■彭斯達(dá)，鄭成思

一、引言

自20世紀(jì)90年代以來，赴境外上市的中國企業(yè)尤其是在國內(nèi)面臨外源融資困境的民營企業(yè)日益增多。這些企業(yè)運(yùn)用境外資本市場較為靈活的上市規(guī)則，通過境外上市及上市后的資本運(yùn)作迅速實(shí)現(xiàn)國際化成長。但在眾多的境外上市規(guī)則中，中國企業(yè)對境外上市方式多樣化這一靈活性規(guī)則并不十分適應(yīng)。相比境內(nèi)單一的IPO上市，即便境外資本市場還存在介紹上市、創(chuàng)業(yè)板轉(zhuǎn)主板上市、OTCBB轉(zhuǎn)板上市等多種上市方式，中國企業(yè)依然傾向于IPO上市。根據(jù)本文的樣本統(tǒng)計(jì)，境外單獨(dú)上市的738家中國企業(yè)中，以IPO方式上市的企業(yè)有644家，約占總數(shù)的82.3%。這可能是因?yàn)?，在境?nèi)資本市場“高發(fā)行價(jià)、高發(fā)行市盈率和超高募集資金”的“三高”背景下，中國企業(yè)對能夠帶來巨額股權(quán)融資流入的IPO上市形成了特殊偏好。而與IPO上市時(shí)首次公開募集資金（增量發(fā)行為主）不同，其他幾種境外上市方式在上市的同時(shí)通常不涉及或僅涉及小額的股權(quán)融資，更多是為了實(shí)現(xiàn)現(xiàn)有股權(quán)在二級市場的流通（存量發(fā)行為主）。

境外上市方式的不同直接影響企業(yè)上市時(shí)外源融資的規(guī)模大小甚至有無，而外源融資差異又會(huì)導(dǎo)致企業(yè)成長性差異。因?yàn)?，企業(yè)需要獲取融資（包括內(nèi)源融資和外源融資）來實(shí)現(xiàn)成長。雖然早期的“優(yōu)序融資”理論認(rèn)為，當(dāng)存在外部投資者和內(nèi)部經(jīng)理人之間的信息不對稱時(shí)，外源融資可能會(huì)傳遞有關(guān)企業(yè)經(jīng)營的負(fù)面信息且通常需要支付交易成本，故外源融資只是在內(nèi)源融資不足條件下的次優(yōu)選擇（Myers&Majluf，1984）。但隨著資本市場的發(fā)展和信息不對稱問題的逐步改善，外源融資已經(jīng)成為企業(yè)實(shí)現(xiàn)成長的重要融資渠道。眾多研究結(jié)果表明，企業(yè)投資不僅受內(nèi)源融資的制約，也受外源融資的影響（Brown et al.，2012）；企業(yè)依靠外源融資來增加投資支出，并進(jìn)一步通過有效投資來增強(qiáng)企業(yè)成長性（Musso&Schiavo，2008）。Khurana et al.（2007）根據(jù)37個(gè)國家在美上市企業(yè)樣本的回歸結(jié)果證明，企業(yè)將交叉上市后獲得的低成本外源融資投入到可盈利項(xiàng)目中，會(huì)顯著增強(qiáng)企業(yè)成長性。孔寧寧和閆希（2009）運(yùn)用同樣的檢驗(yàn)方法，并將Khurana et al.的研究樣本替換成中國A+H股上市企業(yè)，得到一致的結(jié)論。Brown et al.（2009）的研究進(jìn)一步表明，外源融資通過轉(zhuǎn)化為投資，對企業(yè)成長乃至整個(gè)宏觀經(jīng)濟(jì)增長起到推動(dòng)作用。

外源融資能夠影響企業(yè)成長性主要由于其緩解了企業(yè)的融資約束，即外源融資與企業(yè)成長性之間存在融資約束的中介效應(yīng)。Fazzari et al.（1988）提出，企業(yè)受融資約束的程度主要取決于其投資支出對內(nèi)源融資的依賴程度，而內(nèi)部現(xiàn)金流是內(nèi)源融資的主要來源，所以“投資-（內(nèi)部）現(xiàn)金流敏感性”可以衡量企業(yè)受融資約束的程度。外源融資的增加使企業(yè)的投資支出對內(nèi)源融資的依賴程度有所減輕，即融資約束得到放松。Kim（2014）在Fazzari et al.的研究基礎(chǔ)上增加外源融資的解釋變量，證明外源融資可以降低受融資約束企業(yè)的“投資-（內(nèi)部）現(xiàn)金流敏感性”。融資約束的放松伴隨著有效投資的增加，使企業(yè)成長性增強(qiáng)?？讓帉帲?014）的研究發(fā)現(xiàn)，中國企業(yè)赴美國IPO上市后，外源融資難度較上市前顯著降低，融資約束得到放松，企業(yè)成長性顯著增強(qiáng)。李培馨（2014）基于境外不同上市地點(diǎn)外源融資差異的研究表明，與在香港和新加坡上市的中國企業(yè)相比，在美國上市的中國企業(yè)獲得更多的外源融資流入，融資約束得到更大程度的放松，企業(yè)因此成長更快。

本文的樣本顯示，在境外募集上市的中國企業(yè)通過IPO獲得了大規(guī)模的股權(quán)融資流入，而絕大多數(shù)非募集上市的中國企業(yè)其上市時(shí)不涉及公眾募資。Charitou&Louca（2009）根據(jù)各級ADR的融資性特點(diǎn)，將其分為融資性ADR和非融資性ADR，并證明兩種ADR上市方式對企業(yè)經(jīng)營業(yè)績的影響存在明顯差異。借鑒該研究，本文擬根據(jù)不同境外上市方式在上市時(shí)是否發(fā)行融資的特點(diǎn)，將境外上市的中國企業(yè)分為募集上市企業(yè)（以IPO方式上市）和非募集上市企業(yè)（以其他方式上市）；并基于融資約束的視角，研究不同境外上市方式的股權(quán)融資差異，是否會(huì)通過融資約束的中介效應(yīng)影響中國境外上市企業(yè)的成長性，以及這些影響是否具有持續(xù)性。該項(xiàng)研究有助于從企業(yè)成長性的角度判斷是否應(yīng)該格外看重募集上市的短期股權(quán)融資優(yōu)勢，以及有助于中國上市企業(yè)追求并實(shí)現(xiàn)更多樣化的境外資本市場功能。新三板轉(zhuǎn)主板上市是境內(nèi)資本市場的未來實(shí)踐方向，本文的研究對該領(lǐng)域的探索實(shí)踐也具有一定的參考價(jià)值。

二、理論基礎(chǔ)

Fazzari et al.（1988）提出，當(dāng)企業(yè)不能或者很難從外部獲得融資來進(jìn)行有效投資時(shí)，投資支出完全依賴于內(nèi)源融資。根據(jù)該前提條件，本文認(rèn)為融資約束（α）就是企業(yè)在現(xiàn)有投資機(jī)會(huì)下的最大投資（I）所面臨的內(nèi)源融資缺口（ΔI）的約束程度，即：

而內(nèi)源融資缺口的大小取決于企業(yè)在現(xiàn)有投資機(jī)會(huì)下需要的最大投資與企業(yè)內(nèi)部現(xiàn)金流（k1）之間的差額，即

根據(jù)式（3），當(dāng)企業(yè)以募集方式上市時(shí)，其可以通過股權(quán)融資來填補(bǔ)內(nèi)源融資缺口。因此，股權(quán)融資（k2）流入將緩解，甚至消除募集上市企業(yè)所面臨的融資約束，即：

Asli&Vojislav（1998）認(rèn)為，企業(yè)對外源融資的需求取決于投資機(jī)會(huì)和內(nèi)源融資的可獲得性?；谝韵滤膫€(gè)假設(shè)條件：生產(chǎn)所用資產(chǎn)對銷售的比率恒定、銷售凈利率恒定、經(jīng)濟(jì)折舊等于財(cái)務(wù)報(bào)表披露的折舊、外源融資全部用于投資，Asli&Vojislav提出如下融資規(guī)劃公式來估計(jì)外源融資帶來的企業(yè)成長：

式（5）規(guī)劃企業(yè)按照速度g成長所需要的資本投入與公司內(nèi)部融資之間的差額。其中，EFN表示外源融資規(guī)模，g表示企業(yè)成長性，此處特指銷售收入增長率，A表示總資產(chǎn)規(guī)模，E表示凈利潤，b表示凈利潤中用于再生產(chǎn)的比率。將式（5）的EFN用k2代替，可以變形轉(zhuǎn)化為：

從式（6）可得，股權(quán)融資（k2）流入通過轉(zhuǎn)化為投資可以提高募集上市企業(yè)的銷售收入增長率；且k2越大，銷售收入增長率越高。且基于該模型的假設(shè)條件（一）和（二），銷售收入增長率g（為了便于區(qū)分，下文將其指定為GSALE）與總資產(chǎn)增長率GTA、凈利潤增長率GNI呈正相關(guān)關(guān)系。結(jié)合式（4）和式（6），募集上市企業(yè)可以通過IPO緩解其面臨的融資約束，增加投資進(jìn)而增強(qiáng)企業(yè)成長性。

與募集上市企業(yè)相比，非募集上市企業(yè)通常不能在上市時(shí)通過股權(quán)融資（k2）流入來彌補(bǔ)內(nèi)部現(xiàn)金流的不足，且假設(shè)其他外源融資流入忽略不計(jì)，那么在上市后短期內(nèi)非募集上市企業(yè)面臨的融資約束無法緩解，其亦不能通過擴(kuò)大投資迅速實(shí)現(xiàn)企業(yè)成長。但是，Didier et al.（2014）的研究發(fā)現(xiàn)，存在再融資行為的企業(yè)的成長性比沒有再融資行為的企業(yè)更強(qiáng)。這意味，非募集上市企業(yè)可以根據(jù)實(shí)際需求，通過上市后的股權(quán)和債權(quán)再融資來增加外源融資kn的流入，使其融資約束亦下降為α′，從而使g得以提高。因此，不同境外上市方式所導(dǎo)致的融資約束差異和企業(yè)成長性差異可能在上市后長期逐漸縮小甚至消失。

三、研究設(shè)計(jì)

由前文可得，融資約束中介效應(yīng)的實(shí)現(xiàn)必須基于兩個(gè)前提：融資約束的放松和投資的有效性；故本文擬分兩步對募集上市和非募集上市方式進(jìn)行比較研究。第一步，考察該兩種上市方式對企業(yè)融資約束的影響差異，若募集上市的股權(quán)融資優(yōu)勢能夠帶來融資約束的顯著放松，則以該方式上市的企業(yè)擁有更多的資本進(jìn)行投資。第二步，考察該兩種上市方式對企業(yè)成長性的影響差異，若募集上市企業(yè)擴(kuò)大的投資支出是有效的，則表明其股權(quán)融資優(yōu)勢可以轉(zhuǎn)化成為企業(yè)的成長性優(yōu)勢。此外，本文還將考察上市方式對企業(yè)融資約束和成長性的影響是否具有持續(xù)性，以此判斷待上市企業(yè)是否應(yīng)該格外看重募集上市的短期股權(quán)融資優(yōu)勢。根據(jù)此思路，本文設(shè)計(jì)以下兩個(gè)實(shí)證模型。

（一）上市方式對企業(yè)融資約束的影響模型

為了檢驗(yàn)境外上市方式對中國企業(yè)融資約束的影響以及該影響的持續(xù)性，本文在Fazzari et al.（1988）的模型基礎(chǔ)上，增加代表上市方式的虛擬變量來比較募集上市企業(yè)和非募集上市企業(yè)在境外上市前后各時(shí)間段的“投資-（內(nèi)部）現(xiàn)金流敏感性”：

在回歸方程（7）中，INVit代表當(dāng)年投資，以固定資產(chǎn)凈值的變化值與固定資產(chǎn)折舊之和衡量。CFit代表當(dāng)年內(nèi)部現(xiàn)金流，以凈利潤與固定資產(chǎn)折舊之和衡量。CFit的系數(shù)α1代表“投資-（內(nèi)部）現(xiàn)金流敏感性”。對受融資約束企業(yè)而言，該系數(shù)通常為正，且系數(shù)越大，說明企業(yè)受到的融資約束越強(qiáng)；對不受融資約束的企業(yè)而言，α1通常不能通過顯著性檢驗(yàn)。虛擬變量“LISTWAY”代表上市方式，取值為1時(shí)代表非募集上市，取值為0時(shí)代表募集上市。因此，LISTWAY×CFit的系數(shù)α2代表募集上市企業(yè)和非募集上市企業(yè)之間的融資約束差異。本文加入控制變量SALEit-1和CASHit-1，分別代表上年銷售收入和當(dāng)年年初現(xiàn)金及有價(jià)證券持有量，同時(shí)設(shè)置虛擬變量∑Industry來控制行業(yè)因素。εit代表隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。所有連續(xù)變量均用年初總資產(chǎn)進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理。

（二）上市方式對企業(yè)成長性的影響模型

Khurana et al.（2007）認(rèn)為，與單獨(dú)上市相比，交叉上市使企業(yè)獲得多地資本市場的外源融資支持，因此企業(yè)成長性更強(qiáng)。與此類似，本文認(rèn)為，與非募集上市相比，募集上市使企業(yè)在上市時(shí)獲得更多的外源融資流入，企業(yè)成長性更強(qiáng)。故本文在Khurana et al.的研究基礎(chǔ)上，構(gòu)建模型來考察上市方式對企業(yè)成長性的影響以及該影響的持續(xù)性：

在回歸方程（8）中，Git代表當(dāng)年企業(yè)成長性。考慮到企業(yè)成長性可能具有趨勢性，本文加入被解釋變量的一階滯后項(xiàng)Git-1構(gòu)成動(dòng)態(tài)面板模型。Git和Git-1分別以當(dāng)年和上年總資產(chǎn)增長率GTA（銷售收入增長率GSALE、凈利潤增長率GNI）衡量。以往文獻(xiàn)通常僅采用GTA衡量企業(yè)成長性；本文認(rèn)為，IPO股權(quán)融資雖然可以在短期內(nèi)顯著提高募集上市企業(yè)的總資產(chǎn)增長率，但如果該項(xiàng)資本不能被有效利用，則無法獲得銷售收入和凈利潤的顯著增長，企業(yè)無法真正實(shí)現(xiàn)成長，故應(yīng)該采用多個(gè)增長率指標(biāo)才能較為全面地衡量企業(yè)成長性。在回歸方程（8）中加入上市時(shí)間虛擬變量（Tb1、Ta1、Ta2）以及（Tb1、Ta1、Ta2）與LISTWAY的交互項(xiàng)，以檢驗(yàn)兩組企業(yè)的成長性在不同時(shí)間段的變化。其中，當(dāng)企業(yè)處于上市前三年，Tb1取值為1；處于上市后中期（上市后兩到三年），Ta1取值為1；處于上市后長期（上市三年后），Ta2取值為1；當(dāng)Tb1、Ta1、Ta2均取值為0時(shí)，則該企業(yè)處于上市后短期內(nèi)（上市當(dāng)年及下一年）?？刂谱兞縉Iit/SALEit代表當(dāng)年銷售凈利潤率，以銷售凈利潤除以銷售收入衡量；SALEit/NFAit代表當(dāng)年固定資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率，以銷售收入除以年初固定資產(chǎn)凈值衡量；SIZEit代表當(dāng)年企業(yè)規(guī)模，以年初總資產(chǎn)的對數(shù)衡量；AGEit代表企業(yè)的存續(xù)年限；LTDit/TAit代表當(dāng)年長期負(fù)債率，以年初非流動(dòng)負(fù)債除以年初總資產(chǎn)衡量；INVit/TAit代表當(dāng)年投資與年初總資產(chǎn)之比；NFAit/TAit代表當(dāng)年固定資產(chǎn)占比，以年初固定資產(chǎn)凈值除以年初總資產(chǎn)衡量。虛擬變量∑Industry控制行業(yè)因素，eit代表隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

四、實(shí)證分析

（一）樣本數(shù)據(jù)來源與處理

本文根據(jù)國泰安CSMAR數(shù)據(jù)庫的中國境外上市企業(yè)名單，通過查詢港交所“披露易”網(wǎng)站、美國證監(jiān)會(huì)EDGAR數(shù)據(jù)庫、新加坡交易所、德國法蘭克福證券交易所、倫敦證券交易所，以及上市企業(yè)官網(wǎng)等渠道搜集整理所有中國企業(yè)的境外上市方式，并從Bureau van Dijk數(shù)據(jù)庫中的Osiris子庫獲取上市企業(yè)的財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)?；谪?cái)務(wù)報(bào)告形式的不同，刪除金融類企業(yè)；為了保證企業(yè)樣本數(shù)據(jù)的完整性，刪除財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)和上市報(bào)告不全的企業(yè)；由于多地上市可能造成同一家企業(yè)存在多種上市方式，為了便于對上市方式的界定，刪除多地上市企業(yè)（僅保留單獨(dú)上市企業(yè)）。本文共收集738家中國境外上市企業(yè)，其中以募集方式上市的企業(yè)有644家，非募集方式上市的企業(yè)有94家（包括介紹上市22家，創(chuàng)業(yè)板轉(zhuǎn)板上市34家，OTCBB轉(zhuǎn)板上市38家）。本文的研究樣本涵蓋2000年～2015年在中國香港、美國、新加坡、英國、德國上市的所有中國企業(yè)其1997～2016年的財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)①保證企業(yè)擁有兩年以上的上市后業(yè)績記錄。。為了避免極端值的影響，對主要變量作1%的縮尾處理（Winsor）。

表1 單變量統(tǒng)計(jì)值

表2 資金流向和企業(yè)成長性變量年均值的時(shí)間趨勢

（二）主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)

本文基于上市后觀察值對兩個(gè)實(shí)證模型的單變量進(jìn)行分組統(tǒng)計(jì)（見表1），同時(shí)給出兩組企業(yè)的資金流向和企業(yè)成長性變量在上市前后的年均值（見表2），并采用Mann-Whitney U方法檢驗(yàn)各變量均值是否存在顯著差異。

從投資來看，表1中募集上市組的INV平均值（0.134）高于非募集上市組（0.110），但兩組的差異未能通過顯著性檢驗(yàn)（P值為0.3721）；表2中募集上市組的INV年均值在上市當(dāng)年顯著增長后大幅下降，非募集上市組的INV年均值在上市當(dāng)年未發(fā)生顯著變化。這表明，上市方式僅在上市后短期內(nèi)對企業(yè)投資造成顯著影響。

從總資產(chǎn)增長率來看，表1中募集上市組的GTA平均值（0.181）大于非募集上市組（0.159），但兩組的差異未能通過顯著性檢驗(yàn)（P值為0.3448）；表2中募集上市組的GTA年均值在上市當(dāng)年大幅上升后持續(xù)下降至低于上市前水平,非募集上市組的GTA年均值在上市當(dāng)年未發(fā)生顯著變化，上市后第一年便呈現(xiàn)下降趨勢。這表明，上市方式同樣僅在上市后短期內(nèi)對總資產(chǎn)增長率造成顯著影響。

從銷售收入增長率和凈利潤增長率來看，募集上市組的GSALE平均值（0.119）高于非募集上市組（0.113）,GNI平均值（-0.491）低于非募集上市組（-0.212），但兩組的差異均未能通過顯著性檢驗(yàn)（P值分別為0.9941和0.6732）。兩組企業(yè)的GSALE年均值在上市當(dāng)年均無顯著變化且在上市一年后均顯著下降，兩組企業(yè)的GNI年均值在上市當(dāng)年均呈現(xiàn)下降趨勢。這表明上市方式未能對這兩個(gè)成長性指標(biāo)造成顯著影響。

由表1和表2的檢驗(yàn)結(jié)果可知，企業(yè)成長性在上市后有所減弱。而且，不同上市方式的短期股權(quán)融資差異可能通過改變兩組企業(yè)的投資狀況，導(dǎo)致兩組企業(yè)的總資產(chǎn)增長率產(chǎn)生短期走勢差異。但這種差異性變化在上市一年后逐漸減小，即兩組企業(yè)各變量均值的分布有所趨同，這說明不同上市方式對中國企業(yè)融資約束和成長性的影響可能是非持續(xù)的。

（三）模型的回歸結(jié)果分析

1.上市方式對企業(yè)融資約束的影響檢驗(yàn)

本文運(yùn)用回歸方程（7）分別對上市前后各時(shí)間段的樣本進(jìn)行檢驗(yàn)，以比較兩組企業(yè)的融資約束的差異性變化。Hausman檢驗(yàn)結(jié)果表明，各時(shí)間段樣本均應(yīng)該采用固定效應(yīng)模型。多重共線性檢驗(yàn)結(jié)果表明，兩組企業(yè)的解釋變量和控制變量的方差膨脹因子均小于30，故不存在多重共線性問題。由于行業(yè)虛擬變量的加入導(dǎo)致虛擬變量過多而無法算出wald值，鑒于刪除行業(yè)虛擬變量并不影響其它主要變量的顯著性水平，故此處刪去?；貧w結(jié)果見表3。

表3 上市方式對企業(yè)融資約束的影響檢驗(yàn)結(jié)果

從表3第（1）列可得，CF和LISTWAY×CF的系數(shù)分別為0.236、0.633，且分別在10%和1%的顯著性水平通過檢驗(yàn)，表明在上市前三年，兩組企業(yè)均存在融資約束，且非募集上市企業(yè)的融資約束顯著高于募集上市企業(yè)。從第（2）列可得，CF的系數(shù)未能通過顯著性檢驗(yàn)，LISTWAY×CF的系數(shù)增加至0.718，且在1%的顯著性水平通過檢驗(yàn)，表明在上市當(dāng)年及下一年，募集上市企業(yè)不存在融資約束，非募集上市企業(yè)依舊存在較強(qiáng)的融資約束，且兩組企業(yè)之間的融資約束差異較上市前進(jìn)一步擴(kuò)大。從第（3）列可得，CF和LISTWAY×CF的系數(shù)分別為0.840、-1.715，且均在1%的顯著性水平通過檢驗(yàn)，表明在上市后兩到三年，兩組企業(yè)的融資約束狀況發(fā)生根本逆轉(zhuǎn)，即募集上市企業(yè)存在融資約束，而非募集上市企業(yè)卻不存在融資約束。從第（4）列可得，CF的系數(shù)為0.218，且在1%的顯著性水平通過檢驗(yàn)，LISTWAY×CF的系數(shù)未能通過顯著性檢驗(yàn)，表明兩組企業(yè)的融資約束程度相當(dāng)。由表3的回歸結(jié)果可知，盡管IPO上市可以在短期內(nèi)緩解募集上市企業(yè)面臨的融資約束，但該緩解融資約束的優(yōu)勢不可持續(xù)。

表4 上市方式對企業(yè)成長性的影響檢驗(yàn)結(jié)果

2.上市方式對企業(yè)成長性的影響檢驗(yàn)

本文采用系統(tǒng)廣義矩估計(jì)（GMM）方法對回歸方程（8）進(jìn)行檢驗(yàn)，以比較兩組企業(yè)上市前后的成長性變化?？紤]到解釋變量與控制變量之間可能存在多重共線性問題，檢驗(yàn)過程分為僅包含解釋變量的回歸與包含所有解釋變量和控制變量的回歸?；貧w結(jié)果見表4。

表4第（1）列以募集上市企業(yè)在上市當(dāng)年及下一年的總資產(chǎn)增長率作為基準(zhǔn)。由該列可得，Tb1、Ta1、Ta2的系數(shù)均在1%的顯著性水平通過檢驗(yàn)，與上市當(dāng)年及下一年相比，募集上市組的總資產(chǎn)增長率在上市前三年減少0.146，上市后兩到三年減少0.112，上市三年后減少0.216。這組結(jié)果說明，募集上市企業(yè)的總資產(chǎn)增長率在上市當(dāng)年及下一年顯著上升，但上市一年后開始逐漸下降。對Tb1、Ta1、Ta2、Tb1×LISTWAY、LISTWAY、Ta1×LISTWAY 和 Ta2×LISTWAY（除了Ta1×LISTWAY，其他變量的系數(shù)均顯著）的系數(shù)進(jìn)行計(jì)算后發(fā)現(xiàn)①募集上市企業(yè)在“上市前三年”“上市當(dāng)年及下一年”“上市后兩到三年”“上市三年后”四個(gè)階段的總資產(chǎn)增長率的折算公式分別為：基準(zhǔn)+Tb1的系數(shù)、基準(zhǔn)、基準(zhǔn)+Ta1的系數(shù)、基準(zhǔn)+Ta2的系數(shù)。非募集上市企業(yè)在這四個(gè)階段的總資產(chǎn)增長率的折算公式分別為：基準(zhǔn)+LISTWAY的系數(shù)+Tb1的系數(shù)+Tb1×LISTWAY的系數(shù)、基準(zhǔn)+LISTWAY的系數(shù)、基準(zhǔn)+LISTWAY的系數(shù)+Ta1的系數(shù)+Ta1×LISTWAY的系數(shù)、基準(zhǔn)+LISTWAY的系數(shù)+Ta2的系數(shù)+Ta2×LISTWAY的系數(shù)。，與上市當(dāng)年及下一年相比，非募集上市組的總資產(chǎn)增長率在上市前三年增加0.089，上市后兩到三年減少0.067，上市三年后減少0.138。這組結(jié)果說明非募集上市企業(yè)的總資產(chǎn)增長率并未因上市而顯著上升，而是處于持續(xù)下降狀態(tài)。同樣地，從表4第（3）和第（5）列的檢驗(yàn)結(jié)果可得，兩組企業(yè)的銷售收入增長率和凈利潤增長自上市后均有所下降。

將兩組企業(yè)在同時(shí)間段的總資產(chǎn)增長率對應(yīng)相減可得，在上市前三年、上市當(dāng)年及下一年、上市后兩到三年、上市三年后這四個(gè)階段，兩組企業(yè)的總資產(chǎn)增長率之差（募集上市組-非募集上市組）分別為-0.174、0.061、0.016和-0.017；將兩組企業(yè)的銷售收入增長率對應(yīng)相減可得，兩組企業(yè)的銷售收入增長率之差分別為-0.014、0.073、-0.035和-0.005。這說明，募集上市企業(yè)的總資產(chǎn)增長率和銷售收入增長率在上市前均顯著低于非募集上市企業(yè)；而IPO使募集上市企業(yè)的這兩個(gè)成長性指標(biāo)在上市后短期內(nèi)顯著提高至反超非募集上市企業(yè)。但是，募集上市方式在總資產(chǎn)增長率和銷售收入增長率這兩個(gè)成長性指標(biāo)上的優(yōu)勢并沒有持續(xù)，從上市后長期來看，募集上市企業(yè)的這兩個(gè)成長性指標(biāo)重新顯著低于非募集上市企業(yè)。

從表4第（5）列可知，Tb1顯著為正，且Ta1、Ta2均顯著為負(fù)，LISTWAY、Tb1×LISTWAY、Ta1×LISTWAY、Ta2×LISTWAY的系數(shù)均不顯著。這些檢驗(yàn)結(jié)果表明，募集上市企業(yè)和非募集上市企業(yè)的凈利潤增長率均在上市后顯著下降，且兩組企業(yè)之間的凈利潤增長率在上市前后均不存在顯著差異。

從表4中加入控制變量的回歸結(jié)果來看，除了系數(shù)大小和顯著性存在個(gè)別差異外，兩組企業(yè)的成長性變化與僅包含解釋變量的回歸結(jié)果基本一致。GTA，it-1（除了第2列）和GSALE，it-1的系數(shù)顯著為正，表明總資產(chǎn)增長率和銷售收入增長率受前值的正向影響，具有一定的趨勢性；但GNI，it-1的系數(shù)顯著為負(fù)，表明凈利潤增長率受前值的負(fù)向影響。其他控制變量的回歸結(jié)果表明，企業(yè)的銷售凈利率越高、固定資產(chǎn)占比越低，企業(yè)成長性越強(qiáng)。

五、研究結(jié)論及政策建議

（一）研究結(jié)論

第一，不同的上市方式對企業(yè)融資約束的影響存在差異，但該差異僅表現(xiàn)在上市后短期內(nèi)。融資約束模型的回歸結(jié)果顯示，上市后短期內(nèi)，募集上市企業(yè)的融資約束由于IPO的股權(quán)融資流入得以完全緩解，但非募集上市企業(yè)仍然面臨較強(qiáng)的融資約束。隨著時(shí)間的推移，兩組企業(yè)面臨的融資約束差異逐漸縮小甚至一度趨于反向。這說明，IPO“緩解融資約束”的優(yōu)勢并非是持續(xù)性的。其原因可能是，非募集上市企業(yè)上市后通過拓展其它的融資渠道逐漸緩解了融資約束。

第二，不同的上市方式對企業(yè)成長性的影響也存在差異，但該差異限于總資產(chǎn)增長率和銷售收入增長率這兩個(gè)成長性指標(biāo)，且該差異在長期不可持續(xù)。從總資產(chǎn)增長率和銷售收入增長率來看，上市前非募集上市企業(yè)顯著高于募集上市企業(yè)；在上市后短期內(nèi)募集上市企業(yè)大幅提升并反超非募集上市企業(yè)；但募集上市企業(yè)沒能長期維持這一成長性優(yōu)勢，該組企業(yè)的總資產(chǎn)增長率和銷售收入增長率最終下降至低于非募集上市企業(yè)。從凈利潤增長率來看，上市方式未能對該成長性指標(biāo)產(chǎn)生顯著影響。綜合考量三個(gè)成長性指標(biāo)的檢驗(yàn)結(jié)果，上市后兩組企業(yè)的成長性在長期均有所減弱。

第三，上市企業(yè)存在融資約束的中介效應(yīng)，且僅通過總資產(chǎn)增長率和銷售收入增長率這兩個(gè)成長性指標(biāo)得以體現(xiàn)。結(jié)合融資約束模型和成長性模型的回歸結(jié)果，融資約束的變化趨勢與總資產(chǎn)增長率和銷售收入增長率的變化趨勢呈反向關(guān)系，而與凈利潤增長率的變化趨勢無關(guān)。究其原因，上市后短期內(nèi)IPO的股權(quán)融資流入導(dǎo)致募集上市企業(yè)的投資顯著增加且融資約束得到放松，繼而使得該組企業(yè)的總資產(chǎn)增長率和銷售收入增長率顯著提高；但從長期來看，隨著融資約束優(yōu)勢的消失，募集上市企業(yè)在成長性上的相對優(yōu)勢同樣不復(fù)存在。

（二）政策建議

本文根據(jù)研究結(jié)論，提出如下建議：（1）中國境外上市企業(yè)在IPO上市的等待成本與其他上市方式的短期融資能力之間權(quán)衡時(shí)，應(yīng)結(jié)合自身特征和短期融資需求強(qiáng)度進(jìn)行決策，不應(yīng)過分看重上市方式的短期股權(quán)融資差異。因?yàn)椋M管上市方式會(huì)在上市后短期內(nèi)導(dǎo)致募集上市企業(yè)和非募集上市企業(yè)在融資約束狀況、投資以至于成長性等方面出現(xiàn)差異，但這種差異從長期來看不可持續(xù)。（2）中國企業(yè)若要借助國際資本市場來實(shí)現(xiàn)持續(xù)性成長，必須注重提高企業(yè)的資金使用效率。因?yàn)榫惩馍鲜泻?，中國企業(yè)的成長性在長期有所減弱，尤其凈利潤增長率在上市后持續(xù)出現(xiàn)下降，且IPO的股權(quán)融資流入并未提高募集上市企業(yè)的凈利潤增長率。無論上市后差強(qiáng)人意的表現(xiàn)是否由于企業(yè)存在上市前的業(yè)績管理或上市時(shí)機(jī)選擇等行為，這一現(xiàn)象都能說明中國企業(yè)并未有效利用境外資本市場的融資和治理功能來實(shí)現(xiàn)企業(yè)的持續(xù)成長。（3）就當(dāng)前較為重視對中國企業(yè)的境外上市資格進(jìn)行事前審查的監(jiān)管制度而言，我國政府更應(yīng)重視對中國企業(yè)在境外上市后的資本行為進(jìn)行事后監(jiān)管和持續(xù)引導(dǎo)，鼓勵(lì)企業(yè)有效利用外資，提升企業(yè)競爭力，實(shí)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)升級和經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型，從而促進(jìn)外向型經(jīng)濟(jì)的深化和可持續(xù)發(fā)展。

[1]孔寧寧.境外上市與企業(yè)成長研究[M].北京:中國人民大學(xué)出版社，2014：6～7.

[2]孔寧寧，閆希.交叉上市與公司成長——來自中國“A+H”股的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)[J].金融研究，2009，（7）：134～145.

[3]李培馨.海外上市地點(diǎn)、融資約束和企業(yè)成長[J].南開經(jīng)濟(jì)研究，2014，（5）：72～91.

[4]Asli D K，Vojislav M.Law，finance，and firm growth[J].Journal of Finance，1998，53（6）：2107～2137.

[5]Brown J R，F(xiàn)azzari S M，Petersen B C.Financing Innovation and Growth:Cash Flow,External Equity,and The 1990s R&D Boom[J].Journal of Finance，2009，64（1）：151～185.

[6]Brown J R，Martinsson G，Petersen B C.Do Financing Constraints Matter for R&D?[J].European Economic Review，2012，56（8）：1512～1529.

[7]Charitou A，Louca C.Cross-Listing and Operating Performance:Evidence from Exchange-Listed American DepositaryReceipts[J].Journalof Business Finance&Accounting，2009，36：99～129.

[8]Didier T，Levine R，Schmukler S L.Capital Market Financing,Firm Growth,Firm Size Distribution[R].NBER Working Paper Series No.20336，July 2014.

[9]Fazzari S M，Hubbard R G et al..Financing Constraints and Corporate Investment[J].Brookings Papers on Economic Activity，1988，（1）：141～206.

[10]Khurana I K，Martin X，Periera R.Crosslisting and Firm Growth[J].Review of Finance，2007，12（2）：293～322.

[11]Kim T N.The Impact of Cash Holdings and External Financing on Investment- cash Flow Sensitivity[J].Review of Accounting and Finance 2014，13（3）：251～273.

[12]Musso P，Schiavo S.The Impact of Financial Constraints on Firm Survival and Growth[J].Journal of Evolutionary Economics，2008，18（2）：135～149.

[13]Myers S C，Majluf N S.Corporate Financing and Investment Decisions When Firms Have Information That Investors Do Not Have[J].Journal of Financial Economics，1984，13（2）：187～221.