日之间不少于50个交易日(目的是尽可能排除上次公告对股价波动的影响)，且分配决案公告日与除息日相隔至少7天(令交易日)的个股；在CSMAR数据库中与事件日相隔(一40，+10)期间有连续交易数据(法定节假日放假除外)；股利决案公告日的当天同一公司不能有其他事件公告；为考察股利决案公告当天的股价波动，要求股利决案公告日当天有交易数据。为了验证公司股利是否向市场传递某种信息以及市场对此做出了怎样的反应，本文将所有样本分为四个子样本，再对每个子样本中数据采取±3叮界限限制，以剔除个别极端数据，一共得到696个有效样本。本文以股利不变样本公司为参照组，考察其余三组的平均累计超常收益率，以检验现金股利是否具有信号传递效应。

(三)研究假设如果假设公司股利确实具有某种信息含量，那么在股利公告日及其以后的一段时间(事件窗口期间)投资者就会对此做出反应，并体现在股价的波动上。由于我国资本市场还缺乏分析师对预期股利的预测数据，加上资本市场发展时间比较短，上市公司缺乏稳定的股利政策，难以利用时间序列来预测预期股利，因此本文假设股利的支付符合随机游走模型(即naive模型)，即假定上年支付的现金股利就是本年的期望值(如果上年未发放现金股利且该公司并非首次发放现金股利，则本年的期望值为0)。

(四)研究模型考察基于均值调整模型和市场调整模型，计算得到的公告日当天个股日超常收益率(AR0)和(-1，0)，(一1，+1)，(一2，+2)，(一5，+5)和(-10，+10)五个事件窗口的累积超常收益率(CAR‘)的总体分布状况，非参数单样本K-S检验结果如(表所示。从(表1)中看到，市场模型计算得到的股利公告日异常收益率和五个事件窗口的累计超常收益率(CAR‘)都符合正态分布；

而由均值调整模型计算得到的日异常收益率和5个事件窗口的累计异常收益率(CAR‘)大部分偏离正态分布。这在一定程度上与陈汉文等(2002)的研究结论不一致。这说明在计算个股的正常收益率时选择不同的模型对计算结果有一定的影响，以下的假设检验将采用市场模型。三、实证结果与分析

(一)股利增加时市场反应对股利增加子样本进行分析发现，在254支股利增加股票公告日的当天，公司股票价格平均超常收益率最高的达到4．25％，出现正超常收益率的公司数量最多，占全部子样本的59．4％。本文进一步以股利不变子样本为参照组，将股利增加组和参照组进行两独立样本T检验，检验结果如(表2)所示。从(表2)中可知，在股利增加公告日的当天，与股利保持不变的参照组相比，股利增加样本公司的股东平均可以实现1．12％的超常收益，且在1％水平统计上显著，同时在事件窗口(-1，0)、(一1，+1)、(一2，+2)和(一5，+5)期间，有1．098％，1．19％，0．86％和0．88％的累计超常收益率，且在统计上都显著，这就表明股利公告确实向市场传递了某种信息，股利增加公告受到了市场关注。同时从(表2)中还可以看出，这种市场反应还持续了一段时间。这与(1997)研究的结论相似，即股利的增加引起股价上涨。

(二)股利减少时市场反应由于公司本年发放的股利在上一年股利的基础上有所减少，如果股利具有信息含量，股利减少公告应该是“坏”消息，市场将对此做出负面反应。笔者对股利减少子样本进行分析发现，在194支股利减少股票公告日的当天，公司股票价格平均超常收益率最高的为1．24％，最低的为-3，375％，出现负超常收益率的公司数量占全部子样本的58．2．％。进一步非参数检验发现，股利公告日超常收益率以及五个事件窗口的累计超常收益率同样符合正态分布，以股利不变子样本为参照组，将股利增加组和参照组进行两独立样本1’检验，检验结果如(表3)所示。从(表3)中可以发现，股利公告当日，股利减少公司股东获得的平均超常收益率少于股利不变公司的平均超常收益率，两者之差为1．21％，且统计上显著。同时，在事件窗口(-1，0)、(-1，+1)、(-2，+2)和(-5，+5)期间，分别有-1．26％，-1．16％，一0．92％和-0．79％的平均累计超常收益率，且在统计上都显著。这一研究发现进一步支持了股利信号传递假设，即市场将公司缩减股利视为“坏”消息，相对于股利不变公司而言，减小股利将摧毁股东价值。

(三)首次发放股利时市场反应分析首次发放股利的子样本，发现公告日最高超常收益率高达5,07％，在四组样本中最高，出现正超常收益的公司数占子样本的62．5％，也是四组样本中最高的。进一步分析发现，与参照组相比，首次发放股利公司在公告日超常收益率均值达到3．13％，窗口(-1，0)、(一1，1)和(-2，+2)期间的平均累计超常收益分别达到3．1％、2．85％和1．59％，且统计上都显著，检验结果如(表4)所示。分析以上结果笔者认为，这主要是因为首次发放股利由于缺乏预期股利的比较，市场对于该类公司的未预期股

利难以评估，再加上这类样本公司大多是新上市的公司，市场对其发展前景看好，因此，市场愿意为此付出更多的溢价。为检验实证结果，笔者们同时对个股正常收益率采用均值调整模型计算，并对均值调整模型得到的平均异常收益率和累计超常收益率按照以上方法进行检验，结果与上述采用市场模型时的基本一致。

四、研究结论

本文研究了我国上市公司A股2002~2004年期间的现金股利公告效应，通过将所有样本按股利变动分为股利增加组、股利不变组、股利减少组和首次发放股利组，发现公司的股利公告确实向市场传递了某种信息。研究表明，与股利不变的公司相比，股利增加的样本公司平均获得了显著为正的累计超常收益率，而减小股利的公司的平均累计超常收益率却显著为负，进一步的研究表明，首次发放股利的样本公司可以实现最高的超常收益率。遗憾的是本文得到的超常收益率普遍较低，但这并不影响研究结论，分析其主要原因有：一是由于本文为了追求样本的“清洁性”选择了股利公告决案日作为事件公告日；二是为了避免上一次公告(会计年度报告)对本次公告的影响而排除了两次公告相距少于50个交易日的个股；三是由于市场股利公告决案以前，上市公司对本年的利润分配方案已在年报中进行了预告，现金股利公告的红利效应在预案公告日已经有了部分反应，即未预期信息已经打了“折扣”，表现即为超常收益率相对较低。