資本市場開放對企業創新的影響
----基于陸港通的多期DID經驗證據

熊朗羽, 田皓宇

(1.北京師范大學 人文和社會科學高等研究院, 廣東 珠海 519087;2.廣西民族大學 法學院, 南寧 530006)

0 引 言

近年來,我國資本市場開放不斷取得突破性進展。分別于2014年和2016年開始實施的“滬港通”和“深港通”互聯互通交易制度是我國資本市場開放進程中的重大舉措。“滬深港通”(以下合稱“陸港通”)制度已經成為資本市場雙向開放的重要窗口,關注陸港通實施給實體經濟帶來的影響具有重要現實意義。本文利用陸港通分批擴容的自然實驗背景,構造多時點雙重差分模型,關注進入陸港通標的公司的創新投入變化情況,研究我國資本市場對外開放對標的公司創新水平的影響。此外,考慮企業產權性質差異,檢驗了資本市場開放對非國有企業和國有企業的異質性影響。本文研究有助于厘清資本市場開放與企業創新的關系,更好地回答我國資本市場對外開放是否能促進實體經濟發展這一重要問題。

1 理論分析和研究假設

1.1 融資約束視角

資本市場開放有利于緩解內地上市公司融資約束。與一般投資項目相比,企業創新活動因投資風險高[1]、缺乏抵押品[2]、信息不對稱問題[3]突出等特點,往往面臨更嚴重的融資約束問題[1-2,4]。陸港通實施以來,境外投資者持股規模持續增加,權益資本大量流入內地資本市場。已有研究表明,陸港通機制有效促進了內地上市公司的股權和債權融資積極性[5-6],降低了融資成本,增加企業外部融資規模[7]。此外,資本市場開放有利于緩解企業創新的信息不對稱問題。信息不對稱是企業產生融資約束的關鍵原因[8]。一方面,境外發達資本市場的投資者一般更具投資經驗和信息搜集能力,能通過參與交易決策增加股價信息含量[9]。另一方面,資本市場開放具有信息治理效應,可以提高企業信息披露質量[10],進而緩解投資者和上市公司之間的信息不對稱,進一步緩解企業融資約束,促進企業創新。

1.2 公司治理視角

資本市場開放有利于改善企業信息環境,降低股東與管理者之間的信息不對稱[11],進而緩解委托代理問題。陸港通實施帶來境外投資者的加入增加了資本市場投資者對企業外部的監督作用[12],有助于規范企業治理,減少管理者機會主義行為,減少道德風險。一方面,與內地資本市場以中小投資者為主不同,香港資本市場存在大量的機構投資者,并且這些投資者與上市公司的關聯度低[12],更有動機通過“用手投票”機制干預公司內部治理。另一方面,境外投資者可通過市場交易即“用腳投票”發揮治理作用[13]。投資者的“用腳投票”行為表達出對企業現狀和發展前景的預期,通過進入和退出威脅方式間接實現對企業的監督和治理作用[14],有助于企業管理者進行創新研發活動來增加企業長遠利益和遠期回報。

基于上述分析,本文提出假設H:資本市場對外開放能夠正向促進企業創新。

2 研究設計

2.1 樣本選擇和數據來源

本文選取2010—2018年A股上市公司作為研究樣本,將進入陸港通標的的上市公司作為實驗組,沒有進入陸港通標的的上市公司作為控制組。剔除了金融行業公司、相關變量缺失和數據異常的樣本,剔除了在研究期間內曾被調出陸港通的樣本,最終得到2 731家企業,14 697個企業-年份數據。研發費用和企業出口信息來自Wind數據庫,其余數據來自CSMAR數據庫。為消除極端值的影響,對所有連續變量按照1%的比例縮尾處理。

2.2 模型設計、變量定義和統計描述

本文構建如下基于多期雙重差分(DID)的雙向固定效應面板回歸模型如下:

rdit=α+βDit+δXit+Ai+Bt+εit

(1)

其中,rdit為被解釋變量,反映企業創新水平。為方便報告實證結果,用研發費用與總資產之比乘以100之后得到指標rdit,解釋變量為Dit。在雙重差分法中Dit可以寫成Treati×Postit,Treati為實驗組虛擬變量,在本文中企業為陸港通標的企業的Treati為1,否則為0;Postit為實驗期虛擬變量,在本文中企業被調入陸港通當年及以后年份中Postit為1,否則為0。由此Dit表示i企業t年度是否加入陸港通的虛擬變量,如果i企業于t年加入陸港通取值為1,否則取值為0。Xit表示控制變量綜合,Ai為企業個體虛擬變量,Bt為年份虛擬變量,εit為隨機誤差項。

本文控制了其他可能影響企業創新的因素:資產報酬率、營業收入增長率、托賓Q、獨立董事占比等。變量定義及描述性統計見表1。

表1 變量定義

3 實證分析

3.1 基準回歸分析

為了研究我國陸港通制度實施對企業創新水平的影響,本文基于多期雙重差分法的回歸結果見表2。列(1)中為控制了年份和企業固定效應,只考察解釋變量D,未列入其他控制變量的回歸結果,顯示D的回歸系數為0.102,t值為3.249,在1%的水平上通過了顯著性檢驗。列(2)為在列(1)基礎上加入控制變量的回歸結果,顯示D的回歸系數為0.174,t值為5.446,在1%的水平上通過了顯著性檢驗,表明加入陸港通標的能顯著提升企業創新水平,進一步說明我國資本市場開放能夠促進企業創新,研究假設H成立。列(3)是對所有標準差在公司層面進行聚類穩健處理的結果,D回歸系數t值為3.933,仍在1%水平顯著,體現了回歸結果的穩健性。

表2 陸港通實施對企業創新影響的實證結果

3.2 穩健性檢驗

3.2.1 平行趨勢檢驗

通過設定年度虛擬變量進行平行趨勢檢驗, 結果如圖1所示, 結果顯示陸港通標的股票與非標的股票在陸港通政策實施之前, 企業創新水平之間并未存在顯著差異, 而在政策實施后2組的差異才逐步顯現, 實驗組與控制組之間滿足平行趨勢假定, 支持了本文實證采用雙重差分法的適用性。

圖1 平行趨勢檢驗圖

3.2.2 樣本選擇性偏差檢驗(PSM-DID檢驗)

為了進一步控制樣本選擇性偏差,本文采用傾向性得分匹配法(PSM)對實驗組和控制組樣本進行匹配。本文按照一對一鄰近匹配法篩選出PSM樣本。圖2為實驗組與控制組的傾向值在匹配前后的核密度圖。匹配前,實驗組與控制組在傾向值概率分布存在明顯差異;而匹配后,重疊區域十分明顯,實驗組與控制組傾向值概率分布的差異縮小,匹配結果較好,驗證了PSM-DID的共同支撐假設。

圖2 PSM核密度圖

運用模型(1)在傾向得分匹配成功的樣本中重新對本文假設H進行檢驗,結果見表3,D的系數仍然在1%水平顯著,驗證了原實證結果的穩健性,在一定程度上也緩解了內生性問題。

表3 穩健性檢驗：PSM-DID結果

3.2.3 替換被解釋變量

利用企業研發費用RD和專利申請總數patent數據,對數據進行對數化處理后,分別用研發投入規模ln(RD+1)和企業創新產出ln(patent+1)替代rd來衡量企業創新水平,代入模型(1)進行回歸后結果見表4。列(1)中D的系數為0.073且在5%的水平上顯著,列(2)中D的系數為0.052且在10%水平上顯著,結果表明加入陸港通標的后對企業創新投入規模和企業創新產出(專利申請數)都有較顯著的促進作用,假設H仍得以驗證。

表4 替換被解釋變量的回歸結果

3.3 異質性檢驗

考慮到企業產權性質不同,實證研究結果可能也有所差別。本文根據企業產權性質將樣本上市公司分為2組,進一步觀測陸港通實施對企業創新的影響,實證結果見表5。其中,國有企業樣本D的回歸系數為0.063,沒有通過10%水平上的顯著性檢驗,而非國有企業樣本中D的回歸系數為0.224,且在1%的水平上顯著。實證結果表明陸港通政策實施對非國有企業創新有更顯著的促進作用。

表5 基于企業產權性質的異質性檢驗結果

4 結 語

本文研究結果表明,陸港通政策的實施能夠顯著提高企業創新投入。在用企業專利申請數作為被解釋變量后的實證研究發現,陸港通政策實施同樣能夠提高企業創新產出。異質性檢驗結果顯示,陸港通政策實施只顯著促進了非國有企業創新。

本文研究具有一定的政策啟示:1)陸港通交易制度的實施能夠有效促進企業創新,發揮了資本市場開放推動實體經濟發展的作用,政府應持續穩定地推進資本市場開放,繼續積極探索金融制度創新,進一步提升資本市場開放水平,服務實體經濟發展。2)陸港通制度實施顯著促進了民營企業創新,因而民營企業應利用政策機會積極關注創新機遇,優選創新項目,開展創新研發活動,提升市場競爭力。