譚小芬 邵 涵

一、引言

開放是國家繁榮發(fā)展的必由之路。黨的十九大報告提出要“推動形成全面開放新格局”，2018年中共中央政治局第三次集體學(xué)習(xí)時強調(diào)，“要建設(shè)多元平衡、安全高效的全面開放體系，發(fā)展更高層次開放型經(jīng)濟”。資本市場是我國對外開放的重要窗口，近年來，我國資本市場對外開放步伐加快，針對股市、債市、期市等多項政策相繼實施，開放的廣度、深度、便利度不斷提升，國際化進程成效顯著。2014年4 月10日，香港證監(jiān)會和中國證監(jiān)會聯(lián)合發(fā)布公告，批準上交所和港交所開展滬港股票市場的交易互聯(lián)互通機制試點(下簡稱“滬港通”)，允許兩地投資者通過各自所在的交易所買賣港股和A股?！皽弁ā苯灰字贫葘嵤┲?，境外投資者只能通過合格境外機構(gòu)投資者(簡稱QFII)等渠道投資A 股，A 股處于相對封閉的狀態(tài)。“滬港通”交易制度實施之后，香港投資者可以購買“滬股通”標的股票，投資限制也大幅度降低。2014年11月17日，“滬港通”正式開啟，這是我國加強資本市場對外開放、引入境外成熟的投資理念，從而逐步改善投資者結(jié)構(gòu)、提高資本市場運行效率而進行的重要嘗試(1)來源：《證監(jiān)會答復(fù)關(guān)于滬港通的相關(guān)問題》，http：//kuaixun.stcn.com/2014/1118/11856329.shtml。，將使我國資本市場與世界聯(lián)系更加緊密，進而從多方面給我國資本市場和宏觀經(jīng)濟運行帶來深遠影響。作為我國資本市場對外開放的重要窗口，“滬港通”對引入境外資本發(fā)揮了重要作用。2015年，“滬股通”的總成交金額達到1.4萬億港元，投資者持股市值達1 200億元。2019年，“滬股通”的總成交金額約為5萬億港元。

外源融資是企業(yè)融資的重要方式之一，企業(yè)通過在金融市場融資獲得資金，從而進行投資活動，這是資本市場服務(wù)實體經(jīng)濟并促進實體經(jīng)濟發(fā)展的主要機制之一。與發(fā)達經(jīng)濟體不同的是，我國的證券市場植根于中國轉(zhuǎn)型經(jīng)濟，金融體系尚未完全成熟，存在著金融市場不發(fā)達、金融發(fā)展程度較低、權(quán)益資金配給不足的問題。在這一轉(zhuǎn)型的制度環(huán)境下，資本市場對外開放后，中國企業(yè)是否能夠通過融資及時吸收境外資金從而充分發(fā)揮資本市場開放帶來的積極作用，仍有待進一步的探索和研究。與以往其他國家或地區(qū)的資本市場開放方式不同，“滬港通”交易制度分批挑選數(shù)量有限的股票作為試點進行開放。利用分批開放的方式，本文可以區(qū)分出資本市場開放的標的企業(yè)與非標的企業(yè)，探究資本市場開放對企業(yè)融資的影響。

借助“滬港通”這一自然實驗，本文利用2012—2016年“滬港通”標的股票企業(yè)及其配對企業(yè)數(shù)據(jù)，試圖回答以下問題：資本市場開放是否會影響企業(yè)股權(quán)融資？不同企業(yè)受到的影響大小取決于什么因素？資本市場開放影響企業(yè)股權(quán)融資的機制是什么？研究發(fā)現(xiàn)：第一，實施“滬港通”會通過降低企業(yè)股權(quán)融資成本，促進企業(yè)股權(quán)融資。相較于民營企業(yè)，國有企業(yè)的融資約束更小，其股權(quán)融資對融資成本的敏感度更大，因此，“滬港通”對國有企業(yè)的股權(quán)融資影響更大。第二，企業(yè)的外部融資依賴程度會影響企業(yè)對股權(quán)融資的需求，“滬港通”的實施對標的企業(yè)股權(quán)融資的影響大小與企業(yè)的外部融資依賴程度顯著正相關(guān)。第三，本文區(qū)分了資本賬戶開放的直接效應(yīng)與間接效應(yīng)，發(fā)現(xiàn)直接效應(yīng)占據(jù)主導(dǎo)地位，即“滬港通”的實施主要是通過拓寬融資渠道，降低標的企業(yè)融資約束，最終促進標的企業(yè)股權(quán)融資。因此，“滬港通”對企業(yè)股權(quán)融資的影響主要體現(xiàn)在融資約束較小的標的企業(yè)，而對融資約束較大的標的企業(yè)影響不顯著。

本文的邊際貢獻有以下三點：其一，現(xiàn)有文獻對于“滬港通”的研究大多是從金融市場、企業(yè)投資等角度出發(fā)，而對于“滬港通”對企業(yè)股權(quán)融資產(chǎn)生的影響，雖然有少數(shù)研究涉及，但是并沒有系統(tǒng)、深入的研究。本文探究“滬港通”實施前后企業(yè)股權(quán)融資的變化，并聯(lián)系具有中國特色的所有制分類，發(fā)現(xiàn)國有企業(yè)股權(quán)融資受資本市場對外開放影響更大。進一步地，本文還區(qū)分了資本賬戶開放的直接效應(yīng)與間接效應(yīng)，探究“滬港通”影響企業(yè)融資的機制，發(fā)現(xiàn)直接效應(yīng)占據(jù)主導(dǎo)地位。其二，豐富和拓展了企業(yè)股權(quán)融資相關(guān)文獻。在Gilchrist和Himmelberg(1998)[1]構(gòu)建的企業(yè)投融資決策理論模型基礎(chǔ)上，本文納入了國有企業(yè)與民營企業(yè)的股權(quán)融資成本差異，并考慮企業(yè)所處行業(yè)的外部融資依賴程度的影響，從理論上證明資本賬戶開放對國有企業(yè)影響更大，且影響大小與企業(yè)外部融資依賴程度有關(guān)。其三，著眼于宏觀政策下的微觀主體，探究不同微觀企業(yè)在“滬港通”實施后的融資行為，為“滬港通”的實施提供了微觀層面的實證證據(jù)，為中國今后進一步深化資本市場的改革和擴大開放提供了經(jīng)驗支持。

本文余下部分結(jié)構(gòu)安排如下：第二部分是文獻綜述、理論模型與假說；第三部分是模型設(shè)計與變量選?。坏谒牟糠质菍嵶C結(jié)果及分析；第五部分是穩(wěn)健性檢驗；第六部分是結(jié)論。

二、文獻綜述、理論模型與假說

(一)已有文獻

對于資本市場對外開放的影響，相關(guān)研究始于宏觀層面。Kose等(2009)[2]總結(jié)資本賬戶開放與經(jīng)濟增長的相關(guān)文獻，發(fā)現(xiàn)整體上資本賬戶開放對增長的影響結(jié)論并未達成一致。他們認為，這可能是由于宏觀層面的研究著眼于總量的變化，忽略了企業(yè)層面的異質(zhì)性。隨著企業(yè)數(shù)據(jù)可得性的提高，相關(guān)研究得以在企業(yè)層面進行。企業(yè)層面已有文獻表明，資本市場對外開放能夠降低股價波動(Henry，2000[3])，增加股價信息含量(Rejeb和Boughrara，2013[4])，提高國內(nèi)股票市場價值(Bekaert和Harvey，2000[5])。部分研究還考察了對企業(yè)行為的影響，Calomiris等(2018)[6]提出權(quán)益資本流入會促進企業(yè)股權(quán)融資，增大股票發(fā)行數(shù)量，股票發(fā)行的概率也會增長。類似地，Stulz等(2013)[7]證實，當股票市場流動性增加時，股票發(fā)行量也會增加。Bekaert等(2005)[8]及Henry(2000)[3]的研究均發(fā)現(xiàn)，資本市場開放能夠降低資金成本從而影響企業(yè)投資。

關(guān)于“滬港通”，也有類似發(fā)現(xiàn)。雖然“滬港通”開通后，滬市與港股之間的互聯(lián)互通性沒有顯著增加(方艷等，2016[9]；閆紅蕾和趙勝民，2016[10])，但是，“滬港通”的實施提高了兩個市場間的雙向波動溢出程度(徐曉光等，2017[11])，降低了股價異質(zhì)性波動(劉海飛等，2018[12]；鐘凱等，2018[13])，增加了標的股信息含量(鐘覃琳和陸正飛，2018[14])，減小了AH 股溢價(譚小芬等，2017[15])，促進整個滬市呈現(xiàn)出明顯的價值回歸態(tài)勢(潘慧峰等，2018[16])。企業(yè)行為方面，“滬港通”交易制度會增強股價對企業(yè)投資的引導(dǎo)作用(連立帥等，2019[17]；連立帥等，2019[18])，促進企業(yè)提高現(xiàn)金股利水平(陳運森等，2019[19])。

資本市場對外開放對企業(yè)融資及融資約束的影響也是一個重要內(nèi)容和方向(Forbes，2007[20]；Harrison等，2004[21])，但較少有文獻系統(tǒng)研究“滬港通”的實施對我國企業(yè)融資的影響。金融開放與股權(quán)融資的關(guān)系與金融市場的發(fā)展程度相關(guān)。在發(fā)展程度更高的金融市場中，企業(yè)可以更快地發(fā)行股票，因此金融開放對股權(quán)融資的影響更大(Rogier和Stulz，2019[22])。而當資本市場存在著較大缺陷，如存在代理問題、信息不對稱和投資者保護時，資本市場對外開放的影響就可能較小(Stulz，2005[23])。我國的證券市場植根于中國轉(zhuǎn)型經(jīng)濟，金融體系尚未完全成熟，存在著金融市場不發(fā)達、金融發(fā)展程度較低、權(quán)益資金配給不足的問題。在這一轉(zhuǎn)型的制度環(huán)境下，對于突增的流動性，中國企業(yè)是否能夠及時進行股權(quán)融資，還有待探究。

連立帥等(2019，2019)[17][18]在研究“滬港通”如何通過影響股價信息含量最終影響企業(yè)投資時，也探究了這一機制中企業(yè)融資的變化。但是，對于資本市場開放對企業(yè)股權(quán)融資的影響來說，他們只探究了股價信息含量這一種渠道。資本市場對外開放后，中國企業(yè)是否能夠通過股權(quán)融資及時吸收境外資本從而充分發(fā)揮資本市場開放帶來的積極作用，這一影響主要針對哪類企業(yè)，通過何種機制，仍有待進一步的探索和研究。

(二)理論模型

1.基本模型。

新興市場國家資本市場對外開放能夠降低企業(yè)融資成本，相關(guān)研究已經(jīng)達成共識。由于新興市場國家收益率較高，在資本市場對外開放后，國際資本會大量流入新興市場國家。而流動性的增加會導(dǎo)致國內(nèi)無風(fēng)險收益率降低，從而使企業(yè)的融資成本下降(Chari和Henry，2004[24]；Henry，2007[25])。另一方面，引入香港投資者能夠提升投資者整體的風(fēng)險承擔(dān)能力，增大投資者對股票的需求，從而降低融資成本(龐家任等，2020[26])。同時，資本市場對外開放也能通過增大股價信息含量、改善公司治理情況等渠道間接降低企業(yè)的融資成本(Bena等，2017[27]；Henry，2007[25]；Rejeb和Boughrara，2013[4])。

Harrison等(2004)[21]認為企業(yè)融資成本的改變對企業(yè)投融資的影響可以通過Gilchrist和Himmelberg(1998)[1]構(gòu)建的企業(yè)投資決策模型進行分析。模型假設(shè)，在資本市場中，由于信息不對稱的存在，企業(yè)的外部融資成本會高于內(nèi)部融資成本。模型設(shè)定企業(yè)以企業(yè)價值最大化為目標進行跨期投資決策，最大化問題可以表示為：

(1)

其中，企業(yè)價值Vt是企業(yè)當期資本存量Kt、債權(quán)融資Bt與產(chǎn)出沖擊ξt的函數(shù)，rt表示無風(fēng)險利率，It表示企業(yè)投資額，Dt表示企業(yè)股利。在該模型中，企業(yè)需滿足以下三個約束條件：

Dt=Π(Kt,ξt)-C(It,Kt)-It+Bt+1

-(1+rt)(1+η(Kt,Bt,ξt))Bt

(2)

Kt+1=(1-δ)Kt+It

(3)

Dt≥0

(4)

(5)

將式(2)分別對It、Kt、Bt、ξt、求導(dǎo)，并代入歐拉方程，得到等式(2)簡化后的一階條件：

(6)

式(6)表明，在做出跨期投資決策時，企業(yè)會調(diào)整股權(quán)融資與債權(quán)融資數(shù)量，使得股權(quán)融資的跨期邊際成本與債權(quán)融資的跨期邊際成本相等。將式(6)等式兩邊分別對下一期股權(quán)融資成本λt+1求導(dǎo)，整理后可以得到：

(7)

式(7)說明，當股權(quán)融資成本上升時，企業(yè)會增大債權(quán)融資。設(shè)企業(yè)所在行業(yè)的外部融資依賴程度為a，則企業(yè)股權(quán)融資額St+1可以表示為(2)Rajan和Zingales(1998)[28]將行業(yè)外部融資依賴度指標定義為企業(yè)融資需求中內(nèi)源融資無法滿足、必須進行外部融資的占比。：

St+1=It+1×a-Bt+1

(8)

根據(jù)式(7)、式(8)，可以得到：

(9)

式(9)說明，當股權(quán)融資成本下降時，企業(yè)會增大股權(quán)融資。因此，資本市場開放可以通過緩解企業(yè)融資約束促進企業(yè)股權(quán)融資。

2.國有企業(yè)與民營企業(yè)。

(10)

其中，μ>1，代表產(chǎn)權(quán)性質(zhì)差異導(dǎo)致的國有企業(yè)與民營企業(yè)間的融資約束差異。則民營企業(yè)股權(quán)融資對其融資約束求導(dǎo)可以得到：

(11)

即當股權(quán)融資成本下降時，民營企業(yè)股權(quán)融資增加幅度會小于國有企業(yè)。

3.外部融資依賴程度。

在Gilchrist和Himmelberg(1998)[1]的模型中，企業(yè)投資It+1為外生變量，不受融資約束的變動影響。而在現(xiàn)實中，It+1往往由企業(yè)內(nèi)生決定，且與企業(yè)股權(quán)融資約束呈現(xiàn)出負相關(guān)(Harrison等，2004[21])。參考劉莉亞等(2015)[32]的理論模型，將企業(yè)投資It+1作為內(nèi)生變量，且與企業(yè)股權(quán)融資約束負相關(guān)，重新將式(8)對λt+1求導(dǎo)，可以得到：

(12)

(三)文章假說

基于式(9)與式(11)，本文預(yù)期，“滬港通”實施后，香港投資者會積極購買標的股票，導(dǎo)致權(quán)益資本大量流入。對于標的股票而言，股權(quán)融資成本降低，最終促進企業(yè)股權(quán)融資。而相較于民營企業(yè)，國有企業(yè)融資約束更小，股權(quán)融資對融資成本的敏感度更大，因此，“滬港通”對國有企業(yè)股權(quán)融資影響更大?；诖?，本文提出假說1：

假說1：“滬港通”的實施會促進“滬港通”標的股票企業(yè)股權(quán)融資，且該影響主要體現(xiàn)在國有企業(yè)。

式(12)說明，企業(yè)所在行業(yè)外部融資依賴程度越大，在股權(quán)融資成本降低時，企業(yè)股權(quán)融資越多。這一推論與已有文獻結(jié)論相符。劉莉亞等(2015)[32]構(gòu)造的局部均衡理論模型說明，在企業(yè)投融資中，外部融資依賴程度是決定企業(yè)投融資決策的重要因素之一，且融資約束的變動對企業(yè)股權(quán)融資的影響大小與企業(yè)外部融資依賴程度正相關(guān)。相較于其他行業(yè)，外部融資依賴程度較高的行業(yè)由于自身技術(shù)或運營特征，對外部融資的需求更大。因此，外部融資依賴程度較高的企業(yè)對外部融資環(huán)境的變化更敏感。在宏觀沖擊導(dǎo)致企業(yè)外部融資環(huán)境、融資成本發(fā)生變化時，屬于較高外部融資依賴程度行業(yè)的企業(yè)的資本結(jié)構(gòu)變化更大(Alter和Elekdag，2020[33]；Rajan和Zingales，1998[28]；譚小芬等，2019[34])。因此，理論上而言，在“滬港通”實施后，外部融資依賴程度高的企業(yè)融資意愿更強，更傾向于進行股權(quán)融資?；诖耍疚奶岢黾僬f2：

假說2：“滬港通”對國有企業(yè)股權(quán)融資的影響大小與其所在行業(yè)的外部融資依賴程度相關(guān)，外部融資依賴程度越大的標的國有企業(yè)在“滬港通”實施后股權(quán)融資越多。

資本市場對外開放影響企業(yè)融資的機制可以分為直接效應(yīng)和間接效應(yīng)。在這兩種機制中，資本賬戶開放會對不同特征的企業(yè)造成影響，從而使得資本賬戶開放對企業(yè)股權(quán)融資的影響存在異質(zhì)性。

早期文獻受到傳統(tǒng)的新古典理論的影響，更多關(guān)注直接效應(yīng)，強調(diào)資本賬戶開放可以拓寬國內(nèi)融資渠道，降低融資約束，進而促進資本積累(Henry，2007[25])。從直接效應(yīng)的角度來看，首先，實施“滬港通”可以從資金供給側(cè)增大我國資本市場流動性，從而降低股權(quán)融資成本。另一方面，引入香港投資者能夠提升投資者整體的風(fēng)險承擔(dān)能力，增大投資者對股票的需求，因此，“滬港通”也會從股票需求側(cè)降低股權(quán)資本成本(龐家任等，2020[26])。這種宏觀沖擊導(dǎo)致的企業(yè)融資成本降低是一種整體性沖擊，對經(jīng)濟中的所有公司來說都是相同的，而不是針對某一類企業(yè)(Chari和Henry，2004[24]；Henry，2007[25])。融資約束較小的企業(yè)，盈利能力、有形資產(chǎn)比例、營業(yè)現(xiàn)金流都顯著高于融資約束較大的企業(yè)，因此，在這種宏觀沖擊下，融資約束小的企業(yè)更有能力及時增發(fā)新股進行融資，獲取較低成本的資金(Calomiris等，2018[6]；Fazzari等，1988[35]；Korajczyk和Levy，2003[36])。

因此，如果“滬港通”主要通過直接效應(yīng)影響標的企業(yè)股權(quán)融資，實施“滬港通”后，由于融資約束較小的企業(yè)更具備及時增發(fā)大量股票的能力，融資約束較小的企業(yè)更能及時獲取較低成本的資金。基于此，本文提出假說3a：

假說3a：資本市場開放的直接效應(yīng)會導(dǎo)致“滬港通”對標的企業(yè)股權(quán)融資的影響在融資約束較小的企業(yè)中更顯著。

另外一些文獻更為注重間接效應(yīng)。宏觀層面，資本賬戶開放可以通過促進金融發(fā)展、制度完善、宏觀穩(wěn)定來改善資本配置，降低融資成本，從而促進企業(yè)股權(quán)融資(Bena等，2017[27]；Chinn和Ito，2006[37])。宏觀層面的間接效應(yīng)通常屬于長期過程，往往需要較長時間才能顯現(xiàn)。并且，Klein和Olivei(2008)[38]發(fā)現(xiàn)，資本賬戶開放只對發(fā)達國家的金融深化產(chǎn)生促進作用，而對發(fā)展中國家沒有顯著影響。因此，本文不考慮宏觀層面的間接效應(yīng)。

代理問題與信息不對稱是企業(yè)融資約束的兩個主要來源(Jensen和Meckling，1976[39]；連玉君和程建，2007[40]；Myers和Majluf，1984[41])。微觀層面，資本賬戶開放可以通過降低信息不對稱程度、改善公司治理等方面降低融資成本，從而促進企業(yè)股權(quán)融資。連立帥等(2019)[18]、鐘覃琳和陸正飛(2018)[14]已經(jīng)證實了 “滬港通”微觀層面間接效應(yīng)的存在。他們發(fā)現(xiàn)，“滬港通”會通過信息渠道與公司治理渠道改善企業(yè)的信息不對稱、代理問題，從而影響企業(yè)融資。一方面，發(fā)達資本市場的投資者往往在信息搜集、處理和分析等方面能力更強(Grinblatt和Keloharju，2000[42])，“滬港通”的實施會使得成熟的境外機構(gòu)投資者入場并搜集更多的私有信息，增大股價中的信息含量，降低企業(yè)與投資者之間的信息不對稱的程度，促進企業(yè)融資(連立帥等，2019[17]；連立帥等,2019[18]；鐘覃琳和陸正飛，2018[14])。另一方面，境外成熟投資者入場搜集信息會倒逼企業(yè)優(yōu)化公司治理機制，降低代理成本(鐘覃琳和陸正飛，2018[14])。

因此，可以推斷，如果“滬港通”主要通過間接效應(yīng)影響標的企業(yè)股權(quán)融資成本，實施“滬港通”可以緩解原本有較大融資約束(代理成本較高、企業(yè)信息透明度較低)的企業(yè)的代理問題和信息不對稱問題，從而降低企業(yè)融資約束，最終促進這些企業(yè)進行股權(quán)融資。這一推論也與已有文獻結(jié)論相符(Harrison等，2004[21]；Laeven，2003[43]；Rajan和Zingales，1998[28])。基于此，本文提出假說3b：

假說3b：資本市場開放的間接效應(yīng)會導(dǎo)致“滬港通”對標的企業(yè)股權(quán)融資的影響在融資約束較大的企業(yè)中更顯著。

若“滬港通”主要通過直接效應(yīng)影響標的企業(yè)股權(quán)融資，則融資約束小的標的企業(yè)股權(quán)融資受到的影響更大、更顯著。反之，則融資約束大的標的企業(yè)股權(quán)融資受到的影響更大、更顯著。

三、模型設(shè)計與變量選取

(一)樣本選取與配對

“滬港通”標的企業(yè)初始樣本范圍包括568家上交所A股上市公司，非“滬港通”標的企業(yè)包括未納入“滬港通”標的上交所與全部深交所A股上市公司。由于“滬港通”標的企業(yè)與非標的企業(yè)可能在融資需求、融資能力等特征上存在差異，直接采用全樣本數(shù)據(jù)進行實證很可能導(dǎo)致回歸出現(xiàn)樣本選擇性偏差，使得回歸結(jié)果有偏。為解決樣本選擇性偏差，本文采用傾向得分匹配法(PSM)，為“滬港通”標的企業(yè)尋找配對企業(yè)。參考連立帥等(2019)[17]、鐘覃琳和陸正飛(2018)[14]的做法，匹配變量包括企業(yè)規(guī)模、托賓Q、上市年限、賬面價值市值比、凈資產(chǎn)收益率、股票換手率、有形資產(chǎn)比率、現(xiàn)金流量比率、股利分配率、管理層持股比率、第一大股東持股比例與行業(yè)虛擬變量。通過logit回歸獲取傾向得分后，本文采用最鄰近且非放回的配對方法，卡尺范圍為0.01，為“滬港通”標的企業(yè)尋找配對企業(yè)，作為雙重差分法(DID)中的控制組樣本。匹配后，均值偏差的顯著性均下降，且均值偏差大小均縮小到10%之內(nèi)。此外，核密度估計結(jié)果也表明，實驗組和對照組的匹配變量的分布近乎相同(3)由于篇幅所限，平衡性檢驗結(jié)果與核密度估計結(jié)果未在文中列出，如有需要可向作者索取。。

(二)模型設(shè)計

為探究“滬港通”的實施對標的企業(yè)股權(quán)融資的影響，設(shè)定如下基準模型：

Equityi,h,t=α+β1HSCi×Postt+θt+θi

+∑βcContrlsi,t-1+εi,t

(13)

其中，Equityi,h,t表示企業(yè)股權(quán)融資；HSCi表示“滬港通”標的企業(yè)虛擬變量，當企業(yè)為“滬港通”標的企業(yè)時取值為1，否則為0；Postt表示“滬港通”交易制度實施虛擬變量，由于“滬港通”交易制度實施時間為2014年11月，已經(jīng)接近年底，因此將2015年及之后的年度定義為1，2014年及之前的年度取值為0；θt為時間虛擬變量，用于控制時間固定效應(yīng)；θi為企業(yè)固定效應(yīng)，用于控制企業(yè)不可觀測的固定效應(yīng)；Contrlsi,t-1表示企業(yè)層面控制變量，參考陸正飛和葉康濤(2004)[44]、趙國宇(2013)[45]的做法，控制變量包括托賓Q、企業(yè)規(guī)模、企業(yè)上市年限、凈資產(chǎn)收益率、有形資產(chǎn)比率、現(xiàn)金流量比率、賬面價值市值比、管理層持股比例、第一大股東持股比例?；貧w結(jié)果中主要關(guān)注HSCi×Postt的系數(shù)，若假說1成立，β1應(yīng)顯著為正。由于HSCi不隨時間變化，會被企業(yè)固定效應(yīng)完全吸收，Postt會被年份固定效應(yīng)吸收，因此這兩個變量都沒有單獨加入模型中。

為了進一步檢驗假說2，在基準回歸的基礎(chǔ)上引入外部融資依賴程度的交互項，形式如下：

Equityi,h,t=α+β1EFDh×HSCi×Postt+β2HSCi×Postt

+β3EFDh×Postt+θt+θi

+∑βcContrlsi,t-1+εi,t

(14)

其中，EFDh表示企業(yè)所在行業(yè)的外部融資依賴程度?；貧w結(jié)果中主要關(guān)注EFDh×HSCi×Postt的系數(shù)，若假說2成立，β1系數(shù)應(yīng)顯著為正。由于EFDh×HSCi和EFDh在模型進行實證回歸時會被企業(yè)固定效應(yīng)完全吸收，因此在基準模型中沒有加入EFDh×HSCi和EFDh。

(三)數(shù)據(jù)來源和變量定義

本文選取2012—2016年A股上市公司作為初始樣本，經(jīng)配對處理后，刪除金融與房地產(chǎn)上市公司，共獲取3 566個公司年度樣本，共計878家企業(yè)。其中，控制組企業(yè)439家，對照組企業(yè)439家。數(shù)據(jù)源自CSMAR與Wind數(shù)據(jù)庫，全部連續(xù)變量均在其分布的第1及第99百分位上進行了縮尾處理。核心變量定義與計算方式如下：

1.股權(quán)融資。

為研究標的企業(yè)的股權(quán)再融資行為，參考胡乃武等(2002)[46]、鄧鳴茂(2016)[47]的做法，本文使用企業(yè)增發(fā)股數(shù)占總股本比例描述企業(yè)的發(fā)行規(guī)模(Equity)，作為企業(yè)股權(quán)融資的代理變量。另外，本文還參考連立帥等(2019)[17]使用企業(yè)股權(quán)再融資金額與上期權(quán)益總額的比例作為股權(quán)融資的代理變量，證明結(jié)論的穩(wěn)健性。

2.外部融資依賴程度。

參考Rajan和Zingales(1998)[28]的做法，構(gòu)建行業(yè)外部融資依賴程度指標。具體計算方法如下：首先以每家上市公司的資本支出減去調(diào)整后的現(xiàn)金流(調(diào)整后的現(xiàn)金流=經(jīng)營現(xiàn)金流+存貨減少+應(yīng)收賬款減少額+應(yīng)付賬款增加額)之差除以資本支出，得到每個企業(yè)每年的外部融資依賴度；然后取行業(yè)中所有企業(yè)該年外部融資依賴度的中位數(shù)， 得到每個行業(yè)每年的外部融資依賴度；最后對每一行業(yè)每年的中位數(shù)在2012—2016年時間序列上取中位數(shù)，得到每一行業(yè)的外部融資依賴指標(EFD)。(4)許多文獻直接使用Rajan和Zingales(1998)[28]計算出的美國各行業(yè)外部融資依賴指數(shù)(RZ指數(shù))衡量外部融資依賴程度。但由于RZ指數(shù)只覆蓋工業(yè)，而本文樣本涵蓋各個行業(yè)，因此無法直接使用RZ指數(shù)。

3.融資約束。

對于企業(yè)融資約束，最初相關(guān)文獻均使用投資-現(xiàn)金流敏感系數(shù)度量。之后諸多文獻構(gòu)建指數(shù)衡量融資約束，其中KZ指數(shù)(Kaplan和Zingales，1997[48]；Owen等，2001[49])、WW指數(shù)(Whited和Wu，2006[50])和SA指數(shù)(Hadlock 和Pierce，2010[51])得到了學(xué)術(shù)界的普遍認可。當前使用最為廣泛的是KZ指數(shù)，因此本文使用KZ指數(shù)作為分組回歸時融資約束的代理變量。(5)計算方法為：KZ=-1.002×自由現(xiàn)金流量+0.283×托賓Q+3.139×杠桿率+39.367×股利支付率-1.315×現(xiàn)金總持有量。KZ指數(shù)越大，企業(yè)面臨融資約束越大。為了保證結(jié)論的穩(wěn)健性，在驗證標的企業(yè)在實施“滬港通”后融資約束的變化時，使用投資-現(xiàn)金流敏感系數(shù)衡量企業(yè)的融資約束。

由于間接效應(yīng)中的兩種渠道可能單獨存在，因此分別使用代理成本指標與信息透明度指標刻畫企業(yè)融資約束，以作區(qū)分。借鑒連立帥等(2019)[17]、鐘覃琳和陸正飛(2018)[14]的做法，以控制權(quán)與所有權(quán)之差衡量代理成本(agency)。借鑒Foucault和Fresard(2012)[52]的做法，采用跟蹤分析師數(shù)量衡量企業(yè)的信息透明度(trans)。

4.控制變量。

(1)托賓Q(Q)。所有者權(quán)益市場價值與負債賬面價值之和除以總資產(chǎn)賬面價值。

(2)企業(yè)規(guī)模(size)。總資產(chǎn)的自然對數(shù)。

(3)上市年限(age)。當年年份減去上市年份后取自然對數(shù)。

(4)凈資產(chǎn)收益率(ROE)。凈利潤除以股東權(quán)益。

(5)有形資產(chǎn)比率(tangi)。存貨與固定資產(chǎn)之和除以總資產(chǎn)。

(6)賬面價值市值比(BTM)。賬面價值除以市值。

(7)現(xiàn)金流量比率(CF)。經(jīng)營活動產(chǎn)生的現(xiàn)金流量除以總資產(chǎn)。

(8)管理層持股比例(manag)。管理層持股數(shù)除以企業(yè)總股數(shù)乘以100。

(9)第一大股東持股比例(larshare)。第一大股東持股數(shù)除以企業(yè)總股數(shù)乘以100。

(10)股利分配率(div)。支付股利金額除以凈利潤。

(11)股票換手率(turnover)。流通股年成交量除以可流通總股數(shù)乘以100。

本文主要變量描述性統(tǒng)計如表1所示。

表1 描述性統(tǒng)計

四、實證結(jié)果及分析

(一)“滬港通”與企業(yè)股權(quán)融資

本文首先檢驗“滬港通”的實施是否能夠促進“滬港通”標的股票企業(yè)股權(quán)融資。對基準模型進行回歸，結(jié)果如表2所示。其中，列(1)、列(2)為國有企業(yè)回歸結(jié)果，列(3)、列(4)為民營企業(yè)回歸結(jié)果。列(1)、列(3)只控制企業(yè)控制變量與企業(yè)固定效應(yīng)；列(2)、列(4)加入了時間固定效應(yīng)。

結(jié)果顯示，國有企業(yè)Post×HSC交乘項系數(shù)顯著為正，說明相對于非“滬港通”標的國有企業(yè)，“滬港通”政策實施后，標的國有企業(yè)會額外增發(fā)總股本數(shù)量的1.5%股票進行股權(quán)融資。鑒于樣本內(nèi)企業(yè)增發(fā)股數(shù)占總股本比例的均值為2.5%，這一影響在經(jīng)濟意義上也是顯著的。列(3)、列(4)回歸結(jié)果中Post×HSC交乘項系數(shù)不顯著，表明“滬港通”實施對標的民營企業(yè)股權(quán)融資沒有造成顯著影響。

綜上所述，表2的回歸結(jié)果說明，“滬港通”的實施對民營企業(yè)股權(quán)融資不產(chǎn)生顯著影響，對國有股權(quán)融資有顯著促進作用，即假說1成立。(6)由于“滬港通”只對國有標的企業(yè)股權(quán)融資產(chǎn)生顯著影響，后文實證部分樣本只包括國有企業(yè)，不包括民營企業(yè)樣本。

表2 滬港通與企業(yè)股權(quán)融資

(二)“滬港通”的影響與外部融資依賴程度

為了驗證假說2的正確性，進一步考察“滬港通”對國有企業(yè)股權(quán)融資影響大小是否與外部融資依賴程度相關(guān)，對模型(14)進行回歸，結(jié)果如表3所示。其中，列(1)、列(3)只加入企業(yè)控制變量與企業(yè)固定效應(yīng)，列(2)、列(4)加入時間固定效應(yīng)。

表3的結(jié)果顯示，對于國有企業(yè)，EFD×Post×HSC交乘項系數(shù)顯著為正，即“滬港通”對國有企業(yè)股權(quán)融資產(chǎn)生的影響與企業(yè)外部融資依賴程度正相關(guān)，說明外部融資依賴程度越大的“滬港通”標的國有企業(yè)在“滬港通”實施后股權(quán)融資越多。另外，Post×HSC系數(shù)也顯著為正，說明即使是對外部融資依賴程度較小的國有標的企業(yè)，“滬港通”對企業(yè)股權(quán)融資也會產(chǎn)生顯著影響。結(jié)果說明，相對于非標的國有企業(yè)，標的國有企業(yè)在“滬港通”實施后會增發(fā)1.1%的股票，并且，標的國有企業(yè)外部融資依賴程度EFD指標每增大1單位，會再增發(fā)1.3%的股票。

表3 滬港通、外部融資依賴與股權(quán)融資

綜上所述，假說2成立，“滬港通”的實施對國有標的企業(yè)股權(quán)融資的作用大小與企業(yè)外部融資依賴程度正向相關(guān)，標的企業(yè)越依賴外部融資，在“滬港通”實施后增發(fā)股票越多。

(三)“滬港通”的影響機制

資本賬戶開放的直接效應(yīng)對融資約束小的企業(yè)影響更大，而間接效應(yīng)對融資約束大的企業(yè)影響更大。為了進一步探究“滬港通”影響企業(yè)股權(quán)融資的機制，根據(jù)企業(yè)KZ指數(shù)與當年中位數(shù)的大小關(guān)系分組并進行分組回歸。

表4為國有企業(yè)分組回歸結(jié)果，其中，列(1)、列(2)為融資約束小的國有企業(yè)分組回歸結(jié)果，列(3)、列(4)為融資約束大的國有企業(yè)回歸結(jié)果。列(1)、列(3)控制了企業(yè)固定效應(yīng)，列(2)、列(4)加入了時間固定效應(yīng)。表4結(jié)果顯示，對于融資約束較低的國有企業(yè)，EFD×Post×HSC交乘項系數(shù)均顯著為正；而對于融資約束較高的國有企業(yè)，EFD×Post×HSC交乘項系數(shù)均不顯著。并且，Post×HSC交乘項系數(shù)在融資約束小的國有企業(yè)中顯著性更高。這說明，相對于融資約束大的標的國有企業(yè)，融資約束小的標的國有企業(yè)受“滬港通”影響更大。

表4可以說明，“滬港通”促進國有企業(yè)股權(quán)融資的效應(yīng)主要體現(xiàn)在融資約束較小的企業(yè)。因此，直接效應(yīng)是“滬港通”促進標的企業(yè)股權(quán)融資的主導(dǎo)機制。

表4 滬港通、融資約束與股權(quán)融資

為了進一步區(qū)分信息不對稱渠道與公司治理渠道，本文將國有企業(yè)樣本分別根據(jù)信息透明度(trans)和企業(yè)代理成本(agency)與當年中位數(shù)的大小關(guān)系進行分組后回歸，驗證假說3a、3b的正確性。

表5為根據(jù)企業(yè)信息透明度分組回歸的結(jié)果，其中，列(1)、列(2)為信息透明度低的國有企業(yè)，列(3)、列(4)樣本為信息透明度高的國有企業(yè)。列(1)、列(3)控制了企業(yè)固定效應(yīng)，列(2)、列(4)加入了時間固定效應(yīng)。表5結(jié)果顯示，對于信息透明度低的國有企業(yè)，在加入時間固定效應(yīng)后，EFD×HSC×Post交乘項不再顯著，而對于透明度高組，EFD×HSC×Post交乘項與Post×HSC交乘項系數(shù)在加入時間固定效應(yīng)后仍然顯著為正，即“滬港通”只促進信息透明度高的標的企業(yè)股權(quán)融資。并且，對于信息透明度高的標的企業(yè)而言，“滬港通”對股權(quán)融資產(chǎn)生的影響大小與企業(yè)外部融資依賴程度正相關(guān)。

表5 滬港通、信息透明度與股權(quán)融資

表6為根據(jù)代理成本分組回歸的結(jié)果，其中，列(1)、列(2)樣本為代理成本低的國有企業(yè)，列(3)、列(4)樣本為代理成本高的國有企業(yè)。列(1)、列(3)控制了企業(yè)固定效應(yīng)，列(2)、列(4)加入了時間固定效應(yīng)。表6結(jié)果顯示，對于國有企業(yè)，無論代理成本高低，EFD×Post×HSC交乘項的系數(shù)均顯著為正。雖然從系數(shù)大小來看，高代理成本的國有企業(yè)EFD×HSC×Post交乘項系數(shù)略大于低代理成本的國有企業(yè)，但是，組間系數(shù)差異性檢驗結(jié)果顯示，兩組樣本的EFD×HSC×Post交乘項系數(shù)不存在顯著差異。這說明，代理問題不是造成企業(yè)股權(quán)融資異質(zhì)性的因素，國有標的企業(yè)“滬港通”實施前后股權(quán)融資的變化的異質(zhì)性主要是由于信息不對稱問題的差異。

表6 滬港通、代理成本與股權(quán)融資

綜上所述，實施“滬港通”對標的企業(yè)股權(quán)融資的影響主要來源于資本市場開放的直接效應(yīng)，因此實施“滬港通”主要降低融資約束小的標的企業(yè)融資約束，并促進該類企業(yè)股權(quán)融資。

五、穩(wěn)健性檢驗

(一)“滬港通”對融資約束的影響

前文參考Harrison等(2004)[21]的研究結(jié)果，將“‘滬港通’的實施會降低企業(yè)融資成本”作為前提條件。為了保證結(jié)論的可靠性，必須對這一前提進行驗證。參考Fazzari等(1988)[35]的做法，以企業(yè)投資-現(xiàn)金流敏感系數(shù)為融資約束衡量指標，并設(shè)定如下模型，驗證“滬港通”實施前后融資約束的變化：

Ii,t=α+β1CFi,t×Postt×HSCi+β2Postt×HSCi

+β3CFi,t×HSCi+β4CFi,t×Postt+β5Postt

+β6CFi,t+β7Qi,t+εi,t

(15)

其中，Ii,t表示經(jīng)過年初總資產(chǎn)標準化后的企業(yè)投資，CFi,t表示經(jīng)過年初總資產(chǎn)標準化后的經(jīng)營現(xiàn)金流。實證結(jié)果如表7所示，其中，列(1)為全樣本回歸結(jié)果，列(2)為國有企業(yè)回歸結(jié)果，列(3)為民營企業(yè)回歸結(jié)果。所有回歸標準誤差均經(jīng)過行業(yè)層面聚類調(diào)整。結(jié)果顯示，“滬港通”實施后標的企業(yè)的投資-現(xiàn)金流敏感系數(shù)下降，即融資約束下降。

表7 融資約束的變化

(二)平行趨勢檢驗

使用DID模型需要滿足平行趨勢假設(shè)，即實驗組樣本和控制組樣本在政策實施之前具有平行趨勢。并且，平行趨勢假設(shè)的檢驗還可以驗證“滬港通”標的企業(yè)的選擇是否存在內(nèi)生性問題。若“滬港通”實施前標的企業(yè)與非標的企業(yè)存在平行趨勢，則可以說明“滬港通”標的企業(yè)的選擇相對于企業(yè)融資決策是外生的。

為了驗證在“滬港通”實施前，“滬港通”標的股票與非標的股票的股權(quán)融資是否存在平行趨勢，構(gòu)造每一年的年度虛擬變量與“滬港通”標的企業(yè)虛擬變量的交互項，并將這些交互項作為解釋變量與企業(yè)股權(quán)融資進行回歸。為了避免完全共線性問題，在回歸中沒有加入政策發(fā)布前一年(即2014年)的交互項，結(jié)果如圖1所示。觀察交互項系數(shù)的顯著性，可以發(fā)現(xiàn)，2012年與2013年的交互項系數(shù)在0附近波動，且交互項系數(shù)不顯著。這說明政策時點前處理組和控制組之間不存在顯著差異，平行趨勢假設(shè)成立。

圖1 平行趨勢檢驗

(三)其他穩(wěn)健性檢驗

(1)采用安慰劑檢驗。分別將“滬港通”交易制度的實施時間分別向前推1年、2年，即重新定義變量Post，設(shè)定Post在2012—2013年為0，2014—2016年為1，進行安慰劑檢驗1；設(shè)定Post在2012年為0，2013年及以后為1進行安慰劑檢驗2。(2)參考連立帥等(2019)[17]使用企業(yè)股權(quán)再融資金額與上期權(quán)益總額之比作為股權(quán)融資的代理變量，替換股權(quán)融資的衡量指標。(3)重新采用“深港通”的數(shù)據(jù)進行實證。以上穩(wěn)健性檢驗中，主要結(jié)論均保持不變。(7)由于篇幅所限，其他穩(wěn)健性檢驗結(jié)果在此不再列出，如有需要可向作者索取。

六、結(jié)論與啟示

外源融資是企業(yè)重要的融資方式之一，也是資本市場服務(wù)于實體經(jīng)濟并促進實體經(jīng)濟發(fā)展的主要機制之一。為了充分發(fā)揮資本市場開放帶來的經(jīng)濟效應(yīng)，中國企業(yè)必須及時通過融資吸收境外資本。作為我國資本市場對外開放的重要窗口，“滬港通”的實施對引入境外資本發(fā)揮了重要作用。借助“滬港通”這一自然實驗，本文旨在從企業(yè)股權(quán)融資的角度，分析資本市場開放對企業(yè)股權(quán)融資的影響，并考察影響因素，分析影響機制。結(jié)果表明，實施“滬港通”會促進國有企業(yè)股權(quán)融資。進一步的研究表明，實施“滬港通”對標的國有企業(yè)股權(quán)融資的影響大小與企業(yè)的外部融資依賴程度顯著正相關(guān)。標的國有企業(yè)的外部融資依賴程度越高，實施“滬港通”后股權(quán)融資越多。本文還區(qū)分了資本賬戶開放的直接效應(yīng)與間接效應(yīng)，發(fā)現(xiàn)“滬港通”的實施主要是通過直接效應(yīng)降低標的企業(yè)融資約束，最終促進標的企業(yè)股權(quán)融資?！皽弁ā睂ζ髽I(yè)股權(quán)融資的影響主要體現(xiàn)在融資約束較小的標的企業(yè)，而對融資約束較大的標的企業(yè)影響不顯著。

本文的研究結(jié)論具有以下政策啟示：首先，資本市場開放對企業(yè)股權(quán)融資具有顯著促進作用，有助于提高直接融資比重，拓展多層次、多元化、互補型股權(quán)融資渠道，提高服務(wù)實體經(jīng)濟的效率和質(zhì)量。在強調(diào)資本市場服務(wù)于實體經(jīng)濟的背景下，可繼續(xù)加大資本市場開放力度。“滬港通”“深港通”交易制度主要引入香港投資者，“滬倫通”交易制度主要引入英國投資者，未來可繼續(xù)啟動與其他國家或地區(qū)的互聯(lián)互通機制，進一步推廣至全球主要證券市場。其次，應(yīng)有序擴大境內(nèi)外證券市場基礎(chǔ)設(shè)施互聯(lián)互通的產(chǎn)品范圍，進一步擴大現(xiàn)有機制下的投資品種范圍，如B股、債券、ETF基金，吸引境外機構(gòu)投資者多渠道參與資本市場。最后，外部融資依賴程度較大的行業(yè)更需要外部資金，且受到資本開放的影響也會更大。因此，在資本市場逐漸開放的過程中，可以在合理范圍內(nèi)優(yōu)先考慮開放這類行業(yè)，取消不必要的限制，便于境外投資者投資操作。