資本市場開放與企業(yè)增長效應(yīng)分析
——基于上市樣本面板門檻效應(yīng)的檢驗

（對外經(jīng)濟貿(mào)易大學(xué)國際經(jīng)濟貿(mào)易學(xué)院， 北京 100029）

1 問題提出

作為資本賬戶開放的重要一環(huán)，資本市場開放是一國經(jīng)濟發(fā)展的重要動力，也是推動金融體系改革、促進資本市場定價機制進一步完善的重要舉措。然而在新興經(jīng)濟體資本市場開放的過程中，有些國家享受了資本開放帶來的經(jīng)濟增長福利，也有國家出現(xiàn)了局部貨幣危機。因此，資本市場開放帶來的增長效應(yīng)一直是學(xué)界爭論的話題。實現(xiàn)資本市場開放，是我國一直以來探索的戰(zhàn)略。作為新興的資本市場代表，我國已成為全球第二大經(jīng)濟體，我國的資本市場在國際金融市場中有著不容忽視的影響。伴隨著資本市場開放范圍的不斷擴大，如何使金融開放促進經(jīng)濟增長，提高企業(yè)生產(chǎn)效率，避免金融資本脫實向虛，成為政策關(guān)注的焦點。

現(xiàn)有文獻認(rèn)為，金融發(fā)展對經(jīng)濟增長的作用存在明顯的門檻特征，即只有當(dāng)一個地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平到達一定門檻值之后，金融發(fā)展才能夠有效地發(fā)揮增長效應(yīng)。作為金融發(fā)展的重要一環(huán)，資本市場的開放會吸引更多外資流入，通過外部監(jiān)督機制的充分發(fā)揮，提升資本市場定價功能，進而促進企業(yè)自身融資能力與實體運營能力。然而，在我國股市功能定位不完善的背景下，資本市場開放在預(yù)期逆轉(zhuǎn)的情況下，又會造成小規(guī)模企業(yè)股票資金抽逃，股市動蕩加劇。當(dāng)市場預(yù)期逆轉(zhuǎn)時又會造成流動性驟然收縮，對于融資渠道有限的中小企業(yè)來說，企業(yè)融資能力由于金融市場固有的信息不對稱特征，而變得更為艱難。同時，在貿(mào)易自由化背景下，金融開放是否與貿(mào)易行為具有互適性值得關(guān)注。在我國股市發(fā)展尚不成熟的背景下，資本市場的開放是否會帶來增長效應(yīng)？資本市場的開放是否具有門檻特征？上述問題的解決，為資本市場開放的政策制定提供了重要的指引。

本文從微觀角度，分析了資本市場開放對企業(yè)TFP 增長效應(yīng)的影響，并在此基礎(chǔ)上通過面板門檻效應(yīng)模型分析了企業(yè)規(guī)模、融資約束水平、出口收入占比等因素的門檻特征。本文的邊際貢獻在于：（1）以企業(yè)QFII 持股比例、企業(yè)是否加入陸港通樣本作為資本市場開放的衡量指標(biāo)，分析資本市場開放的增長效應(yīng)，一定程度上解決了以往相關(guān)領(lǐng)域文獻對宏觀變量的依賴，并在一定程度上解決了資本市場開放增長效應(yīng)的內(nèi)生性問題；（2）對于“出口-生產(chǎn)率”悖論的問題，本文從資本市場開放的角度提出了解決方案，為未來貿(mào)易自由化不斷擴大的同時，金融開放政策的配套實施，提供了政策指引；（3）對于金融開放門檻效應(yīng)的分析，本文從微觀視角進一步指出了企業(yè)出口對TFP 提升的重要作用，同時指出貿(mào)易便利化必須與金融開放相結(jié)合，才能夠更好地發(fā)揮增長效應(yīng)。

2 理論分析與研究假設(shè)

2.1 資本市場開放與增長效應(yīng)

現(xiàn)有文獻主要從宏觀層面討論了資本賬戶開放對經(jīng)濟增長、全要素生產(chǎn)率的影響（郭桂霞和彭艷，2016［1］；Mitton，2006［2］）。一種觀點認(rèn)為，資本賬戶開放能夠促進經(jīng)濟增長。資本賬戶開放的增長效應(yīng)發(fā)揮，主要依賴于資本積累和資金運營效率的提升。資本賬戶的開放可以通過自由的資本流動實現(xiàn)儲蓄的高利息回報（Bekaert 和Harvey，2000）［3］，并通過平衡國際資本供需的地理差異促進一國經(jīng)濟開放。資本賬戶開放還能夠分散國家的特定風(fēng)險（Michael Klein W，2003）［4］，刺激總投資增長（Henry，2000）［5］、平滑消費，進而改善居民的福利水平，促進經(jīng)濟增長。對于資本市場來說，一國資本市場的開放主要通過引進外資促進本國資本形成競爭、提高資本市場效率，增強對全球資金的吸引力，引入更高質(zhì)量、更多數(shù)量的投資者和資金，為實體經(jīng)濟源源不斷地注入新的“活水”，通過開放促進本地金融市場發(fā)展。同時，也有微觀研究發(fā)現(xiàn)，資本市場開放也會通過降低融資約束、緩解信貸依賴等方式，充分發(fā)揮對企業(yè)研發(fā)投資的促進作用，具有增長效應(yīng)（馬妍妍等，2019）［6］。

另一種觀點認(rèn)為，資本賬戶過度開放會造成金融體系動蕩，進而對實體經(jīng)濟增長造成負(fù)面影響。資本賬戶開放存在資本外逃的可能性。如Reinhart等（2006）［7］指出，資本賬戶過快開放會帶來資本外逃、金融不穩(wěn)定、匯率波動等影響，而此種影響又取決于國家特征。Leblang（1997）［8］結(jié)合1997 年亞洲金融危機時期部分發(fā)展中國家資本賬戶過快開放對經(jīng)濟的沖擊效應(yīng)，提出了在實施固定匯率制度、外匯儲備較少的國家，多傾向于進行資本管制。

國內(nèi)研究方面，余永定（2014）［9］指出，我國資本賬戶完全開放目前條件尚未成熟。對于中國資本市場開放來說，國內(nèi)資本市場發(fā)展存在著較大的不成熟性，資本市場開放屬于資本賬戶開放的一部分，能夠吸引更多資金進入國內(nèi)，分散市場風(fēng)險，通過股票定價機制的完善和外部監(jiān)督作用的發(fā)揮，充分發(fā)揮增長效應(yīng)，同時通過境外機構(gòu)投資者的不斷引入，提升企業(yè)信息披露質(zhì)量（李春濤等，2018）［10］，并分散金融風(fēng)險，防止系統(tǒng)性風(fēng)險的跨領(lǐng)域擴散；另外，資本市場開放又會造成股票市場投機性增強，在賣空機制引入有限、市場自身功能定位存在問題時，若股市出現(xiàn)單邊上漲和泡沫化特征，一旦發(fā)生預(yù)期逆轉(zhuǎn)，將造成資本外逃與融資能力整體下降，對實體支持產(chǎn)生負(fù)面影響。

根據(jù)上述分析，本文提出對立性假設(shè)：

H1a：資本市場開放能夠為我國企業(yè)帶來增長效應(yīng)；

H1b：資本市場開放不會為我國企業(yè)帶來增長效應(yīng)。

2.2 資本市場開放的金融門檻效應(yīng)

也有研究從門檻效應(yīng)的角度分析了金融開放與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系，國內(nèi)學(xué)者發(fā)現(xiàn)金融發(fā)展與經(jīng)濟增長之間存在非線性關(guān)系（趙振全等，2007）［11］。而全球化使發(fā)展中國家和發(fā)達國家的經(jīng)濟增長存在一定差異，金融全球化的經(jīng)濟效應(yīng)受到門檻變量的影響（杜秦川，2018）［12］。在資本賬戶開放的門檻效應(yīng)研究中，郭桂霞和彭艷（2016）［1］通過資本賬戶省級層面研究指出，當(dāng)省際人均GDP低于一定水平時，資本賬戶開放對TFP 產(chǎn)生負(fù)面影響，只有人均GDP 超過一定水平時資本賬戶開放才會對經(jīng)濟產(chǎn)生正向影響。

資本市場開放同樣存在門檻效應(yīng)。（1）融資約束同樣是決定資本市場開放增長效應(yīng)的重要因素。當(dāng)融資約束較大時，企業(yè)融資渠道有限，資本市場開放無法通過定價機制的優(yōu)化與外部監(jiān)督機制的發(fā)揮，為企業(yè)帶來更大的資金支持；（2）企業(yè)只有充分發(fā)揮規(guī)模經(jīng)濟優(yōu)勢，才能夠優(yōu)化各類生產(chǎn)要素的配置，充分享受資本市場開放帶來的資源優(yōu)勢；（3）出口強度又決定了學(xué)習(xí)效應(yīng)是否充分發(fā)揮，較小的出口比例意味著企業(yè)對外開放度較低，資本市場開放并不會通過品牌效應(yīng)的獲得，促進企業(yè)TFP 提升。同時，對于貿(mào)易開放度較高企業(yè)，資本市場開放又能夠緩解出口資金約束，破解“出口-生產(chǎn)率悖論”難題。

根據(jù)上述分析，本文進一步提出：

H2：資本市場開放對企業(yè)TFP 的提升作用受到融資約束、企業(yè)規(guī)模、出口強度等因素限制，存在一定的門檻特征。

2.3 “出口-生產(chǎn)率悖論”問題

現(xiàn)有文獻認(rèn)為，我國企業(yè)存在“出口-生產(chǎn)率”悖論問題，即初始生產(chǎn)率水平與TFP 之間存在反向關(guān)系，高TFP 企業(yè)不會選擇出口。如李春頂和尹翔碩（2009）［13］指出，若按行業(yè)進行劃分，對于每個子行業(yè)的TFP 水平均值，出口企業(yè)要比非出口企業(yè)更低，即只有TFP 較低時企業(yè)才能選擇出口行為；湯二子和劉海洋（2011）［14］指出，出口企業(yè)的初始TFP 水平一般都會低于非出口企業(yè)。同時對于出口行為來說，不存在融資約束的情況下，企業(yè)出口、研發(fā)之間存在互補關(guān)系，出口企業(yè)同樣通過技術(shù)外溢與學(xué)習(xí)效應(yīng)，提升企業(yè)自身研發(fā)能力；但融資約束的存在使得出口、研發(fā)之間由互補關(guān)系轉(zhuǎn)為替代關(guān)系（Wang，2014）［15］，進而出口行為與研發(fā)投資之間互相形成擠出效應(yīng)，對TFP 產(chǎn)生負(fù)面影響。

羅子嫄和靳玉英（2018）［16］提出，資本賬戶開放可以促進企業(yè)獲取更多金融信貸融資、股權(quán)融資，從而緩解融資困境。資本市場的開放帶來融資約束緩解，能夠緩解融資約束下出口對TFP的負(fù)向影響，使更多企業(yè)通過出口行為具有的學(xué)習(xí)效應(yīng)帶來TFP 上升。同時，資本市場的開放，能夠通過外部監(jiān)督機制的有效發(fā)揮，約束企業(yè)短視行為，通過出口學(xué)習(xí)效應(yīng)，提升企業(yè)自身競爭力水平；能夠迅速擴大企業(yè)品牌海外知名度，通過品牌效應(yīng)的建立充分發(fā)揮規(guī)模經(jīng)濟的優(yōu)勢，降低成本并提升出口績效水平。

根據(jù)上述分析，本文進一步提出：

H3：融資約束較大時，資本市場開放能夠通過多途徑解決企業(yè)“出口-生產(chǎn)率悖論”問題，提升出口績效水平。

3 數(shù)據(jù)來源與模型設(shè)計

3.1 樣本選取與數(shù)據(jù)來源

本文上市公司財務(wù)數(shù)據(jù)來源于銳思數(shù)據(jù)庫并通過計算得出；陸港通樣本股數(shù)據(jù)通過上交所、深交所公布的滬股通與深股通樣本股年度名單進行整理；企業(yè)出口數(shù)據(jù)通過WIND 數(shù)據(jù)庫上市公司收入結(jié)構(gòu)是否來自海外進行統(tǒng)計整理。

本文主要進行的數(shù)據(jù)處理包括：（1）剔除金融類行業(yè)上市公司、ST、ST*等特別處理公司；（2）剔除總資產(chǎn)、凈資產(chǎn)為負(fù)、銷售收入為負(fù)樣本年度數(shù)據(jù)；（3）為排除異常值影響，本文對連續(xù)變量在前后1%進行縮尾（Winsorize）處理。

3.2 實證模型設(shè)計

3.2.1 主回歸分析

為驗證假設(shè)1，本文通過QFII 持股比例，以及企業(yè)是否加入陸港通樣本股虛擬變量的滯后變量，作為反應(yīng)資本市場開放度的核心變量，并通過TFP 對數(shù)值與資本市場開放變量之間的回歸，分析前一期企業(yè)QFII 持股比例與加入陸港通樣本，對企業(yè)TFP 增長的影響?；貧w方程為：

3.2.2 面板門檻模型

為驗證假設(shè)2，本文采用目前文獻中對面板門檻效應(yīng)分析中最為常用的Hansen（1999）［17］檢驗方法，在主回歸中加入門檻區(qū)間后，再進行回歸分析。當(dāng)存在雙重門檻時，面板門檻分析的回歸方程為：

其中thr為企業(yè)門限變量，在本文分析中分別采用企業(yè)規(guī)模（size）、融資約束指標(biāo)（SA）、出口收入占企業(yè)銷售收入比例（exportpro）作為門檻變量分析指標(biāo)。

進一步地，面板門檻模型主要分為門檻存在性檢驗與門檻值個數(shù)檢驗兩個過程：

對于存在性檢驗，主要通過似然比檢驗F 指標(biāo)進行反應(yīng)，以假設(shè)存在門檻時回歸殘差平方和與不存在門檻時回歸殘差平方和兩個指標(biāo)為基礎(chǔ)，通過多次自抽樣（Bootstrap）檢驗過程，得出F指標(biāo)。若F 指標(biāo)大于臨界值說明二者存在顯著差異，拒絕不存在門檻的假設(shè)，否則拒絕原假設(shè)。

對門檻估計值進行真實性檢驗，若門檻估計值在置信區(qū)間內(nèi)，同時能夠通過似然比統(tǒng)計量LR指標(biāo)檢驗發(fā)現(xiàn)，LR 統(tǒng)計量不能拒絕原假設(shè)，則說明不能拒絕樣本“存在門檻效應(yīng)”，否則樣本不存在門檻效應(yīng)，門檻真實性存在問題。

同時，本文為驗證假設(shè)3 的成立性，利用方程（2）計算得出的SA與出口強度門檻值，進行分組回歸檢驗，若資本市場開放對于出口比例較高、融資約束較大的樣本增長效應(yīng)更為明顯，則說明假設(shè)3 成立。

3.3 主要變量定義

企業(yè)全要素生產(chǎn)率。本文參照魯曉東和連玉君（2012）［18］的OP 法估計全要素生產(chǎn)率，其中狀態(tài)變量為公司成立年份以及固定資產(chǎn)凈值對數(shù)值；自由變量為企業(yè)員工人數(shù)對數(shù)值，以及企業(yè)購買商品、接受勞務(wù)支付現(xiàn)金對數(shù)值；代理變量為企業(yè)投資規(guī)模對數(shù)；控制變量為公司是否為國企，是虛擬變量；退出變量通過公司簡稱與所有權(quán)是否同時發(fā)生變化來界定。若同時發(fā)生變化則退出變量為1，即原有公司退出了市場。

資本市場開放變量。本文在主回歸和面板門檻效用分析中，采用企業(yè)是否加入陸港通樣本以及QFII 持股比例表示資本市場開放程度及其對企業(yè)影響。若企業(yè)當(dāng)期加入陸港通樣本股，則hgtsample為1，否則為0。為避免內(nèi)生性影響，本文采用滯后一期變量作為本文核心解釋變量。

企業(yè)出口行為及比例。對于企業(yè)出口變量與出口比例，本文通過對按地區(qū)劃分的企業(yè)年銷售收入結(jié)構(gòu)數(shù)據(jù)進行手工處理，進行出口行為及出口比例的統(tǒng)計。

實證分析中所用到的主要變量及其具體定義如表1 所示（限于篇幅，描述性統(tǒng)計略）。

表1 主要變量及含義

4 實證結(jié)果分析

4.1 主回歸分析

本文主回歸分析中，對資本市場開放對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響進行分析，選用滯后一期QFII持股比例作為模型主要解釋變量。由于我國QFII實行額度管制，近年來該額度管制不斷放寬，QFII投資國內(nèi)資本市場比例不斷加大，該比例能夠作為資本市場開放的變量。同時，為避免內(nèi)生性影響，本文采用了企業(yè)是否加入陸港通樣本虛擬變量的一期滯后指標(biāo)（Lhgtsample），進一步反應(yīng)資本市場開放對企業(yè)TFP 的影響?；貧w結(jié)果如表2所示。

表2 資本市場開放對TFP 影響主回歸結(jié)果

從回歸結(jié)果能夠看出：企業(yè)前期QFII 持股比例提升、前期加入陸港通樣本，能夠直接提升TFP 增長率水平，在加入控制變量與固定效應(yīng)后結(jié)果不變。其中，QFII 投資比例每提升1%，會顯著提升TFP 2.8%；企業(yè)加入陸港通樣本后，同樣會顯著提升TFP 水平?？梢钥闯觯髽I(yè)加入陸港通樣本帶來的增長效應(yīng)要強于QFII 持股比例的影響。上述分析證明了假設(shè)1a 中的觀點。同時，出口對TFP 存在負(fù)向影響，說明“出口-生產(chǎn)率悖論”在本文分析樣本中確實存在。

4.2 面板門檻效應(yīng)指標(biāo)分析

在前文分析基礎(chǔ)上，本文運用企業(yè)加入陸港通樣本作為資本市場開放的指標(biāo)，并進一步通過分析不同門檻下資本市場開放對TFP 的影響，分析資本市場開放對TFP 提升的最優(yōu)區(qū)間，以及其他因素對資本市場開放與TFP 之間關(guān)系的影響。

4.2.1 企業(yè)融資約束SA門檻

企業(yè)融資約束是資本市場開放對企業(yè)TFP 影響的重要方式。融資約束造成了企業(yè)研發(fā)活動開展的資金限制，更多資金無法投入到長期研發(fā)活動之中；另外又會造成出口企業(yè)資金門檻，進而對企業(yè)TFP 形成負(fù)面影響。依據(jù)上述理論分析，若企業(yè)存在較大融資約束，資本市場開放無法帶來資金支持，則資本市場開放對TFP 的作用不應(yīng)顯著，故不同程度的融資約束可能會對資本市場開放的作用形成門檻。

本文對單一門檻與雙重門檻的顯著性進行檢驗，結(jié)果如表3 所示。

表3 企業(yè)融資約束SA 指標(biāo)門檻效應(yīng)檢驗

本文對SA單一門檻、雙重門檻下門檻值進行估計，得到結(jié)果如表4 所示。

表4 企業(yè)融資約束SA 指標(biāo)門檻估計值

由于雙重門檻中第一門檻值在置信區(qū)間之外，本文將SA唯一門檻值定為-4.2，其中門檻值以下的樣本個數(shù)為1649 個。在上述分析基礎(chǔ)上，本文加入門檻后再進行面板固定效應(yīng)模型分析，openSA1、openSA2 分別代表資本市場開放滯后項與SA劃分成的兩個區(qū)間虛擬變量的乘積?；貧w結(jié)果如表5 所示。

從回歸結(jié)果能夠看出：融資約束的增加會抑制資本市場開放對TFP 的促進作用，當(dāng)融資約束位于第一區(qū)間時，資本市場開放能夠提升TFP 增長率10.6%，顯著高于第二區(qū)間的作用效果。

4.2.2 企業(yè)規(guī)模門檻

本文進一步選用企業(yè)規(guī)模變量作為面板門檻進行分析，其中以企業(yè)總資產(chǎn)自然對數(shù)作為企業(yè)規(guī)模的衡量方式，考察資本市場開放的門檻個數(shù)和顯著性。

本文根據(jù)門檻效應(yīng)分析結(jié)果得出企業(yè)規(guī)模雙重門檻的取值為21.442 和24.739.從樣本個數(shù)劃分來看，位于第一門檻以下樣本個數(shù)為4925 個，位于第一與第二門檻值之間樣本個數(shù)為10132 個，位于第二門檻值以上樣本個數(shù)為175 個。

表6 企業(yè)規(guī)模的門檻效應(yīng)檢驗

表7 企業(yè)規(guī)模指標(biāo)門檻估計值

根據(jù)雙重門檻值進行樣本劃分之后，本文進一步通過雙重門檻進行面板固定效應(yīng)回歸分析，opensize1～opensize3 為滬港通開放虛擬變量滯后項與規(guī)模劃分三區(qū)間乘積。結(jié)果如表8 所示。

從表8 能夠看出，隨著企業(yè)規(guī)模不斷增大，資本市場開放對TFP 的提升效應(yīng)呈現(xiàn)出遞增的態(tài)勢，當(dāng)企業(yè)規(guī)模達到第二門檻值以上時，資本市場開放的增長效應(yīng)最為明顯。

4.2.3 企業(yè)出口占比門檻效應(yīng)

出口收入占銷售收入比重的提升，會在融資約束存在的背景下，由于“出口-生產(chǎn)率悖論”造成TFP 增長率下降；又會通過學(xué)習(xí)效應(yīng)提升TFP水平。資本市場的開放可以通過融資約束的緩解、品牌效應(yīng)的建立，提升企業(yè)出口績效水平。本文以出口銷售收入占總銷售收入比例作為門檻變量，進行面板門檻分析。門檻檢驗如表9 所示。

表8 企業(yè)規(guī)模指標(biāo)門檻指標(biāo)面板固定效應(yīng)回歸

表9 企業(yè)出口收入占比門檻效應(yīng)檢驗

本文進一步對兩個門檻估計值的95%置信區(qū)間進行檢驗，結(jié)果如表10 所示。

表10 企業(yè)規(guī)模指標(biāo)門檻估計值

從表10 中能夠看出，企業(yè)出口收入比例存在雙重門檻，即7.3%與89.3%。由于第二門檻以上樣本個數(shù)較少，本文不作考慮，僅分析第一門檻值對回歸結(jié)果影響，即將7.3%作為出口比例門檻閾值分析，將出口比例門限值與企業(yè)加入陸港通樣本虛擬變量交乘項進行面板固定效應(yīng)回歸分析，openex1 與openex2 為企業(yè)加入陸港通樣本虛擬變量滯后項，與根據(jù)出口比例單一門檻值7.3%劃分的兩個區(qū)間虛擬變量乘積，結(jié)果如表11 所示。

回歸結(jié)果顯示：相對于非出口企業(yè)，資本市場開放對出口企業(yè)的TFP 提升作用更為明顯。同時，當(dāng)出口收入占總銷售收入比例達到7.3%以上時，資本市場對TFP 的提升作用進一步增加，上述分析也證明了前文假設(shè)2 中的觀點。

表11 企業(yè)出口收入占比指標(biāo)面板固定效應(yīng)回歸

4.3 融資約束與出品強度分組檢驗

傳統(tǒng)理論認(rèn)為，“出口-生產(chǎn)率悖論”產(chǎn)生的主要原因之一是融資約束的存在。資本市場開放能夠通過融資約束的解決，提升企業(yè)出口績效水平，同時此種效應(yīng)在出口強度較大的樣本中更為明顯。在前文分析基礎(chǔ)上，本文進一步通過同時進行融資約束、出口樣本分組，檢驗資本市場開放對不同組別TFP 作用，回歸結(jié)果如表12 所示。

表12 企業(yè)融資約束與出口強度門檻分組回歸

回歸結(jié)果分析如下：由第（1）列與第（2）列可知，對于出口比例較小樣本，融資約束越大，資本市場開放對TFP 作用越不明顯，融資約束確實是制約資本市場開放增長效應(yīng)的重要機制；由（2）列與（4）分析得出，融資約束較大時，企業(yè)出口比例的增加能夠有效提升資本市場開放帶來的增長效應(yīng)。同時，由（3）列與（4）列又能看出，對于出口比例較大樣本，資本市場開放對TFP 的促進作用在融資約束較大樣本中更為明顯，即資本市場開放一定程度上能夠緩解融資約束，進而緩解出口對TFP 的阻礙作用。上述分析證明了前文門檻效應(yīng)分析的穩(wěn)健性，同時證明了假設(shè)3 的觀點。

5 結(jié)論與政策建議

本文選取2013～2018 年A 股上市公司數(shù)據(jù)，以企業(yè)是否加入陸港通樣本與QFII 持股比例作為資本市場開放程度的核心指標(biāo)，通過面板門檻效應(yīng)模型的構(gòu)建，得出結(jié)論如下：（1）資本市場開放能夠提升企業(yè)全要素生產(chǎn)率增長水平；（2）資本市場開放對全要素生產(chǎn)率的影響存在一定的門檻特征，與企業(yè)規(guī)模、融資約束狀況、出口強度密切相關(guān)；（3）資本市場開放對于融資約束較大、出口比例較大的樣本，增長效應(yīng)更為明顯，同時能夠有效解決“出口-生產(chǎn)率悖論”問題。

通過上述分析，本文提出以下政策建議：（1）未來政策上應(yīng)繼續(xù)審慎推進資本市場開放，在滬港通與深港通基礎(chǔ)上，繼續(xù)放松QFII 投資比例和陸港通北上投資額度限制；（2）積極探索資本市場開放與貿(mào)易自由化的互適性政策，通過資本市場投資便利化，促進出口企業(yè)貿(mào)易便利化，通過融資約束的降低提升企業(yè)出口績效。同時，風(fēng)險防范措施必不可少，應(yīng)當(dāng)加強資本流入流出的跨境資本管理，為我國資本市場進一步開放創(chuàng)造條件，積極應(yīng)對可能帶來的風(fēng)險，從而使資本賬戶開放對企業(yè)生產(chǎn)率的提高帶來積極影響。