丁志國,李泊祎

股利政策是上市公司財務活動的三大決策之一，是上市公司在回報投資者與利潤再投資兩種選擇間的一種權(quán)衡配置，是股東獲取其投資合理合法回報的渠道，也是投資者做出投資決策時需考慮的重要因素。股利政策的選擇與制定，關(guān)系股東的現(xiàn)期收益與公司的未來發(fā)展，進而對證券市場健康、有序運行產(chǎn)生實質(zhì)影響。上市公司對特定股利政策的選擇通常不是偶然的，如何破解股利之謎，成為了學術(shù)界、實業(yè)界和政府關(guān)注的焦點問題。

國內(nèi)外股利政策的既有研究主要集中于對股利相關(guān)理論的實證判別、投資者的股利偏好和上市公司最優(yōu)股利政策的制定等方面，其中對于上市公司股利決策影響因素的研究文獻，大多從公司自身因素(如公司治理因素、公司特征及財務狀況)、外部環(huán)境因素及制度文化等視角對其進行解釋，較少涉及上市公司之間互動行為對股利決策的交叉影響，即本企業(yè)對臨近地區(qū)、相似行業(yè)或相似特征的同伴企業(yè)行為進行模仿或?qū)W習，進而產(chǎn)生同群效應和企業(yè)集群行為，也可稱其為社會傳染或社會學習。同群效應最早應用于教育、健康及慈善捐贈等社會學領(lǐng)域的個體行為活動，近年來逐步應用于公司治理等經(jīng)濟學和金融學的前沿研究之中，其中，對高管薪酬同群效應的研究是對公司行為決策同群效應的較早嘗試[1-7]。除高管薪酬的同群效應外，國內(nèi)外學者們相繼將同群效應的研究延伸至上市公司行為的諸多層面，如投資決策的同群效應[7-14]、融資決策的同群效應[15-17]、并購決策的同群效應[18-22]、資本結(jié)構(gòu)決策的同群效應[23-26]、違規(guī)行為的同群效應[27-28]和企業(yè)社會責任的同群效應[29-30]等。

與羊群行為的非理性股利積聚不同，股利政策的同群效應基于經(jīng)理人理性假設，具有明確的群組指向性和參照價值，引入同群者的影響，通過參考群體內(nèi)其他個體的行為和特征進行理性分析與決策，而非盲目趨從，同時由于同群效應的社會放大器作用，其對于同群者的選擇顯得尤為重要。Popadak和Jillian研究發(fā)現(xiàn)，上市公司股利分配具有模仿行為，證實了上市公司股利政策同群效應的存在[31]。Adhikari和Agrawal研究指出，公司股利分紅行為存在行業(yè)同群效應，且以同群公司股票價格沖擊作為其同群效應內(nèi)生性識別的工具變量。他們進一步指出，在信息傳遞環(huán)境較好或產(chǎn)品市場競爭程度較激烈的地區(qū)，股利的行業(yè)同群效應更為顯著，小微企業(yè)或上市年限較短的公司更易與自身公司規(guī)模相近、上市年限相似的公司產(chǎn)生同群[32]。與以往文獻大多從獨立決策視角刻畫股利政策不同，本文基于股利信號理論、行為理論和新制度理論的邏輯模仿率，著重研究股利政策地區(qū)層面的同群效應，實證判別上市公司股利政策是否及如何產(chǎn)生地區(qū)同群，對股利政策地區(qū)同群效應的存在性、內(nèi)部產(chǎn)生機制、同群企業(yè)特征和影響因素進行了深入研究。本文的研究成果能夠為股利政策的影響因素和選擇動機提供一個新的研究視角，是對現(xiàn)有相關(guān)研究成果的有益補充，并為資本市場的監(jiān)管者、企業(yè)管理者以及投資者的科學決策提供更加嚴謹?shù)恼鐒e及參考依據(jù)。

一、理論分析與研究假設

(一)股利政策地區(qū)同群效應的存在性識別

在對同群企業(yè)進行界定時，有學者傾向于研究同一行業(yè)的企業(yè)同群，如Leary和Roberts[16]、Foucault和Fresard[11]、萬良勇等[21]以及陸蓉等[26]，而另一些學者則更關(guān)注地區(qū)層面的企業(yè)同群，如Gao et al[9]、石桂峰[14]等，本文也是基于企業(yè)地區(qū)同群效應來分析股利政策的地區(qū)集群行為。同一地區(qū)內(nèi)部的企業(yè)存在動態(tài)競爭關(guān)系，面臨相似的地區(qū)制度環(huán)境、經(jīng)濟發(fā)展水平和法治水平，地理位置臨近的同伴公司行為能夠?qū)Ρ酒髽I(yè)行為決策產(chǎn)生映射；同一地區(qū)內(nèi)的公司群體存在交互影響，地區(qū)內(nèi)勞動力及信息知識等地區(qū)活力要素[13]的流動性，使得地區(qū)內(nèi)的公司間更有機會進行信息共享、技術(shù)交流和知識傳遞，形成地區(qū)內(nèi)相互觀察學習的有利環(huán)境。因此，同地區(qū)的上市公司管理者人通常會采用優(yōu)化調(diào)整再錨定的公司策略，基于管理者社會學習假說和信息瀑布理論，公司管理者會通過社會學習后理性計算，以進一步改進、更新和優(yōu)化本企業(yè)決策行為，這為地區(qū)同群提供了可能。

Kahneman和Tversky的前景理論認為，基于效用的決策取決于每一次決策引起的變化，其價值函數(shù)的損失厭惡基于參照點的選擇與設置，損失區(qū)域的邊際效用與參照點的比較結(jié)果所偏離的程度及方向影響決策的結(jié)果，而投資者可以利用價值函數(shù)在損益區(qū)域內(nèi)的凹凸性，重新組合股利使其效用最大化[33-34]。Baker和Wurlger將股利作為參照點，從行為理論角度建立動態(tài)股利信號傳遞模型，股利是未來預期盈利的事前信號，本企業(yè)可將地區(qū)內(nèi)同伴企業(yè)的股利決策作為其自身股利決策的信息知識來源和參照點，選擇地理位置臨近的企業(yè)作為參照企業(yè)，將參照企業(yè)的股利分配行為納入本企業(yè)的股利決策函數(shù)，通過地區(qū)內(nèi)的知識溢出和口碑傳遞，削減公司股利決策的預期成本，并進一步通過地區(qū)內(nèi)部社會網(wǎng)絡進行傳導。[35]基于模仿級數(shù)律，模仿的網(wǎng)絡互動性較強，一旦模仿形成，其模仿行為將衍生新的模仿行為，并以幾何數(shù)級增長[36]；同一地區(qū)內(nèi)部股利政策產(chǎn)生同群的公司群體相應增多，進而響應地區(qū)企業(yè)的股利集群行為，以降低信息知識搜尋成本和決策的不確定性及復雜性[37]，滿足合法性機制需要[38]。同時，企業(yè)管理者基于聲譽顧慮理論、群體影響理論、責任推卸理論以及薪酬結(jié)構(gòu)理論，存在對地區(qū)內(nèi)長期互動、溝通而產(chǎn)生的如風險厭惡水平等群體觀念的模仿行為和搭便車行為，進而影響公司的股利決策同群。因此，根據(jù)上述分析，股利政策能夠響應地區(qū)企業(yè)的集群行為，作為上市公司三大財務決策之一的股利決策，同投資決策、融資決策一樣存在地區(qū)同群效應。針對上市公司股利政策地區(qū)同群效應的存在性識別，提出假設1。

H1：上市公司的股利政策存在地區(qū)同群效應。

(二) 股利政策地區(qū)同群效應的內(nèi)部產(chǎn)生機制

為分析股利政策地區(qū)同群效應的內(nèi)部產(chǎn)生機制，需要進一步剖析產(chǎn)生股利政策地區(qū)同群效應的原因、股利政策地區(qū)同群效應的內(nèi)在邏輯、更趨向于產(chǎn)生股利政策地區(qū)同群的企業(yè)類型，以及地區(qū)同群企業(yè)的特征與對象選擇等問題。同群效應的產(chǎn)生主要源于信息獲取式的學習模仿、觀察式模仿、競爭性模仿以及管理者聲譽的考慮等，而模仿對象的選擇則應基于行為成果、特性和頻次三方面進行權(quán)衡[39]。基于新制度理論的組織間模仿三定律中的邏輯模仿率，多選擇學習模仿同群者中的優(yōu)質(zhì)公司[40]，這些優(yōu)質(zhì)的模仿對象往往會取得較好的行為結(jié)果[41]。領(lǐng)頭企業(yè)正是地區(qū)市場中更易被學習模仿的風向標。領(lǐng)頭企業(yè)的地區(qū)影響力遠大于非領(lǐng)頭企業(yè)，領(lǐng)頭企業(yè)的市場地位、資源份額以及支配能力均處于上位，地區(qū)內(nèi)的行業(yè)標準通常由領(lǐng)頭企業(yè)制定；其股利決策的信息價值較高，且領(lǐng)頭企業(yè)股利決策的自主性更強；其公司管理者對地區(qū)內(nèi)的外部信息依賴程度相對較低。而非領(lǐng)頭企業(yè)融資渠道單一，地區(qū)市場的影響力有限;其企業(yè)管理者擁有較多的信息噪音、較高的信息獲取成本，缺乏有效的信息資源，檢索信息、獲取信息、儲藏信息及傳遞信息的能力有限；在股利決策過程中存在心理、生理以及時間約束，通常采取啟發(fā)式方法。因此，非領(lǐng)頭企業(yè)通常存在對地區(qū)企業(yè)股利分配行為的學習模仿，追隨地區(qū)領(lǐng)頭企業(yè)，進而降低其股利決策成本，增強其股利決策的有效性，符合股利向上模仿的定位。

為應對地區(qū)內(nèi)競爭需要而模仿本企業(yè)競爭對手的行為，即競爭性模仿[42]。本文基于公司成長性和股價估值來分析這一機制。成長性是衡量上市公司發(fā)展前景、經(jīng)營狀況和企業(yè)價值的重要指標。公司的成長性機會顯著影響其股利分配動機，公司管理者及第一大股東會依據(jù)企業(yè)成長性機會調(diào)整其股利決策[43]。處于不同企業(yè)生命周期階段的成長性差異會導致不同的股利偏好，呈現(xiàn)出動態(tài)波動的特征。低成長性的公司業(yè)務專注度較低，未來發(fā)展不確定性較強，留存收益較高但投資及擴張機會較少[44]，外部融資約束和內(nèi)部財務靈活性需求相對較小，為競爭趨上，會更傾向于關(guān)注地區(qū)股利分配水平和同伴企業(yè)股利政策，其管理者更依賴外部信息進行股利決策，并非機械性地亦步亦趨，而是將地區(qū)內(nèi)同伴企業(yè)的股利信息作為本企業(yè)股利決策時的重要參考，更易產(chǎn)生地區(qū)同群。而高成長性公司的投資機會較多，留存收益較少，未來融資需求較大，為符合監(jiān)管當局半強制分紅的再融資標準和防范可能發(fā)生的融資風險，往往面臨較高的融資約束和較大的財務柔性儲備需求，其股利分配行為難以模仿地區(qū)股利分配水平，地區(qū)同群效應不顯著。同樣地，基于市場擇時假說，在非理性的資本市場上，股價往往偏離其內(nèi)在價值，而股價正是公司股利決策的市場反應。股價高估的公司擇時回購或增發(fā)股票，以超募資金來購買無風險債券等低風險資產(chǎn)或增加現(xiàn)金等價物，存在套利行為，且管理層往往支付更高的溢價或過度投資[45]。而股價低估的公司，現(xiàn)金持有的預防動機增強，傾向于以債務融資或現(xiàn)金回購公司股票。這類公司往往更關(guān)注資本市場的波動，也更關(guān)注競爭對手的財務決策和企業(yè)未來發(fā)展戰(zhàn)略，其股利決策也易受到同地區(qū)同伴企業(yè)的影響，產(chǎn)生地區(qū)同群，以在地區(qū)內(nèi)激烈的市場競爭中快速反應，削減來自地區(qū)內(nèi)競爭對手的壓力，提高公司價值和投資者預期。

據(jù)此，提出以下三個研究假設。

H2a：同地區(qū)公司群體內(nèi)部，非領(lǐng)頭企業(yè)的股利政策地區(qū)同群效應更顯著，非領(lǐng)頭企業(yè)更易模仿地區(qū)企業(yè)的股利分配行為。

H2b：同地區(qū)公司群體內(nèi)部，低成長性公司的股利政策地區(qū)同群效應更顯著，低成長性公司更易模仿地區(qū)企業(yè)的股利分配行為。

H2c：同地區(qū)公司群體內(nèi)部，股價低估公司的股利政策地區(qū)同群效應更顯著，股價低估的公司更易模仿地區(qū)股利分配行為。

(三) 股利政策地區(qū)同群效應的影響因素

關(guān)于上市公司行為決策同群效應的影響因素，國內(nèi)外學者研究得出一些結(jié)論：并購決策的模仿行為主要源于并購環(huán)境的不確定性[42];組織環(huán)境的不確定性程度影響企業(yè)跨國投資的模仿行為[46];地方政府干預程度影響公司投資的同群效應[14]；地區(qū)金融發(fā)展程度、地方政府干預程度以及高管的金融背景影響公司過度負債的同群效應[47]。為識別何種因素影響地區(qū)企業(yè)股利集群行為，基于地區(qū)差異性，本文以地區(qū)市場化程度和地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平這兩個因素對股利政策地區(qū)同群效應做進一步研究，探討股利政策的同群效應在何種地區(qū)更為顯著。

地區(qū)市場化程度是地方政府干預經(jīng)濟程度的反向指標，是地區(qū)制度環(huán)境的體現(xiàn)，而地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平則是衡量地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展狀態(tài)和發(fā)展?jié)摿Φ慕?jīng)濟指標。上市公司所處地區(qū)的政府干預程度、法治水平和市場化進程均難以達到區(qū)域平衡[48]，市場化程度較高的地區(qū)，地方政府對地區(qū)內(nèi)企業(yè)的干預程度相對較低，政府轉(zhuǎn)嫁其社會性負擔至上市公司的動機減弱，上市公司中小股東利益受保護程度提高[49]。同地區(qū)內(nèi)公司股利分配行為傾向于映射地方政府對中央政策落實的裁量權(quán)，股利決策包含相關(guān)地區(qū)市場環(huán)境信息，且經(jīng)濟發(fā)展水平較高的地區(qū)，其信息不對稱程度較低，為上市公司的股利決策營造了良好的信息交流傳遞環(huán)境，有利于地區(qū)內(nèi)公司間股利決策的互通，更易產(chǎn)生同群。

據(jù)此，提出以下兩個研究假設。

H3a：市場化程度越高的地區(qū)，上市公司股利政策的地區(qū)同群效應越顯著，市場化程度對股利政策的地區(qū)同群效應有正向作用。

H3b：經(jīng)濟發(fā)展水平越高的地區(qū)，上市公司股利政策的地區(qū)同群效應越顯著，經(jīng)濟發(fā)展水平對股利政策的地區(qū)同群效應有正向作用。

二、研究設計與實證分析

(一)樣本選擇及數(shù)據(jù)來源

本文選取A股上市公司全樣本，剔除金融類公司、PT或ST公司、數(shù)據(jù)異常和數(shù)據(jù)缺失的觀測樣本，并對部分連續(xù)變量進行雙向Winsorize處理，研究2007—2016年上市公司股利政策的地區(qū)同群效應，共得到十年間17 200家面板數(shù)據(jù)樣本。其中，研究涉及的公司財務數(shù)據(jù)來源于CSMAR數(shù)據(jù)庫和RESSET數(shù)據(jù)庫，公司治理數(shù)據(jù)來源于WIND數(shù)據(jù)庫，市場化指數(shù)則基于樊綱等編制的《中國分省份市場化指數(shù)報告(2018)》[50]，數(shù)據(jù)選用年度數(shù)據(jù)，參數(shù)估計過程選用Stata14.0。

(二)變量設定

為研究上市公司股利政策的地區(qū)同群效應，構(gòu)建被解釋變量股利支付水平Div、解釋變量同群股利支付水平Peer，將其他影響公司股利政策的因素納入控制變量，其中包括公司規(guī)模Size、資產(chǎn)負債率Lev、市賬比MB、凈資產(chǎn)收益率ROE、成長性Growth、每股經(jīng)營現(xiàn)金流量CFO、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)SOE和股權(quán)集中度Top1。在對股利政策地區(qū)同群效應的影響因素分析中，加入地區(qū)市場化程度Market和地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平GDPG作為調(diào)節(jié)變量。此外，在回歸分析中還應對行業(yè)固定效應和年度固定效應進行適度控制，且實證模型中的相關(guān)變量間應不存在嚴重的多重共線性。

(三)實證模型

為了對中國A股上市公司的股利政策地區(qū)同群效應進行實證判別，檢驗股利政策是否響應地區(qū)企業(yè)集群行為，設定模型如下：

(1)

其中，被解釋變量Divi,p,t為公司i在P地區(qū)第t年的股利支付率，Divi,p,t≥0；解釋變量Peer-i,p,t-1為P地區(qū)內(nèi)除i公司外的所有上市公司上一年股利支付率的均值，即同群股利分配水平；其余為控制變量，并對行業(yè)效應和年度效應進行了適度控制，若β1為正，則存在地區(qū)同群效應。

為識別股利政策地區(qū)同群效應的內(nèi)部產(chǎn)生機制和同群企業(yè)特征，對公司規(guī)模、成長性、股價高估或低估進行分組檢驗回歸。樣本分組標準為：對公司規(guī)模進行分組，將地區(qū)內(nèi)公司規(guī)模的前10%定義為領(lǐng)頭企業(yè)，其余公司定義為非領(lǐng)頭企業(yè)；對公司成長性按主營業(yè)務收入增長率的中位數(shù)進行分組，高于主營業(yè)務收入增長率中位數(shù)的定義為高成長性企業(yè)，低于主營業(yè)務收入增長率中位數(shù)的定義為低成長性企業(yè)；股價高估或低估則是按行業(yè)平均市凈率進行分組刻畫，將高于行業(yè)市凈率均值的定義為股價高估，低于行業(yè)市凈率均值的定義為股價低估。通過分組回歸，識別地區(qū)內(nèi)不同上市公司的同群效應大小及顯著性。

為進一步分析股利政策同群效應的地區(qū)差異性，本文研究檢驗地區(qū)市場化程度和地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平這兩個因素對股利政策的地區(qū)同群效應的影響。構(gòu)建模型如下：

(2)

其中，Market和GDPG分別代表地區(qū)市場化程度和地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平，將地區(qū)市場化指數(shù)Market、地區(qū)經(jīng)濟增長率GDPG與同群股利支付水平Peer進行交乘，其余變量與模型(1)一致。

(四)主要變量描述性統(tǒng)計

表1為主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。從描述性統(tǒng)計結(jié)果來看，不同公司的股利支付率與地區(qū)股利支付率存在明顯差異，公司股利支付率最大值為1.918 1，最小值為0；地區(qū)股利支付率最大值為3.561 4，最小值0.016 6。

表1 主要變量的描述性統(tǒng)計

(五)實證結(jié)果分析

對上市公司股利政策地區(qū)同群效應的存在性進行回歸分析，被解釋變量為股利支付水平Div，采用多元Logit回歸，表2報告了模型(1)的回歸結(jié)果。如表2所示，同群股利分配率的回歸系數(shù)為0.094 6，在1%水平上顯著且為正，公司股利支付水平與其所處地區(qū)的股利支付水平正相關(guān)。該數(shù)據(jù)結(jié)果意味著，同群企業(yè)的股利支付水平對本企業(yè)股利支付水平產(chǎn)生顯著影響，地區(qū)內(nèi)不同公司股利支付水平與地區(qū)股利支付水平存在明顯聯(lián)動，導致地區(qū)內(nèi)股利支付的集群行為，即地區(qū)層面的同群效應存在于公司股利支付行為之中。這與研究假設H1預期一致，H1得到驗證。

表2 上市公司股利政策地區(qū)同群效應的回歸結(jié)果

注：***、**、* 分別表示在1%、5%、10%的統(tǒng)計水平上顯著；括號內(nèi)為經(jīng)異方差調(diào)整的t值，下同。

進一步按照公司規(guī)模、成長性以及股價估值進行分組回歸檢驗，結(jié)果見表3。表3中第一列和第二列分別代表領(lǐng)頭企業(yè)和非領(lǐng)頭中小企業(yè)的股利政策地區(qū)同群效應的回歸結(jié)果；第三列和第四列分別代表高成長性公司和低成長公司的股利政策地區(qū)同群效應的回歸結(jié)果；第五列和第六列分別代表股價高估公司和股價低估公司的股利政策地區(qū)同群效應的回歸結(jié)果。

其中，第一列和第二列同群股利支付率即地區(qū)股利支付水平的回歸系數(shù)分別為0.120 9和0.092 3，領(lǐng)頭企業(yè)分組結(jié)果不顯著，非領(lǐng)頭企業(yè)分組結(jié)果在1%水平上顯著且為正。這表明，領(lǐng)頭企業(yè)的股利支付水平與其所在省區(qū)的平均支付水平不相關(guān)，其股利決策獨立性較強；而非領(lǐng)頭企業(yè)更易受到地區(qū)股利支付水平的顯著影響，傾向于模仿地區(qū)企業(yè)的股利分配行為，非領(lǐng)頭企業(yè)的地區(qū)同群效應更顯著，H2a得證。同樣，第三列和第四列同群股利支付率的回歸系數(shù)分別為0.023 6和0.165 3，高成長性公司分組結(jié)果在1%水平上不顯著，低成長性公司分組結(jié)果顯著。這意味著，高成長性公司的股利分配水平與其所在省區(qū)的平均支付水平不相關(guān)，低成長性公司更易受到地區(qū)股利支付水平的顯著影響，傾向于模仿地區(qū)企業(yè)的股利分配行為，低成長性公司的地區(qū)同群效應更顯著，H2b得證。第五列和第六列同群股利支付率的回歸系數(shù)分別為0.071 6和0.113 3，均在1%水平上顯著，但低估分組系數(shù)顯著大于高估組，低估公司的股利地區(qū)同群效應同比更為顯著，更傾向于模仿地區(qū)企業(yè)的股利分配行為，H2c得證。因此，上市公司股利政策地區(qū)同群效應的分組回歸結(jié)果與預期研究假設一致，非領(lǐng)頭企業(yè)、低成長性公司和股價低估公司的股利政策更傾向于響應地區(qū)集群行為。

表3 上市公司股利政策地區(qū)同群效應的分組回歸結(jié)果

對上市公司股利政策地區(qū)同群效應影響因素的判別見表4。本文將地區(qū)市場化程度與地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平作為地區(qū)影響因素，刻畫股利政策同群效應的地區(qū)差異性影響。表4顯示，Market×Peer和GDPG×Peer交乘項系數(shù)顯著且為正，意味著地區(qū)市場化程度和經(jīng)濟發(fā)展水平均會顯著加強股利政策的地區(qū)同群效應，即市場化程度越高、經(jīng)濟發(fā)展水平越高的地區(qū)，如東部沿海地區(qū)，公司股利支付率與其所在省區(qū)的股利支付水平正相關(guān)性越強，H3a和H3b得證。

表4 上市公司股利政策地區(qū)同群效應影響因素的回歸結(jié)果

三、穩(wěn)健性檢驗

為保證實證研究結(jié)論的科學性和穩(wěn)健性，本文進行了穩(wěn)健性檢驗。

第一，為進一步排除行業(yè)因素對地區(qū)同群變量的干擾影響，對實證模型中的解釋變量進行替換。在構(gòu)建股利政策地區(qū)同群變量時，將行業(yè)因素從股利地區(qū)同群變量中剔除，重新進行回歸分析，識別地區(qū)同群效應是否穩(wěn)健。由表5可見，實證結(jié)果與基礎(chǔ)回歸結(jié)果相符，地區(qū)同群變量Peer1的回歸系數(shù)為0.080 4，仍在1%水平上顯著為正，符合基本結(jié)論，與前述結(jié)論一致。

第二，本文將股利支付率作為衡量地區(qū)股利支付行為的標準，為使股利政策地區(qū)同群效應的實證結(jié)果更為穩(wěn)健，對計量模型進行調(diào)整：前述采用多元OLS回歸，被解釋變量為公司股利支付水平，解釋變量為同群股利支付水平；現(xiàn)采用Probit方法重新對股利政策地區(qū)同群效應進行回歸分析，被解釋變量改為公司股利支付意愿(公司是否支付股利)，即虛擬變量Dum_Div，股利支付時取1，不支付時取0，解釋變量改為同群股利支付意愿Peer2，即剔除本企業(yè)的地區(qū)上年股利支付占比。因此，上市公司股利政策地區(qū)同群效應的計量模型調(diào)整為：

(3)

表5報告了改變計量模型后的實證結(jié)果，可以看到，模型(3)中同群股利支付意愿的回歸系數(shù)為2.915 3，在1%水平上顯著為正，公司股利支付意愿與其所處省區(qū)的公司股利支付占比正相關(guān)。該數(shù)據(jù)結(jié)果意味著，地區(qū)內(nèi)不同公司股利支付與否存在明顯的相互影響，公司股利支付行為存在顯著的地區(qū)同群效應。這與前述基礎(chǔ)結(jié)論一致。

第三，采用GMM法測度同群效應的內(nèi)生性，其中工具變量選取可疑內(nèi)生變量滯后項，對股利政策的地區(qū)同群效應進行進一步檢驗。表5報告了使用工具變量GMM法的同群效應Peer3回歸結(jié)果，同前述基礎(chǔ)回歸結(jié)果一致，股利政策的地區(qū)同群效應仍然顯著，符合基本結(jié)論。

表5 上市公司股利政策地區(qū)同群效應的穩(wěn)健性檢驗

第四，為進一步解決內(nèi)生性，采用PSM傾向得分匹配法進行核匹配。表6報告了各省區(qū)上市公司股利政策的平均處理效應，進一步篩查具有相同特征但處于不同省區(qū)的上市公司，其股利支付水平是否存在差異。如表6所示,省區(qū)中的大多數(shù)ATT值存在顯著性，對照組與實驗組存在顯著的地區(qū)差異，這與前述基本結(jié)論相符。

表6 上市公司股利政策地區(qū)同群效應的穩(wěn)定性檢驗

四、研究結(jié)論

已有股利政策文獻較少涉及公司股利政策的同群效應，即使是股利羊群行為也僅僅考察了非理性行為偏差對公司股利決策的影響。那么，股利政策是否會響應地區(qū)企業(yè)集群行為呢？如果存在空間效應，即地區(qū)同群效應影響了企業(yè)的股利政策，其內(nèi)在邏輯又是怎樣的呢？本文選取2007—2016年中國滬深A股的市場數(shù)據(jù)，基于空間集群視角，對上市公司股利政策的地區(qū)同群效應進行實證檢驗，判斷上市公司股利政策是否地區(qū)同群，判別上市公司股利政策如何地區(qū)同群，即地區(qū)同群效應的內(nèi)部產(chǎn)生機制和影響因素，為資本市場中股利群聚現(xiàn)象和股利支付的地區(qū)差異性提供空間層面的合理解釋。實證檢驗結(jié)論表明，上市公司股利政策具有顯著的地區(qū)同群效應，各省區(qū)公司股利支付水平存在明顯差異；基于邏輯模仿率和模仿級數(shù)律，學習模仿和競爭性模仿是上市公司股利政策地區(qū)同群效應產(chǎn)生的內(nèi)部機制，地區(qū)股利支付水平更為顯著地影響非領(lǐng)頭企業(yè)、低成長性企業(yè)和股價低估企業(yè)；地區(qū)市場化程度和地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平對上市公司股利政策地區(qū)同群效應產(chǎn)生正向作用。

基于上述研究結(jié)論，建議監(jiān)管當局進行針對性指引和規(guī)范管理，對地區(qū)同群效應更為顯著的非領(lǐng)頭、低成長性以及股價低估的企業(yè)適度增強引導，助力其股利分配行為的理性決策；同時，注重規(guī)范地區(qū)內(nèi)領(lǐng)頭企業(yè)的股利分配行為，營造有序的地區(qū)環(huán)境和市場氛圍，幫助投資者制定科學合理的投資策略組合，促使企業(yè)管理者完善其治理觀念、外部治理機制以及內(nèi)部治理結(jié)構(gòu)。