現金股利發放與債券市場反應:信號傳遞還是財富轉移

史金艷，郭思岑，李延喜

(大連理工大學 經濟管理學院，遼寧 大連116024)

1 引言

自Modigliani 和Miller［1］在“完美資本市場”嚴格假設下提出了股利政策是公司治理的重要機制以來，識別現金股利發放動因已成為財務管理的重要研究領域之一。Jensen 和Meckling［2］提出，除了大股東與中小股東之間存在利益沖突外，股東和債權人之間也存在利益沖突，公司向股東發放股利是財富從債權人向股東轉移的一種方式，會增加未償還債務的風險，威脅到債權人的利益。該理論一經提出便引起了理論界的熱議，然而很快就有學者提出了不同的觀點。Bhattacharya［3］提出的股利信號傳遞假說認為，現金股利的發放蘊含著公司的一些內部信息，并向外部投資者傳遞了公司未來盈利能力的信號，同時市場可以有效地識別這種信號，從而引起股票價格及債券收益率的變動。此后的研究致力于探討究竟哪種理論更加適用于解釋公司現金股利發放的動機［4，5］。

由于我國債券市場規模小、市場化程度低，相關研究主要通過股票市場的反應，識別上市公司發放現金股利的動機［6］，較少通過現金股利債券市場反應識別其財富轉移動機。不僅如此，在現有研究中，往往通過資本市場反應，對比不同假說在上市公司現金股利發放中的解釋力，由此得出排它性的上市公司的現金股利發放的唯一動機［7，8］。考慮到國內的特殊制度背景，我國上市公司現金股利發放水平經歷了從低到高的發展歷程，本文認為在不同階段公司發放現金股利的動機可能會存在差別。

在2007 年1 月全國金融工作會議上，中國政府高層領導堅決表態要“大力發展公司債市場，加強債券市場基礎性制度建設，擴大企業債券發行規模”，同年8 月14 日，證監會頒布了《公司債券發行試點辦法》。此后的10 多年以來，公司債市場在不斷擴大和進步，僅2017 年這一年，公司債發行期數達到了538 期，且發行規模已經達到了5641.72 億元，相比于最初發行公司債的2007 年增加了60 倍! 債券市場已經逐步成為國內最主要的證券市場之一，為從公司債市場展開相關研究提供了良好的契機。

本文以2008 ～2017 年期間發行公司債的A 股上市公司為樣本，用公司債的信用價差衡量債券收益率，用股息率衡量股利分配水平，通過分析二者之間的關系來探究上市公司發放現金股利的動因。結果表明:信用價差與股息率之間存在非線性關系，在股利分配水平較低的情況下信用價差與股息率負相關，現金股利分配會帶來債券市場的積極反應，上市公司發放現金股利的目的在于向市場傳遞公司經營良好的信號;當股利發放數量較多時，信用價差與股息率正相關，現金股利分配會帶來債券市場的消極反應，符合財富轉移假說。因此，上市公司發放現金股利的動因并不是排它性的，信號傳遞或財富轉移假說分別在不同的現金股利分配水平下成立。基于強制性現金分紅政策的進一步研究表明，該政策的市場反應與本文的結論相一致。

相比于現有研究，本文的貢獻和創新點主要體現在以下幾個方面:第一，雖然已有文獻研究了公司治理［9］、股權結構、大股東權力［10］和國家法律［11］等因素與股利政策的關系，但受到我國公司債市場起步晚、制度不完善等限制，關于我國上市公司現金股利發放動因的問題，一直停留在對股票市場的研究上，而缺少來自債券市場的經驗證據。本文研究了現金股利分配政策對公司債信用價差的影響，補充了現金股利發放的資本市場反應的經驗證據，對完善我國現行股利分配政策具有積極的現實意義。第二，現有研究局限于用某一種單一假說對上市公司發放現金股利的動因做出解釋。本文在綜合考察我國債券市場的現實情況后，提出了財富轉移假說和信號傳遞假說在不同現金股利水平下分別具有解釋力的新觀點，為上市公司形成科學的現金分紅機制提供了新思路。第三，在關鍵指標的選擇上，以往的文獻大多用累計異常收益率來衡量債券市場的反應，然而債券價格的波動不僅受到現金股利變動的影響，還受到其他諸多因素的干擾，從而可能導致實證結果的誤差增大。本文借鑒相關研究運用公司債的信用價差來直接衡量債券市場的反應，它比累計異常收益率更能直接代表債券投資者對公司債收益率的期望，因此得到的債券市場反應更加“干凈”，對我國上市公司現金股利發放動因的研究結果更加準確。

2 理論分析與研究假設

2.1 信號傳遞假說

自Bhattacharya［3］提出股利信號傳遞假說后，研究人員致力于通過檢驗股票和債券市場對現金股利公告的反應探究現金股利的變動是否向外界傳遞了有效信息，來驗證信號傳遞假說是否成立。國外相關研究發現，股票和債券價格受到了股利增加公告的有利影響和股利減少公告的不利影響，且股利變化幅度越大，公司面臨的資本市場反應就越大［12～14］，信號傳遞假說成立。進一步的研究發現，信號傳遞假說存在非對稱性，即傳遞利好信息的股利發放或增加公告帶來的市場反應遠不及傳遞不利信息的股利減少公告帶來的市場反應明顯［15，16］。然而在中國特殊的制度背景下，學者們得到了與國外不同的研究結果。陳曉等［17］開啟了國內股利信號傳遞假說的研究先河，他們發現首次發放純現金股利引起的異常收益在考慮交易成本后幾乎消失，信號傳遞假說不成立。此后，學者們通過一系列特殊事件，如證監會頒布“半強制分紅政策”［18］、金融危機［19］等，有針對性地研究了現金股利變動公告引起的國內資本市場反應，結果不支持信號傳遞假說。隨著研究的深入，學者們不僅僅對股利分配進行表象性的研究，而是在此基礎上繼續探究股利分配究竟傳遞了哪些信息引起了股票和債券價格的變動。研究發現，股利分配政策向市場傳遞了包含違約風險［20］、公司經營狀況等信息，且處于不同生命周期和不同行業的公司所傳遞出的信息含義有所不同，投資者會根據他們接收到的信息做出決策，進而引起了股票價格和債券收益率的變動［21］。

綜上，信號傳遞假說認為，當公司盈利狀況長期理想，未來發展前景預期良好時，管理者會通過增加現金股利分配的方式向市場傳遞這一積極的信號，從而激勵現有投資者并吸引更多的潛在投資者;與之相反，當公司業績有所下滑，未來發展前景預期較差時，公司減少現金股利甚至不分配現金股利的決策會向市場傳遞出利空信號。同時，市場能夠有效地識別這種信號，從而引起資本市場的消極反應。具體地，當債券持有人接收到上市公司增加現金股利的有利信號時，他們認為公司的債務風險會有所降低，從而降低了對債券收益率的期望，因此現金股利分配越多，債券市場的反應越積極;當債券持有人接收到上市公司減少現金股利甚至停止分配現金股利的不利信號時，他們認為公司債務風險會有所增加，從而提高了對債券收益率的期望，因此現金股利分配越少，債券市場的反應越消極。基于以上分析，本文提出如下假設:

假設1現金股利分配向投資者傳遞了利好信息，引起債券市場的積極反應。

2.2 財富轉移假說

財富轉移假說的研究源起于人們對股東和債權人之間利益沖突的關注。國外學者較早開展了該假說的研究，運用不同的方法對財富轉移假說進行了驗證，得出的結果多支持該假說［22～24］。特別是Imbierowicz 和Wahrenburg［25］觀察到，公司增加股利分配是以降低投資率為代價的，這會在一定程度上阻礙公司未來發展，使公司面臨信用風險，不利于債券持有人的利益。還有學者就現金股利分配數額對債券市場的影響進行了更加細致的研究，他們發現債券市場對少量的現金股利分配的反應并不明顯，但債券價格受大額股利變化的影響則十分顯著。大額股利的變化對債權人非常不利，說明過度分配股利的情況下，財富轉移假說對市場反應的解釋力更強［26］。相比國外豐富的文獻，由于中國債券市場起步晚、制度不健全，至今沒有文獻深入探析現金股利分配引發的股東與債券持有人之間的財富轉移問題。

股東作為公司的出資者，享有所有者的收益分享和重大決策權力，他們最關心股票的紅利與價格;而債權人作為公司的預付款者，有到期收回貸款本息的權利，他們更關心的則是公司的償債能力，即債務人能否按期償還本金與利息。因此股東與債權人之間存在利益沖突。如果股東通過控制公司投融資等方式來最大化他們的財富，并通過再分配將財富從債權人轉移到股東，就會增加債務風險，從而損害債券持有人的利益。所以上市公司發放現金股利的行為可以被解釋為，以犧牲債券持有人的利益為代價向控股股東們轉移財富的一種方式。因此，根據財富轉移假說，債券持有人并不看好上市公司大量發放股利的行為，他們認為上市公司會因為支付大額股利而產生高額的債務，增加了債券投資風險，從而債權人會提高對債券收益率的期望，所以現金股利分配越多，債券市場的反應越消極;相比之下，現金股利分配較少的公司會留存一定的資金用于償還債務，這就減少了債券持有者所承擔的風險，從而他們會降低對債券收益率的期望，所以現金股利分配越少，債券市場的反應越積極。基于以上分析，本文提出假設:

假設2現金股利分配將財富從債權人轉移到股東，使得股東和債權人之間利益沖突加劇，引起債券市場的消極反應。

3 數據來源與變量選擇

3.1 樣本選擇與數據來源

本文選取2008 年至2017 年所有發行公司債的A 股上市公司為樣本，在樣本選擇過程中:(1)剔除ST 等非正常的上市公司;(2)剔除金融行業上市公司;(3)剔除數據缺失的公司。經過上述篩選，最終得到631 個樣本。本文所采用的上市公司特征數據整理自RESSET 數據庫，債券的收益率和無風險收益率等數據來自WIND 數據庫。本文對數據的處理采用了EXCEL 軟件和STATA 13.0。

3.2 變量選擇

3.2.1 被解釋變量

現有研究主要通過事件研究法計算累計異常收益率來衡量資本市場對股利變動的反應，然而受限于中國債券市場的發展程度，并非所有公司債都具有每日交易數據且有效。另外，債券收益率的波動不僅受到現金股利變動的影響，還受到其他諸多因素的干擾，會導致實證結果的誤差增大。參考Mathur 等［27］，牛霖琳等［28］的研究，本文用信用價差來衡量債券市場反應。

與累計異常收益率不同的是，信用價差直接代表債券投資者對公司債收益率的期望。當現金股利的變動向市場傳遞利好消息時，雖然債券的價格會因為積極的市場反應而有所上升，從而導致累計異常收益率的上升，但由于債券投資者認為公司未來發展前景樂觀，投資債券的風險變小，于是降低了為補償風險所期望的公司債收益率。因此，公司債的信用價差越高，表明市場反應越消極;公司債的信用價差越低，表明市場反應越積極。信用價差的計算方式為公司債券的收益率與無風險收益率的差額，其中無風險收益率使用公司債券相應期限的國債收益率。

3.2.2 解釋變量

為了量化現金股利分配政策引起的債券市場反應，遵循Becker 等［29］的研究，本文用股息率來衡量現金股利支付情況，股息率的計算方式為距債券發行時間最近的一次股利分配中每股支付的現金股利數量除以債券發行前一個月末的股票價格。

3.2.3 控制變量

從公司治理的角度來看，較高的股權集中度有利于避免股權分散所引起的搭便車問題，對股東監督公司運營起到激勵作用，因此，參照相關研究本文選擇第一大股東持股比(OWN)衡量股權集中度［30］。對于不同的債券投資者而言，發行公司長期及短期的償債能力及投資價值同樣是他們對公司債收益率期望的參考要素，因此，本文還選擇資產負債率(DBR)、流動比率(CU)和市凈率(PB)作為控制變量［31］。另外，王雄元和高開娟［32］的研究表明，債券發行主體的特征會對信用價差產生影響，這些特征包括發行公司的規模、盈利能力、成長性等，本文分別選擇公司規模(SIZE)、固定資產比率(FIX)、凈資產收益率(ROE)和營業利潤增長率(OPR)作為控制變量來反映以上公司特征。各變量的計算方法如表1 所示。

表1 變量說明

3.2.4 關鍵變量的描述性統計

本文針對被解釋變量信用價差和解釋變量股息率的描述性統計結果加以分析。股息率的最小值為0，最大值為0.0781，標準差為0.0131，說明有部分公司是不發放現金股利的，但大部分公司會根據自身情況在不同程度上發放現金股利。股息率的平均值為0.0121，中位數為0.0083，說明有少數公司傾向于發放大額現金股利。公司債的信用價差標準差為0.0166，數據具有一定的離散程度，最小值為－0.0081，而最大值則達到了0.0835，說明不同公司對債券投資者的吸引力有很大差別，對應公司債的收益率也各不相同。面對這樣的差異，研究信用價差與股息率之間存在的關系，探究上市公司發放現金股利的動因有深刻的現實意義。

4 實證結果分析

4.1 單變量分析

為了給出信用價差和股息率之間關系的初步證據，本文首先對信用價差和股息率采取單變量分析的方法。單變量分析的作用在于用概括的形式反映出所有樣本容納的基本信息，描述全部樣本數據的趨勢，并對變量間的關系進行刻畫。根據樣本數量及股息率的數據分布情況，本文先將樣本按照股息率由小到大的順序排列，再按照排列的順序將它們等分為8 組，然后分別求出每組樣本中股息率和信用價差的平均數和中位數，來反映這組數據中股息率和信用價差的集中情況，最后觀察信用價差的變化規律，從而對信用價差與股息率之間的關系做出初步說明。單變量分析結果如表2 所示。

從表2 可以看出，隨著每組股息率平均數和中位數的遞增，信用價差的平均數和中位數并不始終是單調變化的，而是在總體上呈現出U 型關系。第一組的信用價差平均數為0.0283，中位數為0.0284，均是所有組中最高的;隨著股息率的增加，信用價差逐漸降低，直到第六組平均數和中位數達到了最低，分別為0.0153 和0.0157;然而從第六組以后，信用價差隨著股息率的增加不斷變大，最后一組中平均數和中位數又回升到0.0189 和0.0203。單變量分析結果表明，當股息率較低時，信用價差隨著股息率的升高而降低，信用價差越低，說明債券市場的反應越積極，因此現金股利分配引起了債券市場的積極反應，符合信號傳遞假說;當股息率達到某一個值時，信用價差與股息率又變成正相關關系，信用價差隨著股息率的升高而增加，信用價差越高，說明債券市場的反應越消極，因此現金股利分配引起了債券市場的消極反應，符合財富轉移假說。上述研究結果初步表明，公司發放現金股利的動機存在階段性差異，信號傳遞假說和財富轉移假說解釋力取決于現金股利發放水平。

表2 單變量分析結果

4.2 混合OLS 回歸分析

單變量分析結果表明，信用價差與股息率之間并不是簡單的線性關系而是呈現U 型關系，為進一步檢驗信用價差與股息率間的非線性關系，本文建立如下回歸模型

其中信用價差(YLDSPRD)為被解釋變量，股息率(DIVY)為解釋變量，DIVYSQUARE 為股息率的平方，公司規模(SIZE)、流動比率(CU)、凈資產收益率(ROE)、營業利潤增長率(OPR)、資產負債率(DBR)、固定資產比率(FIX)、市凈率(PB)和第一大股東持股比例(OWN)為控制變量，αi(i=0，1，…，10)為估計參數，ε 為隨機誤差項。各變量的計算方法如表1 所示。表3 給出了信用價差和股息率的混合OLS 回歸結果。

表3 信用價差與股息率的OLS 回歸結果

從表3 可以看出，股息率的二次項系數為7.6082，一次項系數為－0.4100，且均在1%水平上顯著，說明信用價差與股息率之間的關系是U型的。當股息率較低時，債券持有人將股利分配視為積極信號，因此股利分配得越多，債券持有人對公司債券的期望收益越低，信用價差隨股息率的增加而減少。當股息率達到0.0269 左右時，這種關系出現逆轉，此時股息率處于一個較高的水平，債券持有人認為公司在通過分配股利的方式向股東轉移財富而損害了他們的利益。因此股利分配得越多，債券持有人對公司債券的期望收益越高，信用價差隨股息率的增加而增加。所以，公司債的信用價差在股利分配較少的情況下與股息率負相關，現金股利分配引起了債券市場的積極反應，符合信號傳遞假說;而在股利分配較多的情況下公司債的信用價差與股息率正相關，現金股利分配引起了債券市場的消極反應，符合財富轉移假說。該結果與單變量分析的預測相一致，信號傳遞假說和財富轉移假說均可能成為上市公司發放現金股利的動因。

在控制變量上，公司規模、營業利潤增長率和固定資產比率的系數分別為－0.0047、－0.0199和－0.0088，均與信用價差顯著負相關，這說明債券投資者往往更加看好經營規模較大且盈利水平長期穩定增長的成長性好的公司，他們認為這些公司的公司債風險相對較小，因而他們對債券的期望收益率也相對較小。控制變量的回歸結果與Elton等［33］，高強和鄒恒甫［34］的研究結果相一致。

4.3 基于強制性現金分紅政策的進一步分析

上市公司現金分紅是資本市場的一項基礎性制度，它不僅是回報投資者的一種方式，還是增強上市公司投資吸引力的一個重要手段。然而，受到經濟體制等多方面因素的影響，我國上市公司現金股利發放水平經歷了從低到高的發展歷程，但分紅的持續性和穩定性不足，并且集中于少數為吸引投資者而發放現金股利的優質公司和成長性公司。對此，證監會立足資本市場實情，于2013 年11 月30 日發布了《上市公司監管指引第3 號——上市公司現金分紅》，此舉措對上市公司的分紅方式做出了差異化的強制性要求。

表4 分組回歸結果

理論上，上市公司分配現金股利的數量完全取決于自身經營狀況，股利分配政策可以直觀地反映公司的盈利能力和未來發展前景，并向投資者傳遞有效信息。然而差異化現金分紅舉措進一步制約了上市公司制定分紅政策的自主性，將發放現金股利的要求“標準化”，縮小了不同公司之間的差別，因此會影響上市公司長期以來發放現金股利的信號傳遞動機。此外，從投資者保護的角度來講，該政策的制定雖在一定程度上維護了股票投資者的利益，但并未將債券投資者的利益考慮在內，此前不分配現金股利的公司被強制要求分紅后，有可能承擔更大的債務風險，引起債券投資者的消極情緒，導致上市公司發放現金股利的動因向財富轉移假說偏移。該政策的頒布為從現實角度驗證本文的實證結果提供了良好的契機。

本文以2013 年《上市公司監管指引第3號——上市公司現金分紅》發布為時間點，將所有樣本分為兩組，即2013 年及以前發行公司債的上市公司為一組，2013 年以后發行公司債的上市公司為另一組，比較兩組的回歸結果。回歸結果如表4 所示。

從表4 可以看出，兩組樣本的回歸結果中股息率的二次項系數均顯著為正，說明無論在《上市公司監管指引第3 號——上市公司現金分紅》政策頒布之前還是之后，股息率與信用價差之間均為U型關系，即在股息率水平較低的情況下，信號傳遞假說成立，而在股息率水平較高的情況下，財富轉移假說成立，這個結果與前文是完全一致的。但是兩組樣本的回歸結果并不完全相同，其中2013 年及以前樣本組的回歸得到的二次函數極值點約為0.0285，即當上市公司的股息率達到0.0285 時，債券投資者對發放現金股利的態度由積極轉變為消極，上市公司發放現金股利的動因由信號傳遞轉變為財富轉移;而在2013 年以后的樣本組中，極值點約為0.0262，小于2013 年及以前的樣本組，也就是說股息率一旦超過0.0262，債券投資者的態度便由積極轉為消極。以上結果說明政策的頒布降低了債券投資者對現金股利發放數量的“極限值”，削弱了上市公司發放現金股利的信號傳遞動機而更加偏向財富轉移動機。該結果支持前文的理論分析。

4.4 穩健性檢驗

本文用變換股息率的計算方式和改變回歸模型這兩種方法檢驗前文結果的穩健性:(1)用公司債券發行年前一年的現金股利總額除以上市公司總市值來衡量股息率。(2)建立面板數據并采用隨機效應回歸模型。這兩種方法得到結果與前文得到的結果基本保持一致，說明本文結論具有穩健性。

5 結論與啟示

本文以2008 ～2017 年發行公司債的A 股上市公司為樣本，用股息率衡量公司的現金股利分配情況，用信用價差衡量公司債的收益率，實證檢驗了現金股利的發放動因并得到了穩健的結果:信用價差與股息率之間存在非線性關系。在較低的現金股利支付水平上，信用價差與股息率負相關，債券投資者將現金股利分配視為關于公司未來發展前景的有利信號，債券持有人對公司債的期望收益較低，引起了債券市場的積極反應，信號傳遞假說成立;相比之下，當現金股利分配達到一個較高的水平時，信用價差與股息率正相關，債券投資者認為大額現金分紅是上市公司向股東轉移財富的手段，會損害他們的利益，從而對公司債的期望收益較高，引起了債券市場的消極反應，財富轉移假說成立。以2013 年11 月30 日發布的差異化的強制性現金分紅為契機，通過檢驗該政策頒布前后市場對現金股利發放反應的差異，為本文的結論提供了事實證據。

針對以上得到的研究結果，本文提出如下幾點建議:首先，監管部門要從制度建設入手，提高證券市場信息透明度，強化市場監管，最大限度地降低公司與外部投資者之間信息不對稱的程度，為現金股利發揮信號傳遞作用提供沃土。其次，監管部門應致力于推動上市公司根據自身的發展階段和經營特性制定個性化的現金股利分配政策，確定現金股利發放水平，充分發揮現金股利的公司治理作用。最后，無論是監管部門在總體推動與引導上，還是上市公司在制定具體的現金股利政策時，都應將債券投資者的利益考慮在內，激發各類投資者的投資熱情，從而帶動中國資本市場健康發展。