The Self-prioritization Effect in Conscious Access
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摘要:
自我相关刺激的加工优势体现于多种心理加工过程，然而自我相关刺激是否具有意识通达的优先性，还需对以往研究进行系统梳理。采用降级刺激强度、视觉掩蔽、双眼竞争、连续闪烁抑制、非注意盲、注意瞬脱作为意识阻碍的实验方法，同时将睡眠、麻醉与严重意识障碍条件作为研究手段，考查自我相关刺激在以上范式和条件中是否具有意识通达优势。部分研究发现了自我信息具有意识通达优先性的证据，并提出了诸多不同甚至冲突的假设，如：注意瞬脱和非注意盲通过中断注意过程阻碍视觉意识，那么是注意早期选择理论还是晚期选择理论能够更准确地解释自我相关刺激在两种范式中的加工优势。因此，未来需要进一步研究不一致的现象，探讨其背后的神经机制。
Abstract:The self-prioritization effects have been well-documented in many cognitive processing, yet the question whether it also shows in conscious access remains contentious. To address this issue, researchers have employed a range of experimental paradigms including stimulus degradation, visual masking, binocular rivalry, continuous flash suppression, inattentional blindness, and attentional blink. Additionally, the altered consciousness states (sleep, anesthesia, and disorders of consciousness) have been employed in other studies. Some studies have found evidence of a self-advantage in conscious access, leading to the proposal of numerous conflicting assumptions. For example, attentional blink and inattentional blindness are hypothesized to disrupt visual consciousness by interrupting the attentional process. Consequently, a question arises regarding whether the early selection theory or the late selection theory can more accurately explain the processing advantage of self-related stimuli within these two paradigms. However, the debates remain unresolved, calling for future research to further explore the observed inconsistencies and the underlying neural mechanisms.
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Keywords:
- self /
- consciousness /
- conscious access /
- self-prioritization effect
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股利政策是上市公司财务活动的三大决策之一，是上市公司在回报投资者与利润再投资两种选择间的一种权衡配置，是股东获取其投资合理合法回报的渠道，也是投资者做出投资决策时需考虑的重要因素。股利政策的选择与制定，关系股东的现期收益与公司的未来发展，进而对证券市场健康、有序运行产生实质影响。上市公司对特定股利政策的选择通常不是偶然的，如何破解股利之谜，成为了学术界、实业界和政府关注的焦点问题。
国内外股利政策的既有研究主要集中于对股利相关理论的实证判别、投资者的股利偏好和上市公司最优股利政策的制定等方面，其中对于上市公司股利决策影响因素的研究文献，大多从公司自身因素(如公司治理因素、公司特征及财务状况)、外部环境因素及制度文化等视角对其进行解释，较少涉及上市公司之间互动行为对股利决策的交叉影响，即本企业对临近地区、相似行业或相似特征的同伴企业行为进行模仿或学习，进而产生同群效应和企业集群行为，也可称其为社会传染或社会学习。同群效应最早应用于教育、健康及慈善捐赠等社会学领域的个体行为活动，近年来逐步应用于公司治理等经济学和金融学的前沿研究之中，其中，对高管薪酬同群效应的研究是对公司行为决策同群效应的较早尝试[1-7]。除高管薪酬的同群效应外，国内外学者们相继将同群效应的研究延伸至上市公司行为的诸多层面，如投资决策的同群效应[7-14]、融资决策的同群效应[15-17]、并购决策的同群效应[18-22]、资本结构决策的同群效应[23-26]、违规行为的同群效应[27-28]和企业社会责任的同群效应[29-30]等。
与羊群行为的非理性股利积聚不同，股利政策的同群效应基于经理人理性假设，具有明确的群组指向性和参照价值，引入同群者的影响，通过参考群体内其他个体的行为和特征进行理性分析与决策，而非盲目趋从，同时由于同群效应的社会放大器作用，其对于同群者的选择显得尤为重要。Popadak和Jillian研究发现，上市公司股利分配具有模仿行为，证实了上市公司股利政策同群效应的存在[31]。Adhikari和Agrawal研究指出，公司股利分红行为存在行业同群效应，且以同群公司股票价格冲击作为其同群效应内生性识别的工具变量。他们进一步指出，在信息传递环境较好或产品市场竞争程度较激烈的地区，股利的行业同群效应更为显著，小微企业或上市年限较短的公司更易与自身公司规模相近、上市年限相似的公司产生同群[32]。与以往文献大多从独立决策视角刻画股利政策不同，本文基于股利信号理论、行为理论和新制度理论的逻辑模仿率，着重研究股利政策地区层面的同群效应，实证判别上市公司股利政策是否及如何产生地区同群，对股利政策地区同群效应的存在性、内部产生机制、同群企业特征和影响因素进行了深入研究。本文的研究成果能够为股利政策的影响因素和选择动机提供一个新的研究视角，是对现有相关研究成果的有益补充，并为资本市场的监管者、企业管理者以及投资者的科学决策提供更加严谨的甄别及参考依据。
一. 理论分析与研究假设
一 股利政策地区同群效应的存在性识别
在对同群企业进行界定时，有学者倾向于研究同一行业的企业同群，如Leary和Roberts[16]、Foucault和Fresard[11]、万良勇等[21]以及陆蓉等[26]，而另一些学者则更关注地区层面的企业同群，如Gao et al[9]、石桂峰[14]等，本文也是基于企业地区同群效应来分析股利政策的地区集群行为。同一地区内部的企业存在动态竞争关系，面临相似的地区制度环境、经济发展水平和法治水平，地理位置临近的同伴公司行为能够对本企业行为决策产生映射；同一地区内的公司群体存在交互影响，地区内劳动力及信息知识等地区活力要素[13]的流动性，使得地区内的公司间更有机会进行信息共享、技术交流和知识传递，形成地区内相互观察学习的有利环境。因此，同地区的上市公司管理者人通常会采用优化调整再锚定的公司策略，基于管理者社会学习假说和信息瀑布理论，公司管理者会通过社会学习后理性计算，以进一步改进、更新和优化本企业决策行为，这为地区同群提供了可能。
Kahneman和Tversky的前景理论认为，基于效用的决策取决于每一次决策引起的变化，其价值函数的损失厌恶基于参照点的选择与设置，损失区域的边际效用与参照点的比较结果所偏离的程度及方向影响决策的结果，而投资者可以利用价值函数在损益区域内的凹凸性，重新组合股利使其效用最大化[33-34]。Baker和Wurlger将股利作为参照点，从行为理论角度建立动态股利信号传递模型，股利是未来预期盈利的事前信号，本企业可将地区内同伴企业的股利决策作为其自身股利决策的信息知识来源和参照点，选择地理位置临近的企业作为参照企业，将参照企业的股利分配行为纳入本企业的股利决策函数，通过地区内的知识溢出和口碑传递，削减公司股利决策的预期成本，并进一步通过地区内部社会网络进行传导。[35]基于模仿级数律，模仿的网络互动性较强，一旦模仿形成，其模仿行为将衍生新的模仿行为，并以几何数级增长[36]；同一地区内部股利政策产生同群的公司群体相应增多，进而响应地区企业的股利集群行为，以降低信息知识搜寻成本和决策的不确定性及复杂性[37]，满足合法性机制需要[38]。同时，企业管理者基于声誉顾虑理论、群体影响理论、责任推卸理论以及薪酬结构理论，存在对地区内长期互动、沟通而产生的如风险厌恶水平等群体观念的模仿行为和搭便车行为，进而影响公司的股利决策同群。因此，根据上述分析，股利政策能够响应地区企业的集群行为，作为上市公司三大财务决策之一的股利决策，同投资决策、融资决策一样存在地区同群效应。针对上市公司股利政策地区同群效应的存在性识别，提出假设1。
H1：上市公司的股利政策存在地区同群效应。
二 股利政策地区同群效应的内部产生机制
为分析股利政策地区同群效应的内部产生机制，需要进一步剖析产生股利政策地区同群效应的原因、股利政策地区同群效应的内在逻辑、更趋向于产生股利政策地区同群的企业类型，以及地区同群企业的特征与对象选择等问题。同群效应的产生主要源于信息获取式的学习模仿、观察式模仿、竞争性模仿以及管理者声誉的考虑等，而模仿对象的选择则应基于行为成果、特性和频次三方面进行权衡[39]。基于新制度理论的组织间模仿三定律中的逻辑模仿率，多选择学习模仿同群者中的优质公司[40]，这些优质的模仿对象往往会取得较好的行为结果[41]。领头企业正是地区市场中更易被学习模仿的风向标。领头企业的地区影响力远大于非领头企业，领头企业的市场地位、资源份额以及支配能力均处于上位，地区内的行业标准通常由领头企业制定；其股利决策的信息价值较高，且领头企业股利决策的自主性更强；其公司管理者对地区内的外部信息依赖程度相对较低。而非领头企业融资渠道单一，地区市场的影响力有限; 其企业管理者拥有较多的信息噪音、较高的信息获取成本，缺乏有效的信息资源，检索信息、获取信息、储藏信息及传递信息的能力有限；在股利决策过程中存在心理、生理以及时间约束，通常采取启发式方法。因此，非领头企业通常存在对地区企业股利分配行为的学习模仿，追随地区领头企业，进而降低其股利决策成本，增强其股利决策的有效性，符合股利向上模仿的定位。
为应对地区内竞争需要而模仿本企业竞争对手的行为，即竞争性模仿[42]。本文基于公司成长性和股价估值来分析这一机制。成长性是衡量上市公司发展前景、经营状况和企业价值的重要指标。公司的成长性机会显著影响其股利分配动机，公司管理者及第一大股东会依据企业成长性机会调整其股利决策[43]。处于不同企业生命周期阶段的成长性差异会导致不同的股利偏好，呈现出动态波动的特征。低成长性的公司业务专注度较低，未来发展不确定性较强，留存收益较高但投资及扩张机会较少[44]，外部融资约束和内部财务灵活性需求相对较小，为竞争趋上，会更倾向于关注地区股利分配水平和同伴企业股利政策，其管理者更依赖外部信息进行股利决策，并非机械性地亦步亦趋，而是将地区内同伴企业的股利信息作为本企业股利决策时的重要参考，更易产生地区同群。而高成长性公司的投资机会较多，留存收益较少，未来融资需求较大，为符合监管当局半强制分红的再融资标准和防范可能发生的融资风险，往往面临较高的融资约束和较大的财务柔性储备需求，其股利分配行为难以模仿地区股利分配水平，地区同群效应不显著。同样地，基于市场择时假说，在非理性的资本市场上，股价往往偏离其内在价值，而股价正是公司股利决策的市场反应。股价高估的公司择时回购或增发股票，以超募资金来购买无风险债券等低风险资产或增加现金等价物，存在套利行为，且管理层往往支付更高的溢价或过度投资[45]。而股价低估的公司，现金持有的预防动机增强，倾向于以债务融资或现金回购公司股票。这类公司往往更关注资本市场的波动，也更关注竞争对手的财务决策和企业未来发展战略，其股利决策也易受到同地区同伴企业的影响，产生地区同群，以在地区内激烈的市场竞争中快速反应，削减来自地区内竞争对手的压力，提高公司价值和投资者预期。
据此，提出以下三个研究假设。
H2a：同地区公司群体内部，非领头企业的股利政策地区同群效应更显著，非领头企业更易模仿地区企业的股利分配行为。
H2b：同地区公司群体内部，低成长性公司的股利政策地区同群效应更显著，低成长性公司更易模仿地区企业的股利分配行为。
H2c：同地区公司群体内部，股价低估公司的股利政策地区同群效应更显著，股价低估的公司更易模仿地区股利分配行为。
三 股利政策地区同群效应的影响因素
关于上市公司行为决策同群效应的影响因素，国内外学者研究得出一些结论：并购决策的模仿行为主要源于并购环境的不确定性[42]; 组织环境的不确定性程度影响企业跨国投资的模仿行为[46]; 地方政府干预程度影响公司投资的同群效应[14]；地区金融发展程度、地方政府干预程度以及高管的金融背景影响公司过度负债的同群效应[47]。为识别何种因素影响地区企业股利集群行为，基于地区差异性，本文以地区市场化程度和地区经济发展水平这两个因素对股利政策地区同群效应做进一步研究，探讨股利政策的同群效应在何种地区更为显著。
地区市场化程度是地方政府干预经济程度的反向指标，是地区制度环境的体现，而地区经济发展水平则是衡量地区经济发展状态和发展潜力的经济指标。上市公司所处地区的政府干预程度、法治水平和市场化进程均难以达到区域平衡[48]，市场化程度较高的地区，地方政府对地区内企业的干预程度相对较低，政府转嫁其社会性负担至上市公司的动机减弱，上市公司中小股东利益受保护程度提高[49]。同地区内公司股利分配行为倾向于映射地方政府对中央政策落实的裁量权，股利决策包含相关地区市场环境信息，且经济发展水平较高的地区，其信息不对称程度较低，为上市公司的股利决策营造了良好的信息交流传递环境，
有利于地区内公司间股利决策的互通，更易产生同群。
据此，提出以下两个研究假设。
H3a：市场化程度越高的地区，上市公司股利政策的地区同群效应越显著，市场化程度对股利政策的地区同群效应有正向作用。
H3b：经济发展水平越高的地区，上市公司股利政策的地区同群效应越显著，经济发展水平对股利政策的地区同群效应有正向作用。
二. 研究设计与实证分析
一 样本选择及数据来源
本文选取A股上市公司全样本，剔除金融类公司、PT或ST公司、数据异常和数据缺失的观测样本，并对部分连续变量进行双向Winsorize处理，研究2007—2016年上市公司股利政策的地区同群效应，共得到十年间17 200家面板数据样本。其中，研究涉及的公司财务数据来源于CSMAR数据库和RESSET数据库，公司治理数据来源于WIND数据库，市场化指数则基于樊纲等编制的《中国分省份市场化指数报告(2018)》[50]，数据选用年度数据，参数估计过程选用Stata14.0。
二 变量设定
为研究上市公司股利政策的地区同群效应，构建被解释变量股利支付水平Div、解释变量同群股利支付水平Peer，将其他影响公司股利政策的因素纳入控制变量，其中包括公司规模Size、资产负债率Lev、市账比MB、净资产收益率ROE、成长性Growth、每股经营现金流量CFO、产权性质SOE和股权集中度Top1。在对股利政策地区同群效应的影响因素分析中，加入地区市场化程度Market和地区经济发展水平GDPG作为调节变量。此外，在回归分析中还应对行业固定效应和年度固定效应进行适度控制，且实证模型中的相关变量间应不存在严重的多重共线性。
三 实证模型
为了对中国A股上市公司的股利政策地区同群效应进行实证判别，检验股利政策是否响应地区企业集群行为，设定模型如下：
Divi,p,t=α+β1peer−i,p,t−1+β2Sizei,p,t+β3Levi,p,t+β4MBi,p,t+β5ROEi,p,t+β6Growthi,p,t+β7CFOi,p,t+β8SOEi,p,t+β9Top1i,p,t+σ′μind+φ′vt+εi,t (1) 其中，被解释变量Divi, p, t为公司i在P地区第t年的股利支付率，Divi, p, t≥0；解释变量Peer-i, p, t-1为P地区内除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；其余为控制变量，并对行业效应和年度效应进行了适度控制，若β1为正，则存在地区同群效应。
为识别股利政策地区同群效应的内部产生机制和同群企业特征，对公司规模、成长性、股价高估或低估进行分组检验回归。样本分组标准为：对公司规模进行分组，将地区内公司规模的前10%定义为领头企业，其余公司定义为非领头企业；对公司成长性按主营业务收入增长率的中位数进行分组，高于主营业务收入增长率中位数的定义为高成长性企业，低于主营业务收入增长率中位数的定义为低成长性企业；股价高估或低估则是按行业平均市净率进行分组刻画，将高于行业市净率均值的定义为股价高估，低于行业市净率均值的定义为股价低估。通过分组回归，识别地区内不同上市公司的同群效应大小及显著性。
为进一步分析股利政策同群效应的地区差异性，本文研究检验地区市场化程度和地区经济发展水平这两个因素对股利政策的地区同群效应的影响。构建模型如下：
Divi,p,t=α+β1peer−i,p,t−1+β2Marketi,p,t+β3Marketi,p,t×peer−i,p,t−1+β4GDPGi,p,t+β5GDPGi,p,t×peer−i,p,t−1+β6Sizei,p,t+β7Levi,p,t+β8MBi,p,t+β9ROEi,p,t+β10Growthi,p,t+β11CFOi,p,t+β12SOEi,p,t+β13Top1+σ′μind+φ′vt+εi,t (2) 其中，Market和GDPG分别代表地区市场化程度和地区经济发展水平，将地区市场化指数Market、地区经济增长率GDPG与同群股利支付水平Peer进行交乘，其余变量与模型(1)一致。
四 主要变量描述性统计
表 1为主要变量的描述性统计结果。从描述性统计结果来看，不同公司的股利支付率与地区股利支付率存在明显差异，公司股利支付率最大值为1.918 1，最小值为0；地区股利支付率最大值为3.561 4，最小值0.016 6。
表 1 主要变量的描述性统计均值 中位数 标准差 最大值 最小值 Div 0.244 2 0.173 4 0.309 2 1.918 1 0.000 0 Peer 0.283 0 0.255 0 0.178 8 3.561 4 0.016 6 Size 22.071 2 21.902 6 1.244 3 25.848 5 19.680 0 Lev 0.461 0 0.464 9 0.203 4 0.879 8 0.057 0 MB 3.917 7 2.990 6 3.175 5 19.806 0 0.703 4 ROE 0.061 2 0.065 9 0.116 6 0.312 0 -0.597 3 Growth 0.189 4 0.109 4 0.471 3 3.103 1 -0.566 3 CFO 0.045 1 0.044 3 0.074 3 0.255 2 -0.182 8 SOE 0.489 7 0.000 0 0.499 91 1.000 0 0.000 0 Top1 0.354 0 0.335 6 0.151 2 0.749 7 0.087 8 Market 7.740 2 7.880 0 1.729 8 10.920 0 -0.230 0 GDPG 0.117 0 0.103 7 0.057 8 0.322 7 -0.224 0 五 实证结果分析
对上市公司股利政策地区同群效应的存在性进行回归分析，被解释变量为股利支付水平Div，采用多元Logit回归，表 2报告了模型(1)的回归结果。如表 2所示，同群股利分配率的回归系数为0.094 6，在1%水平上显著且为正，公司股利支付水平与其所处地区的股利支付水平正相关。该数据结果意味着，同群企业的股利支付水平对本企业股利支付水平产生显著影响，地区内不同公司股利支付水平与地区股利支付水平存在明显联动，导致地区内股利支付的集群行为，即地区层面的同群效应存在于公司股利支付行为之中。这与研究假设H1预期一致，H1得到验证。
表 2 上市公司股利政策地区同群效应的回归结果Div Div Div Peer 0.140 1*** 0.124 2*** 0.094 6*** (5.88) (5.63) (4.35) Size 0.017 9*** 0.019 4*** (7.82) (7.60) Lev -0.266 9*** -0.265 6*** (-20.00) (-17.90) MB -0.009 0*** -0.008 4*** (-12.87) (-11.08) ROE 0.187 0*** 0.205 1*** (13.75) (14.30) Growth -0.047 6*** -0.043 6*** (-10.90) (-9.92) CFO 0.229 7*** 0.208 4*** (7.54) (6.59) SOE -0.039 0*** -0.028 6*** (-7.78) (-5.37) Top1 0.169 1*** 0.167 4*** (10.55) (10.04) Constant 0.204 6*** -0.081 7* -0.099 0* (30.24) (-1.69) (-1.68) Year NO NO Yes Industry NO NO Yes N 17 200 17 200 17 200 Adj.R2 0.006 5 0.078 8 0.090 2 注：***、**、*分别表示在1%、5%、10%的统计水平上显著；括号内为经异方差调整的t值，下同。 进一步按照公司规模、成长性以及股价估值进行分组回归检验，结果见表 3。表 3中第一列和第二列分别代表领头企业和非领头中小企业的股利政策地区同群效应的回归结果；第三列和第四列分别代表高成长性公司和低成长公司的股利政策地区同群效应的回归结果；第五列和第六列分别代表股价高估公司和股价低估公司的股利政策地区同群效应的回归结果。
表 3 上市公司股利政策地区同群效应的分组回归结果领头 非领头 高成长 低成长 高估 低估 Peer 0.120 9 0.092 3*** 0.023 6 0.165 3*** 0.071 6*** 0.113 3*** (1.41) (4.13) (1.45) (4.20) (3.01) (3.28) Size 0.018 1 0.026 1*** 0.018 7*** 0.022 8*** 0.030 3*** 0.012 0*** (1.45) (7.67) (5.71) (5.73) (6.82) (3.34) Lev -0.343 4*** -0.263 0*** -0.253 6*** -0.283 8*** -0.261 1*** -0.266 1*** (-7.00) (-16.62) (-13.71) (-12.32) (-12.27) (-12.76) MB -0.004 5 -0.008 1*** -0.006 8*** -0.007 8*** -0.006 8*** -0.005 7 (-1.35) (-10.11) (-7.18) (-6.45) (-6.97) (-1.54) ROE 0.277 7*** 0.191 3*** 0.041 0 0.262 5*** 0.147 1*** 0.288 3*** (5.72) (12.58) (1.55) (12.57) (9.03) (11.34) Growth -0.041 8*** -0.044 4*** -0.044 0*** 0.067 9*** -0.038 4*** -0.048 5*** (-3.92) (-9.31) (-9.07) (2.74) (-6.28) (-7.56) CFO 0.144 9 0.213 2*** 0.223 8*** 0.172 2*** 0.216 9*** 0.205 2*** (1.41) (6.39) (5.80) (3.32) (4.57) (4.77) SOE 0.029 8* -0.032 5*** -0.009 7 -0.050 7*** -0.025 8*** -0.030 2*** (1.74) (-5.80) (-1.40) (-6.22) (-3.13) (-4.34) Top1 -0.009 0 0.182 9*** 0.152 6*** 0.182 2*** 0.197 4*** 0.158 6*** (-0.18) (10.13) (7.46) (6.96) (7.83) (7.21) Constant -0.062 8 -0.245 4*** -0.071 0 -0.182 6** -0.310 5*** 0.021 2 (-0.21) (-3.22) (-0.94) (-2.01) (-3.15) (0.25) Year Yes Yes Yes Yes Yes Yes Industry Yes Yes Yes Yes Yes Yes N 1 601 15 599 8 549 8 651 6 036 11 164 Adjust.R2 0.117 0.091 7 0.080 1 0.106 0.126 0.069 9 其中，第一列和第二列同群股利支付率即地区股利支付水平的回归系数分别为0.120 9和0.092 3，领头企业分组结果不显著，非领头企业分组结果在1%水平上显著且为正。这表明，领头企业的股利支付水平与其所在省区的平均支付水平不相关，其股利决策独立性较强；而非领头企业更易受到地区股利支付水平的显著影响，倾向于模仿地区企业的股利分配行为，非领头企业的地区同群效应更显著，H2a得证。同样，第三列和第四列同群股利支付率的回归系数分别为0.023 6和0.165 3，高成长性公司分组结果在1%水平上不显著，低成长性公司分组结果显著。这意味着，高成长性公司的股利分配水平与其所在省区的平均支付水平不相关，低成长性公司更易受到地区股利支付水平的显著影响，倾向于模仿地区企业的股利分配行为，低成长性公司的地区同群效应更显著，H2b得证。第五列和第六列同群股利支付率的回归系数分别为0.071 6和0.113 3，均在1%水平上显著，但低估分组系数显著大于高估组，低估公司的股利地区同群效应同比更为显著，更倾向于模仿地区企业的股利分配行为，H2c得证。因此，上市公司股利政策地区同群效应的分组回归结果与预期研究假设一致，非领头企业、低成长性公司和股价低估公司的股利政策更倾向于响应地区集群行为。
对上市公司股利政策地区同群效应影响因素的判别见表 4。本文将地区市场化程度与地区经济发展水平作为地区影响因素，刻画股利政策同群效应的地区差异性影响。表 4显示，Market×Peer和GDPG×Peer交乘项系数显著且为正，意味着地区市场化程度和经济发展水平均会显著加强股利政策的地区同群效应，即市场化程度越高、经济发展水平越高的地区，如东部沿海地区，公司股利支付率与其所在省区的股利支付水平正相关性越强，H3a和H3b得证。
表 4 上市公司股利政策地区同群效应影响因素的回归结果Div Div Div Div Div Div Peer 0.132 3** 0.053 5 0.040 3 0.011 1* 0.010 3 0.003 6 (1.97) (-0.82) (0.57) (0.20) (0.20) (0.07) Market -0.003 9 -0.004 2 -0.010 8 (-1.36) (-1.51) (-1.46) Market×Peer 0.044 2*** 0.029 4*** 0.009 4* (4.62) (3.16) (1.86) GDPG -0.630 5*** -0.424 5*** -0.315 0** (-5.50) (-3.87) (-2.42) GDPG×Peer 1.297 5*** 1.026 6** 0.876 9* (2.65) (2.20) (1.74) Size 0.016 7*** 0.019 4*** 0.015 5*** 0.019 6*** (7.13) (7.59) (6.58) (7.65) Lev -0.261 2*** -0.265 4*** -0.257 7*** -0.265 8*** (-19.33) (-17.88) (-18.90) (-17.91) MB -0.009 2*** -0.008 4*** -0.009 1*** -0.008 3*** (-13.12) (-11.07) (-13.09) (-11.00) ROE 0.186 8*** 0.205 1*** 0.197 1*** 0.204 5*** (13.73) (14.29) (14.31) (14.22) Growth -0.046 7*** -0.043 5*** -0.045 3*** -0.043 3*** (-10.69) (-9.90) (-10.39) (-9.86) CFO 0.230 1*** 0.207 9*** 0.233 2*** 0.210 5*** (7.54) (6.58) (7.66) (6.65) SOE -0.033 4*** -0.028 6*** -0.035 5*** -0.028 7*** (-6.58) (-5.38) (-7.08) (-5.39) Top1 0.166 9*** 0.167 5*** 0.168 9*** 0.167 1*** (10.40) (10.05) (10.54) (10.03) Constant 0.214 1*** -0.040 2 0.001 9 0.280 4*** 0.015 1 -0.056 7 (10.67) (-0.79) (0.02) (18.93) (0.29) (-0.92) N 17 200 17 200 17 200 17 200 17 200 17 200 Adjust.R2 0.011 0 0.080 1 0.090 2 0.010 9 0.080 3 0.090 6 三. 稳健性检验
为保证实证研究结论的科学性和稳健性，本文进行了稳健性检验。
第一，为进一步排除行业因素对地区同群变量的干扰影响，对实证模型中的解释变量进行替换。在构建股利政策地区同群变量时，将行业因素从股利地区同群变量中剔除，重新进行回归分析，识别地区同群效应是否稳健。由表 5可见，实证结果与基础回归结果相符，地区同群变量Peer1的回归系数为0.080 4，仍在1%水平上显著为正，符合基本结论，与前述结论一致。
表 5 上市公司股利政策地区同群效应的稳健性检验(1) (2) (3) Peer1 0.101 1***(4.46) 0.095 4***(4.46) 0.080 4***(3.93) Peer2 2.771 5*** 2.456 1*** 2.915 3*** (32.26) (23.92) (12.73) Peer3 0.399 2*** 0.359 4*** 0.273 7* (6.28) (5.76) (1.72) 第二，本文将股利支付率作为衡量地区股利支付行为的标准，为使股利政策地区同群效应的实证结果更为稳健，对计量模型进行调整：前述采用多元OLS回归，被解释变量为公司股利支付水平，解释变量为同群股利支付水平；现采用Probit方法重新对股利政策地区同群效应进行回归分析，被解释变量改为公司股利支付意愿(公司是否支付股利)，即虚拟变量Dum_Div，股利支付时取1，不支付时取0，解释变量改为同群股利支付意愿Peer2，即剔除本企业的地区上年股利支付占比。因此，上市公司股利政策地区同群效应的计量模型调整为：
Dum−Divi,p,t=α+β1per2−i,p,t−1+β2Sizei,p,t+β3Levi,p,t+β4MBi,p,t+β5ROEi,p,t+β6Growthi,p,t+β7CFOi,p,t+β8SOEi,p,t+β9Top1i,p,t+σ′μind+φ′vt+εi,t (3) 表 5报告了改变计量模型后的实证结果，可以看到，模型(3)中同群股利支付意愿的回归系数为2.915 3，在1%水平上显著为正，公司股利支付意愿与其所处省区的公司股利支付占比正相关。该数据结果意味着，地区内不同公司股利支付与否存在明显的相互影响，公司股利支付行为存在显著的地区同群效应。这与前述基础结论一致。
第三，采用GMM法测度同群效应的内生性，其中工具变量选取可疑内生变量滞后项，对股利政策的地区同群效应进行进一步检验。表 5报告了使用工具变量GMM法的同群效应Peer3回归结果，同前述基础回归结果一致，股利政策的地区同群效应仍然显著，符合基本结论。
第四，为进一步解决内生性，采用PSM倾向得分匹配法进行核匹配。表 6报告了各省区上市公司股利政策的平均处理效应，进一步筛查具有相同特征但处于不同省区的上市公司，其股利支付水平是否存在差异。如表 6所示, 省区中的大多数ATT值存在显著性，对照组与实验组存在显著的地区差异，这与前述基本结论相符。
表 6 上市公司股利政策地区同群效应的稳定性检验省区 安徽 北京 福建 甘肃 广东 广西 贵州 海南 河北 河南 黑龙江 湖北 湖南 吉林 江苏 江西 辽宁 内蒙古 山东 山西 陕西 上海 四川 天津 新疆 云南 浙江 重庆 ATT -0.004 1 -0.015 7** -0.131 1*** 0.005 7 0.000 4 0.099 8*** -0.003 9 0.037 8 0.008 7 -0.018 8 -0.013 3 -0.080 8** -0.029 7** -0.043** 0.033 8*** 0.007 1 -0.005 5 -0.022 -0.034 6*** -0.063 9*** 0.017 6 -0.009 8* -0.032 8*** -0.051 7*** 0.000 0.020 2 0.039 6*** -0.046 7*** (-0.33) (-2.33) (-8.28) (0.35) (0.06) (3.11) (-0.32) (1.40) (0.47) (-1.37) (-0.65) (-2.63) (-2.16) (-2.08) (3.88) (0.38) (-0.27) (-1.05) (-3.70) (-3.42) (0.85) (-1.88) (-2.73) (-2.69) 0.00 (0.78) (4.40) (-3.10) 四. 研究结论
已有股利政策文献较少涉及公司股利政策的同群效应，即使是股利羊群行为也仅仅考察了非理性行为偏差对公司股利决策的影响。那么，股利政策是否会响应地区企业集群行为呢？如果存在空间效应，即地区同群效应影响了企业的股利政策，其内在逻辑又是怎样的呢？本文选取2007—2016年中国沪深A股的市场数据，基于空间集群视角，对上市公司股利政策的地区同群效应进行实证检验，判断上市公司股利政策是否地区同群，判别上市公司股利政策如何地区同群，即地区同群效应的内部产生机制和影响因素，为资本市场中股利群聚现象和股利支付的地区差异性提供空间层面的合理解释。实证检验结论表明，上市公司股利政策具有显著的地区同群效应，各省区公司股利支付水平存在明显差异；基于逻辑模仿率和模仿级数律，学习模仿和竞争性模仿是上市公司股利政策地区同群效应产生的内部机制，地区股利支付水平更为显著地影响非领头企业、低成长性企业和股价低估企业；地区市场化程度和地区经济发展水平对上市公司股利政策地区同群效应产生正向作用。
基于上述研究结论，建议监管当局进行针对性指引和规范管理，对地区同群效应更为显著的非领头、低成长性以及股价低估的企业适度增强引导，助力其股利分配行为的理性决策；同时，注重规范地区内领头企业的股利分配行为，营造有序的地区环境和市场氛围，帮助投资者制定科学合理的投资策略组合，促使企业管理者完善其治理观念、外部治理机制以及内部治理结构。
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