非对称信息下的股利政策，本文主要内容关键词为：股利论文,非对称论文,政策论文,信息论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
在非对称信息的状态下，公司经理知道企业持久盈利的真实分布函数，而投资者却不知道这些内部信息。为了减少企业的代理成本，公司经理把股利政策作为一种信号（注：因为股利的支付意味着现金的流出，或每股收益的稀释。）向投资者传递有关企业持久盈利的信息。但是，为什么他们会选择这种成本较高的信号，而不选择其它一些成本低廉的方式，比如说会计利润来传递这些信息呢？这可能是因为当公司对其前景看好时，它可能不仅仅是宣布好消息，还会通过提高股利来证实此消息。如果公司以往的股利支付路径稳定，那么一旦股利增加，投资者就会认为管理当局对公司未来前景看好。因为这意味着公司经理相信未来的现金流量能够支持这么高的股利政策。另外，公司对外公布的会计利润并不一定能恰当地反映企业的经济利润，而股利却在一定程度上传递了会计利润未能提供的信息。因此，股利的增加可能意味着公司盈利的持久增长，股利减少可能意味着公司盈利受到了持久的负冲击。当一个公司股利支付率较高时，它可能是在向投资者传递这样的信息，即该公司财务状况良好，现金流量充足。因此，作为公共信息的股利政策，投资者几乎可以无成本的获得，他们可以根据自己对公司股利政策的理解，来修正对企业持久盈利的预期。
本文选取了1992——1997年度中国644个公司年度作为观察值， 研究结果表明当公司的持久盈利受到非暂时冲击时，它们通常会改变其股利政策进行研究。
一、持久盈利与股利政策
本部分的分析是建立在以下假设之上：（1）不存在税收；（2）企业只存续于两个时期。在两时期模型下，企业的股利可以如下表述：
D[,1]＝E[,1]－R[,1]（1）
D[,2]＝E[,2]+（1+r）R[,1]（2）
式中，D表示股利，E表示企业的盈利，R表示留存利润， 即未分配利润，r为利率，1表示现在，2表示未来。把R1代入（2）式可得
D[,2]+D[,1]（1+r）＝E[,2]+E[,1]（1+r）（3）
D[,2]E[,2]
D[,1]+────＝E[,1]+────＝W[,1]
（4）
1+r 1+r
等式（4）就是企业的跨时期股利预算约束， 它表明股利支付的现值必须等于盈利的现值。盈利的现值也可以看作是第一个时期期初企业的禀赋（W[,1]）。这表明企业在既定时期内的股利可以大于盈利， 但就其一生而言，它的股利支付不能超过它的资源。现值条件表明，企业在整个生存期内可以选择任何一个股利组合（D[,1]，D[,2]），只要股利支付的现值等于盈利的现值。当我们放松假设条件（2）， 把企业的生命期扩展到t（t＝1，2，……，T）个时期，并假定利率r保持不变时，其股利预算约束可以表示为：
D[,2] D[,T]E[,2]
D[,1]+────+……+────────＝E[,1]+───────
（1+r）（1+r）[T-1]
（1+r）
E[,T]
+……+────────＝W[,1] （5）
（1+r）[T-1]
从（5）式可以看出，企业的股利支付不仅取决于现在的盈利， 而且还取决于未来的预期盈利。更具体地说，今年的股利要取决于今年和以后各期的的预期盈利的平均水平。因此当企业在考虑股利支付水平时，必须对持久盈利（PE）作出反应，持久盈利是现在和未来盈利的近似现值。具体来说，对于具有波动收入流的企业来说，PE被定义为不变的收入水平，这种水平带给企业的跨时期股利预算约束与收入流波动时的跨时期股利预算约束相同。我们可以用这样的数学语言来描述：在两时期模型下，企业的跨时期股利预算约束为D[,1]D[,2]／（1+r）＝E[,1]E[,2]／（1+r）其中E[,1]和E[,1]通常不相等。现在让我们来求一个PE值使企业的跨时期股利等于每个时期的盈利为PE时的股利。很明显，PE必须满足如下等式：
求解等式（6），就可以得用E[,1]和E[,2]表示的PE之值：
PEE[,2]
PE+─────＝E[,1]+────── （6）
（1+r）
（1+r）
1+r E[,2]
PE＝（─────）＊（E[,1]+─────）（7）
2+r 1+r
当我们假设利率r为O时，持久盈利恰好是现在盈利和未来盈利的平均值。但在现实经济生活中，利率通常并不为零，所以我们说持久盈利是现在与未来收入的“近似”现值。由于企业追求的目标是企业价值最大化，或者说股东价值最大化，它会尽量避免其股价的不利变化，因此企业对稳定股利的偏好胜过对不稳定股利的偏好。所以对于追求价值最大化的企业来说，它将试图维持完全稳定的股利支付路径，以使各期的股利相等。在这种情况下，股利等于持久盈利（D[,1]＝D[,2]＝PE）。因此留存利润由当期盈利与持久盈利的差给定：
R[,1]＝E[,1]－D[,1]＝E[,1]－PE（8）
所以企业是根据持久盈利而不是当期盈利来决定股利支付水平的。当当期盈利高于持久盈利时，它们倾向于将差额留存下来；当当期盈利低于持久盈利时，它们往往会动用以往的留存利润。
但是企业的盈利通常会受到三种类型的冲击（包括正冲击和负冲击）：暂时的当期冲击、持久冲击和预期的未来冲击。对于正冲击来说，在暂时冲击的情况下，E[,1]增加而E[,2]不变；在持久冲击下，E[,1]和E[,2]增加相同数量；在预期冲击下，E[,1]不变但企业预期E[,2] 增加。容易看出，在暂时冲击下，持久盈利没有多大改变，所以股利的变化也不大。在持久冲击下，持久盈利的变动与冲击幅度大致相当，股得将大幅增加。在预期冲击下，尽管当期的盈利不会增加，但是持久盈利增加，将导致股利的支付水平上升。负冲击的情况则和正冲击的情况相反。
二、股利信号传递模型
在信息不对称的情况下，对于有限理性的投资者来说，他们并不象Miller和Moldigliani（1961）所假设的那样， 和公司经理拥有相同的信息。投资者并不知道企业持久盈利的真实分布函数，他们可能也不知道企业的收入受到何种冲击，持久盈利将如何变化。但是作为公共信息的股利政策，投资者几乎可以无成本的获得。正如前文所述，公司的股利政策可以作为一个信号，向投资者传递企业持久盈利的信息。因此，在信息不对称的情况下，投资者会关心企业的股利政策，他们可以通过对企业股利政策的理解和判断，来改变自己对企业持久盈利的预期，从而决定自己的投资决策。但是股利政策又是如何向投者传递这些信息的呢？下文我将给出股利信号传递模型。
Miller和Rock（1985）研究发现，非预期的股利向市场传递了公司的持久盈利信息，当企业宣告发放股利时，它是在向市场提供重新评估该企业持久盈利的信号。我们可用如下的等式来表达这种非预期股利与盈利的关系：
logDt－ E（logDt）＝σ[logPES[,t]－ E（logPES[,t]）]+ε[,t]
（9）
式δ中表示非预期盈利被实际股利与期望股利的离差所反映的比例，Dt和PESt分别是t年度的实际每股股利和每股持久盈利，E是期望因子，ε[,t]是统计误差。从上文可知，持久盈利是当期盈利和未来盈利的近似现值，它是一种长期可持续的盈利，因此，可以说模型（9 ）传递了持久盈利的非预期的实现部分，而从经验研究的角度来看，δ可能所映了公司股利政策的变化。
从上文可知，只有当公司的盈利受到持久冲击或预期冲击时，公司经理才会倾向于改变股利政策，公司的股利政策是受持久盈利而不是当前盈利所驱动的。而对处于信息不对称状态下的投资者来说，持久盈利是不可观察的。但公司的股价（P）可用如下等式表述：
D[,2] D[,3]D[,r]
P＝D[,1]+─────+───────+……+───────
（1+r） （1+r）[2]
（1+r）[T-1]
（10）
即公司当期的股票价格等于其各期股利的现值，由等式（5）， 我们可得：
E[,2]E[,3]E[,r]
P＝E[,1]+────+──────+……+────────
（1+r） （1+r）[2] （1+r）[T-1]
（11）
当我们把两时期模型扩展到t时期模型时，再联系等式（6 ）和（7），可知股价P就是企业持久盈利的一个替代。因此我给出以下模型：
D[,t] P[,t]+D[,t]
log（──────）＝α[,0]+λlog（─────────）－
D[,t-1]
P[,t-1]
D[,t]
γlog（─────）+μ[,t]（12）
P[,t-1]
式中，μt是统计误差。从理论上讲，λ的估计值应显著为正， 它表明公司通常会制定长期的股利支付目标，并尽量使当期的股利接近这个目标。γ的估计值应在0和1之间，它反映了上文所提到的一个命题，即当公司的持久盈利受到了持久冲击或预期冲击时，它往往倾向于改变其股利政策。加入等式（9）中的非预期盈利部分， 我们有如下的模式：
D[,t] P[,t]+D[,t]
log（──────）＝α[,0]+λlog（─────────）－
D[,t]－1 P[,t]－1
D[,t]
γlog（─────）δ[logPES[,t]－E（logPES[,t]）]+ε[,t]
P[,t-1]
（13）
式中P[,t]为t年度末收盘价，从上文可知，股价P 可以作为持久盈利的一个替代，那么有PES[,t]＝aP[,t]，其中a为调整系数，a∈（0，1]，则logPES[,t]＝loga+logP[,t]。我把E（logPES[,t]）定义为在t－1期，市场可获得有关信息的条件的期望每股持久盈利（对数形式），因此可令E（logPES[,t]）＝loga+logP[,t-1]。
由此可得如下等式：
D[,t] P[,t]－D[,t]
log（──────）＝α[,0]+λlog（─────────）－
D[,t-1] +P[,t-1]
D[,t]
P[,t]
γlog（─────）+δlog（─────）（14）
P[,t-1]
P[,t-1]
等式（14）就是本文的股利信息传递模型。我把δ称为股利反映系数，它表明非预期盈利被股利反映的程度。根据信号传递理论，δ的估计值应为正。
三、样本和数据
在本部分我将用中国证券市场的经验证据来检验上文所提出的股利信号传递模型。为了使本文的研究结果具有代表性，作者收集了1992年——1997年在上海证券交易所和深圳证券交易所上市的所有公司，样本的具体选取原则如下：第一，上市时间至少在1年以上（不包括1年）；第二，在1992——1997年度期间，至少有两次以上（包括两次）连续发放股利的记录；第三，不是单独发行B股的公司；第四， 能从公开的媒介查阅到该公司年度股利、年末收盘价、配股价及配股比例。
这样一共得到644个样本公司年度。样本年度分组情况参见表1。表2给出了中国上市公司各年度的股利类型， 每股股利的描述性统计结果可参见表3。
表1 样本年度分组情况
19931994199519961997小计
观察值
40 123 180 142 158 644
表2 中国上市公司各年度股利类型一览表
1992年度1993年度1994年度1995年度
送 股26
63 47 83
派 现14
54 134 100
转 增 2
1
送 派25
93 98 70
送 转 3
派 转 1
3
送派转
不分配15
24 24 77
小 计80 236 304 357
上市公司数 53 183 291 323
1996年度1997年度
送 股 81 59
派 现102170
转 增 44 18
送 派 31 24
送 转111 74
派 转 27 15
送派转 15 11
不分配139374
小 计550755
上市公司数 530745
资料来源：参考文献（4）
表3 每股股利的描述性统计结果
1992年度1993年度1994年度 1995年度
最大值131.15
2
最小值 0.02
0.018
0.041 0.01
均 值
0.29434 0.38615 0.25576 0.26291
众 数
0.10.2 0.2 0.2
中位数 0.23
0.25 0.2 0.2
标准差
0.21961 0.4423 0.15638 0.24149
偏 差
1.176724.81978 1.81738 3.05863
峰 值
1.2712431.2668 5.18321 13.2892
1996年度
1997年度
最大值1.3
1.15
最小值
0.01
0.01
均 值0.408010.34677
众 数0.20.2
中位数0.30.2
标准差0.318530.53761
偏 差1.0126711.5658
峰 值-0.0863163.307
资料来源：魏刚，1998g。
本文所需的数据及来源见表4。
数据
来源
年 度 收 盘 价 上海和深圳证券交易所市场统计年报(1992-1997)
配股价及配股比例
上海和深圳证券市场年鉴(1992-1997)
股利中国上市公司资料大全(光盘)
四、实证研究结果及分析
股利信号传递模型的实证检验结果见表5。 在用中国证券市场的经验证据检验股利信号传递模型时，我对样本公司的年末收盘价进行了复权处理。（注：在对样本公司年末收盘价进行复权时， 如某一公司在t年度对不同的股东分配不同种类的股利时（通常是国家股与法人股为现金股利，流通股为股票股利），以其所占总股本比例为权数，对其年末收盘价进行复权。现举一个例子来说明。某样本公司1993年度的收盘价为12.98，其1992年度（t－1年度的股利在t年度发放）的股利为公众股10送2，国家股和法人股10派2，则该公司经过复权后的1993年末收盘价＝12.98*（1+0.2*.235）+0.2*0.765＝13.74元。另外， 对于样本公司发放的t年度中期股利，视为t年度股利合并计算。）本文采用如下的复权模型：
P[*]＝P[*]（1+RC+RZ+RS+RP）+CD－RP[*]PRP （15）
式中P[*]表示复权后的年末收盘价，P是未调整的年末收盘价， RC为每股拆细比例，（注：1992年以后上市的公司发行的股票面值均为每股1元，因此其后就没有出现过拆股。）RZ为每股转增比例，RS 为每股送股比例，RP为每股配股比例，（注：在对样本年末股价进行复权时，我没有考虑转配股的问题。）CD为每股现金股利，PRP 为每股配股价格。本文在使用模型（15），是从后往前推，从而算出复权后的股价。
表5 股利信号传递模型实证检验
logD[,t]-logD[,t-1]=α[,0]+λlog[Pst+Dst)/P[,t-1)-γ(logD[,t]
-logP[,t-1])+δ(logP[,t]-logP[,t-1])+ε[,t]
观察值 年度α[,0] λ
γ
644 总样本 0.883171 2.628197 0.57859
(6.90)*** (1.04) (9.62)***
401993年度 1.229529 2.364074 0.662914
(2.38)**
(0.34) (2.59)***
123
1994年度 0.52325.306807
0.4404
(1.38) (0.70) (2651)***
180
1995年度 0.308859 7.633803 0.331644
(1.48)
(2.24)** (3.20)***
142
1996年度 1.178061 6.212741 0.670476
(4.15)*** (1.01) (5.18)***
158
1997年度 0.863679 18.28528 0.593581
(2.36)*** (1.66) (3.81)***
logD[,t]-logD[,t-1]=α[,0]+λlog[Pst+Dst)/P[,t-1)-γ(logD[,t]-logP[,t-1])+δ(logP[,t]-logP[,t-1])+ε[,t]
观察值 年度 δ
Adj-R[,2]标准误差
644 总样本-2.58047 0.4071850.283172
401993年度-2.35321 0.3438860.298244
(-0.34)
123
1994年度-5.38262 0.2846370.249289
(-0.73)
180
1995年度-7.61115 0.3840680.229383
(-2.31)**
142
1996年度-6.6322
0.5871760.255536
(-1.10)
158
1997年度-18.3172 0.4394830.314737
(-1.68)
注：①括号中的为t统计量
②**双尾t检验，0.05水平上显著
***双尾t检验，0.01水平上显著
表5显示，在用总样本检验股利信号传递模型时， λ的估计值虽然为正，但其t统计量并不是十分显著，这也许可从统计意义上来说， 从总体上来看，中国上市公司管理层可能并没有制定长期的股利支付目标和路径。这或许是因为：第一，中国绝大部分上市公司是由国有企业改制而成，这必然导致股权结构不合理，流通股份所占比例过低，上市公司普遍存在国有股份或法人股份所占比例过重或持股比例过于集中的现象，容易导致内部人控制，难以形成有效的公司治理结构。公司董事会的职能并未真正发挥，许多事情仍由一二个人拍板作数。对于这些有限理性的决策者来说，由于存在逆向选择和道德风险，他们在制定股利政策时，通常从大股东的利益出发，可能并没有制定长期的股利支付目标，这必然导致股利支付路径的不稳定。第二，中国的大部分上市公司目前实质上还沿袭老国企的机制，有不少公司只是形式上的改制，国资部门和国资授权部门对上市公司仍行使管理职能，政企不分、政资不分的问题仍没有解决。因此公司管理层制定的股利政策可能受到这些部门的影响，从而在一定程度上导致股利支付水平的随意性。第三，可能中国上市公司的管理层就从来没想过有必要制定长期的股利支付目标。
从表5可以看出，不管是总体还是分年度检验，γ的估计值均在0和1之间，并且其t统计量均为高度显著，这表明股利政策的分化是受持久盈利的变化所驱动，股利向投资者传递了公司持久盈利的信息。换言之，只有当管理层认为公司盈利是持久的增加时，他们才会增加股利。因为企业宣布发放现金股利，是需要“硬现金”的支持，企业要让市场确认，它有能力产生这些现金。即使是股票股利，由于它会导致股本的扩张，从而会稀释以后年度的每股收益。假如公司经理手里没有什么“王牌”的话，他们决不会发放股票股利。因此在信息不对称的状态下，股利政策作为一种信息传递机制，可以向投资者传递企业持久盈利的信息。
对于δ，其估计值均为负，尽管其t统计量并不是很显著， 所以可从统计的角度来说，中国上市公司的股利政策并不能很好地解释其非预期盈利。这可能是由于公司管理层没有制定长期的股利支付目标，从而导致股利的支付水平存在随意性，股利的支付路径不稳定，其结构必然是根据t—1期的股利支付水平，并不能很好的预测t期的盈利。
值得一提的是，从1995年度的数据检验结果来看， λ的估计值的t统计量显著为正，我无法解释这种情况。另外，δ的估计值t 统计量显著为负，这可能是由于1994年度与1995年度上市公司的盈利水平相差较远，（注：1994年度中国上以司净资产收益率平均为17.34%，1995 年度的净资产收益率为13.92%）因此从1994 年度的股利支付水平可能无法解释1995年度盈利水平的变化。
从方差分析的结果来看（参见表6），对于总样本和分年度数据， 完全F—检验的统计量均为高度显著，这表明模型（14 ）的变量的线性组合对解释股利与持久盈利之间的关系具有一定的作用。从拟合优度的检验结果来看（参表5）回归方程经过调整的测定系统数也比较大， 平均为0.39，这说明模型（14）对变量的拟合是比较好的。
表6 股利信号传递模型的方差分析
年度 df SS MS
总样本回归分析 3
35.71038
11.90346
残差64051.3994
0.080186
1993年度回归分析 3 2.0850553
0.695018
残差 36
3.202178
0.088949
1994年度回归分析 33.20312
1.067707
残差119
7.3952530.62145
1995年度回归分析 3
6.030736
2.010245
残差176
9.260548
0.052617
1996年度回归分析 39.004593.00153
残差139
9.076524
0.065299
1997年度回归分析 9
12.49125
4.163749
残差154
15.25512
0.099059
年度 F
总样本回归分析 148.4476###
残差
1993年度回归分析 7.81363###
残差
1994年度回归分析 17.1809###
残差
1995年度回归分析 38.20542###
残差
1996年度回归分析45.97###
残差
1997年度回归分析 42.03293###
残差
注：###完全F—检验，0.01水平上显著
五、基本结论
当我们放松Miller和Moldigliani（1961）的假设条件， 回到现实的经济生活中，对处于信息不对称状态下的有限理性的投资者来说，股利政策作为一种信息传递机制，可以向投资者传递公司持久盈利的信息。对于追求效用或价值最大的投资者来说，他们会关心公司的股利政策，投资者通过对企业股利政策的理解和判断，来修正自己对公司持久盈利的预期，从而决定其投资决策。
持久盈利是企业现在收入与未来收入的近似现值。企业对稳定股利的偏好胜过对不稳定股利的偏好。企业是根据持久盈利而不是当前盈利来决定其股利支付水平。只有当持久盈利受到非暂时的冲击时，企业经济才会倾向于改变股利政策。
在用中国证券市场的经验证据检验股利信号传递模型时，我发现中国上市公司的股利政策受其持久盈利的变化所驱动，从总体上来看，中国上市公司在决定其股利政策时考虑了持久盈利，股利政策可以作为一个信号，向投资者传递公司持久盈利的信息。