資本市場對外開放與企業股權融資
——來自“滬港通”的經驗證據

譚小芬 邵 涵

一、引言

開放是國家繁榮發展的必由之路。黨的十九大報告提出要“推動形成全面開放新格局”，2018年中共中央政治局第三次集體學習時強調，“要建設多元平衡、安全高效的全面開放體系，發展更高層次開放型經濟”。資本市場是我國對外開放的重要窗口，近年來，我國資本市場對外開放步伐加快，針對股市、債市、期市等多項政策相繼實施，開放的廣度、深度、便利度不斷提升，國際化進程成效顯著。2014年4 月10日，香港證監會和中國證監會聯合發布公告，批準上交所和港交所開展滬港股票市場的交易互聯互通機制試點(下簡稱“滬港通”)，允許兩地投資者通過各自所在的交易所買賣港股和A股。“滬港通”交易制度實施之前，境外投資者只能通過合格境外機構投資者(簡稱QFII)等渠道投資A 股，A 股處于相對封閉的狀態。“滬港通”交易制度實施之后，香港投資者可以購買“滬股通”標的股票，投資限制也大幅度降低。2014年11月17日，“滬港通”正式開啟，這是我國加強資本市場對外開放、引入境外成熟的投資理念，從而逐步改善投資者結構、提高資本市場運行效率而進行的重要嘗試(1)來源：《證監會答復關于滬港通的相關問題》，http：//kuaixun.stcn.com/2014/1118/11856329.shtml。，將使我國資本市場與世界聯系更加緊密，進而從多方面給我國資本市場和宏觀經濟運行帶來深遠影響。作為我國資本市場對外開放的重要窗口，“滬港通”對引入境外資本發揮了重要作用。2015年，“滬股通”的總成交金額達到1.4萬億港元，投資者持股市值達1 200億元。2019年，“滬股通”的總成交金額約為5萬億港元。

外源融資是企業融資的重要方式之一，企業通過在金融市場融資獲得資金，從而進行投資活動，這是資本市場服務實體經濟并促進實體經濟發展的主要機制之一。與發達經濟體不同的是，我國的證券市場植根于中國轉型經濟，金融體系尚未完全成熟，存在著金融市場不發達、金融發展程度較低、權益資金配給不足的問題。在這一轉型的制度環境下，資本市場對外開放后，中國企業是否能夠通過融資及時吸收境外資金從而充分發揮資本市場開放帶來的積極作用，仍有待進一步的探索和研究。與以往其他國家或地區的資本市場開放方式不同，“滬港通”交易制度分批挑選數量有限的股票作為試點進行開放。利用分批開放的方式，本文可以區分出資本市場開放的標的企業與非標的企業，探究資本市場開放對企業融資的影響。

借助“滬港通”這一自然實驗，本文利用2012—2016年“滬港通”標的股票企業及其配對企業數據，試圖回答以下問題：資本市場開放是否會影響企業股權融資？不同企業受到的影響大小取決于什么因素？資本市場開放影響企業股權融資的機制是什么？研究發現：第一，實施“滬港通”會通過降低企業股權融資成本，促進企業股權融資。相較于民營企業，國有企業的融資約束更小，其股權融資對融資成本的敏感度更大，因此，“滬港通”對國有企業的股權融資影響更大。第二，企業的外部融資依賴程度會影響企業對股權融資的需求，“滬港通”的實施對標的企業股權融資的影響大小與企業的外部融資依賴程度顯著正相關。第三，本文區分了資本賬戶開放的直接效應與間接效應，發現直接效應占據主導地位，即“滬港通”的實施主要是通過拓寬融資渠道，降低標的企業融資約束，最終促進標的企業股權融資。因此，“滬港通”對企業股權融資的影響主要體現在融資約束較小的標的企業，而對融資約束較大的標的企業影響不顯著。

本文的邊際貢獻有以下三點：其一，現有文獻對于“滬港通”的研究大多是從金融市場、企業投資等角度出發，而對于“滬港通”對企業股權融資產生的影響，雖然有少數研究涉及，但是并沒有系統、深入的研究。本文探究“滬港通”實施前后企業股權融資的變化，并聯系具有中國特色的所有制分類，發現國有企業股權融資受資本市場對外開放影響更大。進一步地，本文還區分了資本賬戶開放的直接效應與間接效應，探究“滬港通”影響企業融資的機制，發現直接效應占據主導地位。其二，豐富和拓展了企業股權融資相關文獻。在Gilchrist和Himmelberg(1998)[1]構建的企業投融資決策理論模型基礎上，本文納入了國有企業與民營企業的股權融資成本差異，并考慮企業所處行業的外部融資依賴程度的影響，從理論上證明資本賬戶開放對國有企業影響更大，且影響大小與企業外部融資依賴程度有關。其三，著眼于宏觀政策下的微觀主體，探究不同微觀企業在“滬港通”實施后的融資行為，為“滬港通”的實施提供了微觀層面的實證證據，為中國今后進一步深化資本市場的改革和擴大開放提供了經驗支持。

本文余下部分結構安排如下：第二部分是文獻綜述、理論模型與假說；第三部分是模型設計與變量選取；第四部分是實證結果及分析；第五部分是穩健性檢驗；第六部分是結論。

二、文獻綜述、理論模型與假說

(一)已有文獻

對于資本市場對外開放的影響，相關研究始于宏觀層面。Kose等(2009)[2]總結資本賬戶開放與經濟增長的相關文獻，發現整體上資本賬戶開放對增長的影響結論并未達成一致。他們認為，這可能是由于宏觀層面的研究著眼于總量的變化，忽略了企業層面的異質性。隨著企業數據可得性的提高，相關研究得以在企業層面進行。企業層面已有文獻表明，資本市場對外開放能夠降低股價波動(Henry，2000[3])，增加股價信息含量(Rejeb和Boughrara，2013[4])，提高國內股票市場價值(Bekaert和Harvey，2000[5])。部分研究還考察了對企業行為的影響，Calomiris等(2018)[6]提出權益資本流入會促進企業股權融資，增大股票發行數量，股票發行的概率也會增長。類似地，Stulz等(2013)[7]證實，當股票市場流動性增加時，股票發行量也會增加。Bekaert等(2005)[8]及Henry(2000)[3]的研究均發現，資本市場開放能夠降低資金成本從而影響企業投資。

關于“滬港通”，也有類似發現。雖然“滬港通”開通后，滬市與港股之間的互聯互通性沒有顯著增加(方艷等，2016[9]；閆紅蕾和趙勝民，2016[10])，但是，“滬港通”的實施提高了兩個市場間的雙向波動溢出程度(徐曉光等，2017[11])，降低了股價異質性波動(劉海飛等，2018[12]；鐘凱等，2018[13])，增加了標的股信息含量(鐘覃琳和陸正飛，2018[14])，減小了AH 股溢價(譚小芬等，2017[15])，促進整個滬市呈現出明顯的價值回歸態勢(潘慧峰等，2018[16])。企業行為方面，“滬港通”交易制度會增強股價對企業投資的引導作用(連立帥等，2019[17]；連立帥等，2019[18])，促進企業提高現金股利水平(陳運森等，2019[19])。

資本市場對外開放對企業融資及融資約束的影響也是一個重要內容和方向(Forbes，2007[20]；Harrison等，2004[21])，但較少有文獻系統研究“滬港通”的實施對我國企業融資的影響。金融開放與股權融資的關系與金融市場的發展程度相關。在發展程度更高的金融市場中，企業可以更快地發行股票，因此金融開放對股權融資的影響更大(Rogier和Stulz，2019[22])。而當資本市場存在著較大缺陷，如存在代理問題、信息不對稱和投資者保護時，資本市場對外開放的影響就可能較小(Stulz，2005[23])。我國的證券市場植根于中國轉型經濟，金融體系尚未完全成熟，存在著金融市場不發達、金融發展程度較低、權益資金配給不足的問題。在這一轉型的制度環境下，對于突增的流動性，中國企業是否能夠及時進行股權融資，還有待探究。

連立帥等(2019，2019)[17][18]在研究“滬港通”如何通過影響股價信息含量最終影響企業投資時，也探究了這一機制中企業融資的變化。但是，對于資本市場開放對企業股權融資的影響來說，他們只探究了股價信息含量這一種渠道。資本市場對外開放后，中國企業是否能夠通過股權融資及時吸收境外資本從而充分發揮資本市場開放帶來的積極作用，這一影響主要針對哪類企業，通過何種機制，仍有待進一步的探索和研究。

(二)理論模型

1.基本模型。

新興市場國家資本市場對外開放能夠降低企業融資成本，相關研究已經達成共識。由于新興市場國家收益率較高，在資本市場對外開放后，國際資本會大量流入新興市場國家。而流動性的增加會導致國內無風險收益率降低，從而使企業的融資成本下降(Chari和Henry，2004[24]；Henry，2007[25])。另一方面，引入香港投資者能夠提升投資者整體的風險承擔能力，增大投資者對股票的需求，從而降低融資成本(龐家任等，2020[26])。同時，資本市場對外開放也能通過增大股價信息含量、改善公司治理情況等渠道間接降低企業的融資成本(Bena等，2017[27]；Henry，2007[25]；Rejeb和Boughrara，2013[4])。

Harrison等(2004)[21]認為企業融資成本的改變對企業投融資的影響可以通過Gilchrist和Himmelberg(1998)[1]構建的企業投資決策模型進行分析。模型假設，在資本市場中，由于信息不對稱的存在，企業的外部融資成本會高于內部融資成本。模型設定企業以企業價值最大化為目標進行跨期投資決策，最大化問題可以表示為：

(1)

其中，企業價值Vt是企業當期資本存量Kt、債權融資Bt與產出沖擊ξt的函數，rt表示無風險利率，It表示企業投資額，Dt表示企業股利。在該模型中，企業需滿足以下三個約束條件：

Dt=Π(Kt,ξt)-C(It,Kt)-It+Bt+1

-(1+rt)(1+η(Kt,Bt,ξt))Bt

(2)

Kt+1=(1-δ)Kt+It

(3)

Dt≥0

(4)

(5)

將式(2)分別對It、Kt、Bt、ξt、求導，并代入歐拉方程，得到等式(2)簡化后的一階條件：

(6)

式(6)表明，在做出跨期投資決策時，企業會調整股權融資與債權融資數量，使得股權融資的跨期邊際成本與債權融資的跨期邊際成本相等。將式(6)等式兩邊分別對下一期股權融資成本λt+1求導，整理后可以得到：

(7)

式(7)說明，當股權融資成本上升時，企業會增大債權融資。設企業所在行業的外部融資依賴程度為a，則企業股權融資額St+1可以表示為(2)Rajan和Zingales(1998)[28]將行業外部融資依賴度指標定義為企業融資需求中內源融資無法滿足、必須進行外部融資的占比。：

St+1=It+1×a-Bt+1

(8)

根據式(7)、式(8)，可以得到：

(9)

式(9)說明，當股權融資成本下降時，企業會增大股權融資。因此，資本市場開放可以通過緩解企業融資約束促進企業股權融資。

2.國有企業與民營企業。

(10)

其中，μ>1，代表產權性質差異導致的國有企業與民營企業間的融資約束差異。則民營企業股權融資對其融資約束求導可以得到：

(11)

即當股權融資成本下降時，民營企業股權融資增加幅度會小于國有企業。

3.外部融資依賴程度。

在Gilchrist和Himmelberg(1998)[1]的模型中，企業投資It+1為外生變量，不受融資約束的變動影響。而在現實中，It+1往往由企業內生決定，且與企業股權融資約束呈現出負相關(Harrison等，2004[21])。參考劉莉亞等(2015)[32]的理論模型，將企業投資It+1作為內生變量，且與企業股權融資約束負相關，重新將式(8)對λt+1求導，可以得到：

(12)

(三)文章假說

基于式(9)與式(11)，本文預期，“滬港通”實施后，香港投資者會積極購買標的股票，導致權益資本大量流入。對于標的股票而言，股權融資成本降低，最終促進企業股權融資。而相較于民營企業，國有企業融資約束更小，股權融資對融資成本的敏感度更大，因此，“滬港通”對國有企業股權融資影響更大。基于此，本文提出假說1：

假說1：“滬港通”的實施會促進“滬港通”標的股票企業股權融資，且該影響主要體現在國有企業。

式(12)說明，企業所在行業外部融資依賴程度越大，在股權融資成本降低時，企業股權融資越多。這一推論與已有文獻結論相符。劉莉亞等(2015)[32]構造的局部均衡理論模型說明，在企業投融資中，外部融資依賴程度是決定企業投融資決策的重要因素之一，且融資約束的變動對企業股權融資的影響大小與企業外部融資依賴程度正相關。相較于其他行業，外部融資依賴程度較高的行業由于自身技術或運營特征，對外部融資的需求更大。因此，外部融資依賴程度較高的企業對外部融資環境的變化更敏感。在宏觀沖擊導致企業外部融資環境、融資成本發生變化時，屬于較高外部融資依賴程度行業的企業的資本結構變化更大(Alter和Elekdag，2020[33]；Rajan和Zingales，1998[28]；譚小芬等，2019[34])。因此，理論上而言，在“滬港通”實施后，外部融資依賴程度高的企業融資意愿更強，更傾向于進行股權融資。基于此，本文提出假說2：

假說2：“滬港通”對國有企業股權融資的影響大小與其所在行業的外部融資依賴程度相關，外部融資依賴程度越大的標的國有企業在“滬港通”實施后股權融資越多。

資本市場對外開放影響企業融資的機制可以分為直接效應和間接效應。在這兩種機制中，資本賬戶開放會對不同特征的企業造成影響，從而使得資本賬戶開放對企業股權融資的影響存在異質性。

早期文獻受到傳統的新古典理論的影響，更多關注直接效應，強調資本賬戶開放可以拓寬國內融資渠道，降低融資約束，進而促進資本積累(Henry，2007[25])。從直接效應的角度來看，首先，實施“滬港通”可以從資金供給側增大我國資本市場流動性，從而降低股權融資成本。另一方面，引入香港投資者能夠提升投資者整體的風險承擔能力，增大投資者對股票的需求，因此，“滬港通”也會從股票需求側降低股權資本成本(龐家任等，2020[26])。這種宏觀沖擊導致的企業融資成本降低是一種整體性沖擊，對經濟中的所有公司來說都是相同的，而不是針對某一類企業(Chari和Henry，2004[24]；Henry，2007[25])。融資約束較小的企業，盈利能力、有形資產比例、營業現金流都顯著高于融資約束較大的企業，因此，在這種宏觀沖擊下，融資約束小的企業更有能力及時增發新股進行融資，獲取較低成本的資金(Calomiris等，2018[6]；Fazzari等，1988[35]；Korajczyk和Levy，2003[36])。

因此，如果“滬港通”主要通過直接效應影響標的企業股權融資，實施“滬港通”后，由于融資約束較小的企業更具備及時增發大量股票的能力，融資約束較小的企業更能及時獲取較低成本的資金。基于此，本文提出假說3a：

假說3a：資本市場開放的直接效應會導致“滬港通”對標的企業股權融資的影響在融資約束較小的企業中更顯著。

另外一些文獻更為注重間接效應。宏觀層面，資本賬戶開放可以通過促進金融發展、制度完善、宏觀穩定來改善資本配置，降低融資成本，從而促進企業股權融資(Bena等，2017[27]；Chinn和Ito，2006[37])。宏觀層面的間接效應通常屬于長期過程，往往需要較長時間才能顯現。并且，Klein和Olivei(2008)[38]發現，資本賬戶開放只對發達國家的金融深化產生促進作用，而對發展中國家沒有顯著影響。因此，本文不考慮宏觀層面的間接效應。

代理問題與信息不對稱是企業融資約束的兩個主要來源(Jensen和Meckling，1976[39]；連玉君和程建，2007[40]；Myers和Majluf，1984[41])。微觀層面，資本賬戶開放可以通過降低信息不對稱程度、改善公司治理等方面降低融資成本，從而促進企業股權融資。連立帥等(2019)[18]、鐘覃琳和陸正飛(2018)[14]已經證實了 “滬港通”微觀層面間接效應的存在。他們發現，“滬港通”會通過信息渠道與公司治理渠道改善企業的信息不對稱、代理問題，從而影響企業融資。一方面，發達資本市場的投資者往往在信息搜集、處理和分析等方面能力更強(Grinblatt和Keloharju，2000[42])，“滬港通”的實施會使得成熟的境外機構投資者入場并搜集更多的私有信息，增大股價中的信息含量，降低企業與投資者之間的信息不對稱的程度，促進企業融資(連立帥等，2019[17]；連立帥等,2019[18]；鐘覃琳和陸正飛，2018[14])。另一方面，境外成熟投資者入場搜集信息會倒逼企業優化公司治理機制，降低代理成本(鐘覃琳和陸正飛，2018[14])。

因此，可以推斷，如果“滬港通”主要通過間接效應影響標的企業股權融資成本，實施“滬港通”可以緩解原本有較大融資約束(代理成本較高、企業信息透明度較低)的企業的代理問題和信息不對稱問題，從而降低企業融資約束，最終促進這些企業進行股權融資。這一推論也與已有文獻結論相符(Harrison等，2004[21]；Laeven，2003[43]；Rajan和Zingales，1998[28])。基于此，本文提出假說3b：

假說3b：資本市場開放的間接效應會導致“滬港通”對標的企業股權融資的影響在融資約束較大的企業中更顯著。

若“滬港通”主要通過直接效應影響標的企業股權融資，則融資約束小的標的企業股權融資受到的影響更大、更顯著。反之，則融資約束大的標的企業股權融資受到的影響更大、更顯著。

三、模型設計與變量選取

(一)樣本選取與配對

“滬港通”標的企業初始樣本范圍包括568家上交所A股上市公司，非“滬港通”標的企業包括未納入“滬港通”標的上交所與全部深交所A股上市公司。由于“滬港通”標的企業與非標的企業可能在融資需求、融資能力等特征上存在差異，直接采用全樣本數據進行實證很可能導致回歸出現樣本選擇性偏差，使得回歸結果有偏。為解決樣本選擇性偏差，本文采用傾向得分匹配法(PSM)，為“滬港通”標的企業尋找配對企業。參考連立帥等(2019)[17]、鐘覃琳和陸正飛(2018)[14]的做法，匹配變量包括企業規模、托賓Q、上市年限、賬面價值市值比、凈資產收益率、股票換手率、有形資產比率、現金流量比率、股利分配率、管理層持股比率、第一大股東持股比例與行業虛擬變量。通過logit回歸獲取傾向得分后，本文采用最鄰近且非放回的配對方法，卡尺范圍為0.01，為“滬港通”標的企業尋找配對企業，作為雙重差分法(DID)中的控制組樣本。匹配后，均值偏差的顯著性均下降，且均值偏差大小均縮小到10%之內。此外，核密度估計結果也表明，實驗組和對照組的匹配變量的分布近乎相同(3)由于篇幅所限，平衡性檢驗結果與核密度估計結果未在文中列出，如有需要可向作者索取。。

(二)模型設計

為探究“滬港通”的實施對標的企業股權融資的影響，設定如下基準模型：

Equityi,h,t=α+β1HSCi×Postt+θt+θi

+∑βcContrlsi,t-1+εi,t

(13)

其中，Equityi,h,t表示企業股權融資；HSCi表示“滬港通”標的企業虛擬變量，當企業為“滬港通”標的企業時取值為1，否則為0；Postt表示“滬港通”交易制度實施虛擬變量，由于“滬港通”交易制度實施時間為2014年11月，已經接近年底，因此將2015年及之后的年度定義為1，2014年及之前的年度取值為0；θt為時間虛擬變量，用于控制時間固定效應；θi為企業固定效應，用于控制企業不可觀測的固定效應；Contrlsi,t-1表示企業層面控制變量，參考陸正飛和葉康濤(2004)[44]、趙國宇(2013)[45]的做法，控制變量包括托賓Q、企業規模、企業上市年限、凈資產收益率、有形資產比率、現金流量比率、賬面價值市值比、管理層持股比例、第一大股東持股比例。回歸結果中主要關注HSCi×Postt的系數，若假說1成立，β1應顯著為正。由于HSCi不隨時間變化，會被企業固定效應完全吸收，Postt會被年份固定效應吸收，因此這兩個變量都沒有單獨加入模型中。

為了進一步檢驗假說2，在基準回歸的基礎上引入外部融資依賴程度的交互項，形式如下：

Equityi,h,t=α+β1EFDh×HSCi×Postt+β2HSCi×Postt

+β3EFDh×Postt+θt+θi

+∑βcContrlsi,t-1+εi,t

(14)

其中，EFDh表示企業所在行業的外部融資依賴程度。回歸結果中主要關注EFDh×HSCi×Postt的系數，若假說2成立，β1系數應顯著為正。由于EFDh×HSCi和EFDh在模型進行實證回歸時會被企業固定效應完全吸收，因此在基準模型中沒有加入EFDh×HSCi和EFDh。

(三)數據來源和變量定義

本文選取2012—2016年A股上市公司作為初始樣本，經配對處理后，刪除金融與房地產上市公司，共獲取3 566個公司年度樣本，共計878家企業。其中，控制組企業439家，對照組企業439家。數據源自CSMAR與Wind數據庫，全部連續變量均在其分布的第1及第99百分位上進行了縮尾處理。核心變量定義與計算方式如下：

1.股權融資。

為研究標的企業的股權再融資行為，參考胡乃武等(2002)[46]、鄧鳴茂(2016)[47]的做法，本文使用企業增發股數占總股本比例描述企業的發行規模(Equity)，作為企業股權融資的代理變量。另外，本文還參考連立帥等(2019)[17]使用企業股權再融資金額與上期權益總額的比例作為股權融資的代理變量，證明結論的穩健性。

2.外部融資依賴程度。

參考Rajan和Zingales(1998)[28]的做法，構建行業外部融資依賴程度指標。具體計算方法如下：首先以每家上市公司的資本支出減去調整后的現金流(調整后的現金流=經營現金流+存貨減少+應收賬款減少額+應付賬款增加額)之差除以資本支出，得到每個企業每年的外部融資依賴度；然后取行業中所有企業該年外部融資依賴度的中位數， 得到每個行業每年的外部融資依賴度；最后對每一行業每年的中位數在2012—2016年時間序列上取中位數，得到每一行業的外部融資依賴指標(EFD)。(4)許多文獻直接使用Rajan和Zingales(1998)[28]計算出的美國各行業外部融資依賴指數(RZ指數)衡量外部融資依賴程度。但由于RZ指數只覆蓋工業，而本文樣本涵蓋各個行業，因此無法直接使用RZ指數。

3.融資約束。

對于企業融資約束，最初相關文獻均使用投資-現金流敏感系數度量。之后諸多文獻構建指數衡量融資約束，其中KZ指數(Kaplan和Zingales，1997[48]；Owen等，2001[49])、WW指數(Whited和Wu，2006[50])和SA指數(Hadlock 和Pierce，2010[51])得到了學術界的普遍認可。當前使用最為廣泛的是KZ指數，因此本文使用KZ指數作為分組回歸時融資約束的代理變量。(5)計算方法為：KZ=-1.002×自由現金流量+0.283×托賓Q+3.139×杠桿率+39.367×股利支付率-1.315×現金總持有量。KZ指數越大，企業面臨融資約束越大。為了保證結論的穩健性，在驗證標的企業在實施“滬港通”后融資約束的變化時，使用投資-現金流敏感系數衡量企業的融資約束。

由于間接效應中的兩種渠道可能單獨存在，因此分別使用代理成本指標與信息透明度指標刻畫企業融資約束，以作區分。借鑒連立帥等(2019)[17]、鐘覃琳和陸正飛(2018)[14]的做法，以控制權與所有權之差衡量代理成本(agency)。借鑒Foucault和Fresard(2012)[52]的做法，采用跟蹤分析師數量衡量企業的信息透明度(trans)。

4.控制變量。

(1)托賓Q(Q)。所有者權益市場價值與負債賬面價值之和除以總資產賬面價值。

(2)企業規模(size)。總資產的自然對數。

(3)上市年限(age)。當年年份減去上市年份后取自然對數。

(4)凈資產收益率(ROE)。凈利潤除以股東權益。

(5)有形資產比率(tangi)。存貨與固定資產之和除以總資產。

(6)賬面價值市值比(BTM)。賬面價值除以市值。

(7)現金流量比率(CF)。經營活動產生的現金流量除以總資產。

(8)管理層持股比例(manag)。管理層持股數除以企業總股數乘以100。

(9)第一大股東持股比例(larshare)。第一大股東持股數除以企業總股數乘以100。

(10)股利分配率(div)。支付股利金額除以凈利潤。

(11)股票換手率(turnover)。流通股年成交量除以可流通總股數乘以100。

本文主要變量描述性統計如表1所示。

表1 描述性統計

四、實證結果及分析

(一)“滬港通”與企業股權融資

本文首先檢驗“滬港通”的實施是否能夠促進“滬港通”標的股票企業股權融資。對基準模型進行回歸，結果如表2所示。其中，列(1)、列(2)為國有企業回歸結果，列(3)、列(4)為民營企業回歸結果。列(1)、列(3)只控制企業控制變量與企業固定效應；列(2)、列(4)加入了時間固定效應。

結果顯示，國有企業Post×HSC交乘項系數顯著為正，說明相對于非“滬港通”標的國有企業，“滬港通”政策實施后，標的國有企業會額外增發總股本數量的1.5%股票進行股權融資。鑒于樣本內企業增發股數占總股本比例的均值為2.5%，這一影響在經濟意義上也是顯著的。列(3)、列(4)回歸結果中Post×HSC交乘項系數不顯著，表明“滬港通”實施對標的民營企業股權融資沒有造成顯著影響。

綜上所述，表2的回歸結果說明，“滬港通”的實施對民營企業股權融資不產生顯著影響，對國有股權融資有顯著促進作用，即假說1成立。(6)由于“滬港通”只對國有標的企業股權融資產生顯著影響，后文實證部分樣本只包括國有企業，不包括民營企業樣本。

表2 滬港通與企業股權融資

(二)“滬港通”的影響與外部融資依賴程度

為了驗證假說2的正確性，進一步考察“滬港通”對國有企業股權融資影響大小是否與外部融資依賴程度相關，對模型(14)進行回歸，結果如表3所示。其中，列(1)、列(3)只加入企業控制變量與企業固定效應，列(2)、列(4)加入時間固定效應。

表3的結果顯示，對于國有企業，EFD×Post×HSC交乘項系數顯著為正，即“滬港通”對國有企業股權融資產生的影響與企業外部融資依賴程度正相關，說明外部融資依賴程度越大的“滬港通”標的國有企業在“滬港通”實施后股權融資越多。另外，Post×HSC系數也顯著為正，說明即使是對外部融資依賴程度較小的國有標的企業，“滬港通”對企業股權融資也會產生顯著影響。結果說明，相對于非標的國有企業，標的國有企業在“滬港通”實施后會增發1.1%的股票，并且，標的國有企業外部融資依賴程度EFD指標每增大1單位，會再增發1.3%的股票。

表3 滬港通、外部融資依賴與股權融資

綜上所述，假說2成立，“滬港通”的實施對國有標的企業股權融資的作用大小與企業外部融資依賴程度正向相關，標的企業越依賴外部融資，在“滬港通”實施后增發股票越多。

(三)“滬港通”的影響機制

資本賬戶開放的直接效應對融資約束小的企業影響更大，而間接效應對融資約束大的企業影響更大。為了進一步探究“滬港通”影響企業股權融資的機制，根據企業KZ指數與當年中位數的大小關系分組并進行分組回歸。

表4為國有企業分組回歸結果，其中，列(1)、列(2)為融資約束小的國有企業分組回歸結果，列(3)、列(4)為融資約束大的國有企業回歸結果。列(1)、列(3)控制了企業固定效應，列(2)、列(4)加入了時間固定效應。表4結果顯示，對于融資約束較低的國有企業，EFD×Post×HSC交乘項系數均顯著為正；而對于融資約束較高的國有企業，EFD×Post×HSC交乘項系數均不顯著。并且，Post×HSC交乘項系數在融資約束小的國有企業中顯著性更高。這說明，相對于融資約束大的標的國有企業，融資約束小的標的國有企業受“滬港通”影響更大。

表4可以說明，“滬港通”促進國有企業股權融資的效應主要體現在融資約束較小的企業。因此，直接效應是“滬港通”促進標的企業股權融資的主導機制。

表4 滬港通、融資約束與股權融資

為了進一步區分信息不對稱渠道與公司治理渠道，本文將國有企業樣本分別根據信息透明度(trans)和企業代理成本(agency)與當年中位數的大小關系進行分組后回歸，驗證假說3a、3b的正確性。

表5為根據企業信息透明度分組回歸的結果，其中，列(1)、列(2)為信息透明度低的國有企業，列(3)、列(4)樣本為信息透明度高的國有企業。列(1)、列(3)控制了企業固定效應，列(2)、列(4)加入了時間固定效應。表5結果顯示，對于信息透明度低的國有企業，在加入時間固定效應后，EFD×HSC×Post交乘項不再顯著，而對于透明度高組，EFD×HSC×Post交乘項與Post×HSC交乘項系數在加入時間固定效應后仍然顯著為正，即“滬港通”只促進信息透明度高的標的企業股權融資。并且，對于信息透明度高的標的企業而言，“滬港通”對股權融資產生的影響大小與企業外部融資依賴程度正相關。

表5 滬港通、信息透明度與股權融資

表6為根據代理成本分組回歸的結果，其中，列(1)、列(2)樣本為代理成本低的國有企業，列(3)、列(4)樣本為代理成本高的國有企業。列(1)、列(3)控制了企業固定效應，列(2)、列(4)加入了時間固定效應。表6結果顯示，對于國有企業，無論代理成本高低，EFD×Post×HSC交乘項的系數均顯著為正。雖然從系數大小來看，高代理成本的國有企業EFD×HSC×Post交乘項系數略大于低代理成本的國有企業，但是，組間系數差異性檢驗結果顯示，兩組樣本的EFD×HSC×Post交乘項系數不存在顯著差異。這說明，代理問題不是造成企業股權融資異質性的因素，國有標的企業“滬港通”實施前后股權融資的變化的異質性主要是由于信息不對稱問題的差異。

表6 滬港通、代理成本與股權融資

綜上所述，實施“滬港通”對標的企業股權融資的影響主要來源于資本市場開放的直接效應，因此實施“滬港通”主要降低融資約束小的標的企業融資約束，并促進該類企業股權融資。

五、穩健性檢驗

(一)“滬港通”對融資約束的影響

前文參考Harrison等(2004)[21]的研究結果，將“‘滬港通’的實施會降低企業融資成本”作為前提條件。為了保證結論的可靠性，必須對這一前提進行驗證。參考Fazzari等(1988)[35]的做法，以企業投資-現金流敏感系數為融資約束衡量指標，并設定如下模型，驗證“滬港通”實施前后融資約束的變化：

Ii,t=α+β1CFi,t×Postt×HSCi+β2Postt×HSCi

+β3CFi,t×HSCi+β4CFi,t×Postt+β5Postt

+β6CFi,t+β7Qi,t+εi,t

(15)

其中，Ii,t表示經過年初總資產標準化后的企業投資，CFi,t表示經過年初總資產標準化后的經營現金流。實證結果如表7所示，其中，列(1)為全樣本回歸結果，列(2)為國有企業回歸結果，列(3)為民營企業回歸結果。所有回歸標準誤差均經過行業層面聚類調整。結果顯示，“滬港通”實施后標的企業的投資-現金流敏感系數下降，即融資約束下降。

表7 融資約束的變化

(二)平行趨勢檢驗

使用DID模型需要滿足平行趨勢假設，即實驗組樣本和控制組樣本在政策實施之前具有平行趨勢。并且，平行趨勢假設的檢驗還可以驗證“滬港通”標的企業的選擇是否存在內生性問題。若“滬港通”實施前標的企業與非標的企業存在平行趨勢，則可以說明“滬港通”標的企業的選擇相對于企業融資決策是外生的。

為了驗證在“滬港通”實施前，“滬港通”標的股票與非標的股票的股權融資是否存在平行趨勢，構造每一年的年度虛擬變量與“滬港通”標的企業虛擬變量的交互項，并將這些交互項作為解釋變量與企業股權融資進行回歸。為了避免完全共線性問題，在回歸中沒有加入政策發布前一年(即2014年)的交互項，結果如圖1所示。觀察交互項系數的顯著性，可以發現，2012年與2013年的交互項系數在0附近波動，且交互項系數不顯著。這說明政策時點前處理組和控制組之間不存在顯著差異，平行趨勢假設成立。

圖1 平行趨勢檢驗

(三)其他穩健性檢驗

(1)采用安慰劑檢驗。分別將“滬港通”交易制度的實施時間分別向前推1年、2年，即重新定義變量Post，設定Post在2012—2013年為0，2014—2016年為1，進行安慰劑檢驗1；設定Post在2012年為0，2013年及以后為1進行安慰劑檢驗2。(2)參考連立帥等(2019)[17]使用企業股權再融資金額與上期權益總額之比作為股權融資的代理變量，替換股權融資的衡量指標。(3)重新采用“深港通”的數據進行實證。以上穩健性檢驗中，主要結論均保持不變。(7)由于篇幅所限，其他穩健性檢驗結果在此不再列出，如有需要可向作者索取。

六、結論與啟示

外源融資是企業重要的融資方式之一，也是資本市場服務于實體經濟并促進實體經濟發展的主要機制之一。為了充分發揮資本市場開放帶來的經濟效應，中國企業必須及時通過融資吸收境外資本。作為我國資本市場對外開放的重要窗口，“滬港通”的實施對引入境外資本發揮了重要作用。借助“滬港通”這一自然實驗，本文旨在從企業股權融資的角度，分析資本市場開放對企業股權融資的影響，并考察影響因素，分析影響機制。結果表明，實施“滬港通”會促進國有企業股權融資。進一步的研究表明，實施“滬港通”對標的國有企業股權融資的影響大小與企業的外部融資依賴程度顯著正相關。標的國有企業的外部融資依賴程度越高，實施“滬港通”后股權融資越多。本文還區分了資本賬戶開放的直接效應與間接效應，發現“滬港通”的實施主要是通過直接效應降低標的企業融資約束，最終促進標的企業股權融資。“滬港通”對企業股權融資的影響主要體現在融資約束較小的標的企業，而對融資約束較大的標的企業影響不顯著。

本文的研究結論具有以下政策啟示：首先，資本市場開放對企業股權融資具有顯著促進作用，有助于提高直接融資比重，拓展多層次、多元化、互補型股權融資渠道，提高服務實體經濟的效率和質量。在強調資本市場服務于實體經濟的背景下，可繼續加大資本市場開放力度。“滬港通”“深港通”交易制度主要引入香港投資者，“滬倫通”交易制度主要引入英國投資者，未來可繼續啟動與其他國家或地區的互聯互通機制，進一步推廣至全球主要證券市場。其次，應有序擴大境內外證券市場基礎設施互聯互通的產品范圍，進一步擴大現有機制下的投資品種范圍，如B股、債券、ETF基金，吸引境外機構投資者多渠道參與資本市場。最后，外部融資依賴程度較大的行業更需要外部資金，且受到資本開放的影響也會更大。因此，在資本市場逐漸開放的過程中，可以在合理范圍內優先考慮開放這類行業，取消不必要的限制，便于境外投資者投資操作。