資本市場開放、投資效率與企業(yè)全要素生產(chǎn)率
——基于“深港通”開通的實證研究

■ 黃禧 韋艷瑩 王多民

中國科學(xué)院大學(xué)經(jīng)濟與管理學(xué)院 北京 100190

0 引言

2017年，黨的十九大提出了高質(zhì)量發(fā)展的要求，全要素生產(chǎn)率（Total Factor Productivity,TFP）的提升是我國經(jīng)濟轉(zhuǎn)型發(fā)展的關(guān)鍵。但是，因為中國市場制度不完善和經(jīng)濟體制僵化等原因，企業(yè)資源配置效率偏低，導(dǎo)致中國企業(yè)TFP 普遍較低[1][2][3]。當(dāng)前形勢下，提高資本配置效率是提高TFP 的關(guān)鍵，而提高資本配置效率離不開資本市場的有效支撐。資本市場開放是我國全面開放和深化金融體制改革的重要一環(huán)，2014年到2019年間，滬港通、深港通、把A 股納入摩根士丹利資本國際公司（MSCI）新興市場指數(shù)和滬倫通等一系列的資本市場開放舉措擴大了投資者的投資渠道，引入了國際資本，對資本的配置效率產(chǎn)了深刻影響?！吧罡弁ā敝干钲谧C券交易所和香港聯(lián)合交易所股票市場交易互聯(lián)互通機制，允許內(nèi)地和香港投資者通過當(dāng)?shù)刈C券交易所買“深港通”標(biāo)的股票?！吧罡弁ā庇?016年12月正式開通，其主要目的是深化中國內(nèi)地資本市場改革，促進中國內(nèi)地資本市場進一步開放。深港通對中國內(nèi)地投資者基本上沒有限制，面向所有港投資者開放，極大地放開了中國內(nèi)地資本市場，吸引了大量的外來投資者。資本市場開放，一方面有可能會推動企業(yè)改善管理水平，緩解代理問題，提高企業(yè)投資效率[4][5][6]，從而提高企業(yè)TFP。另一方面，資本市場開放可能會加劇資本市場波動[7]，從而給企業(yè)造成不良影響[8][9][10]，導(dǎo)致企業(yè)TFP的下降。關(guān)于資本市場開放對企業(yè)影響的研究，主要局限于企業(yè)創(chuàng)新[11][12]、股價信息含量[13]、企業(yè)投資效率[6][14]、企業(yè)融資和風(fēng)險承擔(dān)[9]、企業(yè)避稅[15]。深港通開通是我國資本市場開放的重要一步，研究深港通開通如何影響企業(yè)TFP，對促進我國經(jīng)濟轉(zhuǎn)向高質(zhì)量發(fā)展，具有重要意義。本研究利用深港通開通這一政策沖擊，構(gòu)建雙重差分（Difference In Differences,DID）和傾向得分匹配法—雙重差分（Propensity Score Matching- Difference In Differences,PSM-DID）模型，研究資本市場開放對企業(yè)TFP 的影響，本研究主要的創(chuàng)新點在于揭示了“資本市場開放—投資效率提高—企業(yè)TFP 提升”影響路徑，擴展了資本市場開放對企業(yè)TFP影響的研究。

1 理論綜述和研究假設(shè)

資本配置效率是企業(yè)TFP 的重要影響因素[1][16][17][18]，投資效率是企業(yè)資本配置效率的重要表現(xiàn)，因而以企業(yè)投資效率為代表的資本配置效率是影響企業(yè)TFP 的關(guān)鍵因素[14][19][20]。一般情況下，企業(yè)會權(quán)衡邊際成本與邊際效益，分配資金進行投資，尋求企業(yè)效益最大化。有效率的投資能夠?qū)⑵髽I(yè)人財物等資源和市場環(huán)境良好地結(jié)合在一起，促進企業(yè)TFP 的提高。但是，市場運行機制并不完美，存在信息不對稱和代理成本等因素的影響，導(dǎo)致企業(yè)無法做出最優(yōu)的投資決策，從而降低企業(yè)的投資效率，最終導(dǎo)致企業(yè)TFP下降。

在一個不完美的市場，企業(yè)投資效率受到企業(yè)獲取信息能力和代理問題嚴(yán)重程度的影響。Myers and Majluf[21]指出公司信息不對稱性會提高企業(yè)融資成本，導(dǎo)致投資資金短缺，從而引起企業(yè)投資不足。Jensen[22]指出，股東和經(jīng)理人之間的代理問題，是導(dǎo)致了企業(yè)投資效率下降的重要原因。辛清泉等[23]、趙純祥和張敦力[24]研究指出，代理問題容易導(dǎo)致企業(yè)過度投資，導(dǎo)致企業(yè)投資效率下降。深港通開通會引入外資股東，境外投資者信息優(yōu)勢理論認(rèn)為，來自發(fā)達國家的投資者由于受到成熟投資理念的影響，往往是理性的價值投資者，具有更加專業(yè)的信息搜集和處理能力，注重企業(yè)的長期價值[4]。因此，他們的投資決策過程會更能約束經(jīng)理人的不當(dāng)行為，緩解代理問題，改善企業(yè)的信息環(huán)境，從而提高企業(yè)的投資效率，最終作用于企業(yè)TFP[25]。企業(yè)信息環(huán)境是影響企業(yè)投資效率的重要因素，經(jīng)理人會從股價中獲取有價值的信息為企業(yè)的決策提供參考[26]。財務(wù)報告質(zhì)量越高，企業(yè)的投資效率越高[27]。作為理性的價值投資者，發(fā)達國家投資者在投資決策中會盡量避免信息不對稱程度高的企業(yè)[28]。為了吸引境外資金，企業(yè)管理者就會努力改善企業(yè)信息披露水平，降低內(nèi)外部人的信息不對稱[5]。國外投資者專業(yè)的信息搜集和處理能力會促進資本市場對企業(yè)特質(zhì)信息的理解，這可以限制經(jīng)理人的不當(dāng)行為，從而緩解代理問題，提高投資效率，最終提高企業(yè)TFP[14]。資本市場開放，引入發(fā)達國家的投資者有利于優(yōu)化資本市場投資者結(jié)構(gòu)，提高企業(yè)的投資效率。所以，深港通開通可能會改善公司信息質(zhì)量，提高公司管理水平，緩解代理成本問題，從而提升企業(yè)投資效率進而提高企業(yè)TFP[6][29]?；诖?，本研究提出以下假設(shè)：

假設(shè)H1a：深港通開通可以提高標(biāo)的企業(yè)TFP。

假設(shè)H1b：深港通開通通過提高企業(yè)投資效率從而提高標(biāo)的企業(yè)TFP。

2 研究設(shè)計

2.1 樣本選取與數(shù)據(jù)處理

本研究采用2012～202年A 股上市企業(yè)數(shù)據(jù)進行實證檢驗，深港通企業(yè)名單來自香港交易及結(jié)算所（港交所，Hong Kong Exchanges and Clearing Limited, HKEX）官網(wǎng)，其它數(shù)據(jù)來源于國泰安數(shù)據(jù)庫。對數(shù)據(jù)進行常規(guī)處理：（1）去掉金融類、ST企業(yè)和數(shù)據(jù)缺失的樣本。（2）滬港通已經(jīng)于2014年11月開通，滬倫通于2019年6月開通，為了避免其影響控制組樣本，剔除2014～2020年已加入滬港倫通的企業(yè)樣本。（3）去掉2016年12月05日后深港通標(biāo)的變動樣本。（4）對連續(xù)變量上下1%的winsor處理。

2.2 模型設(shè)定

PSM-DID 可以較好地解決內(nèi)生性和樣本偏差問題[30]，因而本研究綜合借鑒郭曄等[31]、戴鵬毅等[20]的做法，采取PSM 和DID 相結(jié)合的方法，從而更準(zhǔn)確評估深港通的開通對企業(yè)TFP的影響。

本研究基于DID方法的回歸模型設(shè)定如下：

基于PSM-DID 方法進行穩(wěn)健估計：

式（1）和（2）中，tfpit指i 企業(yè)第t年的TFP，是指匹配后的回歸模型treati指是否為深港通企業(yè)，是，取1，否則，取0；postt為深港通開通年份，2017～2020年（因為深港通于2016年12月5日才正式開通，所以2016年不算在開通年份）postt=1，2012～2016年postt=0。Xit為控制變量，μi為個體固定效應(yīng)，indi代表行業(yè)固定效應(yīng)，yeart代表時間固定效應(yīng)，εit為隨機誤差項。

2.3 變量及主要變量的測度

2.3.1 測度企業(yè)TFP

本研究選擇LP 法測算企業(yè)TFP，根據(jù)Giannetti等[32]和錢雪松等[19]的做法，產(chǎn)出指標(biāo)為營業(yè)收入，固定資產(chǎn)存量為固定資產(chǎn)凈值，勞動力投入為職工人數(shù)，中間投入以企業(yè)“購買商品、接受勞務(wù)支付的現(xiàn)金”測度，上述指標(biāo)均取對數(shù)。最后，選擇FE 法測度的TFP 做穩(wěn)健性檢驗。

2.3.3 控制變量選取和變量定義

控制變量的選擇綜合參考鐘覃琳等[13]和Bennett等[33]的研究，本研究變量的具體定義如表1所示：

表1 變量符號和定義

2.3.2 投資效率的衡量

參考陳運森等[14]的研究，本研究通過如下模型來計算企業(yè)的非效率投資水平：

式(3)中，invest 為當(dāng)年投資，營業(yè)變動（Groth）、負債（Loan）、現(xiàn)金比（Cash），Age 和Size 分別為上市年限、資產(chǎn)規(guī)模，Return 為股票年度回報。ind 為行業(yè)固定效應(yīng)，year 是年度固定效應(yīng)。通過對式(3)進行回歸，殘差μt即為投資效率，殘差μt＜0，為投資不足，殘差μt＞0，為投資過度。對殘差μt取絕對值得到投資效率，其越大則企業(yè)投資效率越低。

2.4 描述性統(tǒng)計

如表2 所示，一共有13930 個樣本。tfp_lp 為主要被解釋變量，基于LP 法測度的企業(yè)TFP，tfp_fe 是基于FE法測算的企業(yè)TFP，用于穩(wěn)健性檢驗。深港通標(biāo)的企業(yè)變量treat 的平均數(shù)為0.325，說明樣本中有32.5%的公司是深港通標(biāo)的企業(yè)。treat×post 平均數(shù)為0.159，說明樣本中既是深港通企業(yè)標(biāo)的又是2016年后的企業(yè)占到15.9%，其他控制變量的大小也在合理區(qū)間。

表2 數(shù)據(jù)描述性統(tǒng)計

3 實證結(jié)果分析

3.1 DID回歸結(jié)果分析

為檢驗假設(shè)H1a，利用式（1）即DID 模型進行回歸，如表3 所示，第(1)列為沒有加入控制變量的DID 回歸結(jié)果，交互項treat×post 的系數(shù)為0.214，且在1%的水平上顯著；第（2）列為加入控制變量且只控制個體效應(yīng)，交互項treat×post系數(shù)為0.201，在1%的水平上顯著；第（3）列為加入了控制變量，且控制了個體和時間效應(yīng)，treat×post系數(shù)為0.046，在5%的水平上顯著；第（2）列和第（3）列的結(jié)果顯示，在控制了時間效應(yīng)之后，交互項系數(shù)treat×post產(chǎn)生了比較大的變化，這表明時間效應(yīng)對結(jié)果影響較大。第（4）列加入了控制變量，且控制了個體、時間和行業(yè)效應(yīng)，treat×post 系數(shù)為0.047，在5%水平上顯著，這表明受深港通開通的影響，深港通標(biāo)的企業(yè)TFP提高了。這些回歸結(jié)果表明深港通的實施提高了企業(yè)TFP，從而支持研究假說H1a，即資本市場開放可以提高企業(yè)TFP。

表3 DID回歸結(jié)果

3.2 穩(wěn)健性檢驗

3.2.1 基于PSM-DID 方法的檢驗

本研究為緩解深港通標(biāo)的企業(yè)和其他控制組企業(yè)存在系統(tǒng)性差異而造成的樣本選擇偏差問題，利用PSM-DID 方法進行穩(wěn)健性檢驗。本研究采用核匹配法進行PSM 匹配，匹配指標(biāo)為：企業(yè)總資產(chǎn)、企業(yè)營業(yè)收入增長率和上市年齡。

表4 的第（1）和第（2）列為式（1）即DID 模型的回歸結(jié)果，都控制了個體、時間和行業(yè)效應(yīng)。其中第（1）列未增加控制變量，treat×post 回歸系數(shù)為0.214，在1%的水平上顯著為正；第（2）列加入了控制變量，treat×post回歸系數(shù)為0.047，在5%的水平上顯著為正。第（3）和（4）列為式（2）即PSM-DID模型的回歸結(jié)果，都控制了個體、時間和行業(yè)效應(yīng)。第（3）列未加入控制變量，treat×post 回歸系數(shù)為0.216，且在1%的水平上顯著；第（4）列加入控制變量，treat×post 回歸系數(shù)為0.048，且在5%的水平上顯著。可以看出，在利用PSM-DID 方法進行回歸后，深港通開通依然顯著提高了標(biāo)的企業(yè)的TFP，未加入控制變量的DID 模型treat×post 回歸系數(shù)和PSM-DID 模型treat×post 回歸系數(shù)分別為0.214 和0.216，加入控制變量后的DID 模型treat×post 回歸系數(shù)和PSM-DID 模型treat×post 回歸系數(shù)分別為0.047 和0.048，DID 和PSMDID 估計結(jié)果并無顯著差異，從而進一步支撐了本研究的實證結(jié)論，深港通提高了標(biāo)的企業(yè)的TFP。

表4 DID和PSM-DID回歸結(jié)果

3.2.2 平行趨勢檢驗

為了檢驗深港通實施前深港通標(biāo)的企業(yè)和非深港通標(biāo)的企業(yè)TFP 變動是否具有相同的趨勢，借鑒戴鵬毅等[20]的做法，以2017年為界限，設(shè)置各年份與treat 的交乘項，深港通開通前3年treat 與年份的交乘項為：y2014，y2015，y2016，深港通開通當(dāng)年2017年交乘項為：y2017，深港通開通后2年交乘項為：y2018，y2019，把這些交乘項代入式（1）和（2）進行平行趨勢檢驗。結(jié)果如表5所示，第（1）和第（2）列分別為式（1）和式（2）的回歸結(jié)果。結(jié)果顯示，深港通開通前y2014，y2015，y2016的回歸系數(shù)均不顯著，而深港通開通后y2017，y2018，y2019的交互項均至少在5%的水平上顯著為正。這表明，政策實施前，深港通標(biāo)的企業(yè)和非深港通企業(yè)的TFP 變化具有相同的趨勢，政策實施后，與非深港通標(biāo)的企業(yè)相比，深港通標(biāo)的企業(yè)TFP 變動明顯，滿足平行趨勢，所以DID 和PSM-DID 的估計結(jié)果是可靠的。

表5 平衡趨勢檢驗

3.2.3 安慰劑檢驗

企業(yè)TFP 的變動有可能受到其他不可觀測因素的影響，參照Ferrara 和宋弘等的做法[34][35]，本研究采用了一個間接性的安慰劑檢驗。根據(jù)式（1）可以得出系數(shù)的表達式為：

式（4）中，W 包含了所有的控制變量、個體固定、時間固定和行業(yè)固定效應(yīng)，γ 為未觀測因素對企業(yè)TFP 的影響，如果γ=0，則表明未觀測因素不會影響估計的結(jié)果，即估計結(jié)果是無偏估計，但是沒有辦法直接檢驗γ是否為零。 因此，如果能找到一個能夠替代treati×postt，而且該變量在理論上對被解釋變量不產(chǎn)生真實的影響，即β=0，此時如果估計出的，則可以推出γ=0。因此，本研究讓深港通開通對企業(yè)TFP 的影響變得隨機（由Stata 自動生成），從而產(chǎn)生一個錯誤的估計，再使這個過程重復(fù)800 次，從而產(chǎn)生800 個。如圖1 所示，800 次的隨機過程都集中分布在零的附近，因此可以反推γ=0，從而證明了未觀測因素幾乎不會對解釋結(jié)果產(chǎn)生影響，符合安慰劑檢驗的預(yù)期，進一步驗證了本研究估計結(jié)果的穩(wěn)健性。

圖1 安慰劑檢驗（的分布）

3.2.4 替換核心被解釋變量

用FE法測度的TFP替換掉LP法測度的TFP進行回歸，如表6 所示，第（1）和（2）列是式（1）即DID 模型的回歸結(jié)果，都控制了個體、時間和行業(yè)效應(yīng)。其中，第（1）列未加入控制變量，treat×post 回歸結(jié)果為0.122，在1%的水平上顯著；第（2）列加入了控制變量，treat×post回歸結(jié)果為0.053，且在5%的水平上顯著。第（3）（4）列是式（2）即PSM-DID模型的回歸結(jié)果，都控制了個體、時間和行業(yè)效應(yīng)。其中第（3）列未加入控制變量，treat×post 回歸結(jié)果為0.123，在1%的水平上顯著；第（4）列加入了控制變量，treat×post 回歸結(jié)果為0.053，在5%的水平上顯著。以上所有的回歸結(jié)果treat×post 回歸系數(shù)都是顯著為正。下面，結(jié)合LP 法測度TFP 的回歸結(jié)果進行分析。DID 模型中，加入所有控制變量，并且控制了個體、時間和行業(yè)效應(yīng)后，LP 法treat×post 回歸系數(shù)為0.047，F(xiàn)E 法對應(yīng)的treat×post回歸系數(shù)為0.053；PSM-DID模型中，加入所有控制變量，并且控制了個體、時間和行業(yè)效應(yīng)后，LP法treat×post回歸系數(shù)為0.048，而FE法對應(yīng)的系數(shù)為0.053。兩個方法測度的TFP 的treat×post 回歸系數(shù)都顯著為正，而且回歸系數(shù)很接近，這進一步說明了結(jié)果的穩(wěn)健性。這表明，深港通的開通提高了標(biāo)的企業(yè)的TFP。

表6 用FE測度法測度企業(yè)全要素生產(chǎn)率的回歸結(jié)果

4 影響機制檢驗

前文已經(jīng)證實了深港通的開通可以提高標(biāo)的企業(yè)的TFP，本研究在理論分析中提出深港通開通通過影響企業(yè)投資效率從而影響企業(yè)的TFP，下面通過實證對假設(shè)H1b進行檢驗。

4.1 模型設(shè)定

為了驗證中介效應(yīng)本研究借鑒溫忠麟的方法[36]，采用三步法進行驗證，設(shè)定模型如下：

第一組模型（DID模型）：

第二組模型（PSM-DID模型）：

其中，invest_effit代表企業(yè)投資效率，其他所有的變量定義都和式（1）和（2）一樣。第一組是DID 模型，第二組是經(jīng)過PSM 匹配的PSM-DID 模型。以第一組模型為例。首先，看式（5），主要關(guān)注β1，如果β1顯著，說明深港通開通對標(biāo)的企業(yè)TFP 有顯著影響，可以進行下一步檢驗。其次，看式（6）中的β1，如果β1顯著，則認(rèn)為深港通開通對標(biāo)的企業(yè)投資效率有顯著影響，可以進行下一步檢驗。最后，式（7）把主要解釋變量treati×postt和中介變量invest_effit放到模型中，如果式（7）的β1和β2都顯著，則說明主要解釋變量treati×postt對因變量tfpit的影響至少有一部分是通過中介變量invest_effit實現(xiàn)的。第二組模型是PSM-DID 模型，其機制檢驗原理與第一組模型一樣。

4.2 機制檢驗結(jié)果分析

結(jié)果如表7所示，第（1）（2）（3）列為DID模型的中介檢驗結(jié)果，第（4）（5）（6）列為PSM-DID 模型的中介檢驗結(jié)果，兩組模型都加入了控制變量，且都控制了個體、時間和行業(yè)效應(yīng)。首先，看第（1）（4）列，分別是式（5）和式（8）的回歸結(jié)果，treat×post 的系數(shù)分別為0.047 和0.048，都為正，在5%的水平上顯著，說明“深港通”開通對標(biāo)的企業(yè)TFP 有顯著影響，可以進行下一步檢驗。其次，看第（2）（5）列，分別是式（6）和式（9）的回歸結(jié)果，即考察深港通開通對企業(yè)投資效率的影響，兩個treat×post的系數(shù)都是-0.004，在1%的水平上顯著為負，說明深港通開通有效提高了企業(yè)投資效率，可以進行下一步的檢驗。最后，看第（3）和（6）列，分別是式（7）和式（10）的回歸結(jié)果。結(jié)果顯示，第（3）列和第（6）列treat×post的回歸系數(shù)分別為0.044 和0.046，系數(shù)均為正，且都在5%的水平上顯著；第（3）列和第（6）列invest_eff系數(shù)分別為-0.644和-0.643，系數(shù)均為負，且都在1%的水平上顯著。以上結(jié)果表明，投資效率作為中介效應(yīng)成立，從而驗證了假設(shè)H1b。資本市場開放引入發(fā)達國家投資者能夠提高企業(yè)投資效率，從而提高企業(yè)的TFP。發(fā)達國家的投資者大多受到價值投資理念的熏陶，是理性的價值投資者，而且他們擁有較強的信息獲取和處理能力[4]，他們的投資決策過程會約束經(jīng)理人的不當(dāng)行為，緩解企業(yè)的代理問題和改善企業(yè)的信息環(huán)境，提高了企業(yè)的投資效率，從而提高TFP[25]。

表7 投資效率中介效應(yīng)檢驗

5 結(jié)論、政策建議和展望

5.1 結(jié)論

本研究以2016年深港通的實施作為準(zhǔn)自然實驗，構(gòu)建DID 和PSM-DID 模型，選取2012～2020年A 股上市公司的數(shù)據(jù)，檢驗了資本市場開放對企業(yè)TFP 的影響，并探討了影響的路徑，研究成果如下：（1）確定了深港通的開通提高了標(biāo)的企業(yè)的TFP，即驗證了資本市場開放能夠促進企業(yè)TFP 的增長。（2）揭示了“資本市場開放—企業(yè)投資效率提高—企業(yè)TFP 提升”的傳導(dǎo)機制，即資本市場開放是通過提高企業(yè)的投資效率從而提高企業(yè)TFP。本研究具有一定的貢獻：（1）證明了資本市場開放能夠推動企業(yè)TFP 的發(fā)展，為我國資本市場開放與經(jīng)濟發(fā)展轉(zhuǎn)型的研究提供了新的證據(jù)。（2）探索出了資本市場影響企業(yè)TFP 的一條新路徑，擴展了資本市場影響企業(yè)TFP的理論研究。

5.2 政策建議

我國資本市場在不斷改革發(fā)展中，本研究證實了我國資本市場開放政策的有效性。我國經(jīng)濟處于轉(zhuǎn)型期，提高企業(yè)TFP 是我國經(jīng)濟轉(zhuǎn)向高質(zhì)量發(fā)展的關(guān)鍵，高效的資本配置效率是提升企業(yè)TFP 的重要因素。本研究表明，資本市場開放能夠推動我國經(jīng)濟發(fā)展轉(zhuǎn)型，促進我國經(jīng)濟轉(zhuǎn)向高質(zhì)量發(fā)展?；谝陨涎芯拷Y(jié)論，提出如下的政策建議：（1）我國應(yīng)該繼續(xù)穩(wěn)步推動國門開放，不斷加大資本市場開放力度，優(yōu)化資源配置效率，推動企業(yè)發(fā)展壯大，促進實體經(jīng)濟的增長。（2）企業(yè)應(yīng)該抓住機遇，不斷適應(yīng)資本市場開放的潮流，加入市場化的大潮，在資本市場開放的趨勢下不斷創(chuàng)新，提高管理水平，提高企業(yè)的TFP，這樣才能在激烈的市場競爭中發(fā)展壯大。（3）資本市場開放有可能對資本市場造成一定的消極影響，如可能引起資本市場的波動，增加企業(yè)市場風(fēng)險等問題[7]，對此，我國在推動資本市場開放的同時，應(yīng)該出臺配套政策，完善法律法規(guī)，加強執(zhí)法力度，打擊危害資本市場的違法行為。

5.3 展望

現(xiàn)有的研究表明，資本市場開放可以提高企業(yè)創(chuàng)新、企業(yè)投資效率和企業(yè)TFP 等。但是，其中絕大多數(shù)都是基于上市企業(yè)的研究，這就可能導(dǎo)致某些結(jié)論不適用于非上市企業(yè)。首先，顯而易見的是，相對于非上市企業(yè)，上市企業(yè)更容易受到資本市場的影響，受到資本市場正向影響時，就更有利于其拓展業(yè)務(wù)，占領(lǐng)更多的市場份額，這可能意味著會侵占非上市企業(yè)的市場份額，擠壓非上市企業(yè)的生存空間，不利于非上市企業(yè)的發(fā)展。其次，有學(xué)者研究指出，資本市場開放可能引起資本市場的波動，增加企業(yè)市場風(fēng)險等問題[7]，上市企業(yè)大多是中大型的企業(yè)，有比較強的抵抗外部沖擊的能力，而非上市企業(yè)大多數(shù)是中小微型企業(yè)，風(fēng)險抵御能力相對較低，受資本市場負向沖擊的影響時，由于其抵御風(fēng)險的能力不足，就會導(dǎo)致企業(yè)發(fā)展受到影響。目前，學(xué)界關(guān)于資本市場開放對非上市企業(yè)影響的研究甚少，下一步應(yīng)該拓展到對非上市企業(yè)的研究，探討其影響的機理，以完善相關(guān)理論，并提出相關(guān)的政策建議，為中小微型企業(yè)的發(fā)展保駕護航。