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1、 年第期金融发展与现金股利政策分析 基于融资约束与自由现金流的检验吴春贤，张静（石河子大学经济与管理学院，新疆石河子 ）内容提要：现金股利是投资者获取回报的重要方式，确保投资者获得合理回报既是上市公司履行股东受托责任的重要体现，也是资本市场健康发展的内在要求。基于公司财务特征分析企业融资约束及自由现金流与现金股利政策间的关系，探讨不同金融发展水平下公司财务特征变量对现金股利政策的影响作用是否会发生变化，发现企业融资约束与现金股利政策之间呈负相关性，而金融发展水平的提高能够显著缓解公司融资约束与现金股利政策之间负相关性；自由现金流越充足的公司越愿意实施积极的现金股利政策，但伴随外界金融发展水平的
2、提升，公司自由现金流与现金股利政策之间的这种关系会得到显著弱化。以上研究结果对正确认识金融发展如何对企业微观经济变量产生作用，进而影响公司财务决策具有一定帮助；同时，对现阶段如何通过市场手段克服半强制分红政策对融资约束企业造成的“监管悖论”具有一定政策启示。关键词：现金股利政策；融资约束；自由现金流；金融发展中图分类号： 文献标识码： 文章编号： （） 收稿日期： 作者简介：吴春贤（），男，山东招远人，石河子大学经济与管理学院讲师，石河子大学经济与管理学院博士研究生，研究方向：公司财务与公司治理；张静（），女，乌鲁木齐人，石河子大学经济与管理学院讲师，石河子大学经济与管理学院博士研究生，研究方
3、向：会计信息与资本市场。基金项目：新疆普通高校人文社科重点研究基地项目“金融发展、商业信用与现金股利政策”，项目编号：、石河子大学人文社科中青年人才培育基金项目“金融发展、外部融资依赖与现金股利政策”，项目编号： ；石河子大学人文社科中青年人才培育基金项目“投资者关注对资产误定价的影响研究”，项目编号： 。上市公司通过留存收益、债务融资和权益融资可以获得资金支持，但持续支付现金股利将迫使企业在内源融资不足时只能依靠外部获取。然而上市公司获取外部融资的能力不仅取决于公司层面的融资约束，也依赖外部宏观经济环境的发展状况。作为现代经济的核心，金融环境对金融主体的存在和发展起着重要作用，其发展状况将对
4、企业行为产生重要影响，其中一个显而易见的方面就是金融发展有助于缓解企业的融资约束、促使企业采取更加稳健的会计信息披露制度，降低交易双方的信息不对称程度、为公司提供更多投资机会，并可能最终影响公司现金股利政策。基于年全部股上市公司数据的研究，本文发现企业融资约束与现金股利政策呈现显著负相关性，企业面临的融资约束程度越高，其现金股利发放水平和意愿越低；地区金融发展水平的提升能够显著弱化企业融资约束与现金股利政策间负相关性，这说明金融发展有利于缓解企业融资约束、进而对上市公司现金股利政策产生正面影响的作用在中国资本市场具有普适性，而非限定于特定样本；企业内部自由现金流越多越倾向于采取积极的现金股利政
5、策，但金融发展水平的提升能显著弱化这种关系。一、研究假设与设计（一）融资约束与现金股利政策近年来对现金股利影响因素的研究出现了不同的方向，许多学者开始关注公司财务特征对现万方数据吴春贤、张静：金融发展与现金股利政策分析金股利的影响作用。由于资本市场不完备所导致的信息不对称和交易费用等问题，致使公司在使用内外部资金时存在成本差异，从而产生了融资约束问题；融资约束程度不同的公司对内部留存收益的使用存在差别，导致其依赖于留存收益的各种公司行为表现也不尽相同。因此，提出以下假设：假设：企业融资约束水平与现金股利政策存在负相关性，即企业融资约束能够抑制公司的现金股利政策的实施。（二）金融发展、融资约束与
6、现金股利政策由于存在融资约束的企业在获得外部资金方面需要支付高额成本，迫使企业依靠内部资金进行投资，进而影响到公司的现金股利政策。但是，公司的成长与发展离不开外部宏观经济环境的发展，其中作为现代企业存在和发展的基石，金融必将对企业行为产生重要影响。那么当外界金融发展环境发生变化时，由区域金融发展水平所带来的融资便利及信息透明度的提高，是否会对公司融资约束产生作用进而影企业响融资约束与现金股利之间的关系？ （）的研究发现企业、尤其是中小企业的融资约束程度会伴随区域金融发展水平的提升而显著降低，这一结果说明金融发展通过降低交易双方信息不对称和契约不完备性，使资本市场变得更加完善，从而减轻企业的融资
7、约束水平，提高资源配置效率； 等（）的研究显示现金持有与现金流的敏感性会伴随金融发展水平的提升而降低，进而为金融发展能够降低公司融资约束水平提供了跨国证据；等（）的研究发现金融发展能够对融资约束公司的投资行为产生显著影响作用，进而从侧面说明以市场为基础的金融体系能够降低融资约束企业对内部资金的依赖。我国学者饶华春（）考察了中国金融发展对企业融资约束的影响，发现金融发展有助于降低企业的融资约束水平，这种作用在民营企业中更加显著；代光伦等（）通过分析国有上市企业的数据发现，金融市场化程度的提高有助于降低政府控制层级对企业融资约束的影响。以上研究结论表明，一是由于金融发展能够显著缓解企业融资约束，企
8、业能够以相对较低的成本获取外部融资，这将提高公司内部资金储备，为公司对外支付现金股利提供了资金来源；二是金融发展水平的提升显著降低了公司与外界的信息不对称程度、增强契约完备性的作用，为降低公司内部人对自由现金流的代理成本，股东会主动要求公司对外支付现金股利。另外，结合中国市场的现实背景，金融发展水平的提升在很大程度上归因于银行业市场化程度的提升，而银行作为动员社会资源实现资金配置的有效金融中介，它的功能主要通过选择好项目、好企业发放贷款并有效监管加以实现（张军和金煜， ），这就使得金融发展水平的提升不仅伴随着公司外部治理水平的提升；同时，企业为成功获得银行贷款也会主动提高内部治理水平。因此，与
9、金融发展较低地区相比，在金融发展较高地区，银行作为债权人不用因收不回贷款而过于担心。此时，为降低公司内部人的代理成本，公司股东也会主动要求企业对外支付现金股利。金融发展水平的提升往往伴随着较高地区法制化水平的提升和较好的投资者法律保护的执行（ 等， ），而作为投资者获取投资回报的重要合法手段，现金股利在金融发展较高地区会更加受到法律的保护。因此，提出以下假设：假设：金融发展能显著弱化公司融资约束与现金股利之间负相关性，金融发展水平越高，融资约束企业越倾向于实施正向的现金股利政策。（三）样本选择与数据来源为力求数据的准确性和可靠性，本文以年沪深股上市公司为研究样本，并执行了以下筛选程序： （）鉴
10、于行业的特殊性，以及会计记账中使用的方法差异，剔除金融行业上市公司； （）剔除当年净利润为负但同时发放现金股利的样本，因为根据股利政策的净利润准则，要求企业确有盈利才能支付股利，所以对于当年净利润为负但又发放现金股利的不符合法律性限制的企业行为数据进行剔除； （）剔除上市时间不满一年的公司，因为这些公司可能存在效应；（）剔除总资产小于零的公司样本； （）为了控制极端值对回归结果的影响，对变量中的连续变量进行以下和以上的分位数缩尾处理（）。其中，公司财务数据来源于数据库，金融发展指标数据来源于王小鲁、樊纲等、 年编写的中国分省企业经营环境指数报告中的金融服务指数。（四）模型设计与变量定义被解释变
11、量：现金股利政策。现有文献对公司现金股利政策的衡量多从两方面入手：第一，现金股利支付倾向；第二，现金股利支付水平。本文对现金股利支付倾向主要通过哑变量进行衡量，如果当年公司对外支付现金股利则取，否则取值 万方数据 年第期为；对现金股利支付水平的衡量，主要采用每股现金股利与每股收益之比进行衡量。解释变量：融资约束。为了避免用具有内生性的财务指标计算企业融资约束带来的弊端，在衡量企业的融资约束程度时，借鉴和 （）的做法，本文用指数衡量企业的融资约束程度，具体做法为： 。其中， 代表企业规模，用企业资产总额取对数值反映； 代表企业年龄，用公司成立时间长短表示，该指数的绝对值越大，表示融资约束程度越低
12、。另外，为了保证结果稳健，本文在稳健性检验部分还借鉴和 （）的做法，以指数衡量企业的融资约束程度。其他关键变量。近期的研究在对金融发展进行衡量时偏好于采用现有指数作为衡量金融发展的指标，但鉴于樊纲等编写的金融业市场化指数最近只到年，李杨等编写的中国地区金融生态指数最近只到年，而本文中所用样本数据的时间跨度为年。因此，在使用现有指数衡量金融发展水平时，本文采用王小鲁和樊纲等编著的中国分省企业经营环境指数报告（、） 中金融服务指数来替代金融发展指标，该报告记录了从年开始到年截至的全国各省、自治区、直辖市的金融服务指数，能够很好地与本文所选样本区间吻合。另外，为了增强文章的稳健性，本文控制了其他能够
13、对现金股利产生影响的变量，主要有公司规模、公司盈利能力、第一大股东持股比例、董事会规模、是否两职合一以及行业和年份虚拟变量，变量的具体定义内容见表。表变量定义表变量类型变量符号变量反映内容变量定义被解释变量股利支付倾向当年支付现金股利，取值为，否则为。股利支付水平当年上市公司每股现金股利与每股收益比值。解释变量金融发展哑变量，取自王小鲁、樊纲等中国分省企业经营环境指数报告（、）金融服务指数，其中年、年、年和年数据分别用年、年、年和年数据代替。若金融服务指数数值大于中位数取，否则取。取自王小鲁、樊纲等中国分省企业经营环境指数报告（、）金融服务指数，其中年、年、年和年数据分别用年、年、年和年数据代
14、替。融资约束根据 （）方法计算融资约束指数，该值越大表示融资约束越低，具体 （ 企业规模） （企业规模） （上市年龄）。控制变量企业盈利能力企业净资产收益率企业自由现金流（营业利润折旧利息费用所得税） 总资产第一大股东持股比例第一大股东持股量总股本董事会规模董事会人数取对数两职合一哑变量，若董事长和总经理两职合一，取值为，否则为。行业虚拟变量根据证监会版行业代码，其中制造业取到二级代码，共计个行业，个虚拟变量。年度虚拟变量共计年，个虚拟变量。鉴于所选被解释变量 现金股利政策的数据特征（、 变量和受限被解释变量），因此，在具体构建模型时针对现金股利支付倾向的验证选取模型，对于现金股利支付水平的验
15、证选取模型，具体模型构建如下： ( ) ( ) ( ) ( ) 万方数据吴春贤、张静：金融发展与现金股利政策分析 以上模型中变量代表企业融资约束水平、 以及 为金融发展与企业融资约束水平的交乘项、 为控制变量，由于所选的融资约束指标指数为负向指标，因此，基于假设我们预期模型中回归系数显著为正，而回归系数显著为负。二、实证结果与分析（一）变量描述性统计分析表描述性统计变量名样本数均值中位数最小值标准差最大值 表描述性统计分析报告了主要变量的描述性统计分析结果，主要包括本章所涉及主要变量：现金股利支付水平（ ） 、现金股利支付倾向（ ） 、金融发展（， ） 、企业融资约束（） 。从表中可以看出现金
16、股利支付水平（ ）的均值为 、中位数为 、最大值为 、标准差为 ，说明样本公司中每股现金股利平均占每股盈余的，一半以下的公司每股现金股利占每股收益的比重不到，较高的标准差说明现金股利发放水平的离散性较为突出；现金股利支付倾向（ ）的均值为 说明样本公司中有的公司选择对外支付现金股利。金融发展指标中的最小值为 、最大值为 、标准差为 ，说明我国现阶段地区间金融发展水平较不均衡；同时，衡量金融发展水平的哑变量 的均值为 ，说明样本公司中只有地处金融发展较高的地区，标准差为 也同样反映出地区间金融发展水平的不均衡性。反映公司融资约束的指标（），其均值为 、中位数为 、最小值为 、最大值为 、标准差为
17、 说明样本公司中普遍存在融资约束现象，而这种现象在不同公司中的表现程度存在较大差异。表报告了不同金融发展水平下不同融资约束企业现金股利政策的差异性检验结果，从表中可以看出：不论是现金股利支付倾向（ ）还是现金股利支付水平（ ），在低融资约束组均显著高于高融资约束组，说明融资约束能够降低企业对外现金股利的支付倾向和支付水平，从侧面说明融资约束程度与现金股利呈负相关性；考察高融资约束组不同金融发展水平下，企业现金股利支付倾向（ ）和现金股利支付水平（ ）的组间差异，发现金融发展较高地区企业现金股利支付倾向和现金股利支付水平均显著高于金融发展水平较低地区的对应值，说明高金融发展水平下高融资约束企业会
18、实施积极的现金股利政策；考察低融资约束组不同金融发展水平下，企业现金股利支付倾向（ ）和现金股利支付水平（ ）的组间差异，发现金融发展较高地区企业现金股利支付水平均显著高于金融发展水平较低地区的对应值，说明高金融发展水平下低融资约束企业会发放更多的现金股利，但低融资约束企业不论是否在高金融发展地区，其现金股利支付倾向并未呈现出显著差异。以上结论从侧面说明融资约束会抑制企业的现金股利政策，但伴随金融发展水平的提高，不论企业面临的融资约束程度如何都会实施积极的现金股利政策。（二）金融发展、融资约束与现金股利政策的检验表报告了金融发展、融资约束与现金股利政策的回归分析结果，可以看出：第一，在模型和模
19、型中不考虑金融发展因素时，发现融资约束指标均在的显著性水平下与现金股利支付倾向（ ）及现金股利支付水平（ ）显著正相关，由于为负向指标，因此说明企业面临的融资约束程度越高，其对外发放现金股利的倾向和水平越低，融资约束与现金股利政策显著负相关；第二，模型 、模型 、模型和模型中同时加入融资约束指标（） 、金融发展指标（、 ）以及两者的交乘项（ 、 ）后，研究发现在同时加入金融发展、融资约束及两者的交乘项后，融资约束依然和现金股利政策保持显著的正相关关系，融资约束越高企业越倾向于实施消极的现金股利政策，金融发展（、 ）与公司现金股利政策在的显著性水平上保持正相关性，说明金融发展 万方数据 年第期能
20、够促进公司对外发放现金股利。另外，金融发展与融资约束的交乘项（ 、 ）均与现金股利政策在的显著性水平上表现出负相关性，同样考虑到融资约束变量（）为负向指标，说明金融发展能够弱化融资约束企业降低对外发放现金股利的倾向和水平。以上结果与假设、假设内容相符。表不同金融发展及不同融资约束水平下企业现金股利政策差异性分析（ ）不同融资约束企业现金股利政策的差异性分析样本数均值均值检验中位数中位数秩检验高融资约束企业 低融资约束企业 高融资约束企业 低融资约束企业 （ ）不同金融发展水平下高融资约束企业现金股利政策的差异性分析样本数均值均值检验中位数中位数秩检验高金融发展地区高融资约束企业 低金融发展地区
21、高融资约束企业 高金融发展地区高融资约束企业 低金融发展地区高融资约束企业 （ ）不同金融发展水平下低融资约束企业的现金股利政策差异性分析样本数均值均值检验中位数中位数秩检验高金融发展地区低融资约束企业 低金融发展地区低融资约束企业 高金融发展地区低融资约束企业 低金融发展地区低融资约束企业 表金融发展、融资约束与现金股利政策的回归分析结果现金股利支付倾向现金股利支付水平模型模型模型模型模型模型 （ ） （ ） （ ） （ ） （ ） （ ） （） （） （） （） （） （） （） （） （） （） （ ） （ ） （ ） （ ） （ ） （ ） （ ） （ ） （ ） （ ）万方数据吴春贤
22、、张静：金融发展与现金股利政策分析表 （续）现金股利支付倾向现金股利支付水平模型模型模型模型模型模型 （） （） （） （） （） （） （） （） （） （） （） （） （） （） （） （） （） （） （） （） （） （） （） （）控制控制控制控制控制控制控制控制控制控制控制控制 注： ； ， ， （下同）。三、进一步分析与稳健性检验（一）基于金融发展、自由现金流与现金股利的进一步分析如果融资约束企业减少现金股利发放是受到内部自由现金流限制所采取的财务行为，那么当企业内部自由现金流较为充足时企业是否会增加现金股利发放，伴随外界金融发展水平的进一步提升，企业自由现金流与现金股利政策之
23、间的关系是否会发生变化？作为公司对外支付现金股利的资金来源，企业自由现金流必将对公司现金股利政策产生重要影响，而有关企业自由现金流对现金股利政策影响作用的研究，普遍认为通过对外支付现金股利，能够达到降低公司内部人对自由现金流代理成本的目的。 （）研究发现通过发放现金股利减少公司管理层可控制的自由现金流，股东可以以较低成本有效监督管理层，从而降低公司管理层对自由现金流的代理成本； 和 （）通过跨国数据用股票收益的波动性代表现金流的不确定性，研究现金流不确定性与现金股利之间的关系，发现公司现金流不确定性与现金股利政策呈负相关性； 等（）的研究显示金融危机期间具有高财务杠杆、高成长性以及低现金流的企
24、业会降低现金股利，该结论从侧面验证企业自由现金流与现金股利政策呈负相关性。肖珉（）发现我国股票市场上，现金股利有利于抑制内部现金流富余的公司进行过度投资，进而验证了现金股利政策具有降低自由现金流代理成本的作用；闫荣城等（）检验了现金流不确定性对公司现金股利政策的影响作用，结果表明现金流不确定性对是否发放现金股利具有显著影响，但对现金股利发放程度的影响并不显著；徐寿福等（）检验不同融资约束条件下现金股利政策对投资现金流敏感性的影响，发现融资约束程度越低的公司现金股利分配意愿越强，股利分配水平也越高，低融资约束公司的投资现金流敏感度与现金股利政策显著负相关，表明现金股利政策能够抑制低融资约束公司中
25、自由现金流产生的过度投资问题。以上文献验证了当公司存在自由现金流时，为了降低公司内部人对自由现金流的代理成本，公司会采取积极的现金股利政策，那么在不同的金融发展环境下，公司自由现金流与现金股利政策的这种关系是否会发生变化呢？我们预期金融发展会弱化公司自由现金流和现金股利正相关性，具体理由如下：第一，区域金融发展水平的提升能为公司带来更多的投资机会，进而提高公司自由现金流的利用效率，在此背景下公司不需要通过发放现金股利的方式降低自由现金流的代理成本。 （）从资源配置方面研究了金融发展对企业投资效率的影响，发现在金融市场比较发达的国家里，公司会获得更多的投资体会，从侧面证明金融发展能提高资源的配置
26、效率； （）对比分析了金融机构政策实施对马来西亚和印度私有企业投资的影响，发现整体上受到干预的信贷计划会严重阻碍两国私有企业的投资，但金融发展水平的提升能弱化政府对信贷计划的干预，金融发 万方数据 年第期展能为企业提供更多投资机会； 和 （）对比了金融发展对发达国家以及新兴市场国家企业创新投资的作用，发现金融发展水平的提升能够显著提升企业的创新投资； （）研究了外商直接投资对发展中国家企业家创业的影响，发现金融发展较高的国家中，外商直接投资能够显著提升该国企业家的创业行为，从侧面证明了金融发展对企业投资的正面作用；王伟等（）以及蒋冠宏和张馨月（）的研究发现金融发展能够显著显著促进本国企业海外直
27、接投资水平，并为企业提供了更多投资机会。第二，金融发展水平的提升使得参与市场的交易双方面临更加激烈的竞争（ 和， ； 等， ），进而有动力去获得私有信息，这将从整体上提高公司对外信息披露的透明度，使投资者掌握更加清晰的公司实际运营情况，进而降低公司的信息不对称程度（和， ； 和， ， ），金融发展水平的提高在此背景下会弱化公司股东通过发放现金股利降低公司内部人对自由现金流代理成本的动机。 和 （ ）以及和 （）研究发现发达的金融发展水平不仅能为企业提供充足的外部资金，而且能确保投资者获得企业投融资决策的信息，进而降低投资者与企业之间的信息不对称程度； 等（）的研究发现股票市场发展整体上可以降低
28、股权资本成本，同时还能提高公司的会计信息质量。国内有研究发现较差的金融发展水平是造成企业大股东利益输送、利益侵占并最终导致公司治理功能无法正常发挥作用的不可忽视的制度因素（万良勇和魏明海， ；谢德仁和陈运森， ）；朱凯和陈信元（）的研究显示，金融发展水平的提升，不仅可以从总体上降低公司融资约束，而且能够使投资者更重视会计信息整体质量并据此决定资源配置。另外，孙刚（）的研究发现会计信息披露越稳健的公司，投资者给予该公司持有的现金资产更高的市场定价，并且这一显著的正相关性在处于发达金融发展环境地区企业中表现得尤为显著。以上结论说明随着金融发展环境的改善，使投资者更加关注稳健的会计信息，进而提高了公
29、司会计信息的披露质量。第三，金融发展水平的提升会迫使公司接受到更加严格的外部监管，这将有利于降低公司内部的代理问题，进而对公司通过以自由现金流发放现金股利的方式降低代理问题的做法产生替代效应。金融发展水平的提升既为经验丰富的投资者获得企业多方信息提供了便利，也迫使公司必须面对外界更多的监督，在此背景下会抑制公司管理层的机会主义行为，从而降低公司的代理成本（和， ）。 （）研究认为金融中介作为资金的直接借出方，能更好地对各种借款者进行监督且有效克服搭便车现象，改善资本配置效率，进而对借款企业实施监督治理作用；方军雄（）的研究显示伴随我国银行体系和市场化改革的不断深化，银行对国有企业和非国有企业在
30、获得贷款前的审查力度差距将逐步缩小，金融发展水平的提升能够促进金融体系对企业的监管力度。因此，综合以上内容，提出如下假设：假设：企业自由现金流和现金股利政策呈正相关性，金融发展水平的提升能弱化企业自由现金流和现金股利政策正相关性。在对以上假设进行验证时，本文借鉴杨华军和胡奕明（）的做法，用经营活动现金净流量减去预期投资后的净额表示企业自由现金流，具体计算过程如下： 根据现有经济学及金融学的相关文献，对企业预期投资的计算如下：， ， ， ， ， ， ， ， ， 其中， ， 为企业期初的 值、， 为企业期初的财务杠杆、 ， 为年初货币资金持有量年初资产总额、 ， 为年度到上年末为止的年数、 ， 为
31、企业年初资产总额取对数值、 ， 为上一年度的股票回报、， 为上年度投资，可以分别用（年末长期资产年初长期资产） 年初总资产、及（构建固定资产、无形资产和其他长期资产所支付的现金处置固定资产、无形资产和其他长期资产所收回的现金） 年初总资产表示。本章将以上模型的拟合值作为企业预期投资水平的代理变量。表报告了针对金融发展、自由现金流与现金股利政策的回归分析结果，从中可以看出：首先，在模型和模型中单独考察自由现金流指标与现金股利支付倾向（ ）及现金股利支付水平（ ）的关系，可以发现变量均在万方数据吴春贤、张静：金融发展与现金股利政策分析的显著性水平上与现金股利政策表现出显著正相关性，说明伴随企业内部
32、自由现金流的增多，为防止内部人对公司自由现金流的侵占并降低代理成本，公司会倾向于对外发放现金股利；其次，模型 、模型 、模型和模型中同时加入自由现金流（） 、金融发展指标（、 ）以及两者的交乘项（ 、 ）后，研究发现在同时加入金融发展、自由现金流及两者的交乘项后，自由现金流依然和现金股利政策保持显著的正相关性，说明企业自由现金流越多，公司越倾向于实施正向的现金股利政策，金融发展（、 ）与公司现金股利政策依然在的显著性水平上保持正相关性，说明金融发展能够促进公司对外发放现金股利。金融发展与自由现金流的交乘项（ 、 ）与现金股利政策在、 或接近的显著性水平上表现出负相关性，说明金融发展能够弱化自由
33、现金流与现金股利政策正相关性，降低对外发放现金股利的倾向和水平。综合以上，假设得证。表金融发展、企业自由现金流与现金股利回归分析现金股利支付倾向现金股利支付水平模型模型模型模型模型模型 （ ） （ ） （ ） （ ） （ ） （ ） （） （） （） （） （） （） （） （） （） （） （ ） （ ） （） （ ） （） （） （） （） （） （） （） （） （） （） （） （） （） （） （） （） （） （） （） （） （） （） （） （）控制控制控制控制控制控制控制控制控制控制控制控制 （二）稳健性检验为了验证本文上述研究结果的稳健性，本文进行了如下稳健性检验：第一，借鉴和（）的做法，重新构建指数衡量企业融资约束水平，重新验证金融发展、融资约束与现金股利政策间的关系，结果发现主要变量的显著性水平及与现金股利政策的相关性并未发生变化；第二，在对金融发展、企业自由现金流对现金股利的作用分析进行稳健性检验时，借鉴借鉴蔡庆丰和江逸舟（）的做法，在衡量企业自由现金流时，用企