資本市場開放、企業創新與產品市場競爭力：基于QFII制度視角

周 率 尹志超 高若瑜

合格境外機構投資者（QFII）制度是中國資本市場開放的重要舉措。2002年11月，中國證券監督管理委員會和中國人民銀行聯合發布《合格境外機構投資者境內證券投資管理暫行辦法》（以下簡稱《暫行辦法》），QFII制度正式在中國實施。2006年8月，中國證券監督管理委員會、中國人民銀行和國家外匯管理局出臺了新辦法，取代《暫行辦法》，QFII申請難度再一次大大降低。2020年5月，《境外機構投資者境內證券期貨投資資金管理規定》發布，再次放松了境外機構投資者在境內證券期貨投資的資金管理要求，為更多QFII在中國進行投資提供了機會。以上政策措施奠定了QFII制度在中國資本市場雙向開放大環境下的發展基礎。

然而，QFII制度仍有一些不能適應中國金融市場開放的問題，具體表現在：其一，QFII投資額度使用率往往因為QFII投資的嚴格行政限制性規定而保持在較低水平；其二，中國股票和債券不斷被納入國際主流指數，對QFII投資便捷性的標準愈發嚴格。Wind數據庫顯示，截至2021年11月30日，無論是從持股市值口徑還是持股數量口徑來看，QFII持股占流通A股的比例都相對較低，與人民幣合格境外機構投資者（RQFII）持股相加的占比不到流通A股的0.4%。這說明QFII對境內資本市場投資的潛在風險仍然有一定顧慮。現階段，中國金融市場尚處于不成熟階段，中國企業能否通過吸收境外資本進而發揮資本市場積極作用，仍有待進一步研究。

鑒于資本市場開放的重要性，本文根據當前政策背景，試圖對QFII持股所產生的經濟效應進行檢驗。創新是企業提升競爭力的關鍵因素，創新驅動的關鍵就在于通過創新引領實體經濟提質增效。建立以企業為主體、市場為導向、產學研深度融合的技術創新體系的強大支持動力來源于金融市場，要發揮資本市場價格發現、資產配置和公司治理等功能。因此，我們可以將企業創新作為QFII持股影響效應的合適視角。那么，QFII機制究竟如何作用于企業創新？其影響機制是如何的？顯著性又受何種調節因素影響？QFII持股是否能夠通過企業創新作用于產品市場？鑒于現有文獻觀點各異，QFII持股與企業創新的關系仍需進一步探討。

隨著“引進來”戰略不斷推進，企業活動愈發依賴市場環境。作為創新重要的主體，企業是中國發展戰略性新興產業的主體力量。企業利用創新來應對內外部復雜多變的環境，在產品市場的高強度競爭中贏得主動。因此，正確認識QFII機制對企業產品市場競爭力的影響，既是企業進行科學創新決策的前提，又是探索中國市場化改革和提升實體經濟整體競爭力的基礎。目前關于QFII持股與產品市場關系的研究相對較少，大多數學者僅針對市場開放與經濟后果等進行研究［1］。本文進一步對QFII持股、企業創新與企業產品市場競爭力三者關系進行分析，豐富和拓展了該領域研究。結合上述分析，本研究將2010—2021中國A股上市公司作為研究樣本，以創新為研究視角，涵蓋創新投入和創新產出兩個方面，探討QFII持股、企業創新、產品市場競爭力之間的關系，為通過金融發展促進實體經濟發展提供政策啟示。

一、相關文獻綜述

與西方資本市場的開放進程相比，中國一直試圖在全球化趨勢下合理地、漸進地開放中國資本市場。從1991年B股市場的開放到2019年“滬倫通”的開啟，印證了中國資本市場已經成功進入雙向開放階段的事實。資本市場的開放需要堅實的微觀經濟基礎和良好的微觀運營機制。Stapleton&Subrahmanyam是最早利用市場分割假說來解釋公司在境外進行融資行為的學者。他們認為，交叉上市是資本市場開放環境下企業作出重要決策的戰略行為之一，公司可以通過在國外市場交叉上市來克服市場分割帶來的融資壁壘，不僅可以克服資產定價效率低下的問題，而且能達到分散風險的目的［2］。之后越來越多的學者開始關注市場開放對企業行為的影響，早期的國外研究分別從市場分割假說、投資者認知假說、流動性假說、約束假說和商業戰略假說等角度探討其對企業境外融資行為的動因，最終都將其歸結為資本成本效應，認為企業進行境外市場的決策行為有利于降低資本成本，提升企業價值。

隨著中國資本市場的發展，相關的開放舉措和政策也逐漸增加，主要包括B股市場的開放、引入QFII、市場互聯互通、投融資雙向跨境流動、納入國際指數、證券服務業雙向開放、交易所“走出去”等。由此，國內的研究也隨之深入，學者們開始從資本市場開放的各個方面探討其對微觀企業行為的影響。一是交叉上市的影響。早期很多公司愿意通過交叉上市來獲得低成本的外源融資，以促進公司的后續成長［3］。隨著上市路徑、市場環境以及制度環境的變化，學者們開始重新審視公司交叉上市的行為和路徑，研究發現相較于“由外及內”的上市方式，“由內及外”的交叉上市路徑更有助于公司治理的改善［4］。二是引入QFII的影響。隨著QFII機制的引進，企業也迎來了一種重要的外部治理力量。QFII機制可以通過增加持股公司的分析師跟蹤人數和高管薪酬業績敏感性來改善信息披露質量，從而對企業內部治理更加有利［5］。同時，有學者以境內外機構投資者的差異為研究視角，發現境外機構投資者的投資關系更為獨立。不同于境內機構投資者需要面對錯綜復雜的政商關系，境外機構投資者能夠更為自主地對企業形成監督效應。此外，境外機構投資者的投資經驗也更為豐富，成熟度更高，更有助于企業外部治理環境的改善，降低信息不對稱程度［6］。三是資本市場互聯互通的影響。有研究表明，在“滬港通”“深港通”開通這一外生因素的沖擊下，資本市場開放會使企業所處的外部治理環境得到改善，企業與投資者之間的信息不對稱程度將得以降低［7］，從而降低股價異質性波動［8］，進而提高股票市場的穩定性［9］。 同時，這種影響在信息環境差、公司治理不善的公司中表現得更為明顯，有利于優化投資者結構，從而促進中國實體經濟的發展［10］。

就資本市場開放的經濟后果而言，國外學者探討了資本市場開放對微觀經濟機制的影響，為中國漸進式開放的資本市場發展提供了較好的借鑒。如何科學運用國外的相關經驗來回應中國資本市場雙向開放對實體經濟發展的訴求，確立自身的發展路徑與監管體系，是當前政策與理論研究的重點。就研究范疇而言，已有研究多集中于資本市場開放對公司治理、企業投融資行為等方面的影響，對于企業如何通過資本市場開放從而全面提升其在產品市場中的國際競爭力的路徑研究則較為缺乏。就研究方法而言，相關研究從宏觀和微觀兩個層面進行了理論和實證分析，尚缺少產業層面的理論與實證探討，而加入對中觀層面的產業分析是進一步厘清市場機制與企業行為之間互動關系的關鍵所在。在當前實際情況與問題上，隨著中國改革開放力度的加大，資本市場雙向開放的制度也會不斷向前發展，而在多樣化的開放模式下，企業該如何從中尋找最優的商業戰略對策，增加其在股票市場上的未來價值，提高其經營能力及創新能力，從而提升其產品市場競爭力，值得深入探討。本文從QFII制度視角出發來探討這個問題，雖然互聯互通進入內地市場的資本已超過QFII持股的規模，但互聯互通制度沒有取代QFII制度，反而因為細則的不同，兩者實現了良好的互補。由于QFII制度允許多元組合，可用外幣交易，實行資金跨境留存，其對中國實體經濟的影響更加直觀和顯著，因而有必要作進一步的研究。

企業在不同市場面臨不同的競爭，相應地，企業競爭力包括產品市場競爭力、要素市場競爭力和運營效率競爭力等，其中企業產品市場競爭力是企業競爭力的最終體現［11］。企業產品市場競爭力是指處于同一市場的兩家公司，如果其中一家能夠為類似客戶群創造出更高的利潤率，那么這家企業在產品市場上就具有競爭優勢。關于企業產品市場競爭力的相關研究最早是由經濟學領域發展而來的，近幾年則進一步拓展至管理經濟學和企業經濟學領域。對競爭力的研究也逐漸延伸至企業內部，更加強調企業核心能力的差異。從經濟學領域出發研究企業產品市場競爭力的內容包括其在產品市場上的經營業績、成長速度、市場表現等方面［12］。從管理經濟學視角出發研究衡量企業產品市場競爭力的相關因素還包括企業的營銷方法、企業規模、經濟實力、企業生產成本和產品質量等［13］。與此同時，隨著研究的深入和文獻的補充，近幾年越來越多的學者更加傾向于從企業相關業務產品受眾對象的角度來探究企業在產品市場上的競爭優勢。根據資源基礎理論，企業在產品市場上的長期聲譽可以通過增加客戶滿意度來維持和改善其在市場上的競爭地位，因而這也是公司區別于競爭對手的重要戰略資產，是競爭對手難以復制的［14］。而現有的企業產品市場競爭力的相關文獻相對較新，近幾年發展較為迅速。學者們試圖從各個角度對企業產品市場競爭力進行衡量和分析。然而，迄今為止，對于產品市場競爭力的合理量化仍舊是一個尚存爭議的問題。基于現有文獻的研究，較為標準化的衡量方法是采用企業的市場份額來測量企業產品市場競爭力［15］。除此之外，基于資源基礎和制度基礎的競爭優勢理論認為,資本市場和產品市場之間的內在聯系是客觀存在的。由于產品市場上的消費者也是資本市場上的投資者，因而產品市場準入與資本市場準入的影響是雙向的，即企業在產品市場上的聲譽可以轉化為資本市場上的知名度，反之亦然［16］。因此，企業的市場份額對于企業產品市場競爭力的衡量在本文中就更為準確，能更加直觀地建立資本市場與產品市場之間的連接。由此，也補充了這一方向的文獻，為提高我國企業產品市場競爭力提供了重要依據。

由上述文獻可知，資本市場與產品市場存在一定的內在關聯性，現有文獻對其中的關系解釋較為有限，且缺乏實踐證據的驗證。結合中國多樣化的市場開放機制，企業面對更多的戰略抉擇時，其表現出的行為模式也截然不同，這其中有異質性的內部動因。因此，本文從QFII制度視角出發，探索資本市場開放—企業微觀結構—產品市場競爭力的實際影響路徑，這對于厘清企業在資本市場和產品市場上的戰略行為及其發展的互通機制具有重要的意義。

二、理論分析與研究假設的提出

（一）QFII持股對企業創新的影響

就外部信息環境而言，境外投資者的投資方式靈活、經驗豐富、信息分辨能力強，在資本市場上境外投資者持股能夠提升股價信息質量，從而提高信息傳遞的有效性。就公司內部治理而言，有學者認為在企業的運營中引入機構投資者可將企業的能力和相對優勢達到效用最大化，為企業注入先進技術和管理模式，從而改善公司治理質量，有效減少管理層利己行為［17］。因此，當企業的內部治理情況在得到改善之后，其能直接推動企業自身盈利能力的提升，從而對企業的創新活動起到積極促進作用。同時，國內部分學者研究發現，獨立機構投資者使企業融資約束更加寬松，從而有助于提升上市企業創新活動的數量和質量［18］。然而，少數學者則認為，由于信息不對稱，機構投資者無法正確評估企業創新、作出創新決策，且交易型機構投資者對企業創新無明顯促進作用［19］。

基于上述分析，本研究認為QFII有足夠的動力和能力通過持股促進企業創新：其一，QFII并非散戶投資者，中國對QFII持股有一定的要求。大多數境外機構投資者持股比例較大，相關政策對其拋售股票進行了限制，這使其更加注重企業長期發展而非短期利益，有足夠動力參與公司治理，推動企業創新。其二，QFII屬于機構投資者，資金規模大、風險承受能力強，且具有一定的專業能力和實踐經驗，有足夠能力支撐和促進企業創新。其三，QFII作為國外機構投資者，具有一定特殊性，可為中國企業帶來先進技術和管理模式，提升公司治理水平和創新質量。據此，提出如下假設：

H1：QFII持股能夠促進企業創新。

（二）QFII持股、企業創新與產品市場競爭力的影響路徑

QFII作為外部投資者，比起其他機構投資者，更能夠借助自身外部優勢為企業提供先進經驗和技術，制約管理層諸如減少創新投入以進行盈余操縱的利己行為。由此可見，創新投資在QFII持股影響企業產品市場競爭力的路徑中起到了關鍵作用。

QFII持股對企業的影響符合機構投資者的“積極監督”假說和產品戰略創新的基本理論內涵。“積極監督假說”認為機構投資者參與企業治理的積極性較高，能夠防止企業績效惡化，促進企業創新［20］。該假設也有相關文獻支撐，如Omer&Blake認為，國外機構投資者持股能夠對上市企業創新活動起到積極促進作用［21］；同時，跨國機構投資者監督治理積極性較高，若企業創新并未達到預期效果，也可為其失敗提供一定保險，有利于增強國家間創新知識和技術的溢出效應。此外，QFII持股可以改善投資者對企業的認知。由于資本市場上的投資者也是產品市場上的潛在消費者，因而QFII持股相當于企業在資本市場上的一種“營銷方式”，可視為企業產品市場戰略的一部分，由此能使產品市場上消費者對企業產品的認知度得以提高。根據產品戰略創新的基本理論，當新產品能夠對消費者產生一定積極的需求和感知度時，就能大大增強企業業務實力，在市場占有率等方面表現出較高的加權平均值，進而提高企業產品市場競爭力。據此，提出如下假設：

H2：QFII持股通過提高企業創新從而提升企業產品市場競爭力。

三、研究設計

（一）樣本選取與數據來源

本研究的專利數據來源于中國研究數據服務平臺（CNRDS），QFII持股數據源于萬德數據庫（Wind），其他樣本數據源于國泰安數據庫（CSMAR）。本文以2010—2021年15 582個觀測值、1 986家篩選后的A股上市公司為研究對象，篩選規則如下：剔除金融業上市公司；剔除ST、*ST類上市公司。本研究對所有連續變量在1%的水平下進行縮尾處理，使用Stata16.0進行回歸分析。

（二）變量定義

1.被解釋變量

本研究的被解釋變量為專利獲得（PATENT）和相對產品市場占有率（RMS）。

企業創新包括創新產出和創新投入。衡量企業創新產出的指標包括：企業當年各類專利（發明專利、實用新型專利和外觀設計專利）獲得總量加1后的自然對數以及企業當年發明專利申請數量加1后的自然對數等。由于有諸多企業的某類專利獲得量為0，為了度量創新產出，我們選用企業當年各類專利獲得總量加1后的自然對數（PATENT）。

本研究采用相對產品市場占有率（RMS）來衡量企業產品市場競爭力。目前，絕對市場占有率、相對市場占有率、全要素生產率等指標都能衡量產品市場競爭力。考慮到產品市場企業眾多，需要一個方便反映企業市場壟斷程度、充分衡量企業競爭相對地位的綜合經濟指標，故選用相對市場占有率作為拓展性分析的被解釋變量。

2.解釋變量

實證研究將QFII持股比例（QFII）作為解釋變量，其數值等于年末QFII持有股數與公司總股本之比。

3.調節變量

由于QFII持股對企業創新的作用方向和強度不僅受到上市公司自身特性的影響，而且會因為機構投資者類型的不同而出現投資行為和偏好的差異，從而對企業本身產生影響，因而本研究分別從資金供應和委托代理兩個角度分析QFII持股對企業創新的影響機理。對于QFII資金供應，本文利用上市公司股本規模（NC）的不同來比較QFII資金供應的相對大小，對QFII持股和股本規模兩個變量進行去中心化處理，接著運用其交互項分析股本規模對QFII持股與企業創新和產品市場競爭力關系的影響。本文借鑒周紹妮等［22］的研究方法，計算上市公司QFII持股2010—2021年內的平均換手率，若其平均換手率數值大于中位數，則為交易型QFII，反之則為穩定型QFII，根據該分類計算上市公司交易型 QFII持股比例（TRANSD）和穩定型QFII持股比例（STABLED）。這里以兩種類型QFII持股作為解釋變量，驗證異質性QFII持股對企業創新和產品市場競爭力的影響。

4.控制變量

為控制其他因素對解釋變量和被解釋變量的影響，本文借鑒已有研究，控制變量包括行業競爭性水平（HHI）、企業性質（STATE）、凈資產收益率（ROE）、資產負債率（REV）、流動比率（CR）、流動資產周轉率（CAT）、營業收入增長率（GROWTH）、營運資本（WC）、前十大股東持股比例（TENTH）、董事人數（BOARD）、獨立董事比例（INDEP）、高管持股比例（ESHR）、是否兩職兼任（DUAL）、公司成立時間（FIRMAGE）。本研究需要考慮并控制年度和行業差異對結果的影響，故在實證模型中加入年份（year）和行業（IND）虛擬變量。變量定義如表1（下頁）所示。

表1 變量定義

（三）模型設定

根據本文的研究假設，依次構建以下回歸模型，控制時間固定效應（year）和行業固定效應（IND）。理論上，選擇聚類處理方式需要考慮解釋變量之間和誤差項之間是否在該集群內相關。如果解釋變量或者誤差項之一在該集群內可能不相關，則應采取其他聚類方式。根據上述原則，在本文的基準模型中，核心解釋變量和誤差項均在同一行業存在相關性，因而理論上應當在行業層面進行聚類處理：

本文設定待檢驗的回歸模型（1），以驗證QFII持股是否影響企業創新活動（假設H1）,其解釋變量QFIIit表示企業i在年度t的QFII持股比例；被解釋變量PATENTit表示企業i在年度t的專利獲得總數。考慮到其他可能的影響因素，控制變量CONTROLSit選取了企業層面的特征變量。ηt為時間固定效應，ωi為行業固定效應，εit為擾動項。

本文用模型（1）、模型（2）和模型（3）來檢驗QFII持股、企業創新與產品市場競爭力的影響路徑以及三者之間的關系。模型（2）和（3）中的被解釋變量均為RMSit，表示企業i在年度t的相對產品市場占有率。其中，模型（2）中的系數β為自變量QFII對因變量RMS的總效應；模型（1）中的系數β為自變量QFII對中介變量PATENT的效應；在模型（3）中，系數φ是在控制了自變量QFII的影響后中介變量PATENT對因變量RMS的效應，而系數β是在控制了中介變量PATENT的影響后自變量QFII對因變量RMS的直接效應。

四、實證結果與分析

（一）描述性統計分析

變量描述性統計結果如表2所示。專利獲得變量最大可以達到5.063，最小數值為0，平均值等于0.539，表明上市企業之間專利獲得的數量具有較大差異，同時可以推斷出占比更大的是專利獲得較少的企業。同理可得，上市企業間產品市場競爭力也存在較大差異。QFII持股變量最大可以達到3.140%，平均值等于0.106%，表明國內只有很小一部分上市公司被QFII持股。交易型QFII平均持股比例要低于穩定型QFII，表明不同類型QFII對上市公司持股比例具有不同偏好，相較于交易型QFII，穩定型QFII持股更為穩健，持股時間長，持股比例大。根據數據我們可以推測，占比更大的是高管持股比例較低的上市企業，說明在中國上市企業中對高管的股權激勵力度仍處于較低水平。

表2 描述性統計結果

（二）相關性分析

如表3（下頁）所示，QFII持股與企業專利獲得的系數在1%的置信度下顯著正相關，初步判斷QFII持股可以促進企業專利獲得。根據表3中的結果，我們發現模型變量間相關系數的絕對值大多小于0.8，故初步認為模型不存在嚴重的多重共線性。

（三）回歸分析

1.QFII持股對企業創新的影響

依據研究內容和數據類型判斷使用固定效應模型，應考慮行業和年份對因變量的影響，每個行業和年份在模型中會有相應的估計系數，因而引入行業和年度虛擬變量，以控制行業和時間固定效應對因變量的影響。此后，進行Hausman檢驗，F檢驗的P值為0，故拒絕隨機效應模型是正確模型的原假設，進一步支持選用固定效應模型。如表4（下頁）列（1）所示，在1%的置信水平下，QFII持股對專利獲得的回歸系數顯著為正，說明QFII持股能夠增加專利獲得，假設H1得到驗證。結論符合機構投資者的“積極監督”假說，QFII投資方式靈活、經驗豐富，監督治理積極性高，可以帶來先進技術和管理模式，放松企業融資約束，故QFII持股能夠提升股價信息質量，改善公司治理，促進企業創新。方差膨脹因子檢驗發現，VIF最大值為4.11，均值為1.37，數值均低于10，表明模型不存在嚴重多重共線性。

表4 QFII持股對企業創新的影響

E G A M FIR 1 L A U D 1***-0.082 R ESH 1***0.597***-0.125 EP D IN 1***0.153***0.098***-0.098 D R A BO 1***-0.554***-0.296***-0.199***0.074 TH TEN 1-0.009***0.087***0.276***0.090***-0.263 C W 1***0.286***-0.249**0.029***0.387***0.243***-0.298 TH W O R G 1***0.088**-0.032***-0.039 0.019**0.063-0.008-0.005果結析分性關相3表T CA CR LEV E O R 1 1***-0.213 1***-0.610***0.099 1***-0.376***0.321***0.033***-0.298-0.008*0.007**0.022***-0.422***0.763***-0.775***0.224 0.009***0.173***-0.154***0.205***0.183***-0.179***0.204***0.028***-0.090 0.017-0.008**-0.014***-0.298***0.282***-0.325***0.075***-0.163***0.180***-0.213***0.038***0.177***-0.229***0.182***-0.064 TE STA 1***-0.064***0.384***-0.246***0.236 0.006***-0.364***-0.043***0.258***-0.035***-0.395***-0.358***0.128 I H H BLED STA 1 1-0.027***-0.032 0.004***-0.042***0.063 0.016 0.001**-0.056**-0.045***-0.052**0.026***0.053-0.015***0.056*-0.018**-0.033**-0.017***-0.053-0.002**0.084**0.027***0.027***-0.035 0.005**-0.015 0.006**0.012著顯下平水信置SD N A TR C N FII Q T TEN PA 1 T TEN PA 1***0.038 FII Q 1***0.030***0.338 C N 1**0.025***0.541-0.003 SD N A TR***0.172***0.073***0.692***0.037 BLED STA-0.001 0.004-0.012 0.004 I H H 0**0.476-0.015***0.294 TE STA***0.075***-0.082***0.084***0.039 E O R 0.001***0.458-0.020***0.192 LEV-0.014***-0.401-0.003***-0.158 CR**0.010***0.329***0.031***0.104 T CA*-0.021***-0.065**-0.017 0 TH W O R G-0.006***-0.558 0.008***-0.138 C W-0.003***-0.181***0.042***0.173 TH TEN*-0.012***0.270**-0.047***0.093 D R A BO 0.015 0.013***0.035***0.091 EP D IN 0.003***-0.483 0.006***-0.147 R ESH 0.012***-0.286 0.0130***-0.092 L A U D**0.049***0.272-0.0185***-0.024 E G A M FIR的、1 0%、5%1%在示表別分、*、**：***注

2.不同影響因素下QFII持股與企業創新的關系

QFII持股對企業創新的作用方向和強度不僅受到上市公司自身特性的影響，而且會因為機構投資者類型的不同出現投資行為和偏好的差異，從而對企業本身產生影響。鑒于此，本研究分別從資金供應和委托代理兩個角度分析QFII持股與企業創新之間的影響因素。

從資金供應角度來看，由于上市公司股本規模具有較大差異，相同QFII持股比例對企業創新的影響也不盡相同。因此，若想充分發揮QFII機制提升企業創新的積極作用，就必須綜合考慮QFII在不同股本規模企業的持股比例。本文在回歸方程中設定交互項，分析在股本規模不同的公司中QFII資金供應的相對大小對企業創新的作用機制。結果如表5（下頁）列（1）所示，交互項系數在5%的置信水平上顯著為負，表明在股本較大的公司中，QFII持股增加引起的專利獲得變化會相對減弱；相反，若QFII增持小股本企業股票，則該企業創新水平將顯著提升。QFII持股在資本市場上具有一定的信號傳遞效應，其對企業創新的影響應充分考慮企業股本規模，盡可能減少QFII利用政策漏洞在小股本規模企業中快進快出的短視投資行為。

表5 不同影響因素下QFII持股與企業創新的關系

從委托代理角度來看，QFII持股可分為穩定型長期持股和交易型短期持股。穩定型QFII持股時間長，持股比例大，QFII監督和治理積極性高，委托代理問題并不嚴重，代理成本相對較低，有利于幫助企業管理者作出正確的經營決策，提升企業創新能力。列（2）呈現了異質性QFII持股與企業創新之間的關系，結果表明STABLED與PATENT顯著正相關，而TRANSD與PATENT系數為負且不顯著，說明QFII持股引起的專利獲得變動主要源于穩定型QFII影響。綜合來看，雖然QFII持股對企業創新有一定提升作用，但換手率較低的長期穩定型QFII持股影響更大，QFII出于關注企業長期價值增長而非短期利益的動機對企業創新的拉動作用更為明顯。QFII作為一種特殊的機構投資者，在資金規模、信息收集與傳遞、風險承受度、經營投資經驗、海外優秀人才資源等方面均具有明顯優勢，有足夠能力和動力為企業未來發展提供物質支持，進而提升企業創新。故QFII通常持股比例大、持股時間長，在充分權衡監督治理上市公司所需成本和所獲收益的情況下，更傾向于積極監督主義，而非短期投機主義。這與中國監管部門對QFII等機構投資者投資行為的合理限制性規定是分不開的，驗證了中國大力培育穩定性機構投資者政策的正確性。只有不斷降低機構投資者對流動性和投資回報率的敏感程度，才能逐步促進中國資本市場良性健康發展。

3.QFII持股、企業創新與產品市場競爭力的影響路徑

為驗證創新的機制效應，本文運用溫忠麟等［23］的檢驗方法。表 6（下頁）列（1）QFII持股對RMS的回歸系數為正且t值顯著，故企業創新的機制效應得到驗證。列（2）表明，QFII對RMS的回歸系數為正且t值顯著，同樣，PATENT對RMS的回歸系數也為正且t值顯著。由此可知，QFII的直接效應和間接效應都較為顯著，三系數同為正號說明PATENT具有部分中介作用。結論符合機構投資者的“積極監督”假說和產品戰略創新的基本理論內涵，QFII持股能夠通過企業創新來提升產品市場競爭力，假設H2驗證成立。另外，經Sobel Test檢驗發現，P值在5%水平上顯著，進一步表明QFII作為外部投資者，借助自身外部優勢提供先進技術和經驗，制約管理層的利己行為，幫助企業不斷開發和整合新技術，進而提高生產效率和產品市場份額。這也證實了企業通過創新來應對激烈產品市場競爭的重要性，正確認識QFII持股和產品市場競爭力的關系是企業科學創新決策的前提。

表6 QFII持股、企業創新與產品市場競爭力的影響路徑

4.不同特征影響下QFII持股、企業創新與產品市場競爭力之間的關系

QFII持股對企業創新和產品市場競爭力的影響在不同類型企業中具有差異。為探究企業不同特征下的影響，我們分別對企業的產權性質和行業性質特征進行回歸，結果如表7（下頁）所示。在低競爭性行業和非國有企業中，QFII持股行為尤為符合機構投資者的“積極監督”假說和產品戰略創新的基本理論內涵，即其對專利獲得具有顯著正向影響，且QFII持股提升產品市場競爭力的影響路徑是企業創新。然而，在高競爭性行業和國有企業中，QFII持股通過企業創新對企業產品市場競爭力沒有顯著影響。這說明非國有企業商業性的逐利偏好加劇了代理問題，QFII持股參與有效收斂了QFII的利益侵害行為，提升了企業創新水平，進而顯著提升了企業產品市場份額。同樣，相較于高競爭性行業，在低競爭性行業中的企業具有一定信譽和規模，股東持股時間長、比例大，企業監督治理積極性強，注重企業長期利益而非短期所得；為保持長期經營，企業必須大力開展創新活動，提升產品市場競爭力。

（12）S M R***10.00）9（5.1***20.00）（14.9 4 S E Y SE Y SE Y 849 6 90.53 30.50 9.4511 1I=H H）1（1 SM R***0.002）（5.3 2 SE Y SE Y SE Y 4986.3590.3840 2.4810）（10 TNETA P***93.00）（3.10 S E Y SE Y SE Y 9846 830.0 790.0.4822系關的）（9 SM R 01.00）（1.0 1***020.0）（1 8.30 S E Y SE Y SE Y 2246 39.60 83.60.03159間之力爭競0I=H H （8）SM R .001 0）9（1.1 SE Y SE Y SE Y 4226.5990.5820 9.4013場市品產）（7 TNETA P 390.0）（1.28 S E Y SE Y SE Y 242 6 800.2 430.2.4943與新創業）（6 SM R .002 0）0（0.9***03.00）（1 9.34 S E Y SE Y SE Y 3394.4340.4020 9.578、企股持II F Q 1=E T AST）（5 SM R 10.00）（0.94 S E Y SE Y SE Y 3394 90.44 30.40 9.374下響影征（4）TNETAP 0.009）5（0.3 S E Y SE Y SE Y 3394 0.195 0.183 33.50特同不7表0=E TAT S（3））（2 S M R SM R***.0010***01.00）3（7.1）（8.39***.0010）（11.3 2S E YSE Y S E YSE Y S E YSE Y 98688698 00.5330.50 30.4670.42 4.6427984.42值t為內號括，著顯下平）（1量變TNETA P***890.0 IIF Q）（5.97 TNETA P S E Y SLORTNO C S E Y year S E Y DIN 8698sbservationO 83.10uaredsq -R 92.00 2 j_Rad 8.392F水信置的1%在示表：***注

（四）內生性問題

雖然本研究控制了年份和行業的固定效應，但仍可能存在若干內生性問題，如QFII持股會影響企業創新，但企業創新也可能會影響該公司的QFII投資情況。因為創新水平越高意味著公司吸引境外投資者資金的能力越強，故模型可能存在反向因果問題。此外，該研究還可能存在遺漏變量、樣本選擇偏誤和測量誤差等內生性問題。為驗證模型中是否存在內生性問題，這里對模型進行Hausman檢驗，結果顯示統計量P值為0.000 46，模型的確存在內生性問題。因此，我們通過以下三種方法解決內生性問題：首先，引入合適的工具變量，糾正遺漏變量、雙向因果和測量誤差等問題；其次，為解決樣本選擇性偏誤，采用傾向得分匹配法進行檢驗；最后，將解釋變量滯后一期代入回歸模型，解決不存在序列相關時的遺漏變量和反向因果問題。

1.工具變量法

QFII持股和企業創新的關系仍可能被潛在因素影響，故本文引入工具變量消除這種偏誤。本研究將同省份所有企業QFII持股平均值（QFIIIV）作為工具變量，然后進行兩階段最小二乘法回歸。考慮到QFII持股在相同地區具有相似的投資偏好，某企業QFII持股經常與同地區其他企業具有相關性，但是其他企業QFII持股比例并不會直接影響該企業創新，故可同時滿足相關性和外生性條件。

就相關性約束條件而言，兩階段最小二乘法第一階段回歸結果如表8（下頁）列（1）所示，工具變量QFIIIV的系數在1%的水平下顯著，F值為20.28，表明同省份所有企業QFII持股平均值和企業QFII持股具有較強相關性。如列（2）結果所示，兩階段最小二乘法的第二階段回歸專利獲得系數也在1%的置信度下顯著，說明在處理內生性問題之后，QFII持股與企業創新依然顯著正相關。

表8 兩階段最小二乘法回歸結果

2.傾向得分匹配法

有QFII持股和無QFII持股的企業或許原本在其他因素上就存在差異，對企業創新的影響可能不是由于QFII持股，而是這些本就存在的差異造成的，因此，我們可以選用傾向得分匹配法（PSM）進行檢驗。處理組包括QFII持股企業，對照組則包括那些沒有QFII持股的企業，控制變量作為匹配變量。若兩組在企業創新上具有顯著差別，則是因為QFII持股帶來的。

如表9（下頁）的Panel A所示，核匹配后，變量標準偏差絕對值均小于10%，表明處理組和對照組匹配變量并無顯著差異。由Panel B樣本配對結果可知：其一，處理組平均處理效應（ATT）能夠衡量有QFII持股與無QFII持股的樣本專利獲得的差異，ATT差別減小，說明匹配后處理組和對照組差異減小，匹配前QFII持股放大的差異被PSM糾正了；其二，匹配前后處理組和對照組樣本專利獲得的差別系數顯著為正，說明匹配前后QFII持股與專利獲得顯著正相關。匹配后采用新樣本重復進行計量檢驗，計量結果與匹配前無差異，QFII持股能夠促進企業創新。

表9 傾向得分匹配法檢驗結果

3.解釋變量滯后法

這里將QFII的滯后項作為解釋變量進行回歸，由于解釋變量滯后一期，當期的被解釋變量不易反向影響上一期解釋變量，一定程度上可排除當期的影響，有利于解決不存在序列相關時的遺漏變量問題和反向因果問題。回歸結果如表10所示，列（1）顯示QFII持股能夠促進企業創新；列（2）表明交互項系數在1%的置信水平上顯著為負，在股本較大的公司中，QFII持股增加引起的專利獲得變化會相對減弱；由列（3）可知，STABLED與PATENT顯著正相關，而TRANSD與PATENT系數為負且不顯著，說明QFII持股引起的專利獲得變動主要源于穩定型QFII影響，而非交易型QFII；結合中介效應檢驗方法，由列（4）和列（5）可知，QFII持股確實能夠通過企業創新來提升產品市場競爭力。綜上所述，即便考慮了內生性問題，本研究前述結論仍然成立。

表10 解釋變量滯后分析結果

（五）穩健性檢驗

為增加本研究的可信度，本文展開了一系列穩健性檢驗。

其一，鑒于各企業間產品結構具有一定差異，僅采用創新產出作為企業創新的衡量指標可能會導致橫向不可比的問題，因而還需要基于研發投入構建衡量企業創新的替代指標。我國上市企業總資產數額較大，資本市場尚不完善，導致企業總市值時常波動，本研究采用研發支出與主營業務收入比值（RD）作為穩健性檢驗的被解釋變量。如表11列（1）結果顯示，QFII持股與研發投入的系數在5%的水平上顯著為正，說明QFII持股仍然對企業創新具有正向影響。

表11 穩健性檢驗結果

其二，本文為緩解變量右偏的誤差，解釋變量采用專利獲得總量加1的自然對數，沒有考慮到整數估計應采用計數模型。故這里對樣本數據進行泊松回歸，結果如列（2）所示，QFII持股系數在1%的置信水平下顯著為正；接著進行負二項回歸，列（3）顯示QFII持股系數在5%的置信水平下顯著為正。結果均與前文一致。

其三，本研究采用絕對產品市場占有率（AMS）替換拓展性分析中的被解釋變量相對產品市場占有率（RMS），AMS定義為企業當年產品銷售量與同行業所有企業產品銷售量之和的比值。如列（4）和列（5）結果所示，QFII持股和專利獲得與企業絕對產品市場占有率的系數均顯著為正。綜上可知，QFII持股仍然能夠顯著提升企業產品市場競爭力，且企業創新在二者關系中發揮中介作用。

其四，為了更好地識別模型，我們采取動態面板數據模型進行檢驗。首先，考慮到滯后期變量對當期企業創新的影響，我們在面板數據模型中引入滯后被解釋變量（L.PATENT）以反映動態滯后效應；其次，由于需要消除內生性問題，故滯后一期處理后再進行差分GMM估計；再次，為得到一致性估計，選擇GMM一步法；最后，在有限樣本下，為了減小估計偏差，在GMM分類中選取系統GMM，得到的結果如列（6）所示。本研究采用Sargen檢驗解決動態面板數據模型自相關問題，結果表明QFII持股仍顯著正向作用于企業創新。

五、研究結論與政策建議

本文以2010—2021年A股上市公司為研究對象，從企業、行業、市場三個角度考察QFII持股、創新和產品市場競爭力的影響路徑。研究發現，QFII持股能夠顯著促進企業創新能力，并且企業創新是QFII持股提升產品市場競爭力的重要影響路徑。在考慮內生性問題以及更換相關指標、變換模型等一系列穩健性檢驗后，這一結論仍然成立。機制分析表明，從資金供應和委托代理角度出發，在股本規模較小和穩定型QFII長期持股的公司，QFII可以分別通過增加資金供應和降低委托代理問題來增強對企業創新的影響。此外，在低競爭性行業和非國有企業中，QFII持股更能夠促進企業創新，從而提升企業產品市場競爭力。

實證結果驗證了QFII持股作為企業內部治理機制之一的正向影響，進一步表明當前我國QFII持股的角色更多偏向于價值投資者，證實了推行QFII持股決策的正確性。QFII持股和企業創新在我國深化改革進程中分別對應著兩個主要方面——對外開放和經濟轉型升級，本研究正是從企業和產業的微宏觀雙重視角“對癥下藥”，深入探討對外開放對企業創新和產品市場競爭力的積極影響。同時，本文的研究結論印證了資本市場開放對微觀實體經濟活動產生的積極影響。由于資本市場的投資者是潛在的產品市場消費者，資本市場與產品市場的耦合能使企業在國際市場中更加游刃有余。因此，不僅要利用資本市場的開放合作來打破國際市場壁壘，而且要利用準入暢通、開放有序的資本市場體系來提高生產資料與勞動力的配置效率，進而促進企業生產效率的提升，提升企業在產品市場上的國際競爭力。在新形勢下，中國資本市場作為全球資金“避風港”的效應逐漸顯現，如何利用資本市場開放帶動實體經濟的發展，是亟待解決的問題。

基于以上結論，提出如下政策建議：

就企業而言，一要采取多種方式吸引QFII投資，比如股票股利、回購協議、現金分紅等方式，不斷提升企業服務能力和效率。二要在努力提升產品市場競爭力的同時，注重企業自身創新活動的強度和質量，充分利用并發揮企業創新在QFII持股提升產品市場競爭力方面的積極促進作用。盡可能將企業股本規模維持在一定的合理范圍內，在吸引QFII投資的同時不斷完善優化企業持股結構和比例安排，支持提倡并積極培育QFII股東長期持股，增大穩定型QFII持股比例，減少QFII的短視主義投資行為，營造良好的企業經營環境，為QFII持股提升企業創新和產品市場競爭力提供充足的動力和良好的彈性。三要將企業高管持股納入管理層激勵機制。董事會需不斷完善高管晉升機制和激勵政策，使管理層更加關注企業長期發展而非短期個人利益，提升管理層企業管理能力和效率，在發揮QFII持股積極作用的同時，促使企業長期穩定可持續發展。

就政府而言，一要不斷完善中國資本市場高水平雙向開放的體制機制，同時豐富完善QFII持股政策，不斷為QFII投資門檻等行政性限制“松綁”。二要進一步營造良好的QFII投資環境和氛圍，改革和增進QFII的資產配置和風險管理手段，加大外匯管理改革力度，為外匯收支和跨境投融資提供方便，不斷提升服務能力和效率，吸引優質的QFII進入市場投資。三要加快資本市場開放，推進資本項目可兌換，制定相關政策為企業外匯業務辦理提供便利，促進產業升級，增強投資者參與金融市場對外開放的底氣。

就監督管理部門而言，一要嚴管嚴罰資本市場惡性違法行為，維持好金融秩序，保證國家經濟安全。二要強化管理要求，如明確上市企業對QFII交易行為管理和信息披露要求等。三要增強資本市場監督和風險監測預警，在加速開放的同時加強對資本市場的風險管理。為此，監管部門需完善相關規章制度，加強對QFII的監督和合規性管理，注重風險監測預警和管理控制，完善不同股本規模下的風險控制指標體系，進一步促進中國資本市場的健康良性發展，為更高水平的對外開放和國內國際雙循環提供保障。Reform