上市公司現金股利信號假設實(shí)證檢驗

　　論文關(guān)鍵詞：事件研究 法現金股利 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，相對于股利不變樣本組，股利增加樣本公司可以獲得顯著(zhù)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(zhù)為負的平均累計超常收益率。同時(shí)還發(fā)現，首次發(fā)放股利公司實(shí)現了最大的超常收益。研究結論支持了現金股利信號傳遞假設。

　　上市公司的股利政策是學(xué)中的重要研究論題，在股利分配對公司價(jià)值的影響這一問(wèn)題上存在不同觀(guān)點(diǎn)。傳統理論認為公司價(jià)值等于公司未來(lái)凈現金流入現值之和，公司支付的紅利(包括現金股利和其他股利)越多，公司的價(jià)值越大而Miller&Modiglia(1961)(以下簡(jiǎn)稱(chēng)MM)在其經(jīng)典文獻中率先將學(xué)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(chǎng)價(jià)值無(wú)關(guān)。我國股市作為特征鮮明的新興資本市場(chǎng)，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(chǎng)，且實(shí)證研究大多集中于研究股票股利與現金股利市場(chǎng)反應的差異，研究普遍認為股票股利能增加公司價(jià)值，而現金股利則不能增加公司價(jià)值。那么，現金股利的市場(chǎng)反應如何，本文就此進(jìn)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(xué)者進(jìn)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。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(guān)企業(yè)價(jià)值的私有信息，股利政策有助于降低這種信息不對稱(chēng)程度，但在股利政策的信息內涵、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(shí)證研究的基礎。Asquith&Mullins(1983)在控制了其他同時(shí)公告的信息下，了美國市場(chǎng)首次發(fā)放股利的市場(chǎng)反應，發(fā)現首次發(fā)放股利產(chǎn)生了正的超�；貓�。Benartzi，Michaely&Thal(1997)驗證了美國市場(chǎng)上紅利增加和減少事件，發(fā)現股票價(jià)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(chǎng)反應進(jìn)行了大量研究大多者認為，現金股利沒(méi)有信號效應�；仡櫸覈�股利政策研究文獻可以發(fā)現，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(lèi)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(xué)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”現金股利信息不能顯著(zhù)提高企業(yè)市場(chǎng)價(jià)值的結論。為避開(kāi)事件日的同時(shí)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(chǎng)對股價(jià)的反應包含了公司盈余信息和其他同時(shí)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(lái)考察公司現金股利的市場(chǎng)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(lái)計算市場(chǎng)對現金股利事件的反應程度。由于難以在事前確認市場(chǎng)對現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(chǎng)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(jià)格數據，分別采用均值調整模型和市場(chǎng)調整模型來(lái)估算。最后用個(gè)股日收益率減去個(gè)股日正常收益率計算出可能發(fā)生超常收益期間內的個(gè)股日超常收益率。本文采用以上t檢驗進(jìn)行假設檢驗，采用SPSS11．5對個(gè)股正常收益率的估計、假設的t檢驗進(jìn)行計算，采用EXCEL2003計算個(gè)股日超常收益率。

　　(二)樣本選擇本文選擇2002-2004年期問(wèn)深圳和上海市場(chǎng)所有(不包括B股市場(chǎng))，發(fā)放“純”現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金股利數據：選取CSMAR數據庫中股利決案公告日介于2002年1月1日到2004年12月31日期間所有現金股利(不含配股、送股和混合股利)個(gè)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(gè)交易日(目的是盡可能排除上次公告對股價(jià)波動(dòng)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(gè)股；在CSMAR數據庫中與事件日相隔(一40，+10)期間有連續交易數據(法定節假日放假除外)；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(jià)波動(dòng)，要求股利決案公告日當天有交易數據。為了驗證公司股利是否向市場(chǎng)傳遞某種信息以及市場(chǎng)對此做出了怎樣的反應，本文將所有樣本分為四個(gè)子樣本，再對每個(gè)子樣本中數據采取±3叮界限限制，以剔除個(gè)別極端數據，一共得到696個(gè)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(shí)具有某種信息含量，那么在股利公告日及其以后的一段時(shí)間(事件窗口期間)者就會(huì )對此做出反應，并體現在股價(jià)的波動(dòng)上。由于我國資本市場(chǎng)還缺乏分析師對預期股利的預測數據，加上資本市場(chǎng)發(fā)展時(shí)間比較短，上市公司缺乏穩定的股利政策，難以利用時(shí)間序列來(lái)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金股利就是本年的期望值(如果上年未發(fā)放現金股利且該公司并非首次發(fā)放現金股利，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(chǎng)調整模型，計算得到的公告日當天個(gè)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(gè)事件窗口的累積超常收益率(CAR‘)的總體分布狀況，非參數單樣本K-S檢驗結果如(表所示。從(表1)中看到，市場(chǎng)模型計算得到的股利公告日異常收益率和五個(gè)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(gè)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(shuō)明在計算個(gè)股的正常收益率時(shí)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(chǎng)模型。

　　三、實(shí)證結果與分析

　　(一)股利增加時(shí)市場(chǎng)反應對股利增加子樣本進(jìn)行分析發(fā)現，在254支股利增加股票公告日的當天，公司股票價(jià)格平均超常收益率最高的達到4．25％，出現正超常收益率的公司數量最多，占全部子樣本的59．4％。本文進(jìn)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(jìn)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(shí)現1．12％的超常收益，且在1％水平上顯著(zhù)，同時(shí)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，且在統計上都顯著(zhù)，這就表明股利公告確實(shí)向市場(chǎng)傳遞了某種信息，股利增加公告受到了市場(chǎng)關(guān)注。同時(shí)從(表2)中還可以看出，這種市場(chǎng)反應還持續了一段時(shí)間。這與(1997)研究的結論相似，即股利的增加引起股價(jià)上漲。

　　(二)股利減少時(shí)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(chǎng)將對此做出負面反應。筆者對股利減少子樣本進(jìn)行分析發(fā)現，在194支股利減少股票公告日的當天，公司股票價(jià)格平均超常收益率最高的為1．24％，最低的為-3，375％，出現負超常收益率的公司數量占全部子樣本的58．2．％。進(jìn)一步非參數發(fā)現，股利公告日超常收益率以及五個(gè)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(jìn)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，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(zhù)。同時(shí)，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，且在統計上都顯著(zhù)。這一研究發(fā)現進(jìn)一步支持了股利信號傳遞假設，即市場(chǎng)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(jià)值。

　　(三)首次發(fā)放股利時(shí)市場(chǎng)反應分析首次發(fā)放股利的子樣本，發(fā)現公告日最高超常收益率高達5,07％，在四組樣本中最高，出現正超常收益的公司數占子樣本的62．5％，也是四組樣本中最高的。進(jìn)一步分析發(fā)現，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％，且統計上都顯著(zhù)，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(chǎng)對于該類(lèi)公司的未預期股

　　利難以評估，再加上這類(lèi)樣本公司大多是新上市的公司，市場(chǎng)對其發(fā)展前景看好，因此，市場(chǎng)愿意為此付出更多的溢價(jià)。為檢驗實(shí)證結果，筆者們同時(shí)對個(gè)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(jìn)行檢驗，結果與上述采用市場(chǎng)模型時(shí)的基本一致。

　　四、研究結論

　　本文研究了我國A股2002~2004年期間的現金股利公告效應，通過(guò)將所有樣本按股利變動(dòng)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)現公司的股利公告確實(shí)向市場(chǎng)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(zhù)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(zhù)為負，進(jìn)一步的研究表明，首次發(fā)放股利的樣本公司可以實(shí)現最高的超常收益率。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(gè)交易日的個(gè)股；三是由于市場(chǎng)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(jìn)行了預告，現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”，表現即為超常收益率相對較低。

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