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现金分红迎合了投资者吗0416
现金分红迎合了投资者吗？
——来自交易行为的证据
支晓强a胡聪慧b吴偎立c刘玉珍c
（a中国人民大学商学院，北京，100872；b对外经济贸易大学国际商学院，北京，100029；c北京大学光华管理学院，北京，100871）
摘要：
本文采用国内某大型券商的投资者交易数据，研究了投资者的股利偏好及其背后机理。
研究发现，在控制公司的盈利能力后，现金分红并不影响股票的估值。
现金股利公告后，机构投资者显著地净卖出，散户虽有一定程度的净买入，但并不显著，且其规模远小于股票股利的情形。
这些证据表明，无论机构还是散户均不偏好现金股利，散户更加偏好股票股利。
不同特征的投资者股利偏好存在显著差异，相对而言，低换手率、非博彩型、过去投资盈利的投资者更加偏好高现金股利。
我们建议股利监管政策应减少对公司决策的干预，增加对投资人行为的调节。
本文的发现为监管层引导投资人行为提供了理论基础和新的启示。
关键词：
现金分红；投资者偏好；顾客效应；半强制分红政策
JEL分类号：
G35；G39；M41文献标识码：
A文章编号：
一、引言
多年来，我国上市公司的分红政策却饱受针砭：
分红水平偏低；缺乏连续性；存在大量长期不分红的“铁公鸡”上市公司（黄明和张冬峰，2012）。
为此，从2000年起，中国证监会陆续颁布了一系列政策文件，旨在引导和规范上市公司的分红行为。
例如，2008年10月9日，证监会颁布的《关于修改该上市公司现金分红若干规定的决定》要求：
公开发行证券再融资的公司在最近三年以现金方式累计分配利润应不少于最近三年年均可分配利润的30%。
李常青等（2010）将这一把分红与再融资相挂钩的监管政策概括为“半强制分红政策”。
进入2012年，监管层又通过多种形式进一步强调现金分红的重要性，其极具导向性的分红政策指引和一系列鼓励分红的创新措施，给上市公司制定股利政策带来了较大的舆论和监管压力。
但现金分红这一利润分配方式本身是否符合广大股东，特别是中小流通股东的偏好一直以来却少有文献直接探讨。
如果投资者对股利分配方式存在特定的偏好，那么政策制定时必须加以综合考虑。
本文正是试图弥补这一学术上的空白，为相关政策制定提供依据。
国际学术界最早关注投资者股利偏好的是顾客效应理论。
该理论认为，由于税收、交易成本、行为偏差等原因，股东对现金股利和资本利得存在不同的偏好。
囿于数据的限制，很长时间内，学术界对投资者股利偏好仍然知之甚少。
直到最近，一些文献开始透过投资者持仓和交易数据探讨这一问题。
然而，相关研究尚处于起步阶段，许多问题亟待回答。
第一，对顾客效应的实证检验大多是从税收角度展开的，很少关注其他原因引起的顾客效应。
第二，现有证据对机构投资者股利偏好仍存在较大争议。
Brav和Heaton（1998）、Dhaliwal等（1999）认为机构偏好现金股利的股票，而Grinstein和Michaely（2005）、Jain（2007）则提供了相反的证据。
第三，除Graham和Kumar（2006）外，鲜有研究探讨散户对股利政策的偏好。
但Graham和Kumar（2006）仅检验了美国市场，个人投资者是否存在基于税收和年龄的顾客效应。
第四，投资者偏好受地域、文化以及市场发展阶段等因素影响显著，值得分别研究。
以往有关股利政策或监管措施的股价公告效应研究中也会谈及投资者态度（如：
何涛和陈晓，2002；杨熠和沈艺峰，2004；李常青等，2010），但与本文关注的投资者股利偏好并不相同。
这些研究是以信息不对称和代理理论为基础的，希望借助资本市场的价格反应考察现金分红是否能传递未来盈利增长的信号（Bhattacharya，1979；Miller和Rock，1985），是否可以降低代理成本，约束大股东和经理人的行为（（Easterbrook，1984；Lang和Litzenberger，1989；LaPorta等，2000）。
在他们的研究中，投资者对股利分配方式并不存在偏好，只是会根据股利政策推断未来公司基本面的状况，同时，股价只是公司未来基本面的反映，与投资者偏好无关。
当然，这也意味着对投资者股利偏好的研究需要排除基本面的干扰。
本文旨在借助来自国内某大型券商的详实投资者交易数据考察我国股票市场不同投资者的股利偏好及特征。
尽管交易行为也会受到基本面的影响，但相比以往研究本文存在以下几点优势：
第一，同时拥有机构投资者和散户的交易数据，可以对比研究二者在股利偏好上的差异。
第二，拥有丰富的投资者背景信息，包括散户的规模、年龄、经验以及根据投资者交易历史构建的盈亏状况、投资风格等信息。
透过这些维度揭示的投资者股利偏好的特征及规律可以较好地排除基本面的影响。
第三，巧妙利用股票股利这一与公司基本面无关的公司政策，验证基于风险偏好等行为金融理论对不同投资者股利偏好的解释力。
本文的主要发现如下：
第一：
现金分红与公司未来基本面密切相关。
相比没有分红的公司，现金分红公司未来盈利增长率更高。
然而，在控制盈利能力等基本面因素后，现金分红并不影响投资者对股票的估值。
第二，整体而言，现金股利公告后，机构投资者并没有增持现金分红的股票。
特别是在公告日附近，机构投资者表现为显著地净卖出，说明机构投资者并不偏好现金分红。
散户虽有一定程度的净买入，但并不显著，且其规模远小于股票股利的情形，说明散户更加偏好资本利得而非现金分红。
这一结论在控制配对样本后依然成立。
第三，不同特征的投资者之间股利偏好存在显著差异。
相对而言，低换手率、非博彩型、过去投资盈利的投资者更加偏好高现金股利，而高换手率、博彩型、过去投资亏损的投资者更加偏好高股票股利。
投资者对股利政策的态度与其投资风格特征密切相关，而与年龄、经验等社会经济特征相关性较弱。
本文的贡献在于：
第一，首次揭示了我国中小股东（机构和散户）的股利偏好，无论机构还是散户均不偏好现金股利，散户更加偏好股票股利。
这些发现不仅填补了新兴市场投资者股利偏好的实证空白，而且对监管层制定合理的分红监管政策、保护投资者利益具有重要的借鉴意义。
第二，创新性地从投资者风险偏好、行为偏差等视角捕捉其股利偏好的差异，进一步拓展了顾客效应理论的研究视角。
本文发现投资者股利偏好与其投资风格密切相关，而经典的顾客效应理论所强调的年龄、经验等散户社会经济特征在新兴市场中解释力较弱。
第三，本文的实证发现为监管层从引导投资者交易行为角度完善股利监管政策、培育长期投资理念提供了新的思路。
本文的结构安排如下：
第二部分介绍研究设计；第三部分描述样本和数据；第四部分介绍实证结果；最后给出了结论和政策启示。
二、研究设计
本文拟分别从股利公告前后股票市场的价格反应和投资者交易行为来捕捉投资者的股利偏好。
尽管基于股价反应的研究不能直接揭示投资者的股利偏好，但这一研究有助于考察现金分红如何影响公司估值。
如果在控制盈利等基本面信息后，现金分红并不影响估值，说明整体而言，投资者并不认可现金分红所包含的其他信息。
下面将逐一介绍本文的实证议题和研究方法。
（一）股利政策与股票市场的价格反应
信号理论认为，股利发放是公司向外部投资者释放的关于公司未来盈利稳定增长的可靠信号，投资者会据此对公司重新估值（Bhattacharya，1979；Miller和Rock，1985；Ofer和Thankor，1987）。
因此，根据市场表现考察投资者股利偏好时，必须排除未来盈余增长的影响。
在其他条件相同的情况下，即合理控制影响市场估值的公司基本面及风险等因素后，股利政策公告后的股价变化可以直接反映投资者平均的股利偏好。
我们参照Byun和Roseff（2003）计算累计超额收益的方法考察股利公告前后的个股市场表现。
对于n个时期内，个股累计超额收益的计算公式如下：
：
（1）
其中Rit表示个股i在t月的收益率，Rbt表示参照组股票组合在t月按市值加权平均的收益率。
每年初，将A股市场所有股票根据规模和账面市值比分成25组，每只股票所属的分组就是其参照组。
在中国市场上，股利分配包含现金分红和股票分红两种形式。
股票分红是上市公司将盈余公积、资本公积划转股本的行为，并不涉及现金支付，实质上与股票拆分类似。
但股票分红与现金分红一同公布，许多投资者将其误认为股利分配。
因此，我们将其一并考察，以便控制其对股价表现的影响。
在美国等发达资本市场，股利政策具有很强的连续性，因此，股利政策相关研究均以股利增加（减少）、股利开始（停止）作为研究事件。
而中国上市公司股利发放并不具有连续性，不同年份股利大小的可比性较弱，因此，我们重点考察是否发放股利和股利金额大小的市场反应差异。
股利分配与公司财务信息一同公布，为了剔除财务信息对市场反应的影响，我们控制了当期盈利增长状况。
不仅如此，股利政策还反映了公司未来盈利增长潜力。
孔小文和于笑坤（2003）、李卓和宋玉（2007）均指出在中国市场，派发现金股利的公司比未派发现金股利的公司未来盈利状况更好，但股利发放类型、股利支付率与盈余持续性及增长潜力的关系并不是线性的。
为此，我们控制了股利公告后1年公司的净利润增长状况。
除此之外，股利政策还被广泛的认为是上市公司与机构投资者和分析师沟通的渠道（Twite等，2012），股利的发放可以吸引机构投资者和分析师的关注，从而降低公司信息不对称程度，提升公司价值。
为此，我们用股利公告前后分析师关注度的变化和机构投资者持股比例的变化来表示信息不对称程度的变化。
如果控制上述因素后股利政策依然影响股价的市场反应，则说明投资者对股利发放存在偏好。
如果控制上述因素后股利政策与市场反应无关，则说明未来盈余增长和信息不对称可以完全解释股利发放的市场反应，换言之，投资者对股利发放没有偏好。
回归因变量是从公告前1月至公告后3月内股票的累计超额收益率。
考虑到信息泄露和投资者理性预期造成的市场提前反应，本文将公告前一个月的市场反应也考虑在内。
较长的窗口期可以纠正短期内投资者非理性交易行为造成的市场错误反应。
回归方程中还包含了其他影响公司估值的变量，如：
动量效应，规模、账面市值比等。
（二）股利政策与投资者交易行为
在其他条件不变的情况下，股利政策公告后投资者的交易行为可以直接揭示其股利政策偏好。
特别是透过详细的交易数据，本文可以考察不同类型和特征的投资者的股利偏好。
下面我们首先介绍本文对投资者分类的依据和方法，接着再说明利用投资者交易行为考察其股利偏好的一般步骤。
1.投资者分类依据
顾客效应理论为探讨股利偏好与投资者特征关系提供了依据，但归根结底，股利偏好与投资者特征的关系是一个实证议题。
专业机构投资者和散户在投资行为上差异巨大，本文将其作为探讨投资者股利政策偏好差异的基本分类。
在此基础上，根据行为金融的相关理论，我们尝试从投资风格（换手率、投资盈亏、博彩型偏好）和散户人口统计特征（年龄、经验）等维度捕捉投资者股利偏好的差异。
（1）基本分类：
专业机构和散户
散户和专业机构投资者是股票市场最活跃的两类参与者。
由于二者在时间、资源及专业水平上的显著差异，他们往往具有迥异的投资行为。
具体到股利政策偏好而言，支持专业机构投资者偏爱现金股利的理论包括：
1）税收优势（e.g.Allen、Bernardo和Welch，2000）：
相比散户，机构投资者适用的红利税较低；2）谨慎性原则（Brav和Heaton，1998）：
持有发放现金股利的股票可以保证机构投资者获得较为稳定的投资收益。
也有理论支持散户更偏爱现金分红。
Thaler和Shefrin（1981）、Shefrin和Statman（1984）认为投资者可能出于“自我控制”和“后悔厌恶”的行为偏差而偏好现金股利。
Jain（2007）认为，如果现金分红的主要作用是缓解信息不对称，降低代理成本，那么，相比散户，机构投资者具有更强的信息甄别和监督能力，因此对现金分红的依赖更小。
总之，现有理论关于机构和散户的股利偏好并没有给出统一答案。
此外，在金融市场中，由于资金、时间、投资技术上的限制，小散户常常处于信息劣势，更易受行为、认知偏差的影响。
因此在讨论散户时，我们尤其关注小散户的行为。
散户规模是根据其上年末持仓市值划分的。
（2）股利政策与投资风格
本文认为，不同风险偏好的投资者会对现金股利和股票股利存在不同偏好。
现金分红不仅可以使投资者获得一部分确定性收益，而且现金分红会释放公司未来盈利稳定的信号，降低了估值的不确定性以及股价受非基本面扰动的影响，从而避免了投资者回报的剧烈波动（Pastor和Veronesi，2003；宋逢明等2010）。
因此，我们推断，厌恶风险，注重长期投资回报的投资者会更加偏好现金股利。
相反，股票分红不仅使投资者收入完全依赖资本利得，而且送转后，名义股价降低，股票投机性增强，出现极端资本利得的概率也加大（Hu和Liu，2013）。
因此，我们推断，风险承受能力高，具有较强投机偏好的投资者更加看重股票分红。
风险偏好的差异可以从投资者过去的投资风格中得以体现。
本文选取了换手率、博彩倾向、盈亏状况来揭示投资者风险偏好的差异。
每年初，我们按照上一年度每位投资者的交易及持仓状况，估算其换手率、博彩倾向、盈亏状况，并据此将投资者分类。
换手率：
该指标间接反映了投资者的平均持股时间。
换手率越高的投资者平均持股时间越短。
通常认为，持股时间越长的投资者越有可能是价值投资者，而持股时间越短的投资者越有可能进行投机（Bushee,1998;Gaspar等，2005;Gaspar等，2013）。
投资者i在t年的换手率等于该投资者在t年内股票买卖的总金额除以其在t年各月末平均的持仓市值。
博彩倾向：
Kumar（2009）将价格较低、异质性波动率较高、异质性偏度较大的股票定义为博彩型股票，发现具有博彩倾向的投资者更愿意持有博彩型股票。
相比机构投资者，散户的博彩倾向更严重。
李心丹等（2002）、郑振龙和孙清泉（2013）发现我国投资者，具有明显的博彩型偏好。
具体到股利政策，我们认为，博彩倾向较高的投资者更加偏爱有机会赚取极端资本利得的股票分红，而非现金分红。
投资者i在t年的博彩倾向为
（2）
其中，Ji表示投资者i在t年持有过的股票只数；LOFFjt表示股票j在t年的博彩型程度。
计算方法如下：
将所有股票分别按照异质性波动率、异质性偏度和平均股价分成20组，记录每只股票按按异质性波动率和异质性偏度由低到高、按平均股价由高到低的排序值。
股票j在t年的博彩程度LOFFjt等于上述三个排序值之和。
盈亏状况：
前景理论认为，投资者过去的亏损和盈利状况会影响其风险偏好。
盈利的投资者为了保证确保已获得收益的安全性，会变得相对风险厌恶，而亏损的投资者为了挽回先前的损失有可能变得更加风险追逐。
据此，投资者先前的投资业绩自然会影响其对确定性的现金股利和不确定的资本利得之间的偏好。
盈利的投资者会变得相对风险厌恶，更加偏好确定的现金股利，而先前的亏损有可能刺激投资者变得更加风险追逐，更偏好不确定的资本利得。
每年初，我们按照上一年度每位投资者的交易及持仓状况，估算了其投资盈亏状况。
并据此将投资者分类。
投资者i在t年的投资盈亏比例按如下方法估算。
（3）
（3）散户人口统计特征
年龄：
Thalor和Shefrin（1981）认为年龄较大的投资者更有可能依靠股票投资收益来维持消费。
加之，自我控制和后悔厌恶的行为偏差，这类投资者更偏好持有发放现金股利的股票来平滑消费。
相反，大量心理学研究表明，年轻的投资者风险偏好更高，更渴望从股票投资中赚取极端正的资本利得。
因此，年轻的投资者可能更偏好股票分红。
本文根据年龄将投资者分成三组：
35岁以下，35-50岁，50岁以上，从而考察股利偏好随散户年龄的变化。
经验：
Feng和Seasholes（2005）、谭松涛和陈玉宇（2012）认为，股票市场中的投资者存在学习效应。
入市较早的投资者，会通过以往的投资经验学习，从而避免一些由于行为偏误造成的投资损失。
股票分红实质上只是一种不改变公司价值的财务科目调整，但一直以来，中国股票市场的投资者热衷于炒作高送转的股票。
那么，入市较早的投资者，是否会由于学习效应减弱对股票分红的偏好。
本文根据投资者入市时间将投资者分成三组：
小于2年、大于等于2年小于等于5年、5年以上。
2.考察投资者交易行为的一般步骤
第一，按某一标准划分投资者类别。
第二，借鉴Kumar（2006）、Kaniel等（2012）的方法，计算每日（月）各类投资者对每只股票的买卖非平衡比（BSI）
（4）
其中i表示投资者类别，j表示股票，t对应时间段，BuyVolum和SellVolum分别表示买入股票数和卖出股票数。
该比例用来表示投资者i在时间t内对股票j的净买入行为。
采用买卖金额计算BSI所得到的结果类似，故不在本文赘述。
第三，考察股利公告前后各类投资者对分红特征不同的股票净买入行为的差异。
第四，每月末，计算每只股票被各类投资者持股占比，跟踪观察各类投资者持股比例的变化。
第五，为了控制股票其他特征及公告日其他财务信息对投资者行为的影响，本文分别采用“配对”及回归两种方法，以提高结果的稳健性。
“配对方法”的步骤如下：
每年初，根据规模和账面市值比将全部上证A股分成25组，为每只分红股票在其对应的规模、账面市值比分组内，挑选总资产收益率最接近但未分红的股票，作为其配对股票。
对比分红股票和配对股票在其股利分配信息公告日前后，投资者交易行为的差异，从而揭示分红差异是否影响投资者交易行为。
这样做不仅可以通过配对控制规模、账面市值比以及盈利水平对投资者交易行为的影响，而且通过考察配对未分红股票财务公告日投资者的交易行为，可以控制公告日其他财务信息所引起的投资者异常交易行为。
本文在考察交易行为时所使用的回归方法的方程如下：
（5）
其中，回归方程的被解释变量为i类型投资者在t月对股票j的净买入。
每个回归只考察一种特征对机构（散户）投资者交易行为的影响。
例如，考察不同换手率的机构投资者交易行为的差异时，因变量是高（低）换手率的机构投资者在t月对股票j的净买入。
解释变量包括：
（1）投资者类型的虚拟变量（InvestorType）：
例如，考察不同换手率的机构投资者交易行为的差异时，如果机构投资者属于高换手率的分组，则取值为1，否则为0。
（2）公告月虚拟变量（EventMonth）：
如果t月是股票i相应财务年度报告的公告月或公告月后的第一个月，则取值为1，否则为0。
与分组研究类似，我们在回归时，包含了公告月及前后三个月的投资者净买入。
（3）分红政策虚拟变量（DivDummy）：
如果股票j在相应财务年度进行每股0.1元以上的现金分红，则HighCashDiv取值为1，否则为0；如果股票j在相应财务年度进行每股0.5股及以上送股和转增，则HighStockDiv取值为1，否则为0。
上述三个虚拟变量的三项乘积系数b4是我们关注的重点，该系数反映了在公告日，高分红的股票被某类投资者净买入的比例与公告日、高分红股票被其他类型投资者净买入的差异。
控制变量包括：
上述三类虚拟变量的两两乘积项；股票i在财务年度t年末的流通市值、账面市值比、总资产收益率（净利润/总资产）、年份虚拟变量。
回归方法与“配对比较”的方法有异曲同工之妙。
但回归方法在控制变量的选择和差异显著性的估计上更加灵活、精确。
三、数据
本文股票市场反应部分的研究以1996-2011年间沪深两市所有A股上市公司为基准样本。
样本筛选准则如下：
1）删除净资产为负的样本；2）删除上市最初三个月股票收益率的数据；3）删除相关变量缺失的样本。
分析师和机构投资者的数据时间段为2005至2011。
为了保证结果不受极端样本的影响，我们对所有连续的财务变量按1%和99%进行了截尾处理（Winsorize）。
相关数据均来自国泰安数据库。
投资者交易记录数据来自国内某大型券商。
我们获得了2007年至2010年间，在该券商开户的所有专业机构投资者和散户投资者的逐笔交易记录和月末持仓，包括其买卖股票的时间、数量和金额以及每月末持股名称、数量和市值。
同时，我们剔除了连续12个月及以上没有交易或持仓的账户。
最终使用的交易数据的基本特征见表1。
在我们的样本中，平均而言，机构持股的相对占比为28%，远低于散户；而交易量和交易金额的散户占比均超过60%。
这些描述性统计均与我国股市的基本特征相吻合，表明我们的样本具有一定的代表性。
采用交易量和交易金额计算的买卖非平衡比（BSI）虽有一定差异，但符号一致。
本文主要结果只报告采用交易量计算的BSI。
表1样本交易数据的基本特征
类别
户数
持股占比
专业机构
100
28%
散户
454490
72%
类别
买入量
卖出量
BSI_Vol
专业机构
0.95
0.97
-0.010
散户
3.09
3.05
0.007
类别
买入金额
卖出金额
BSI_Val
专业机构
14.6
14.8
-0.007
散户
35.6
34.9
0.010
注：
单位：
买卖量：
亿股/天；买卖金额：
亿元/天。
四、实证结果
表2报告了控制净利润增长率后宣布不同股利政策的股票在公告月的超额收益及显著性。
在不同净利润增长的公司分组中，发放高现金股利公司的股价超额收益均低于未发放现金股利的公司，但统计上不显著。
这一结果表明控制盈余公告效应后，在公告月，现金股利并不能带来超额收益。
但是，我们发现：
即使在控制净利润增长后，高送转股票在公告月的超额收益仍显著地高于未送转股票。
在高净利润增长的公司中，这一差异高达5.3%。
这表明送转中包含着与当期盈利无关的、被投资者认可的额外信息。
表2股利政策的公告效应
HCD
LCD
NCD
HCD-NCD
LCD-NCD
PanelA：
高净利润增长（Top40%）
AR
0.022
0.043
0.037
-0.014
0.006
p-value
0.000
0.000
0.000
PanelB：
低净利润增长（Bottom40%）
AR
0.001
0.012
0.019
-0.018
-0.007
p-value
0.570
0.045
0.000
HSD
LSD
NSD
HSD-NSD
LSD-NSD
PanelC：
高净利润增长（Top40%）
AR
0.066
0.020
0.014
0.053***
0.006*
p-value
0.000
0.000
0.000
PanelD：
低净利润增长（Bottom40%）
AR
0.050
0.013
0.002
0.048**
0.011
p-value
0.001
0.231
0.648
注：
HCD（高现金股利）指每股现金股利大于等于0.1元的股票；LCD（低现金股利）指每股现金股利小于0.1元的股票。
NCD指不发放现金股利的股票。
HSD（高送转）指每股送转比例大于等于0.5的股票，LSD（低送转）指每股送转比例小于0.5的股票。
AR是经规模和账面市值比调整后的超额收益率。
***、**、*分别表示检验在1%、5%、10%的水平上显著。
表3报告了实行不同股利政策公司的股价长期市场表现。
前三列的被解释变量为公告前1月至公告后3月的累计超额收益。
后两列的被解释变量为公告后1月至公告后3月的累计超额收益。
透过长期表现可以排除短期内投资者反应过度或反应不足造成的估值偏误，而对比不同被解释变量的结果可以较为准确地捕捉市场反应的时点。
第1列的回归中仅仅控制了动量、规模、账面市值等影响资产收益的基本因素，是否发放现金股利虚拟变量的估计系数为0.0407（t=2.63），是否送转虚拟变量的估计系数为0.125（t=12.00）。
尽管现金股利的系数较小，但这一结果表明，未控制公司盈利状况时，发放现金股利的公司具有显著的
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