林煜恩，楊飛飛，池祥萱

（1.溫州大學 商學院，浙江 溫州 325035；2.武夷學院 商學院，福建 武夷山 354300；3.東華大學 財務金融學系，臺灣 花蓮 097401）

一、引言

Baker and Wurgler（2004）［1］提出股利迎合理論（catering theory）指出高管人員會迎合投資人的偏好，而決定公司的股利支付政策，學術文獻開始探討公司股利支付政策是否真的是由于迎合動機而發(fā)放現(xiàn)金股利或者是有其他的因素（Li and Lie，2006［2］;Li and Zhao，2008［3］）。這些文獻采用股利溢酬（dividend premium）或者市帳率（market to book ratio）來考察高管人員是否會為了獲取較高的市場價值而進行發(fā)放股利的政策。

公司進行股利決策時，真的只是迎合投資人嗎？DeAngelo，DeAngelo，and Stulz（2006）［4］提出公司會根據(jù)公司的成長機會而決定股利的支付，當公司的成長機會較差時，公司就會分派現(xiàn)金股利，該結果與迎合動機和股利顧客效果（clientele effect）有明顯不一致的現(xiàn)象，亦即當成長機會與公司發(fā)放現(xiàn)金股利呈現(xiàn)負向的關系，F(xiàn)ama and French（2001）［5］采用市帳率作為公司成長潛力的代理變量，發(fā)現(xiàn)當市帳率越高，公司發(fā)放股利的金額和可能性越低，后續(xù)學者也發(fā)現(xiàn)相似的結果（Denis and Osobov，2008［6］; Li and Zhao，2008）。公司高管人員關心的是公司實質(zhì)的營運狀況，并希望能有所成長，當公司成長機會越大，公司就會選擇將資金保留下來，進行公司的資本支出（Xing，2008［7］）。然而，Li and Zhao（2008）的研究中發(fā)現(xiàn)市帳率越高，公司越不可能發(fā)放現(xiàn)金股利，該結果符合成長機會的假設；但他們的研究也發(fā)現(xiàn)了公司市帳率越高，公司發(fā)放的現(xiàn)金股利越高，該結果也符合迎合理論的預期。

綜合上述文獻，發(fā)現(xiàn)使用市帳率來檢驗公司的現(xiàn)金股利支付行為存在無法有效區(qū)分迎合動機或者成長機會的問題。概念上，當公司是因為迎合投資人而進行發(fā)放股利，若公司具有良好的投資機會，公司就缺乏了足夠的資金進行成長，就會導致舍棄凈現(xiàn)值為正的投資專案（Polk and Sapienza，2009）［8］，當高管人員是迎合投資人而進行發(fā)放現(xiàn)金股利，就會傷害到投資人的利益（栗立鐘和黃同鶴，2014）［9］；若公司是因為有好的成長機會而放棄發(fā)放現(xiàn)金股利，則公司保留下來的現(xiàn)金就能進行良好的投資，進而降低公司未來的風險，或者增加公司未來的生產(chǎn)能力（Xing，2008）,因此區(qū)分公司是因為迎合或是成長機會而進行現(xiàn)金股利決策的重要性不言而喻，這也形成本研究的目的，考察在什么樣的情況下，高管人員會迎合投資人而發(fā)放現(xiàn)金股利，或者是因為增加公司成長機會而降低現(xiàn)金股利的發(fā)放，藉此提供我國證券監(jiān)管部門政策建議，并且引導我國上市公司在制定現(xiàn)金股利分紅政策時，將投資者的利益放置在第一位。

在迎合理論中，高管人員進行市場擇時（market timing）的行為，他們必須在了解投資人的偏好，才能夠為公司獲取最高的利益，市場擇時理論最早由Myers（1984）［10］提出，他指出市場擇時理論的重要前提假設是，公司高管人員是理性的，他們可以借由觀察市場上不理性的投資人情緒，在其情緒高漲時發(fā)行新股，在其情緒低落時，買回庫藏股或者舉債融資，若高管人員會迎合投資人而發(fā)放現(xiàn)金股利，當該公司較容易受投資人情緒影響時，我們能觀察到市帳率會更正向影響公司的股利支出。Shleifer and Vishny（1997）［11］指出當公司的套利風險越大時，理性的投資人就無法利用套利來消除定價誤差，使得這只股票較容易受投資人情緒影響，因此如果高管人員是利用投資人情緒而進行迎合行為，在套利風險高的公司，其市帳率越高，公司未來的現(xiàn)金股利發(fā)放就會越高。但套利風險越高，也將導致公司的預期報酬率越高，亦即資金成本變高，若高管人員是根據(jù)成長機會進行現(xiàn)金股利的發(fā)放，當公司目前的資金成本變高時，公司會保留較多的資金，以避免未來投資需要使用較貴的舉債以及發(fā)行新股的資金，其現(xiàn)金股利發(fā)放比例就會較低（Li，Livdan and Zhang，2010［12］; Kalay，2014［13］）。綜合上述文獻，利用套利風險與市帳率對公司股利發(fā)放行為的交互作用，本研究得以區(qū)分出公司在現(xiàn)金股利發(fā)放時是迎合或是根據(jù)成長機會，更進一步可以找出什么樣的公司特征會促使公司采取迎合投資人，或是根據(jù)成長機會而發(fā)放股利。本篇研究的主要目的在于檢驗并且區(qū)分出這些套利風險對市帳率的影響，并進一步分析其對現(xiàn)金股利發(fā)放的效果。

本文采取Ali，Hwang and Trombley（2003）［14］以及Lam and Wei（2011）［15］的方法，將套利風險分為套利成本、交易成本以及信息不對稱（information asymmetry），首先檢驗套利風險以及市帳率對公司現(xiàn)金股利的影響，之后再納入套利風險與市帳率的交互作用項，檢驗公司在不同套利風險的情況下，會迎合投資人而發(fā)放股利，還是會考慮資金成本而不發(fā)放股利。

二、文獻探討

（一）公司現(xiàn)金股利政策

有關現(xiàn)金股利的政策，余明江和歐陽旻（2002）［16］詳細的梳理了國內(nèi)外現(xiàn)金股利政策文獻，過往現(xiàn)金股利分為正?，F(xiàn)金股利、額外股利、特別股利以及清算股利四種，其中正?，F(xiàn)金股利為本研究探討的重點。在公司現(xiàn)金股利理論中，現(xiàn)存的文獻以迎合理論和投資機會理論來探討公司的股利發(fā)放行為，迎合動機最早是由Baker and Wurgler（2004）用來檢驗公司是否會迎合投資人的情緒而進行股利的發(fā)放，而Li and Lie（2006）更進一步發(fā)現(xiàn)公司在現(xiàn)金股利的支付金額上也會迎合投資人的情緒，許立新和楊淼（2014）［17］考察2006年到2009年的中小板公司，也發(fā)現(xiàn)我國高管人員在制定股利政策會去迎合投資人，如果公司的定價誤差會因為現(xiàn)金股利的金額而有所改變，那么高管人員就會借由迎合投資人目前的情緒來推升股價，在這種情況下，當公司的價值越難衡量時，高管人員越會去迎合投資人。Polk and Sapienza（2009）以及Lam and Wei（2011）進一步說明，當公司股票有高套利風險時，公司的定價誤差越大，高管人員迎合投資人的機會就越高，而Ali，Hwang，Trombley（2003）也指出市帳率是衡量公司是否有定價誤差的關鍵指標，根據(jù)迎合理論的預期，市帳率越高，而公司如果更容易受投資人情緒影響，其迎合投資人的現(xiàn)象會更嚴重。

公司股利的成長機會理論則認為，公司的股利支出是根據(jù)是否擁有良好的投資機會而決定，Smith and Watts（1992）［18］采用帳市率（book to market）來作為公司成長機會的代理變量（proxy variable），而傳統(tǒng)的公司成長機會不僅探討公司未來的成長性，也考慮了投資成本，如果公司的成長機會大，但是資金成本相對也高時，公司就會想辦法保留資金，以避免之后進行投資時需要使用昂貴的外部資金，因此當資金成本高時，公司更不會發(fā)放股利（Liu，Whited and Zhang，2009［19］）。而當投資人情緒高漲或者套利風險較大時，往往會增加公司的權益資金成本（Berk，Green and Naik，1999［20］; Bakke，and Whited，2010［21］），成長機會理論隱含當公司的市帳率越高，表示公司未來的成長機會越大，現(xiàn)金股利支出就會越變少，而在高資金成本的情況下，公司更不愿意發(fā)放現(xiàn)金股利，而陳正鋒（2007）［22］考察1999 到2004年的滬深A 股的上市公司，發(fā)現(xiàn)公司未來的發(fā)展能力對現(xiàn)金股利支付政策沒有顯著性的影響，但趙惠芳、孫亞林和潘立生（2009）［23］考察2002年到2006年的樣本則發(fā)現(xiàn)公司未來的成長機會與現(xiàn)金股利支付呈現(xiàn)負向關系，該結果隱含過去的研究在股利支付政策與成長機會間仍有重要的環(huán)節(jié)未曾考慮，才會導致研究結果不一致的情況，有必要進行更進一步的厘清。

由于市帳率同時具有定價誤差以及成長機會的意義，因此當市帳率對現(xiàn)金股利的發(fā)放有正向解釋能力時，不能夠單方面的說明高管人員就是進行迎合投資人，亦有可能是公司在進行了公司進行必要的投資支出后，尚有多余的自由現(xiàn)金流量，借由支付較多的現(xiàn)金股利來解決潛在的代理問題（DeAngelo and DeAngelo，2006［24］; DeAngelo，DeAngelo and Skinner，2008［25］），因此必須借由套利風險與市帳率的交互作用項來檢驗，若市帳率對高管人員是定價誤差的代理變數(shù)，在高套利風險下，市帳率越高，高管人員越有可能進行迎合投資人的行為而發(fā)放較高的現(xiàn)金股利；若是成長機會的代理變數(shù)，高套利風險表示高資金成本，則在高套利風險的情況下，高管人員更不愿意發(fā)放現(xiàn)金股利。

（二）套利風險

先前的研究指出如果市帳率和定價誤差有密切的關系，那套利風險就會有巨大的影響，而Baker and Wurgler（2007）［26］指出對于當公司的套利風險較大時，投資人情緒的作用較高，而Shleifer and Vishny（1997）也指出當定價誤差和市帳率相關時，套利風險就會扮演重要的影響；因此當公司高管人員發(fā)現(xiàn)公司的特征具有高套利風險，其在進行股利決策的決策時，較會使用迎合投資人的方法，而套利風險較高，公司的資金成本也相對提高，若高管人員考慮公司的成長機會，在套利風險變高的情況下，高管人員較不會愿意發(fā)放股利。而套利風險，可以分為套利成本、交易成本以及資訊不對稱（Ali，Hwang，Trombley，2003; Lam and Wei，2011）。

對于套利者而言，他們可以借由避險投資組合來消除系統(tǒng)性的波動度，而公司異質(zhì)波動度則無法由避險組合規(guī)避掉，因此對于理性的套利者而言，公司的異質(zhì)波動度是其進行套利時的成本（Pontiff， 2006［27］; Duan， Hu， and McLean，2010［28］），而Titman，Wei and Xie（2004）［29］也提出當公司的資產(chǎn)評價越困難時，投資人對公司投資不足就越可能反應不足，而當公司投資降低，高管人員就越能進行現(xiàn)金股利的發(fā)放。

上式中，tB代表總稅收，G代表政府間的財政轉(zhuǎn)移，u為影響公共服務消費的城鎮(zhèn)化參數(shù)，數(shù)值越大表示城鎮(zhèn)化水平越高，說明要求提供的公共服務消費量也越大。把公式（3）變形，可得：

交易成本對于理性套利者而言，則限制了其利用定價誤差獲利的投資機會，當交易成本越高，便降低了其套利機會，學術文獻將交易成本分為三類：直接交易成本、間接交易成本以及賣空成本。其中直接交易成本為投資人每次進行交易時由券商收取的手續(xù)費，雖然每位投資人可能在和券商簽訂合約時，爭取到不同的折扣，但券商收取的收取的手續(xù)費通常都是交易價格的比率（Blume and Goldstein，1992［30］）；而間接交易成本通常以流動性（liquidity）衡量，亦即交易特定手數(shù)的股票所引起的價格變動的程度，其中交易量是決定間接交易成本的重要決定因素（Kyle，1985［31］; Gerhold，Guasoni，Muhle-Karbe，and Schachermayer，2014［32］）；而賣空是理性的套利交易者進行修正價格的最佳手段，但對于賣空者而言，是進行借股票出售，之后才進行買回還股票的行為，如果該只股票在特定交易日完全沒有人進行交易，套利者便無法及時的買回股票，而承擔高額的借貸成本，因此學術文獻上以股票交易股數(shù)為0 的天數(shù)，作為賣空成本的衡量（Lesmond，Ogden，Trzcinka，1999［33］; Ali，Hwang，Trombley，2003）。

對于投資人而言，要良好評價一家公司的價格，需要取得足夠的資訊才能夠進行評價，資訊匱乏的公司就容易有評價錯誤的現(xiàn)象，對于套利者而言，資訊不對稱程度越高的公司，其進行套利難度就越困難，因此對于套利者而言，信息不對稱程度越高，其套利風險也就越高，在先前的文獻中，多以分析師報道（analyst coverage）量作為信息不對稱的替代變項（Hong，Lim，and Stein，2000［34］），當分析師報道數(shù)量越高，其信息不對稱的程度越低，Grenadier and Wang（2005）［35］以及Morellec and Schurhoff（2011）［36］也指出當公司信息不對稱程度越高，公司高管人員越有機會進行市場擇時的機會，因此高管人員越可能迎合投資人。而Li and Zhao（2008）以及Kalay（2014）也探討公司信息不對稱程度對現(xiàn)金股利的影響，他們的研究發(fā)現(xiàn)分析師報道的各項變量對現(xiàn)金股利的發(fā)放有顯著的影響，而在中國研究中，郭露，范德維,戴志敏（2013）的研究也發(fā)現(xiàn)會計信息的揭露，對現(xiàn)金股利支付有正向影響［37］。

綜合上述文獻，當公司套利風險越高，則該公司受個別投資人的影響就越嚴重，在市帳率越高的情況下，若高管人員就越有機會進行迎合行為，因而會增加現(xiàn)金股利；反之高管人員視套利風險為權益資金的成本，就會降低公司現(xiàn)金股利。

三、研究方法

（一）數(shù)據(jù)來源與處理

本研究主要數(shù)據(jù)來源取自于國泰安數(shù)據(jù)庫，有關公司現(xiàn)金股利支出取自于國泰安數(shù)據(jù)庫中的中國上市公司紅利分配數(shù)據(jù)庫，負債比率以及自由現(xiàn)金流量比率皆取自于中國上市公司財務指標分析數(shù)據(jù)庫，而由個股交易數(shù)據(jù)庫取得了公司每日的收盤價、總市值、每日交易金額、股票報酬率；由中國上市公司預測研究數(shù)據(jù)庫取得了每家公司的分析師預測報道數(shù)據(jù)；為了計算公司的異質(zhì)波動度，也由綜合市場交易數(shù)據(jù)庫中取得了每日的市場報酬率；最后由交易衍生指標數(shù)據(jù)庫中取得各家公司每日的市帳率。

綜合上述所有數(shù)據(jù)庫的資料，本研究重要的被解釋變量為現(xiàn)金股利比率，其采用的為年報資料，因此本文探討的研究頻率為年資料，由于分析師預測報道最早由2000年開始提供，因此樣本期間開始于2000年，最后本研究樣本期間取樣時間為2000年到2012年共13年間的資料。

由于銀行業(yè)是采用存貸業(yè)務，在負債比例上的特性和其他產(chǎn)業(yè)公司不同，因此本研究樣本剔除了銀行公司，若樣本的現(xiàn)金股利支出數(shù)據(jù)為缺值，將其設定為0，若市帳率數(shù)據(jù)有缺失或者市帳率小于0，則不納入研究數(shù)據(jù)，另外，雖然未納入模型中，若公司當年度的凈利潤為負，這家公司無法發(fā)放現(xiàn)金股利，本研究也不納入樣本，在分析師報道的資料處理中，由于不是每家公司都會有分析師進行報道，若其為缺值，則在當年度將該公司的分析師報道定義為0，最終本研究分析了2 349家公司，15 670筆公司-年度資料。

（二）實證模型

根據(jù)迎合理論以及成長機會理論，本研究采用式（1）來探討市帳率對資本結構的影響：

（1）式中，Cash_divi,t+1為第i家公司在t+1年的每股現(xiàn)金股利，betai,t為第i家公司在t年6月底時，以t-1年7月到t年6月所有的日資料進行市場模型所估計出來的市場報酬率的貝塔值；MBi,t-1為第i家公司在t-1年12月底時的市帳率；IVOi,t為第i家公司在t年6月底時，以t-1年7月到t年6月所有的日報酬資料估計的殘差項的標準差；Pi,t為第i家公司在t年6月底時的股票收盤價；ln（Volumei,t）為第i家公司在t-1年7月到t年6月的股票交易總金額取自然對數(shù)值；Zerofreqi,t為第i家公司在t-1年7月到t年6月間股票沒有任何交易成交的天數(shù)總和；Analystsi,t為第i家公司在t-1年6月到t年5月間所有被分析師報道的數(shù)量，為了顯示該數(shù)值越高，套利成本越高,在模型估計中采用1/（1+Analystsi,t）進行分析，該值為；ln（MEi,t）為第i家公司在t年6月底時的股票權益總市值取自然對數(shù)，Debti,t-1為第i家公司在t-1年12月底時的總負債除以總資產(chǎn)，F(xiàn)CFi,t-1為第i家公司在t-1年12月底時的自由現(xiàn)金流量除以總資產(chǎn)，相關變量的敘述如表1所呈現(xiàn)。

表1 變量定義表

根據(jù)迎合理論與成長機會理論，在不控制其他因素下，若高管人員進行迎合投資人行為，本研究預期β2 是正值；若是考慮成長機會，β2 是負值。則但如果納入其他因素后，高管人員會因為加強迎合動機或者有成本的考慮，將改變β2 對現(xiàn)金股利的影響。

本研究利用市帳率以及套利風險的交互作用效果來檢視，是否在套利風險較高的情況下，市帳率越高，高管人員較會采用迎合投資策略，或者是因為考慮權益資金成本而降低現(xiàn)金股利，因此采用式（2）進行分析：

式（2）中納入了市帳率與各項套利風險相關變項的交互作用項，如果高管人員會迎合投資人，則當套利風險越高時，公司越會采用支出股利，因此本研究預期γ1、γ2、γ4 以及γ5的系數(shù)值大于0，而γ3 是市帳率與交易量的交互作用項，當交易量越高，套利風險越低，因此本研究預期γ3 小于0；但若高管人員考慮的是投資的成本效益問題，套利風險越高，成本越高，此時γ1、γ2、γ4 以及γ5 的系數(shù)值小于0，而γ3 是市帳率與交易量的交互作用項，當交易量越高，套利風險越低，因此本研究預期γ3 大于0。

四、實證結果

（一）套利風險與市帳率投資組合分析

表2為在t年6月底將公司依照t-1年12月底的市帳率由低到高，形成5 個投資組合，并檢驗各個投資組合相關的套利風險的相關資訊，并進而檢驗市帳率最高的投資組合與市帳率最低的投資組合中，套利風險相關變項的差異。

表2 的結果顯示異質(zhì)波動度隨著市帳率的增加呈現(xiàn)上升的趨勢，市帳率最高的投資組合的異質(zhì)波動度為0.024，市帳率最低的組合的波動度為0.020，兩者之間達1%的顯著水準；而價格與零交易日天數(shù)也呈現(xiàn)相同的趨勢，市帳率越高的公司，其套利風險也較高。

表2 的結果也顯示市帳率較高的組合其交易量較高，分析師報道的次數(shù)也較多，其間接交易成本以及資訊不對稱程度較低，這個能是由于市帳率較高的的公司其多為大公司所引起的，過去的研究指出市值大的公司，分析師報道的次數(shù)較多，交易通常也較為頻繁，這樣的公司反而有套利成本較低的現(xiàn)象。

表2 套利風險與市帳率投資組合

自2000-2012年間，每年皆將股票依照市帳率將股票由低到高分為5 個投資組合，每年針對每個市帳率投資組合計算以下各個套利風險變項的平均值，IVO為市場模型下報酬率殘差的標準差，P為每年6月底的收盤價，volume為每檔股票t-1年7月到t年6月交易金額取對數(shù)值，zerofreq為t-1年7月到t年6月沒有交易的天數(shù)，analysts為分析師報道數(shù)量。

表3 為各個主要變項的相關系數(shù)表，本研究先計算每年的相關系數(shù)，再進行時間序列上的平均相關系數(shù)檢定，該方法可以避免相關系數(shù)受到個別公司的影響，結果發(fā)現(xiàn)各個變項間的相關系數(shù)直接在中度相關，該結果也顯示本研究進行回歸模型后，較不會遭受到共線性問題。

表3 相關系數(shù)表

2000-2012年間，每年計算下列變項間的相關系數(shù)，最后檢定這些系數(shù)值的時間數(shù)列的平均數(shù)，beta為市場模型下的貝塔值，MB為公司的市帳率，IVO為市場模型下報酬率殘差的標準差，p 為每年6月底的收盤價，volume 為每檔股票t-1年7月到t年6月交易金額取對數(shù)值，zerofreq為t-1年7月到t年6月沒有交易的天數(shù)，analysts為分析師報道數(shù)量，ME為公司的總市值。

（二）市帳率、套利風險與現(xiàn)金股利

表4 采用投資組合方式來檢驗市帳率、套利風險對現(xiàn)金股利的影響，每年依照不同變量將公司分為10組，計算該投資組合下一年現(xiàn)金股利，并檢定數(shù)值最高投資組合（H）與數(shù)值最高低資組合（L）的現(xiàn)金股利的差異性檢定（H-L），結果發(fā)現(xiàn)公司異質(zhì)波動度越高，公司的現(xiàn)金股利較低，其H-L投資組合的數(shù)值為-0.063，交易量越高，公司的現(xiàn)金股利越高，而高價股的現(xiàn)金股利比低價股的現(xiàn)金股利高了0.146。

2000-2012年間，每年皆將股票依照市帳率以及套利風險變量將股票由低到高分為10個投資組合，每年投資組合計算下一年度現(xiàn)金股利的平均值，并進行H-L的現(xiàn)金股利差異性檢定，MB為公司的市帳率，IVO為市場模型下報酬率殘差的標準差，P為每年6月底的收盤價，Volume為每檔股票t-1年7月到t年6月交易金額取對數(shù)值，Zerofreq為t-1年7月到t年6月沒有交易的天數(shù)，Analysts為分析師報道數(shù)量。

表4 套利風險組合與現(xiàn)金股利

（三）市帳率、套利風險對股利支出的影響

表5 為市帳率、套利風險對現(xiàn)金股利的回歸模型，模式（1）僅納入市帳率、負債比率以及自由現(xiàn)金流量，結果發(fā)現(xiàn)，市帳率的系數(shù)值為0.011 8，達1%的顯著水平，當市帳率越高，公司未來的現(xiàn)金股利越高，該結果符合迎合理論預期，市帳率會正向影響公司未來的現(xiàn)金股利，而我們也發(fā)現(xiàn)公司的負債比例越高會負向影響未來的現(xiàn)金股利，自由現(xiàn)金流量越高，未來的現(xiàn)金流股利越高；模式（2）為模式（3）的基礎模型，因為市帳率為權益總市值除以權益賬面價值，而在套利風險的衡量中，包含了價格以及市值，其與市帳率的計算有高相關，因此進行模式（2）與模式（3）的敏感性分析，結果發(fā)現(xiàn)在納入了市帳率后，除了異質(zhì)波動度變?yōu)椴伙@著外，各項套利風險的變量系數(shù)值的方向皆沒有改變，但是市帳率對現(xiàn)金股利的影響方向卻改變了，由表2 中，我們已經(jīng)得到市帳率與各套利風險變量有高度相關，顯示在高市帳率的公司中，還需要考慮套利風險與其交互作用的影響，而模式（2）與模式（3）中的貝塔值的系數(shù)值顯著為負，顯示當資金成本越高時，公司越不愿意增加現(xiàn)金股利，該結果支持成長機會理論。由表5 結果來看，中國上市公司在進行股利支出決策時，不能夠僅將將市帳率作為定價誤差或成長機會來解釋，應該在納入套利風險檢驗才能夠了解高管人員在進行股利支出決策時是采用迎合投資人還是考慮成長機會。

表6 納入了套利風險變量與市帳率的交互作用變量，讓本研究得以檢驗在不同套利風險的情況下，市帳率對現(xiàn)金股利支出的影響，結果發(fā)現(xiàn)當公司的異質(zhì)波動度越高時，公司市帳率越高，其未來的現(xiàn)金股利會下降，而公司股價越高，亦即交易的直接成本越高時，高管人員會增加股利支出，而交易量越低時，亦即間接成本越高，隱含套利成本較高，高管人員也會增加股利支出，零交易天數(shù)越高，套利成本高，公司高管人員會反而會降低股利支出；而信息不對稱程度越高，當市帳率越高時，高管人員也會偏向降低股利支出。

表5 市帳率、套利風險對現(xiàn)金股利的影響

表6 的結果顯示，高管人員在進行股利支付決策時，并非是單純考慮迎合投資人或者是公司未來的成長機會，在高價股中，亦即公司的直接成本較高時，高管人員會偏向采用迎合投資人的策略，發(fā)放較高額的現(xiàn)金股利，而在套利成本較高、低交易量、高賣空成本以及信息不對稱較大的公司中，他們會考慮相對性的資金成本，會降低現(xiàn)金股利的發(fā)放，此時偏向考慮成長機會以及資金成本。

表6 市帳率與套利風險的交互作用對現(xiàn)金股利的影響

五、結束語

本篇文章檢驗迎合動機與投資成長機會對公司股利支出的影響，過去的文獻多以市帳率作為公司迎合動機或者成長機會的代理變數(shù)，然而該兩種理論對于公司股利支出的影響預測方向卻是有所抵觸的，迎合動機所引起的股利支出是高管人員捕捉投資人情緒后進行的股利支出，該結果會導致公司為了迎合投資人而放棄未來的成長機會，而成長機會則是公司為了未來成長的機會而放棄股利的支出。

本研究采用五種套利風險的衡量變量與市帳率的交互作用項來檢驗市帳率對股利支出的影響，結果發(fā)現(xiàn)若不考慮套利風險的效果，市帳率越高，其現(xiàn)金股利越高，顯示都能得到公司的股利發(fā)放行為符合迎合理論；當公司存在高套利風險時，市帳率對公司的股利發(fā)放影響則不相同，結果發(fā)現(xiàn)高價股亦即直接交易成本較高的公司，公司高管人員在進行股利決策時，進行的是迎合投資人的行為；對于套利成本、間接交易成本、賣空成本以及信息不對稱較高的公司，公司高管人員在進行股利發(fā)放時，考慮的是公司未來的成長機會。

本研究對于政府管理當局可提出一些建議，目前中國處于高度成長的情況，管理當局應該設法營造上市公司在進行股利政策時會以公司未來的成長性考慮，而非是迎合投資人，導致在發(fā)放現(xiàn)金股利后，公司缺乏資金進行成長性的投資。本篇研究顯示在高價股中，高管人員會去迎合投資人的情緒而發(fā)放較多的現(xiàn)金股利，若要改善該行為，證監(jiān)會可以成立股價監(jiān)控機制，當公司股價高于某一門檻時，則將該股自動分割，例如當股價高于50元時，啟動股票分割，則股價便降低為25 元，便會降低高管人員進行迎合投資人的可能性，可以降低股價并且降低公司的各項交易成本，迫使高管人員由資金成本的角度考慮公司未來的成長機會，以良好的保護投資人的利益。

雖然當高管人員進行股利支付時，套利成本、間接交易成本、賣空成本以及信息不對稱較高的公司，高管人員不會去利用投資人的情緒而進行股利發(fā)放，但這顯示公司高管人員面臨資金成本過高的問題，其中間接交易成本與賣空成本最大的問題來自于流動性不足，雖然借由股票自動分割可以解決一部分問題，但我國證券市場缺乏流動性提供者的機構，本研究建議對于交易量低落的公司，開放其零股交易，借此可增加其交易量，并借此降低其賣空成本，而藉低其證券資金成本；而在信息不對稱較高的公司，在于分析師不愿意去跟蹤報道，本研究建議證監(jiān)會成立中立性質(zhì)的分析師機構，專門針對分析師不愿意報道的公司進行分析評價，借此可以降低信息不對稱問題，而當信息不對稱程度越低，公司股票報酬率的異質(zhì)波動度也會相形降低，借此可以大幅度的降低套利成本。借由該兩種作法，公司所面對的資金成本較低，其能夠進行的成長性投資決策較佳，能夠進行更佳的現(xiàn)金分配或投資的決策。

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