資本市場開放對我國制造業上市企業技術創新的影響
——基于公司治理的中介效應

吳宇軒，董 麗

（華南農業大學經濟管理學院，廣東廣州 510642）

1 研究背景

制造業企業自主創新能力的提升以及技術創新體系的建立，與資本市場密切相關。如Bae 等［1］、鐘覃琳等［2］國內外的實踐經驗均表明，資本市場所具有的價格發現、資產配置與公司治理等功能為企業技術創新提供了強大的推動力。滬港股票市場交易互聯互通機制試點（以下簡稱“滬港通”）的實施，標志著我國資本市場加快了國際化進程。

近幾年已有學者如羅宏等［3］、齊荻［4］、朱琳等［5］、劉洋等［6］、馬妍妍等［7］采用雙重差分（DID）模型實證檢驗資本市場開放對企業技術創新的影響，認為滬港通通過優化公司信息環境、提高風險承擔和公司治理水平影響企業創新水平，且朱琳等［5］、金樹穎等［8］的研究均指出公司現金持有量、經理人職業憂慮發揮了一定的中介效應。

關于資本市場開放通過公司治理促進企業技術創新的研究中，對公司治理僅使用高管持股比例或管理費用作為代理變量進行分組檢驗，忽略了公司治理的復雜性，未能全面考量公司內部治理機制，影響了實證結果的真實性；同時，也未將公司治理作為中介變量探究資本市場開放對企業技術創新的影響機制。本研究主要參考白重恩等［9］和徐壽福等［10］的做法，運用較全面反映公司治理水平的G 指標作為中介變量，進一步研究與之相關的第一類和第二類代理成本，探究資本市場開放對企業技術創新的機理影響，以期為深化資本市場開放提供政策支持。

2 理論分析與假設

2.1 資本市場開放對制造業企業技術創新的影響

首先，資本市場具有的價格識別功能會加大上市企業之間的競爭，使得企業的融資壓力增加，進而刺激企業高管創新意識的提升［8］。隨著我國資本市場的開放，上市公司的投資者增多，曝光度隨之提高，資本市場對上市企業信息披露的要求更加嚴格，增強了資本市場的價格識別功能，進一步加劇了上市企業之間的競爭。為了爭奪更多的資源、提高企業的未來發展潛力，企業需要提高技術創新的意識，提升企業的技術創新水平。

其次，資本市場開放之后，相比于內地投資者而言，境外投資者擁有更專業的技術分析能力與資源儲備，能夠及時消除錯誤定價，將特質信息反映在股票價格中，從而提高股價信息含量［2］。信息含量高的股價包含了資本市場對行業及企業未來發展趨勢的判斷和需求，故上市企業管理層在制定投資決策時會傾向于長期投資策略［5］，增加技術創新投入。另外，股價信息含量的提高會增加外部投資者對于公司內部信息的獲取，抑制控股股東為私人利益而留存現金，可能更多地支持研究開發。因此，當股價信息含量提高時，企業的創新水平相應增加。

綜上所述，提出如下假設：

H1：資本市場開放正向促進了企業技術創新。

2.2 公司治理的中介效應

企業創新活動存在的道德風險源于現代公司治理中所有權和經營權的分離，兩權分離會導致企業所有者與經營者之間的目標產生差異。由于創新活動具有長期性和高風險性，經營者為了其任職期內的業績，不愿意冒風險進行創新投資活動，抑制了企業創新行為。資本市場開放后，香港投資者和海外投資者的進入加大了外部監督作用，約束經理人的機會主義行為［11］，改善由于委托代理導致的道德風險。此外，在發達資本市場上的國外投資者一般持有相對豐富的投資理念，可以引導國內投資者專注于有價值的投資［12］。外來投資者能夠幫助改善企業的治理機制，尤其是投資者來自投資者保護水平較高的地區時，對企業治理機制改善的程度更加明顯［13］。我國已有學者如齊荻［4］、朱琳等［5］、劉洋等［6］、馬妍妍等［7］在影響機制研究中發現，存在公司治理這一中介變量影響企業的創新水平。綜上所述，提出如下假設：

H2：在資本市場開放提高企業技術創新中，公司治理發揮著中介效應。

滬港通制度的實施能夠促進公司內部治理功能得到更有效發揮，具體表現為降低企業管理層的偷懶行為和在職消費等代理問題（即第一類代理成本）的出現，以及控股股東通過占用企業經營性資金而損害中小股東利益行為（即第二類代理成本）的發生，最終提高企業的技術創新水平。管理層的偷懶行為會使其工作效率下降，以自身享樂為目的的在職消費則會使企業購買部分與發展無關的資產，這兩種行為都在不同程度上損害企業的利益。隨著資本市場的對外開放，境外投資者為了獲取A 股上市企業價值提升而帶來的長期收益，可以通過滬港通制度及其自身的專業理念，對企業管理層實施更有效監管［14］，增強了監管力度，降低了企業內外部的信息不對稱，有效地抑制了相關的享樂行為，進而遏制管理層的偷懶及在職消費行為。綜上所述，提出如下假設：

H2a：在其他條件不變的情況下，資本市場開放通過降低第一類代理成本提高企業技術創新。

上市公司普遍存在控股股東通過其他應收款項目侵吞公司經營性資源、攫取中小投資者利益的現象［10］。此外，隨著外資股東持股比例與影響力的提升，企業高管會越來越重視香港投資者和海外投資者的訴求，并安排與重要外資股東的私人會晤［15］，表明香港投資者和海外投資者有能力和動機通過私人會晤等非正式途徑或季報、年報等正式途徑來要求管理層提供更多有效信息，從而減少了控股股東侵占中小投資者等利益相關者資金的行為。綜上所述，提出如下假設：

H2b：在其他條件不變的情況下，資本市場開放通過降低第二類代理成本提高企業技術創新。

3 研究設計

3.1 樣本數據來源

本研究利用滬港通政策具有準自然實驗的特性，以該政策的實施作為資本市場開放的觀測內容。研究數據來自上海證券交易所2012—2020 年A 股上市的制造業企業。根據研究需要，剔除以下樣本觀測值：（1）2012 年及以后上市的企業；（2）被標注ST、ST*的企業；（3）首次確定為滬港通標的后被剔除的企業；（4）其他數據不全的企業。

使用的滬港通名單來源于香港交易所（HKSX），其他財務數據來源于國泰安數據庫（CSMAR）。為控制異常值對回歸結果的潛在影響，對所有連續變量進行上下1%和99%的縮尾處理。將2014—2020年間進入了滬港通名單且未被剔除的企業作為處理組，而在此時間段內從未進入過滬港通名單的企業作為對照組，得到包含162 家企業的處理組和包含54 家企業的對照組，共計1 944 個觀測值。使用的統計和回歸分析軟件為 Stata 16.0。

3.2 變量選擇

3.2.1 被解釋變量——技術創新投入

現有文獻主要采用技術創新投入和技術創新產出衡量企業的技術創新水平。參考劉洋等［6］、Baysinger 等［16］、Wu 等［17］、Hansen 等［18］和Berrone 等［19］的做法，以人均研發支出、研發支出與銷售額的占比、研發支出金額等來衡量技術創新水平；參考Kochhar 等［20］、周煊等［21］、黎文靖等［22］的做法，以企業開發的新產品數量、專利申請數量、創新產出的新穎程度作為技術創新水平的度量指標。鑒于技術創新成果的可比性較差，受外生因素的影響較大、較少受管理層控制［23］，技術創新產出不適宜作為被解釋變量，因此采用企業研發支出金額的自然對數作為技術創新的代理變量。

3.2.2 解釋變量——滬港通標的

參考Beck 等［24］評估銀行放松管制對于美國收入分配影響的做法，運用漸進DID 模型，基于政策分時點實施的現實情況，根據企業納入滬港通批次虛擬變量與年份虛擬變量，形成自變量D。當D=1 時，說明該企業進入滬港通當年及后續年度名單；D=0時，則說明該企業尚未進入滬港通名單。

3.2.3 中介變量

（1）G指標，綜合反映公司治理水平的指數。參考白重恩等［9］、周林潔［25］的做法，從股權結構、獨立董事、董事會結構等維度分別選取第一大股東持股比例（TOP1）、獨立董事占比（Ind_ratio）、董事會規模（Board_size）、董事長與總經理是否為一人（Chair_CEO）、第二至第十大股東持股比例（TOP2～TOP10）等作為代理變量。采用主成分分析法（PCA）進行相關處理后得到3 個符合條件的因子，再進行因子得分計算得出G指標。

（2）總資產周轉率。借鑒徐壽福等［10］、韓曉雷［26］的研究，用總資產周轉率衡量第一類代理成本，總資產周轉率越高表明第一類代理成本越低。

（3）其他應收款與總資產比值。借鑒徐壽福等［10］的做法，用其他應收款與總資產比值衡量第二類代理成本，比值越大表明控股股東侵占企業中小投資者利益越嚴重，第二類代理成本越高。

3.2.4 控制變量

Kochhar 等［20］、Okamura 等［27］、Arrow［28］和Sanders［29］的研究表明，公司規模、多元化水平、冗余資源狀態、成長性、盈利能力、產權性質、企業的托賓Q值等影響企業技術創新，因此將上述變量與樣本的行業及年份特征作為控制變量（CONTROL）。

其中，使用赫芬達爾指數（HHI）度量多元化水平，公式如下：

式（1）中：Pi為行業收入占總收入的比重，指數越大表明多元化程度越低。為便于理解，將其取負值以作逆指標化處理。

對可利用的冗余資源（流動資產及流動負債的差與銷售收入的比）、可恢復的冗余資源（應收賬款與銷售收入的比、存貨與銷售收入的比）、潛在冗余資源（資產負債率）3 類指標進行因子提取和因子得分處理，并將因子得分標準化，加總得到冗余資源的度量指標。

所有變量的具體定義如表1 所示。

表1 變量名稱與定義

表1（續）

3.3 實證模型

借鑒Beck等［24］的研究，構建漸進DID模型如下：

借鑒溫忠麟等［30］的中介效應檢驗程序，構建遞歸模型如下：

式（2）～（4）中的變量均為顯變量，根據中介效應檢驗程序，可以依次進行回歸分析來替代路徑分析，用以檢驗中介效應的存在性。

首先對式（2）進行回歸，檢驗資本市場開放對技術創新投入是否存在影響，若顯著則對式（3）進行回歸；式（3）中，若顯著，表明資本市場開放對企業治理存在影響；最后對式（4）進行回歸，若和顯著，表明企業治理在其中起中介作用。其余中介變量（總資產周轉率和其他應收款與總資產的占比）處理方法同上。

4 實證分析

4.1 描述性統計分析

從表2 可見，測量創新的變量技術投入的最大值達62.6 億元，最小值為35 112.8 元，標準差為5.9億元，表明樣本在技術投入上有著顯著的差距。變量D的均值為0.482，可見樣本中有近一半進入滬港通名單。

表2 主要變量的描述性統計結果

4.2 相關性分析

主要變量的相關性分析檢驗結果如表3 所示。滬港通標的變量與研發投入之間呈顯著正相關，說明資本市場開放對制造業企業的技術創新有著一定的推動作用，初步驗證H1。除了公司規模與研發投入的系數為0.68 以外，其余的絕對值都在0.50 以內，表明回歸結果不受高度共線性影響。

表3 變量的相關性分析

表3（續）

4.3 滬港通對制造業企業技術創新影響的回歸結果

基于式（2）進行的漸進DID 模型的回歸結果如表4 所示。其中，列（1）未加入控制變量，列（2）中加入了控制變量。由表4 可得，D在有無控制變量中都為正，且在1%水平上顯著，表明資本市場開放對制造業企業創新投入具有正向促進作用，驗證了H1；且根據回歸結果可以看出，資產規模大、冗余資源水平低、盈利能力強的企業，對于技術創新活動的投入更多。

表4 滬港通對樣本企業技術創新的回歸結果

4.4 公司治理中介效應回歸結果

4.4.1G指標的檢驗

對處理后得到的G 指標進行中介效應檢驗，結果如表5 所示。其中，列（1）檢驗滬港通制度對G指標的影響程度，變量D的系數顯著為正，說明資本市場開放顯著提升了制造業企業治理水平約13.7%；列（2）檢驗了控制G指標后滬港通制度對企業技術創新的影響，此時D的系數顯著為正，表明滬港通制度對企業技術創新的直接效應為16.5%，g_index 的系數顯著為正，說明公司治理效應起到了顯著的中介作用，驗證了H2。

表5 公司治理效應的中介效應檢驗結果

4.4.2 公司治理中的代理成本中介效應檢驗

如表6 所示，列（1）和列（2）是第一類代理成本的中介效應檢驗，列（1）的D系數顯著為正，表明滬港通制度可以顯著提高總資產周轉率，列（2）的D系數和TAT 系數均顯著為正，說明總資產周轉率會顯著提高企業的技術創新，進一步說明滬港通制度的實施通過降低第一類代理成本提高制造業企業的技術創新水平，驗證了H2a；列（3）和列（4）是第二類代理成本的中介效應檢驗，表明滬港通制度可以顯著降低其他應收款與總資產的比值，變量ORS 與企業技術創新顯著為負，說明資本市場開放可以通過降低第二類代理成本提高企業技術創新，驗證了H2b。

表6 兩類代理成本中介效應的檢驗結果

表6（續）

4.5 基于制造業企業異質性的分組檢驗

根據證監會2012 分類標準，制造業可以細分為31 個行業，參照國家統計局發布的《高技術產業（制造業）分類（2017）》以及相關文獻，將所有樣本數據分為兩組，即非高新技術企業組和高新技術企業組。但由于樣本所在行業名稱與上述文件分類名稱并不完全相同，故主要選擇與文件分類名稱一致的制造業作為高新技術組，行業代碼包含C26、C27、C34、C35、C37、C38、C39 和C40 的企業，其余的企業劃分為非高新技術組。如表7 所示，列（1）、列（2）分別是兩組樣本的實證結果，顯示經驗P值為0.472，不通過組間差異檢驗，但是D系數在列（1）中顯著為正而在列（2）中為正不顯著，由此得出滬港通對于高新技術企業的技術創新投入比對非高新技術企業技術創新投入的提升更為顯著。

表7 按行業分組的變量檢驗結果

表7（續）

4.6 穩健性檢驗

4.6.1 內生性處理：傾向得分匹配

以上回歸結果雖然證實了滬港通對樣本制造業企業技術創新水平具有顯著的正向影響，但該結果可能存在內生性問題，即本身具有較高技術創新能力的企業進入滬港通名單的概率可能會更大，說明滬港通交易制度對股票標的的確定可能是非隨機的，在這種情況下差分估計的回歸方法并不適用。為解決這一內生性問題，采用傾向得分匹配（PSM）的方法，為樣本中受到滬港通政策影響的企業匹配合適的、未受該政策影響的企業，從而使滬港通標的的確定過程在最大程度上向隨機化靠近，以保證回歸結果的準確有效。按照k 近鄰匹配原則，對每個與滬港通標的選擇得分最為相近的非滬港通標的進行1 ∶4 配對，最終得到基于PSM 方法的匹配樣本。

重新進行回歸前，需要將處理后的數據進行平衡性分析。如表8 所示，匹配前滬港通企業與非滬港通企業在公司規模、多元化水平、冗余資源狀態、盈利能力指標上存在顯著差異，匹配后兩組之間變量的偏差絕對值都由統計上顯著變為不再顯著；除了成長性和托賓Q值以外，其余指標的差異經過匹配有著不同程度的縮小；在匹配后各指標的標準化差異的絕對值都不超過10，結果可接受。

表8 基于傾向得分匹配的變量平衡性分析結果

將滬港通企業匹配后的數據重新放入式（2），結果如表9 所示。可見，經過PSM 匹配后，D在各個回歸中的估計系數仍然顯著為正，與主回歸結果相似，表明H1的成立穩健。

表9 傾向得分匹配后滬港通對樣本企業技術創新的回歸結果

4.6.2 安慰劑檢驗

為了檢測式（2）中是否存在不可觀測特征的影響，需要進行隨機設定處理以檢驗估計系數是否依舊顯著。如圖1 所示，回歸系數在0 附近呈正態分布，符合檢驗預期，驗證了主要結論的穩健性。

圖1 滬港通對樣本企業技術創新影響的安慰劑檢驗結果分布

5 結論與啟示

5.1 研究結論

（1）滬港通政策的實施能夠顯著提高樣本制造業企業的研發創新投入，且結論在傾向得分匹配和安慰劑檢驗后仍然成立，具有穩健性。（2）滬港通政策的實施有利于優化標的企業的公司治理水平，進而促進企業進行技術創新。具體地，滬港通政策的實施降低了公司治理中的第一類代理成本以及第二類代理成本。（3）滬港通政策對樣本制造業企業技術創新的影響會因企業所屬行業技術特征的不同而存在差異，對高技術制造業企業研發投入的促進作用更加顯著，對非高技術制造業企業的研發投入的影響不顯著。

5.2 政策啟示

（1）政府層面，應積極完善資本市場的基礎設施，在持續加大資本市場開放力度的同時，利用與境外資本市場互聯互通的契機，積極學習境外特別是發達國家資本市場的管理經驗，推動我國 A 股市場的業務規則、監管制度等方面向發達資本市場看齊。與此同時，政府還應加強對境外投資者異常交易的監控與處罰，完善國際投機活動的應對措施，為我國資本市場的逐步開放提供有效保障。

（2）企業層面，應提高公司治理水平。較高的代理成本對企業的技術創新活動具有顯著的抑制作用，因此對上市公司而言，加強對管理層和控股股東行為的監督有助于為企業研發創新活動的開展提供有效幫助。對于高技術行業制造企業，資本市場的開放有利于企業更好地進行技術研發創新，企業自身應把握發展的機遇，立足長遠發展，在結合自身實際情況之下加大創新投入。