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上市公司現(xiàn)金股利信號假設實證檢驗
論文關鍵詞：事件研究 法現(xiàn)金股利 收益超常
論文摘要：本文采用事件分析法分析了我國A股現(xiàn)金股利的反應，樣本分成股利增加、股利減少、股利不變和首次發(fā)放股利四組。研究發(fā)現(xiàn)，相對于股利不變樣本組，股利增加樣本公司可以獲得顯著為正的平均累計超常收益率，而股利減小樣本公司獲得了顯著為負的平均累計超常收益率。同時還發(fā)現(xiàn)，首次發(fā)放股利公司實現(xiàn)了最大的超常收益。研究結論支持了現(xiàn)金股利信號傳遞假設。
上市公司的股利政策是學中的重要研究論題，在股利分配對公司價值的影響這一問題上存在不同觀點。傳統(tǒng)理論認為公司價值等于公司未來凈現(xiàn)金流入現(xiàn)值之和，公司支付的紅利(包括現(xiàn)金股利和其他股利)越多，公司的價值越大而Miller&Modiglia(1961)(以下簡稱MM)在其經(jīng)典文獻中率先將學研究方法引入股利政策研究，在一系列嚴格的假設下得出，公司股利政策與其市場價值無關。我國股市作為特征鮮明的新興資本市場，股市的股利政策是否向者傳遞了某種信息，股利公告是否具有信息含量目前的研究集中在2001年以前的資本市場，且實證研究大多集中于研究股票股利與現(xiàn)金股利市場反應的差異，研究普遍認為股票股利能增加公司價值，而現(xiàn)金股利則不能增加公司價值。那么，現(xiàn)金股利的市場反應如何，本文就此進行了探討。
一、文獻回顧及分析
對于股利是否具有信息含量，國外學者進行了廣泛研究。Bhattacharya(1979)率先在股利研究中建立了股利顯示信號模型，此后各種競爭性信號傳遞模型紛紛涌現(xiàn)。Miller&Rock(1985)以及John&Williams(1985)等，分別提出了研究公司紅利分配政策的基礎模型。這些模型都假定者擁有外部投資者更多的有關企業(yè)價值的私有信息，股利政策有助于降低這種信息不對稱程度，但在股利政策的信息內(nèi)涵、信號傳遞方式及其上還有不同定義。這些模型成為以后紅利實證研究的基礎。Asquith&Mullins(1983)在控制了其他同時公告的信息下，了美國市場首次發(fā)放股利的市場反應，發(fā)現(xiàn)首次發(fā)放股利產(chǎn)生了正的超�；貓�。Benartzi，Michaely&Thal(1997)驗證了美國市場上紅利增加和減少事件，發(fā)現(xiàn)股票價格的超常收益率介于-2．53％和+0．81％之間，再次驗證了紅利公告效應。我者對股利政策市場反應進行了大量研究大多者認為，現(xiàn)金股利沒有信號效應�；仡櫸覈衫哐芯课墨I可以發(fā)現(xiàn)，以往研究文獻大多采用事件研究法。正如何濤等(2002)所認為的，在這類研究中非常重要的工作就是保證事件的“清潔性”。對于事件日的選取，大多學者都選擇了股利分配預案公告日作為事件日。何濤(2002)在控制了盈余信息等其他因素的情況下，選擇了股利預案公告日作為事件日，并得到了“純”現(xiàn)金股利信息不能顯著提高企業(yè)市場價值的結論。為避開事件日的同時公告，喬俞等(2001)選擇了股利分配決案公告日作為事件日，研究認為，由于我國上市公司在股利分配預案公告日，公司的股利分配政策還是未知的，市場對股價的反應包含了公司盈余信息和其他同時公告的信息，而不純粹是對股利政策的反應。本文擬采用股利分配決案公告日作為事件日，來考察公司現(xiàn)金股利的市場反應。
二、研究設計
(一)研究方法本文采用事件研究法(Event—studyMethodology)作為研究方法，采用累計超常收益法(CAR)來計算市場對現(xiàn)金股利事件的反應程度。由于難以在事前確認市場對現(xiàn)金股利真正有反應的期間，本文將股利決案公告日前后各10天(-10，+10)作為市場有可能發(fā)生超常收益的窗口期間。對于正常收益率的估算，本文用事件日前40天到前11天的股票價格數(shù)據(jù)，分別采用均值調整模型和市場調整模型來估算。最后用個股日收益率減去個股日正常收益率計算出可能發(fā)生超常收益期間內(nèi)的個股日超常收益率。本文采用以上t檢驗進行假設檢驗，采用SPSS11．5對個股正常收益率的估計、假設的t檢驗進行計算，采用EXCEL2003計算個股日超常收益率。
(二)樣本選擇本文選擇2002-2004年期問深圳和上海市場所有(不包括B股市場)，發(fā)放“純”現(xiàn)金股利的事件為研究樣本。選擇股利分配決案公告日作為事件日，采用以下標準篩選現(xiàn)金股利數(shù)據(jù)：選取CSMAR數(shù)據(jù)庫中股利決案公告日介于2002年1月1日到2004年12月31日期間所有現(xiàn)金股利(不含配股、送股和混合股利)個股，排除股利分配預案公告日與股利分配決案公告日之間不少于50個交易日(目的是盡可能排除上次公告對股價波動的影響)，且分配決案公告日與除息日相隔至少7天(令交易日)的個股；在CSMAR數(shù)據(jù)庫中與事件日相隔(一40，+10)期間有連續(xù)交易數(shù)據(jù)(法定節(jié)假日放假除外)；股利決案公告日的當天同一公司不能有其他事件公告；為考察股利決案公告當天的股價波動，要求股利決案公告日當天有交易數(shù)據(jù)。為了驗證公司股利是否向市場傳遞某種信息以及市場對此做出了怎樣的反應，本文將所有樣本分為四個子樣本，再對每個子樣本中數(shù)據(jù)采取±3叮界限限制，以剔除個別極端數(shù)據(jù)，一共得到696個有效樣本。本文以股利不變樣本公司為參照組，考察其余三組的平均累計超常收益率，以現(xiàn)金股利是否具有信號傳遞效應。
(三)研究假設如果假設公司股利確實具有某種信息含量，那么在股利公告日及其以后的一段時間(事件窗口期間)者就會對此做出反應，并體現(xiàn)在股價的波動上。由于我國資本市場還缺乏分析師對預期股利的預測數(shù)據(jù)，加上資本市場發(fā)展時間比較短，上市公司缺乏穩(wěn)定的股利政策，難以利用時間序列來預測預期股利，因此本文假設股利的支付符合隨機游走模型(即naive模型)，即假定上年支付的現(xiàn)金股利就是本年的期望值(如果上年未發(fā)放現(xiàn)金股利且該公司并非首次發(fā)放現(xiàn)金股利，則本年的期望值為0)。
(四)研究模型考察基于均值調整模型和市場調整模型，計算得到的公告日當天個股日超常收益率(AR0)和(-1，0)，(一1，+1)，(一2，+2)，(一5，+5)和(-10，+10)五個事件窗口的累積超常收益率(CAR‘)的總體分布狀況，非參數(shù)單樣本K-S檢驗結果如(表所示。從(表1)中看到，市場模型計算得到的股利公告日異常收益率和五個事件窗口的累計超常收益率(CAR‘)都符合正態(tài)分布；
而由均值調整模型計算得到的日異常收益率和5個事件窗口的累計異常收益率(CAR‘)大部分偏離正態(tài)分布。這在一定程度上與陳漢文等(2002)的研究結論不一致。這說明在計算個股的正常收益率時選擇不同的模型對計算結果有一定的影響，以下的假設檢驗將采用市場模型。
三、實證結果與分析
(一)股利增加時市場反應對股利增加子樣本進行分析發(fā)現(xiàn)，在254支股利增加股票公告日的當天，公司股票價格平均超常收益率最高的達到4．25％，出現(xiàn)正超常收益率的公司數(shù)量最多，占全部子樣本的59．4％。本文進一步以股利不變子樣本為參照組，將股利增加組和參照組進行兩獨立樣本T檢驗，檢驗結果如(表2)所示。從(表2)中可知，在股利增加公告日的當天，與股利保持不變的參照組相比，股利增加樣本公司的股東平均可以實現(xiàn)1．12％的超常收益，且在1％水平上顯著，同時在事件窗口(-1，0)、(一1，+1)、(一2，+2)和(一5，+5)期間，有1．098％，1．19％，0．86％和0．88％的累計超常收益率，且在統(tǒng)計上都顯著，這就表明股利公告確實向市場傳遞了某種信息，股利增加公告受到了市場關注。同時從(表2)中還可以看出，這種市場反應還持續(xù)了一段時間。這與(1997)研究的結論相似，即股利的增加引起股價上漲。
(二)股利減少時反應由于公司本年發(fā)放的股利在上一年股利的基礎上有所減少，如果股利具有信息含量，股利減少公告應該是“壞”消息，市場將對此做出負面反應。筆者對股利減少子樣本進行分析發(fā)現(xiàn)，在194支股利減少股票公告日的當天，公司股票價格平均超常收益率最高的為1．24％，最低的為-3，375％，出現(xiàn)負超常收益率的公司數(shù)量占全部子樣本的58．2．％。進一步非參數(shù)發(fā)現(xiàn)，股利公告日超常收益率以及五個事件窗口的累計超常收益率同樣符合正態(tài)分布，以股利不變子樣本為參照組，將股利增加組和參照組進行兩獨立樣本1'檢驗，檢驗結果如(表3)所示。從(表3)中可以發(fā)現(xiàn)，股利公告當日，股利減少公司股東獲得的平均超常收益率少于股利不變公司的平均超常收益率，兩者之差為1．21％，且上顯著。同時，在事件窗口(-1，0)、(-1，+1)、(-2，+2)和(-5，+5)期間，分別有-1．26％，-1．16％，一0．92％和-0．79％的平均累計超常收益率，且在統(tǒng)計上都顯著。這一研究發(fā)現(xiàn)進一步支持了股利信號傳遞假設，即市場將公司縮減股利視為“壞”消息，相對于股利不變公司而言，減小股利將摧毀股東價值。
(三)首次發(fā)放股利時市場反應分析首次發(fā)放股利的子樣本，發(fā)現(xiàn)公告日最高超常收益率高達5,07％，在四組樣本中最高，出現(xiàn)正超常收益的公司數(shù)占子樣本的62．5％，也是四組樣本中最高的。進一步分析發(fā)現(xiàn)，與參照組相比，首次發(fā)放股利公司在公告日超常收益率均值達到3．13％，窗口(-1，0)、(一1，1)和(-2，+2)期間的平均累計超常收益分別達到3．1％、2．85％和1．59％，且統(tǒng)計上都顯著，檢驗結果如(表4)所示。分析以上結果筆者認為，這主要是因為首次發(fā)放股利由于缺乏預期股利的比較，市場對于該類公司的未預期股
利難以評估，再加上這類樣本公司大多是新上市的公司，市場對其發(fā)展前景看好，因此，市場愿意為此付出更多的溢價。為檢驗實證結果，筆者們同時對個股正常收益率采用均值調整模型計算，并對均值調整模型得到的平均異常收益率和累計超常收益率按照以上方法進行檢驗，結果與上述采用市場模型時的基本一致。
四、研究結論
本文研究了我國A股2002~2004年期間的現(xiàn)金股利公告效應，通過將所有樣本按股利變動分為股利增加組、股利不變組、股利減少組和首次發(fā)放股利組，發(fā)現(xiàn)公司的股利公告確實向市場傳遞了某種信息。研究表明，與股利不變的公司相比，股利增加的樣本公司平均獲得了顯著為正的累計超常收益率，而減小股利的公司的平均累計超常收益率卻顯著為負，進一步的研究表明，首次發(fā)放股利的樣本公司可以實現(xiàn)最高的超常收益率。遺憾的是本文得到的超常收益率普遍較低，但這并不影響研究結論，分析其主要原因有：一是由于本文為了追求樣本的“清潔性”選擇了股利公告決案日作為事件公告日；二是為了避免上一次公告(年度報告)對本次公告的影響而排除了兩次公告相距少于50個交易日的個股；三是由于市場股利公告決案以前，上市公司對本年的利潤分配方案已在年報中進行了預告，現(xiàn)金股利公告的紅利效應在預案公告日已經(jīng)有了部分反應，即未預期信息已經(jīng)打了“折扣”，表現(xiàn)即為超常收益率相對較低。
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