强制分红政策下上市公司分红表现对股价信息含量的影响

杨 宝，年 洁

（重庆理工大学 会计学院，重庆 400054）

一、引言

资本市场上有很多信息会影响股票价格的波动，这些信息包括市场信息、行业信息和公司信息（Roll，1988［1］）。其中，市场信息和行业信息属于公共信息，可以影响整个资本市场的价格波动，但无法反映单个公司的真实价值。而公司信息与股价的内在价值紧密相关，可以引起股价的特质性波动。当公司层面的特质信息较多地融入了股价时，则认为股价信息含量较高，资本市场信息传递效率较好（韩京芳等，2012［2］）。股利信号传递理论认为现金分红可以向外部投资者传递上市公司当期变现能力和未来盈利能力等信息，具有信号效应（Miller et al.，1985［3］；陈晓 等，1998［4］），故现金股利作为公司层面的特质信息，理应在丰富股价信息含量、提高资本市场信息传递效率、改善资本市场信息环境方面发挥治理效应。

现金分红不仅是传递信息的重要渠道，还是上市公司回报现有投资者、吸引潜在投资者的重要方式，但是大部分上市公司的分红缺乏连续性和稳定性，甚至还有部分上市公司零分红，故而在资本市场上并未形成良好的现金分红文化。为规范上市公司分红行为、保障投资者合法权益并培育长期价值投资理念，中国证监会颁布了一系列政策文件，包括2013 年出台的“强制分红政策”，该政策以上市公司发展阶段、重大资金支出安排情况为划分标准，制定了差异化的分红要求（郭丽虹等，2019［5］）。已有研究发现，差异化分红政策显著提升了股票市场整体分红意愿与分红水平（董竹 等，2019［6］；郑蓉 等，2021［7］），极大地改善了上市公司的分红行为，该政策是否会进一步强化分红信号传递效应值得关注并探讨。

传统的股利无关论（Miller et al.，1961［8］）假定资本市场是完全有效的，所有市场参与者都可以获得完全且充分的信息。但是随着上市公司所有权和经营权的分离，内部管理层比外部投资者拥有更多关于公司经营情况的特质信息，便逐渐引发两者信息不对称的问题。而现金股利作为真实的盈利，则是管理者向投资者传递公司价值信息、缓解信息不对称的重要渠道。

国外关于股利信号的理论研究是基于公司分红信号传递机制的各类演绎模型发展起来的。Lintner（1956）［9］在研究公司分红行为的理论模型的过程中发现，公司设有目标股利支付率，非预期盈利不会上调股利。Bhattacharya（1979）［10］则放宽了“MM 股利无关论”的假设条件，将信息不对称引入股利信号模型，研究发现股利分配可以传递有关未来现金流的信息。John et al.（1985）［11］建立了税收均衡条件下的股利信号模型。近年来，随着行为金融理论的兴起，Baker（2016）［12］又进一步推演出行为信号模型。实证研究方面，有学者研究发现公司分红具有信号内涵，股利变动可以传递未来盈利变动的信息（Aharony et al.，1980［13］；Nissim et al.，2001［14］），而且进行了派现的公司拥有更好的盈余持续性（Skinner et al.，2011［15］）。也有学者研究了公司分红的市场反应，比如，相比于不分红，分红可以为上市公司带来超额收益（Hartzmark et al.，2013［16］），而且这一现象在经济下行时更为突出（Fuller et al.，2011［17］）；又如公司首次发放股利，可以降低风险并获得超额收益（Dyland et al.，1998［18］；Asquith et al.，1986［19］）；再如，股利下调公告会带来负的市场反应（Jensen et al.，2010［20］），因为股利的变动暗示着管理者对未来收益的预期产生了变化（Liu et al.，2015［21］），股票市场收益也就随之变动（Pettit，1972［22］；Miller et al.，1985［3］）。

国内学者围绕股利政策信号理论展开的研究，主要集中于以下两个方面：一是信号内涵，即股利政策传递了何种信息。学者们研究发现股利政策传递了很多信息，如持久盈利的信息（魏刚，2000［23］）、当年盈利情况（李常青 等，2001［24］）、未来盈利情况（孔小文 等，2003［25］；魏志华 等，2017［26］）、盈余质量（李卓 等，2007［27］；王静 等，2014［28］）以及未来投资（罗琦 等，2019［29］）的信息；二是信号传递，即股利政策传递的信号能否被市场感知并引发市场反应。一部分学者则认为现金股利具有信号传递效应，不仅能产生超额收益（陈晓 等，1998［4］；俞乔 等，2001［30］；罗琦 等，2019［29］），还能影响股价信息含量。程浩然（2013）［31］研究发现，从2003 年到2011 年，现金红利信息对公司特质层面信息的影响从模糊转为凸显。吕纤等（2017）［32］研究发现受迎合动机的影响，分红会降低股价信息效率。还有学者则认为现金股利不及股票股利，不能产生超额收益，不具有效信号传递效应（陈浪南 等，2000［33］；吕长江 等，2010［34］），也不能提高公司的市场价值（何涛 等，2002［35］），总体上是非有效的（李腊生 等，2009［36］）。此外，还有学者研究了股市周期（王珊珊 等，2010［37］）、现金流不确定性（邓路 等，2011［38］）、金融危机（祝继高 等，2013［39］）和半强制分红政策（魏志华 等，2017［26］）视角下的现金股利信号传递效应。

综上所述，学者们对股利信号传递理论在资本市场上的适用性展开了深入研究，基本肯定了信号内涵在中国资本市场的存在性和真实性，但是对于股利信号传递并未形成一致结论。而且，目前关于信号传递效应的文献大多研究了股利政策对累计超额收益的影响，但使用“事件研究法”很难为股利公告找到一个完全“纯净”的窗口期，而且容易产生一定的偏误或截然相反的结论。如若从信号内涵和信号传递双重视角检验股利信号，有望弥补研究方法的不足（马鹏飞等，2020［40］）。

基于此，本文从经典股利信号传递理论出发，以2008—2019 年A 股上市公司为研究对象，将股价信息含量视为综合了信号内涵和传递的指标，重新审视现金股利信号传递理论框架下上市公司分红行为对股价信息含量的影响，以及强制分红政策背景下上市公司分红能否增加股价信息含量，并探索其内在的作用机理。

本文可能的研究贡献在于：第一，从公司内部治理现金分红方面丰富股价信息含量影响因素的研究，为提高资本市场信息传递效率提供新经验；第二，拓展新兴市场股利信号传递理论框架下的研究，考察现金股利是否传递了股价信息含量，为评估新时期中国上市公司分红的信号效应提供新思路；第三，评估强制分红政策的实施效果，为完善分红监管系列政策提供新证据。

二、理论分析与研究假设

（一）现金股利与股价信息含量

信号理论主要包括信号内涵和信号传递两个方面，对现金股利信号效应的检验也应包含这两个方面。而股价信息含量代表了股价中所蕴含的公司特质信息的含量，可以将其视为综合了信号内涵和传递的指标，借以考察现金股利的信号传递效应。

现金分红具有信号内涵，可以增加股价中的信息含量。一方面，现金分红作为股利政策的一种，属于公司的特质信息，可以融入股价，引起股价的特质波动。另一方面，分红还向投资者传递了有关公司经营前景的特质信息。根据信号传递假说，在公司和投资者信息不对称的情况下，如果公司发展前景光明，预计盈利理想、现金流充沛，管理者会通过增加现金股利分配的方式向市场传递利好信号；如果公司发展前景预期不理想，未来盈余和现金流无法支撑更多的派现，管理层会选择维持或减少现金股利的发放，向投资者传递出利空信号（Bhattacharya，1979［10］）。所以现金股利作为一个信号，传递了诸如未来盈余（Nissim et al.，2001［14］；魏志华 等，2017［26］）、未来现金流（Bhattacharya，1979［10］）和公司投资价值等信息。

现金分红是投资者获取价值相关信息的重要渠道，其信息含量能传递给市场并融入股价。现金分红有利于投资者“认知学习”上市公司的盈利情况，进而增强股价与公司特质信息的相关性（Pastor et al.，2003［41］）。而且，不仅上市公司的派现能增强原有投资者的持股信心，而且能吸引新的投资者获取投资收益，使得关注该公司的投资者越来越多，并充分利用上市公司分红行为深入分析并挖掘更多公司层面有价值的特质信息，做出更为准确的投资决策，进而促使股价反映更多价值信息，提高特质信息含量。

综上所述，现金股利政策信号的内涵和传递表现为上市公司现金分红含有一定的信息量，并能成功转化为股价中的信息含量，引起积极的市场反应。基于以上分析，本文提出如下假设：

H1：上市公司分红表现可以提高股价信息含量，即现金股利水平与股价信息含量正相关。

（二）强制分红政策对现金分红提升股价信息含量效应的影响

在强制分红政策影响下，上市公司较好的分红表现可以从以下两个方面进一步丰富股价中的信息含量。

一方面，强制分红政策可以通过影响信息的披露和解读来改善现金分红的股价信息含量效应。强制分红政策要求上市公司应当在年度报告中详细披露现金分红政策的制定及执行情况，上市公司分红的信息披露也因此渐趋规范和完整。这将有利于提高现金分红透明度，帮助投资者掌握有关公司基本面的特质信息，降低股价同步性，提高股价中的信息含量（游家兴，2007［42］）。所以强制分红政策的颁布和实施能促使分红等信息融入股价，提升股价中的信息含量。

另一方面，强制分红政策可以通过促进投资者的知情交易，进而加强上市公司分红的股价信息含量提升效应。首先，强制分红政策作为监管新政，旨在进一步规范上市公司分红行为，引导上市公司形成连续、稳定的现金分红文化。稳定的现金股利政策有利于指引投资者关注并解读上市公司基本面的信息，进而加强股价和公司特质信息的相关性（宋逢明等，2010［43］）。其次，差异化分红政策显著提升了股票市场整体分红意愿与分红水平（董竹等，2019［6］；郑蓉等，2021［7］），这在一定程度上说明强制分红政策唤醒了上市公司回报股东的意识，保障了投资者的合法权益。而投资者保护程度是影响股价信息含量的重要因素，良好的投资者保护可以降低投资者获取信息的成本，提高投资者进行信息搜集活动的积极性，进而促进知情交易概率和股价信息含量的上升（Morck et al.，2000［44］）。由此可见，强制分红政策有助于增强现金分红对股价信息含量的提升作用。

基于以上分析，本文提出如下假设：

H2：强制分红政策颁布实施后，上市公司分红表现可以进一步提高股价信息含量。

三、研究设计

（一）样本选取

本文以2008—2019 年A 股上市公司为初始样本，并剔除了金融类、特别处理（ST）和警示存在终止上市风险的特别处理（*ST）类以及部分缺失值，最终获得23 977 个观测值。为消除极端值影响，对主要连续变量的假设检验在1%的显著性水平上进行了Winsorize 缩尾处理。所有的原始数据均来自CSMAR 数据库。

（二）变量定义

1. 股价信息含量

参考Morck et al.（2000）［44］、钟覃琳 等（2018）［45］的做法，借助模型（1）的可决系数R2来构建股价信息含量指标：

其中ri，t为第i个上市公司第t周考虑现金红利再投资的个股回报率，rm，t为各分市场第i个公司第t周考虑现金红利再投资的市场回报率（流通市值加权平均法）。模型（1）的可决系数R2代表了股价波动中能被市场波动解释的部分，1-R2则代表了不能被市场波动所解释的部分，即包含了公司的特质性信息。由于可决系数R2的取值在0~1 之间，不利于实证检验，故对1-R2进行对数转化，如模型（2）所示：

PI为股价信息含量（见表1），其值越大，说明股价中含有的公司特质性信息越多，股票信息含量越高。

2 .公司分红水平

以每股现金股利来衡量，因为这是“真金白银”的回报，也是投资者能直接感受并加以解读的信息。

3. 强制分红政策

证监会于2013 年颁布实施《上市公司监管指引第3 号——上市公司现金分红》政策的哑变量，2013 年以后取值为1，否则为0。

4. 控制变量

参考主流文献，控制了其他可能影响股票信息含量的变量，包括公司规模（Size）、资产负债率（Lev）、总资产收益率（Roa）、市账比（Mb）、营业收入增长率（Growth）、董事会规模（Bsize）、上市年限（Firmage）、现金持有（Cash）。具体定义如表1 所示。

表1 变量定义表

（三）模型设定

本文构建了模型（3）来验证上市公司分红水平与股价信息含量的正相关关系：

模型中，PIi，t为股价信息含量的代理变量，Dpsi，t为公司分红水平的代理变量，Controlsi，t为控制变量。如果α1显著为正，则假设1 成立。本文采用模型（4）和（5）来检验强制分红政策对现金股利提升股价信息含量效应的影响：

模型中，Posti，t为强制分红政策实施的虚拟变量，2013 年以后取值为1，否则为0。如果模型（4）的β1和模型（5）的γ3显著为正，则假设2 成立。经怀特检验，以上回归模型均显著存在异方差，为了控制异方差性对回归结果的影响，以上所有模型均在最小二乘法（OLS）的基础上使用了稳健标准误，模型中的变量定义详见表1。

四、实证结果

（一）描述性统计

表2 Panel A 报告了全样本的描述性统计结果。股价信息含量PI的均值为0.731，中位数为0.548，标准差为1.173，说明股价信息含量整体水平不高，且不同公司股价信息含量差异较大。现金股利水平Dps的均值为0.121，中位数为0.061，现金股利发放整体水平偏低，存在部分“现金牛”公司拉高了现金股利水平。表3 Panel B 报告了分组均值差异T 检验的结果。强制分红监管政策颁布实施后，上市公司的现金分红水平和股价信息含量均值都显著高于政策颁布前，说明强制分红政策的出台确实促进了现金分红文化的形成，也提高了股价中公司特质信息的含量。

表2 Panel A:主要变量全样本描述性统计值

表3 Panel B:分组均值差异T 检验

（二）相关性分析

模型中主要变量的相关性分析如表4 所示。Dps和PI的相关系数显著为正，这说明在未控制其他变量时，现金股利水平和股价信息含量呈显著正相关关系，即现金股利水平越高，股价中所包含的公司特质信息越多，初步验证了假设1。同时，其他变量之间的相关系数的绝对值基本均不超过0.4，说明回归模型不存在严重的多重共线性问题。

表4 Pearson 相关系数

（三）基本回归结果分析

表5 第（1）列报告了模型（3）的回归结果，即上市公司分红水平对股价信息含量的影响如何。Dps的回归系数为0.267，且在1%的水平上显著，这说明上市公司现金股利水平和股价信息含量显著正相关，假设1 成立。回归结果表明，现金股利确实具有一定的信息含量，并能转化为股价中的特质信息，提高信息传递效率。控制变量中，除了公司规模、董事会规模和现金持有水平与股价信息含量负相关，其余变量与股价信息含量均是正相关关系。

表5 第（2）列报告了模型（4）的回归结果，即强制分红政策对股价信息含量的影响。Post的回归系数为1.348，且在1%的水平上显著为正，说明强制分红政策降低了信息不对称程度，提高了信息透明度，使得股价中包含的公司特质信息增多，实施效果良好。表5 第（3）列报告了模型（5）的回归结果，即强制分红监管政策将如何影响上市公司分红水平与股价信息含量的正相关关系。表中数据显示，交乘项Dps×Post的系数为0.15，且在10%的水平上显著为正，说明强制分红监管政策强化了现金股利提升股价信息含量的效应，使得股价中能够融入更多的公司特质信息。

表5 变量回归系数结果分析

（四）作用机制检验

前文已经实证检验了现金股利作为公司的特质信息具有一定信息内涵，可以融入股价并转化为股价信息含量。本节将进一步研究现金股利传递何种信息且如何融入股价。股利信号传递理论认为，在信息不对称的情况下上市公司分红行为是管理层向外部传递经营、财务及发展前景信号的重要机制（Miller et al.，1985［3］）。国内外学者的相关研究也证实了这一点，Nissim et al.（2001）［14］、魏志华 等（2017）［26］认为股利变动可以传递未来盈利变动的信息，Skinner et al.（2011）［15］认为进行派现的公司拥有更好的盈余持续性。李常青等（2001）［24］也认为股利政策传递了当年盈利情况的信息。这些特质信息很可能会融入股价，增加股价中的信息含量。故本文以每股盈余作为中介变量，借鉴温忠麟等（2014）［46］中介效应分析的模型和方法，设置如下模型，实证检验上市公司盈利情况是否在现金股利提升股价信息含量中发挥中介作用。

其中，Eps为中介变量，检验中介效应的具体步骤如下：

第一步，检验模型（6）中Dps的回归系数α1如果显著，说明存在中介效应，否则说明存在遮掩效应。

第二步，依次检验模型（7）中Dps的回归系数δ1和模型（8）中Eps的回归系数ζ2，如果两个回归系数都显著，说明间接效应显著，进行第四步的检验，如果两个回归系数中有不显著，则进行第三步检验。

第三步，用Bootstrap 方法检验中介效应，只有Bootstrap 检验结果显著，间接效应才存在。

第四步，检验模型（8）中Dps的回归系数ζ1，如果不显著，直接效应不显著，只存在间接效应；如果显著，说明直接效应显著，可能还存在其他中介，进行第五步检验。

第五步，比较δ1ζ2和ζ1的符号，如果同号，说明存在部分中介效应；如果异号，则说明存在遮掩效应。

模型（6）、（7）、（8）的回归结果如表6 的第（1）、（2）、（3）列所示，按照上述步骤进行第一步检验，发现第（1）列中Dps的回归系数α1为0.267，且在1%的水平上显著，界定为中介效应。进行第二步检验时，发现第（2）列中Dps的回归系数δ1和第（3）列中Eps的回归系数ζ2均在1%的水平上显著，说明间接效应显著，直接进行第四步检验。第（3）列中Dps的回归系数ζ1在1%的水平上显著，说明直接效应显著，进行第五步检验，发现δ1ζ2和ζ1同号，说明存在部分中介效应，即现金分红水平通过传递当期盈利水平的信息来增加股价信息含量。为保证中介效应检验结果的稳健性，补充进行第三步检验Bootstrap 方法检验中介效应，将置信区间设定为95%，抽样次数设定为5 000次。检验结果如表7 所示，由表可知，95%的置信区间中不包括0，直接效应和间接效应均显著，再次验证了中介效应的存在。

表6 中介效应变量回归系数的检验结果

为进一步验证中介机制的持续性，以未来盈利水平的波动性作为中介变量，设置如下模型，检验当期现金分红水平是否会传递有关未来盈利变化情况的信息以及是否会持续提高股价中的信息含量。

其中，未来盈利水平的波动性Eps_Sd以未来三期每股盈余的变异系数衡量，未来股价信息含量水平PI_Mean以未来三期股价信息含量的均值衡量。模型（9）、（10）、（11）的回归检验结果如表6的第（4）、（5）、（6）列所示，检验中介效应的步骤与前文类似，第一步，检验模型（9）中Dps的回归系数η1，发现显著为正，则中介效应存在；第二步，检验模型（10）中Dps的回归系数θ1和模型（11）中Eps_Sd的回归系数τ2，均显著为正，则间接效应显著，直接进行第四步检验；模型（11）中Dps 的回归系数τ1显著为正，则直接效应显著；第五步，θ1τ2和τ1同号，存在部分中介效应。Bootstrap 补充检验（置信区间为95%，抽样次数为5 000 次）结果如表7 所示，说明确实存在部分中介效应。由此可知，未来盈利水平的波动性充当了部分中介的角色，即现金分红不仅传递了有关未来盈利波动情况的信息，还能持续提升股价中的特质信息含量。

表7 Bootstrap 检验结果

（五）进一步分析

外部投资者对公司特质信息的可获得性反映了公司信息的透明度，这种特质信息可获得性可以从财务信息透明度和公司治理透明度两方面进行刻画（Bushma et al.，2004［47］）。财务信息透明度直接影响投资者的知情交易和股价信息含量；公司治理透明度通过优化公司治理水平，及时且准确地披露相关信息，从而缓解公司内外部之间的信息不对称问题，间接提升股价信息含量。本文借鉴已有文献（钟覃琳等，2018［45］），选取了一些具有代表性的指标对直接的信息渠道和间接的公司治理渠道进行情景检验。

1. 直接的信息渠道

上市公司现金股利信号的传递效应取决于信息环境的好坏。信息环境越透明，投资者获取公司特质信息的成本越低，现金股利也更易融入股价中。参照已有研究（Bushma et al.，2005［47］；钟覃琳等，2018［45］），采用分析师跟踪人数来刻画企业的信息环境，并基于这一指标进行分组检验。其中，分析师跟踪人数是指一年中有多少个分析师对该公司进行了跟踪分析，并出具了研究报告。因为证券分析师作为信息中介，专门负责收集并解读公司披露的特质信息，分析师的信息搜寻活动可以充分解读现金分红中所包含的有关公司未来盈余、现金流等特质信息，有效降低信息不对称、提高信息透明度，进而使股价中包含更多公司基本面的信息，增加股价信息含量（朱红军等，2007［48］），故将分析师跟踪人数较多的样本划分为信息环境较好的一组。

表8 报告了依据信息环境好坏进行分组的回归结果，其中第（1）、（2）列为模型（3）按照信息环境好坏分组回归检验的结果。回归结果显示，信息环境好的情况下，现金分红与股价信息含量显著正相关；信息环境差的情况下，现金分红与股价信息含量负相关，但不显著。这说明分析师跟踪人数较多的公司，信息透明度较高，其现金股利政策能传递更多的公司层面的特质信息，股价信息含量较高；而分析师较少关注的上市公司，信息不对称程度较高，公司的特质信息难以融入股价，股价信息含量较低。表8 的第（3）、（4）列为强制分红政策颁布以后（Post=1）模型（3）按照信息环境好坏分组回归检验的结果，回归结果显示半强制分红政策实施以后，在较好的信息环境下，现金分红与股价信息含量存在显著的正相关关系；在较差的信息环境下，现金分红与股价信息含量存在负相关关系，但不显著。这说明差异化分红政策颁布实施后，好的信息环境下现金分红会使公司股价含有更多信息含量。表8 的第（5）、（6）列为模型（5）按照信息环境好坏分组回归检验结果，其中交乘项Dps×Post在信息环境好的情况下显著为正，这说明透明的信息环境对现金股利股价信息含量提升效应存在促进作用。总体来说，信息环境是影响现金股利信号传递的重要因素，而且强制分红政策的颁布实施加强了信息渠道的调节效应。

表8 信息环境分组检验

2. 间接的公司治理渠道

从理论上分析，投资者会比较信赖治理水平较高的公司所披露的信息，这类公司的股价中易融入较多的特质信息，股利提高股价信息含量的效应也就更为显著。目前公司治理的典型特征是所有权和控制权相分离，以控股股东的控制权与现金流之差衡量公司治理水平（周林洁，2014［49］）。控股股东的控制权代表着对公司资源支配的权力，而控股股东的现金流权是对公司权益的剩余索取权。当现金流权较低时，控股股东利用控制权谋取私利所需付出的代价较低，更易发生控股股东利用控制权掏空公司和侵占中小股东利益的行为，较差的公司治理水平容易引发噪声交易，降低股价信息含量。根据上市公司控制权和现金流权之间是否存在差异将研究对象划分为两个子样本，如果实际控制人所拥有的控制权和现金流权存在差异，意味着较差的公司治理水平；如果控股股东的控制权和现金流权相等，不存在利益侵占问题，则公司治理水平较高。

表9 报告了公司治理水平分组回归结果，其中第（1）、（2）列为模型（3）分组检验的回归结果，第（3）、（4）列是强制分红政策颁布实施以后（Post=1）模型（3）分组回归的结果，第（5）、（6）列为模型（5）分组回归检验结果。回归结果表明，在控制权与现金流权相等、公司治理水平较高的情况下，大股东披露信息的意愿增强，信息透明度提高，现金股利水平与股价信息含量显著正相关，说明有效的公司治理会让投资者依据现金股利所释放的特质信息做出决策，形成股价的特质波动；在控制权和现金流权存在差异、利益侵占问题较为严重的情况下，现金股利与股价信息含量呈现出不显著的正相关关系，说明较差的公司治理降低了信息透明度，也降低了投资者对现金股利信息含量的依赖度，进而验证了现金股利信号传递的公司治理渠道。在强制分红监管期，高水平的公司治理依然能增加股价信息含量，公司治理渠道的调节效应得到进一步强化。

表9 公司治理水平分组检验

（六）稳健性检验

原有模型中可能因测量误差或者互为因果带来内生性问题，进而导致基准回归不够稳健。因为现金股利显然会与股价信息含量相关，但股价信息含量的多少也会对现金股利带来影响，比如股票参与者会根据股票信息含量对自己的持股行为和决策形成判断，并会对公司的股价和收益造成影响，进而影响到现金分红。为了证明基准回归的稳健性，本文选择替换变量和工具变量法进行如下稳健性检验。

1. 替换变量

将现金分红水平重新定义为较高的派现Highdps，即每股现金股利高于按行业、年度分类的现金分红水平上五分位数时取值为1，否则取值为0，重新对模型（3）、模型（5）进行回归，回归结果如表10 第（1）、（2）列所示，实证结果与基本回归结果一致。

2. 内生性问题

在内生性问题中，同期相关性可能会带来内生性问题。另外，现金股利与股价信息含量之间互为因果也会导致本文存在内生性问题。加上前文提到回归模型存在异方差问题，本文选择滞后一期的现金分红水平（L_Dps）作为工具变量，并使用最优GMM 估计进行回归，以期缓解互为因果产生的内生性问题。

本文首先对选择的工具变量进行了不可识别检验。Kleibergen-Paap rk LM 统计量的p 值为0.000，强烈拒绝不可识别的原假设，秩条件成立，工具变量与解释变量相关。然后，对选择的工具变量进行了弱工具变量检验。Shea’s partialR2的值为0.36，F 统计量为2 131.49，且显著，因此不存在弱相关问题。

工具变量法的检验结果如表10 的第（3）列和第（4）列所示。第（3）列展示了第一阶段检验结果，滞后一期的现金分红水平（L_Dps）和当期的现金分红水平（Dps）在1%的水平上显著正相关，说明工具变量与解释变量存在相关性。第（4）列展示了最优GMM 估计回归的检验结果，上市公司现金股利水平和股价信息含量显著正相关，证明研究结果是稳健的。

表10 稳健性检验

五、研究结论与启示

基于经典股利信号传递理论，本文以2008—2019 年期间A 股上市公司面板数据为分析样本，把强制分红政策作为独特的“实验场所”，考察中国上市公司分红表现能否增加股价信息含量。实证研究发现：上市公司现金分红表现传递了有关盈利水平的特质信息，对股价信息含量有显著提升作用，分红水平越高的上市公司股价信息含量也越高，并且，强制分红政策有助于上市公司分红提高股价信息含量效应的发挥。进一步研究还发现，信息渠道和公司治理渠道会影响现金股利信号的传递，在信息环境好、公司治理水平高的情况下，上市公司分红提升股价信息含量的效应越显著。

本文的研究结论具有一定的理论和现实意义：一方面，以股价信息含量为切入点，提高了股利信号传递理论对上市公司分红行为的解释力，证明了现金股利信号确实有信息内涵并且能够传递到市场，从而增加股价中的信息含量；另一方面，证实了强制分红政策作为分红监管新政的积极作用，即强化了现金股利的股价信息含量提升效应。因此，本文提出如下建议：一是上市公司应当继续增加公司层面特质信息的披露，提高公司信息的可获得性和透明度，这样才能避免出现与大盘“同涨同跌”的情形，才能让股价反映公司的真实价值；二是投资者应当高度重视并努力挖掘公司层面的特质信息，因为这些信息反映了公司实际经营状况，在一定程度上可以缓解与管理层之间的信息不对称，是做出正确投资决策的重要保障；三是监管者应当进一步完善分红监管政策以及相关信息披露要求，切实保障投资者的合法权益，为提高资本市场信息传递效率保驾护航。