注冊制改革對高端制造業創新能力的影響研究

摘要：近年來，我國注冊制改革穩步推進，注冊制的實施對推動我國在高端制造業領域的創新具有重要意義。文章基于2016-2022年A股上市公司數據，采用多時點PSM-DID模型，探究注冊制改革對我國高端制造業企業創新能力的影響。研究顯示，注冊制通過其獨特的IPO發行機制與信息披露機制，直接提升了高端制造業的創新能力；同時，它通過改善融資環境，間接促進了企業創新。此外，改革效果在不同行業與地區間存在異質性。據此，建議深化注冊制改革，優化創新資本支持，企業應把握融資便利，加大研發投入，強化信息披露，以增強創新能力。綜上，注冊制改革對我國高端制造業企業創新能力具有顯著正向作用，但需針對行業與區域差異精準施策。

關鍵詞：注冊制；高端制造業；融資約束；創新能力

一、引言

自2018年科創板設立并試行注冊制以來，我國股票發行注冊制改革不斷深化，并于2023年全面推行。這一改革不僅標志著資本市場建設進入新階段，還對實體經濟特別是高端制造業的創新戰略產生了深遠影響。注冊制簡化了企業融資流程，提高了資源配置效率和市場定價能力，為高端制造業提供高效直接的融資途徑，助力企業增加研發投入，推動技術創新與產品更新，從而提升整體創新能力。研究注冊制對高端制造業創新的影響，契合我國經濟高質量發展目標，也是實現工業化戰略的重要步驟。

二、文獻綜述

中國股票發行制度從審核制演進至注冊制，體現了資本市場對資源配置效率需求的提升。注冊制，被認為是更符合市場規律的模式，通過市場化手段優化資源配置，促進資本市場健康發展。現有研究表明，注冊制對IPO定價效率、股價波動性和信息披露等方面影響顯著，但在企業創新領域探討較少。然而，注冊制的實施對高端制造業企業融資環境產生深遠影響。注冊制通過其特有的IPO機制和信息披露機制降低了企業的上市門檻，使得更多處在技術研發期的高端制造業企業能夠擺脫嚴格的價值審查或者持續盈利等上市標準的約束，并且提升了市場透明度，降低了信息不對稱，有助于投資者作出理性判斷，同時也倒逼企業提升市場競爭力。

注冊制通過降低上市門檻、簡化流程和減少成本，提高了企業上市的可及性，尤其需要大量資金支持的高端制造業企業。相比傳統核準制，注冊制讓有發展前景但暫時未達到高財務指標的企業也能進入資本市場融資。這不僅加速了企業的上市進程，還緩解了其財務壓力，使企業能更專注于研發和技術革新，從而推動了高端制造業的發展。注冊制的信息披露機制通過要求企業按高標準披露信息，增強了透明度和管理規范性，有利于企業的長期健康運行。這降低了投資者的不確定性，吸引了更多資本關注創新型企業。此外，企業需詳細披露研發和技術進展，促使企業明確技術路線和發展規劃。為了獲得市場認可，企業會增加研發投入，加快技術創新，構建核心競爭力。高質量的信息披露也有助于企業展示研發實力，提升品牌形象，進一步增強投資者信心并激勵企業持續創新，推動行業整體的技術進步。

金融學與經濟學的廣泛研究證實，融資約束對高端制造業的創新能力有顯著負面影響。這類行業資本密集且風險高，需要大量資金支持研發和技術革新。但由于金融市場缺陷、信息不對稱和資產擔保限制，企業常面臨資金獲取困難。融資約束導致創新項目缺乏資金，可能延期或取消，尤其是高風險的研發活動受影響更大。資金不足使企業對創新更加謹慎，甚至削減預算，長期而言，這會阻礙新產品和技術的開發，削弱企業創新能力。同時，高融資成本加劇了財務負擔和創新風險，形成抑制創新的惡性循環。基于以上分析，本研究提出以下兩個假設：

假設1：注冊制發行制度的實施，有利于高端制造業企業創新能力的提升。

假設2：融資約束的緩解在注冊制對高端制造業企業創新能力提升的過程中起到了中介傳導作用。

三、研究設計

（一）樣本選擇與數據來源

根據《中國高技術產業統計年鑒》對高技術及中高技術行業的定義，選取2016-2022年A股高端制造業上市公司作為研究對象，其中，在創業板和科創板注冊制下的企業為實驗組，而其他實施核準制板塊的企業為控制組。剔除了2022年后新上市、財務數據嚴重缺失及被標記為ST、*ST和PT的企業。為減少極端值的影響，數據進行了1%和99%的縮尾處理。財務數據來源為CSMAR和Wind數據庫，專利數據來源于CNRDS數據庫。

（二）變量定義

1.被解釋變量

關于企業創新的衡量，目前學術界主要采用專利申請數量和發明專利申請數量。本研究選取企業當年的專利申請數量（Apply）來衡量高端制造業企業的創新能力。同時，采用企業當年的發明專利申請數量（IApply）作為替換的被解釋變量以作為穩健性檢驗。

2.解釋變量

由于本研究采用多時點雙重差分模型來衡量注冊制對高端制造業企業創新能力的影響，因此構建單變量注冊制Policy，若該樣本發生在注冊制實施時間后并以注冊制方式上市，則Policy為1。

3.中介變量

SA指數是學術界衡量企業融資約束常用的指標，SA指數是一個負數，SA指數越大，表明企業的融資約束程度越高。本研究使用SA指數作為中介變量來衡量緩解融資約束對注冊制對高端制造業企業創新能力的中介效應。

4.控制變量

企業規模（Size）影響資源獲取和研發投入，而企業年齡（Age）反映其成熟度和創新動力。總資產收益率（ROA）衡量盈利能力，是研發活動的財力基礎。資產負債率（Lev）影響研發投資策略。最大股東持股比例（Top1）影響企業戰略和研發決策。研發支出（Ramp;D）是評估技術革新能力的關鍵指標。是否為國有企業（SOE）和行業集中度（HHI）也影響企業的研發活動。本研究將控制這些特征變量進行分析。

（三）模型設計

我國注冊制改革采用逐步分批試點的實施模式，科創板和創業板注冊制實施與其他板塊存在時間上的差異，具有準自然實驗的性質。由于企業上市時間的不同，本研究采用多時點PSM-DID模型，利用傾向得分匹配法解決樣本選擇偏誤可能導致的內生性問題，并以各企業注冊制上市時間作為注冊制政策影響的基準時間點，構建雙重差分模型進行檢驗，具體如模型（1）所示：

Applyit=α0+α1Policyit+∑αicontrolit+Firmit+Yearit+εit（1）

其中：Apply代表企業的創新能力，i和t分別代表企業和年份；Policy代表注冊制改革，即雙重差分的交互項，control為一系列控制變量；Firm和Year分別為企業固定效應和時間固定效應，ε為隨機擾動項。

四、實證結果分析

（一）傾向得分匹配

本研究使用傾向得分匹配（PSM）方法來提高樣本均衡性，通過logit回歸基于企業規模、企業年齡、總資產收益率等變量估計傾向得分。采用1：1近鄰匹配策略配對實驗組與控制組，最終控制組有11074個樣本，實驗組有2888個樣本，597個樣本未匹配。匹配前，兩組在多個變量上有顯著差異；匹配后，變量分布差異顯著減小，提升了樣本選擇的均衡性，為因果效應分析提供了更穩健的基礎。

（二）多時點雙重差分法

在表1中展示了運用穩健標準誤的多時點雙重差分法進行的回歸分析結果，其中第（1）列并未加入控制變量，而第（2）列則加入了其他企業特征變量作為控制項。兩列回歸均考慮了個體和時間固定效應以減少潛在的遺漏變量偏誤及時間趨勢的影響。從第一列的結果來看，注冊制Policy的系數為0.885，并且具有高度統計顯著性，實證結果初步支持本研究假設1。

從第二列結果來看，在引入控制變量后，注冊制Policy的系數下降至0.546，盡管效應有所減弱但仍保持高度顯著。從結果不難計算出注冊制上市的企業比非注冊制上市的企業專利申請數量平均高出0.7275件，這直接表明實施注冊制對高端制造業上市企業的專利申請數量有顯著的正向影響，即與仍實行核準制的企業相比，注冊制下的企業在創新能力上表現出更強的增長態勢，研究假設1得以驗證。

（三）中介效應檢驗

在中介效應檢驗中，本研究構建模型（2）來檢驗融資約束的中介效應：

SAit=γ0+γ1policyit+∑γicontrolit+Firmit+Yearit+εit

Applyit=δ0+δ1policyit+δ2SAit+∑δicontrolit+Firmit+Yearit+εit（2）

表1后兩列顯示，注冊制改革（Policy）顯著降低了企業的融資約束（SA），影響系數為-2.166。引入SA作為中介變量后，盡管直接效應減弱但仍顯著。此外，SA對創新能力（Apply）的影響系數為-0.0488且顯著，表明SA在注冊制改革與企業創新能力間起中介作用。這說明注冊制通過改善融資環境，增強資金可獲得性，間接促進了企業研發投入和創新能力的提升，驗證了假設2。

（四）穩健性檢驗

1.平行趨勢檢驗

雙重差分模型依賴于平行趨勢假設，即在政策發生前，實驗組與控制組在創新能力上無顯著差異。為嚴格檢驗此假設并確保結果可靠，本研究采用事件分析法，在基準回歸中加入時間虛擬變量交互項，以體現注冊制改革對企業的影響。模型覆蓋了企業注冊制上市前4年及后3年，并將4年以前和3年以后的時間虛擬變量分別固定在前第4年和后第3年，具體設定見模型（3）：

其中，Pren為虛擬變量，表示樣本企業以注冊制上市前n年賦值為1；Current為虛擬變量，表示樣本企業已注冊制上市當年賦值為1；Post為虛擬變量，表示樣本企業以注冊制上市后n年賦值為1。

考慮到潛在的完全共線性問題，因此本研究選擇政策時點前一期作為基準組，結果如圖1所示。從平行趨勢圖中可以看出，在注冊制實施前政策效應并不明顯，政策實施當年開始，注冊制對企業創新能力的影響政策效應顯著為正，說明注冊制的實施顯著提高了高端制造業企業的創新能力，仍然支持本研究的假設假說1。

2.安慰劑檢驗

為了評估回歸分析結果對于遺漏變量和其他不確定性因素的敏感性，本研究實施了安慰劑檢驗以進一步確認結論的可靠性。具體操作是通過隨機生成交互項并進行500次獨立回歸試驗，結果如圖2顯示。在繪制的相關回歸系數分布圖中，隨機抽取的交互項系數呈現出接近正態分布的特征，并且大部分分布在接近零值的區間內。尤為值得注意的是，這些由安慰劑檢驗產生的估計系數遠低于原模型中的顯著交互項系數0.5598（圖2右側實線），這一現象與預期相符，有力地證明了注冊制效應并非源自未觀測到的混雜因素。

3.替換被解釋變量

為了驗證回歸結果的穩健性，在表1的第（3）列中，將被解釋變量替換為發明專利申請數量IApply，結果顯示注冊制Policy的系數為0.508，且仍顯著為正，表明注冊制改革對高端制造業企業發明專利申請數量的影響在替換被解釋變量后依然穩健存在。

五、異質性分析

（一）行業異質性

參考《中國高技術產業統計年鑒》對高技術行業的分類，將高端制造業企業分成化學原料及化學制品制造業、醫藥制造業、通用設備制造業、專用設備制造業等八個行業。表2揭示了注冊制改革對高端制造業企業創新成效的行業差異化特點。從分析結果來看，注冊制對除化學原料及化學制品制造業和醫藥制造業的其他六個行業的企業的創新能力都有統計學意義上的正向顯著的影響。

注冊制雖然對化工原料和化工產品制造業以及醫藥制造企業的創新能力產生了積極影響，但影響系數較小，沒有達到統計顯著水平。這可能是由于多方面的原因：一方面，自2019年新冠疫情暴發以來，中國資本市場實施注冊制改革的時間窗口基本重疊，新冠疫情引發的醫療保健行業需求激增及其隨之而來的繁榮，在此背景下，醫藥制造企業上市的目的，似乎更側重于籌集資金快速擴大生產規模，以應對緊迫的市場需求，而不是長期投入研發創新；另一方面，注冊改革對化學材料和化學品等此類傳統制造業的創新驅動效應可能需要更長的時間才能顯現，或者這種效應被其他未觀察到的變量所掩蓋。

（二）地區異質性

依據《中國高技術產業統計年鑒》的地域劃分，本研究將高端制造業細分為東部、中部、西部及東北四大區域，回歸結果如表3所示。注冊制在東部、中部、西部地區對提升企業創新能力展現出了顯著正向作用，其注冊制Policy的系數分別為0.541、0.521、0.751，且均在0.01水平上高度顯著，意味著這些區域內的企業專利活動顯著增加，創新動能得到加強。相比之下，東北地區雖然系數為0.438，同樣呈現正向趨勢，但其統計顯著性不足，反映注冊制對東北企業的創新提振效果受限，可能受制于該地區特定的經濟結構、市場條件及資源配置問題。同時，東北地區的樣本量相對較少，可能影響了分析的全面性和準確性。

六、研究結論與啟示

本研究利用2016-2022年A股上市公司數據，應用多時點PSM-DID模型分析注冊制改革對高端制造業創新能力的影響。結果顯示，注冊制通過改善IPO和信息披露，直接增強了創新能力，并通過改善融資環境間接促進創新。但這種正面影響在不同行業和區域間有差異，特別是對化學原料、醫藥制造業和東北地區企業影響較小。因此，政策制定者應深化資本市場改革，關注融資約束，通過專項政策支持特定行業和地區升級。企業應利用注冊制優勢，推動技術創新，優化財務結構，探索多元融資，制定符合自身特點的創新策略，以促進高端制造業整體升級。

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＊基金項目：安徽省哲學社會科學一般項目（AHSKY2022D068）。

（作者單位：安徽大學大數據與統計學院）