资本市场开放对企业创新的影响----基于陆港通的多期DID经验证据

熊朗羽, 田皓宇

(1.北京师范大学 人文和社会科学高等研究院, 广东 珠海 519087;2.广西民族大学 法学院, 南宁 530006)

0 引 言

近年来,我国资本市场开放不断取得突破性进展。分别于2014年和2016年开始实施的“沪港通”和“深港通”互联互通交易制度是我国资本市场开放进程中的重大举措。“沪深港通”(以下合称“陆港通”)制度已经成为资本市场双向开放的重要窗口,关注陆港通实施给实体经济带来的影响具有重要现实意义。本文利用陆港通分批扩容的自然实验背景,构造多时点双重差分模型,关注进入陆港通标的公司的创新投入变化情况,研究我国资本市场对外开放对标的公司创新水平的影响。此外,考虑企业产权性质差异,检验了资本市场开放对非国有企业和国有企业的异质性影响。本文研究有助于厘清资本市场开放与企业创新的关系,更好地回答我国资本市场对外开放是否能促进实体经济发展这一重要问题。

1 理论分析和研究假设

1.1 融资约束视角

资本市场开放有利于缓解内地上市公司融资约束。与一般投资项目相比,企业创新活动因投资风险高[1]、缺乏抵押品[2]、信息不对称问题[3]突出等特点,往往面临更严重的融资约束问题[1-2,4]。陆港通实施以来,境外投资者持股规模持续增加,权益资本大量流入内地资本市场。已有研究表明,陆港通机制有效促进了内地上市公司的股权和债权融资积极性[5-6],降低了融资成本,增加企业外部融资规模[7]。此外,资本市场开放有利于缓解企业创新的信息不对称问题。信息不对称是企业产生融资约束的关键原因[8]。一方面,境外发达资本市场的投资者一般更具投资经验和信息搜集能力,能通过参与交易决策增加股价信息含量[9]。另一方面,资本市场开放具有信息治理效应,可以提高企业信息披露质量[10],进而缓解投资者和上市公司之间的信息不对称,进一步缓解企业融资约束,促进企业创新。

1.2 公司治理视角

资本市场开放有利于改善企业信息环境,降低股东与管理者之间的信息不对称[11],进而缓解委托代理问题。陆港通实施带来境外投资者的加入增加了资本市场投资者对企业外部的监督作用[12],有助于规范企业治理,减少管理者机会主义行为,减少道德风险。一方面,与内地资本市场以中小投资者为主不同,香港资本市场存在大量的机构投资者,并且这些投资者与上市公司的关联度低[12],更有动机通过“用手投票”机制干预公司内部治理。另一方面,境外投资者可通过市场交易即“用脚投票”发挥治理作用[13]。投资者的“用脚投票”行为表达出对企业现状和发展前景的预期,通过进入和退出威胁方式间接实现对企业的监督和治理作用[14],有助于企业管理者进行创新研发活动来增加企业长远利益和远期回报。

基于上述分析,本文提出假设H:资本市场对外开放能够正向促进企业创新。

2 研究设计

2.1 样本选择和数据来源

本文选取2010—2018年A股上市公司作为研究样本,将进入陆港通标的的上市公司作为实验组,没有进入陆港通标的的上市公司作为控制组。剔除了金融行业公司、相关变量缺失和数据异常的样本,剔除了在研究期间内曾被调出陆港通的样本,最终得到2 731家企业,14 697个企业-年份数据。研发费用和企业出口信息来自Wind数据库,其余数据来自CSMAR数据库。为消除极端值的影响,对所有连续变量按照1%的比例缩尾处理。

2.2 模型设计、变量定义和统计描述

本文构建如下基于多期双重差分(DID)的双向固定效应面板回归模型如下:

rdit=α+βDit+δXit+Ai+Bt+εit

(1)

其中,rdit为被解释变量,反映企业创新水平。为方便报告实证结果,用研发费用与总资产之比乘以100之后得到指标rdit,解释变量为Dit。在双重差分法中Dit可以写成Treati×Postit,Treati为实验组虚拟变量,在本文中企业为陆港通标的企业的Treati为1,否则为0;Postit为实验期虚拟变量,在本文中企业被调入陆港通当年及以后年份中Postit为1,否则为0。由此Dit表示i企业t年度是否加入陆港通的虚拟变量,如果i企业于t年加入陆港通取值为1,否则取值为0。Xit表示控制变量综合,Ai为企业个体虚拟变量,Bt为年份虚拟变量,εit为随机误差项。

本文控制了其他可能影响企业创新的因素:资产报酬率、营业收入增长率、托宾Q、独立董事占比等。变量定义及描述性统计见表1。

表1 变量定义

3 实证分析

3.1 基准回归分析

为了研究我国陆港通制度实施对企业创新水平的影响,本文基于多期双重差分法的回归结果见表2。列(1)中为控制了年份和企业固定效应,只考察解释变量D,未列入其他控制变量的回归结果,显示D的回归系数为0.102,t值为3.249,在1%的水平上通过了显著性检验。列(2)为在列(1)基础上加入控制变量的回归结果,显示D的回归系数为0.174,t值为5.446,在1%的水平上通过了显著性检验,表明加入陆港通标的能显著提升企业创新水平,进一步说明我国资本市场开放能够促进企业创新,研究假设H成立。列(3)是对所有标准差在公司层面进行聚类稳健处理的结果,D回归系数t值为3.933,仍在1%水平显著,体现了回归结果的稳健性。

表2 陆港通实施对企业创新影响的实证结果

3.2 稳健性检验

3.2.1 平行趋势检验

通过设定年度虚拟变量进行平行趋势检验, 结果如图1所示, 结果显示陆港通标的股票与非标的股票在陆港通政策实施之前, 企业创新水平之间并未存在显著差异, 而在政策实施后2组的差异才逐步显现, 实验组与控制组之间满足平行趋势假定, 支持了本文实证采用双重差分法的适用性。

图1 平行趋势检验图

3.2.2 样本选择性偏差检验(PSM-DID检验)

为了进一步控制样本选择性偏差,本文采用倾向性得分匹配法(PSM)对实验组和控制组样本进行匹配。本文按照一对一邻近匹配法筛选出PSM样本。图2为实验组与控制组的倾向值在匹配前后的核密度图。匹配前,实验组与控制组在倾向值概率分布存在明显差异;而匹配后,重叠区域十分明显,实验组与控制组倾向值概率分布的差异缩小,匹配结果较好,验证了PSM-DID的共同支撑假设。

图2 PSM核密度图

运用模型(1)在倾向得分匹配成功的样本中重新对本文假设H进行检验,结果见表3,D的系数仍然在1%水平显著,验证了原实证结果的稳健性,在一定程度上也缓解了内生性问题。

表3 稳健性检验：PSM-DID结果

3.2.3 替换被解释变量

利用企业研发费用RD和专利申请总数patent数据,对数据进行对数化处理后,分别用研发投入规模ln(RD+1)和企业创新产出ln(patent+1)替代rd来衡量企业创新水平,代入模型(1)进行回归后结果见表4。列(1)中D的系数为0.073且在5%的水平上显著,列(2)中D的系数为0.052且在10%水平上显著,结果表明加入陆港通标的后对企业创新投入规模和企业创新产出(专利申请数)都有较显著的促进作用,假设H仍得以验证。

表4 替换被解释变量的回归结果

3.3 异质性检验

考虑到企业产权性质不同,实证研究结果可能也有所差别。本文根据企业产权性质将样本上市公司分为2组,进一步观测陆港通实施对企业创新的影响,实证结果见表5。其中,国有企业样本D的回归系数为0.063,没有通过10%水平上的显著性检验,而非国有企业样本中D的回归系数为0.224,且在1%的水平上显著。实证结果表明陆港通政策实施对非国有企业创新有更显著的促进作用。

表5 基于企业产权性质的异质性检验结果

4 结 语

本文研究结果表明,陆港通政策的实施能够显著提高企业创新投入。在用企业专利申请数作为被解释变量后的实证研究发现,陆港通政策实施同样能够提高企业创新产出。异质性检验结果显示,陆港通政策实施只显著促进了非国有企业创新。

本文研究具有一定的政策启示:1)陆港通交易制度的实施能够有效促进企业创新,发挥了资本市场开放推动实体经济发展的作用,政府应持续稳定地推进资本市场开放,继续积极探索金融制度创新,进一步提升资本市场开放水平,服务实体经济发展。2)陆港通制度实施显著促进了民营企业创新,因而民营企业应利用政策机会积极关注创新机遇,优选创新项目,开展创新研发活动,提升市场竞争力。