一、引言

我国上市公司少分红、不分红问题一直是我国资本市场的难题，投资者的利益因此得不到保障，不利于我国资本市场的有序发展。除此之外，我国上市公司分红还存在连续性差、波动性大等特点。为此，中国证监会相继在2001年至2013年间6次出台了有关上市公司分红的政策法规与管理办法，将上市公司再融资的资格与股利分配情况相挂钩, 不满足分红要求的上市公司再融资将受到限制，这一类相关的政策法规与管理办法也被称之为半强制分红政策。然而根据李常青等(2010)对于半强制分红政策的市场反应研究来看，半强制分红政策存在一定的“监管悖论”，对应当高分红的企业来说约束力不足，相反对于暂无须进行高水平分红的企业来说却因此承受了较大的压力。因此，这种半强制分红政策仍然无法有效和彻底解决上市公司“铁公鸡”问题，而如何进一步规范企业的分红行为也成为实务界和学术界研究的迫切话题。

在理论界，Black(1976)也早就提出了“股利之谜”，引发了学者对于企业分红的广泛关注。企业分红涉及到企业的股利政策的制定，而关于股利政策也存在着不同的理论。股利无关论建立在完全市场理论之上，与现实存在着较大的差距，因此不被大多数学者所接受。而基于传统的股利相关论，目前被学术界广泛认可的多为代理理论和信号传递理论，这两种理论很好的解释了企业采用不同分红政策的原因。另外，影响企业分红政策的因素也在学者的广泛研究中被不断发现和完善。学者们从外部环境与内部因素的各个方面对分红影响因素进行研究，试图提出有效缓解上市公司分红问题的解决办法。研究发现外部环境如政府政策、税收优惠等会对分红行为产生一定影响，而企业内部因素如企业的规模、盈利能力、现金流量以及公司的内部治理因素均会影响企业的分红水平。因此企业分红的影响因素多且复杂，但仍然存在其他方面未被研究的因素会对分红产生影响。

近年来开始有学者以公司内部治理的另一重要因素——高管的特征，如高管个人特征与背景特征等方面研究其对企业分红的影响。目前的研究在高层梯队理论的基础上，发现高管的性别、年龄、学历等特征对企业的分红存在显著影响。另外在我国“文人下海”现象的背景下，高管的学术经历开始成为研究的话题，所谓学术经历，指的是高管曾经在高校、科研所或是行业协会任职的经历(周楷唐等，2017)。这一高管的特征基于改革开放的背景，在西方国家极为罕见，因此高管的学术经历也成为了具有中国特色的高管特征(周楷唐等，2017)。目前关于高管学术经历的研究局限于其对于企业债务融资成本(周楷唐等，2017)、股价崩盘风险(何雨晴，2018)、审计费用(沈华玉等，2018)等方面发挥的作用，而关于高管学术经历能否影响企业分红决策还存在研究的空缺。另外，根据我国公司法的规定，上市公司的分红政策是由董事会提出分配预案, 按法定程序召开股东大会进行审议和表决，因此从公司自身的角度出发才是解决我国上市公司分红难题更为有效、更为根本的手段。因此在政府的分红管理政策无法有效落实的背景下，高管所具有的学术经历是否能对我国上市公司的分红政策发挥独特的作用，以及通过怎样的机制来影响上市公司的分红政策值得深思和研究。本文将高管的学术经历与企业分红相结合，一方面有利于丰富和完善高层梯队理论在中国情境下的应用，另一方面有利于为我国政府规范上市公司分红行为提供新思路，发现影响我国上市公司分红行为的新因素。

本文的其余部分安排如下：第二部分回顾相关的文献并提出假设；第三部分进行研究设计，包括变量设计和模型构建；第四部分为实证结果分析；第五部分为进一步研究外部治理与产权性质的影响；第六部分为稳健性检验；最后是研究结论与建议。

二、文献综述与理论假说

Hambrick and Mason在1984年首次提出了高层梯队理论，认为管理者特质影响着高管的战略选择，进而影响企业的行为。高管作为企业经营的决策者和管理者，其不同的个人特征会影响他们的管理风格，而高管的管理风格决定了其决策路径和决策行为，进而影响公司的业绩和发展，因此研究高管的个人特征便可以解释公司经营结果各方面存在的差异。已有研究发现(Bamber et al., 2010；Graham et al., 2013)，高管的管理风格会影响公司的业绩、投资决策、薪酬和信息披露政策等方面。已有文献研究认为，高管的管理风格不仅取决于其年龄、性别等个人特征因素(韩静等，2014；朱洪春、周方召，2017；李丹蒙等，2020)，还会受到其个人经历的影响(Malmendier et al., 2011；Benmelech and Frydman, 2015)，如高管的教育背景(沈艺峰等，2017)、财务经历(王雪莉等，2013；姜付秀等，2016)、政治关联(张淑英，2016)等。

近年来开始有学者对高管的学术经历这一背景特征进行了关注。高管的学术经历源于我国改革开放以来“文人下海”的现象，即一些在高校、科研所或协会任职的人员选择进入企业和资本市场，作为企业的管理者参与企业的经营和决策。高管的学术经历指的正是在这种现象的背景下，企业的高管曾经在高校、科研所或是行业协会任职的经历(周楷唐等，2017)。在鲜有的少数关于高管学术经历的研究中，周楷唐等(2017)研究了高管的学术经历与企业债务融资成本的关系，研究发现高管的学术经历能够通过降低企业的信息风险和债务代理风险这两个方面来显著降低了企业的债务融资成本。沈华玉等(2018)研究发现，高管的学术经历能够显著降低企业的审计费用。刘金山、刘亚攀(2017)从企业家的视角出发，研究表明企业家的学术经历能够显著提高企业的专利申请数进而提高企业的创新绩效。由此可见，高管的学术经历作为高管的一种重要的背景特征，在影响企业的业绩、成本费用等方面能够发挥重要的作用。然而，目前尚未有学者将高管的学术经历与企业分红进行联系，研究高管的学术经历对企业分红的影响。

Black在1976年提出了“股利之谜”，引发了学者对于企业分红的广泛关注，影响企业分红的因素也在学者的广泛研究中被不断发现和完善。在影响企业分红的因素中，部分代表性文献研究了高管特征对企业分红的影响。在高管性别方面，Huang and Kisgen(2013)、钟骥羚(2018)研究发现，企业CEO或CFO为女性时比CEO或CFO为男性时的企业现金分红水平更高。在高管的年龄特征方面，杨汉明、杨琬君(2016)研究发现高层管理者年龄与现金分红水平显著正相关。在高管的学历特征方面，姜付秀等(2009)通过实证发现高管的高学历对于现金股利的发放有积极的推动作用。在高管过度自信特征方面，Deshmukh et al.(2013)、Goel and Howe(2008)研究表明过度自信的管理者会减少现金股利的发放。另外，在高管的背景特征方面，杨汉明等(2010)发现高管的政治关联会缓解融资约束从而提高了股利分配水平。薛琼(2017)研究发现童年或青少年时期有饥荒经历的高管会更倾向于股利的发放。尽管已有研究从不同维度发现高管个人特征会影响他们做出研发投资的决策，但是学术经历作为高管的重要背景特征却鲜有学者关注，尤其是在涌现“文人下海”潮的中国情境下，探究高管学术经历对企业分红的影响显得更有价值。

具有学术经历的高管会表现出以下特征：第一，受到儒家传统文化的影响，高校老师本着教书育人的态度，具有较高的道德水平和责任意识，这种高尚的道德品质会延续到在企业担任高管的过程中。因此，在高校任职的经历会使高管具备更高的道德标准和社会责任意识(Baumgarten，1982; Valentine and Fleishman, 2008; Cho et al., 2015)，他们会对自己的行为和决策严格要求，并具有较强的自律性。第二，能够在高校、科研所或是协会任职，较高层次的教育背景往往是硬性要求，而管理者的理性程度与其受教育水平正相关(Wiersema and Bantel，1992)。另外，高校或是科研所的任职需要相应的学术研究能力，学术精神要求研究者保持严谨求实的态度，于是高管学术经历使得他们在决策时更加理性和稳健，避免了盲目过激的决策行为。第三，具有学术经历的高管会对自身的声誉和良好形象的树立更加重视(Francis et al., 2015)，这可能是源于其高校、协会或研究所的工作经历在一定程度上提升了其社会地位，会得到人们更多的关注和评价，这使得高管在做决策时会更加谨慎，从而维护自身良好的声誉和形象。因此，综合具有学术经历的高管的上述自律、稳健以及看重声誉和形象的特征，会促使高管进行自我约束，从而形成一套自我监督体系。

而具有学术经历的高管形成的自我约束和监督体系是如何对企业分红产生影响的呢？根据学者对企业现金分红影响因素的研究，在其他条件不变的情况下，企业可支配资金的多少会影响企业的股利分配方式(曹雪艳，2018)。现金股利分配会受到自由现金流的影响(谢德仁，2013)；另外出于降低代理成本的需求，企业会通过增加现金分红来减少自由现金流。因此企业内部自由现金流越多，其现金股利支付意愿和数量也越高(杨汉明、曾森，2015)。而企业的可支配现金一方面取决于外部融资带来的现金流入，另一方面取决于对外投资等方式导致的现金流出。基于上述影响因素研究，本文认为具有学术经历的高管形成的自我约束和监督体系可能会通过以下机制来影响企业分红。

首先，高管的学术经历有利于帮助企业缓解融资约束，从而提高外源融资带来的现金流入。具备学术经历的高管由于具有一定的自我约束机制，他们在进行决策时会更加自律和规范，这就使得他们更加注重信息的披露，确保信息披露的完整性、专业性和可理解性(姜付秀等，2016)，同时高管的自我约束机制能够有效提高企业的会计信息质量(周楷唐等，2017)。更完善的信息披露和更高的信息质量的有助于降低企业与投资者之间的信息不对称，从而降低企业的融资约束(张金鑫、王逸，2013)。另外，高管的自我监督与约束机制能够有效缓解委托方与代理方的代理冲突，投资方或债务人所要求的风险溢价便会降低，从而减少了企业外部融资成本。根据融资约束假说(Myers and Majluf, 1984)，企业的融资约束越低，股利发放水平越高。具体来看，当融资约束程度较高时，基于现金持有的预防性动机，企业将会增加现金持有量以应对未来不确定性(Pinkowitz，2006)。而融资约束程度越低，企业越容易获取外部融资，一方面增加了企业的现金流入，另一方面降低了企业内源融资的需求和对内部资金的依赖，因此企业的现金流量得以保障，提升了企业现金支付能力，进而提高了企业的分红水平(张纯、吕伟，2009)。因此，高管的学术经历可以缓解企业的融资约束，从而提升企业分红。

其次，高管的学术经历有利于缓解过度投资，从而减少了内部现金的过度流出。一方面，根据委托代理理论，高管作为企业的代理人，可能会因自身利益而做出不利于企业发展的决策，比如具有自利行为的高管会利用在职消费或是过度投资进行利益侵占与权力的扩张(彭必文，2014)。Stein(2001)也认为，管理层为了谋求自身利益而盲目扩张，极易通过对内部现金流强有力的支配而诱发过度投资。另一方面，激进的高管会因其过度自信对投资项目持过度的乐观态度，从而进行过度投资。高管的过度投资行为引发企业可支配现金的大量消耗(刘卿龙、杨兴全，2018)，挤占了用于分红的现金，从而大大降低了企业的分红水平。而高管的学术经历形成的自律机制一方面会减少内部人的机会主义行为，另一方面会使得投资决策更加谨慎而非激进，从而缓解了过度投资行为，减少了内部现金的过度流出，提升了企业的现金支付能力，进而提高了企业的分红水平。

综上分析，高管的学术经历会促进高管形成一种自我约束和自律机制，而这种机制可能会通过缓解融资约束以及缓解过度投资来提高企业的可支配现金和现金支付能力，从而提高企业的分红水平。据此提出本文假设：

假设1：在其他条件不变的情况下，企业高管具有学术经历时，企业的分红水平会得到显著提高。

假设2a：高管学术经历通过缓解企业的融资约束来提高企业的分红水平。

假设2b：高管学术经历通过缓解企业的过度投资来提高企业的分红水平。

三、研究设计 (一) 样本选择与数据来源

基于2008年《决定》中对上市公司的半强制分红的力度达到最大，本文从《决定》颁布当年为时间节点，选取了2008-2017年沪深A股上市公司为样本，并按照以下方式对样本进行了筛选：(1)剔除了当年ST、*ST的公司样本。(2)剔除了金融、保险行业公司样本。(3)剔除存在缺失值的样本。经过筛选，最终得到3449家上市公司共23193个样本。其中财务和高管数据来自于CSMAR数据库，并且利用Wind人物库，手动收集CSMAR数据库中高管信息缺失的高管个人简介，根据简介记录的个人经历整理补充了高管学术经历信息缺失的数据，具体样本分布如表 1。本文所用统计软件为Stata15.0。

从样本分布看，具有高管学术经历企业的占比从2008年到2017年整体上呈现上升趋势，虽然占比变化趋势在2012、2013和2017年有轻微的波动，这可能是由于样本其余各变量在进行匹配时，剔除了一定的缺失值数据导致的，但整体趋势从23.98%上升至37.45%，说明企业越来越重视高管的学术经历优势，倾向于任用更多具有学术经历的高管。总体上来看，高管具有学术经历的企业占比35.57%，说明三分之一多的企业任用了具有学术经历的高管，具有学术经历的高管成为了上市公司高管团体的重要组成部分。

(二) 变量定义与衡量 1. 被解释变量

本文借鉴借鉴王化成等(2007)、张纯、吕伟(2009)、武晓玲、翟明磊(2013)对企业分红衡量指标的选选取企业分红水平来度量企业的分红政策，并用每股税前现金股利(DPS)作为企业分红水平的衡量指标。

2. 解释变量

关于学术经历的定义，为增强研究的一致性，借鉴周楷唐等(2017)对高管学术经历的定义，即如果高管具有高校任职、科研机构任职或者协会从事研究的经历则定义为具有学术经历，否则没有学术经历。在企业层面，如果企业有至少一名高管具有学术经历，则认为该企业高管具有学术经历；如果企业没有具有学术经历的高管，则认为该企业高管无学术经历。其中，高管团队指董事会及监事会成员之外的直接参与企业经营决策的高级管理人员，包括企业的首席执行官、总经理、执行总经理、副总经理、执行副总经理、总会计师、财务负责人(Bamber et al., 2010)。根据以上定义设置虚拟变量，企业高管具备学术经历则为1，无学术经历则为0。

3. 控制变量

为了对其他影响企业分红水平的变量进行控制，本文借鉴雷光勇、刘慧龙(2007)、程子健、张俊瑞(2015)以及其他有关公司治理文献的研究，选取以下控制变量：(1)公司规模(Size)：企业总资产的自然对数。(2)财务杠杆(Lev)：企业的资产负债率。(3)总资产净利率(ROA)：本年净利润/平均总资产。(4)每股收益(EPS)：税后净利润/总股数。(5)产权性质(State)：虚拟变量，国有企业=1，非国有企业=0。

为排除异常值对结果的影响，本文在对所有连续变量按照1%的标准进行Winsorize缩尾处理。各变量定义如表 2所示。

(三) 模型构建

为验证假设1高管学术经历对企业分红水平的影响，建立回归模型(1)：

$ {\rm{DPS}} = {\rm{ \mathsf{ α} + }}{{\rm{ \mathsf{ β} }}_1}{\rm{Academic }} + {{\rm{ \mathsf{ β} }}_2}{\rm{Lev}} + {{\rm{ \mathsf{ β} }}_3}{\rm{ROA}} + {{\rm{ \mathsf{ β} }}_4}{\rm{Size}} + {{\rm{ \mathsf{ β} }}_5}{\rm{EPS}} + {{\rm{ \mathsf{ β} }}_6}{\rm{State }} + \\ \sum {{\rm{Year }}} + \sum {{\rm{Industry }}} + \varepsilon $

(1)

为验证假设2，本文按照Baron and Kenny(1986)、权小锋等(2015)的中介因子检验方法，设定路径模型PathA、PathB、PathC，检验融资约束、过度投资在高管学术经历与企业分红水平之间的中介效应。

$ {\rm{DPS = \mathsf{ α} + }}{{\rm{ \mathsf{ β} }}_{\rm{1}}}{\rm{Academic + }}{{\rm{ \mathsf{ β} }}_{\rm{2}}}{\rm{Lev + }}{{\rm{ \mathsf{ β} }}_{\rm{3}}}{\rm{ROA + }}{{\rm{ \mathsf{ β} }}_{\rm{4}}}{\rm{ Size + }}{{\rm{ \mathsf{ β} }}_{\rm{5}}}{\rm{EPS + }}{{\rm{ \mathsf{ β} }}_{\rm{6}}}{\rm{State + }}\sum {{\rm{Year }}} {\rm{ + }}\sum {{\rm{Industry }}} {\rm{ + }}\varepsilon $

(PathA)

$ {\rm{MV = \mathsf{ α} + }}{{\rm{ \mathsf{ β} }}_{\rm{1}}}{\rm{Academic + }}{{\rm{ \mathsf{ β} }}_{\rm{2}}}{\rm{CV + }}\sum {{\rm{Year }}} {\rm{ + }}\sum {{\rm{Industry }}} {\rm{ + }}\varepsilon $

(PathB)

$ {\rm{DPS = \mathsf{ α} + }}{{\rm{ \mathsf{ β} }}_{\rm{1}}}{\rm{Academic + }}{{\rm{ \mathsf{ β} }}_{\rm{2}}}{\rm{MV + }}{{\rm{ \mathsf{ β} }}_{\rm{3}}}{\rm{Lev + }}{{\rm{ \mathsf{ β} }}_{\rm{4}}}{\rm{ROA + }}{{\rm{ \mathsf{ β} }}_{\rm{5}}}{\rm{Size + }}{{\rm{ \mathsf{ β} }}_{\rm{6}}}{\rm{EPS + }} \\ {{\rm{ \mathsf{ β} }}_{\rm{7}}}{\rm{State + }}\sum {{\rm{Year }}} {\rm{ + }}\sum {{\rm{Industry }}} {\rm{ + }}\varepsilon $

(PathC)

四、实证分析 (一) 描述性统计

从表 3描述性统计结果可以看出，每股税前现金股利所代表的企业分红水平均值只有0.119，最大值为0.900，说明企业的整体分红水平还较低，且企业之间分红水平的差异较大。每股税前现金股利的平均值与曹雪艳(2018)的研究中0.100接近，说明了本文数据的可靠性。从高管学术经历的描述性统计可以看出，高管学术经历的均值为0.356，小于0.5，说明具有高管学术经历的公司少于不具有高管学术经历的公司，但高管具有学术背景的公司比例达到了35.6%，说明上市公司高管中具有学术背景的仍占据较高的比例，也进一步证明了本研究的重要意义。财务杠杆的最大最小值差距高达一个数量级，说明各公司的财务杠杆差异较大。另外，财务杠杆、企业规模的平均值分别为0.430和21.952，这与刘卿龙、杨兴全(2018)的研究中的0.484和21.883接近，资产收益率的平均值为0.047与程子健、张俊瑞(2015)的研究中0.05保持一致，证明了本文数据的完整性和可靠性。表 4分样本均值检验结果显示，分红水平在高管有学术经历和无学术经历的均值分别为0.117和0.099，两者差异为0.018在1%的水平上显著，这初步验证了假设1的成立。

(二) 相关性分析

表 5反映了各变量之间的相关系数，可以看出高管学术经历与企业分红水平在1%的水平下显著正相关，相关系数为0.047，说明高管学术经历会提高企业的分红水平，这初步证明了假设1的成立。资产收益率、每股收益与分红水平均显著正相关，说明企业经营业绩越好，盈利能力越强，越有可能将现金用来分红。股权性质与分红水平表现出较强的负相关性，说明国有属性会在一定程度上抑制企业的分红，这可能是由于国有企业为寻求国有资产的保值增值，从而更倾向于将现金留在企业。财务杠杆与企业分红显著负相关，可能是因为企业负债越多，承担的分红压力越大，从而抑制了企业的分红。企业规模与分红显著正相关，说明企业的规模越大，分红负担越小，越有能力对投资者进行分红，这与企业的现实情况也基本一致。两种相关系数得出的结论相同，表明相关系数的结果更加稳健。由于各变量之间普遍显著相关，本文计算了自变量之间的方差膨胀因子VIF，其中最大值为1.20，平均值为1.13，表明各变量之间不存在严重的多重共线性。

(三) 回归结果分析

表 6显示了模型(1)的回归结果，在考虑了控制变量的条件下，可以看出在不对年度和行业进行控制的随机效应模型中，高管学术经历与企业分红水平在1%的水平下显著正相关，相关系数为0.006，t值为2.789。在控制了年度和行业之后的固定效应模型中，同样可以得到1%水平上显著正相关的结论，且相关系数为0.007，t值为3.197。这验证了假设1的成立，即高管具有学术经历的企业，其分红水平更高。另外，控制变量的回归结果显示，资产负债率与企业分红水平显著负相关，说明负债水平高的企业会采取低现金股利政策，这与牟晓云、宋文庆(2016)的研究结果保持一致。企业规模、每股收益均与企业分红水平显著正相关，这也与李茂良等(2014)、马慧敏、叶静(2016)的研究结论相一致，即当企业规模越大，盈利越多时，企业会更倾向于采用高分红的政策。

为验证假设2，本文选取以下指标衡量企业融资约束与过度投资水平：

1.融资约束。本文借鉴Hadlock and Pierce(2010)构建的SA指数，来作为衡量融资约束的变量。SA指数的计算方法为：-0.737*Size+0.043*Size²-0.04*Age。其中，Size代表企业规模，Age代表企业年龄。SA指数越大，表示企业受到的融资约束程度越低(鞠晓生等，2013；徐寿福等，2016)。

2.过度投资。对于过度投资的测量，本文借鉴Richardson(2006)构建的如下模型：

$ \begin{array}{l} {\rm{IN}}{{\rm{V}}_{{\rm{i}}, {\rm{t}}}} = {\alpha _0} + {\alpha _1}{{\rm{Q}}_{{\rm{i}}, {\rm{t}} - 1}} + {\alpha _2}{\rm{Le}}{{\rm{v}}_{{\rm{i}}, {\rm{t}} - 1}} + {\alpha _3}{\rm{Cas}}{{\rm{h}}_{{\rm{i}}, {\rm{t}} - 1}} + {\alpha _4}{\rm{ Age}}{{\rm{ }}_{{\rm{i}}, t - 1}} + {\alpha _5}{{\mathop{\rm Size}\nolimits} _{{\rm{i}}.t - 1}}\\ \;\;\;\;\;\;\;\;\; + {\alpha _6}{{\mathop{\rm Return}\nolimits} _{{{\rm{i}}_{{\rm{i}}t - 1}}}} + {\alpha _7}{\rm{IN}}{{\rm{V}}_{{\rm{i}}, {\rm{t}} - 1}} + \sum {{\rm{ Year }}} + \sum {{\rm{ Industry }}} + {\varepsilon _{{\rm{i}}, {\rm{t}}}} \end{array} $

(2)

其中，INV=(购建固定资产、无形资产和其他长期资产支付的现金+取得子公司及其他营业单位支付的现金+投资支付的现金-处置固定资产、无形资产和其他长期资产收回的现金净额-处置子公司及其他营业单位收到的现金净额-收回投资收到的现金)/期初总资产；Q为企业的托宾Q值，Q=(股权市值+债券账面价值)/总资产账面价值，非流通股的市场价值用每股净资产替代；Lev为年末资产负债率；Cash为年末现金资产与总资产的比值；Age为年末企业上市年数的自然对数；Return为考虑现金红利再投资的年个股回报率。

通过模型(2)回归出来的残差ε即企业的过度投资水平(OverInv)。

根据中介因子路径模型，缓解融资约束、过度投资的路径检验结果如表 7所示。

表 7中融资约束路径检验结果显示，PathA中高管学术经历与企业分红水平在1%的水平上显著正相关，与假设1一致，PathB中高管学术经历与SA指数在1%的水平上显著正相关，说明了高管学术经历能够显著降低企业的融资约束程度。PathC的结果显示，SA指数与企业分红水平在1%的水平上显著正相关，说明融资约束程度越小，企业的分红水平越高，这与研究假设中的分析一致。同时，高管学术经历的系数降低为0.004，且只在10%的水平上显著，同时SobelZ检验的Z值为8.857，P值为0.000，在1%的水平上显著，说明融资约束在路径检验中显示出部分中介效应。这验证了假设2a的成立，即高管学术经历通过缓解融资约束来显著提升企业的分红水平。

过度投资路径检验结果显示，PathA在未加入过度投资变量时，高管学术经历的系数为0.006，且在5%的水平上显著，说明高管具有学术经历的企业分红水平更高，验证了假设1的稳健性。PathB结果显示高管学术经历与过度投资的系数为-0.005，但在统计上不显著，说明高管学术经历不能够显著缓解过度投资，缓解过度投资路径不成立。同时SobelZ检验结果的P值为0.914，也并不显著，说明过度投资不具有中介效应。上述结果说明假设2b不成立，即高管学术经历并非通过缓解过度投资来提高企业分红水平。

五、进一步研究 (一) 外部治理的影响

根据上文分析及实证检验结果，高管学术经历会使得高管减少利己行为，形成内部人的自我监督体系，这种自我监督体系在公司治理方面来看，是企业管理者的自我治理，也是企业的内部治理体系的一种替代和补充。为进一步验证高管学术经历给高管带来的自我监督体系的成立，本文引入外部治理因素，研究在外部治理的作用下，高管的学术经历对于促进企业进行分红的效果是否会受到影响。如果学术经历确实能够促进高管形成一种自我监督与约束机制，那么这种机制会与外部监督形成一种替代，即在外部监督机制较弱时，高管的自我监督发挥的作用会更加明显，从而更加显著地提高企业的分红水平。本文选取分析师跟踪人数(黄俊、郭照蕊，2014)以及会计师事务所规模(Chan and Wu, 2011)来衡量外部治理的强弱，其中会计师事务所规模的衡量借鉴了宋衍蘅、肖星(2012)的研究，选取中注协公布的会计师事务所排名的前十名作为大规模事务所。表 8中2-3列汇报了引入外部治理因素之后的回归结果，其中Academic*ANUM、Academic*ASIZE分别代表高管学术经历与分析师跟踪人数和会计师事务所规模的交乘项，可以看出，二者的系数分别为-0.001和-0.024，且均在在1%的水平上显著。说明分析师跟踪人数和会计师事务所规模起到负向的调节作用，即二者会削弱高管学术经历提高企业分红的作用，说明了外部治理越弱时，高管学术经历对企业分红水平的提高作用越明显，这进一步验证了学术经历给高管带来的自我监督与约束机制的成立。另外可以看出，高管学术经历仍然与企业分红水平在1%的水平上显著正相关，与主假设保持一致，提高了主假设的稳健性。而分析师跟踪人数和会计师事务所规模均与分红水平在1%的水平上显著正相关，说明分析师跟踪人数越多、会计师事务所规模越大，企业的分红水平越高，即当外部治理越强，越有利于企业进行分红。这与张纯、吕伟(2009)的研究结论一致。

(二) 产权性质的影响

受我国企业不同产权性质的影响，高管的行为在国有企业与民营企业也会有较大差异。本文进一步按照产权性质将样本分组，检验了国有企业与非国有企业中高管的学术经历对企业分红作用效果的不同。企业的产权性质归属按照以下标准进行划分：如果企业的实际控制人为中央或地方政府机关、国有企业，则认为该企业为国有企业，否则为非国有企业。表 8中4-5列的回归结果显示，在国有企业组，高管学术经历的系数并不显著，而在非国有企业组，高管学术经历的系数为0.01，且在1%的水平上显著。组间系数差异检验的卡方为5.87，P值为0.015，在5%的水平上显著，进一步说明了两组高管学术经历系数之间存在显著的差异性。这说明了相较于国有企业，非国有企业中高管学术经历对企业分红水平的提高作用更加明显。这可能是因为在非国有企业，高管的行为受到的政策性约束较少，决策更加灵活，高管的机会主义动机更强，同时非国有企业面临更大的融资约束(林毅夫、孙希芳，2005)，此时具有学术经历的高管形成的自我约束和监督机制发挥的作用会更加明显。

六、稳健性检验 (一) 内生性问题

为控制高管学术经历与企业分红潜在的内生性问题，即分红水平高的企业更加吸引具有学术经历的高管，以及解决样本的自我选择偏差，本文采用倾向得分匹配法(PSM)以及工具变量法来进行检验。

在PSM方面，首先，根据企业高管有无学术经历作为哑变量对控制变量进行回归，计算出每个公司的倾向得分，根据得分为每一个高管有学术经历的公司(测试组)匹配一个高管无学术背景的公司(控制组)，本文中运用的是最近邻居匹配(Nearest Neighbor Matching)的匹配方法，最终匹配成功的样本有5608个，将匹配成功的样本与控制组配对样本进行纵向合并后，得到了11216个样本。将新的样本按照模型(1)进行回归，结果如表 9所示。(1)列可以看出，未进行匹配时测试组与控制组控制变量之间存在显著差异，而(2)列反映了匹配之后，两组样本控制变量之间差异显著降低，公司规模与产权性质变量的Z值也得到明显减少，说明配对取得了一定的效果，在一定程度上控制了样本的自选择偏差。(3)列反映了将样本进行匹配之后进行回归之后的结果，显示学术经历与企业分红水平仍为显著正相关，且在5%的水平上显著，表明在控制了样本的自我选择偏差之后主假设仍然成立。

在工具变量法检验中，本文借鉴沈华玉等(2018)对工具变量的选取，采用各省本科院校密度(PUNIV)作为高管学术经历的工具变量。各省份本科院校密度=各省本科院校数量/各省总人口数。其中本科院校数量数据来源于教育部官网中教育部批准的高等学校名单，各省人口数据来源于CSMAR数据库及中国统计年鉴。选取本科院校密度作为工具变量，一方面在于其能够反映当地教育水平，与高管学术经历具有相关性。表 10中第一阶段的回归结果显示，本科院校密度与高管学术经历在1%的水平上显著正相关，保证了工具变量的相关性。另一方面考虑到工具变量的外生性，即本科院校密度与上市公司各方面数据没有直接相关性。另外，本文对工具变量进行了弱工具变量检验及DWH(Durbin-Wu-Hausman)检验，而由于工具变量与内生解释变量数量相等，属于恰好识别，因此该工具变量不存在识别不足与过度识别问题。上述检验结果显示，弱工具变量检验的F值为59.968>10的普通标准误，因此证明工具变量与内生变量具有强相关性，本科院校密度不存在弱工具变量问题。另外，DWH检验的结果显示，卡方统计量与F值分别为34.731和34.780，并且其对应的p值均为0.000，因此在1%的水平上拒绝“所有变量均为外生”的假设，即存在内生解释变量，从而保证了工具变量法的有效性。根据第二阶段回归结果显示，在引入工具变量，控制了内生性问题之后，高管有无学术经历与企业分红仍在1%的水平上显著正相关，因此证明了主假设的稳健性。

(二) 替换变量测度指标

企业分红政策不仅可以通过企业的分红水平来衡量，还可以考察企业的分红意愿(王化成等, 2007, 魏志华等，2014)。因此，将分红水平替换为分红意愿(DIVD)，设置虚拟变量。当企业发放了现金股利时，DIVD=1，否则DIVD=0。并构建Logistic回归模型进行回归。表 11(1)列为Logistic模型回归结果，可以看出高管学术经历的系数为0.103，且在5%的水平上显著，说明高管具有学术经历的企业，分红的意愿更强，同时也进一步验证了高管学术经历对企业分红政策的积极影响。

另外，本文按照企业高管中具有学术经历高管的人数占高管总数的比例(AcaPer)重新定义企业的高管学术经历，按照模型(1)进行回归。这是因为考虑到主假设里以虚拟变量定义企业有无高管学术经历无法反映出具有学术经历的高管的人数优势，而高管人数多少代表了话语权的多少，对于决策的制定和实施起到关键的作用。当企业具有学术经历的高管人数越多时，高管团队的决策会更多地受学术经历高管影响来达成统一意见，学术经历优势会发挥的更加明显。表 11(2)列反映了企业具有学术经历高管的人数占比与企业分红水平的回归结果，可以看出回归系数为0.015且在10%的水平上显著，说明具有学术经历的高管在高管团队中占比越多，越有利于发挥学术经历优势，推动企业的分红决策。这也进一步验证了高管学术经历与企业分红水平的显著正相关关系。

(三) 进一步控制相关变量

考虑到企业分红政策还会受到其他可能因素的影响，本文对相关影响因素进行了进一步控制，以此来证明检验结果的稳健性。根据股利政策与企业生命周期理论之间的关系，企业的股利政策会受到企业发展阶段的影响，为此本文引入企业年龄(Age)变量对分红水平进行控制。同时，考虑到企业治理因素，本文借鉴周楷唐等(2017)中对治理因素的选取，引入企股权集中度(Ctr，第一大股东持股比例)、独立董事人数在董事会中的占比(INDEP)、董事长与总经理是否两职合一(Duality，如果董事长与总经理为同一人，则取1，否则取0)来作为企业内部治理的指标，从而进一步控制影响企业分红决策的治理方面的因素。在引入上述控制变量之后通过模型(1)进行回归，结果如表 11(3)列所示，高管学术经历与企业分红水平的系数在5%的水平上显著为正，这进一步说明了假设1的稳健性。

七、研究结论与建议

我国上市公司的分红问题成为了社会上日渐关注的话题，分红乱象仍然存在，“股利分配之谜”仍在吸引着国内外学者对企业的股利政策开展研究。本文以2008-2017年A股上市公司为样本，实证检验了具有学术经历的高管对企业分红政策的影响以及其作用机制，研究发现与高管没有学术经历的企业相比，高管具有学术经历的企业分红水平更高。具有学术经历的高管基于高校任教、科学研究的经历，道德水平和责任意识较高、为人处事更加严谨和理性、对自身声誉和形象更加看重，因此会自发地形成一种自我监督与约束机制。高管通过这种自我监督与约束机制，能够缓解委托代理关系中的代理冲突，提高企业的可支配现金量和现金支付能力，从而有效地提高企业的分红水平。路径检验发现，具有学术经历的高管所形成的自我监督与约束机制，能够通过有效缓解企业的融资约束来提高企业分红水平。这是因为自我约束的高管能够完善信息披露、提高会计信息质量，并能够缓解代理冲突来减少外部融资成本，从而通过缓解信息不对称与代理问题两方面缓解企业的融资约束，使得企业的可支配现金增加，减轻了企业的分红负担。进一步研究发现，当外部治理水平较弱时、以及在非国有企业中，高管的学术经历对企业分红水平的提高作用更加明显，这验证了高管学术经历能够促进高管形成一种自我监督与约束机制，这种机制对于企业治理来说是一种替代与补充，对于改善企业治理来说是一种新“利器”。

本文从高管学术经历出发，研究影响企业分红的因素和作用机制，拓展了高层梯队理论的在中国情境下的应用，丰富了企业高管和分红的相关文献与证据，为政府更好地规范上市公司分红行为，出台更加完善合理的分红管理办法提供了新的依据。具体来看，政府可以引入高管的学术经历来更加有效地进行上市公司的分红管理。如鼓励上市公司注重高管的学术经历这一用人标准，畅通渠道扩大上市公司中具有学术经历高管的比重，以此来提高上市公司的分红，使得分红成为公司内部的自觉行为，而不是仅仅依靠外部的政策约束，同时也可以弥补半强制分红政策中的不足，以此保障中小股东获取投资回报的利益，使得资本市场健康有序运行。