資本市場開放對企業(yè)創(chuàng)新的激勵效應
——基于“滬港通”的實證研究

高悅

（青島大學，青島 266000）

隨著改革開放進程不斷深入，我國經(jīng)濟已由高速發(fā)展階段轉(zhuǎn)向高質(zhì)量增長階段。加強對外開放一直是培育開放型經(jīng)濟新優(yōu)勢、提高開放型經(jīng)濟水平的重要舉措。黨的十八大以來，我國經(jīng)濟發(fā)展進入新時代，特別是資本市場發(fā)展已經(jīng)進入對外開放的新階段，這對資本市場高質(zhì)量發(fā)展提出了新的更高要求。2014 年11 月17 日，我國正式啟動“滬港通”，這是我國資本市場開放的重要舉措，為我國參與國際金融市場創(chuàng)造了有利條件。

企業(yè)創(chuàng)新是推動企業(yè)轉(zhuǎn)型升級、提高企業(yè)核心競爭力的重要動力。黨的十九屆五中全會指出，要堅持創(chuàng)新在我國現(xiàn)代化建設全局中的核心地位，提升企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能力。此后的“十四五”規(guī)劃進一步對創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略提出新的明確要求，鼓勵企業(yè)加大研發(fā)投入，強化企業(yè)創(chuàng)新主體地位。現(xiàn)階段，我國企業(yè)專利申請量躍居全球第二，但是在質(zhì)量上與一些發(fā)達國家還存在明顯差距[1]，在此背景下，如何提升企業(yè)的創(chuàng)新水平，是學術(shù)理論界和政府部門應當重點關(guān)注的問題。

1 文獻回顧及研究假設

根據(jù)機構(gòu)投資者投資期限等不同，通常將持股期限較長、以價值投資為導向的機構(gòu)投資者稱為長期機構(gòu)投資者，而將持股期限較短、以股票交易為目的的機構(gòu)投資者稱為短期機構(gòu)投資者[2-3]。在境外成熟的資本市場中，機構(gòu)投資者占比相對較高，其中又以踐行長期價值投資理念的投資者居多[4]，“滬港通”引入了大量境外成熟的機構(gòu)投資者，而境外機構(gòu)投資者不僅通常大多為倡導價值投資理念的長期價值投資者，而且在投資經(jīng)驗、專業(yè)知識、信息收集以及抗風險能力等方面相對于我國市場中的投資者更具優(yōu)勢[5-6]。此外，豐若旸、溫軍[7]的研究發(fā)現(xiàn)，“滬港通”交易政策會促進我國資本市場穩(wěn)步增加長期業(yè)績導向的機構(gòu)投資者?？梢?，“滬港通”交易政策的實施有利于增加我國資本市場中的長期投資者。

已有研究指出，機構(gòu)投資者是積極參與公司治理以提高企業(yè)長期價值，抑或是利用信息優(yōu)勢進行短期股票交易以獲取投資收益，這取決于機構(gòu)投資者類型[8]。長期機構(gòu)投資者期望通過公司分紅以及提升企業(yè)長期業(yè)績以獲得收益，他們往往對企業(yè)的長期價值更感興趣。因此，更有動機積極參與公司治理，對企業(yè)的經(jīng)營管理進行監(jiān)管，以提升企業(yè)的長期價值[9]。而短期機構(gòu)投資者作為機會主義者，往往更關(guān)注企業(yè)短期股價波動而非企業(yè)內(nèi)部價值增長，期望通過短期內(nèi)的股價變動以獲得投機收益，因而，對企業(yè)管理層從事風險較高且投資周期較長的創(chuàng)新活動會產(chǎn)生抑制作用。特別地，企業(yè)創(chuàng)新活動是企業(yè)取得行業(yè)競爭優(yōu)勢以及提升企業(yè)長期價值的重要一環(huán)[10]。因而，相較于短期機構(gòu)投資者，長期機構(gòu)投資者更有利于企業(yè)創(chuàng)新水平的提升，進而促進企業(yè)長期價值的增長。Luong 等[11]的研究也指出，境外長期機構(gòu)投資者往往通過監(jiān)督渠道、保險渠道以及知識溢出渠道對本國企業(yè)創(chuàng)新水平產(chǎn)生正向影響。由此提出：

假說1：“滬港通”將通過優(yōu)化機構(gòu)投資者結(jié)構(gòu)而對企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)生激勵效應。

前文詳細闡述了“滬港通”通過增加長期機構(gòu)投資者而對企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)生激勵效應，接下來，很自然地關(guān)注一個問題：“滬港通”交易政策引入的長期機構(gòu)投資者通過持有股票而給企業(yè)帶來的股權(quán)融資是否會影響企業(yè)創(chuàng)新？

相較于債務融資而言，認為股權(quán)融資更有利于提升企業(yè)創(chuàng)新水平。首先，企業(yè)創(chuàng)新研發(fā)活動周期較長、風險較高，以及存在較大的不確定性[12-14]，此外，企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新活動是一個不斷累計的過程，因而企業(yè)需要在整個研發(fā)期間確保資金的長期持續(xù)性投入[15]。相較于債務融資而言，股權(quán)融資具有財務風險小和不需要抵押品等特點，因此，當企業(yè)需要額外的研發(fā)資金時，股權(quán)融資更易滿足企業(yè)持續(xù)性的研發(fā)資金需求，而不會增加企業(yè)陷入財務困境的可能性，保證了企業(yè)研發(fā)投入的連續(xù)性，因而有利于企業(yè)增加創(chuàng)新產(chǎn)出。

其次，根據(jù)監(jiān)督理論及現(xiàn)實中的直覺，債權(quán)人通常對企業(yè)進行更為嚴格的事前篩選和事后監(jiān)督以防范和控制所面臨的風險[16]。換言之，考慮到管理層可能存在的機會主義行為，債權(quán)人會在信貸發(fā)生之前通過設置嚴格的限制性條款或者直接干預信貸資金的使用，以避免企業(yè)將信貸資金用于高風險項目[17]。因此，債務融資在很大程度上無法滿足創(chuàng)新對資金資本的需求，甚至阻止企業(yè)投資收益與風險均較高的創(chuàng)新活動[18]。此外，Czarnitzki、Kraft[19]發(fā)現(xiàn)，較多的債務在很大程度上使企業(yè)管理層的創(chuàng)新動機降低，進而減少了企業(yè)創(chuàng)新活動的研發(fā)投入。所以，相對于債務融資，股權(quán)融資對企業(yè)創(chuàng)新可能更具有顯著的積極影響[20-22]。由此提出：

假說2：“滬港通”將通過提高股權(quán)融資占比而對企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)生激勵效應。

2 研究設計

2.1 實證模型構(gòu)建與變量說明

設計如下雙重差分模型（1），以檢驗資本市場開放與企業(yè)創(chuàng)新之間的關(guān)系。

式（1）中，i、j 和t 分別表示企業(yè)、行業(yè)和年份。Inno表示企業(yè)創(chuàng)新，Post是政策實施年份虛擬變量，HSC是“滬港通”標的企業(yè)虛擬變量，X是一組控制變量向量。此外，μi為個體固定效應，ηj為行業(yè)固定效應，λt為年份固定效應，εijt為隨機誤差項。需要指出的是，在企業(yè)層面對標準誤進行聚類，以控制自相關(guān)可能產(chǎn)生的影響。

對于企業(yè)創(chuàng)新的刻畫，借鑒劉子旭[23]的研究，采用企業(yè)當期專利申請量（Inno）進行衡量，指標越大，表明企業(yè)的創(chuàng)新水平越高。此外，結(jié)合已有的研究，還控制了一系列可能影響企業(yè)創(chuàng)新的變量。

模型中涉及到的主要變量及相應的度量方式如表1 所示。

表1 指標選取及度量方式Table 1 Indicator selections and measurement methods

2.2 數(shù)據(jù)來源

在樣本選擇上，將首批被調(diào)入“滬港通”的上市公司作為實驗組[10]。關(guān)于對照組樣本的選取，將未調(diào)入“滬港通”首批試點范圍的上市公司作為對照組，特別地，為了保證該準自然實驗環(huán)境“干凈”，又剔除了對照組樣本中被調(diào)入深港通試點范圍的881 家樣本公司。

研究樣本為2010-2020 年滬深上市公司數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)主要來源于CSMAR 數(shù)據(jù)庫和CNRDS 數(shù)據(jù)庫。與現(xiàn)有文獻保持一致，對金融類上市公司、ST 和*ST上市公司以及主要數(shù)據(jù)存在缺失的公司樣本予以剔除。此外，還對所有連續(xù)變量在1%和99%分位數(shù)上進行了縮尾處理，最終得到980 家企業(yè)的10 645 個觀測值。

3 實證結(jié)果與分析

3.1 描述性統(tǒng)計分析

表2 展示了各變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果，其中，企業(yè)創(chuàng)新變量（Inno）的均值為2.307，由自然對數(shù)取次冪換算后可得樣本企業(yè)專利申請量平均為10.044個，并且波動率（標準差）為1.825，說明異質(zhì)性企業(yè)之間的創(chuàng)新水平存在較大的差異?！皽弁ā睒说钠髽I(yè)（HSC）的均值為0.323，表明樣本內(nèi)約有32.3%的上市公司屬于“滬港通”標的企業(yè)。此外，其余變量描述性統(tǒng)計結(jié)果與已有研究基本一致，表明具有一定的合理性，不再詳述。

3.2 基準回歸結(jié)果分析

為了考察資本市場開放對企業(yè)創(chuàng)新的激勵效應，首先對式（1）所示的基準模型進行回歸，表3 列示了相應的實證檢驗結(jié)果。其中，第（1）列表示控制了行業(yè)和時間固定效應后“滬港通”交易政策對企業(yè)創(chuàng)新的平均影響，回歸結(jié)果顯示Post×HSC的影響系數(shù)為1.462，并且在1%的水平上顯著，說明“滬港通”交易政策的實施顯著提升了企業(yè)創(chuàng)新水平。第（2）列在第（1）列的基礎上進一步控制了其他變量的影響，系數(shù)符號和顯著性均保持不變。第（3）列和第（4）列更細致地考慮了不隨時間變化的個體特征，無論是否加入控制變量，Post×HSC的估計系數(shù)均有所下降，但仍然在1%的統(tǒng)計水平上顯著為正，說明“滬港通”交易政策有助于提高企業(yè)創(chuàng)新水平。

表3 基準回歸結(jié)果Table 3 Baseline regression results

3.3 穩(wěn)健性檢驗

為了進一步檢驗上述結(jié)論的穩(wěn)健性，文章又通過多種檢驗方法進行輔助驗證。

3.3.1 平行趨勢檢驗和動態(tài)效應

實驗組和對照組在政策沖擊之前滿足共同趨勢是DID 模型成立的關(guān)鍵前提。為此，將樣本期內(nèi)各年份虛擬變量與HSC 進行交乘，再將企業(yè)創(chuàng)新變量對上述交互項回歸，此外，模型還包含模型（1）中的控制變量和固定效應。圖1 展示了各交互項系數(shù)的估計結(jié)果，可以發(fā)現(xiàn)，2015 年前交互項系數(shù)估計值的置信區(qū)間均包含零值，表明系數(shù)估計值不顯著異于零，滿足平行趨勢假設。此外，也考察了“滬港通”交易政策對企業(yè)創(chuàng)新影響的動態(tài)效應，交互項估計系數(shù)從2017 年開始顯著，這表明該政策對企業(yè)創(chuàng)新的激勵效應具有滯后性，而存在滯后性的原因可能是：由于企業(yè)創(chuàng)新活動往往具有周期長、不確定性大等的特點，所以最終反映在政策效果上具有一定的滯后性。

圖1 平行趨勢檢驗及動態(tài)效應Fig.1 Parallel trend test and dynamic effects

3.3.2 安慰劑檢驗

為了檢驗實驗研究結(jié)果并非由其他不可觀測因素所致，進行了隨機化“滬港通”標的企業(yè)，并在此基礎上進行500 次“虛假”回歸的安慰劑檢驗。檢驗結(jié)果如圖2 所示，可以發(fā)現(xiàn)這種“虛假”回歸得出的系數(shù)估計值集中于0 值兩側(cè)，并且絕大多數(shù)系數(shù)估計值的P 值均大于0.1。除此之外，Post×HSC的真實系數(shù)估計值是明顯的異常值，遠大于安慰劑檢驗估計出來的系數(shù)值，表明“滬港通”對企業(yè)創(chuàng)新的影響，不太可能由其他不可觀測的因素推動。

圖2 安慰劑檢驗Fig.2 Placebo test

3.3.3 傾向得分匹配檢驗

由于“滬港通”標的企業(yè)與非標的企業(yè)在企業(yè)規(guī)模、上市年限、資產(chǎn)收益率以及股票收益率等方面存在差異，使用全樣本進行分析無法消除系統(tǒng)性差異，進而可能導致選擇性偏差和內(nèi)生性問題[6]，最終在一定程度上影響實驗結(jié)果。因此，采取傾向得分匹配（PSM）以解決上述問題。具體而言，通過PSM 為“滬港通”標的企業(yè)尋找配對企業(yè)，并將其作為對照組，然后將匹配成功的實驗組和對照組作為新樣本，重新進行雙重差分估計。具體回歸結(jié)果見表4 第（1）列，交互項Post×HSC的系數(shù)估計值仍然顯著為正，進一步地，通過與表3 第（4）列比較可以看出，該系數(shù)估計值的大小和顯著性基本保持一致，支持前文基準回歸結(jié)果。

此外，借鑒陳紅等[24]的研究，分別采用企業(yè)發(fā)明專利（Invention）、實用新型專利（Utility）以及外觀設計專利（Design）的當期申請量來衡量企業(yè)創(chuàng)新水平。回歸結(jié)果列示于表4 第（2）-（4）列，其交互項的估計系數(shù)均在統(tǒng)計水平上顯著為正。至此，通過上述一系列的穩(wěn)健性檢驗，充分保證了研究結(jié)論的可靠性。

3.4 異質(zhì)性分析

為了進一步考察該外生政策沖擊對企業(yè)創(chuàng)新是否存在差異性影響，采用分樣本回歸的方法，具體考察上述影響在不同企業(yè)特征、不同行業(yè)競爭度以及不同地區(qū)影響的異質(zhì)性特征。

3.4.1 公司治理

許多學者的研究表明，完善的公司治理有助于弱化管理層與投資者之間的代理問題，進而有利于提升企業(yè)創(chuàng)新水平[25-27]。那么，資本市場開放對企業(yè)創(chuàng)新的激勵效應是否會受到企業(yè)公司治理的異質(zhì)性影響？

借鑒鐘覃琳、陸正飛[28]的研究，采用企業(yè)控制權(quán)和現(xiàn)金流量權(quán)的分離程度（兩權(quán)分離度）作為公司治理的代理變量，具體而言，當一個企業(yè)兩權(quán)分離度越高，表明公司治理越弱。表5 第（1）-（2）列顯示了該異質(zhì)性檢驗的回歸結(jié)果。Post×HSC的估計系數(shù)僅在公司治理效率較低的樣本組中顯著為正。結(jié)果表明“滬港通”可以有效提升公司治理較弱企業(yè)的創(chuàng)新，而對公司治理較強企業(yè)的創(chuàng)新影響較小。

表5 異質(zhì)性分析Table 5 Heterogeneity analysis

3.4.2 行業(yè)競爭度

一般而言，企業(yè)所處的行業(yè)競爭環(huán)境也是影響其創(chuàng)新行為的重要因素[29-30]。企業(yè)所處行業(yè)的競爭程度較高，為獲得競爭優(yōu)勢避免被掠奪市場占有率，他們更有動機從事研發(fā)創(chuàng)新活動。因此，相較于競爭程度較低的行業(yè)，資本市場開放對企業(yè)創(chuàng)新的促進作用可能在行業(yè)競爭更激烈的企業(yè)中更為明顯。

采用赫芬達爾指數(shù)（HHI）來反映行業(yè)競爭程度，指數(shù)值越大，表明行業(yè)競爭程度越弱。進一步地，使用上述指標的中位數(shù)來區(qū)分行業(yè)競爭程度的高低。表5 第（3）-（4）列報告了“滬港通”交易政策與企業(yè)創(chuàng)新之間的關(guān)系在不同競爭程度行業(yè)的異質(zhì)性影響。結(jié)果顯示，Post×HSC的系數(shù)估計值在行業(yè)競爭程度較低和較高的子樣本中均顯著為正，但前者的系數(shù)估計值較小。由此可見，在競爭程度較高的行業(yè)中，“滬港通”交易政策更有可能對企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)生促進作用。

3.4.3 非正式信貸市場發(fā)展程度

中國金融市場發(fā)展的現(xiàn)實表明，體制外企業(yè)通常面臨融資歧視，資金需求難以通過正規(guī)渠道滿足，這嚴重制約了其生產(chǎn)經(jīng)營和發(fā)展[31]。非正式信貸市場作為一種替代性融資方式，在一定程度上能夠為企業(yè)提供資金支持，以滿足生產(chǎn)經(jīng)營以及創(chuàng)新活動的需要。因此認為，“滬港通”對企業(yè)創(chuàng)新的促進作用可能在非正式信貸市場發(fā)展程度較低的地區(qū)更為明顯。

為了檢驗上述邏輯，采用委托貸款、未貼現(xiàn)票據(jù)和信托貸款占地區(qū)社會融資規(guī)模的比重來構(gòu)建非正式信貸市場發(fā)展程度指標。特別地，該指標的值越大，表明企業(yè)所在地區(qū)非正式信貸市場發(fā)展程度越高?；貧w結(jié)果匯報于表5 第（5）-（6）列，不難發(fā)現(xiàn)，Post×HSC的系數(shù)估計值在第（5）列中顯著為正，而在第（6）列中不顯著，表明“滬港通”對企業(yè)創(chuàng)新的積極影響在非正式信貸市場欠發(fā)達的地區(qū)更為顯著。

3.5 傳導機制分析

前文結(jié)果表明“滬港通”交易政策對企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)生了激勵效應，那么，該政策影響企業(yè)創(chuàng)新的傳導機制是什么？

3.5.1 機構(gòu)投資者結(jié)構(gòu)渠道

為了檢驗這一傳導機制的成立，借鑒牛建波等[8]和楊棉之等[3]的研究，將機構(gòu)投資者劃分為長期機構(gòu)投資者和短期機構(gòu)投資者，具體而言，分別從時間和行業(yè)兩個維度進行考察，計算公式如下：

首先，從時間維度考察機構(gòu)投資者持股穩(wěn)定性，式（2）中INVHi，t表示i 公司在t 年的機構(gòu)投資者持股比例；STD（INVHi，t-3，INVHi，t-2，INVHi，t-1）表示i 公司前3 年機構(gòu)投資者持股比例的標準差；SDi，t表示兩者的比值。其次，從行業(yè)維度考察機構(gòu)投資者持股穩(wěn)定性，式（3）中MEDIANi，t（SDi，t）表示t 年SDi，t的行業(yè)中位數(shù)；虛擬變量INVWi，t表示機構(gòu)投資者異質(zhì)性，當SDi，t≥MEDIANi，t（SDi，t）時，取值為1，表示i 公司在t 年的機構(gòu)投資者為長期機構(gòu)投資者，否則取值為0，表示i 公司在t 年的機構(gòu)投資者為短期機構(gòu)投資者。接下來，將INVWi，t以及與Post×HSC相乘的交互項加入到模型（1）中。

表6 第（1）列顯示了該機制檢驗相應的回歸結(jié)果，Post×HSC×INVW的系數(shù)估計值顯著為正，結(jié)果表明“滬港通”的實施能夠優(yōu)化機構(gòu)投資者結(jié)構(gòu)，提高長期機構(gòu)投資者占比，從而對企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)生積極影響，驗證了前文提出的機構(gòu)投資者結(jié)構(gòu)渠道。研究假說1 得到驗證。

表6 機制分析Table 6 Mechanism analysis

3.5.2 股權(quán)融資渠道

為了檢驗股權(quán)融資渠道是否成立，采用股權(quán)融資與融資總額之比作為衡量股權(quán)融資占比的指標（EF），并將其以及與Post×HSC相乘的交互項加入到模型（1）中。顯然，EF 指標越大，表明股權(quán)融資占比越高。表6 第（2）列報告了相應的回歸結(jié)果，結(jié)果顯示相應系數(shù)估計值在統(tǒng)計水平上顯著為正，因此，“滬港通”交易政策通過股權(quán)融資渠道提升企業(yè)創(chuàng)新水平得到有效驗證。研究假說2 得到驗證。

4 結(jié)論與啟示

以2014 年11 月17 日“滬港通”作為外生政策沖擊進行準自然實驗，利用DID 模型實證檢驗了資本市場開放對企業(yè)創(chuàng)新的激勵效應。發(fā)現(xiàn)：資本市場開放對企業(yè)創(chuàng)新具有顯著的激勵效應。進一步的實證結(jié)果表明，企業(yè)創(chuàng)新的提升主要是通過優(yōu)化機構(gòu)投資者結(jié)構(gòu)和提高股權(quán)融資占比途徑。

結(jié)合理論分析和研究結(jié)論，提出如下政策啟示：第一，持續(xù)加大資本市場對外開放力度，使越來越多的境外優(yōu)質(zhì)投資者和金融機構(gòu)積極入場中國，推動我國資本市場實現(xiàn)結(jié)構(gòu)性改善，發(fā)揮資本市場在推動構(gòu)建高水平開放型經(jīng)濟新體制和促進雙循環(huán)方面的積極作用；第二，進一步強化企業(yè)創(chuàng)新主體地位，鼓勵企業(yè)加大創(chuàng)新研發(fā)投入，同時，企業(yè)也應該充分利用“滬港通”帶來的政策紅利，加強公司治理機制、強化信息披露、完善投融資決策，爭取吸引更多境外資金，為增加創(chuàng)新產(chǎn)出提供資金支持；第三，積極發(fā)揮政府主導作用，加強外部監(jiān)管，倒逼企業(yè)落實創(chuàng)新主體責任。同時，政府要積極建立完備的創(chuàng)新法制體系和成果保護機制，以及提供利好的創(chuàng)新政策導向，進一步提高微觀企業(yè)的創(chuàng)新積極性；第四，政府要在引入境外優(yōu)質(zhì)投資者的同時，加強對境外投資者的保護，促使更多具有強大的信息搜集、處理能力的投資者進入我國資本市場，同時也要對其進行引導，形成投資者教育保護的長效機制。