资本市场开放与企业增长效应分析——基于上市样本面板门槛效应的检验

（对外经济贸易大学国际经济贸易学院， 北京 100029）

1 问题提出

作为资本账户开放的重要一环，资本市场开放是一国经济发展的重要动力，也是推动金融体系改革、促进资本市场定价机制进一步完善的重要举措。然而在新兴经济体资本市场开放的过程中，有些国家享受了资本开放带来的经济增长福利，也有国家出现了局部货币危机。因此，资本市场开放带来的增长效应一直是学界争论的话题。实现资本市场开放，是我国一直以来探索的战略。作为新兴的资本市场代表，我国已成为全球第二大经济体，我国的资本市场在国际金融市场中有着不容忽视的影响。伴随着资本市场开放范围的不断扩大，如何使金融开放促进经济增长，提高企业生产效率，避免金融资本脱实向虚，成为政策关注的焦点。

现有文献认为，金融发展对经济增长的作用存在明显的门槛特征，即只有当一个地区经济发展水平到达一定门槛值之后，金融发展才能够有效地发挥增长效应。作为金融发展的重要一环，资本市场的开放会吸引更多外资流入，通过外部监督机制的充分发挥，提升资本市场定价功能，进而促进企业自身融资能力与实体运营能力。然而，在我国股市功能定位不完善的背景下，资本市场开放在预期逆转的情况下，又会造成小规模企业股票资金抽逃，股市动荡加剧。当市场预期逆转时又会造成流动性骤然收缩，对于融资渠道有限的中小企业来说，企业融资能力由于金融市场固有的信息不对称特征，而变得更为艰难。同时，在贸易自由化背景下，金融开放是否与贸易行为具有互适性值得关注。在我国股市发展尚不成熟的背景下，资本市场的开放是否会带来增长效应？资本市场的开放是否具有门槛特征？上述问题的解决，为资本市场开放的政策制定提供了重要的指引。

本文从微观角度，分析了资本市场开放对企业TFP 增长效应的影响，并在此基础上通过面板门槛效应模型分析了企业规模、融资约束水平、出口收入占比等因素的门槛特征。本文的边际贡献在于：（1）以企业QFII 持股比例、企业是否加入陆港通样本作为资本市场开放的衡量指标，分析资本市场开放的增长效应，一定程度上解决了以往相关领域文献对宏观变量的依赖，并在一定程度上解决了资本市场开放增长效应的内生性问题；（2）对于“出口-生产率”悖论的问题，本文从资本市场开放的角度提出了解决方案，为未来贸易自由化不断扩大的同时，金融开放政策的配套实施，提供了政策指引；（3）对于金融开放门槛效应的分析，本文从微观视角进一步指出了企业出口对TFP 提升的重要作用，同时指出贸易便利化必须与金融开放相结合，才能够更好地发挥增长效应。

2 理论分析与研究假设

2.1 资本市场开放与增长效应

现有文献主要从宏观层面讨论了资本账户开放对经济增长、全要素生产率的影响（郭桂霞和彭艳，2016［1］；Mitton，2006［2］）。一种观点认为，资本账户开放能够促进经济增长。资本账户开放的增长效应发挥，主要依赖于资本积累和资金运营效率的提升。资本账户的开放可以通过自由的资本流动实现储蓄的高利息回报（Bekaert 和Harvey，2000）［3］，并通过平衡国际资本供需的地理差异促进一国经济开放。资本账户开放还能够分散国家的特定风险（Michael Klein W，2003）［4］，刺激总投资增长（Henry，2000）［5］、平滑消费，进而改善居民的福利水平，促进经济增长。对于资本市场来说，一国资本市场的开放主要通过引进外资促进本国资本形成竞争、提高资本市场效率，增强对全球资金的吸引力，引入更高质量、更多数量的投资者和资金，为实体经济源源不断地注入新的“活水”，通过开放促进本地金融市场发展。同时，也有微观研究发现，资本市场开放也会通过降低融资约束、缓解信贷依赖等方式，充分发挥对企业研发投资的促进作用，具有增长效应（马妍妍等，2019）［6］。

另一种观点认为，资本账户过度开放会造成金融体系动荡，进而对实体经济增长造成负面影响。资本账户开放存在资本外逃的可能性。如Reinhart等（2006）［7］指出，资本账户过快开放会带来资本外逃、金融不稳定、汇率波动等影响，而此种影响又取决于国家特征。Leblang（1997）［8］结合1997 年亚洲金融危机时期部分发展中国家资本账户过快开放对经济的冲击效应，提出了在实施固定汇率制度、外汇储备较少的国家，多倾向于进行资本管制。

国内研究方面，余永定（2014）［9］指出，我国资本账户完全开放目前条件尚未成熟。对于中国资本市场开放来说，国内资本市场发展存在着较大的不成熟性，资本市场开放属于资本账户开放的一部分，能够吸引更多资金进入国内，分散市场风险，通过股票定价机制的完善和外部监督作用的发挥，充分发挥增长效应，同时通过境外机构投资者的不断引入，提升企业信息披露质量（李春涛等，2018）［10］，并分散金融风险，防止系统性风险的跨领域扩散；另外，资本市场开放又会造成股票市场投机性增强，在卖空机制引入有限、市场自身功能定位存在问题时，若股市出现单边上涨和泡沫化特征，一旦发生预期逆转，将造成资本外逃与融资能力整体下降，对实体支持产生负面影响。

根据上述分析，本文提出对立性假设：

H1a：资本市场开放能够为我国企业带来增长效应；

H1b：资本市场开放不会为我国企业带来增长效应。

2.2 资本市场开放的金融门槛效应

也有研究从门槛效应的角度分析了金融开放与经济增长之间的关系，国内学者发现金融发展与经济增长之间存在非线性关系（赵振全等，2007）［11］。而全球化使发展中国家和发达国家的经济增长存在一定差异，金融全球化的经济效应受到门槛变量的影响（杜秦川，2018）［12］。在资本账户开放的门槛效应研究中，郭桂霞和彭艳（2016）［1］通过资本账户省级层面研究指出，当省际人均GDP低于一定水平时，资本账户开放对TFP 产生负面影响，只有人均GDP 超过一定水平时资本账户开放才会对经济产生正向影响。

资本市场开放同样存在门槛效应。（1）融资约束同样是决定资本市场开放增长效应的重要因素。当融资约束较大时，企业融资渠道有限，资本市场开放无法通过定价机制的优化与外部监督机制的发挥，为企业带来更大的资金支持；（2）企业只有充分发挥规模经济优势，才能够优化各类生产要素的配置，充分享受资本市场开放带来的资源优势；（3）出口强度又决定了学习效应是否充分发挥，较小的出口比例意味着企业对外开放度较低，资本市场开放并不会通过品牌效应的获得，促进企业TFP 提升。同时，对于贸易开放度较高企业，资本市场开放又能够缓解出口资金约束，破解“出口-生产率悖论”难题。

根据上述分析，本文进一步提出：

H2：资本市场开放对企业TFP 的提升作用受到融资约束、企业规模、出口强度等因素限制，存在一定的门槛特征。

2.3 “出口-生产率悖论”问题

现有文献认为，我国企业存在“出口-生产率”悖论问题，即初始生产率水平与TFP 之间存在反向关系，高TFP 企业不会选择出口。如李春顶和尹翔硕（2009）［13］指出，若按行业进行划分，对于每个子行业的TFP 水平均值，出口企业要比非出口企业更低，即只有TFP 较低时企业才能选择出口行为；汤二子和刘海洋（2011）［14］指出，出口企业的初始TFP 水平一般都会低于非出口企业。同时对于出口行为来说，不存在融资约束的情况下，企业出口、研发之间存在互补关系，出口企业同样通过技术外溢与学习效应，提升企业自身研发能力；但融资约束的存在使得出口、研发之间由互补关系转为替代关系（Wang，2014）［15］，进而出口行为与研发投资之间互相形成挤出效应，对TFP 产生负面影响。

罗子嫄和靳玉英（2018）［16］提出，资本账户开放可以促进企业获取更多金融信贷融资、股权融资，从而缓解融资困境。资本市场的开放带来融资约束缓解，能够缓解融资约束下出口对TFP的负向影响，使更多企业通过出口行为具有的学习效应带来TFP 上升。同时，资本市场的开放，能够通过外部监督机制的有效发挥，约束企业短视行为，通过出口学习效应，提升企业自身竞争力水平；能够迅速扩大企业品牌海外知名度，通过品牌效应的建立充分发挥规模经济的优势，降低成本并提升出口绩效水平。

根据上述分析，本文进一步提出：

H3：融资约束较大时，资本市场开放能够通过多途径解决企业“出口-生产率悖论”问题，提升出口绩效水平。

3 数据来源与模型设计

3.1 样本选取与数据来源

本文上市公司财务数据来源于锐思数据库并通过计算得出；陆港通样本股数据通过上交所、深交所公布的沪股通与深股通样本股年度名单进行整理；企业出口数据通过WIND 数据库上市公司收入结构是否来自海外进行统计整理。

本文主要进行的数据处理包括：（1）剔除金融类行业上市公司、ST、ST*等特别处理公司；（2）剔除总资产、净资产为负、销售收入为负样本年度数据；（3）为排除异常值影响，本文对连续变量在前后1%进行缩尾（Winsorize）处理。

3.2 实证模型设计

3.2.1 主回归分析

为验证假设1，本文通过QFII 持股比例，以及企业是否加入陆港通样本股虚拟变量的滞后变量，作为反应资本市场开放度的核心变量，并通过TFP 对数值与资本市场开放变量之间的回归，分析前一期企业QFII 持股比例与加入陆港通样本，对企业TFP 增长的影响。回归方程为：

3.2.2 面板门槛模型

为验证假设2，本文采用目前文献中对面板门槛效应分析中最为常用的Hansen（1999）［17］检验方法，在主回归中加入门槛区间后，再进行回归分析。当存在双重门槛时，面板门槛分析的回归方程为：

其中thr为企业门限变量，在本文分析中分别采用企业规模（size）、融资约束指标（SA）、出口收入占企业销售收入比例（exportpro）作为门槛变量分析指标。

进一步地，面板门槛模型主要分为门槛存在性检验与门槛值个数检验两个过程：

对于存在性检验，主要通过似然比检验F 指标进行反应，以假设存在门槛时回归残差平方和与不存在门槛时回归残差平方和两个指标为基础，通过多次自抽样（Bootstrap）检验过程，得出F指标。若F 指标大于临界值说明二者存在显著差异，拒绝不存在门槛的假设，否则拒绝原假设。

对门槛估计值进行真实性检验，若门槛估计值在置信区间内，同时能够通过似然比统计量LR指标检验发现，LR 统计量不能拒绝原假设，则说明不能拒绝样本“存在门槛效应”，否则样本不存在门槛效应，门槛真实性存在问题。

同时，本文为验证假设3 的成立性，利用方程（2）计算得出的SA与出口强度门槛值，进行分组回归检验，若资本市场开放对于出口比例较高、融资约束较大的样本增长效应更为明显，则说明假设3 成立。

3.3 主要变量定义

企业全要素生产率。本文参照鲁晓东和连玉君（2012）［18］的OP 法估计全要素生产率，其中状态变量为公司成立年份以及固定资产净值对数值；自由变量为企业员工人数对数值，以及企业购买商品、接受劳务支付现金对数值；代理变量为企业投资规模对数；控制变量为公司是否为国企，是虚拟变量；退出变量通过公司简称与所有权是否同时发生变化来界定。若同时发生变化则退出变量为1，即原有公司退出了市场。

资本市场开放变量。本文在主回归和面板门槛效用分析中，采用企业是否加入陆港通样本以及QFII 持股比例表示资本市场开放程度及其对企业影响。若企业当期加入陆港通样本股，则hgtsample为1，否则为0。为避免内生性影响，本文采用滞后一期变量作为本文核心解释变量。

企业出口行为及比例。对于企业出口变量与出口比例，本文通过对按地区划分的企业年销售收入结构数据进行手工处理，进行出口行为及出口比例的统计。

实证分析中所用到的主要变量及其具体定义如表1 所示（限于篇幅，描述性统计略）。

表1 主要变量及含义

4 实证结果分析

4.1 主回归分析

本文主回归分析中，对资本市场开放对企业全要素生产率的影响进行分析，选用滞后一期QFII持股比例作为模型主要解释变量。由于我国QFII实行额度管制，近年来该额度管制不断放宽，QFII投资国内资本市场比例不断加大，该比例能够作为资本市场开放的变量。同时，为避免内生性影响，本文采用了企业是否加入陆港通样本虚拟变量的一期滞后指标（Lhgtsample），进一步反应资本市场开放对企业TFP 的影响。回归结果如表2所示。

表2 资本市场开放对TFP 影响主回归结果

从回归结果能够看出：企业前期QFII 持股比例提升、前期加入陆港通样本，能够直接提升TFP 增长率水平，在加入控制变量与固定效应后结果不变。其中，QFII 投资比例每提升1%，会显著提升TFP 2.8%；企业加入陆港通样本后，同样会显著提升TFP 水平。可以看出，企业加入陆港通样本带来的增长效应要强于QFII 持股比例的影响。上述分析证明了假设1a 中的观点。同时，出口对TFP 存在负向影响，说明“出口-生产率悖论”在本文分析样本中确实存在。

4.2 面板门槛效应指标分析

在前文分析基础上，本文运用企业加入陆港通样本作为资本市场开放的指标，并进一步通过分析不同门槛下资本市场开放对TFP 的影响，分析资本市场开放对TFP 提升的最优区间，以及其他因素对资本市场开放与TFP 之间关系的影响。

4.2.1 企业融资约束SA门槛

企业融资约束是资本市场开放对企业TFP 影响的重要方式。融资约束造成了企业研发活动开展的资金限制，更多资金无法投入到长期研发活动之中；另外又会造成出口企业资金门槛，进而对企业TFP 形成负面影响。依据上述理论分析，若企业存在较大融资约束，资本市场开放无法带来资金支持，则资本市场开放对TFP 的作用不应显著，故不同程度的融资约束可能会对资本市场开放的作用形成门槛。

本文对单一门槛与双重门槛的显著性进行检验，结果如表3 所示。

表3 企业融资约束SA 指标门槛效应检验

本文对SA单一门槛、双重门槛下门槛值进行估计，得到结果如表4 所示。

表4 企业融资约束SA 指标门槛估计值

由于双重门槛中第一门槛值在置信区间之外，本文将SA唯一门槛值定为-4.2，其中门槛值以下的样本个数为1649 个。在上述分析基础上，本文加入门槛后再进行面板固定效应模型分析，openSA1、openSA2 分别代表资本市场开放滞后项与SA划分成的两个区间虚拟变量的乘积。回归结果如表5 所示。

从回归结果能够看出：融资约束的增加会抑制资本市场开放对TFP 的促进作用，当融资约束位于第一区间时，资本市场开放能够提升TFP 增长率10.6%，显著高于第二区间的作用效果。

4.2.2 企业规模门槛

本文进一步选用企业规模变量作为面板门槛进行分析，其中以企业总资产自然对数作为企业规模的衡量方式，考察资本市场开放的门槛个数和显著性。

本文根据门槛效应分析结果得出企业规模双重门槛的取值为21.442 和24.739.从样本个数划分来看，位于第一门槛以下样本个数为4925 个，位于第一与第二门槛值之间样本个数为10132 个，位于第二门槛值以上样本个数为175 个。

表6 企业规模的门槛效应检验

表7 企业规模指标门槛估计值

根据双重门槛值进行样本划分之后，本文进一步通过双重门槛进行面板固定效应回归分析，opensize1～opensize3 为沪港通开放虚拟变量滞后项与规模划分三区间乘积。结果如表8 所示。

从表8 能够看出，随着企业规模不断增大，资本市场开放对TFP 的提升效应呈现出递增的态势，当企业规模达到第二门槛值以上时，资本市场开放的增长效应最为明显。

4.2.3 企业出口占比门槛效应

出口收入占销售收入比重的提升，会在融资约束存在的背景下，由于“出口-生产率悖论”造成TFP 增长率下降；又会通过学习效应提升TFP水平。资本市场的开放可以通过融资约束的缓解、品牌效应的建立，提升企业出口绩效水平。本文以出口销售收入占总销售收入比例作为门槛变量，进行面板门槛分析。门槛检验如表9 所示。

表8 企业规模指标门槛指标面板固定效应回归

表9 企业出口收入占比门槛效应检验

本文进一步对两个门槛估计值的95%置信区间进行检验，结果如表10 所示。

表10 企业规模指标门槛估计值

从表10 中能够看出，企业出口收入比例存在双重门槛，即7.3%与89.3%。由于第二门槛以上样本个数较少，本文不作考虑，仅分析第一门槛值对回归结果影响，即将7.3%作为出口比例门槛阈值分析，将出口比例门限值与企业加入陆港通样本虚拟变量交乘项进行面板固定效应回归分析，openex1 与openex2 为企业加入陆港通样本虚拟变量滞后项，与根据出口比例单一门槛值7.3%划分的两个区间虚拟变量乘积，结果如表11 所示。

回归结果显示：相对于非出口企业，资本市场开放对出口企业的TFP 提升作用更为明显。同时，当出口收入占总销售收入比例达到7.3%以上时，资本市场对TFP 的提升作用进一步增加，上述分析也证明了前文假设2 中的观点。

表11 企业出口收入占比指标面板固定效应回归

4.3 融资约束与出品强度分组检验

传统理论认为，“出口-生产率悖论”产生的主要原因之一是融资约束的存在。资本市场开放能够通过融资约束的解决，提升企业出口绩效水平，同时此种效应在出口强度较大的样本中更为明显。在前文分析基础上，本文进一步通过同时进行融资约束、出口样本分组，检验资本市场开放对不同组别TFP 作用，回归结果如表12 所示。

表12 企业融资约束与出口强度门槛分组回归

回归结果分析如下：由第（1）列与第（2）列可知，对于出口比例较小样本，融资约束越大，资本市场开放对TFP 作用越不明显，融资约束确实是制约资本市场开放增长效应的重要机制；由（2）列与（4）分析得出，融资约束较大时，企业出口比例的增加能够有效提升资本市场开放带来的增长效应。同时，由（3）列与（4）列又能看出，对于出口比例较大样本，资本市场开放对TFP 的促进作用在融资约束较大样本中更为明显，即资本市场开放一定程度上能够缓解融资约束，进而缓解出口对TFP 的阻碍作用。上述分析证明了前文门槛效应分析的稳健性，同时证明了假设3 的观点。

5 结论与政策建议

本文选取2013～2018 年A 股上市公司数据，以企业是否加入陆港通样本与QFII 持股比例作为资本市场开放程度的核心指标，通过面板门槛效应模型的构建，得出结论如下：（1）资本市场开放能够提升企业全要素生产率增长水平；（2）资本市场开放对全要素生产率的影响存在一定的门槛特征，与企业规模、融资约束状况、出口强度密切相关；（3）资本市场开放对于融资约束较大、出口比例较大的样本，增长效应更为明显，同时能够有效解决“出口-生产率悖论”问题。

通过上述分析，本文提出以下政策建议：（1）未来政策上应继续审慎推进资本市场开放，在沪港通与深港通基础上，继续放松QFII 投资比例和陆港通北上投资额度限制；（2）积极探索资本市场开放与贸易自由化的互适性政策，通过资本市场投资便利化，促进出口企业贸易便利化，通过融资约束的降低提升企业出口绩效。同时，风险防范措施必不可少，应当加强资本流入流出的跨境资本管理，为我国资本市场进一步开放创造条件，积极应对可能带来的风险，从而使资本账户开放对企业生产率的提高带来积极影响。