資本市場開放促進企業(yè)創(chuàng)新了么?
——基于陸港通樣本的微觀證據(jù)

馬妍妍，俞毛毛，程京京,2

(1.對外經(jīng)濟貿(mào)易大學國際經(jīng)濟貿(mào)易學院，北京 100029；2.河北金融學院金融系，河北 保定 071051)

一、引 言

在黨的十九大報告中，習總書記提出“要建設(shè)以企業(yè)為主體、以市場為導向、產(chǎn)學研深度融合的技術(shù)創(chuàng)新體系”。企業(yè)是科學技術(shù)轉(zhuǎn)化成生產(chǎn)力的主體，促進企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新是當前我國創(chuàng)新驅(qū)動戰(zhàn)略的第一要務。企業(yè)研發(fā)活動的影響因素也備受學界關(guān)注。

資本市場開放是資本賬戶開放的重要一環(huán)。繼2004年QFII制度推行之后，2012年中國人民銀行調(diào)查統(tǒng)計司課題組發(fā)布課題報告《我國加快資本賬戶開放的條件基本成熟》，新一輪金融開放熱潮同時開啟。2014年滬港通與2016年深港通(以下合并簡稱為“陸港通”)的啟動，對于有序提高跨境資本流動水平，提升金融交易可兌換程度，進一步推進資本項目可兌換與人民幣國際化進程，具有重要的意義，是我國金融開放重要的一步[1]。在我國經(jīng)濟逐漸融入世界新格局、金融不斷開放的背景下，研究資本市場開放對企業(yè)研發(fā)投資的影響，對提高我國生產(chǎn)要素分配效率，深化供給側(cè)改革，提升全要素生產(chǎn)率水平，更好地實現(xiàn)金融發(fā)展服務于實體經(jīng)濟，扶持中小企業(yè)發(fā)展具有重要的現(xiàn)實意義。

宏觀上，資本賬戶開放通過促進資本積累，提高經(jīng)濟運行效率等途徑促進國家經(jīng)濟增長和加總的全要素生產(chǎn)率(TFP)提升；微觀上，資本市場開放通過緩解融資約束、分散投資風險等途徑提升企業(yè)投資效率。本文試圖解決以下問題：資本市場開放是否能促進企業(yè)研發(fā)投資？資本市場開放通過怎樣的渠道影響企業(yè)研發(fā)投資？資本市場開放對不同生產(chǎn)率水平的企業(yè)研發(fā)活動是否存在不同的影響？

已有文獻多從宏觀層面分析了資本賬戶開放后果，從微觀層面的研究較少。本文的創(chuàng)新點在于：(1)從微觀視角研究了資本市場開放對企業(yè)研發(fā)投資的影響機制和途徑，為資本賬戶開放的增長效應提供了文獻補充；(2)針對徐飛(2019)提出的銀行信貸的創(chuàng)新困境[2]，提供了信貸抑制研發(fā)問題的解決途徑，證明了資本市場開放能夠降低企業(yè)對銀行信貸的依賴程度，提升研發(fā)投資水平；(3)以企業(yè)微觀融資機制為切入點，在開放框架中研究企業(yè)研發(fā)投資影響因素，將企業(yè)異質(zhì)性因素納入研究框架，結(jié)合我國企業(yè)特有的“出口-生產(chǎn)率悖論”現(xiàn)象，通過實證分析區(qū)分兩種不同TFP水平下企業(yè)增加研發(fā)的渠道，在開放經(jīng)濟背景下提出了資本市場開放對研發(fā)投資的作用途徑。陸港通的啟動為本文提供了自然實驗的良好平臺。

二、文獻回顧與研究假設(shè)

(一)資本市場開放與企業(yè)研發(fā)投資

資本市場開放對經(jīng)濟發(fā)展存在增長效應，現(xiàn)有文獻主要從宏觀層面進行討論。Rajan(1996)等研究了資本賬戶開放對經(jīng)濟增長的正面促進了作用[3]。Mitton(2006)、Arestis et al.(2010)分析了資本賬戶開放對一國加總TFP的影響[4][5]。Kose et al.(2009)提出資本賬戶開放通過促進資本積累、提高經(jīng)濟運行效率等途徑促進經(jīng)濟增長[6]。Henry(2000)利用制造業(yè)數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)股票市場開放對提升制造業(yè)勞動生產(chǎn)率有積極影響[7]。研發(fā)投資是增長效應的重要源泉，資本市場開放可以分散投資風險，提高投資效率，促進企業(yè)研發(fā)投資規(guī)模擴大。資本市場開放還可以通過改善公司治理水平，提升外部監(jiān)督效果，提升公司研發(fā)投資的水平[8]。

通過上述分析本文提出以下假設(shè)1：

H1：資本市場開放能夠增加企業(yè)研發(fā)投資規(guī)模。

(二)信貸依賴、外部監(jiān)督水平與企業(yè)研發(fā)投資

關(guān)于信貸依賴，Gorodnichenko et al.(2010)提出外源融資的成本對企業(yè)研發(fā)投入的激勵有負面影響；流動性約束制約企業(yè)的研發(fā)創(chuàng)新行為，外源融資成本的上升則加劇了流動性約束的制約力度[9]。張杰等(2012)基于大樣本微觀數(shù)據(jù)對融資約束如何影響企業(yè)的研發(fā)投入進行了分析，發(fā)現(xiàn)銀行信貸對研發(fā)投資有抑制作用[10]。徐飛(2019)提出了銀行信貸與研發(fā)投資困境，銀行對企業(yè)創(chuàng)新活動的信貸投資存在風險和收益不對稱的問題，從而抑制其研發(fā)投資[2]。總體來說，融資約束對研發(fā)投資影響分析中，目前學者認為信貸融資對研發(fā)投資存在抑制作用。而資本市場開放能夠通過企業(yè)股權(quán)融資能力的增加和定價機制的優(yōu)化，促進內(nèi)源融資能力的提升，擺脫對信貸資金的依賴。

關(guān)于外部監(jiān)督機制，國外相關(guān)分析側(cè)重于境外機構(gòu)投資者如何通過全球市場的配置解決企業(yè)由于委托-代理問題導致的過度投資、短期業(yè)績導向等問題[11][12]；國內(nèi)相關(guān)分析側(cè)重于QFII(合格境外機構(gòu)投資者)與國內(nèi)機構(gòu)投資者對研發(fā)投資以及公司治理作用的對比分析，例如李春濤等(2018)指出，國內(nèi)機構(gòu)投資者與企業(yè)經(jīng)營存在利益相關(guān)性、政治性，而QFII更具有投資專業(yè)性，能夠發(fā)揮“用腳投票”的作用[13]。總體上，現(xiàn)有文獻認為，作為資本市場開放的一部分，境外投資者引入能夠進一步完善公司治理機制，提升投資效率。

根據(jù)上述分析本文提出假設(shè)2：

H2：資本市場開放能夠降低企業(yè)信貸依賴度，降低融資約束對研發(fā)的阻礙效應，提升外部監(jiān)督水平，進而提升企業(yè)研發(fā)投資規(guī)模。

(三)異質(zhì)性因素與企業(yè)研發(fā)投資

企業(yè)生產(chǎn)率是異質(zhì)性理論研究的重點。生產(chǎn)率決定了企業(yè)創(chuàng)新的路徑，不同生產(chǎn)率的企業(yè)擴大研發(fā)規(guī)模的路徑也有一定的差異。新新貿(mào)易理論提出，高TFP的企業(yè)通過更多選擇出口行為，通過學習效應進一步提升自身研發(fā)水平，許多國家的實證研究中也證實了此觀點。然而中國出口卻存在“生產(chǎn)率悖論”的問題：與新新貿(mào)易理論得出的結(jié)論相反，來自我國企業(yè)的證據(jù)表明，出口企業(yè)的TFP往往會低于非出口企業(yè)的TFP。這主要是由于我國大量加工貿(mào)易企業(yè)所導致[14][15]。考慮到我國以加工貿(mào)易為主的出口模式，不同TFP水平企業(yè)存在不同的投資選擇模式，資本市場開放對不同TFP水平的企業(yè)研發(fā)投資規(guī)模的影響可能存在差異。

根據(jù)上述分析，本文提出假設(shè)3：

H3：高TFP企業(yè)直接選擇研發(fā)投資，低TFP企業(yè)通過出口學習效應間接增加研發(fā)投資；而資本市場開放通過提升企業(yè)TFP水平，使更多企業(yè)通過直接途徑增加研發(fā)投資規(guī)模。

三、實證模型、數(shù)據(jù)說明與變量

(一)樣本篩選及數(shù)據(jù)來源說明

本文選取2014～2017年樣本數(shù)據(jù)進行研究，上市公司財務數(shù)據(jù)來源于銳思數(shù)據(jù)庫；全要素生產(chǎn)率TFP數(shù)據(jù)運用上述財務數(shù)據(jù)，通過非參OP方法估計得出(1)本文參照魯曉東等(2012)的OP法估計全要素生產(chǎn)率[16]。其中，狀態(tài)變量為公司成立年份(age)，代理變量為勞動力自然對數(shù)與原材料投資自然對數(shù)，控制變量為公司是否國企虛擬變量(SOE)，退出變量(exit)通過公司簡稱與所有權(quán)是否同時發(fā)生變化率界定，若同時發(fā)生變化則表示原有公司退出了市場。；陸港通樣本股數(shù)據(jù)通過上交所、深交所公布的滬港通與深港通樣本股年度名單整理得出；企業(yè)出口數(shù)據(jù)及有效匯率數(shù)據(jù)通過中國海關(guān)數(shù)據(jù)庫2011年年度數(shù)據(jù)整理得出；其余數(shù)據(jù)來源于Wind數(shù)據(jù)庫。本文主要進行以下數(shù)據(jù)處理：(1)剔除金融類行業(yè)上市公司、ST、*ST等特別處理公司；(2)剔除總資產(chǎn)、凈資產(chǎn)、銷售收入為負的樣本年度數(shù)據(jù)；(3)為排除異常值的影響，本文對連續(xù)變量在前后1%進行縮尾(winsorize)處理。

(二)模型設(shè)定

本文首先構(gòu)建研發(fā)投資規(guī)模對數(shù)值作為被解釋變量的模型，分析滯后一期QFII持股比例對研發(fā)投資的影響；之后通過中介效應模型分析企業(yè)TFP水平、內(nèi)部現(xiàn)金流、外部信貸的中介渠道；最后運用陸港通政策的出臺作為外生沖擊事件，通過PSM+DID方法分析企業(yè)加入陸港通樣本對于研發(fā)投資規(guī)模的影響。

(三)主要變量定義

1.被解釋變量

本文以研發(fā)投資規(guī)模作為被解釋變量。借鑒任海云等(2017)的分析方法，選用年度研發(fā)支出(資本化與費用化)總額的對數(shù)值來反映公司研發(fā)投資規(guī)模，進行主回歸及DID分析[17]。同時穩(wěn)健性檢驗中運用研發(fā)投資強度(研發(fā)投資所占總資產(chǎn)比例)進一步檢驗。

2.解釋變量

(1)QFII持股比例。本文主回歸通過QFII持股比例，反映資本市場開放度對不同樣本的影響水平。自2002年QFII業(yè)務正式啟動以來，我國逐年放開QFII的投資額度和投資品種，不斷推進資本市場的開放步伐。使用QFII持股比例作為資本市場開放的代理變量，能夠更好地從微觀層面反映資本市場開放對企業(yè)影響，體現(xiàn)金融市場開放步伐。

(2)上市公司加入陸港通虛擬變量。本文DID分析中，通過上市公司該年份是否加入陸港通樣本，衡量資本市場開放在企業(yè)層面的影響。若該年份上市公司加入陸港通，取值為1,否則為0。與QFII持股相比，加入陸港通樣本能夠吸引更多的增量外資持股國內(nèi)上市公司，同時投資者身份并不局限于機構(gòu)投資者，用陸港通樣本衡量資本市場開放對本文研究具有更強的意義。

(3)全要素生產(chǎn)率。企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升，主要依賴于企業(yè)研發(fā)能力與出口學習效應，是企業(yè)核心競爭力的體現(xiàn)。宏觀上多用索羅剩余方式計算，本文參照魯曉東等(2012)[16]的OP法計算得出微觀層面的全要素生產(chǎn)率對數(shù)值。

本文主要變量及含義如表1所示。

表1 主要變量及含義

四、實證檢驗及結(jié)果分析

(一)描述性統(tǒng)計

如表2所示，本文使用5261個有效樣本，部分企業(yè)由于未單獨計提研發(fā)費用造成研發(fā)數(shù)據(jù)缺失。從核心變量來看，經(jīng)過處理后，QFII平均持股比例為0.073%，納入陸港通樣本占比為35%。樣本平均研發(fā)投資規(guī)模對數(shù)值為17.78，平均研發(fā)強度為4.5%。從財務指標來看，樣本總資產(chǎn)收益率平均值為3.7%，不同企業(yè)與不同年份間企業(yè)盈利水平存在顯著的差異和波動。從公司治理角度分析，樣本企業(yè)前十位管理層平均持股比例為44.8%。

表2 主要變量描述性統(tǒng)計

(二)主回歸分析

本文主回歸分析方程為：

lntrdit=α0+α1qfiipercit-1+control+∑year+∑province+εit

(1)

首先，從表3回歸結(jié)果能夠得出，上市公司加入陸港通樣本股，能夠顯著提升自身研發(fā)投資規(guī)模。其他變量保持不變時，QFII持股比例從樣本25%分位增加到75%分位，將增加研發(fā)投資6%(2)QFII持股比例中，25%分位值為0，75%分位值為0.43，主方程加入控制變量后回歸系數(shù)為0.140，則QFII持股比例由25%增加到75%分位，帶動研發(fā)投資增加比例=0.43*0.140=6%。。同時結(jié)合后文陸港通開放的DID自然實驗，共同驗證了假設(shè)1。

其次，在其他變量和條件保持不變的情況下，上市公司選擇外向經(jīng)營模式會增加研發(fā)投資規(guī)模，企業(yè)有效匯率貶值也會增加研發(fā)投資規(guī)模。同時，公司規(guī)模越大，研發(fā)投資規(guī)模越高。

再次，國內(nèi)機構(gòu)投資者對研發(fā)投資規(guī)模影響為負，與Luong et al.(2017)跨國樣本中分析結(jié)論一致，國內(nèi)機構(gòu)投資者監(jiān)督效應弱于國外。同時股權(quán)集中度越高，公司開展研發(fā)活動的意愿越弱。這也驗證了假設(shè)2中提出的外部監(jiān)督機制[11]即資本市場開放能夠通過降低信貸依賴，提升外部監(jiān)督水平，從而提升研發(fā)投資規(guī)模。

從逐步分欄回歸能夠看出，(3)列與(4)列加入負債指標、成長指標和公司治理指標后，QFII持股比例系數(shù)變化不大，說明回歸模型很好地控制了遺漏變量問題。

表3 研發(fā)投資總額與QFII持股比例回歸結(jié)果

注：括號中為t統(tǒng)計量；*表示p<0.1,** 表示p<0.05,*** 表示p<0.01；(1)列不加入控制變量進行回歸，(2)列加入出口指標與企業(yè)現(xiàn)金指標進行回歸，(3)列加入公司負債指標與成長性指標進行回歸，(4)列加入公司治理指標與盈余質(zhì)量指標進行回歸。

(三)中介效應檢驗

1.實證分析結(jié)果

在主回歸基礎(chǔ)上，本文進一步進行中介效應檢驗，分別從短期信貸依賴度、自有貨幣資金、TFP角度，分析資本市場開放對研發(fā)投資影響的機制。

首先，資金支持是企業(yè)R&D活動的重要影響因素。其中，銀行信貸由于與研發(fā)活動資金期限不匹配，對研發(fā)活動的開展存在負面作用[2]；內(nèi)源融資與股權(quán)融資均能夠?qū)ρ邪l(fā)活動提供正向支持[18]；其次，企業(yè)TFP異質(zhì)性同樣與研發(fā)活動密切相關(guān)，因此本文選擇外部融資依賴度、貨幣資金與前期TFP作為中介變量進行中介效應檢驗。

中介效應(3)本文參照近兩年相關(guān)文獻，對公司治理指標和股價信息含量指標也進行了中介效應分析，但均不顯著。本文主回歸中關(guān)于國內(nèi)機構(gòu)投資者與境外機構(gòu)投資者對于公司研發(fā)投資影響的實證結(jié)果，與Luong et al.(2017)的結(jié)論一致。分析如下：(1)由第(1)、(2)列分析得出，銀行信貸是資本市場開放影響研發(fā)投資的重要渠道。銀行短期信貸依賴度增加會降低研發(fā)投資規(guī)模，而資本市場開放會降低企業(yè)對銀行信貸的依賴度，進而提升研發(fā)水平；(2)由第(3)、(4)列分析得出，資本市場開放通過增加公司內(nèi)源融資渠道，提升公司自有現(xiàn)金流水平進而更大程度增加研發(fā)投資；(3)由第(5)、(6)列分析得出，資本市場開放能夠更好地促進企業(yè)全要素生產(chǎn)率TFP提升，進而帶動企業(yè)更多著眼于研發(fā)投資，減少企業(yè)為追求短期業(yè)績而采取的短視化行為。這與湯勝等(2016)的結(jié)論基本一致，即融資約束對企業(yè)研發(fā)投資會產(chǎn)生影響，同時內(nèi)部現(xiàn)金流是企業(yè)研發(fā)投資的主要資金來源，負債融資并不能對企業(yè)研發(fā)產(chǎn)生積極影響[19]。后文在上述分析基礎(chǔ)上，通過加入資本市場開放的外生沖擊，拓展了上述分析結(jié)論。

表4 中介效應回歸結(jié)果

注：括號中為t統(tǒng)計量；*表示p<0.1,** 表示p<0.05,*** 表示p<0.01；(1)～(2)為銀行信貸渠道；(3)～(4)為內(nèi)部現(xiàn)金渠道；(5)～(6)為TFP渠道；(1)、(3)、(5)列為中介變量對QFII持股比例回歸結(jié)果，(2)、(4)、(6)列為研發(fā)投資對數(shù)值同時對QFII持股比例、中介變量的回歸結(jié)果。

2.相關(guān)機制說明

(1)TFP渠道

TFP是資本市場開放影響研發(fā)投資的重要渠道。首先，TFP與增長效應密切相關(guān)，同時增長效應的源泉之一便是企業(yè)研發(fā)投資[20]；其次，資本市場開放能夠提升資源配置效率、通過有效分擔風險促進企業(yè)投資于收益更高的項目[21]，而且資本市場開放能夠拓寬融資渠道、推動產(chǎn)品多元化，進而對企業(yè)TFP提升產(chǎn)生正面影響[22][23][24][25]；再次，資本市場開放能夠通過全球化市場配置，降低融資約束，提升企業(yè)TFP水平[26]。

(2)信貸依賴渠道

資金支持是研發(fā)投資規(guī)模的重要影響因素，而其中較高的信貸資金依賴度對研發(fā)投資具有一定的抑制作用[2]。從信息不對稱角度來看，企業(yè)研發(fā)活動多集中于初創(chuàng)期，抵押物不足，同時內(nèi)源資金有限，信貸條款以及還本付息壓力會對企業(yè)長期投資活動產(chǎn)生限制[27]，研發(fā)活動的開展和信貸資金還存在現(xiàn)金流期限不匹配的問題[28]。

資本市場開放，一方面能夠從融資約束層面擺脫外部信貸依賴，提升公司知名度與資本吸引水平，吸引更多境外資金投資國內(nèi)上市公司，降低融資成本[29]；另一方面又能夠優(yōu)化上市公司定價機制、股價信息含量，通過提升股價-信息敏感度，增加企業(yè)投資機會，促進企業(yè)績效的提升與自有資本的增加[30]。

總體來說，銀行信貸強度增加與依賴度提升，會對企業(yè)研發(fā)活動產(chǎn)生抑制作用，而資本市場開放會降低企業(yè)對信貸資金的依賴，提升企業(yè)股權(quán)融能力和自有資金水平，通過解決融資約束問題對研發(fā)投資產(chǎn)生促進作用。這也是本文提出假設(shè)2的主要理論依據(jù)。

(四)雙重差分(DID)分析

由于QFII持股比例一定程度上受到股票二級市場行情影響，同時資本市場開放與研發(fā)投資之間存在一定的反向因果關(guān)系，本文進一步通過自然實驗方式引入外生沖擊，分析資本市場開放對研發(fā)投資的影響。參照Luong et al.(2017)關(guān)于國外機構(gòu)投資者持股[11]，以及鐘覃林等(2018)(4)鐘覃林(2018)使用滬港通樣本分析股價信息含量時，未納入2016年數(shù)據(jù)，因為深港通2016年12月開通影響自然實驗平臺，但由于我國上市公司研發(fā)數(shù)據(jù)缺失較多，分析樣本較少將對本文分析結(jié)論造成影響，同時深市上市公司經(jīng)營數(shù)據(jù)與滬港通有一定獨立性，故本文將深港通樣本也包含其中進行分析。關(guān)于滬港通效應的DID自然實驗與樣本匹配方式[31]，本文使用2014年至2017年A股上市公司數(shù)據(jù)，利用陸港通開通作為資本市場開放的外生沖擊事件，分別采用多期PSM+DID面板回歸，分析資本市場開放對研發(fā)規(guī)模的影響。

1.PSM匹配

本文通過PSM方法選擇適當協(xié)變量進行樣本匹配，估計傾向得分，再進行政策效果分析。本文首先通過核匹配方式為處理組進行樣本匹配，利用2013年即陸港通試點開通前一年樣本數(shù)據(jù)進行匹配，減小處理組和對照組之間的固有差異性。參照Luong et al.(2017)的相關(guān)分析選擇匹配協(xié)變量[11]：公司規(guī)模(size)、主營業(yè)務增長率(incgrowth)、公司成立時間(age)。匹配差異如表5所示。

由表5可知，匹配后處理組與控制組協(xié)變量均值差異不顯著，同時樣本差異較匹配前顯著縮小，滿足PSM核心假設(shè)。

2.平行趨勢檢驗

本文利用匹配成功樣本進行DID回歸前的平行假設(shè)檢驗：第一種方法(圖1)對處理組和控制組不同年份研發(fā)投資規(guī)模對數(shù)取均值進行作圖比較，若政策發(fā)生前處理組(Treat=1)與控制組(Treat=0)差異不隨時間變化而變化，政策發(fā)生后兩組均值差異顯著，則說明平行假設(shè)成立；第二種方法(圖2)是在DID主回歸方程中加入一系列年度虛擬變量i.year與Treat交乘項，若政策處理前(Post=0)年度虛擬變量系數(shù)與0無差異，處理后(Post=1)年度虛擬變量交乘項系數(shù)顯著異于0，則說明平行假設(shè)成立。圖1與圖2給出了兩種平行趨勢檢驗結(jié)果(2014年為政策沖擊時點)。

圖2 年度虛擬變量回歸系數(shù)圖

由圖1和圖2能夠看出，在政策沖擊年份(2014年)之前，處理組與對照組樣本研發(fā)投資規(guī)模對數(shù)值的均值差異不隨時間變化而變化，同時DID主回歸加入年度虛擬變量交乘項系數(shù)并不顯著異于0；而滬港通開通后，政策沖擊效應使得處理組與對照組差異增加，2016年深港通開通后差異幅度與顯著性進一步增加。

3.面板DID測試

本文利用PSM匹配中保留的樣本及匹配權(quán)重，運用加權(quán)最小二乘方式進行面板DID回歸分析，分析交互項系數(shù)顯著性。此處使用年度、樣本個體固定效應后，由于共線性原因，最終僅保留交乘項。面板DID回歸公式為：

lntrdit=β(Treat×Post)it+control+∑firm+∑year+εit

(2)

回歸結(jié)果如表6所示。

表6 面板DID回歸結(jié)果

注：括號中為t統(tǒng)計量；*表示p<0.1,** 表示p<0.05,*** 表示p<0.01；(1)列與(2)列為全樣本面板DID回歸結(jié)果，其中(1)列未加入控制變量，(2)列加入控制變量，(3)列與(4)列分別為上證樣本與深證樣本。

首先，企業(yè)加入陸港通樣本，對研發(fā)投資有提升作用；其次，資本市場開放對深港通促進作用大于滬港通，由于深證交易所交易股票中包含創(chuàng)業(yè)板公司，平均研發(fā)投入強度高于主板水平。從樣本統(tǒng)計中能夠看出，以研發(fā)投資占銷售收入比例來看，2014～2017年時間段內(nèi)，上證主板上市公司平均研發(fā)投資強度為2.8%，深證主板和中小板上市公司平均研發(fā)投資強度為4.0%，創(chuàng)業(yè)板上市公司研發(fā)投資強度平均為6.9%。

(五)穩(wěn)健性檢驗

本文通過研發(fā)強度指標進行穩(wěn)健性分析，并且運用Heckman兩階段法解決樣本自選擇偏誤問題。

1.運用研發(fā)強度進行主回歸分析

穩(wěn)健性檢驗中，研發(fā)強度使用年度研發(fā)支出與上年末總資產(chǎn)比值(rdasset)來表示，得出結(jié)論與前文相同，即前期QFII持股比例增加，會導致當年研發(fā)支出強度增加。對于深證樣本二者關(guān)系更為明顯。表7為回歸結(jié)果。

表7 研發(fā)投入強度與QFII持股比例回歸結(jié)果

注：括號中為t統(tǒng)計量；*表示p<0.1,** 表示p<0.05,*** 表示p<0.01；(1)列不加入控制變量進行回歸，(2)列加入全部控制變量進行面板混合回歸，(3)列加入全部控制變量與省份、年份固定效應后回歸，(4)列為上證樣本回歸，(5)列為深證樣本回歸。

2.處理效應模型

(1)實證分析結(jié)果

本文通過處理效應模型進行以下回歸分析，處理效應模型為：

pr{export=1}=α1+β1lnempnumit+β2lnwageit+β3lncapitalit+β4roait-1+

β5lnTFP_OPit-1+∑province+∑year+εit

(3)

lntrdit=α2+γ1qfiipercit-1+γ2exportit+control+∑province+∑year+ωit

(4)

Wang(2014)指出，企業(yè)出口行為與研發(fā)決策存在替代效應即雙向因果關(guān)系，內(nèi)生性問題造成回歸系數(shù)偏差[32]。為了解決內(nèi)生性問題，本文選擇前期TFP對數(shù)值(L. TFP_ OP)、工資對數(shù)(lnwage)、員工人數(shù)對數(shù)(lnempnum)、資本投入對數(shù)(lncapital)作為出口選擇方程變量，構(gòu)建處理效應模型，回歸結(jié)果如表8所示。資本密集型與勞動密集型企業(yè)的劃分，以企業(yè)投資金額對數(shù)與員工數(shù)量對數(shù)之比作為指標，并與行業(yè)年中位值比較，大于中位值即為資本密集型企業(yè)，反之為勞動密集型企業(yè)。分析結(jié)果見表8。

表8 處理效應模型回歸結(jié)果

注：括號中為t統(tǒng)計量；*表示p<0.1,** 表示p<0.05,*** 表示p<0.01。

通過處理效應模型分析能夠看出：第一，由表8回歸第(2)列能夠得出，出口行為能夠通過學習效應帶來研發(fā)投資的上升；處理效應方程中又能得出，企業(yè)前期TFP上升會阻礙企業(yè)開展出口行為；第二，由表4中介效應(5)、(6)列得出，TFP作為中介變量，資本市場開放可以通過TFP提升的方式帶動企業(yè)研發(fā)投資增加。從上述兩個結(jié)論可以推斷：TFP和出口渠道都可以增加企業(yè)研發(fā)投資規(guī)模，其中TFP為間接渠道，而出口行為為直接渠道；第三，通過上述機制本文推斷：TFP較低企業(yè)會選擇出口渠道，并通過出口行為提升企業(yè)研發(fā)水平；TFP較高企業(yè)直接選擇研發(fā)，同時較高的TFP水平會對出口形成阻礙；第四，資本市場開放能夠通過提升企業(yè)TFP水平，進而通過直接途徑增加研發(fā)投資規(guī)模，同時緩解了TFP與出口之間的替代關(guān)系。

進一步地，通過勞動密集型和資本密集型劃分，由表8第(3)、(4)列得出：資本市場開放只對資本密集型企業(yè)的研發(fā)規(guī)模提升具有顯著影響，對勞動密集型企業(yè)影響不顯著。

由上述實證分析可知，企業(yè)TFP異質(zhì)性水平對研發(fā)投資會產(chǎn)生影響，同時資本市場開放通過TFP提升與“生產(chǎn)率悖論”的解決，促進了企業(yè)研發(fā)投資規(guī)模的增加，驗證了假設(shè)3。

(2)相關(guān)機制說明

首先，出口與TFP之間存在反向關(guān)系，即“出口-生產(chǎn)率悖論”現(xiàn)象：高TFP企業(yè)不會選擇出口。此現(xiàn)象只在中國存在。例如，李春頂?shù)?2009)指出，若按行業(yè)進行劃分，從每個子行業(yè)的TFP水平均值來看，出口企業(yè)要比非出口企業(yè)更低，即只有TFP較低時企業(yè)才選擇出口行為[14]；湯二子等(2011)指出，出口企業(yè)的初始TFP水平一般都會低于非出口企業(yè)[33]。所以，本文處理效應中分析的出口、TFP反向關(guān)系存在理論支撐。經(jīng)驗上看，我國出口企業(yè)TFP水平一般低于非出口企業(yè)，主要由于加工貿(mào)易結(jié)構(gòu)、出口融資約束與企業(yè)資金門檻等原因造成。

其次，出口對研發(fā)行為的促進，存在相關(guān)文獻支撐。出口能夠通過學習效應提升自身研發(fā)水平。出口學習理論(LBE)認為，參與出口活動的企業(yè)從多渠道獲得的新知識，以及國際交流、國際市場反饋與國際競爭壓力等因素，都會推動企業(yè)出口活動中不斷進行創(chuàng)新活動，這也是出口對研發(fā)帶動作用最重要的理論基礎(chǔ)。國內(nèi)同樣存在相關(guān)的經(jīng)驗證據(jù)。例如：康志勇(2011)認為，規(guī)模越大的企業(yè)出口對創(chuàng)新活動的促進作用越明顯[34]；田巍等(2014)通過貿(mào)易自由化自然實驗分析得出，作為外生沖擊事件的關(guān)稅降低會刺激企業(yè)研發(fā)行為，側(cè)面印證了出口對研發(fā)的帶動作用[35]。

再次，根據(jù)上述推導可知，由于“生產(chǎn)率悖論”的存在，TFP較高企業(yè)多選擇自主研發(fā)而非出口，只有TFP較低企業(yè)才通過出口行為帶來的學習效應，提升自身的產(chǎn)品附加值水平。故TFP較高企業(yè)，通過直接途徑提升自身研發(fā)投資水平，對研發(fā)投資具有更明顯的提升效果。

最后，勞動密集型企業(yè)與資本密集型企業(yè)的初始差異，決定了資本市場開放不同類型企業(yè)存在不同的效果。資本市場開放一方面能夠帶來技術(shù)外溢效應，另一方面又能夠通過融資約束的緩解提升資金支持研發(fā)的能力。勞動密集型企業(yè)一般技術(shù)水平相對落后，資本投入比例相對較小，資本市場開放無法通過技術(shù)外溢、融資約束的緩解等方式刺激技術(shù)的水平有效提升。

總體來講，通過上述理論邏輯梳理可以得出，由于“生產(chǎn)率悖論”的存在，企業(yè)出口行為與TFP之間存在明顯的反向關(guān)系。TFP初始水平低的企業(yè)，通過出口學習效應提升自身研發(fā)能力，例如我國的加工貿(mào)易企業(yè)，多通過出口活動來提升研發(fā)水平；而TFP初始水平高的企業(yè)，直接從事研發(fā)活動，例如我國部分一般貿(mào)易高技術(shù)企業(yè)，傾向于選擇國內(nèi)自主研發(fā)。同時，資本市場開放可以促進企業(yè)提升TFP水平，使企業(yè)更多地通過直接渠道增加研發(fā)投資。這也是本文提出假設(shè)3的主要理論依據(jù)。

3.Heckman兩階段法解決樣本選擇偏誤

由于并非所有上市公司披露研發(fā)數(shù)據(jù)或者會計處理中進行研發(fā)投資單獨歸集，部分公司存在因變量非隨機缺失的問題。影響公司是否進行研發(fā)計提的因素包含：(1)是否進行高新技術(shù)企業(yè)申請，由于高新技術(shù)企業(yè)申請要求企業(yè)必須對研發(fā)費用單獨核算(5)根據(jù)國科發(fā)火〔2016〕32號文件要求，高新技術(shù)企業(yè)資質(zhì)申請對企業(yè)研發(fā)投資強度有明確要求，例如：最近一年銷售收入在2億元以上企業(yè)，近三個會計年度研發(fā)費用總額占同期銷售收入總額比例不低于3%。，企業(yè)申請高新技術(shù)企業(yè)后才能夠享受到稅收優(yōu)惠與政府補助，本文以樣本公司當年是否為高新技術(shù)企業(yè)虛擬變量作為選擇變量；(2)其他研發(fā)選擇變量包含公司規(guī)模(size)、盈余信息質(zhì)量(EM)、上期盈利水平(L. roa)等，其中，EM指標通過修正的Jone’s模型計算得出，IMR為一階回歸得出的逆米爾斯比率，rdsign為企業(yè)是否進行研發(fā)費用單獨計提虛擬變量，若計提則為1，否則為0。

Pr{rdsign=1}=δ0+δ1sizeit+δ2EMit+δ3hightechit+δ4roait-1+εit

(5)

lntrdit=θ0+θ1qfiipercit-1+θ2IMRit+controlit+∑province+∑year+ωit

(6)

Heckman兩階段法回歸結(jié)果如表9所示。

表9 Heckman兩階段法回歸結(jié)果

注：括號中為t統(tǒng)計量；*表示p<0.1,** 表示p<0.05,*** 表示p<0.01；(1)列為面板固定效應估計，(2)列為Heckman兩階段法最小二乘估計，(3)列為Heckman兩階段法極大似然估計。

表9回歸結(jié)果顯示，Heckman兩階段法回歸系數(shù)保持穩(wěn)健性，同時逆米爾斯比率顯著為負，說明研發(fā)支出樣本存在一定的樣本選擇偏誤問題。在控制樣本選擇偏誤后，資本市場開放與研發(fā)投資之間5%水平上顯著正相關(guān)(2SLS回歸顯著性為1%)，同時與面板固定效應模型回歸相比，影響作用雖有所減小，但仍然說明了資本市場開放對研發(fā)投資具有正向影響作用。

4.其他穩(wěn)健性與異質(zhì)性分析

本文還分別通過兩期DID分析、異質(zhì)性分析、安慰劑分析等方法對進行穩(wěn)健性檢驗，并通過工具變量法分析解決了內(nèi)生性問題，回歸結(jié)果保持穩(wěn)健(6)相關(guān)結(jié)果作者備索。。

五、結(jié)論及政策啟示

本文利用2014年至2017年A股上市公司數(shù)據(jù)，運用QFII持股比例作為資本市場開放度的代理變量，并將“陸港通”政革出臺作為資本市場開放的外生沖擊事件進行雙重差分模型分析，將異質(zhì)性因素納入研究框架，開放背景下分析資本市場開放與R&D投資規(guī)模之間的關(guān)系。研究發(fā)現(xiàn)：(1)資本市場開放能顯著提升企業(yè)R&D投資的規(guī)模。(2)資本市場開放可以通過降低企業(yè)對外部銀行信貸的依賴度，降低自身融資約束，提升自有現(xiàn)金水平，來促進企業(yè)研發(fā)投資。(3)異質(zhì)性分析來看，資本市場開放對不同生產(chǎn)率水平的公司研發(fā)決策的影響不同。TFP較低的企業(yè)選擇出口，進而通過出口學習效應間接提升自身研發(fā)水平；TFP較高企業(yè)直接選擇研發(fā)投資。中介效應分析表明，資本市場開放能夠促進企業(yè)TFP提升，進而通過直接渠道增加研發(fā)投資，否則企業(yè)只能單一通過出口行為進而利用學習效應間接增加研發(fā)投資。本文的研究豐富了資本賬戶開放在微觀方面的增長效應研究成果，并為我國企業(yè)創(chuàng)新活動融資難提供了一種新的解決路徑，對于處在資本賬戶開放進程中的我國來說具有較強的政策意義。

基于以上結(jié)論本文提出以下政策建議：首先，我國應當在對外貿(mào)易開放同時，堅持對資本市場的逐步放開，繼續(xù)深化金融體制改革，逐步提升我國各地區(qū)金融開放程度，進一步發(fā)揮資本賬戶開放對企業(yè)研發(fā)的積極影響；其次，資本市場開放的同時應大力提升企業(yè)研發(fā)能力和TFP水平，鼓勵企業(yè)自主創(chuàng)新，促進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級；再次，資本市場開放的同時，企業(yè)應不斷提高直接融資比重和自身經(jīng)營能力，降低信貸依賴度。當然，在上述措施推進的同時，風險防范措施必不可少，應當加強資本流入流出的跨境資本管理，為我國資本市場進一步開放創(chuàng)造條件，積極應對可能帶來的挑戰(zhàn)，保障資本賬戶開放能夠?qū)ζ髽I(yè)研發(fā)活動產(chǎn)生積極影響。