吳宇軒，董 麗

（華南農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟管理學(xué)院，廣東廣州 510642）

1 研究背景

制造業(yè)企業(yè)自主創(chuàng)新能力的提升以及技術(shù)創(chuàng)新體系的建立，與資本市場密切相關(guān)。如Bae 等［1］、鐘覃琳等［2］國內(nèi)外的實踐經(jīng)驗均表明，資本市場所具有的價格發(fā)現(xiàn)、資產(chǎn)配置與公司治理等功能為企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新提供了強大的推動力。滬港股票市場交易互聯(lián)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(xué)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(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響，認為滬港通通過優(yōu)化公司信息環(huán)境、提高風(fēng)險承擔(dān)和公司治理水平影響企業(yè)創(chuàng)新水平，且朱琳等［5］、金樹穎等［8］的研究均指出公司現(xiàn)金持有量、經(jīng)理人職業(yè)憂慮發(fā)揮了一定的中介效應(yīng)。

關(guān)于資本市場開放通過公司治理促進企業(yè)技術(shù)創(chuàng)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(fù)雜性，未能全面考量公司內(nèi)部治理機制，影響了實證結(jié)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(yè)技術(shù)創(chuàng)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(guān)的第一類和第二類代理成本，探究資本市場開放對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)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(shè)

2.1 資本市場開放對制造業(yè)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)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(yè)之間的競爭，使得企業(yè)的融資壓力增加，進而刺激企業(yè)高管創(chuàng)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(yè)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(yè)之間的競爭。為了爭奪更多的資源、提高企業(yè)的未來發(fā)展?jié)摿?，企業(yè)需要提高技術(shù)創(chuàng)新的意識，提升企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新水平。

其次，資本市場開放之后，相比于內(nèi)地投資者而言，境外投資者擁有更專業(yè)的技術(shù)分析能力與資源儲備，能夠及時消除錯誤定價，將特質(zhì)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(yè)及企業(yè)未來發(fā)展趨勢的判斷和需求，故上市企業(yè)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(shù)創(chuàng)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(nèi)部信息的獲取，抑制控股股東為私人利益而留存現(xiàn)金，可能更多地支持研究開發(fā)。因此，當(dāng)股價信息含量提高時，企業(yè)的創(chuàng)新水平相應(yīng)增加。

綜上所述，提出如下假設(shè)：

H1：資本市場開放正向促進了企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新。

2.2 公司治理的中介效應(yīng)

企業(yè)創(chuàng)新活動存在的道德風(fēng)險源于現(xiàn)代公司治理中所有權(quán)和經(jīng)營權(quán)的分離，兩權(quán)分離會導(dǎo)致企業(yè)所有者與經(jīng)營者之間的目標產(chǎn)生差異。由于創(chuàng)新活動具有長期性和高風(fēng)險性，經(jīng)營者為了其任職期內(nèi)的業(yè)績，不愿意冒風(fēng)險進行創(chuàng)新投資活動，抑制了企業(yè)創(chuàng)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(jiān)督作用，約束經(jīng)理人的機會主義行為［11］，改善由于委托代理導(dǎo)致的道德風(fēng)險。此外，在發(fā)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(dǎo)國內(nèi)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(yè)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(qū)時，對企業(yè)治理機制改善的程度更加明顯［13］。我國已有學(xué)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(fā)現(xiàn)，存在公司治理這一中介變量影響企業(yè)的創(chuàng)新水平。綜上所述，提出如下假設(shè)：

H2：在資本市場開放提高企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新中，公司治理發(fā)揮著中介效應(yīng)。

滬港通制度的實施能夠促進公司內(nèi)部治理功能得到更有效發(fā)揮，具體表現(xiàn)為降低企業(yè)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(xiàn)，以及控股股東通過占用企業(yè)經(jīng)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(fā)生，最終提高企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)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(yè)購買部分與發(fā)展無關(guān)的資產(chǎn)，這兩種行為都在不同程度上損害企業(yè)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(yè)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(yè)理念，對企業(yè)管理層實施更有效監(jiān)管［14］，增強了監(jiān)管力度，降低了企業(yè)內(nèi)外部的信息不對稱，有效地抑制了相關(guān)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(shè)：

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(yè)技術(shù)創(chuàng)新。

上市公司普遍存在控股股東通過其他應(yīng)收款項目侵吞公司經(jīng)營性資源、攫取中小投資者利益的現(xiàn)象［10］。此外，隨著外資股東持股比例與影響力的提升，企業(yè)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(guān)者資金的行為。綜上所述，提出如下假設(shè)：

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(yè)技術(shù)創(chuàng)新。

3 研究設(shè)計

3.1 樣本數(shù)據(jù)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(nèi)容。研究數(shù)據(jù)來自上海證券交易所2012—2020 年A 股上市的制造業(yè)企業(yè)。根據(jù)研究需要，剔除以下樣本觀測值：（1）2012 年及以后上市的企業(yè)；（2）被標注ST、ST*的企業(yè)；（3）首次確定為滬港通標的后被剔除的企業(yè)；（4）其他數(shù)據(jù)不全的企業(yè)。

使用的滬港通名單來源于香港交易所（HKSX），其他財務(wù)數(shù)據(jù)來源于國泰安數(shù)據(jù)庫（CSMAR）。為控制異常值對回歸結(jié)果的潛在影響，對所有連續(xù)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(yè)作為處理組，而在此時間段內(nèi)從未進入過滬港通名單的企業(yè)作為對照組，得到包含162 家企業(yè)的處理組和包含54 家企業(yè)的對照組，共計1 944 個觀測值。使用的統(tǒng)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(shù)創(chuàng)新投入

現(xiàn)有文獻主要采用技術(shù)創(chuàng)新投入和技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出衡量企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)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(fā)支出、研發(fā)支出與銷售額的占比、研發(fā)支出金額等來衡量技術(shù)創(chuàng)新水平；參考Kochhar 等［20］、周煊等［21］、黎文靖等［22］的做法，以企業(yè)開發(fā)的新產(chǎn)品數(shù)量、專利申請數(shù)量、創(chuàng)新產(chǎn)出的新穎程度作為技術(shù)創(chuàng)新水平的度量指標。鑒于技術(shù)創(chuàng)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(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出不適宜作為被解釋變量，因此采用企業(yè)研發(fā)支出金額的自然對數(shù)作為技術(shù)創(chuàng)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(xiàn)實情況，根據(jù)企業(yè)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(dāng)D=1 時，說明該企業(yè)進入滬港通當(dāng)年及后續(xù)年度名單；D=0時，則說明該企業(yè)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(shù)。參考白重恩等［9］、周林潔［25］的做法，從股權(quán)結(jié)構(gòu)、獨立董事、董事會結(jié)構(gòu)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(guī)模（Board_size）、董事長與總經(jīng)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(guān)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(chǎn)周轉(zhuǎn)率。借鑒徐壽福等［10］、韓曉雷［26］的研究，用總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率衡量第一類代理成本，總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率越高表明第一類代理成本越低。

（3）其他應(yīng)收款與總資產(chǎn)比值。借鑒徐壽福等［10］的做法，用其他應(yīng)收款與總資產(chǎn)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(yè)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(guī)模、多元化水平、冗余資源狀態(tài)、成長性、盈利能力、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、企業(yè)的托賓Q值等影響企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新，因此將上述變量與樣本的行業(yè)及年份特征作為控制變量（CONTROL）。

其中，使用赫芬達爾指數(shù)（HHI）度量多元化水平，公式如下：

式（1）中：Pi為行業(yè)收入占總收入的比重，指數(shù)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(chǎn)及流動負債的差與銷售收入的比）、可恢復(fù)的冗余資源（應(yīng)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(chǎn)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(xù)）

3.3 實證模型

借鑒Beck等［24］的研究，構(gòu)建漸進DID模型如下：

借鑒溫忠麟等［30］的中介效應(yīng)檢驗程序，構(gòu)建遞歸模型如下：

式（2）～（4）中的變量均為顯變量，根據(jù)中介效應(yīng)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(yīng)的存在性。

首先對式（2）進行回歸，檢驗資本市場開放對技術(shù)創(chuàng)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(yè)治理存在影響；最后對式（4）進行回歸，若和顯著，表明企業(yè)治理在其中起中介作用。其余中介變量（總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率和其他應(yīng)收款與總資產(chǎn)的占比）處理方法同上。

4 實證分析

4.1 描述性統(tǒng)計分析

從表2 可見，測量創(chuàng)新的變量技術(shù)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(shù)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(tǒng)計結(jié)果

4.2 相關(guān)性分析

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

表3 變量的相關(guān)性分析

表3（續(xù)）

4.3 滬港通對制造業(yè)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新影響的回歸結(jié)果

基于式（2）進行的漸進DID 模型的回歸結(jié)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(yè)企業(yè)創(chuàng)新投入具有正向促進作用，驗證了H1；且根據(jù)回歸結(jié)果可以看出，資產(chǎn)規(guī)模大、冗余資源水平低、盈利能力強的企業(yè)，對于技術(shù)創(chuàng)新活動的投入更多。

表4 滬港通對樣本企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的回歸結(jié)果

4.4 公司治理中介效應(yīng)回歸結(jié)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(yīng)檢驗，結(jié)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(shù)顯著為正，說明資本市場開放顯著提升了制造業(yè)企業(yè)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(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響，此時D的系數(shù)顯著為正，表明滬港通制度對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的直接效應(yīng)為16.5%，g_index 的系數(shù)顯著為正，說明公司治理效應(yīng)起到了顯著的中介作用，驗證了H2。

表5 公司治理效應(yīng)的中介效應(yīng)檢驗結(jié)果

4.4.2 公司治理中的代理成本中介效應(yīng)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(yīng)檢驗，列（1）的D系數(shù)顯著為正，表明滬港通制度可以顯著提高總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率，列（2）的D系數(shù)和TAT 系數(shù)均顯著為正，說明總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率會顯著提高企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)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(yè)企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)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(yīng)檢驗，表明滬港通制度可以顯著降低其他應(yīng)收款與總資產(chǎn)的比值，變量ORS 與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)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(yè)技術(shù)創(chuàng)新，驗證了H2b。

表6 兩類代理成本中介效應(yīng)的檢驗結(jié)果

表6（續(xù)）

4.5 基于制造業(yè)企業(yè)異質(zhì)性的分組檢驗

根據(jù)證監(jiān)會2012 分類標準，制造業(yè)可以細分為31 個行業(yè)，參照國家統(tǒng)計局發(fā)布的《高技術(shù)產(chǎn)業(yè)（制造業(yè)）分類（2017）》以及相關(guān)文獻，將所有樣本數(shù)據(jù)分為兩組，即非高新技術(shù)企業(yè)組和高新技術(shù)企業(yè)組。但由于樣本所在行業(yè)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(yè)作為高新技術(shù)組，行業(yè)代碼包含C26、C27、C34、C35、C37、C38、C39 和C40 的企業(yè)，其余的企業(yè)劃分為非高新技術(shù)組。如表7 所示，列（1）、列（2）分別是兩組樣本的實證結(jié)果，顯示經(jīng)驗P值為0.472，不通過組間差異檢驗，但是D系數(shù)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(shù)企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新投入比對非高新技術(shù)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入的提升更為顯著。

表7 按行業(yè)分組的變量檢驗結(jié)果

表7（續(xù)）

4.6 穩(wěn)健性檢驗

4.6.1 內(nèi)生性處理：傾向得分匹配

以上回歸結(jié)果雖然證實了滬港通對樣本制造業(yè)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新水平具有顯著的正向影響，但該結(jié)果可能存在內(nèi)生性問題，即本身具有較高技術(shù)創(chuàng)新能力的企業(yè)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(nèi)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(yè)匹配合適的、未受該政策影響的企業(yè)，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(jié)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(shù)據(jù)進行平衡性分析。如表8 所示，匹配前滬港通企業(yè)與非滬港通企業(yè)在公司規(guī)模、多元化水平、冗余資源狀態(tài)、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(tǒng)計上顯著變?yōu)椴辉亠@著；除了成長性和托賓Q值以外，其余指標的差異經(jīng)過匹配有著不同程度的縮?。辉谄ヅ浜蟾髦笜说臉藴驶町惖慕^對值都不超過10，結(jié)果可接受。

表8 基于傾向得分匹配的變量平衡性分析結(jié)果

將滬港通企業(yè)匹配后的數(shù)據(jù)重新放入式（2），結(jié)果如表9 所示?？梢?，經(jīng)過PSM 匹配后，D在各個回歸中的估計系數(shù)仍然顯著為正，與主回歸結(jié)果相似，表明H1的成立穩(wěn)健。

表9 傾向得分匹配后滬港通對樣本企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的回歸結(jié)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(shè)定處理以檢驗估計系數(shù)是否依舊顯著。如圖1 所示，回歸系數(shù)在0 附近呈正態(tài)分布，符合檢驗預(yù)期，驗證了主要結(jié)論的穩(wěn)健性。

圖1 滬港通對樣本企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新影響的安慰劑檢驗結(jié)果分布

5 結(jié)論與啟示

5.1 研究結(jié)論

（1）滬港通政策的實施能夠顯著提高樣本制造業(yè)企業(yè)的研發(fā)創(chuàng)新投入，且結(jié)論在傾向得分匹配和安慰劑檢驗后仍然成立，具有穩(wěn)健性。（2）滬港通政策的實施有利于優(yōu)化標的企業(yè)的公司治理水平，進而促進企業(yè)進行技術(shù)創(chuàng)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(yè)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響會因企業(yè)所屬行業(yè)技術(shù)特征的不同而存在差異，對高技術(shù)制造業(yè)企業(yè)研發(fā)投入的促進作用更加顯著，對非高技術(shù)制造業(yè)企業(yè)的研發(fā)投入的影響不顯著。

5.2 政策啟示

（1）政府層面，應(yīng)積極完善資本市場的基礎(chǔ)設(shè)施，在持續(xù)加大資本市場開放力度的同時，利用與境外資本市場互聯(lián)互通的契機，積極學(xué)習(xí)境外特別是發(fā)達國家資本市場的管理經(jīng)驗，推動我國 A 股市場的業(yè)務(wù)規(guī)則、監(jiān)管制度等方面向發(fā)達資本市場看齊。與此同時，政府還應(yīng)加強對境外投資者異常交易的監(jiān)控與處罰，完善國際投機活動的應(yīng)對措施，為我國資本市場的逐步開放提供有效保障。

（2）企業(yè)層面，應(yīng)提高公司治理水平。較高的代理成本對企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)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(jiān)督有助于為企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新活動的開展提供有效幫助。對于高技術(shù)行業(yè)制造企業(yè)，資本市場的開放有利于企業(yè)更好地進行技術(shù)研發(fā)創(chuàng)新，企業(yè)自身應(yīng)把握發(fā)展的機遇，立足長遠發(fā)展，在結(jié)合自身實際情況之下加大創(chuàng)新投入。