上市公司现金股利不平稳影响投资者行为偏好吗?

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英文标题:Does Cash Dividend Unsmoothing Influence Investors' Behavior Preference?

内容摘要:上市公司现金股利不平稳是我国资本市场存在的突出问题之一。但迄今,投资者是偏好还是厌恶股利不平稳的股票仍不明朗。本文首次分析和检验了公司现金股利不平稳程度对我国投资者行为偏好的影响。采用A股上市公司数据,研究发现:公司股利不平稳程度的增加与整体机构投资者持股数量的减少相关联;与非独立机构投资者(券商、保险公司、社保基金、企业年金、信托公司及财务公司)持股数量的减少相关联,且在股权分置改革完成前更加明显。此外,相比于包含“铁公鸡”和“无规律”股票在内的市场投资组合,投资者更青睐于现金股利不平稳股票投资组合,但现金股利不平稳程度并不显著影响投资者的短期财富。进一步研究发现,投资者持有一年期股利不平稳程度较低的股票投资组合比持有股利不平稳性较高的股票投资组合需要多支付4.2%的股利平稳性溢价,且股利不平稳程度显著影响了投资者的预期投资收益。

关键词:股利不平稳,机构投资者,投资组合,股权分置改革,股利平稳性溢价  dividend unsmoothing,institutional investor,sto

GB/T 7714-2015 格式引文:[1].上市公司现金股利不平稳影响投资者行为偏好吗?.[J]或者报纸[N].经济研究,(20176):90-104

正文内容

  众多的研究及资本市场实践者均发现,中国股市长期存在着现金股利支付水平波动性过高的现象。然而,迄今仍鲜有研究讨论这一现象的经济后果(刘星和陈名芹,2016)。成熟资本市场的上市公司普遍实施稳定性较强的现金股利政策。并且,实施稳定的股利政策几乎已经成为上市公司高层管理者不可违背的信条(Larkin et al.,2016)。但是,投资者是否偏好公司股利平稳性呢?这仍值得深入分析和检验。

  基于投资者估值的视角,本文研究我国上市公司现金股利不平稳程度对投资者行为偏好的影响。理论上,更平稳的现金股利可以向资本市场传递公司当前和未来现金流的信息,降低投资者的投资风险,提高投资者获取回报的可预测性,也推动和丰富股票的市场资源配置功能。由此,机构投资者可能也会对股利不平稳程度不同的公司产生不同的行为偏好。公司股利发放的水平、变化和波动性差异均可能导致投资者市场反应不同,并且,投资者选择股利不平稳程度不同的股票或投资组合也可能产生不同的投资收益。

  本文采用Leary & Michaely(2011)基于Lintner(1956)局部调整模型而发展的新修正局部调整模型来度量股利不平稳程度。采用股东户数(取自然对数)、整体机构投资者持有A股数量(取自然对数)、基金及QFII(即合格境外机构投资者的简称)(本文界定为独立机构投资者)和券商、保险公司、社保基金、企业年金、信托公司及财务公司(本文界定为非独立机构投资者)持有A股数量(均取自然对数)来分别考察个人投资者、整体机构投资者及两种类型机构投资者对公司股利不平稳程度的行为偏好。采用事件研究法,分析公司股利方案公告日附近的投资者市场反应。采用Fama-French(1993)三因素模型分析投资者选择不同股票投资组合的预期投资收益。研究发现:公司股利不平稳程度的增加与个人投资者持股户数并没有显著相关关系,但与整体机构投资者持股数量的减少、与非独立机构投资者的持股数量的减少显著相关联,且该相关性在股权分置改革完成前(2003-2008)更加明显,支持股利不平稳具有客户“驱逐效应”的结论。并且,投资者更青睐符合股利不平稳计算条件的股票,而不是青睐零股利发放(“铁公鸡”)和股利发放水平杂乱无章(“无规律”)的股票,投资符合股利不平稳计算条件的股票组合比投资包含后两类股票在内的市场综合股票组合的收益更高。此外,投资者选择持有股利不平稳程度较低的股票投资组合(前30%)1年则需要多支付4.2%的股利平稳性溢价,并且,股利不平稳程度显著影响了投资者预期投资收益。

  本文对现有文献和我国的现实实践有且不仅有以下三个方面的贡献。首先,我们从投资者估值的视角,首次分析了我国上市公司股利不平稳的经济后果,提供了股利不平稳驱使机构投资者较少持股上市公司股票、增加公司融资资金成本的经验证据。迄今,仅有少量基于美国资本市场的文献考察了股利不平稳与投资者行为偏好的关系,本研究有利于丰富这一领域的文献。与成熟市场以独立机构投资者为主的特点不同,我国投资者主要以散户为主,且存在的机构投资者独立性程度也明显不同。本文的研究有助于更深入地探讨现金股利不平稳对非独立机构投资者持股的机制影响,从而弥补了现金股利政策影响非独立机构投资者的理论空缺,并提供了相应的实证证据。

  其次,本文在有关股利平稳性和股票预期收益之间关系的理论争论方面,提供了我国的直接经验证据。文献认为,较高且稳定的现金股利政策能够吸引和留住更有监督能力的机构投资者(相比个人投资者),从而降低公司代理冲突,提高公司价值(Allen et al.,2000)。故此,投资者可能更愿意为股利平稳性较高的公司支付溢价,即接受更低的股票预期投资收益。然而,Larkin et al.(2016)的研究却发现,即使在成熟的美国资本市场,也没有明显的证据表明投资者愿意支付这种溢价。我们的研究则发现,我国上市公司的股利不平稳程度越高,投资者获得的预期投资收益越低,反之亦然。这一证据直接表明我国投资者愿意为股利平稳性较高的公司支付溢价。

  再次,本文的研究发现对于评估我国的股权分置改革和促进证券市场的分红监管有着重要的政策含义。“股权分置”是我国经济转型和资本市场发展过程中出现的特殊现象。在这种制度安排下,资本流动存在非流通股协议转让和流通股竞价交易两种价格,带来了诸多问题。2005年4月29日,我国上市公司拉开了股权分置改革的序幕,直至2009年,上市公司的流通股比例达到了80%以上,股权分置改革才基本完成(刘星和吴先聪,2011)。我们的研究发现,股权改革分置完成前(2003-2008),股利不平稳的客户“驱逐效应”更加明显,且该效应主要在非独立机构投资者身上体现。股权分置改革完成后(2009-2014),独立机构投资者与非独立机构投资者的客户“驱逐效应”则不明显。这一定程度上反映了股权分置改革有助于改善非独立机构投资者因为过度依赖上市公司而必须更加审慎抉择持股数量的非独立性地位。研究结果表明股权分置改革有助于提高资本市场投资者的决策独立性,有助于为发展中国家的资本市场制度建设提供重要借鉴。

  二、文献回顾和理论分析

  (一)股利平稳性客户效应

  股利不平稳是指现金股利发放水平起伏变动程度。理论上,决定股利平稳性的主要因素是公司的盈利状况、代理冲突和信息不对称(Leary & Michaely,2011)。股利平稳性对投资者行为偏好的影响则主要体现为三种效应,即股利平稳性吸引投资者的客户效应、股利变化公告日附近的不对称市场反应效应和股利平稳性溢价效应。

  股利平稳性客户效应是指,投资者愿意长期持有更多股利平稳性较高的公司股票,即该类型股票吸引了更多投资者的买入和持有,反之,股利不平稳的股票则可能“驱逐”投资者,体现为客户“驱逐效应”。Miller & Modigliani(1961)、Black & Scholes(1974)认为,股利政策具有吸引投资者的“客户效应”,即大量的公司愿意持续发放合适的股利以满足投资者的需求,从而形成股票的价格均衡。Larkin et al.(2016)的研究发现,美国上市公司维持股利平稳性的一个重要原因是吸引投资者,尤其是吸引共同基金等机构投资者。也有文献认为,机构投资者并不偏好这一类公司股票。Grinstein & Michaely(2005)发现股利平稳性较高的股票往往与股利发放比例较高正向相关联,而机构投资者并不偏好这类高股利发放比例的股票。来自实践的访问调查报告也指出,公司高管认为个人投资者比起机构投资者更偏好股利平稳性较高的股票并依此进行股利决策(Brav et al.,2005)。

  由于机构投资者存在异质性,我们预测在机构投资者当中,非独立机构投资者更容易受到股利不平稳的影响,即这一类投资者更容易出现客户“驱逐效应”。这主要是因为非独立机构投资者对上市公司有着现有的或者潜在的业务联系,对上市公司的依赖性更大,因此,整体平均而言,非独立机构投资者调整其持股水平决策的难度更大,在此心理行为影响之下,更会谨慎地选择持股治理质量更好的公司。由于股利不平稳程度较高的公司往往公司治理质量水平更低,因此,这可能造成整体层面上,上市公司现金股利不平稳越明显,非独立机构投资者持股数量更低。在股权分置改革完成之前(2003-2008),非独立投资者受上市公司影响的程度更强,因此,更可能会出现客户“驱逐效应”。反之,独立机构投资者短期投资倾向较高且缺乏参与公司治理的能力和激励(曹丰等,2015;Jiang & Kim,2015),故可能不会太在意上市公司的股利不平稳程度,从而不受其影响。

  (二)股利公告方案市场反应

  基于成熟资本市场研究的已有文献指出,股利方案的公告通常会导致投资者出现不对称的市场反应。不对称市场反应效应是指,在成熟资本市场上的股利方案公告日附近,平均而言,投资者对公司维持或提升股利发放水平给予正向市场反应的量级,明显低于给予削减股利发放水平负向市场反应的量级(Grullon et al.,2002;Larkin et al.,2016)。也即,投资者厌恶公司股利削减的程度远高于偏好公司股利增加的程度。然而,考虑到资本市场自身的异质性,新兴经济体国家(如我国)的上市公司普遍存在零股利发放(“铁公鸡”现象)和股利发放水平杂乱无章(“无规律”现象)的情况。因此,相比“铁公鸡现象”、“无规律现象”的公司股票,股利变化尚有规律可循的公司股票可能仍然会得到投资者的青睐。也即,投资者可能会对股利不平稳的公司股票给予单向的正向市场反应。同时,投资者偏好股利增加的公司股票程度也可能高于偏好股利维持或股利削减的公司股票程度。因此,我国资本市场投资者更可能在股利方案公告日附近出现单向的不对称市场反应(正向市场反应量级高低有差异)而不是双向的不对称市场反应(负向市场反应量级高于正向市场反应量级)。由于股利方案公告事件日的窗口较短,投资者可能较难感知上市公司的股利不平稳程度,我们预测股利不平稳与短期的累积超额收益率无关。

  (三)股利平稳性溢价效应

  股利平稳性溢价效应是指,投资者愿意为股利平稳性较高的公司支付溢价,从而愿意降低持股的预期投资收益。Baker & Wurgler(2016)认为,个人投资者更偏好股利平稳性较高的公司股票,因为这类股票更能带给个人消费者获得稳定收益的期望。更多的文献也指出,公司股利平稳性有利于缓解公司内部管理层与外部投资者之间的代理冲突,从而提升公司的治理水平和公司价值(Allen et al.,2000;Lambercht & Myers,2012)。更进一步地,John et al.(2015)认为保持现金股利平稳通常被视为公司的隐形义务和潜在的事前股利承诺,是一种传统的公司治理机制。由于存在上述诸多好处,股利平稳性可能会给公司带来溢价效应。然而,Larkin et al.(2016)基于美国资本市场的实证研究却没有发现上述效应的存在。

  Aivazian et al.(2003)的研究发现,由于市场化程度不同和融资环境的差异,新兴经济体国家资本市场的上市公司现金股利的稳定性普遍较差。尽管该研究并没有覆盖到我国资本市场,但仍然意味着考虑上市公司是否存在股利平稳性溢价效应时,需要注意资本市场异质性的特征。由于我国上市公司面临的外源融资渠道相对较为单一,减少股利支出而保留内源资金的灵活性长期以来一直是公司财务决策中的重要选项。然而,为鼓励上市公司更加透明、持续地回报投资者,我国证监部门又出台了一系列将分红比例和再融资资格相挂钩的“半强制分红”政策,引导上市公司提升现金股利发放比例。因此,“半强制分红”监管标准的演化也可能会改变上市公司现金股利不平稳程度,从而使投资者能够获得更多的公司当前和未来现金流信息,更好地通过股利平稳性去判断上市公司价值(有关半强制分红监管政策演变感兴趣者可向作者索取)。故此,公司如果能够在复杂市场变化和外源融资限制较为严格的环境中,仍然保持较高的股利稳定性,投资者可能会认为此类公司的治理水平更高,且更有希望能够满足证监会的再融资资格而缓解融资约束。因此,我们预测投资者可能会为股利平稳性较高的公司支付溢价,即愿意接受较低的预期投资收益。

  三、研究设计

  (一)样本选择

  本文的初始研究样本来自1999-2014年沪深两市A股主板上市公司(剔除金融类和不满足股利平稳性计算条件的上市公司)的20405个“公司—年度”观测值。回归分析使用的研究期间从2003年开始,这是因为本文测量股利不平稳程度的代理变量和相关变量,需要使用公司近五年的数据,而我国在1998年之后才陆续开始披露现金流量表和分析师预测、机构持股等数据。

  本研究所采用的数据来源主要是国泰安研究数据库(CSMAR),机构持股数据来自锐思金融研究数据库(RESSET)。依照计算股利不平稳的需要,参照Leary & Michaely(2011)、Larkin et al.(2016)的处理方法,我们剔除每股股利第一次出现正值之前的“公司—年度”样本和每股股利最后一次出现正值之后的“公司—年度”样本;剔除了每股股利连续数据不足五年的样本;剔除了经计算后,新修正的股利调整速度系数为负值的样本,因为这类样本的经济意义与股利平稳性的内涵不符;在回归分析中剔除了控制变量连续数据不足三年的样本,并对连续变量在1%和99%分位数上的数据进行缩尾处理(winsorize)。最终获得1240个有效的公司样本。

  (二)变量和模型

  1.股利不平稳的度量

  经典度量公司股利平稳性的方法主要是基于Lintner(1956)局部调整模型及Fama & Babiak(1968)修正的局部调整模型计算股利支付水平向目标股利支付水平趋近的调整速度方法(speed of adjustment,SOA)。其回归模型为:

  

  调整速度系数通过方程(2)的系数估计得出。然而,Leary & Michaely(2011)的研究发现,当采用调整速度模型时,需要注意测算调整速度系数所采用的一阶自回归估计模型(Auto-regression,AR(1))存在单个公司的小样本偏误问题。此外,截面数据之间的差异也可能影响结果的可靠性。他们指出,这种经典度量股利调整速度系数的方法存在较大偏误。他们通过仿真模拟计算了这一偏误,同时改进了局部调整模型中股利(目标股利)支付水平的算法,重新计算了调整速度系数。计算方法分两步进行:首先,采用公司近十年(或近五年)中股利支付水平(股利派息率)的中位数,计算目标股利支付水平的偏差;其次,计算调整速度系数,以当期每股股利变化值和目标股利支付水平偏差值的回归系数作为调整速度系数。该系数越大,表明公司每股股利的变动越大于目标股利支付水平偏差值,股利不平稳现象越明显,反之亦然。其计算的回归模型为:

  

  此时,目标股利支付水平偏差值的计算公式为:

  

  在方程(3)、(4)中,是目标股利支付水平偏差值。是目标股利支付水平,即近十年或近五年的股利派息率的中位数。本文的研究采用了上述基于Leary & Michaely(2011)研究的新修正调整模型来度量股利不平稳程度,先采用公司近五年中股利派息率的中位数,计算股利支付水平偏差值,再计算股利调整速度系数。采用近五年的数据来计算股利平稳性更加合理。这是因为:一方面,Leary & Michaely(2011)的数值模拟测试结果表明,采用近五年或近十年的数据计算股利平稳性的方法均能更好地降低Lintner(1956)模型的计算误差;另一方面,若仅采用近三年的数据(我国“半强制分红”监管较为强调三年分红总额在可分配利润总额中的占比这一指标),由于计算中涉及模型变量的一阶自回归问题,而时间段窗口太短,容易导致计算误差偏大。经上述公式计算得到的系数越大,表明股利不平稳程度越高,我们以Soa表示股利不平稳程度。

  2.股利不平稳的客户“驱逐效应”度量和回归模型

  结合我国资本市场的特点并参考Larkin et al.(2016)的研究,本文采用股东户数的自然对数作为个人投资者持股数量的代理变量(尽管股东户数包含了机构投资者开户数,但样本中其所占比例不足1%);采用机构投资者持有A股总数量的自然对数和机构投资者持有A股总数量的自然对数作为机构持股数量的代理变量;合并了基金持有和QFII持有A股总数量的自然对数作为独立机构投资者持股数量的代理变量;合并了券商持有、保险公司持有、社保基金持有、企业年金、信托公司和财务公司持有的A股总数量的自然对数作为非独立机构投资者持股数量的代理变量(以上在计算时均加上1再取自然对数,以避免0值影响分析)。本文采用的回归模型为:

  

  3.投资者市场反应的度量和回归模型

  本文将上市公司股利方案公告日(如果当天为实际交易日,则以当天为T=0,否则以后续第一个实际交易日为T=0)附近3个实际交易日(-1,+1)股票累积超额收益率作为投资者市场反应的度量。我们采用市场风险调整模型计算累积超额收益率,选择的事件估计窗口期为(-155,-6)时间段,对于不足150个实际交易日的观测样本,则要求至少需要60个实际交易日的数据。我们也剔除了事件日之后连续5个交易日内没有任何交易数据的样本。市场风险调整模型为:

  

  其中,分别是股票i和市场证券投资组合在t期的市场收益率(均考虑现金股利再投资的情况)。市场证券投资组合收益率采用各分市场(沪市A股、深市A股)内股票的总市值加权收益率。参考Leary & Michaely(2011)、Larkin et al.(2016)的研究,我们采用下面的基本回归模型考察横截面上投资者对上市公司股利方案的市场反应。

  

  4.股利平稳性溢价效应的度量和回归模型

  本文采用Fama-French(1993)三因素分析法和Fama-MacBeth(1973)回归分析法来考察股利平稳性溢价效应。首先,我们依照股利不平稳程度对公司进行排序分组以构建投资组合,取前30%分位为低股利不平稳组,中间40%分位为中股利不平稳组,后面30%分位为高股利不平稳组。然后采用下面的回归模型捕捉相关估计系数。

  

  其中,R是样本公司的月度股票回报率;β是基于上述方程(9)计算得到的市场风险估计系数;LnME是当年4月度公司总市值的自然对数;LnBEME是上一年年末公司账面市值比值的自然对数;Div Yield是股利发放水平,等于上一年年末股利总额除以总市值加上0.01的自然对数(加上0.01是为了避免0值影响本文的分析)。

  四、实证结果

  (一)股利不平稳的客户“驱逐效应”检验结果

  表1报告了上市公司股利不平稳对个人投资者、机构投资者的客户“驱逐效应”检验结果。控制年度(Year)和行业(Ind)(按照证监会2012年版本行业划分标准,制造业采用两位代码,非制造业采用一位代码,下同)的固定效应,模型(1)全样本的结果显示,股利不平稳程度的回归系数并不显著,表明个人投资者对于股利不平稳程度并不敏感。模型(2)全样本的结果显示,股利不平稳程度的回归系数为-0.439且在5%的显著性水平上显著,表明上市公司股利不平稳程度越高,机构投资者的持股数量越低,客观上反映了股利不平稳对机构投资者具有一定的客户“驱逐效应”。模型(3)、(4)股权分置改革完成前(2003-2008年)子样本的结果同样显示,股利不平稳对个体投资者没有明显的客户“驱逐效应”,而对机构投资者具有显著的客户“驱逐效应”。模型(5)、(6)股权分置改革完成后(2009-2014年)子样本的结果则显示,股利不平稳对个体投资者和机构投资者均没有明显的影响作用。这表明股权分置改革对股市全流通性问题制度性缺陷的解决,有助于提高资本市场参与者的决策独立性,但未能提高机构投资者参与公司治理,监督和提升上市公司股利稳定性的作用。

  表2报告了独立机构投资者、非独立机构持股者的持股数量对股利不平稳程度的回归结果。由于机构投资者本身存在较大的异质性。借鉴刘星和吴先聪(2011)的做法,我们将证券投资基金和QFII作为独立机构投资者,将社保基金、券商、保险公司、企业年金、信托投资公司及财务公司投资者作为非独立机构投资者。由于两种类型机构投资者持股数量的自然对数具有左归并的分布特征,故我们采用了Tobit回归模型进行参数估计。控制年度(Year)和行业(Ind)的固定效应,模型(1)全样本的结果显示,独立机构投资者持股数量Type1对股利不平稳的回归系数并不显著,表明独立机构投资者对于股利不平稳程度并不敏感。模型(2)全样本的结果显示,非独立机构投资者持股数量Type2对股利不平稳程度的回归系数为-0.630且在5%的显著性水平上显著,表明上市公司股利不平稳程度越高,非独立机构投资者的持股数量越低,客观上反映了股利不平稳对非独立机构投资者具有客户“驱逐效应”。模型(3)、(4)、(5)、(6)的结果显示,股利不平稳对非独立机构投资者的客户“驱逐效应”主要体现在股权分置改革完成前(2003-2008)子样本当中,其他期间的结果则均不显著。这与我们前文的预测一致,也即,股权改革分置完成前(2003-2008年),股利不平稳的客户“驱逐效应”更加明显,且该效应主要在非独立机构投资者身上体现。

  

  独立机构投资者短期投资倾向较高且缺乏参与公司治理的能力和激励(曹丰等,2015;Jiang & Kim,2015),故不会太在意上市公司的股利不平稳程度,从而不受其影响。反之,非独立机构投资者对上市公司有着现有的或者潜在的业务联系,故更需要保持谨慎,评估股利不平稳公司的持股数量,以避免遭受不必要的损失,因此受到了公司股利政策的影响。在股权分置改革完成之前(2003-2008年),非独立投资者对上市公司的依赖性更强,摆脱受其控制的条件更加不成熟,因此更会出现客户“驱逐效应”。这些结果也表明,股权分置改革有助于改善非独立机构投资者过度依赖上市公司的非独立性地位,从而在推动资本市场的健康发展中发挥了重要的作用。

  

  (二)短期市场反应的检验结果

  采用A股主板市场2003-2014年1240个公司的9079个“公司—年度”观测值,我们实证检验了公司股利方案公告日附近三天的投资者市场反应。表3报告了检验结果。

  表3的A栏是按股利变化类型进行分组,B栏是按每股股利变化幅度进行分组。我们剔除了股利变化程度达到大于正负500%的极端样本观测值,采用Patell Z值检验3天累积超额收益率的显著程度。Patell Z检验值改善了方差估计,针对实际交易日差异产生的异方差进行了加权处理并获得更精确的统计检验结果(Patell,1976)。全样本包含9079个观测值(样本剔除了每年度两次(含)分红以上的样本)。每股股利变化均值为-0.0075,投资者3天累积超额收益率均值为0.54%,达到1%的显著性水平。其中,当年股利方案中每股股利减去上一年度股利方案中每股股利,其差值为0的划分为股利不变组,差值大于0的划分为股利提升组,差值小于0的划分为股利降低组。股利提高组的累积超额收益率最高(0.71%),股利降低组次之(0.54%),股利不变组最小(0.38%),均达到1%的显著性水平。由于采用基准市场证券投资组合收益率是各分市场(沪市A股、深市A股)内股票的总市值加权收益率,这表明投资者更青睐样本内的公司股票,而不是达不到计算股利平稳性条件的“铁公鸡”和“无规律”股票。B栏的结果显示,不同的每股股利变化幅度组的3天累积超额收益率均值均为正数且均达到1%水平的显著性水平。

  

  已有文献认为,平均而言,投资者对公司维持或提升股利发放水平给予正向市场反应的量级,明显低于给予削减股利发放水平负向市场反应的量级(Grullon et al.,2002;Larkin et al.,2016),也即存在负向市场反应量级高于正向市场反应量级的双向市场不对称反应。我们的证据表明,我国资本市场投资者只存在单向的不对称市场反应,且股利提高组的正向市场反应最大。

  运用方程(8)的回归结果,股利不平稳程度的回归系数不显著。这表明股权不平稳与短期的累积超额收益率无关。①

  

  (三)股利平稳性溢价效应的检验结果

  表4报告了股利不平稳程度和月度股票回报率的分位数统计结果。月度股票回报率采用的是2004年5月至2015年4月的考虑现金红利再投资的月个股回报率。从均值分析,股利不平稳性1—4分位的月度股票回报率均大于0,且第1分位、第4分位的数值较大,但第5分位的月度股票回报率为负数。从结果看,股利不平稳程度与月度股票回报率并非简单的线性关系。投资样本内的公司可以获得可观的投资收益,但投资第5分位的股票则会遭受损失。T检验结果也表明投资股利不平稳程度后20%的股票比前20%的股票要遭受近10%(0.81*12)的年度化预期投资回报率的损失,且该结果达到1%的显著性水平。从中位数分析,股利不平稳程度前20%的月度股票回报率仍然最高,且第5分位和第1分位回报率的差异的Mann-Whitney U检验结果显著,支持上述的结论。

  

  表5报告了采用Fama-French(1993)三因素分析考察股利平稳性溢价效应的结果。我们依照股利不平稳程度构建投资组合,取前30%分位为低股利不平稳投资组合,中间40%分位为中股利不平稳投资组合,后面30%分位为高股利不平稳投资组合,然后按照方程(9)捕捉相关估计系数。Alpha参数估计值捕捉了控制市场风险、公司规模、账面市值比值三大因素后投资组合的预期投资收益。从结果看,低股利不平稳组的Alpha参数估计值最小(0.076),中股利不平稳组稍大(0.108),高股利不平稳组最大(0.117)。高低组之间的差异为4.2个百分点且在1%水平上显著。这表明投资者采用同样的投资组合策略时,选择股利不平稳程度前30%的股票投资组合要比选择后30%的投资组合多支付4.2%的股利平稳性溢价。这一发现与预测一致,即投资者认为股利平稳性较高的公司的治理水平更高,且更有希望满足我国资本市场的再融资资格而缓解融资约束,从而愿意接受较低的预期投资收益。这也表明上市公司实行较高的股利平稳性政策有利于降低融资资本成本,反之,实行较高的股利不平稳政策则会增加公司融资资金成本。

  表6报告了根据方程(12)运算的多元回归结果。从模型(1)和模型(2)的回归结果看,股利不平稳程度的回归系数均为正数且在1%水平上显著。这表明股利不平稳程度与月度股票回报率正相关,也即,投资低股利不平稳投资组合要比投资高股利不平稳投资组合可获得的预期投资收益更低。这进一步支持了投资者愿意为股利平稳性较高的公司股票支付溢价的预测。

  (四)稳健性检验

  1.内生性检验

  本文发现股利不平稳的股票对非独立机构投资者具有显著的客户“驱逐效应”。然而,本文运用多元回归分析的研究设计本身并未能够缓解两者可能存在的内生性。因此,研究上市公司的股利不平稳是否对机构投资者具有“驱逐效应”,其关键是要选择合理的评判基准,从而克服股利不平稳与非独立机构投资者之间的内生性。运用倾向得分匹配模型(propensity score matching,以下简称PSM)能较好解决这一问题,其研究思路是寻找一组“反事实”的控制组来最大程度缓解由于样本的选择性偏差或混杂偏差导致的内生性问题。故此,解决内生性问题的合理评判基准就是筛选出与股利不平稳股票“相仿”的股利平稳性程度较高的股票,进而考察在诸多指标上保持一致的两类股票对非独立机构投资者数量的影响,得出股利不平稳对非独立机构投资者的“净”影响。

  匹配过程是PSM方法的核心环节,其目的是使得配对成功的股票在各个维度(匹配变量)上的特征都尽量相同(史永东和王谨乐,2014)。考虑到上市公司的代理冲突和信息不对称是影响我国上市公司股利不平稳的主要因素(刘星和陈名芹,2016),我们以股利不平稳程度最高的前30%的“公司年样本”作为处理组样本,在股利不平稳程度的后70%的“公司年样本”中寻找“反事实”控制组样本,选择以下六个变量作为匹配变量,包括公司i的现金流权与控制权分离度,其等于当年的实际控制人控制权(投票权)除以现金流权;公司i在2014年的产权性质,定义与前文同;公司i的规模,其等于公司的当年总资产取自然对数;公司i的有形资产比例,其等于当年有形资产总值除以总资产;公司i的盈余波动性,其等于公司近五年的息税折旧摊销前利润除以总资产的标准差;公司i在当年的分析师预测偏差度,其等于财务分析师每股收益预测中位数与实际值之差的绝对值。

  本文采用PSM模型采用logit模型,对二元被解释变量(是否为股利不平稳股票)进行回归。采用“近邻匹配”(nearest neighbor matching)方法进行1对1匹配,其匹配效果满足共同支撑假设(common support)和平衡性假设(balance test)。

  

  表7报告了非独立机构投资者持股数量(产出变量)的平均处理效应。回归采用了logit模型且控制了行业因素的影响。从表7可以看出,全部样本匹配后的平均处理效应t检验值为-2.63,并且回归系数在1%的显著性水平上显著为负,表明股利不平稳显著减少了非独立机构持股者持股数量,与前文得到的研究结论一致。考察分组样本,我们发现,股改完成前(2003-2008)样本匹配后的平均处理效应t检验值为-3.10,并且回归系数在1%的显著性水平上显著为负;股改完成后(2009-2014年)样本匹配后的平均处理效应t检验值为-0.12,并且回归系数不显著。这一结果同样与前文得到的研究结论一致。由此可见,本文的主要结论具有较高稳健性。

  2.其他的稳健性检验

  首先,本文在计算股利不平稳程度时,参考了Leary & Michaely(2011)、Larkin et al.(2016)的做法,采用的是公司组间中位数数据。我们重新以公司组间均值数据对结果进行了检验,没有发现实质性不同的研究结论。其次,采用事件研究法时,我们选择的事件估计窗口期替代为(-95,-6)时间段,结果没有发生实质性变化。再次,考虑到股票股利在我国可能也会发挥信息传递作用而影响投资者的行为偏好选择,借鉴李心丹等(2014)的做法,我们采用虚拟变量,将样本期内平均每10股送5股(含)以上的股票列为“高送转”股票(据我们的统计,符合“高送转”的股票样本不到25个,占本研究样本(1240个)的比例不足2%。),在检验客户“驱逐效应”的回归方程中作为控制变量进行控制(表2、表3),研究结论依然保持一致。在检验投资者短期市场反应的回归方程中,将每10股送5股(含)以上的股票列为“高送转”股票,设置虚拟变量作为控制变量进行控制(表5),研究结论也未发生实质性变化。此外,我们替代了稳健性检验中PSM模型的选择,采用Logit回归模型、替代1对1近邻匹配的权重计算取值为核匹配的核函数权重取值,结果依然保持一致。考虑到本文采用的持股数量是绝对值指标,我们采用“持股数量与流通股数的比例”这一相对值指标进行替代,得到的结果与本文的结果保持一致。最后,我们替代了财务变量,如公司盈余Roa、盈余波动性Sdeditda等的计算方法,相应的检验所得到的结论亦未发生实质性变化。

  

  本文首次检验了上市公司股利不平稳程度对我国资本市场投资者行为偏好的影响。我们发现个人投资者对上市公司股利不平稳程度并不敏感,而机构投资者,尤其非独立机构投资者却更不偏好这类股票,也即,我国上市公司的股利不平稳会产生对机构投资者,尤其是非独立机构投资者的客户“驱逐效应”,且该效应在股权分置改革完成前更加明显。这意味着上市公司如果需要进一步吸引和留住机构投资者,则调整公司股利平稳性将会是一项重要的财务决策选项。我们发现投资者偏好股利上升股票的程度远大于偏好“铁公鸡”、“无规律”股票的程度。这意味着公司如果采取“一毛不拔”或“无章可循”的股利决策,需要审慎评估这些策略是否会动摇公司形象在投资者心目中的地位。我们发现投资者投资股利不平稳极高的股票会遭受较大的预期投资收益损失,但却愿意为股利不平稳程度较低的投资组合支付股利平稳性溢价。这为Larkin et al.(2016)探讨的股利平稳性是否具有溢价的理论争议提供了我国的直接经验。

  本文的研究发现具有重要的政策含义。首先,我们的实证证据表明,股权分置改革对股市全流通性问题制度性缺陷的解决,有助于提高资本市场参与者的决策独立性。其次,自2002年以来,中国证监会等部门加强了上市公司的分红监管,但将股利发放水平与再融资资格相挂钩的“半强制分红”政策实施成效则有些差强人意而引起学者的忧虑(陈云玲,2014;魏志华等,2014)。给定机构投资者能够识别并且更偏好股利平稳性公司的结论存在,则放松分红监管与再融资资格的联系,尊重上市公司分红决策的主体地位,进一步强化上市公司的分红信息披露监管,尤其是股利承诺的执行情况的监管显得非常必要。中国证监会2013年11月、2014年6月分别发布了《上市公司监管指引第3号——上市公司现金分红》《上市公司章程指引(2014年修订)》等股利监管政策,力求进一步提高上市公司的分红透明度和稳定性。本文的研究结果支持了证监会上述股利监管政策调整,并对促进股利监管制度的动态演进也具有一定的借鉴价值。

  感谢匿名审稿人意见,文责自负。

  ①限于篇幅,报告从略,感兴趣者可向作者索取。

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