高管學(xué)術(shù)經(jīng)歷能提高企業(yè)分紅嗎？

王德建 馮蘭時

一、引言

我國上市公司少分紅、不分紅問題一直是我國資本市場的難題，投資者的利益因此得不到保障，不利于我國資本市場的有序發(fā)展。除此之外，我國上市公司分紅還存在連續(xù)性差、波動性大等特點。為此，中國證監(jiān)會相繼在2001年至2013年間6次出臺了有關(guān)上市公司分紅的政策法規(guī)與管理辦法，將上市公司再融資的資格與股利分配情況相掛鉤,不滿足分紅要求的上市公司再融資將受到限制，這一類相關(guān)的政策法規(guī)與管理辦法也被稱之為半強(qiáng)制分紅政策。然而根據(jù)李常青等(2010)對于半強(qiáng)制分紅政策的市場反應(yīng)研究來看，半強(qiáng)制分紅政策存在一定的“監(jiān)管悖論”，對應(yīng)當(dāng)高分紅的企業(yè)來說約束力不足，相反對于暫無須進(jìn)行高水平分紅的企業(yè)來說卻因此承受了較大的壓力。因此，這種半強(qiáng)制分紅政策仍然無法有效和徹底解決上市公司“鐵公雞”問題，而如何進(jìn)一步規(guī)范企業(yè)的分紅行為也成為實務(wù)界和學(xué)術(shù)界研究的迫切話題。

在理論界，Black(1976)也早就提出了“股利之謎”，引發(fā)了學(xué)者對于企業(yè)分紅的廣泛關(guān)注。企業(yè)分紅涉及到企業(yè)的股利政策的制定，而關(guān)于股利政策也存在著不同的理論。股利無關(guān)論建立在完全市場理論之上，與現(xiàn)實存在著較大的差距，因此不被大多數(shù)學(xué)者所接受。而基于傳統(tǒng)的股利相關(guān)論，目前被學(xué)術(shù)界廣泛認(rèn)可的多為代理理論和信號傳遞理論，這兩種理論很好的解釋了企業(yè)采用不同分紅政策的原因。另外，影響企業(yè)分紅政策的因素也在學(xué)者的廣泛研究中被不斷發(fā)現(xiàn)和完善。學(xué)者們從外部環(huán)境與內(nèi)部因素的各個方面對分紅影響因素進(jìn)行研究，試圖提出有效緩解上市公司分紅問題的解決辦法。研究發(fā)現(xiàn)外部環(huán)境如政府政策、稅收優(yōu)惠等會對分紅行為產(chǎn)生一定影響，而企業(yè)內(nèi)部因素如企業(yè)的規(guī)模、盈利能力、現(xiàn)金流量以及公司的內(nèi)部治理因素均會影響企業(yè)的分紅水平。因此企業(yè)分紅的影響因素多且復(fù)雜，但仍然存在其他方面未被研究的因素會對分紅產(chǎn)生影響。

近年來開始有學(xué)者以公司內(nèi)部治理的另一重要因素——高管的特征，如高管個人特征與背景特征等方面研究其對企業(yè)分紅的影響。目前的研究在高層梯隊理論的基礎(chǔ)上，發(fā)現(xiàn)高管的性別、年齡、學(xué)歷等特征對企業(yè)的分紅存在顯著影響。另外在我國“文人下海”現(xiàn)象的背景下，高管的學(xué)術(shù)經(jīng)歷開始成為研究的話題，所謂學(xué)術(shù)經(jīng)歷，指的是高管曾經(jīng)在高校、科研所或是行業(yè)協(xié)會任職的經(jīng)歷(周楷唐等，2017)。這一高管的特征基于改革開放的背景，在西方國家極為罕見，因此高管的學(xué)術(shù)經(jīng)歷也成為了具有中國特色的高管特征(周楷唐等，2017)。目前關(guān)于高管學(xué)術(shù)經(jīng)歷的研究局限于其對于企業(yè)債務(wù)融資成本(周楷唐等，2017)、股價崩盤風(fēng)險(何雨晴，2018)、審計費用(沈華玉等，2018)等方面發(fā)揮的作用，而關(guān)于高管學(xué)術(shù)經(jīng)歷能否影響企業(yè)分紅決策還存在研究的空缺。另外，根據(jù)我國公司法的規(guī)定，上市公司的分紅政策是由董事會提出分配預(yù)案,按法定程序召開股東大會進(jìn)行審議和表決，因此從公司自身的角度出發(fā)才是解決我國上市公司分紅難題更為有效、更為根本的手段。因此在政府的分紅管理政策無法有效落實的背景下，高管所具有的學(xué)術(shù)經(jīng)歷是否能對我國上市公司的分紅政策發(fā)揮獨特的作用，以及通過怎樣的機(jī)制來影響上市公司的分紅政策值得深思和研究。本文將高管的學(xué)術(shù)經(jīng)歷與企業(yè)分紅相結(jié)合，一方面有利于豐富和完善高層梯隊理論在中國情境下的應(yīng)用，另一方面有利于為我國政府規(guī)范上市公司分紅行為提供新思路，發(fā)現(xiàn)影響我國上市公司分紅行為的新因素。

本文的其余部分安排如下：第二部分回顧相關(guān)的文獻(xiàn)并提出假設(shè)；第三部分進(jìn)行研究設(shè)計，包括變量設(shè)計和模型構(gòu)建；第四部分為實證結(jié)果分析；第五部分為進(jìn)一步研究外部治理與產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的影響；第六部分為穩(wěn)健性檢驗；最后是研究結(jié)論與建議。

二、文獻(xiàn)綜述與理論假說

Hambrick and Mason在1984年首次提出了高層梯隊理論，認(rèn)為管理者特質(zhì)影響著高管的戰(zhàn)略選擇，進(jìn)而影響企業(yè)的行為。高管作為企業(yè)經(jīng)營的決策者和管理者，其不同的個人特征會影響他們的管理風(fēng)格，而高管的管理風(fēng)格決定了其決策路徑和決策行為，進(jìn)而影響公司的業(yè)績和發(fā)展，因此研究高管的個人特征便可以解釋公司經(jīng)營結(jié)果各方面存在的差異。已有研究發(fā)現(xiàn)(Bamber et al.，2010；Graham et al.，2013)，高管的管理風(fēng)格會影響公司的業(yè)績、投資決策、薪酬和信息披露政策等方面。已有文獻(xiàn)研究認(rèn)為，高管的管理風(fēng)格不僅取決于其年齡、性別等個人特征因素(韓靜等，2014；朱洪春、周方召，2017；李丹蒙等，2020)，還會受到其個人經(jīng)歷的影響(Malmendier et al.，2011；Benmelech and Frydman，2015)，如高管的教育背景(沈藝峰等，2017)、財務(wù)經(jīng)歷(王雪莉等，2013；姜付秀等，2016)、政治關(guān)聯(lián)(張淑英，2016)等。

近年來開始有學(xué)者對高管的學(xué)術(shù)經(jīng)歷這一背景特征進(jìn)行了關(guān)注。高管的學(xué)術(shù)經(jīng)歷源于我國改革開放以來“文人下海”的現(xiàn)象，即一些在高校、科研所或協(xié)會任職的人員選擇進(jìn)入企業(yè)和資本市場，作為企業(yè)的管理者參與企業(yè)的經(jīng)營和決策。高管的學(xué)術(shù)經(jīng)歷指的正是在這種現(xiàn)象的背景下，企業(yè)的高管曾經(jīng)在高校、科研所或是行業(yè)協(xié)會任職的經(jīng)歷(周楷唐等，2017)。在鮮有的少數(shù)關(guān)于高管學(xué)術(shù)經(jīng)歷的研究中，周楷唐等(2017)研究了高管的學(xué)術(shù)經(jīng)歷與企業(yè)債務(wù)融資成本的關(guān)系，研究發(fā)現(xiàn)高管的學(xué)術(shù)經(jīng)歷能夠通過降低企業(yè)的信息風(fēng)險和債務(wù)代理風(fēng)險這兩個方面來顯著降低了企業(yè)的債務(wù)融資成本。沈華玉等(2018)研究發(fā)現(xiàn)，高管的學(xué)術(shù)經(jīng)歷能夠顯著降低企業(yè)的審計費用。劉金山、劉亞攀(2017)從企業(yè)家的視角出發(fā)，研究表明企業(yè)家的學(xué)術(shù)經(jīng)歷能夠顯著提高企業(yè)的專利申請數(shù)進(jìn)而提高企業(yè)的創(chuàng)新績效。由此可見，高管的學(xué)術(shù)經(jīng)歷作為高管的一種重要的背景特征，在影響企業(yè)的業(yè)績、成本費用等方面能夠發(fā)揮重要的作用。然而，目前尚未有學(xué)者將高管的學(xué)術(shù)經(jīng)歷與企業(yè)分紅進(jìn)行聯(lián)系，研究高管的學(xué)術(shù)經(jīng)歷對企業(yè)分紅的影響。

Black在1976年提出了“股利之謎”，引發(fā)了學(xué)者對于企業(yè)分紅的廣泛關(guān)注，影響企業(yè)分紅的因素也在學(xué)者的廣泛研究中被不斷發(fā)現(xiàn)和完善。在影響企業(yè)分紅的因素中，部分代表性文獻(xiàn)研究了高管特征對企業(yè)分紅的影響。在高管性別方面，Huang and Kisgen(2013)、鐘驥羚(2018)研究發(fā)現(xiàn)，企業(yè) CEO或CFO為女性時比CEO或CFO為男性時的企業(yè)現(xiàn)金分紅水平更高。在高管的年齡特征方面，楊漢明、楊琬君(2016)研究發(fā)現(xiàn)高層管理者年齡與現(xiàn)金分紅水平顯著正相關(guān)。在高管的學(xué)歷特征方面，姜付秀等(2009)通過實證發(fā)現(xiàn)高管的高學(xué)歷對于現(xiàn)金股利的發(fā)放有積極的推動作用。在高管過度自信特征方面，Deshmukh et al.(2013)、Goel and Howe(2008)研究表明過度自信的管理者會減少現(xiàn)金股利的發(fā)放。另外，在高管的背景特征方面，楊漢明等(2010)發(fā)現(xiàn)高管的政治關(guān)聯(lián)會緩解融資約束從而提高了股利分配水平。薛瓊(2017)研究發(fā)現(xiàn)童年或青少年時期有饑荒經(jīng)歷的高管會更傾向于股利的發(fā)放。盡管已有研究從不同維度發(fā)現(xiàn)高管個人特征會影響他們做出研發(fā)投資的決策，但是學(xué)術(shù)經(jīng)歷作為高管的重要背景特征卻鮮有學(xué)者關(guān)注，尤其是在涌現(xiàn)“文人下海”潮的中國情境下，探究高管學(xué)術(shù)經(jīng)歷對企業(yè)分紅的影響顯得更有價值。

具有學(xué)術(shù)經(jīng)歷的高管會表現(xiàn)出以下特征：第一，受到儒家傳統(tǒng)文化的影響，高校老師本著教書育人的態(tài)度，具有較高的道德水平和責(zé)任意識，這種高尚的道德品質(zhì)會延續(xù)到在企業(yè)擔(dān)任高管的過程中。因此，在高校任職的經(jīng)歷會使高管具備更高的道德標(biāo)準(zhǔn)和社會責(zé)任意識(Baumgarten，1982; Valentine and Fleishman，2008; Cho et al., 2015)，他們會對自己的行為和決策嚴(yán)格要求，并具有較強(qiáng)的自律性。第二，能夠在高校、科研所或是協(xié)會任職，較高層次的教育背景往往是硬性要求，而管理者的理性程度與其受教育水平正相關(guān)(Wiersema and Bantel，1992)。另外，高校或是科研所的任職需要相應(yīng)的學(xué)術(shù)研究能力，學(xué)術(shù)精神要求研究者保持嚴(yán)謹(jǐn)求實的態(tài)度，于是高管學(xué)術(shù)經(jīng)歷使得他們在決策時更加理性和穩(wěn)健，避免了盲目過激的決策行為。第三，具有學(xué)術(shù)經(jīng)歷的高管會對自身的聲譽(yù)和良好形象的樹立更加重視(Francis et al.，2015)，這可能是源于其高校、協(xié)會或研究所的工作經(jīng)歷在一定程度上提升了其社會地位，會得到人們更多的關(guān)注和評價，這使得高管在做決策時會更加謹(jǐn)慎，從而維護(hù)自身良好的聲譽(yù)和形象。因此，綜合具有學(xué)術(shù)經(jīng)歷的高管的上述自律、穩(wěn)健以及看重聲譽(yù)和形象的特征，會促使高管進(jìn)行自我約束，從而形成一套自我監(jiān)督體系。

而具有學(xué)術(shù)經(jīng)歷的高管形成的自我約束和監(jiān)督體系是如何對企業(yè)分紅產(chǎn)生影響的呢？根據(jù)學(xué)者對企業(yè)現(xiàn)金分紅影響因素的研究，在其他條件不變的情況下，企業(yè)可支配資金的多少會影響企業(yè)的股利分配方式(曹雪艷，2018)。現(xiàn)金股利分配會受到自由現(xiàn)金流的影響(謝德仁，2013)；另外出于降低代理成本的需求，企業(yè)會通過增加現(xiàn)金分紅來減少自由現(xiàn)金流。因此企業(yè)內(nèi)部自由現(xiàn)金流越多，其現(xiàn)金股利支付意愿和數(shù)量也越高(楊漢明、曾森，2015)。而企業(yè)的可支配現(xiàn)金一方面取決于外部融資帶來的現(xiàn)金流入，另一方面取決于對外投資等方式導(dǎo)致的現(xiàn)金流出。基于上述影響因素研究，本文認(rèn)為具有學(xué)術(shù)經(jīng)歷的高管形成的自我約束和監(jiān)督體系可能會通過以下機(jī)制來影響企業(yè)分紅。

首先，高管的學(xué)術(shù)經(jīng)歷有利于幫助企業(yè)緩解融資約束，從而提高外源融資帶來的現(xiàn)金流入。具備學(xué)術(shù)經(jīng)歷的高管由于具有一定的自我約束機(jī)制，他們在進(jìn)行決策時會更加自律和規(guī)范，這就使得他們更加注重信息的披露，確保信息披露的完整性、專業(yè)性和可理解性(姜付秀等，2016)，同時高管的自我約束機(jī)制能夠有效提高企業(yè)的會計信息質(zhì)量(周楷唐等，2017)。更完善的信息披露和更高的信息質(zhì)量的有助于降低企業(yè)與投資者之間的信息不對稱，從而降低企業(yè)的融資約束(張金鑫、王逸，2013)。另外，高管的自我監(jiān)督與約束機(jī)制能夠有效緩解委托方與代理方的代理沖突，投資方或債務(wù)人所要求的風(fēng)險溢價便會降低，從而減少了企業(yè)外部融資成本。根據(jù)融資約束假說(Myers and Majluf，1984)，企業(yè)的融資約束越低，股利發(fā)放水平越高。具體來看，當(dāng)融資約束程度較高時，基于現(xiàn)金持有的預(yù)防性動機(jī)，企業(yè)將會增加現(xiàn)金持有量以應(yīng)對未來不確定性(Pinkowitz，2006)。而融資約束程度越低，企業(yè)越容易獲取外部融資，一方面增加了企業(yè)的現(xiàn)金流入，另一方面降低了企業(yè)內(nèi)源融資的需求和對內(nèi)部資金的依賴，因此企業(yè)的現(xiàn)金流量得以保障，提升了企業(yè)現(xiàn)金支付能力，進(jìn)而提高了企業(yè)的分紅水平(張純、呂偉，2009)。因此，高管的學(xué)術(shù)經(jīng)歷可以緩解企業(yè)的融資約束，從而提升企業(yè)分紅。

其次，高管的學(xué)術(shù)經(jīng)歷有利于緩解過度投資，從而減少了內(nèi)部現(xiàn)金的過度流出。一方面，根據(jù)委托代理理論，高管作為企業(yè)的代理人，可能會因自身利益而做出不利于企業(yè)發(fā)展的決策，比如具有自利行為的高管會利用在職消費或是過度投資進(jìn)行利益侵占與權(quán)力的擴(kuò)張(彭必文，2014)。Stein(2001)也認(rèn)為，管理層為了謀求自身利益而盲目擴(kuò)張，極易通過對內(nèi)部現(xiàn)金流強(qiáng)有力的支配而誘發(fā)過度投資。另一方面，激進(jìn)的高管會因其過度自信對投資項目持過度的樂觀態(tài)度，從而進(jìn)行過度投資。高管的過度投資行為引發(fā)企業(yè)可支配現(xiàn)金的大量消耗(劉卿龍、楊興全，2018)，擠占了用于分紅的現(xiàn)金，從而大大降低了企業(yè)的分紅水平。而高管的學(xué)術(shù)經(jīng)歷形成的自律機(jī)制一方面會減少內(nèi)部人的機(jī)會主義行為，另一方面會使得投資決策更加謹(jǐn)慎而非激進(jìn)，從而緩解了過度投資行為，減少了內(nèi)部現(xiàn)金的過度流出，提升了企業(yè)的現(xiàn)金支付能力，進(jìn)而提高了企業(yè)的分紅水平。

綜上分析，高管的學(xué)術(shù)經(jīng)歷會促進(jìn)高管形成一種自我約束和自律機(jī)制，而這種機(jī)制可能會通過緩解融資約束以及緩解過度投資來提高企業(yè)的可支配現(xiàn)金和現(xiàn)金支付能力，從而提高企業(yè)的分紅水平。據(jù)此提出本文假設(shè)：

假設(shè)1：在其他條件不變的情況下，企業(yè)高管具有學(xué)術(shù)經(jīng)歷時，企業(yè)的分紅水平會得到顯著提高。

假設(shè)2a：高管學(xué)術(shù)經(jīng)歷通過緩解企業(yè)的融資約束來提高企業(yè)的分紅水平。

假設(shè)2b：高管學(xué)術(shù)經(jīng)歷通過緩解企業(yè)的過度投資來提高企業(yè)的分紅水平。

三、研究設(shè)計

(一)樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

基于2008年《決定》中對上市公司的半強(qiáng)制分紅的力度達(dá)到最大，本文從《決定》頒布當(dāng)年為時間節(jié)點，選取了2008-2017年滬深A(yù)股上市公司為樣本，并按照以下方式對樣本進(jìn)行了篩選：(1)剔除了當(dāng)年ST、*ST的公司樣本。(2)剔除了金融、保險行業(yè)公司樣本。(3)剔除存在缺失值的樣本。經(jīng)過篩選，最終得到3449家上市公司共23193個樣本。其中財務(wù)和高管數(shù)據(jù)來自于CSMAR數(shù)據(jù)庫，并且利用Wind人物庫，手動收集CSMAR數(shù)據(jù)庫中高管信息缺失的高管個人簡介，根據(jù)簡介記錄的個人經(jīng)歷整理補(bǔ)充了高管學(xué)術(shù)經(jīng)歷信息缺失的數(shù)據(jù)，具體樣本分布如表1。本文所用統(tǒng)計軟件為Stata15.0。

從樣本分布看，具有高管學(xué)術(shù)經(jīng)歷企業(yè)的占比從2008年到2017年整體上呈現(xiàn)上升趨勢，雖然占比變化趨勢在2012、2013和2017年有輕微的波動，這可能是由于樣本其余各變量在進(jìn)行匹配時，剔除了一定的缺失值數(shù)據(jù)導(dǎo)致的，但整體趨勢從23.98%上升至37.45%，說明企業(yè)越來越重視高管的學(xué)術(shù)經(jīng)歷優(yōu)勢，傾向于任用更多具有學(xué)術(shù)經(jīng)歷的高管。總體上來看，高管具有學(xué)術(shù)經(jīng)歷的企業(yè)占比35.57%，說明三分之一多的企業(yè)任用了具有學(xué)術(shù)經(jīng)歷的高管，具有學(xué)術(shù)經(jīng)歷的高管成為了上市公司高管團(tuán)體的重要組成部分。

(二)變量定義與衡量

1.被解釋變量

本文借鑒借鑒王化成等(2007)、張純、呂偉(2009)、武曉玲、翟明磊(2013)對企業(yè)分紅衡量指標(biāo)的選選取企業(yè)分紅水平來度量企業(yè)的分紅政策，并用每股稅前現(xiàn)金股利(DPS)作為企業(yè)分紅水平的衡量指標(biāo)。

2.解釋變量

關(guān)于學(xué)術(shù)經(jīng)歷的定義，為增強(qiáng)研究的一致性，借鑒周楷唐等(2017)對高管學(xué)術(shù)經(jīng)歷的定義，即如果高管具有高校任職、科研機(jī)構(gòu)任職或者協(xié)會從事研究的經(jīng)歷則定義為具有學(xué)術(shù)經(jīng)歷，否則沒有學(xué)術(shù)經(jīng)歷。在企業(yè)層面，如果企業(yè)有至少一名高管具有學(xué)術(shù)經(jīng)歷，則認(rèn)為該企業(yè)高管具有學(xué)術(shù)經(jīng)歷；如果企業(yè)沒有具有學(xué)術(shù)經(jīng)歷的高管，則認(rèn)為該企業(yè)高管無學(xué)術(shù)經(jīng)歷。其中，高管團(tuán)隊指董事會及監(jiān)事會成員之外的直接參與企業(yè)經(jīng)營決策的高級管理人員，包括企業(yè)的首席執(zhí)行官、總經(jīng)理、執(zhí)行總經(jīng)理、副總經(jīng)理、執(zhí)行副總經(jīng)理、總會計師、財務(wù)負(fù)責(zé)人(Bamber et al.，2010)。根據(jù)以上定義設(shè)置虛擬變量，企業(yè)高管具備學(xué)術(shù)經(jīng)歷則為1，無學(xué)術(shù)經(jīng)歷則為0。

3.控制變量

為了對其他影響企業(yè)分紅水平的變量進(jìn)行控制，本文借鑒雷光勇、劉慧龍(2007)、程子健、張俊瑞(2015)以及其他有關(guān)公司治理文獻(xiàn)的研究，選取以下控制變量：(1)公司規(guī)模(Size)：企業(yè)總資產(chǎn)的自然對數(shù)。(2)財務(wù)杠桿(Lev)：企業(yè)的資產(chǎn)負(fù)債率。(3)總資產(chǎn)凈利率(ROA)：本年凈利潤/平均總資產(chǎn)。(4)每股收益(EPS)：稅后凈利潤/總股數(shù)。(5)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)(State)：虛擬變量，國有企業(yè)=1，非國有企業(yè)=0。

為排除異常值對結(jié)果的影響，本文在對所有連續(xù)變量按照1%的標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行Winsorize縮尾處理。各變量定義如表2所示。

表2 各變量定義

(三)模型構(gòu)建

為驗證假設(shè)1高管學(xué)術(shù)經(jīng)歷對企業(yè)分紅水平的影響，建立回歸模型(1)：

DPS=α+β1Academic+β2Lev+β3ROA+β4Size+β5EPS+β6State+∑Year+∑Industry+ε

(1)

為驗證假設(shè)2，本文按照Baron and Kenny(1986)、權(quán)小鋒等(2015)的中介因子檢驗方法，設(shè)定路徑模型PathA、PathB、PathC，檢驗融資約束、過度投資在高管學(xué)術(shù)經(jīng)歷與企業(yè)分紅水平之間的中介效應(yīng)。

DPS=α+β1Academic+β2Lev+β3ROA+β4Size+β5EPS+β6State+∑Year+∑Industry+ε

(PathA)

MV=α+β1Academic+β2CV+∑Year+∑Industry+ε

(PathB)

DPS=α+β1Academic+β2MV+β3Lev+β4ROA+β5Size+β6EPS+β7State+∑Year+∑Industry+ε

(PathC)

四、實證分析

(一)描述性統(tǒng)計

從表3描述性統(tǒng)計結(jié)果可以看出，每股稅前現(xiàn)金股利所代表的企業(yè)分紅水平均值只有0.119，最大值為0.900，說明企業(yè)的整體分紅水平還較低，且企業(yè)之間分紅水平的差異較大。每股稅前現(xiàn)金股利的平均值與曹雪艷(2018)的研究中0.100接近，說明了本文數(shù)據(jù)的可靠性。從高管學(xué)術(shù)經(jīng)歷的描述性統(tǒng)計可以看出，高管學(xué)術(shù)經(jīng)歷的均值為0.356，小于0.5，說明具有高管學(xué)術(shù)經(jīng)歷的公司少于不具有高管學(xué)術(shù)經(jīng)歷的公司，但高管具有學(xué)術(shù)背景的公司比例達(dá)到了35.6%，說明上市公司高管中具有學(xué)術(shù)背景的仍占據(jù)較高的比例，也進(jìn)一步證明了本研究的重要意義。財務(wù)杠桿的最大最小值差距高達(dá)一個數(shù)量級，說明各公司的財務(wù)杠桿差異較大。另外，財務(wù)杠桿、企業(yè)規(guī)模的平均值分別為0.430和21.952，這與劉卿龍、楊興全(2018)的研究中的0.484和21.883接近，資產(chǎn)收益率的平均值為0.047與程子健、張俊瑞(2015)的研究中0.05保持一致，證明了本文數(shù)據(jù)的完整性和可靠性。表4分樣本均值檢驗結(jié)果顯示，分紅水平在高管有學(xué)術(shù)經(jīng)歷和無學(xué)術(shù)經(jīng)歷的均值分別為0.117和0.099，兩者差異為0.018在1%的水平上顯著，這初步驗證了假設(shè)1的成立。

表3 各變量描述性統(tǒng)計結(jié)果

表4 分樣本均值檢驗結(jié)果

(二)相關(guān)性分析

表5反映了各變量之間的相關(guān)系數(shù)，可以看出高管學(xué)術(shù)經(jīng)歷與企業(yè)分紅水平在1%的水平下顯著正相關(guān)，相關(guān)系數(shù)為0.047，說明高管學(xué)術(shù)經(jīng)歷會提高企業(yè)的分紅水平，這初步證明了假設(shè)1的成立。資產(chǎn)收益率、每股收益與分紅水平均顯著正相關(guān)，說明企業(yè)經(jīng)營業(yè)績越好，盈利能力越強(qiáng)，越有可能將現(xiàn)金用來分紅。股權(quán)性質(zhì)與分紅水平表現(xiàn)出較強(qiáng)的負(fù)相關(guān)性，說明國有屬性會在一定程度上抑制企業(yè)的分紅，這可能是由于國有企業(yè)為尋求國有資產(chǎn)的保值增值，從而更傾向于將現(xiàn)金留在企業(yè)。財務(wù)杠桿與企業(yè)分紅顯著負(fù)相關(guān)，可能是因為企業(yè)負(fù)債越多，承擔(dān)的分紅壓力越大，從而抑制了企業(yè)的分紅。企業(yè)規(guī)模與分紅顯著正相關(guān)，說明企業(yè)的規(guī)模越大，分紅負(fù)擔(dān)越小，越有能力對投資者進(jìn)行分紅，這與企業(yè)的現(xiàn)實情況也基本一致。兩種相關(guān)系數(shù)得出的結(jié)論相同，表明相關(guān)系數(shù)的結(jié)果更加穩(wěn)健。由于各變量之間普遍顯著相關(guān)，本文計算了自變量之間的方差膨脹因子VIF，其中最大值為1.20，平均值為1.13，表明各變量之間不存在嚴(yán)重的多重共線性。

表5 相關(guān)系數(shù)表

(三)回歸結(jié)果分析

表6顯示了模型(1)的回歸結(jié)果，在考慮了控制變量的條件下，可以看出在不對年度和行業(yè)進(jìn)行控制的隨機(jī)效應(yīng)模型中，高管學(xué)術(shù)經(jīng)歷與企業(yè)分紅水平在1%的水平下顯著正相關(guān)，相關(guān)系數(shù)為0.006，t值為2.789。在控制了年度和行業(yè)之后的固定效應(yīng)模型中，同樣可以得到1%水平上顯著正相關(guān)的結(jié)論，且相關(guān)系數(shù)為0.007，t值為3.197。這驗證了假設(shè)1的成立，即高管具有學(xué)術(shù)經(jīng)歷的企業(yè)，其分紅水平更高。另外，控制變量的回歸結(jié)果顯示，資產(chǎn)負(fù)債率與企業(yè)分紅水平顯著負(fù)相關(guān)，說明負(fù)債水平高的企業(yè)會采取低現(xiàn)金股利政策，這與牟曉云、宋文慶(2016)的研究結(jié)果保持一致。企業(yè)規(guī)模、每股收益均與企業(yè)分紅水平顯著正相關(guān)，這也與李茂良等(2014)、馬慧敏、葉靜(2016)的研究結(jié)論相一致，即當(dāng)企業(yè)規(guī)模越大，盈利越多時，企業(yè)會更傾向于采用高分紅的政策。

表6 高管學(xué)術(shù)經(jīng)歷與企業(yè)分紅回歸結(jié)果

為驗證假設(shè)2，本文選取以下指標(biāo)衡量企業(yè)融資約束與過度投資水平：

1.融資約束。本文借鑒Hadlock and Pierce(2010)構(gòu)建的SA指數(shù)，來作為衡量融資約束的變量。SA指數(shù)的計算方法為：-0.737*Size+0.043*Size2-0.04*Age。其中，Size代表企業(yè)規(guī)模，Age代表企業(yè)年齡。SA指數(shù)越大，表示企業(yè)受到的融資約束程度越低(鞠曉生等，2013；徐壽福等，2016)。

2.過度投資。對于過度投資的測量，本文借鑒Richardson(2006)構(gòu)建的如下模型：

INVi,t=α0+α1Qi,t-1+α2Levi,t-1+α3Cashi,t-1+α4Agei.t-1+α5Sizei.t-1+α6Returni.t-1+α7INVi,t-1+∑Year+∑Industry+εi,t

(2)

其中，INV=(購建固定資產(chǎn)、無形資產(chǎn)和其他長期資產(chǎn)支付的現(xiàn)金+取得子公司 及其他營業(yè)單位支付的現(xiàn)金+投資支付的現(xiàn)金-處置固定資產(chǎn)、無形資產(chǎn)和其他長期資產(chǎn)收回的現(xiàn)金凈額-處置子公司及其他營業(yè)單位收到的現(xiàn)金凈額-收回投資收到的現(xiàn)金)/期初總資產(chǎn)；Q為企業(yè)的托賓Q值，Q=(股權(quán)市值+債券賬面價值)/總資產(chǎn)賬面價值，非流通股的市場價值用每股凈資產(chǎn)替代；Lev為年末資產(chǎn)負(fù)債率；Cash為年末現(xiàn)金資產(chǎn)與總資產(chǎn)的比值；Age為年末企業(yè)上市年數(shù)的自然對數(shù)；Return為考慮現(xiàn)金紅利再投資的年個股回報率。

通過模型(2)回歸出來的殘差ε即企業(yè)的過度投資水平(OverInv)。

根據(jù)中介因子路徑模型，緩解融資約束、過度投資的路徑檢驗結(jié)果如表7所示。

表7中融資約束路徑檢驗結(jié)果顯示，PathA中高管學(xué)術(shù)經(jīng)歷與企業(yè)分紅水平在1%的水平上顯著正相關(guān)，與假設(shè)1一致，PathB中高管學(xué)術(shù)經(jīng)歷與SA指數(shù)在1%的水平上顯著正相關(guān)，說明了高管學(xué)術(shù)經(jīng)歷能夠顯著降低企業(yè)的融資約束程度。PathC的結(jié)果顯示，SA指數(shù)與企業(yè)分紅水平在1%的水平上顯著正相關(guān)，說明融資約束程度越小，企業(yè)的分紅水平越高，這與研究假設(shè)中的分析一致。同時，高管學(xué)術(shù)經(jīng)歷的系數(shù)降低為0.004，且只在10%的水平上顯著，同時SobelZ檢驗的Z值為8.857，P值為0.000，在1%的水平上顯著，說明融資約束在路徑檢驗中顯示出部分中介效應(yīng)。這驗證了假設(shè)2a的成立，即高管學(xué)術(shù)經(jīng)歷通過緩解融資約束來顯著提升企業(yè)的分紅水平。

表7 路徑檢驗

過度投資路徑檢驗結(jié)果顯示，PathA在未加入過度投資變量時，高管學(xué)術(shù)經(jīng)歷的系數(shù)為0.006，且在5%的水平上顯著，說明高管具有學(xué)術(shù)經(jīng)歷的企業(yè)分紅水平更高，驗證了假設(shè)1的穩(wěn)健性。PathB結(jié)果顯示高管學(xué)術(shù)經(jīng)歷與過度投資的系數(shù)為-0.005，但在統(tǒng)計上不顯著，說明高管學(xué)術(shù)經(jīng)歷不能夠顯著緩解過度投資，緩解過度投資路徑不成立。同時SobelZ檢驗結(jié)果的P值為0.914，也并不顯著，說明過度投資不具有中介效應(yīng)。上述結(jié)果說明假設(shè)2b不成立，即高管學(xué)術(shù)經(jīng)歷并非通過緩解過度投資來提高企業(yè)分紅水平。

五、進(jìn)一步研究

(一)外部治理的影響

根據(jù)上文分析及實證檢驗結(jié)果，高管學(xué)術(shù)經(jīng)歷會使得高管減少利己行為，形成內(nèi)部人的自我監(jiān)督體系，這種自我監(jiān)督體系在公司治理方面來看，是企業(yè)管理者的自我治理，也是企業(yè)的內(nèi)部治理體系的一種替代和補(bǔ)充。為進(jìn)一步驗證高管學(xué)術(shù)經(jīng)歷給高管帶來的自我監(jiān)督體系的成立，本文引入外部治理因素，研究在外部治理的作用下，高管的學(xué)術(shù)經(jīng)歷對于促進(jìn)企業(yè)進(jìn)行分紅的效果是否會受到影響。如果學(xué)術(shù)經(jīng)歷確實能夠促進(jìn)高管形成一種自我監(jiān)督與約束機(jī)制，那么這種機(jī)制會與外部監(jiān)督形成一種替代，即在外部監(jiān)督機(jī)制較弱時，高管的自我監(jiān)督發(fā)揮的作用會更加明顯，從而更加顯著地提高企業(yè)的分紅水平。本文選取分析師跟蹤人數(shù)(黃俊、郭照蕊，2014)以及會計師事務(wù)所規(guī)模(Chan and Wu,2011)來衡量外部治理的強(qiáng)弱，其中會計師事務(wù)所規(guī)模的衡量借鑒了宋衍蘅、肖星(2012)的研究，選取中注協(xié)公布的會計師事務(wù)所排名的前十名作為大規(guī)模事務(wù)所。表8中2-3列匯報了引入外部治理因素之后的回歸結(jié)果，其中Academic*ANUM、Academic*ASIZE 分別代表高管學(xué)術(shù)經(jīng)歷與分析師跟蹤人數(shù)和會計師事務(wù)所規(guī)模的交乘項，可以看出，二者的系數(shù)分別為-0.001和-0.024，且均在在1%的水平上顯著。說明分析師跟蹤人數(shù)和會計師事務(wù)所規(guī)模起到負(fù)向的調(diào)節(jié)作用，即二者會削弱高管學(xué)術(shù)經(jīng)歷提高企業(yè)分紅的作用，說明了外部治理越弱時，高管學(xué)術(shù)經(jīng)歷對企業(yè)分紅水平的提高作用越明顯，這進(jìn)一步驗證了學(xué)術(shù)經(jīng)歷給高管帶來的自我監(jiān)督與約束機(jī)制的成立。另外可以看出，高管學(xué)術(shù)經(jīng)歷仍然與企業(yè)分紅水平在1%的水平上顯著正相關(guān)，與主假設(shè)保持一致，提高了主假設(shè)的穩(wěn)健性。而分析師跟蹤人數(shù)和會計師事務(wù)所規(guī)模均與分紅水平在1%的水平上顯著正相關(guān)，說明分析師跟蹤人數(shù)越多、會計師事務(wù)所規(guī)模越大，企業(yè)的分紅水平越高，即當(dāng)外部治理越強(qiáng)，越有利于企業(yè)進(jìn)行分紅。這與張純、呂偉(2009)的研究結(jié)論一致。

(二)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的影響

受我國企業(yè)不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的影響，高管的行為在國有企業(yè)與民營企業(yè)也會有較大差異。本文進(jìn)一步按照產(chǎn)權(quán)性質(zhì)將樣本分組，檢驗了國有企業(yè)與非國有企業(yè)中高管的學(xué)術(shù)經(jīng)歷對企業(yè)分紅作用效果的不同。企業(yè)的產(chǎn)權(quán)性質(zhì)歸屬按照以下標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行劃分：如果企業(yè)的實際控制人為中央或地方政府機(jī)關(guān)、國有企業(yè)，則認(rèn)為該企業(yè)為國有企業(yè)，否則為非國有企業(yè)。表8中4-5列的回歸結(jié)果顯示，在國有企業(yè)組，高管學(xué)術(shù)經(jīng)歷的系數(shù)并不顯著，而在非國有企業(yè)組，高管學(xué)術(shù)經(jīng)歷的系數(shù)為0.01，且在1%的水平上顯著。組間系數(shù)差異檢驗的卡方為5.87，P值為0.015，在5%的水平上顯著，進(jìn)一步說明了兩組高管學(xué)術(shù)經(jīng)歷系數(shù)之間存在顯著的差異性。這說明了相較于國有企業(yè)，非國有企業(yè)中高管學(xué)術(shù)經(jīng)歷對企業(yè)分紅水平的提高作用更加明顯。這可能是因為在非國有企業(yè)，高管的行為受到的政策性約束較少，決策更加靈活，高管的機(jī)會主義動機(jī)更強(qiáng)，同時非國有企業(yè)面臨更大的融資約束(林毅夫、孫希芳，2005)，此時具有學(xué)術(shù)經(jīng)歷的高管形成的自我約束和監(jiān)督機(jī)制發(fā)揮的作用會更加明顯。

表8 進(jìn)一步研究回歸結(jié)果

六、穩(wěn)健性檢驗

(一)內(nèi)生性問題

為控制高管學(xué)術(shù)經(jīng)歷與企業(yè)分紅潛在的內(nèi)生性問題，即分紅水平高的企業(yè)更加吸引具有學(xué)術(shù)經(jīng)歷的高管，以及解決樣本的自我選擇偏差，本文采用傾向得分匹配法(PSM)以及工具變量法來進(jìn)行檢驗。

在PSM方面，首先，根據(jù)企業(yè)高管有無學(xué)術(shù)經(jīng)歷作為啞變量對控制變量進(jìn)行回歸，計算出每個公司的傾向得分，根據(jù)得分為每一個高管有學(xué)術(shù)經(jīng)歷的公司(測試組)匹配一個高管無學(xué)術(shù)背景的公司(控制組)，本文中運(yùn)用的是最近鄰居匹配(Nearest Neighbor Matching)的匹配方法，最終匹配成功的樣本有5608個，將匹配成功的樣本與控制組配對樣本進(jìn)行縱向合并后，得到了11216個樣本。將新的樣本按照模型(1)進(jìn)行回歸，結(jié)果如表9所示。(1)列可以看出，未進(jìn)行匹配時測試組與控制組控制變量之間存在顯著差異，而(2)列反映了匹配之后，兩組樣本控制變量之間差異顯著降低，公司規(guī)模與產(chǎn)權(quán)性質(zhì)變量的Z值也得到明顯減少，說明配對取得了一定的效果，在一定程度上控制了樣本的自選擇偏差。(3)列反映了將樣本進(jìn)行匹配之后進(jìn)行回歸之后的結(jié)果，顯示學(xué)術(shù)經(jīng)歷與企業(yè)分紅水平仍為顯著正相關(guān)，且在5%的水平上顯著，表明在控制了樣本的自我選擇偏差之后主假設(shè)仍然成立。

表9 PSM回歸結(jié)果

在工具變量法檢驗中，本文借鑒沈華玉等(2018)對工具變量的選取，采用各省本科院校密度(PUNIV)作為高管學(xué)術(shù)經(jīng)歷的工具變量。各省份本科院校密度=各省本科院校數(shù)量/各省總?cè)丝跀?shù)。其中本科院校數(shù)量數(shù)據(jù)來源于教育部官網(wǎng)中教育部批準(zhǔn)的高等學(xué)校名單，各省人口數(shù)據(jù)來源于CSMAR數(shù)據(jù)庫及中國統(tǒng)計年鑒。選取本科院校密度作為工具變量，一方面在于其能夠反映當(dāng)?shù)亟逃剑c高管學(xué)術(shù)經(jīng)歷具有相關(guān)性。表10中第一階段的回歸結(jié)果顯示，本科院校密度與高管學(xué)術(shù)經(jīng)歷在1%的水平上顯著正相關(guān)，保證了工具變量的相關(guān)性。另一方面考慮到工具變量的外生性，即本科院校密度與上市公司各方面數(shù)據(jù)沒有直接相關(guān)性。另外，本文對工具變量進(jìn)行了弱工具變量檢驗及DWH(Durbin-Wu-Hausman)檢驗，而由于工具變量與內(nèi)生解釋變量數(shù)量相等，屬于恰好識別，因此該工具變量不存在識別不足與過度識別問題。上述檢驗結(jié)果顯示，弱工具變量檢驗的F值為59.968>10的普通標(biāo)準(zhǔn)誤，因此證明工具變量與內(nèi)生變量具有強(qiáng)相關(guān)性，本科院校密度不存在弱工具變量問題。另外，DWH檢驗的結(jié)果顯示，卡方統(tǒng)計量與F值分別為34.731和34.780，并且其對應(yīng)的p值均為0.000，因此在1%的水平上拒絕“所有變量均為外生”的假設(shè)，即存在內(nèi)生解釋變量，從而保證了工具變量法的有效性。根據(jù)第二階段回歸結(jié)果顯示，在引入工具變量，控制了內(nèi)生性問題之后，高管有無學(xué)術(shù)經(jīng)歷與企業(yè)分紅仍在1%的水平上顯著正相關(guān)，因此證明了主假設(shè)的穩(wěn)健性。

表10 工具變量回歸結(jié)果

(二)替換變量測度指標(biāo)

企業(yè)分紅政策不僅可以通過企業(yè)的分紅水平來衡量，還可以考察企業(yè)的分紅意愿(王化成等，2007，魏志華等，2014)。因此，將分紅水平替換為分紅意愿(DIVD)，設(shè)置虛擬變量。當(dāng)企業(yè)發(fā)放了現(xiàn)金股利時，DIVD=1，否則DIVD=0。并構(gòu)建Logistic回歸模型進(jìn)行回歸。表11(1)列為Logistic模型回歸結(jié)果，可以看出高管學(xué)術(shù)經(jīng)歷的系數(shù)為0.103，且在5%的水平上顯著，說明高管具有學(xué)術(shù)經(jīng)歷的企業(yè)，分紅的意愿更強(qiáng)，同時也進(jìn)一步驗證了高管學(xué)術(shù)經(jīng)歷對企業(yè)分紅政策的積極影響。

另外，本文按照企業(yè)高管中具有學(xué)術(shù)經(jīng)歷高管的人數(shù)占高管總數(shù)的比例(AcaPer)重新定義企業(yè)的高管學(xué)術(shù)經(jīng)歷，按照模型(1)進(jìn)行回歸。這是因為考慮到主假設(shè)里以虛擬變量定義企業(yè)有無高管學(xué)術(shù)經(jīng)歷無法反映出具有學(xué)術(shù)經(jīng)歷的高管的人數(shù)優(yōu)勢，而高管人數(shù)多少代表了話語權(quán)的多少，對于決策的制定和實施起到關(guān)鍵的作用。當(dāng)企業(yè)具有學(xué)術(shù)經(jīng)歷的高管人數(shù)越多時，高管團(tuán)隊的決策會更多地受學(xué)術(shù)經(jīng)歷高管影響來達(dá)成統(tǒng)一意見，學(xué)術(shù)經(jīng)歷優(yōu)勢會發(fā)揮的更加明顯。表11(2)列反映了企業(yè)具有學(xué)術(shù)經(jīng)歷高管的人數(shù)占比與企業(yè)分紅水平的回歸結(jié)果，可以看出回歸系數(shù)為0.015且在10%的水平上顯著，說明具有學(xué)術(shù)經(jīng)歷的高管在高管團(tuán)隊中占比越多，越有利于發(fā)揮學(xué)術(shù)經(jīng)歷優(yōu)勢，推動企業(yè)的分紅決策。這也進(jìn)一步驗證了高管學(xué)術(shù)經(jīng)歷與企業(yè)分紅水平的顯著正相關(guān)關(guān)系。

表11 替換測度指標(biāo)、進(jìn)一步控制相關(guān)變量回歸結(jié)果

(三)進(jìn)一步控制相關(guān)變量

考慮到企業(yè)分紅政策還會受到其他可能因素的影響，本文對相關(guān)影響因素進(jìn)行了進(jìn)一步控制，以此來證明檢驗結(jié)果的穩(wěn)健性。根據(jù)股利政策與企業(yè)生命周期理論之間的關(guān)系，企業(yè)的股利政策會受到企業(yè)發(fā)展階段的影響，為此本文引入企業(yè)年齡(Age)變量對分紅水平進(jìn)行控制。同時，考慮到企業(yè)治理因素，本文借鑒周楷唐等(2017)中對治理因素的選取，引入企股權(quán)集中度(Ctr，第一大股東持股比例)、獨立董事人數(shù)在董事會中的占比(INDEP)、董事長與總經(jīng)理是否兩職合一(Duality，如果董事長與總經(jīng)理為同一人，則取1，否則取0)來作為企業(yè)內(nèi)部治理的指標(biāo)，從而進(jìn)一步控制影響企業(yè)分紅決策的治理方面的因素。在引入上述控制變量之后通過模型(1)進(jìn)行回歸，結(jié)果如表11(3)列所示，高管學(xué)術(shù)經(jīng)歷與企業(yè)分紅水平的系數(shù)在5%的水平上顯著為正，這進(jìn)一步說明了假設(shè)1的穩(wěn)健性。

七、研究結(jié)論與建議

我國上市公司的分紅問題成為了社會上日漸關(guān)注的話題，分紅亂象仍然存在，“股利分配之謎”仍在吸引著國內(nèi)外學(xué)者對企業(yè)的股利政策開展研究。本文以2008-2017年A股上市公司為樣本，實證檢驗了具有學(xué)術(shù)經(jīng)歷的高管對企業(yè)分紅政策的影響以及其作用機(jī)制，研究發(fā)現(xiàn)與高管沒有學(xué)術(shù)經(jīng)歷的企業(yè)相比，高管具有學(xué)術(shù)經(jīng)歷的企業(yè)分紅水平更高。具有學(xué)術(shù)經(jīng)歷的高管基于高校任教、科學(xué)研究的經(jīng)歷，道德水平和責(zé)任意識較高、為人處事更加嚴(yán)謹(jǐn)和理性、對自身聲譽(yù)和形象更加看重，因此會自發(fā)地形成一種自我監(jiān)督與約束機(jī)制。高管通過這種自我監(jiān)督與約束機(jī)制，能夠緩解委托代理關(guān)系中的代理沖突，提高企業(yè)的可支配現(xiàn)金量和現(xiàn)金支付能力，從而有效地提高企業(yè)的分紅水平。路徑檢驗發(fā)現(xiàn)，具有學(xué)術(shù)經(jīng)歷的高管所形成的自我監(jiān)督與約束機(jī)制，能夠通過有效緩解企業(yè)的融資約束來提高企業(yè)分紅水平。這是因為自我約束的高管能夠完善信息披露、提高會計信息質(zhì)量，并能夠緩解代理沖突來減少外部融資成本，從而通過緩解信息不對稱與代理問題兩方面緩解企業(yè)的融資約束，使得企業(yè)的可支配現(xiàn)金增加，減輕了企業(yè)的分紅負(fù)擔(dān)。進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)，當(dāng)外部治理水平較弱時、以及在非國有企業(yè)中，高管的學(xué)術(shù)經(jīng)歷對企業(yè)分紅水平的提高作用更加明顯，這驗證了高管學(xué)術(shù)經(jīng)歷能夠促進(jìn)高管形成一種自我監(jiān)督與約束機(jī)制，這種機(jī)制對于企業(yè)治理來說是一種替代與補(bǔ)充，對于改善企業(yè)治理來說是一種新“利器”。

本文從高管學(xué)術(shù)經(jīng)歷出發(fā)，研究影響企業(yè)分紅的因素和作用機(jī)制，拓展了高層梯隊理論的在中國情境下的應(yīng)用，豐富了企業(yè)高管和分紅的相關(guān)文獻(xiàn)與證據(jù)，為政府更好地規(guī)范上市公司分紅行為，出臺更加完善合理的分紅管理辦法提供了新的依據(jù)。具體來看，政府可以引入高管的學(xué)術(shù)經(jīng)歷來更加有效地進(jìn)行上市公司的分紅管理。如鼓勵上市公司注重高管的學(xué)術(shù)經(jīng)歷這一用人標(biāo)準(zhǔn)，暢通渠道擴(kuò)大上市公司中具有學(xué)術(shù)經(jīng)歷高管的比重，以此來提高上市公司的分紅，使得分紅成為公司內(nèi)部的自覺行為，而不是僅僅依靠外部的政策約束，同時也可以彌補(bǔ)半強(qiáng)制分紅政策中的不足，以此保障中小股東獲取投資回報的利益，使得資本市場健康有序運(yùn)行。