“滬深港通”交易制度對中國上市公司出口行為的影響

盧進勇，張晨燁

（對外經濟貿易大學 國際經濟貿易學院，北京 100029）

一、問題的提出

黨的十八大以來，在以習近平同志為核心的黨中央領導下，中國堅定不移推進高水平對外開放。在相繼推行了合格境外機構投資者（QFII）、A股+H股（A+H）交叉上市等部分開放資本市場的制度后，我國又于2014年和2016年先后出臺了“滬港通”和“深港通”（后文合稱“滬深港通”），使境外投資者可以直接通過香港交易所進入內地股票市場從事證券交易。“滬深港通”制度的實施，為我們進一步研究資本市場開放對實體經濟的影響提供了契機。研究表明，“滬深港通”制度的實施對我國企業的生產率、創新和信息披露等產生了深刻影響。［1-3］

出口是拉動經濟增長的重要力量。自新新貿易理論創立以來，從企業異質性視角分析企業出口行為成為了學術熱點。Melitz開創性地通過理論推導分析了企業生產率對出口行為的影響，出口企業必須支付進入國際市場的高昂固定成本，只有企業的生產率足夠高，才能彌補這部分沉沒成本并從國外市場獲利。［4-6］除了從生產率差異角度進行解釋，創新和信息披露等因素也被納入到企業出口行為分析框架中。黃靜波和劉淑琳發現，技術創新對企業持續出口、間斷出口和新出口均有促進作用。［7］在信息不完全的市場中，高質量信息披露除了可以使企業以更低的成本向信貸部門融資，還向買方傳遞了積極信號，有助于企業進入世界市場。信息披露水平提高加劇了同業競爭，倒逼企業改進產品質量以滿足世界市場的需求。因此，高水平的信息披露能夠提高企業出口績效。［8］企業出口行為也會受到其所處外部環境，特別是資本市場制度變革的影響。楊曉亮證明了資本市場開放可以減少企業面臨的融資約束，降低上市公司進入外國市場的生產率限制，促進企業出口。［9］

綜上可見，現有文獻研究考察了資本市場開放對微觀企業行為存在的影響，但對于資本市場開放的持續推進能否影響企業出口行為仍缺乏機理和異質性的進一步探索。因此，本文的關注點在于：資本市場開放對企業出口行為會產生何種影響？產生影響的機制是什么？針對不同類型企業“滬深港通”政策效果有何差異？與現有文獻相比，本文的創新點在于：第一，基于擴展邊際（出口傾向）和集約邊際（出口規模）考察資本市場開放對中國企業出口的影響。第二，以“滬深港通”交易制度為準自然實驗，使用多時點雙重差分（DID）面板模型探討資本市場開放對企業出口的總體影響以及對不同屬性企業的差異化影響。第三，對“滬深港通”制度影響中國企業出口行為的作用機制進行了比較全面的探討，并采用中介機制檢驗模型證實了影響機制的存在。

二、研究假設

（一）“滬深港通”制度對上市公司出口行為的影響

“滬深港通”交易制度的施行意味著外國投資者可以自由買賣納入滬股通和深股通的上市公司股票，這些外資股東擁有豐富的國際投資經驗，特別是豐富的國際市場信息，他們能夠以信息咨詢的方式降低中國上市公司出口海外的固定成本。企業出口需要承擔前期較高的固定成本和沉沒成本，如前期調研、產品推銷和建設營銷網絡、滿足國外標準等成本。［10］當一家公司將業務拓展到海外時，其同時會面臨國外市場中客戶需求、同業競爭、法規以及文化差異等方面的新挑戰。出口海外所帶來的固定成本和信息不對稱也增加了企業的信息處理需求。信息不對稱會降低缺乏對外經驗的中國上市公司出口的可能性。外資股東恰恰憑借自身豐富的國際投資信息和經驗幫助中國上市公司降低固定成本，同時降低出口的不確定性，從而將產品順利出口海外。［11］因此，“滬深港通”交易制度的實施可以提高中國上市公司的出口傾向與出口規模，即擴展邊際與集約邊際。基于上述分析，本文提出研究假設1：

假設H1：“滬深港通”制度實施能夠促進上市公司出口的擴展邊際和集約邊際。

（二）“滬深港通”制度對上市公司出口影響的生產率機制

“滬深港通”政策實施后，引入的境外投資者大多擁有強大、專業化的投資團隊，在搜集、處理與分析全球信息方面更具優勢，可以通過交易行為使信息快速反映在股價中，增強股價信息含量，降低股價根據信息調整的響應時滯，強化股價信息效應。［12］包含特質信息的股票價格會進一步發揮反饋效應，引導公司管理層通過學習和利用股價中的信息調整投資策略，改善企業投資效率，從而促進生產率提升。以Melitz為代表的異質性企業貿易理論認為，在國際貿易的環境下，受固定和可變貿易成本的制約，只有生產率高的企業才會出口，生產率低的企業難以參與國際競爭。［5］基于此，本文提出研究假設2：

假設H2：“滬深港通”制度實施有利于提升上市公司的生產率水平，提高企業競爭力，從而促進其出口行為。

（三）“滬深港通”制度對上市公司出口影響的創新機制

現有研究發現，外國機構投資者可以刺激企業創新。［13］不同于傳統的實物投資對已知方法的運用，創新需要長期的、有風險的、異質性很強的投資，包括對大量的人力資本、知識以及組織管理等無形資產進行投資。企業自有資金一般難以滿足技術創新所需要的大量資金，而以傳統商業銀行為代表的間接融資方式對抵押物的要求較高，創新企業由于擁有較多難以進行價值評估的無形資產，很難從傳統的間接融資渠道獲得支持。作為信貸市場的有效補充，資本市場在資源配置上的優勢可以為企業的技術創新活動提供重要支持。相較于債務籌資，使用股權籌資能更好地激勵創新并為企業提供資金支持。［14］資本市場開放可以從提供資金支持、風險分擔、提升公司治理能力等方面提升企業創新水平。［15］企業的技術創新能夠使其獲得比較優勢，有利于出口增長。此外，當企業發明出一項新產品時，就擁有了該產品的制造方法和生產工藝，對其具有一定的壟斷優勢。［16］對新產品的壟斷使得企業可以把產品推向國際市場，獲得出口利潤。據此，本文提出研究假設3：

假設H3：“滬深港通”制度實施能夠提高上市公司的創新水平，從而提高其出口傾向、擴大出口規模。

（四）“滬深港通”制度對上市公司出口影響的信息披露機制

資本市場的開放可以提高企業信息披露的質量，從而減少管理者和投資者及其他利益相關者之間的信息不對稱。［17］“滬深港通”交易制度實施后，被納入滬股通和深股通標的股票的上市公司會受到境外投資者的監督以及境內政府部門的監管，面臨的信息披露標準更高、審核制度也更嚴格。在受到外部壓力的情況下，公司管理層的盈余管理動機下降，信息披露質量提升。同時，境外投資者更加注重投資者保護，管理層隱瞞負面信息、發布虛假消息的行為可能會招致訴訟糾紛，嚴重損害公司形象。“滬深港通”制度的實施也會使標的企業的金融分析師關注度提高，此時上市公司自身也會努力完善信息披露機制。由此可見，“滬深港通”制度實施有助于緩解信息不對稱問題。企業有效信息披露能夠降低外在的信息壁壘，促進其與進口方之間的信息流通，影響進口方的貿易抉擇。［18］企業能夠通過有效信息披露向進口方傳遞企業經營狀況及產品信息，［8］提高企業在國際市場的知名度，進而提高其出口傾向、擴大出口規模。由此，本文提出研究假設4：

假設H4：“滬深港通”制度實施有助于提高上市公司信息披露質量、緩解信息不對稱問題，從而促進企業出口的擴展邊際和集約邊際。

三、研究設計

（一）變量說明與數據來源

本文以“滬深港通”交易制度的實施作為資本市場開放的標志性事件，重點考察資本市場開放與上市公司出口的關系。本文選取2007～2020年度中國A股上市公司數據作為研究樣本，所使用的上市公司專利數據來自CNRDS（中國研究數據服務平臺）數據庫，其他數據均來自Wind數據庫和CSMAR（國泰安）數據庫。表1列出了變量的具體定義。

表1 變量描述

1.被解釋變量

（1）出口傾向。出口擴展邊際用出口傾向（是否出口）虛擬變量（exp_dum）表示。

（2）出口規模。出口集約邊際用出口規模（lnExp_scale）表示。參考王雄元和卜落凡的衡量方法，［19］對Wind數據庫“財務報表附注”中上市公司按地區分類的收入明細進行整理，提取出海外收入數據作為企業出口額。

2.核心解釋變量

“滬深港通”制度實施用虛擬變量HSHK衡量，表示上市公司在樣本期內各年是否屬于滬股通或深股通標的股票。①“滬港通”和“深港通”制度的正式實施時間分別為2014年11月和2016年12月，并且之后每年新納入的時間大部分都在年末。考慮到政策生效和發揮作用的時間主要從次年開始，本文將納入之前及納入當年的HSHK取值為0，納入以后的年份取值為1。滬深股通標的企業名單和納入時間來源于CSMAR數據庫中的“滬港通與深港通標的證券基本信息表”。

3.控制變量

借鑒金祥義和戴金平的研究方法，［8］本文選取的控制變量主要包括上市公司基本財務類和基本特征類指標，具體為員工人數（employ）、成立年數（lnAge）、資產收益率（ROA）、資產負債率（lev）、所有制（SOE）、資本密集度（lnKL）、第一大股東持股比例（shrcr1）、賬面市值比（BM）。

4.機制變量

（1）全要素生產率。本文參照魯曉東和連玉君的半參數估計OP（Olley and Pakes）方法估計上市公司全要素生產率的對數值（tfp_op）。［20-21］增加值和要素投入指標的選取參考趙健宇和陸正飛的方法，［22］以企業營業收入對數值表示增加值。

（2）創新水平。上市公司創新水平用專利申請總數（lnPatent）衡量。

（3）信息披露質量。本文采用上市公司分析師關注度（lnAnalyst）作為信息披露質量的代理變量。分析師關注度越大，企業的信息披露質量越高，透明度越強。

（二）計量模型設定

由于各上市公司被納入滬股通和深股通標的股票的具體年份不同，本文設定多時點DID面板模型如下，其中式（1）和式（2）為基準回歸模型，式（3）～式（5）為中介機制檢驗模型。

式（1）和式（2）用于檢驗“滬深港通”交易制度實施對上市公司出口擴展邊際和集約邊際的影響。其中exp_dum為出口傾向，lnExp_scale為出口規模，HSHK表示上市公司在樣本期內各年是否屬于滬股通或深股通標的股票，Control表示表1中的一系列控制變量。模型中還控制了年度、企業、行業以及省份固定效應，ε和ξ為隨機誤差項。式（3）～式（5）為中介機制檢驗模型，其中Channel代表表1中的各機制變量。其他變量含義與式（1）和式（2）一致。

（三）數據處理與變量描述性統計

計量分析前，主要進行以下數據處理：（1）剔除金融行業公司樣本；（2）剔除ST、*ST和PT公司樣本；（3）刪除了總資產為0、關鍵財務指標缺失的樣本以及資產負債率大于1（資不抵債）的樣本；（4）剔除同時發行H股的公司樣本；（5）剔除中途調出滬深股通的公司，以消除首次納入滬深股通標的公司后再調出、調入情況對分析結論的影響；（6）對所有連續變量進行了前后1%的縮尾處理。經過上述處理，得到了2903家上市公司的21 578個公司—年度樣本，其中有出口業務的上市公司2006家，樣本量為12 745個。

表2為變量描述性統計。由表2可知，有59.1%的上市公司樣本從事出口業務，出口規模的均值為11.20。樣本期內加入“滬深港通”的樣本數量占比為15.2%。表中所列指標與相似題材文獻中的描述性統計結果相近。

表2 描述性統計

四、實證檢驗與結果分析

（一）基準回歸結果

1.“滬深港通”交易制度與出口傾向

表3匯報了式（1）的回歸結果。在未加入任何控制變量的情況下，列（1）對“滬深港通”交易制度實施的效應進行估計，同時還對時間、個體和行業固定效應進行了控制。結果顯示，HSHK的估計系數在1%的水平上顯著為正，即納入滬深股通標的股票能夠顯著地促進上市公司出口的擴展邊際，初步驗證了假設1。列（2）中加入全部控制變量對模型再次進行估計，其結果保持顯著為正。列（3）中加入省份固定效應，估計系數仍然在1%的水平上顯著為正，進一步驗證了假設1。

表3 “滬深港通”交易制度實施對出口傾向的影響

控制變量方面，企業成立年數（lnAge）與出口概率負相關，可能是由于處于不同成長階段上市公司的生產能力、經營戰略等有所不同，在所選樣本企業和時間區間內，企業成立年數增加會負向影響其出口擴展邊際；企業資產負債率（lev）上升會顯著增加其出口的概率，資產負債率增加會在一定程度上提高企業經營風險，但對于持續經營的上市公司來說，較多的負債也意味著較強的擴張能力；相對于非國有企業，國有上市公司（SOE）的出口傾向較小，但這種差別在加入省份固定效應后不再顯著，即在全面控制其他因素的情況下，國有和非國有企業在出口概率上差別不大；第一大股東持股比例（shrcr1）的回歸系數均不顯著，說明最大股東持股對企業的出口傾向不存在顯著影響；其余控制變量回歸結果與現有文獻一致。

2.“滬深港通”交易制度與出口規模

考察式（2）面板固定效應模型中“滬深港通”交易制度實施對上市公司出口規模的影響，采用存在出口業務的上市公司樣本進行估計，估計結果見表4。

表4 “滬深港通”交易制度實施對出口規模的影響

列（1）考察了HSHK與lnExp_scale的關系，結果表明，核心解釋變量的系數在1%的水平上顯著為正，即“滬深港通”制度實施對上市公司出口的集約邊際有顯著正向影響，假設1得到驗證。列（2）和列（3）中依次加入了所有控制變量和省份固定效應，顯示HSHK的估計系數仍然在1%的水平上顯著為正，進一步驗證了假設1。在控制變量中，企業成立年數越多，其出口規模顯著越大，這說明對于存在出口業務的上市公司，其經營年限越長，生產和國際化的經驗越豐富，因而出口額會越大；SOE的估計系數為正，但在列（2）不顯著，在列（3）僅在10%的水平上顯著，即所有制對企業出口的影響不明顯。其他控制變量的回歸結果與表3類似。

使用Heckman兩階段回歸處理可能存在樣本選擇偏誤問題，回歸結果匯報于表4的列（4）和列（5）。一階段的樣本為所有A股上市公司，被解釋變量為虛擬變量exp_dum。上一年度有出口業務的公司本年度大概率也會開展出口業務；上一年度未開展出口業務的公司本年度開展出口業務的可能性也不高。因此，在一階段中加入exp_dumt-1為控制變量。二階段的回歸結果顯示，逆米爾斯比率（Invmills）的系數在1%的水平上顯著為負，表明基準回歸模型存在一定的樣本選擇偏誤問題。但在控制了樣本選擇偏誤后，二階段中HSHK對出口規模的回歸系數仍在1%的水平上顯著為正，并且數值大小與列（3）的估計結果接近，表明核心結論依然成立。

（二）平行趨勢檢驗

使用多時點DID模型的前提是滿足平行趨勢假定，即在“滬深港通”制度實施前，處理組和控制組的出口應具有相同的變動趨勢。由于納入滬深股通標的股票的年份不同，構建如下平行趨勢檢驗模型：

其中，k 取值為 t-8、t-7、t-6、t-5、t-4、t-3、t-2、t、t+1、t+2、t+3、t+4，分別表示納入滬深股通標的企業年份的前第八年、前第七年、前第六年、前第五年、前第四年、前第三年、前第二年、納入當年、納入后第一年、后第二年、后第三年和后第四年（納入前第一年設置為參照年份）①為簡化起見，對政策施行前后的樣本采用“縮尾處理策略”，即將納入前超過第八年的年份統一設為前第八年，納入后超過第四年的年份統一設為后第四年。，其余各項與式（2）含義一致。圖1為平行趨勢檢驗結果。由圖1可見，“滬深港通”制度實施前的第八年至第二年（即橫軸取值為-8至-2），HSHK估計系數置信區間均包含零值，即估計系數與零值無顯著差異，平行趨勢假定得到滿足，DID的估計結果有效。

（三）機制檢驗

1.生產率傳導機制

為檢驗“滬深港通”制度實施通過提升企業生產率促進出口的機制，本文參考溫忠麟和葉寶娟的中介機制檢驗方法，［23］分三步進行機制檢驗：首先進行式（1）和式（2）的主回歸，考察“滬深港通”制度與公司出口擴展邊際和集約邊際的關系；然后進行式（3）的回歸，考察HSHK對企業全要素生產率的影響；最后根據式（4）和式（5），將機制變量全要素生產率分別加入關于出口傾向和出口規模的主回歸，考察HSHK和全要素生產率的表現，判斷機制是否成立。下文的其他機制檢驗也采用同樣方法。

估計結果匯報于表5。列（3）顯示，HSHK的系數在1%水平上顯著為正，即“滬深港通”制度的實施對提高企業全要素生產率具有顯著作用。列（4）和列（5）顯示，中介變量全要素生產率加入主回歸后，全要素生產率對企業出口決策和出口規模影響的估計系數均在1%的水平上顯著為正，而HSHK的系數相較于基準回歸結果列（1）和列（2）均有明顯下降。這表明生產率的部分中介效應成立，假設2得到驗證。

表5 生產率中介機制檢驗

2.創新水平傳導機制

“滬深港通”制度還可能通過提高上市公司創新水平來推動企業出口，創新水平使用lnPatent衡量。表6匯報了中介機制檢驗結果。列（3）顯示，HSHK的估計系數在1%的水平上顯著為正，即“滬深港通”制度實施能夠顯著增加公司的專利申請總數。列（4）和列（5）顯示，專利總數加入主回歸后，專利的系數均在1%的水平上顯著為正，而HSHK的系數值相較于基準回歸結果均有所下降。這表明創新水平的部分中介效應成立，從而驗證了假設3。

表6 創新水平中介機制檢驗

3.信息披露質量傳導機制

考察“滬深港通”制度實施通過提升信息披露質量促進企業出口的機制，結果見表7，lnAnalyst為信息披露質量的代理變量。列（3）顯示，HSHK的估計系數在1%水平上顯著為正，即“滬深港通”交易制度能夠顯著提高公司的分析師關注度。列（4）和列（5）顯示，將中介變量加入主回歸后，分析師關注度的系數均在1%的水平上顯著為正，而HSHK的系數相較于基準回歸結果均有所下降。這表明信息披露質量的部分中介效應成立，驗證了假設4。

表7 信息披露質量中介機制檢驗

（四）異質性分析

1.不同所有制的上市公司

根據CSMAR數據庫中對上市公司股權性質的分類將企業分為國有與非國有企業，在式（2）中加入HSHK與SOE的交叉項，考察企業所有制是否影響“滬深港通”制度實施與出口的關系，估計結果見表8中列（1）和列（2）。加入控制變量前后，SOE×HSHK的估計系數均在1%的水平上顯著為負，同時HSHK的系數均顯著為正，表明相對于非國有企業，“滬深港通”制度實施對國有企業出口規模的促進作用較小。可能的原因是：國企的經營戰略主要體現國家宏觀政策和社會整體效益的平衡，而非簡單尋求自身利益最大化，外資對其經營理念和方針的干預程度較低，對其出口發揮的邊際效應更小。

2.不同技術含量的上市公司

本文借鑒彭紅星和毛新述的分類，［24］按照企業是否屬于高技術行業將樣本劃分為高技術和非高技術企業。設定高技術企業虛擬變量tech，當企業當年屬于高技術行業時取值為1，否則為0。在式（2）中加入HSHK與tech的交叉項，估計結果見表8中列（3）和列（4）。加入控制變量前后，tech×HSHK的估計系數均在5%的水平上顯著為正，且HSHK的系數在1%水平上顯著為正。這表明“滬深港通”交易制度實施對高技術和非高技術企業出口規模都有顯著促進作用，但相比之下對高技術企業出口的正向影響更大，說明高技術行業上市公司在“滬深港通”實施后能充分利用外國投資者帶來的資金和先進理念方法，進一步提高自身的技術水平和產品的國際競爭力。

表8 基于所有制和技術含量的異質性分析

（五）安慰劑檢驗

對DID模型進行安慰劑檢驗。隨機選取一組公司作為“偽處理組”，對組內每個企業隨機生成一個“偽政策實施年份”，獲得“偽政策虛擬變量”進行DID模型回歸，并將這一過程循環500次。圖2展示了500個“偽政策虛擬變量”估計系數的分布及相應的p值。垂直虛線是0值以及主回歸中的真實估計系數0.306，水平虛線是顯著性水平0.1。由圖2可知，系數大都集中在0值附近，大多數p值都大于0.1。同時，主回歸的真實估計系數明顯差異于安慰劑檢驗的估計結果，表明安慰劑檢驗通過。

五、結 語

本文利用中國A股上市公司數據實證研究了“滬深港通”交易制度對企業出口行為的影響，得出以下幾點結論：第一，“滬深港通”交易制度的實施對上市公司具有出口促進效應。第二，“滬深港通”制度實施對上市公司的出口促進效應通過生產率、創新和信息披露等傳導機制實現。第三，“滬深港通”制度實施對國有上市公司的出口促進效應小于非國有上市公司，對高技術行業上市公司出口的正向影響大于非高技術行業上市公司。

本文研究結論具有較強的政策意義：首先，應進一步深化資本市場對外開放，探索建立內地股票市場與更多海外成熟股票市場的互聯互通機制，研究探索新的開放模式。還應進一步擴大和優化互聯互通機制標的股名單，激發投資活力。其次，強化信息中介培育，發揮資本市場開放對提升上市公司信息披露質量的作用。最后，上市公司應將注意力集中于自身的長遠發展和生產率水平的提升，切實提高研發創新水平和盈利能力，并增強信息透明度。