我國資本市場開放的政策效應研究

房媛媛

摘? ?要：開放是現代經濟體系和成熟金融市場的基本特征，資本市場在助力更高水平開放和推動創新轉型方面被寄予厚望。本文以現金股利水平為切入點，利用“滬港通”實施構建準自然實驗，驗證資本市場開放對企業微觀行為的政策效應。研究發現，我國資本市場開放顯著提高上市公司現金股利水平，這一提升作用主要體現在代理成本高和公司成熟度低的企業中。中介效應檢驗顯示，資金流動性增加和盈利能力上升是資本市場開放提高現金股利水平的重要渠道，而內部治理水平的中介效應并不顯著。本文結論為推動資本市場高質量開放提供了經驗證據，具有一定啟示作用。

關鍵詞：資本市場開放;現金股利水平;中介效應

中圖分類號：F830.59? 文獻標識碼：A? 文章編號：1674-2265（2021）03-0076-09

DOI：10.19647/j.cnki.37-1462/f.2021.03.011

一、引言與文獻回顧

2020年初爆發的新冠肺炎疫情正在并將持續對世界政治、經濟和金融格局產生深刻影響。各界普遍認為，深化國際合作是有效應對全球經濟金融危機的必然選擇，專業高效的政策協同是阻止危機擴散和經濟陷入惡性循環的關鍵所在。因此，我國資本市場對外開放步伐不僅沒有因疫情而放緩，反而進一步加快：證券基金、期貨機構外資持股比例限制提早全面放開，六家外資控股證券公司已經順利落地，QFII、RQFII全面取消額度限制;與境外機構投資者保持良好溝通，增強了相互信任，外資總體保持凈流入?，F金股利分配是提高上市公司質量，推進資本要素市場化的重要部分。2020年 4月9日，中共中央、國務院印發《關于構建更加完善的要素市場化配置體制機制的意見》，再次提出鼓勵和引導上市公司現金分紅，進一步激發全社會創造力和市場活力。資本市場開放能否在企業微觀層面提高現金股利支付水平，達到金融服務實體經濟的政策效果，是一個非常具有現實意義的課題。

上市公司股利分配政策對實現公司價值最大化、維護投資者切身利益和規范其投資行為具有較強導向作用。但相比美國等成熟資本市場，我國現金股利支付水平偏低，引發了非效率投資等一系列代理問題，嚴重影響資本市場資源配置功能發揮和中小投資者利益保護。郭慧婷等（2020）[1]的研究顯示，提高企業現金股利支付率能降低股價崩盤風險。艾珺（2020）[2]研究顯示，實施現金股利支付政策能顯著降低債券融資成本，現金股利比重越高，對債券融資成本的抑制作用越顯著。羅琦等（2020）[3]研究表明，上市公司發放現金股利具有價值效應，現金股利發放通常伴隨著公司股價的上漲，現金股利還可以作為替代性的治理機制約束控股股東行為。于曉紅等（2017）[4]研究證明，現金股利對自由現金流富足的制造業上市公司過度投資行為有抑制作用。

關于資本市場開放的研究文獻表明，資本市場開放可以緩解代理沖突（韓曉雷，2020）[5]，減少公司違規行為（鄒洋等，2019）[6]，加快公司資本結構調整的速度，優化資本結構（程利敏等，2019）[7]。陳運森和黃建嶠（2019）[8]研究發現，“滬港通”可以引導企業投資，提高公司投資效率。馬妍妍和俞毛毛（2020）[9]認為，資本市場開放能夠提升企業全要素生產率增長水平。郭陽生等（2018）[10]研究顯示，成為“滬港通”標的的公司，分析師跟蹤人數增加，預測精確度提高，外部信息環境改善。

賈洪文和孟莉莉（2019）[11]研究發現，我國現金股利分配水平在很大程度上取決于政策彈性，而且存在一系列傳統股利理論難以解釋的“異象”。資本市場開放是否會對上市公司的現金股利水平產生影響，政策傳導路徑是怎樣的，由于內生性問題的存在，目前此類研究較為缺乏。2014年11月17日實施的“滬港通”政策，允許中國香港交易者對選定的568只滬市A股股票進行投資，受政策影響的標的公司和不受政策影響的非標的公司提供了天然的實驗組和對照組樣本，為研究資本市場開放提供了相對純粹的實驗環境。本文借助“滬港通”實施，構建準自然實驗，實證檢驗了資本市場開放對現金股利水平的政策效應。結果顯示，資本市場開放顯著提高了上市公司現金股利水平，這一提升作用主要體現在代理成本高和成熟度低的企業中。進一步研究表明，“滬港通”實施后，企業資金流動性增加和盈利能力提高是資本市場開放提高現金股利水平的重要渠道，但公司內部治理水平在這一過程中的中介效應不顯著。在采用不同的現金股利水平衡量模型、虛擬實驗組樣本以及進行平行趨勢檢驗和安慰劑檢驗后，結果依然穩健。

本文可能的貢獻在于：（1）系統檢驗了資本市場開放對微觀企業股利政策的經濟影響。資本市場開放的最終目的是支持企業發展，本文從現金股利水平的視角，補充了“滬港通”實施對公司治理行為產生經濟后果的現實證據;（2）從資金流動性、盈利能力和公司治理能力三個方面，尋找資本市場開放與現金股利水平之間的中介變量，明確政策傳導路徑，拓展了資本市場開放的研究范圍，并為最大程度釋放政策紅利提供理論依據;（3）我國資本市場已進入全球前列，股票市場和債券市場規模均已位列全球第二位，但相對而言，市場開放度與市場規模不相稱，與我國經濟總量和發展潛力不匹配，本文的研究突出了資本市場開放對微觀企業健康發展的重要性，對進一步推動資本市場的高質量開放有一定的參考作用。

二、理論分析與研究假設

企業運行是一個復雜系統，各類影響因素在多數情況下并非互斥，往往交織在一起而發揮作用。

管理層過度自信理論認為，基于融資優序假說，過度自信的管理層在進行融資決策時會首先考慮內部融資，且更易過度投資（Heaton，2002）[12]。過度自信使管理者認為公司股價被市場低估，外部融資成本較高，為降低將來的融資成本，通常選擇較低水平的股利支付率（Deshmukh等，2013）[13]。應惟偉等（2017）[14]研究表明，管理者過度自信導致公司減少現金股利發放，并且這種效應在融資約束嚴重、過度投資水平高的公司中更為強烈?！皽弁ā睂嵤┖?，成為標的公司意味著得到境內、外兩個市場的認可，資金調動能力大大提升，管理層更容易相信在自身的帶領下公司發展將更迅速，因而傾向于將更多資金用于投資，最終導致不分配現金股利或降低現金股利支付水平。陳運森和黃建嶠（2019）[8]則認為，股票市場開放提高了公司經營業績，管理層基于對公司盈利的樂觀預期，會選擇較高的股利支付水平，以期投資者對公司發展保持同樣樂觀。

基于信號傳遞理論，積極的現金股利政策是降低投資者預估風險水平的重要手段，管理層會選擇較高的股利支付水平向市場傳遞自身盈利能力良好的信號，以吸引境外資金青睞。境外投資者由于地理距離限制和文化差異等原因，對于上市公司當地信息知之甚少，現金股利分配這一信息對境外投資者而言可能發揮著極為重要的信號作用，因此，資本市場開放可能最終促使標的股公司現金股利水平的提高。但是，考慮到“滬港通”標的公司大多是成分股，擁有良好的市場聲譽，不需要通過發放現金股利證明自己是“好公司”，特別是當財務靈活性邊際價值高時，公司將更傾向于保留財務靈活性，從而減少現金股利的發放（張瑋婷和王志強，2015）[15]。

迎合理論是行為金融學對現金股利政策的最新解釋。Long（1978）[16]的研究認為，投資者可能把現金股利當作無聲的特征，給予支付現金股利公司的股票更高溢價，這一特征反過來又使得公司管理者為迎合投資者而發放現金股利。Baker和Wurgler（2004）[17]提出的股利迎合理論，認為市場投資者對支付現金股利的公司存在投機性需求，導致支付現金股利的公司相比不支付現金股利的公司價值存在股利溢價，理性的公司管理層會洞察到這種股利溢價，并制定相應的現金股利政策去迎合市場投資者的這種需求，以提升公司價值。因此，上市公司分紅政策取決于投資者偏好。由于股利所得稅通常高于資本利得稅，理性的境外投資者應該更偏好資本利得，資本市場開放對現金股利水平的邊際效應可能為負。但實際上，我國的A股市場“重融資、輕回報”的分紅現狀多年來飽受詬病，應展宇 （2004）[18] 研究顯示，與我國相比，西方市場的公司股利支付意愿整體偏高， 更愿意派發股利，因此境外投資者進入后，可能提高現金股利水平。

由于上述理論都存在正反兩方面邏輯，本文提出一組競爭性研究假說：

H1a：資本市場開放提高了上市公司現金股利水平。

H1b：資本市場開放降低了上市公司現金股利水平。

此外，本文將考察資本市場開放對現金股利水平影響的差異性，根據代理成本高低和公司成熟度高低將企業分成兩組，檢驗資本市場開放政策效應的差異性。

進一步來看，通?；貧w模型探討的僅是變量間的直接關系，但政策對企業行為的影響具有復雜性和內隱性，當確定自變量和因變量后，自變量可以與其他變量共同作用于因變量，也可能通過第三變量對因變量構成間接影響。資本市場開放對現金股利的影響是有其他變量共同參與的，僅僅探討資本市場開放與現金股利水平的直接關系，容易忽略企業行為變化的實質性、內在性原因。越來越多的研究發現，中介效應分析在一定程度上解釋了自變量對因變量影響的內在機制。如果自變量X通過某一變量M對因變量Y產生一定影響，則稱M為X和Y的中介變量。研究中介作用的目的是在已知X和Y關系的基礎上，探索產生這一關系的內部作用機制。當資本市場開放與現金股利水平間的相關關系得到理論與統計檢驗的支持后，引入中介變量。當中介變量的引入改變了自變量對因變量的作用方向及大小時，可以間接證明自變量與因變量之間存在因果關系，而不僅是相關關系。參考韓曉磊（2020）[5]等文獻，資本市場開放能夠緩解代理沖突，優化資本結構，提高投資效率，本文選流動比率、經營利潤率和內部控制指數作為中介變量，驗證政策傳導路徑，并提出以下假說：

H2：資本市場開放通過增加資金流動性，提高上市公司現金股利水平。

H3：資本市場開放通過提升盈利能力，提高上市公司現金股利水平。

H4：資本市場開放通過提高內部治理水平，提高上市公司現金股利水平。

三、研究設計

（一）樣本選擇

本文選取“滬港通”標的股作為實驗組樣本，通過傾向得分匹配模型，選取“滬港通”實施前一年度傾向得分與實驗組樣本最接近的A股非標的股作為對照組樣本，構造準自然實驗場景。由于“滬港通”標的企業在規模、市值等方面有較高的門檻，要選取傾向得分匹配度高的企業，必須將深圳證券交易所股票納入樣本范圍。鑒于2016年12月“深港通”開始實施，為避免“深港通”對實驗結果的干擾，本文選取2012—2016年我國A股上市公司作為初始研究樣本。“滬股通”標的股名單來源于上海證券交易所網站，其他財務數據均來源于萬得數據庫。

首先，對樣本進行初步篩選：（1）剔除金融行業樣本;（2）剔除財務數據缺失樣本;（3）剔除發行B股、H股、海外股的樣本，排除已發行B股、H股、海外股公司對研究結果的干擾;（4）剔除2014年11月17日后新增或被調出的“滬港通”標的股;（5）鑒于ST、*ST股票和退市整理股票不納入“滬港通”股票，剔除ST、*ST股票以及2013年度未分配利潤為負值的樣本;（6）剔除2011年后上市的企業。由于“滬港通”股票入選規則為上證180指數成分股、上證380指數成分股，依據上證180指數成分股、上證380指數成分股的選取規則，以“滬港通”開通前一年度上市公司的總市值、成交金額、換手率和凈資產收益率為匹配變量，使用無放回、卡尺值0.01的一對一傾向得分匹配確定對照組樣本，最終得到308家公司，共1540個觀測值。為避免異常值數據影響，對所有連續變量進行上下各1%的縮尾處理。

傾向得分匹配的樣本平衡性檢驗結果見表1。匹配之前，“滬港通”標的組與非標的組的匹配變量之間存在顯著差異，匹配后配對變量的標準化和方差均大幅縮小，t檢驗結果不拒絕兩組樣本無系統差異的原假設，樣本總體均值偏差也不再顯著，說明樣本通過了平衡性檢驗。

（二）模型建立與變量定義

因所選樣本涵蓋不同行業，財務狀況和盈利水平差別較大，主回歸采用股利支付率衡量現金股利支付水平，group作為是否屬于“滬港通”標的股的分組變量，post作為“滬港通”開啟時點的時間變量，shhk為group和post的交乘項，選取公司規模、股權集中度、是否兩職合一、產權性質、上市時間、管理層自信程度作為控制變量，并加入個體固定效應（Firm）和時間固定效應（Year）構建雙重差分模型（1），其中shhk的系數代表“滬港通”政策對現金股利水平的影響程度和方向。鑒于“滬港通”開通時間為2014年11月，為防止對2014年的界定偏差影響實驗結果，在主回歸中剔除2014年觀測數據，定義2012年、2013年post取值為0，2015年、2016年post取值為1。本文所涉主要變量定義見表2。

四、實證結果分析

（一）描述性分析

主要變量的描述性統計結果見表3?？梢钥闯?，現金股利水平均值為0.034，表示平均每1單位營業收入會有0.034單位的現金股利分配;產權性質均值為0.473，意味著樣本中國有與非國有企業數量基本持平;第一大股東持股比例最小值為9.63，最大值為74.870，意味著不同公司的股權集中度存在巨大差異。分組變量group均值0.5，提示實驗組和對照組樣本基本保持平衡。

（二）實證分析

表4列示了資本市場開放對現金股利水平影響的雙重差分檢驗結果。從第（1）列可以看出，在不控制其他控制變量時，shhk的系數為0.0076，t值為2.63，在1%的水平下顯著;控制其他控制變量之后，第（3）列的結果顯示，shhk的系數為0.0061，t值為2.11，在5%的水平下依然顯著，說明隨著資本市場開放程度的增加，企業的現金股利水平上升，意味著境外投資者的進入有助于提升企業的現金股利水平，從而驗證了研究假說H1a。

為驗證結果的有效性，加入2014年觀測樣本。鑒于2014年股利發放政策一般在2015年確定，設定2014年時“滬港通”政策已經實施，post取值為1，回歸結果見表4第（2）列和第（4）列，shhk依然在5%的水平上顯著為正，說明回歸結果是穩健的。

（三）異質性分析

接下來，考察資本市場開放影響的差異性。就代理成本而言，根據代理理論，積極的現金股利政策可以有效緩解代理沖突，降低非效率投資水平，減少管理層對自由現金流的任意支配行為。在代理成本低的企業中，管理層投機行為能夠得到較為充分地抑制，資本市場開放對現金股利水平的影響有限。相反，代理成本高的企業在資本市場開放后，必須完善內部治理，約束管理層機會主義行為，才能獲得境外資本青睞，因此本文預測“滬港通”對現金股利的提升作用主要體現在代理成本高的企業中。就公司成熟度而言，股利政策的生命周期理論指出， 成熟公司盈余充裕且已沒有好的投資機會，因此會選擇發放較多的現金股利，因此本文預期相較于成熟度高的公司，“滬港通”實施對低成熟度公司的現金股利提升作用更顯著。

本文以管理費用率（銷售費用和管理費用之和與營業收入的比值）衡量企業代理成本，以留存收益與所有者權益的比值衡量公司成熟度，根據“滬港通”開通前一年度指標是否高于樣本企業中位數，將樣本分為代理成本高組（AgencyCosts=1）和代理成本低組（AgencyCosts=0）、成熟度高組（Maturity=1）和成熟度低組（Maturity=0），分別進行回歸。實證結果見表5。從列（1）和（2）可以看出，在代理成本高的樣本組，shhk系數顯著為正;在代理成本低的樣本組，shhk系數為負且不顯著;組間系數差異為0.0106，且在5%的水平下顯著。從表5的（3）和（4）列可以看出，shhk系數在低成熟度樣本中顯著為正，在高成熟度樣本中為負且不顯著，組間系數差異在1%水平下顯著。以上結果表明，資本市場開放對現金股利的提升作用主要體現在代理成本較高和成熟度較低的企業中。

五、中介效應檢驗

（一）檢驗流程

為打開資本市場開放提升現金股利水平的“黑匣子”，以下進行中介效應檢驗。參照溫中麟等（2004）[19]的方法，設定檢驗程序，變量之間的關系可用以下方程來描述：

其中，[c]是[X]對[Y]的總效應，乘積[ab]是經過中介變量[M]的間接效應，[c]為直接效應。具體步驟是：（1）檢驗回歸系數[c]，如果顯著，說明[X]顯著影響[Y]，則進行第（2）步，否則停止分析。（2）進行Baron和Kenny（1986）[20]部分中介檢驗。檢驗系數[a]、[b]，如果顯著，說明[X]對[Y]的影響至少部分是通過中介變量[M]實現的，繼續進行第（3）步;如果至少有一個不顯著，轉到執行第（4）步。（3）進行Juddy和Kenny（1981）[21]完全中介檢驗。檢驗系數[c]，如果顯著，說明只是部分中介過程，[X]對[Y]的影響只有部分通過[M]實現;如果不顯著，即控制了中介變量[M]后，[X]對[Y]的影響變得不顯著，則屬于完全中介過程，即[X]對[Y]的影響全部通過[M]實現。檢驗結束。（4）做Sobel檢驗。檢驗乘積H0：[ab]=0，如果顯著，說明[M]的中介效應顯著;反之，中介效應不顯著。檢驗結束。

（二）檢驗結果

本文選取流動比率cr（流動資產/流動負債）代表企業資金流動性，選取經營利潤率ep（息稅前利潤/營業總收入）代表企業盈利能力，選取內部控制指數con代表企業內部治理水平。將cr、ep和con作為中介變量M，依次帶入模型（5）和（6），分別檢驗資本市場開放通過改善資金流動性、盈利能力和內部治理水平而提升現金股利水平的中介效應。其中內部控制變量數據來源于迪博數據庫，其余指標數據來源于萬得數據庫。

上一部分已經驗證了shhk與現金股利水平顯著正相關，如果模型（5）的[β3]和模型（6）的[β4]均顯著，證明M的中介效應顯著;如果二者至少有一個不顯著，則進行sobel 檢驗，如果Z統計量的P值小于0.05，M的中介效應顯著，否則不顯著?；貧w結果分別見表6的（1）、（2）和（3）。其中以cr和ep為中介變量的檢驗中，[β3]、[β4]都顯著為正，說明“滬港通”實施通過提高企業的資金流動性和盈利能力，顯著提升了現金股利水平，兩者中介效應占總效應的比例分別為29.5%（0.3×0.006/0.0061）和52.61%（2.9174[×]0.0011/0.0061）。內部治理水平的中介效應檢驗中[β3]顯著，但[β4]不顯著，進一步進行Sobel檢驗，結果見表7，Z統計量的P值大于0.05，中介效應不顯著，說明內部治理水平只是調節變量，不是中介變量。

六、穩健性檢驗

（一）安慰劑檢驗

鑒于“滬港通”實施之前，通過合格境外機構投資者（QFII，2002年實施）制度和人民幣合格境外機構投資者（RQFII，2011年實施）制度，外資也可以參與A股的交易，虛構政策實施時間無法排除實驗組和對照組變化受其他政策影響的可能性，因此，本文通過更換實驗組樣本進行安慰劑檢驗，隨機選取傾向得分匹配未匹配成功的上市公司作為實驗組，回歸結果顯示shhk的相關系數不再顯著，說明現金股利水平確實因“滬港通”實施而有所提升。檢驗結果見表8列（1）。

（二）平行趨勢檢驗

為驗證實驗組和對照組在政策實施之前是否具有相同的發展趨勢，確保兩次差分得出的政策效應[β3]完全是“滬港通”的政策效應，而不是由實驗組和對照組本身的差異所帶來的，本文進行平行趨勢檢驗。將區間起始年份提前至2011年，以便有足夠多的年份考察政策實施前實驗組和對照組的現金股利水平是否不存在顯著性差異。2014年代表政策當期效果，分別生成2012年和2013年與實驗組虛擬變量group的交互項y2012、y2013，檢驗“滬港通”實施前實驗組和對照組之間的差異，回歸結果見表8列（2）。交互項系數不顯著，說明政策實施前實驗組和對照組之間不存在顯著差異，平行趨勢假設成立。

（三）構建新的現金股利變量

主回歸采用現金股利支付相對水平作為被解釋變量，而此處選擇現金股利支付絕對水平，以每股現金股利pay2、支付普通股股利pay3作為替代變量進行檢驗，回歸結果見表8列（3）、（4），shhk系數依然顯著。

七、結論與啟示

本文以2014年11月“滬港通”實施構建準自然實驗，通過傾向得分匹配選取對照組樣本，采用雙重差分模型，考察了資本市場開放對上市公司現金股利水平的影響。研究發現，資本市場開放顯著提高上市公司現金股利水平，這一提升作用主要體現在代理成本高和成熟度低的企業中。進一步研究發現，資金流動性、盈利能力對資本市場開放提高現金股利水平具有顯著的中介效應，而內部治理水平的中介效應并不顯著。資本市場開放有助于推動我國資本市場逐漸走向成熟，為我國經濟發展注入新的活力。本文的研究成果從微觀角度驗證了資本市場開放的積極意義，為進一步推動資本市場的高水平開放提供了經驗證據。

從開放歷程看，我國資本市場開放的實際效果和投資者體驗不盡如人意，大批優質中資企業舍近求遠，遠渡重洋到中國香港、倫敦、紐約上市。這說明資本市場在我國國民經濟活動中未充分發揮應有作用，提高資本市場開放水平是必然趨勢。本文認為可以從以下方面著手：

一是提高開放質量。高質量的對外開放，是遵循國際規則和慣例、符合市場化運作、不帶限制條件的開放。2016年，銀行間債券市場對境外機構投資開放（CIBM）制度首次實現了證券投資領域對境外投資者全面徹底的開放：不設境外機構投資者準入門檻，不設總額度，不設單家機構額度和審批要求，資金進出及兌換基本自由，政策實施效果十分顯著。2018年推出的原油期貨市場建設和對外開放制度，同樣不設額外準入限制，實行按需購、結匯，允許以外幣沖抵保證金，推動境內原油期貨市場短期內快速發展。股票市場、交易所債券市場等其他資本市場的開放過程可參考上述成功案例，實施資本市場準入負面清單管理，降低準入門檻，盡快實現外資國民待遇;在風險可控情況下，實施相對自由的匯兌政策，減少額度和兌換限制;整合市場開放渠道，統一各渠道管理政策，實現資金和證券互聯互通;減少賬戶種類，允許境外投資者通過一個渠道（賬戶）進出資金。

二是擴大開放范圍。目前我國直接投資和證券投資分屬不同部門監管，管理政策差異較大，彼此相互隔離，兩類資金不能互相轉化，境外資金基本無法參與股票發行前的各項環節，一定程度上制約了資本市場的發展。建議探索建立股票發行市場和投資市場的聯動機制，逐步打破直接投資和證券投資的界限，鼓勵境外資金通過私募股權投資基金等多種形式參與股票發行交易。

三是提高風險預警水平。證券投資資金一直被定義為短期資本，流動性強，容易對國際收支形成沖擊，因此，資本市場開放必須以不引發資金大規模極端流動為前提。其一是要保留必要的登記制度，對外資機構進入和資金跨境流動堅持“留痕”管理;其二是要壓實市場主體合規責任，強化國際收支申報管理;其三是要健全全口徑跨境證券投資監測分析框架和預警機制，及時調整或更換預警指標和閾值，探索運用大數據、機器學習、人工智能等技術，挖掘和使用現有數據，提高風險線索查找精準度，通過風險防范關口前移，提升監管風險預警水平;其四是要加強部門間跨境監管協調協作和信息數據共享，做到“放得開、看得清、管得住”，確保開放環境下資本市場的穩健運行。

四是加快監管轉型。監管水平的提高，依賴于監管理念的革新和轉變。在資本市場加速改革創新的大背景下，監管目標應從偏重市場規模發展，轉向規模、結構和質量并重;監管模式應從事前審批向事中事后監管轉變;監管重心應從注重融資金額，向注重投資風險和投資者保護，特別是中小投資者保護轉變。

五是推動跨境監管國際合作。資本市場雙向開放，必然面臨跨境上市公司監管問題，加強跨境監管合作是解決該問題的有效途徑，應探索建立“聯合檢查”路徑和機制。建議與美國、英國等金融發達國家協商建立“聯合檢查”機制，建立各國監管者之間的相互信任，共同建立打擊跨境證券違法犯罪行為的執法聯盟。

六是完善資本市場基礎性制度。國內資本市場的不斷完善，是資本市場開放取得成效的基礎。其一是要加強制度建設。深化注冊制和退市制度改革，給予市場穩定的預期，形成優勝劣汰的市場環境;繼續探索完善有獎舉報制度，落實發行人的信息披露責任，加大資本市場違法違規打擊力度。其二是要加強投資者保護，努力從保護中小投資者利益與其他各方利益中尋求平衡，推進訴訟維權機制創新，加快健全證券代表人訴訟機制，加速推動形成行政執法、民事追償和刑事懲戒相互銜接、互相支持的有機體系，充分發揮投資者保護機構的作用。其三是要進一步優化“滬港通”“深港通”機制，不斷豐富內地和香港地區全方位多層次務實合作。進一步完善“滬倫通”，拓寬跨境ETF互通機制，加強中歐金融合作，積極參與國際金融治理。

參考文獻：

[1]郭慧婷，張曉，劉瑩.現金股利政策、過度投資與股價崩盤風險 [J].會計之友，2020，（8）.

[2]艾珺.企業風險承擔水平、現金股利與債券融資成本 [J].財會通訊，2020，（10）.

[3]羅琦，孔維煜，李輝.上市公司發放現金股利的價值效應——基于委托代理問題視角的實證研究 [J].改革，2020，（5）.

[4]于曉紅，姜百靈，李陽.現金股利、自由現金流與投資效率的關系——基于我國A股制造業上市公司樣本數據的分析 [J].當代經濟研究，2017，（1）.

[5]韓曉雷.股票市場開放能否緩解上市公司代理沖突——來自深港通的經驗證據 [J].華北金融，2020，（2）.

[6]鄒洋，張瑞君，孟慶斌，侯德帥.資本市場開放能抑制上市公司違規嗎？——來自“滬港通”的經驗證據 [J].中國軟科學，2019，（8）.

[7]程利敏，唐建新，徐飛，陳冬.資本市場開放與上市公司資本結構調整——基于陸港通的實驗檢驗 [J].國際金融研究，2019，（10）.

[8]陳運森，黃健嶠.股票市場開放與企業投資效率——基于“滬港通”的準自然實驗 [J].金融研究，2019，（8）.

[9]馬妍妍，俞毛毛.資本市場開放與企業增長效應分析——基于上市樣本面板門檻效應的檢驗 [J].工業技術經濟，2020，（4）.

[10]郭陽生，沈烈，郭枚香.滬港通改善了上市公司信息環境嗎？——基于分析師關注度的視角 [J].證券市場導報，2018，（10）.

[11]賈洪文，孟莉莉.過度自信、股利需求與現金股利分配——基于行為金融股利理論的分析 [J].商業研究，2019，（12）.

[12]Heaton，J.B. 2002. Managerial Optimismand Corporate Finance [J].Financial? Manageement，31.

[13]Deshmukh S，Goel A M，Howe K M. 2013. CEO Overconfidence and Dividend Policy [J].Journal of Financial Intermediation，22（3）.

[14]應惟偉，居未偉，封斌斌.管理者過度自信與公司現金股利決策 [J].預測，2017，（1）.

[15]張瑋婷，王志強.地域因素如何影響公司股利政策：“替代模型”還是“結果模型”？ [J].經濟研究，2015，（5）.

[16]Long J. 1978. The Market Valuation of Cash Dividends [J].Journal of Financial Economics，6.

[17]Baker M，Wurgler J. 2004. Appearing and Disappearing Dividends：The Link to Catering Incentives [J].Journal of Financial Economics，b（73）.

[18]應展宇.股權分裂、激勵問題與股利政策——中國股利之謎及其成因分析[J].管理世界，2004，（7）.

[19]溫中麟，張雷，侯杰泰，劉紅云.中介效應檢驗程序及其應用 [J].心理學報，2004，（5）.

[20]Baron R M，Kenny D A. 1986. The Moderator Mediator Variable Distinctionin Social Psychological Research：Conceptual，Strategic，and Statistical Consideration [J].Journal of Personality and Social Psychology，51（6）.

[21]Juddy C M，Kenny D A. 1981. Process Analysis：Estimating Mediation in Treatment Evaluation [J].Evaluation Reviws，5（5）.