上市公司現金股利決策同群效應研究
——基于董事連鎖視角

王建瓊，黨 瑤

（西南交通大學經濟管理學院，成都 610031）

一、引言

股利政策一直以來深受社會各方的關注。近年來，國家相關部門機構就促進我國資本市場形成良好的分紅氛圍而制定相應政策，做出了一些探索與努力。2015 年4 月修訂的《中華人民共和國證券法》（下文簡稱《證券法》）明確了上市公司現金股利政策的相關規定，在2020 年3 月實施的新修訂的《證券法》第九十一條明確提出，“上市公司應當在章程中明確分配現金股利的具體安排和決策程序，依法保障股東的資產收益權。上市公司當年稅后利潤，在彌補虧損及提取法定公積金后有盈余的，應當按照公司章程的規定分配現金股利?！雹賲⒁?019 年12 月28 日，經第十三屆全國人民代表大會常務委員會第十五次會議新修訂的《中華人民共和國證券法》第九十一條。在政策面的引導下，上市公司近年來的分紅表現也逐漸有了向好趨勢。從2015 年到2020 年，我國A 股上市公司現金股利分紅總金額從6667.06 億元逐年遞增到1.52 萬億元，再創歷史新高，而從行業派現公司比例來看，銀行業的銀行股均派發了現金股利，且分紅金額達到4884.18 億元，遙遙領先于其他行業，其次食品飲料和鋼鐵的行業也有近八成公司實施分紅，而服務和傳媒行業分紅公司比例則處于末端水平②參見證券時報網https：//kuaixun.stcn.com/cj/202105/t20210510_3206693.html。。因此我們不禁思考，上市公司現金股利分紅的逐年增加，且存在行業間分紅公司比例的差異，除了行業及公司經營業績帶來的利潤增加及國家政策的驅動外，是否存在著基于“別人分紅所以我也分紅”的現金股利決策“同群效應”呢？

學者們依據傳統的股利政策理論在分析公司股利政策制定時，往往將上市公司作為一個個獨立的個體，從公司內部或外部尋找潛在的影響公司股利決策制定的相關因素，眾多研究結果表明，股利政策與市場層面，公司層面或是投資者個體層面都有著密切的關系。隨著對“同群效應”的研究從社會心理學領域延伸到經濟管理學領域，學者們嘗試將個體公司放在一定的群體之中進行考慮，在這一研究視角下，學者們在公司治理、財務決策、并購策略等方面均證明了群體對個體公司影響的存在。在股利政策方面，黃娟娟（2009）率先提出我國上市公司股利分配存在一種顛覆以往傳統股利政策理論的“群聚”行為之后，逐漸有學者將目光轉向對股利“群聚”行為的研究，但已有研究多從股利同群效應的存在性（Adhikari 和Agrawal，2018；王磊等，2021）方面進行探討，而對其深層次的機制缺乏進一步剖析。

在當今信息資源競爭時代，高管之間相互兼任形成的社會關系網絡特別是董事連鎖，已然成為公司治理領域的一個重要現象，且被視作信息傳遞的渠道而成為一個新的研究視角。張祥建和郭嵐（2014）分析認為董事連鎖是一種邊界掃描工具，有助于企業了解關于其他企業和行業的信息和機會。學者們在研究上市公司的治理行為時，也嘗試把高管社會關系網絡視作是協調和治理機制，從信息互通、資源共享等角度，研究發現高管社會關系網絡在公司債務融資（王營和曹廷求，2014；劉穎等，2015）、慈善行為（陳仕華和馬超，2011）、社會責任報告披露（韓潔等，2015）、創新投入（王營和張光利，2018）、盈余管理（孟巖和周航，2018）、稅收規避（田高良等，2017）甚至公司違規（王建瓊和曹世蛟，2020）等方面均會不同程度地導致公司行為的抑制、增進或擴散傳播的現象。但綜合目前國內外的研究情況來看，從高管社會關系網絡維度特別是同業董事連鎖視角對公司股利決策的探討展開的還比較少，而本文則為同業董事連鎖對上市公司現金股利決策同群效應影響研究提供新的注解。

本文考慮到的是：一方面，目前對上市公司股利同群效應的研究大多只籠統檢驗同群效應的存在性，而對其內在機制的探討較少。那么不禁要問，公司間股利政策的傳導機制是怎樣的呢？董事會成員在同業兼任所形成的連鎖關系這一非正式的信息溝通渠道，是否也能通過信息的傳遞對其公司的股利分配造成一定的影響，使得目標公司去模仿或學習同群企業做出股利決策呢？這種同群行為在不同的情景下是否存在區別？對企業的價值效應又是怎樣的呢？

本文通過對董事連鎖視角下我國上市公司現金股利決策同群效應的研究，可能的貢獻如下：第一，基于公司董事間的社會互動與信息交換，從董事會成員同業兼任視角，探究董事同業兼任對公司股利“同群”效應的影響，證明了高管社會關系網絡這一非正式的信息傳遞渠道給公司現金股利政策制定帶來的影響；第二，本文進一步拓展考察了在行業競爭性、融資約束異質性及公司產權性質存在異質性時，董事同業兼任下公司的股利同群效應的不同表現，豐富了現金股利同群效應的分析框架；第三，通過對股利同群行為的價值效應進行檢驗，結果表明適度地參考同群公司的股利政策和特質信息有利于提升公司的價值，但是一旦超過了限度，則將有損于公司價值；第四，就本文的實踐意義來講，本文的研究結論為公司現金股利決策提供參考，為公司考察股利政策制定與董事會治理結構安排提供思路，也為相關監管部門針對我國資本市場的具體情況、行業特性和公司特點等，制定有助于我國上市公司形成更加良好的分紅氛圍的政策提供一些依據。

二、理論分析與研究假設

（一）公司現金股利同群效應

社會影響理論認為，個人的決策會因受到他人或團體的社會力量的影響而產生錨定效應，從而使自己的決策往特定方向上發生偏移，特別是當個人與他人在時間和空間上接近程度比較大的時候，這種影響會更加明顯（侯玉波，2013）。而在市場中，各企業之間存在著基于同行業、同地域甚至是同一社會關系網絡而導致的決策行為的相互影響（劉靜和王克敏，2018；劉柏和王一博，2019；陸瑤和胡江燕，2016），因而起源于社會心理學領域的同群效應便被引入了公司治理研究當中，其表現為單個主體的決策或行為受到其所在群體中其他主體的影響，而這種影響本質上表現為個體做出的平衡內部自身需求與外部客觀環境的行為。

從自身內部需求來看：一是彌補不確定性，獲得安全感需求。社會心理學認為，個體的決策中往往包含著對未來結果的不確定性與風險性的內化過程（Dodgson，1993）。決策者在做出選擇的時候，根據有限理性理論，不可能完全基于利益最大化去做出決策，而是更多地考慮不確定性下的可行性去行動。而面對決策依據與行為結果都具有較大的不確定性時，選擇帶來的安全感是重要的考慮因素。因為同行業公司與個體公司面對著相同的環境背景與大致相似的影響因素，因而同行業公司便是個體公司獲得安全感的依賴對象，此時模仿便是企業應對不確定性的自然反應（Marvin 和Shigeru，2006）；二是獲取滿足感需求。身處群體中的個體都擁有著強烈的歸屬感與榮譽感，都渴望在群體中受到對自身良好評價帶來的滿足感（Morck et al，1989）。而此時，相比于自己承擔一意孤行決策結果背后的風險，個體會更傾向于模仿與學習群體決策，從而增強自身的滿足感，而即使將來失敗了，個體也會從群體中得到一種安慰。因此決策層便很可能跟隨與自己同屬于一個行業的公司做出自己公司的現金股利決策；三是公司和高管維護或提高自身聲譽的需求（Zwiebel，1995）。為了保證其聲譽，高管在做出公司重要財務決策的時候，他們不會僅僅依據自己有限的信息做出判斷，因為這樣一旦失敗就會增加他們及公司聲譽受損風險，因而此時決策者更傾向于模仿同行業公司的決策（陸蓉等，2017），由此使得股利政策同群效應在公司間形成；四是降低信息獲取成本需求。由于當前市場上還存在著披露機制不完善的問題，市場中還存在信息的不充分，而決策的過程往往是既費時又費力，特別是當自有信息很少的時候（Bikhchandani 和Huang，1993），往往很難做出一個合理的決策，而此時理性的管理者為了降低決策難度便會采取“搭便車”的行為（0atel et al，1991），依賴同群公司的股利決策。

從外部客觀環境來看，組織制度學派的學者認為，嵌入在組織場域中的企業，其企業理念、組織架構及決策行為在一定程度上都會被組織制度所塑造，組織戰略的制定和實施自然也會受到制度同構帶來的壓力（DiMaggio 和0owell，1983）。在制定公司的股利政策時，這種同構壓力可能源于近年來國家出臺的半強制分紅政策等法律法規的硬性強制要求及迎合來自社會文化中投資者特別是中小投資者對于現金股利的期望等非正式的強制要求，因而出于對社會合法性和組織穩定性的尋求往往就會使得公司間的現金股利決策行為趨同。

基于以上分析，本文提出假設1：

我國上市公司的現金股利決策存在跟隨同行業公司決策的同群效應（H1）。

（二）董事聯結與股利同群效應

古語有云“近朱者赤，近墨者黑”，這句話強調的便是群體給身處其中的個體帶來的深刻影響。對處于行業中的上市公司來說，其決策要受到行業中其他公司的影響，有兩個要素必不可少：一是要有獲得同行業公司特質或決策等相應信息的渠道，二是要得到所需的有效的信息。一般的信息傳播渠道如網絡、電視媒體和期刊報紙等，雖然能傳遞一些信息，但這些必定是經過“篩選”的，能夠被允許傳播的信息，一些較為隱蔽的或更重要的信息則難以獲取。而隨著高管兼任的出現，高管社會關系網絡便能滿足上述兩要素的要求。因為高管社會關系網絡是公司間進行非正式溝通的重要橋梁，且其中蘊藏著巨大的信息量，而在信息資源逐漸成為上市公司搶占的重要戰略資源的當今時代，獲得更多的信息一定程度上意味著獲得更多的選擇權和能動性。那么在這樣一張巨大的社會關系網絡中，公司必然會借此渠道獲得關于同行業公司的決策動態和相關信息。而現有研究也證明，上市公司間的高管社會關系網絡恰恰發揮著信息傳遞的作用，其中傳遞的信息可能是公司的財務決策或治理行為，如并購行為（Haunschild 和Beckman，1998）、會計師事務所選擇（馬超和陳仕華，2012）等，另外也可能是相關的管理經驗或技巧甚至是一些負面的信息，如陳仕華和陳鋼（2013）研究發現高管聯結是企業間財務重述行為擴散的重要信息傳遞渠道，由于存在聯結關系的高管親自參與到了本公司的財務重述之中，因而他們會通過企業間的兼任將這種較為私密的一手資料信息帶到目標企業，掌握這些經驗方法的目標企業便更有可能發生財務重述行為。

考慮到公司很多決策都經由董事會做出。因此學者們更進一步地將高管聯結范圍縮小至董事聯結。相較于代理理論強調董事會的監督職責，資源依賴理論則認為提供資源是董事會的主要職責（0feffer 和Salancik，1978），董事會能夠為公司提供包括法律支持、聲譽支持、專業的忠告和建議及與其他資源方取得良好聯系等資源?；谏鐣W絡視角，已有研究發現，董事會基于社會關系網絡形成的類似社會資本能夠幫助公司獲取和衍生各種顯性或隱性的資源，如Ortiz-De-Mandojana et al（2012）研究發現，特別是對專業技術知識要求較高的行業目標公司來說，當自身與知識密集型企業形成基于董事連鎖的企業關系網絡時，連鎖董事能在目標公司的環境戰略制定和實施過程中，提供更精準的技術、觀點及最前沿的信息知識，促進企業制定和實施有效的環境戰略。陳運森和鄭登津（2017）認為，相較于管理層，董事會成員因為他們可能在其他公司任董事的過程中參與過類似的投資項目決策，或者在與其他董事的接觸中有過經驗交流，從而更了解類似于投資項目的優勢、成長性和風險等對投資決策有重大影響的信息，因而能夠將這些信息內化于目標公司的投資決策中。除了專業的知識信息，韓潔等（2015）研究認為關于企業社會責任報告的一些私人信息也會通過那些能夠參與到企業社會責任報告披露決策的制定過程中的連鎖董事來傳遞。借鑒此思想，本文考慮到，對于上市公司來說，董事會是現金股利政策制定的重要機構組織，董事通過日常參與兼任公司的董事會議，并與其他董事溝通交流，對該公司信息及行業相關的股利政策必定會十分了解。因此，同行業中兼任的董事人員會為目標公司帶來同行業股利政策作為直接參考，從這個方面，同業董事連鎖便會對目標公司的股利決策制定產生一定的影響。

基于此，本文提出假設2：

同業董事連鎖會為目標公司傳遞同業公司的現金股利決策，因而同業董事連鎖會強化上市公司現金股利決策的同群效應（H2）。

三、研究設計

（一）樣本選擇與數據來源

本文選取2014—2018 年滬深兩市A 股上市公司為初始樣本，并參考目前大多數學者的研究數據選取慣例剔除金融行業及被特殊處理的ST（special treatment）和ST*（special treatment*）公司。上市公司的現金股利分配數據來源于CSMAR（中國經濟金融研究）數據庫中的“財務指標分析-股利分配”，缺失數據經查詢新浪財經得以補充。對同群公司的界定依據當前大部分學者的方法，按照《2012 證監會行業分類指引》中二級分類標準將所屬行業代碼相同的公司劃分為同行業公司，為了確保目標公司有“同伴”，剔除了所屬行業的公司數目少于5 家的上市公司樣本。上市公司董事連鎖情況通過手工整理匹配目標公司董事在同行中業兼任董事計算得到。具體來講，首先以CSMAR 數據庫中的“高管個人資料文件”為基礎資料，通過網頁檢索補齊缺失信息后，對目標公司各位董事的任職情況逐一整理和核對，接著匹配出各位董事在其他上市公司中兼任的信息并提取出兼任公司與目標公司同屬于一個行業的數量情況。因為本文考察的是上市公司現金股利分配情況，而上市公司的利潤分配與當年公司的盈利情況緊密相關。因此剔除了每股盈利（E0S）為負的公司樣本。實證模型中涉及的其他控制變量均來自于CSMAR 數據庫，剔除數據缺失值后，本文共得到了12147 個公司-年度觀測值，并對所有連續變量在上下1%的水平上進行Winsorize 縮尾處理。

（二）關鍵變量定義

1.被解釋變量

本文選取上市公司每股現金股利（cd）③國內外學者們在研究股利政策同群效應時主要選取三個變量作為股利政策的代理變量，分別是①為股利派發意愿，即是否派發現金股利，常用虛擬變量0-1，②為每股現金股利，③為股利支付率，即每股現金股利/每股凈利潤。本文對這三種指標均進行了實證檢驗，結果顯示僅每股現金股利存在同群效應行為，而因此本文將被解釋變量現金股利政策定義為每股現金股利。作為目標公司現金股利政策衡量指標。

2.解釋變量

（1）同群公司平均股利（cdave）：本文將t年j行業中除i公司外的其他公司平均現金股利水平作為t年i公司的同群公司平均現金股利水平。

（2）董事連鎖：本文對董事連鎖進行兩種類型的計量。第一種是否存在同業董事連鎖的虛擬變量（IndD），即i公司是否有董事在同行業中兼任董事，是則記為1，否則為0。第二種為同業董事連鎖強度（N），借鑒王理想和姚小濤（2017）的定義方法，N以連鎖董事的連鎖數量來衡量，即若i公司A 董事的同業公司兼任數為1，B 董事的同業公司兼任數為2，則i公司的同業董事連鎖強度為1+2=3，且在本文實證回歸中令同業董事連鎖N等于連鎖數量加1 并取對數。

3.控制變量

參考相關文獻后，本文控制了一些可能會影響目標公司現金股利的公司個體層面的財務特征指標和公司治理指標，包括資產負債率（lever）、總資產報酬率（roa）、資產規模（size）、每股經營凈現金（cfps）、可持續增長率（growth）、前十位股東持股比例（top10）和獨立董事比例（indep），同時為了控制行業的整體情況，也控制了同群公司特質信息：包括同行業公司（剔除i公司）平均資產負債率（ilever）、總資產報酬率（iroa）、資產規模（isize）、每股經營凈現金（icfps）及可持續增長率（igrowth）等財務指標。具體見表1。

表1 主要變量定義表

（三）實證模型

1.基準模型：現金股利同群效應的檢驗

本文的基準模型旨在檢驗假設H1，即我國上市公司的現金股利決策存在跟隨同行業公司決策的同群效應。因此模型表示為

其中：cdijt為t年j行業的i公司分配的現金股利；cdaveijt表示t年j行業除i公司以外的同群公司平均現金股利；Xijt為目標公司個體層面的控制變量，包括資產負債率、總資產報酬率、資產規模、每股經營凈現金、可持續增長率、前十位股東持股比例和獨立董事比例等；為第t期的行業財務指標控制變量（剔除i公司），包括平均資產負債率、總資產報酬率、資產規模、每股經營凈現金及可持續增長率等；DInd和DYear分別為行業和年份固定效應；εijt為隨機擾動項（下同）。如果系數α1顯著為正，說明同群公司的現金股利水平對目標公司有顯著正向的溢出作用，也即上市公司存在模仿或學習同群公司現金股利發放的同群效應。

2.同業董事連鎖與同群效應

針對假設H2，為考察同業董事連鎖是否起到了在企業間進行信息傳遞的作用，從而對上市公司股利決策制定中的同群效應產生影響，本文分別就同業董事連鎖存在性（IndDijt）和連鎖強度（Nijt）兩個變量與同群公司平均現金股利水平（cdaveijt）進行交互相乘（IndDijt×cdaveijt和Nijt×cdaveijt），構建檢驗同業董事連鎖情況對股利同群效應的影響模型如下：

四、實證結果與分析

（一）描述性統計

主要變量的描述性統計見表2，從中可以看到，樣本中每股現金股利（cd）的均值為0.128，即樣本公司平均每股派發現金股利0.128 元。IndD的均值為0.328，即樣本中有大約32.8%的公司有董事在同行業其他公司兼任董事的情況。董事連鎖平均強度為0.616，最大值為16，表明樣本內平均每家公司有0.616 人次的同業連鎖董事，最多的樣本公司有16 人次的同業連鎖董事。此外，通過相關性分析各主要解釋變量之間不存在高度相關的情況，可以排除多重共線問題。

表2 主要變量描述性統計

（二）回歸分析

1.公司現金股利同群效應

本文使用模型（1）針對假設H1 進行檢驗的回歸結果見表3。其中的第（1）列為同群公司平均股利對目標公司現金股利的單變量回歸，回歸系數為0.308，且在1%的水平上顯著；通過閱讀研究股利影響因素的相關文獻，可以發現眾多研究均表明公司層面的因素，包括資產負債率、總資產報酬率、公司資產規模、每股經營凈現金流、公司可持續增長率、公司治理情況等均會對公司的現金股利造成影響。因此在第（2）列中根據模型（1），在控制了目標公司其個體層面的財務、治理因素和行業平均相關水平情況及年度和行業因素后進行回歸，結果顯示，同群公司的平均現金股利的回歸系數為0.221 且在1%的水平上顯著，這表明在控制了目標公司個體層面及行業潛在影響因素后，同群公司的平均現金股利仍然正向顯著影響了目標公司的現金股利水平。綜上所述，假設H1 得到驗證，我國上市公司的現金股利決策存在跟隨同行業公司決策的同群效應。

表3 公司現金股利同群效應檢驗

公司層面控制變量的回歸結果雖然不是我們研究關注的重點，但同樣可以為更全面地了解公司現金股利影響因素提供見解?？梢钥吹剑镜目傎Y產報酬率顯著正向地影響公司的現金股利發放，這符合理論上公司當年收益越好，越有可能發放更多的現金股利；另外，公司資產規模越大，每股經營凈現金越多，越傾向于發放更多的現金股利；而公司的可持續增長性越高，可能意味著有更多的投資成長機會，因而會較少地發放現金股利；而從公司治理層面來看，公司前十大股東持股比例越高，大股東對管理層的控制權越大，便于通過股利進行合理的利益輸送，因而公司分配現金股利的強度也越大。

2.同業董事聯結與股利同群效應

在考察同業董事連鎖對公司現金股利同群效應強化影響之前，先將樣本按照是否存在同業董事連鎖進行分組，并分別檢驗在不存在同業董事連鎖和存在同業董事連鎖時，公司現金股利同群效應是否存在區別，具體結果見表4。從表4 可直觀地看出，雖然不論是否存在同業董事連鎖，上市公司均表現出股利同群效應，但分別對比兩組的回歸系數不難發現，相較于不存在同業董事連鎖的公司，存在同業董事連鎖的公司受到同行業平均現金股利水平的影響更大。

表4 不同同業董連鎖情況與股利同群效應

接下來將同業董事連鎖指標作為調節變量驗證其對股利同群效應的強化作用。本文使用模型（2）和（3）檢驗同業董事連鎖對公司股利同群模仿行為的影響。具體回歸結果見表5。模型（2）和模型（4）的回歸結果分別對應第（1）列和第（2）列。第（1）列報告的是目標公司的同業董事連鎖情況的存在性（IndD）對股利同群行為的影響，從同業董事連鎖存在情況與同業平均股利的交互項，即IndD×cdave的回歸系數結果來看，此交互項的系數為0.203，且在1%的水平上顯著為正，這表明同業董事的連鎖的存在會顯著地強化目標公司的股利同群行為。第（2）列報告的是目標公司的同業董事連鎖強度對其股利同群行為的影響情況。本文同樣關注同業董事連鎖強度與同業平均股利的交互項，即N×cdave的回歸系數情況。從結果來看，此交互項的系數為0.162，且在1%的水平上顯著，這表明目標公司同業董事的連鎖強度也會顯著地促進目標公司的股利同群行為，即假設H2 得到驗證。

表5 同業董連鎖情況與股利同群效應

3.內生性檢驗

在探討同群效應的問題中，反射性問題和識別性問題是導致內生性的關鍵因素。對應到本文的研究中，一方面，可能存在的反射性問題表現在同群公司的決策在影響目標公司決策的同時，單個目標公司的決策也會影響著同群的公司；另一方面，可能存在的識別性問題在于整個行業的共同因素，如大致相同的基本面情況，行業受到的共同沖擊等，都會導致行業公司做出相同的選擇。因此在這種情況下，本文在檢驗同群效應機制中的解釋變量系數便可能存在偏誤。因此是為了克服反射性問題和識別性問題可能帶來的偏誤而影響本文同群效應存在性的驗證，此部分借鑒Leary 和Roberts（2014）在企業行業同群效應測度中為解決內生性問題而運用的工具變量法，即構建一個工具變量——行業平均股票特質收益率。該工具變量因為具有以下幾個特點而為大多數學者在解決內生性問題中使用：一是滿足與內生變量具有相關性，上市公司的股票特質收益率與現金股利發放之間存在較強的相關關系（Fama 和French，2001），二是滿足外生性要求，股票特質收益率剔除了市場及行業的影響，僅包含同群企業的自身信息。因此與被解釋變量之間不存在直接的因果關系；三是具有可靠性，Fama French 三因子模型在較多研究文獻中廣泛運用，在此基礎上加入動量因子構建優化的股票特質收益率能夠將企業的自身信息分解出來；四是不易被操縱，相對于公司盈利、收入等財務指標，公司的股票價格不易于被公司直接操縱?；诖?，本文的工具變量的構建如下：

其中：rijt表示j行業的i公司在t月的股票收益率；rft表示t月的無風險收益率，使用一年期定期存款利率代替；表示公司i的同行公司在t月平均股票收益率；MKTt、SMBt、HMLt和MOMt分別表示Carhart 四因素模型中的市場、規模、賬面市值比和動量四個因子；ηijt表示隨機擾動項。

在每年的年初，使用樣本公司前36 個月的數據對式（4）進行回歸。在年度內的每個月，使用相同的回歸系數，根據式（5）計算每只股票每個月超額收益率的期望值（-rft）和式（6）計算股票特質收益率（），再將單只股票每個月的股票特質收益率進行簡單復合得到年度的股票特質收益率，最后將滯后一年的目標公司同群企業的平均特質收益率作為模型（1）中可疑內生變量cdaveijt和同群公司特質信息的工具變量，并采用二階段最小二乘法對基準模型和交互作用模型進行檢驗。

采用同行公司平均股票特質收益率（cdaveiv）作為同群公司平均現金股利的工具變量的二階段最小二乘法回歸結果見表6。第（1）列為就模型（1）進行的第一階段結果，其中cdaveiv對cdave的回歸系數在1%的水平上顯著，表明工具變量滿足與內生變量相關性的要求；第（2）列在控制了內生性后，解釋變量cdave的系數依然顯著為正，即目標公司對同群公司平均現金股利存在同群模仿行為；同理，在加入交互作用的變量后，第（4）列和（6）列報告了在控制了內生性后，IndD×cdave和N×cdave對被解釋變量cd的系數為正且顯著，同業董事兼任會加劇目標公司的股利同群模仿行為。綜上表明上文的檢驗結果穩健。

表6 二階段最小二乘法回歸結果

4.穩健性檢驗

（1）更換解釋變量。為了避免目標公司董事會規模對董事連鎖的影響，采用同業董事連鎖數量與董事會規模之比作為同業董事連鎖的替換變量。重復上文的全部模型回歸，結果未發生實質性的變化，說明上文的檢驗穩健。

（2）提高“同伴”約束條件。上文在檢驗中為了確保樣本公司都有相應的“同伴”，要求每個行業擁有公司數量的最低標準為5 家，在此階段的穩健性檢驗中重新設定約束條件，將行業最低公司數量標準提高至10家。檢驗結果與上文基本一致。

（3）剔除當年上市的公司。為了避免當年上市的公司為粉飾業績而異常發放股利，影響本文的實證檢驗結果穩健性，此處剔除了當年上市的公司后得到11788 個樣本數據進行回歸分析，結果穩健。

五、進一步研究

（一）行業異質性視角下董事連鎖對股利同群效應的影響

行業競爭程度顯著影響著行業中企業的信息披露程度（伊志宏等，2010），進而行業董事連鎖的信息傳遞機制也會受到影響。具體而言，當行業競爭程度更高時，行業內公司面臨更多的外部監督，迫使公司披露更多與生產經營有關的信息，這有助于將公司的現金股利政策相關的信息向行業內傳遞，提高行業內相關信息的透明度，此時通過董事連鎖無法幫助公司獲取行業內其他連鎖公司更多的額外信息，因而董事連鎖對公司現金股利同群效應的調節作用不顯著；而在競爭程度較低的行業，各公司披露的信息相對較少，公司間信息不對稱程度較高，此時唯有通過董事連鎖才能過獲得更多關于同行的股利政策信息，因而在董事連鎖影響下的現金股利同群效應更顯著。

為了驗證上述猜想，本文使用目前被學者們普遍采用的赫芬達爾-赫希曼指數（HHI）來衡量行業競爭程度，并依據中位數的標準，將樣本分為低競爭性行業組和高競爭性行業組后，分別就同業董事連鎖下的股利同群行為進行分組回歸，結果見表7。

根據表7 可以看到，同業董事連鎖情況與行業平均現金股利的交互項，即IndD×cdave與N×cdave的系數均在低競爭性行業組呈現出顯著為正的情況，而在高競爭性行業組為正但不顯著；綜合以上結果證實了在高競爭性行業，整個行業中的信息透明度較高，董事連鎖不能發揮其在增進公司股利同群效應中的調節作用，而在低競爭性行業，行業中的信息透明度較低，這時候通過董事連鎖方能了解到行業中其他公司的股利政策相關的情況，從而加劇公司的股利同群效應。

表7 行業異質性視角下同業董事連鎖與股利同群效應

（二）融資約束異質性視角下董事連鎖對股利同群效應的影響

一方面，公司現金股利受制于融資約束；另一方面已有研究表明，董事網絡間的決策互動受到融資環境的顯著影響（杜勇和劉婷婷，2021）。沿著這一思路，可預期當公司面臨較高融資約束的時候，公司相對拮據的資金情況并不允許其在現金股利政策上有太多的決策自由，而此時董事連鎖互動較少，更無法發揮其在股利同群行為中的調節作用；相反，在寬松的融資環境下，公司在決定其現金股利時便會有相對寬幅的決策范圍，此時，董事連鎖企業間的決策行為互動也更活躍，因而董事連鎖顯著正向強化公司現金股利同群效應。

為驗證此猜想，本文以公司的融資約束程度（sa）的中位數為標準，將樣本公司分為融資約束較大的公司樣本組和融資約束較小的公司樣本組，以考察當公司面臨不同融資約束程度的時候，董事連鎖下的現金股利決策同群行為是否存在差異，實證結果見表8。當公司面臨較大的融資約束時，即sa=1時，董事連鎖下的股利政策交乘項IndD×cdave和N×cdave并不顯著，而當公司的融資約束較小（sa=0）時，IndD×cdave和N×cdave均在1%的水平上顯著為正，這一結果證實當公司面臨較小的融資約束時，更容易通過同業董事連鎖了解到同行業其他公司的股利政策，并采取輕松的跟隨政策。

表8 融資約束異質性視角下同業董事連鎖與股利同群效應

（三）產權性質異質性視角下董事連鎖對股利同群效應的影響

在我國特殊的制度背景下，產權性質影響著企業信息獲取的差異。一方面，國有企業因為與政府之間存在著或多或少的聯系而被視作擁有更多信息優勢的一方，對國家相關行業部門的政策的反應能夠更快地從公司的決策中體現出來，因而在行業中，國有企業往往表現為主動做出現金股利決策的領導者角色，而無需通過董事連鎖去獲取行業股利信息并加以模仿；非國有企業由于缺乏這種優勢，因而在決策中會更多地依賴于同行業的公司。因此就需要借助于連鎖董事傳遞的相關信息更多地去模仿或學習同行的股利決策。而另一方面，政府管制在很大程度上影響了國有企業的經營決策，國有企業可能因為存在著諸如維護社會穩定、投資新產業等政策負擔，此時管理層在現金股利等決策上并無更多的自主權（周冬華等，2021），因而即使通過連鎖董事獲取了行業的相關股利信息，也會因為自主權受限而無法做出同群決策。

文章以實際控制人為依據，將樣本分為國有產權組（Soe=1）和非國有產權組（Soe=0），來分別考察不同產權性質下同業董事連鎖對現金股利同群效應的影響，結果見表9。我們依然關注IndD和N分別與行業平均現金股利水平的交乘項系數情況，不論是IndD×cdave還是N×cdave的系數，均在非國有產權組顯著而國有產權組不顯著，即非國有產權性質的公司更明顯地表現出通過同業董事連鎖去模仿同群公司的股利決策的同群效應。

表9 產權性質異質性視角下同業董事連鎖與股利同群效應

（四）同業董事連鎖與股利同群行為的價值效應

如前文所述，公司的股利同群行為可以看作是一種主觀能動地模仿或學習行為，在面對決策背后的不確定性時，會通過董事連鎖去模仿或參考同群公司的股利政策，一定程度上能夠是決策者獲得安全感和滿足感，預期也能由此做出更加科學的財務決策以提升公司價值。那這種基于同行業董事連鎖下的股利同群行為會對公司產生怎樣的價值效應呢？參考徐向藝和王俊韡（2011）的做法，以t+1 期的公司TobinQ值作為公司價值的衡量指標，檢驗同業董事連鎖下股利同群行為的價值效應，回歸結果見表10。從表10 第（1）和第（2）列回歸結果可以看出，虛擬變量同業董事連鎖存在性與同業平均股利水平的交乘項（IndD×cdave）系數為2.813，同業董事連鎖強度與同業平均股利水平的交乘項（N×cdave）系數為2.726，且顯著，這表明公司通過董事連鎖獲得同行平均股利水平并加以適當模仿能夠提升公司的價值，但是同業董事連鎖強度與同業平均股利水平交乘項的平方（N2×cdave2）系數為-4.688，且在1%的水平上強烈顯著，表明通過董事連鎖對同群公司股利政策的模仿所產生的價值影響是呈倒U 型的，這說明通過董事連鎖適當地參考同群公司的現金股利，并結合自身實際做出現金股利決策可以在一定程度上使得財務支出更具科學性，有利于提升公司價值，但是一旦這種模仿超過一定的限度，變成了盲目的跟隨，則會有損于公司的價值。

表10 同業董事連鎖與股利同群行為的價值效應

六、研究結論與啟示

在傳統的公司治理理論研究框架下，公司往往被視為一個個根據自身因素獨立做出決策的孤立個體，而隨著市場競爭的加劇和研究視角的延伸，學者們發現公司在制定各項治理決策的時候不僅會考慮自身的因素，還會密切關注同行業的競爭對手的決策動態和相關信息。本文以公司現金股利決策為切入點，在檢驗公司現金股利決策存在同群效應的基礎上，深入分析決策信息傳遞渠道，從上市公司同業董事連鎖的視角，探究同業董事兼任對上述同群效應的影響，以及在不同場景下影響的差異性。通過本文一系列的研究，豐富了公司金融領域中同群效應的探究，同時也延伸了上市公司董事連鎖的研究范圍，為后續的深入研究提供參考。本文的主要結論如下：

第一，我國的上市公司現金股利決策中存在顯著的同群效應，這一結論支持了前文對個體基于社會心理學理論、社會影響論及組織同構壓力下做出同群效應的理論分析。

第二，目標公司的同業董事連鎖能顯著影響其股利同群效應。同業董事連鎖會傳遞更多的同行業公司的信息，因而目標公司的現金股利同群行為會得到顯著的強化。

第三，在低競爭性行業，目標公司需更多地通過同業董事連鎖獲得的同群公司的現金股利決策信息才能進行同群跟隨行為，而在高競爭性行業，董事連鎖對公司現金股利決策同群行為影響不明顯；在公司面臨的融資約束較小時，公司間基于董事連鎖的決策互動更為活躍，董事連鎖對公司現金股利決策同群效應促進作用更顯著；相比于國有產權性質的公司，在非國有產權性質的公司中，同業董事連鎖越多，公司的股利決策同群效應也會越強。

第四，同業董事連鎖影響下的現金股利同群行為，給公司帶來的價值效應是非線性的。適度的參考同群公司的現金股利決策有利于公司價值的提升，但是過度模仿則會有損于公司價值。公司應該深刻剖析同群公司股利決策背后所反映的公司及行業現狀和未來趨勢，并結合公司自身的現實狀況做出股利決策。

基于以上結論，本文得出以下啟示：一個健康有效的資本市場，應該是有著合理的股利政策。股利政策是上市公司根據自身的實際情況審慎制定的，應該符合公司自身特質和發展目標，同時也要合理考慮投資者利益?；谏衔难芯恐邪l現的上市公司存在股利同群效應，且同業董事連鎖會強化這種同群效應，一方面，上市公司自身應該意識到這種問題，避免此因素影響公司股利決策的科學合理性和公司價值的提升；另一方面，監管部門也應就當前的政策繼續加以完善，針對行業和公司特性給予相適應的政策引導，使得公司能夠更自由地、獨立地制定現金股利決策，促進公司健康長遠發展，同時也合理保護投資者權益。