資本市場對外開放提高了企業(yè)全要素生產(chǎn)率嗎？
——基于陸港通制度的準自然實驗證據(jù)

■杜建華，朱雨婷

一、引言與文獻綜述

資本市場是連結(jié)金融與實體經(jīng)濟的重要紐帶，作為中國對外開放的重要領(lǐng)域，資本市場的開放極大地推動了金融市場與實體經(jīng)濟的發(fā)展。2014年11月，滬港通的正式啟動邁出了中國資本市場對外開放的重要一步，具有里程碑的意義，2016年12月開始實施的深港通則是我國資本市場雙向開放進程中的又一突破。滬深港通（下稱陸港通）制度是中國資本市場對外開放政策的重要內(nèi)容，其實施極大地提升了A股市場的開放程度，可以有效緩解境內(nèi)外投資限制（陳運森和黃健嶠，2019），改善投資者結(jié)構(gòu)，促進兩地資本市場的互惠互利。

企業(yè)全要素生產(chǎn)率是生產(chǎn)力發(fā)展的集合體，也是企業(yè)邁向高質(zhì)量發(fā)展的重要指標，以提高全要素生產(chǎn)率為主要途徑的高質(zhì)量發(fā)展是當前中國經(jīng)濟環(huán)境下的迫切需要（任保平和李禹墨，2018）。境內(nèi)外資本市場互聯(lián)互通意味著成熟境外機構(gòu)投資者的進入，不僅會在吸引外資、改善投資結(jié)構(gòu)和投資理念、促進資本市場改革與效率提升等方面發(fā)揮作用，也會在微觀層面上影響企業(yè)的研發(fā)創(chuàng)新、投資效率和資本結(jié)構(gòu)（畢鵬，2021；Moshirian et al.，2021；陳運森和黃健嶠，2019；程利敏等，2019）。在當前金融開放不斷深化的背景下，伴隨著資本市場互聯(lián)互通政策的推進實施與境外投資者市場參與度的不斷提高，以陸港通制度為代表的資本市場對外開放是否有助于提升企業(yè)全要素生產(chǎn)率、促進我國經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展？其影響機制是什么？這是本文重點研究的問題。

本文主要存在以下邊際貢獻：首先，現(xiàn)有微觀層面關(guān)于企業(yè)全要素生產(chǎn)率影響因素的研究多與產(chǎn)業(yè)政策、財政政策、“一帶一路”等國家政策結(jié)合，關(guān)于資本市場對外開放影響效應(yīng)的研究相對較少。本文基于陸港通制度實施的準自然實驗研究，不僅可以從金融體制改革方面拓展企業(yè)全要素生產(chǎn)率影響因素的研究，并通過雙重差分模型的應(yīng)用在一定程度上克服可能存在的內(nèi)生性問題，并且從微觀層面關(guān)注了資本市場對外開放的質(zhì)量效應(yīng)，也豐富和拓展了資本市場對外開放的經(jīng)濟后果研究。其次，以股價引導(dǎo)資源配置是外部市場因素影響企業(yè)行為的機制，而股價信息含量是研究金融開放政策影響企業(yè)內(nèi)部行為決策的一個重要切入點（連立帥等，2019a）。目前僅有的關(guān)于資本市場對外開放與企業(yè)全要素生產(chǎn)率關(guān)系的研究關(guān)注了融資約束的中介作用（顏新艷和俞毛毛，2021），而本文基于股價信息含量中介效應(yīng)的研究則關(guān)注資本市場對外開放背景下股價信息的反饋機制及其對管理者行為的影響，有助于進一步理解資本市場對外開放影響企業(yè)全要素生產(chǎn)率的作用機制。最后，結(jié)合不同技術(shù)特征與資本特征企業(yè)的分類研究進一步考查了資本市場對外開放影響企業(yè)全要素生產(chǎn)率的異質(zhì)性，為政府在資本市場深化開放過程中是否應(yīng)實施差異化政策提供參考。

二、理論分析與研究假設(shè)

陸港通制度的實施，大幅降低了境外投資者的投資限制，改變了A股市場相對封閉的狀態(tài)，對中國資本市場產(chǎn)生了深刻的影響。陸港通政策實施引入的境外投資者，一方面因長期持有股份，存在通過企業(yè)業(yè)績改善、價值提升獲取長期利益流入的動機；另一方面又因其龐大的資金量、專業(yè)的信息搜集和分析優(yōu)勢，擁有較低的監(jiān)督成本（王建新和丁亞楠，2020）。同時，由于地域距離和文化差異，境外投資者通常也會要求上市公司進行更加詳細的信息披露和解釋（連立帥等，2019a），從而有效緩解了企業(yè)與境外投資者間的信息不對稱，提高了信息透明度，使內(nèi)部特質(zhì)性信息更好地納入股票價格，有助于提升股價信息含量。此外，在陸港通制度實施背景下，出于資金獲取等動機，企業(yè)管理層也會主動提高信息披露質(zhì)量，以吸引境外投資者持股（連立帥等，2019a）。

為提高決策成功的概率，避免投資失敗，管理者制定決策時往往會盡可能地從股價中獲取決策相關(guān)信息（連立帥等，2019a）。當股價中信息含量較高時，其很可能包含管理層并不知曉的信息，管理層獲取這些信息并將其運用于決策制定與修正，可以提高決策成功的可能性，避免非效率投資，促進資本配置效率的提高（錢雪松等，2018），從而對企業(yè)全要素生產(chǎn)率施加積極影響。股價的信息含量越高，管理層的決策行為與企業(yè)股價的關(guān)聯(lián)度越強，管理層為避免公司股價的下跌，越有動力去獲取并利用股價中包含的信息指導(dǎo)企業(yè)決策，從而促使企業(yè)更有效地配置資源，提高全要素生產(chǎn)率。

金融市場普遍存在的融資約束也會影響企業(yè)研發(fā)資金投入的可持續(xù)性，不僅會使研發(fā)活動難以為繼，還會導(dǎo)致前期投入的巨大成本無法收回，長期積累的技術(shù)知識也會隨著技術(shù)的快速迭代而喪失優(yōu)勢甚至處于落后地位（任曙明和呂鐲，2014），從而給企業(yè)的長期經(jīng)營帶來損失，不利于企業(yè)全要素生產(chǎn)率的增長。陸港通制度實施后，大量境外投資者的進入提高了企業(yè)股價信息含量。股價中包含的公司層面特質(zhì)信息的增加能有效減少上市企業(yè)與投資者之間的信息不對稱現(xiàn)象，緩解逆向選擇問題。不僅可以降低上市企業(yè)從銀行等金融機構(gòu)處獲得貸款的難度，降低企業(yè)融資成本，而且可以提高信用評級機構(gòu)對企業(yè)的信用評級，提高企業(yè)聲譽，增強市場中的投資者對該企業(yè)的投資意愿，從而增強企業(yè)在資本市場中的融資能力。因此，企業(yè)融資成本的降低與融資能力的提高有助于緩解企業(yè)的融資約束狀況，集聚更多流動性資金用于企業(yè)內(nèi)部新技術(shù)與新產(chǎn)品的研發(fā)（鄭妍妍等，2017）。而技術(shù)與產(chǎn)品的創(chuàng)新不僅可以提高產(chǎn)品質(zhì)量，還能有效降低生產(chǎn)成本，節(jié)約要素投入（孫曉華和王昀，2015），最終促進企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升。根據(jù)上述分析，提出如下假設(shè)：

H1：資本市場對外開放能顯著提升企業(yè)的全要素生產(chǎn)率。

H2：資本市場對外開放通過提升企業(yè)股價信息含量進而提高其全要素生產(chǎn)率。

相比于高新技術(shù)企業(yè)，非高新技術(shù)企業(yè)缺乏國家層面的重視與扶持，企業(yè)內(nèi)部可用于研發(fā)創(chuàng)新的資金相對缺乏（楊國超和芮萌，2020）。陸港通政策實施后，境外資金的流入有助于企業(yè)特別是非高新技術(shù)企業(yè)獲得更多資金用于研發(fā)創(chuàng)新，從而更有效地提升非高新技術(shù)企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新水平，并最終提高其全要素生產(chǎn)率。另外，由于高新技術(shù)企業(yè)常采用專利保護、信息保密等手段保護自己的創(chuàng)新技術(shù)（張淑謙等，2014），使境外投資者對其信息搜集的難度和成本較一般企業(yè)更大，因而相較于非高新技術(shù)企業(yè)，引入境外投資者對高新技術(shù)企業(yè)信息不對稱的緩解效果更弱。而且，高新技術(shù)企業(yè)的股價更容易受到國際貿(mào)易摩擦的影響，而境外投資者對國際局勢的關(guān)注普遍強于內(nèi)地投資者（楊令儀和楊默如，2020），高新技術(shù)企業(yè)易受國際局勢變動影響的風險性將干擾投資者的理性市場交易，從而不利于企業(yè)資本配置的優(yōu)化與企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提高。據(jù)此，本文提出以下假設(shè)：

H3：相較于高新技術(shù)企業(yè)，資本市場對外開放對全要素生產(chǎn)率的提升作用在非高新技術(shù)企業(yè)中更明顯。

與資本密集型企業(yè)相比，勞動密集型企業(yè)資本投入量較小，企業(yè)發(fā)展資金相對有限。陸港通制度實施引入了大量資金，可以很好地緩解勞動密集型企業(yè)中的資金短缺問題，增加企業(yè)內(nèi)部的可用資金，減輕企業(yè)的融資約束，改善企業(yè)技術(shù)研發(fā)投入，從而對勞動密集型企業(yè)的全要素生產(chǎn)率水平產(chǎn)生正面影響。此外，機器設(shè)備等固定資產(chǎn)大多具有專用性，一旦被投入特定生產(chǎn)線，很難再轉(zhuǎn)用于其他用途（Bennett et al.，2019），具有較高的調(diào)整成本。相較于固定資產(chǎn)，人員投入更具靈活性，更易根據(jù)企業(yè)不同的生產(chǎn)需求進行靈活調(diào)整。陸港通制度實施后，境外投資者的進入對上市企業(yè)股價信息含量產(chǎn)生影響，管理層將根據(jù)股價中包含的公司層面特質(zhì)信息做出調(diào)整公司生產(chǎn)架構(gòu)或改變原有研發(fā)項目的決策，此時由于固定資產(chǎn)所具有的專用性特征以及因其專用性所可能帶來的巨大調(diào)整成本，資本密集型企業(yè)難以在短期內(nèi)將原有固定資產(chǎn)直接調(diào)整使用于新產(chǎn)品的生產(chǎn)或新項目的研發(fā)。但在勞動密集型企業(yè)中，人員的學習培訓(xùn)等相關(guān)調(diào)整成本更低，企業(yè)可以在不同研發(fā)項目以及生產(chǎn)線中及時對人員進行重新分配，進而優(yōu)化資本配置效率，提升企業(yè)的全要素生產(chǎn)率?；诖?，本文提出以下假設(shè)：

H4：相較于資本密集型企業(yè)，資本市場對外開放對全要素生產(chǎn)率的提升作用在勞動密集型企業(yè)中更為明顯。

三、研究設(shè)計

（一）樣本選擇

根據(jù)滬港通、深港通實施時間，為較好地實現(xiàn)雙重差分模型檢驗效果，選取2012—2019年我國A股上市企業(yè)作為初始樣本，并在此基礎(chǔ)上進行以下處理：（1）剔除金融保險、房地產(chǎn)類企業(yè)；（2）剔除*ST、ST、PT、暫停上市等特殊處理的樣本企業(yè)；（3）剔除主要財務(wù)變量缺失或存在明顯統(tǒng)計錯誤的企業(yè)；（4）剔除當年上市的樣本企業(yè)；（5）剔除總資產(chǎn)為負、主營業(yè)務(wù)收入為負及資不抵債的企業(yè)。最終得到1190家上市企業(yè)8年共9520個觀測值。為消除極端值對結(jié)果的影響，對所有連續(xù)變量兩端數(shù)據(jù)進行1%水平上的縮尾處理。本文使用數(shù)據(jù)均來自國泰安數(shù)據(jù)庫，并運用Stata16軟件進行數(shù)據(jù)處理。

（二）變量定義

1.被解釋變量

本文的被解釋變量為全要素生產(chǎn)率，通常認為是由技術(shù)進步等非生產(chǎn)性要素投入所帶來的對產(chǎn)出增長的貢獻，或者也可以看作是扣除了資本與勞動等生產(chǎn)要素貢獻后的生產(chǎn)率水平（魯曉東和連玉君，2012）。全要素生產(chǎn)率的估計一般可采用固定效應(yīng)法、OP法、LP法及GMM等方法。為了減少樣本量損失，并克服可能存在的內(nèi)生性問題，主要參考魯曉東和連玉君（2012）的文獻，采用LP半?yún)?shù)估計法計算企業(yè)的全要素生產(chǎn)率，估計的模型如下：

其中，Y為產(chǎn)出，以企業(yè)主營業(yè)務(wù)收入衡量；L為勞動，以企業(yè)的員工人數(shù)表示；K為資本，使用企業(yè)固定資產(chǎn)凈值來衡量；M為中間投入，以企業(yè)購買商品及勞務(wù)所付現(xiàn)金衡量。下標i表示上市企業(yè)，t表示年度。模型（1）回歸所得殘差取對數(shù)作為企業(yè)的全要素生產(chǎn)率。

2.解釋變量

由于滬港通與深港通各自實施的時間不同且標的股票每年存在進入和退出調(diào)整情況，在取值時根據(jù)企業(yè)當年是否進入陸港通試點名單設(shè)置POLICY虛擬變量。如果企業(yè)在當年全年處于陸港通試點名單中，則當年P(guān)OLICY取值為1；全年不屬于則取值為0。當年出現(xiàn)變動按以下原則處理：前半年調(diào)入試點名單或后半年調(diào)出試點名單的當年取值為1，其他情況取值為0。

3.中介變量

參照鐘覃琳和陸正飛（2018）的做法，采用如下回歸模型度量股價信息含量：

其中，r表示股票i的周收益率，用考慮現(xiàn)金紅利再投資的周個股回報率來衡量。r表示市場的周收益率，在流通市值加權(quán)平均法下用考慮現(xiàn)金紅利再投資的綜合周市場報酬率來衡量。上述回歸方程的決定系數(shù)R值越大，說明個股收益率隨市場收益同漲同跌的趨勢越明顯，企業(yè)股價中包含的信息越少。為了方便分析，使用該指標時對R按照式（3）進行處理，所得PI即代表股價信息含量，PI越大，表示企業(yè)的股價信息含量越多。

4.控制變量

參考已有研究，加入資產(chǎn)負債率、企業(yè)規(guī)模等其他可能影響企業(yè)全要素生產(chǎn)率的因素作為控制變量。本文主要變量及定義見表1。

表1 變量定義

（三）模型設(shè)定

1.雙重差分模型

借鑒陳勝藍和馬慧（2017）在準自然實驗情境下采用的多時點雙重差分方法來檢驗陸港通制度對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響。研究模型如下：

其中，系數(shù)β估計了陸港通標的企業(yè)全要素生產(chǎn)率隨陸港通制度實施發(fā)生的變化。若β顯著為正，則可說明陸港通制度的實施顯著提高了企業(yè)的全要素生產(chǎn)率，模型中控制了企業(yè)個體效應(yīng)和年度固定效應(yīng)。

2.中介效應(yīng)模型

為了進一步檢驗股價信息含量在陸港通制度與企業(yè)全要素生產(chǎn)率關(guān)系中可能存在的中介效應(yīng)，參考溫忠麟等（2004）的文獻，構(gòu)建如下中介效應(yīng)檢驗?zāi)Ｐ停?/p>

若式（5）中系數(shù)λ顯著，說明陸港通制度對中介變量股價信息含量PI具有顯著的影響作用，此時可繼續(xù)對式（6）系數(shù)的顯著性進行檢驗。若系數(shù)γ也顯著，則說明股價信息含量在陸港通制度對TFP的影響中存在中介效應(yīng)。同時，若系數(shù)γ不顯著，說明存在完全中介效應(yīng)；若系數(shù)γ顯著，說明存在部分中介效應(yīng)。

四、實證結(jié)果與分析

（一）描述性統(tǒng)計

表2是本文主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。企業(yè)全要素生產(chǎn)率TFP均值為16.728，標準差1.047，這與已有文獻中用LP法測得的企業(yè)全要素生產(chǎn)率基本相符。POLICY均值0.323，表明陸港通標的企業(yè)樣本占全樣本的32.3%。股價信息含量PI均值為0.991，中位數(shù)0.768，此結(jié)果與鐘覃琳和陸正飛（2018）的實證數(shù)據(jù)相近。其他控制變量統(tǒng)計結(jié)果均分布在正常范圍內(nèi)。

表2 主要變量描述性統(tǒng)計

（二）回歸結(jié)果分析

1.主效應(yīng)檢驗

表3中列（1）檢驗了陸港通制度對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響，模型中控制了年度固定效應(yīng)、個體固定效應(yīng)和其他控制變量。解釋變量陸港通制度POLICY的回歸系數(shù)為0.0279，在1%的水平上顯著為正。回歸結(jié)果支持了假設(shè)H1，即陸港通制度實施顯著提高了企業(yè)的全要素生產(chǎn)率水平。

2.中介效應(yīng)檢驗

表3中列（2）和列（3）是關(guān)于股價信息含量的中介效應(yīng)檢驗。列（2）中解釋變量為陸港通變量POLICY，被解釋變量為股價信息含量PI，POLICY的回歸系數(shù)為0.0734，在5%的水平上顯著為正，表明陸港通制度的實施顯著提升了上市企業(yè)的股價信息含量。列（3）中被解釋變量為企業(yè)全要素生產(chǎn)率，解釋變量同時加入了POLICY和PI，結(jié)果顯示PI的回歸系數(shù)為0.0101，在1%的水平上顯著為正。POLICY的回歸系數(shù)為0.0192，在5%的水平上顯著為正?；貧w結(jié)果表明存在部分中介效應(yīng)，即陸港通制度的實施有助于提高企業(yè)股價信息含量從而促進企業(yè)全要素生產(chǎn)率提升，假設(shè)H2得證。

表3 多時點雙重差分與中介效應(yīng)檢驗

續(xù)表3

3.異質(zhì)性檢驗

首先，參考連立帥等（2019b）的研究，將樣本企業(yè)按照所屬行業(yè)不同，區(qū)分為高新技術(shù)企業(yè)組和非高新技術(shù)企業(yè)組分組檢驗?；貧w結(jié)果見表4的列（1）和列（2）。在高新技術(shù)企業(yè)中，POLICY的回歸系數(shù)不顯著；而非高新技術(shù)企業(yè)樣本中，POLICY的回歸系數(shù)為0.0468，且在1%的水平上顯著，表明陸港通制度實施后，相比于高新技術(shù)企業(yè)，非高新技術(shù)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升更為顯著，因而假設(shè)H3得證。

表4 基于不同類型企業(yè)的異質(zhì)性檢驗

續(xù)表4

其次，按照固定資產(chǎn)占比中位數(shù)大小將樣本企業(yè)分為資本密集型和勞動密集型。其中，固定資產(chǎn)占比高于中位數(shù)的為資本密集型企業(yè)，反之為勞動密集型企業(yè)?；貧w結(jié)果見表4的列（3）和列（4）。資本密集型企業(yè)中，POLICY回歸系數(shù)為0.0134，但并不顯著，而勞動密集型企業(yè)中，POLICY回歸系數(shù)為0.0319，且在5%的水平上顯著。該結(jié)果支持了假設(shè)H4，表明與資本密集型企業(yè)相比，陸港通制度實施對勞動密集型企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升作用更為顯著。

（三）穩(wěn)健性檢驗

1.平行趨勢檢驗

使用雙重差分模型進行實證分析，基本的要求是政策沖擊前處理組與對照組間應(yīng)具有一致的變化趨勢，因而，進一步通過平行趨勢檢驗來說明前文雙重差分結(jié)果的合理性。首先構(gòu)建虛擬變量d，衡量樣本企業(yè)當年與加入陸港通制度試點名單年份之間的時間差。current表示進入滬深港通試點名單的年份，如果雙重差分檢驗結(jié)果是穩(wěn)健的，那么在current之前年份回歸系數(shù)d_t不應(yīng)顯著，而current及以后年份的回歸系數(shù)dt應(yīng)該顯著為正，即表明陸港通制度實施確實提高了企業(yè)的全要素生產(chǎn)率水平。

平行趨勢檢驗結(jié)果如表5所示，d1及其以前的回歸系數(shù)均在0.005—0.02之間波動，都不顯著，而d2、d3、d4、d5的回歸系數(shù)則分別在10%、5%、5%、5%的水平上顯著為正。結(jié)合圖1也可以看出，實施陸港通制度之后，樣本企業(yè)的全要素生產(chǎn)率顯著提升。同時，這一結(jié)果也表明滬深港通政策的實施對于企業(yè)全要素生產(chǎn)率提升的促進作用存在一定時間的滯后，其效果將逐漸得以顯現(xiàn)。

圖1 平行趨勢檢驗

表5 平行趨勢檢驗

2.變量替換

為了進一步檢驗結(jié)果的穩(wěn)健性，本文改變了被解釋變量的衡量方式。參考于新亮等（2019）的研究，在LP半?yún)⒎ㄖ惺褂闷髽I(yè)增加值代替主營業(yè)務(wù)收入來衡量產(chǎn)出，其中企業(yè)增加值為職工薪酬、固定資產(chǎn)折舊、營業(yè)利潤與稅費之和。然后利用模型（1）計算企業(yè)的全要素生產(chǎn)率，記為TFP1。TFP1關(guān)于POLICY的回歸結(jié)果如表7列（1）所示，POLICY的回歸系數(shù)為0.0318，在1%的水平上顯著為正，表明在改變了被解釋變量的衡量方式后，陸港通制度實施對于企業(yè)全要素生產(chǎn)率仍具有顯著的提升作用，結(jié)果支持了研究結(jié)論。

續(xù)表5

3.選擇偏差的處理

證監(jiān)會關(guān)于陸港通標的股票的選取制度表明，陸港通試點企業(yè)的選擇并不是隨機的，這可能導(dǎo)致選擇偏差問題。所以，本文進一步運用傾向得分匹配法為陸股通標的樣本尋找相匹配的對照組來解決由選擇偏差導(dǎo)致的內(nèi)生性問題。在匹配過程中以文中的控制變量作為匹配變量，并采用卡尺范圍為0.01的一對一最近鄰有放回配對方式進行匹配。如表6所示，匹配后處理組和對照組的變量均值均無顯著差異，表明傾向得分匹配法具有較好的配對效果，可以有效控制選擇偏差問題。

表6 平衡性檢驗

對PSM后的樣本組合再次進行回歸分析，結(jié)果如表7列（2）所示。POLICY的回歸系數(shù)為0.0257，在1%的水平上顯著為正，支持前文結(jié)論，說明本文的結(jié)論具有穩(wěn)健性。

表7 其他穩(wěn)健性檢驗

五、結(jié)論與建議

本文以2012—2019年滬深A(yù)股上市企業(yè)為研究對象，基于陸港通制度的實施這一準自然實驗，構(gòu)建多時點雙重差分模型研究了資本市場對外開放對我國企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響。研究發(fā)現(xiàn)：資本市場對外開放顯著提高了企業(yè)的全要素生產(chǎn)率水平，且企業(yè)股價信息含量的增加是資本市場對外開放提升企業(yè)全要素生產(chǎn)率的重要路徑。進一步研究發(fā)現(xiàn)，資本市場對外開放對全要素生產(chǎn)率的提升作用在非高新技術(shù)企業(yè)、勞動密集型企業(yè)中更為顯著。本文的研究探討了金融開放政策影響實體經(jīng)濟運行的內(nèi)在機制，關(guān)注了股價信息的反饋作用，研究結(jié)論為進一步推進資本市場高水平對外開放提供了政策支持，也為企業(yè)提升全要素生產(chǎn)率提供了借鑒。

基于以上結(jié)論，提出如下建議：第一，應(yīng)在風險防范的基礎(chǔ)上持續(xù)加大資本市場的開放力度，優(yōu)化陸港通機制，通過促進境內(nèi)外資金流動、投資者結(jié)構(gòu)優(yōu)化等，提高資本市場估值的準確性，強化金融服務(wù)實體經(jīng)濟的能力，更好地發(fā)揮資本市場對外開放對經(jīng)濟發(fā)展的促進作用，推動中國經(jīng)濟的高質(zhì)量發(fā)展。第二，證監(jiān)會、審計機構(gòu)等證券監(jiān)管部門與中介機構(gòu)應(yīng)發(fā)揮好監(jiān)督作用，引導(dǎo)企業(yè)加強信息披露。企業(yè)自身也應(yīng)加強對管理層的約束，培養(yǎng)其信息獲取及應(yīng)用能力，使其能夠及時從股價變動中獲取更多有價值的市場信息，并應(yīng)用于企業(yè)的決策中。第三，對于高新技術(shù)企業(yè)而言，由于國際環(huán)境的不確定性以及企業(yè)自身的高風險性，陸港通制度實施對其全要素生產(chǎn)率的提升作用并不明顯。為更好地解決這一問題，政府一方面應(yīng)積極參與國際知識產(chǎn)權(quán)標準的制定，推進國際化行業(yè)聯(lián)盟建立，為高新技術(shù)企業(yè)在海外創(chuàng)新環(huán)境中形成較穩(wěn)定的合作關(guān)系打下基礎(chǔ)，盡可能地減少惡性國際競爭；另一方面也可以利用國際政治優(yōu)勢，為國內(nèi)企業(yè)研發(fā)國際化發(fā)展提供全方位的信息支持，減少企業(yè)的研發(fā)投資風險。第四，我國的勞動密集型企業(yè)多數(shù)為中小企業(yè)，陸港通制度對其全要素生產(chǎn)率有顯著提升作用，因此中小企業(yè)應(yīng)把握機遇，積極響應(yīng)資本市場對外開放政策，利用好政策紅利，促進企業(yè)快速發(fā)展。而資本密集型企業(yè)則應(yīng)合理控制企業(yè)內(nèi)部的固定資產(chǎn)比例，避免由于固定資產(chǎn)比例過高所帶來的技術(shù)研發(fā)受限問題，以更好地從資本市場的進一步深化開放中受益。[1]畢鵬.陸港通交易機制緩解了資產(chǎn)誤定價嗎？[J].金融與經(jīng)濟，2021，（10）：4～11.