资本市场开放对我国制造业上市企业技术创新的影响——基于公司治理的中介效应

吴宇轩，董 丽

（华南农业大学经济管理学院，广东广州 510642）

1 研究背景

制造业企业自主创新能力的提升以及技术创新体系的建立，与资本市场密切相关。如Bae 等［1］、钟覃琳等［2］国内外的实践经验均表明，资本市场所具有的价格发现、资产配置与公司治理等功能为企业技术创新提供了强大的推动力。沪港股票市场交易互联互通机制试点（以下简称“沪港通”）的实施，标志着我国资本市场加快了国际化进程。

近几年已有学者如罗宏等［3］、齐荻［4］、朱琳等［5］、刘洋等［6］、马妍妍等［7］采用双重差分（DID）模型实证检验资本市场开放对企业技术创新的影响，认为沪港通通过优化公司信息环境、提高风险承担和公司治理水平影响企业创新水平，且朱琳等［5］、金树颖等［8］的研究均指出公司现金持有量、经理人职业忧虑发挥了一定的中介效应。

关于资本市场开放通过公司治理促进企业技术创新的研究中，对公司治理仅使用高管持股比例或管理费用作为代理变量进行分组检验，忽略了公司治理的复杂性，未能全面考量公司内部治理机制，影响了实证结果的真实性；同时，也未将公司治理作为中介变量探究资本市场开放对企业技术创新的影响机制。本研究主要参考白重恩等［9］和徐寿福等［10］的做法，运用较全面反映公司治理水平的G 指标作为中介变量，进一步研究与之相关的第一类和第二类代理成本，探究资本市场开放对企业技术创新的机理影响，以期为深化资本市场开放提供政策支持。

2 理论分析与假设

2.1 资本市场开放对制造业企业技术创新的影响

首先，资本市场具有的价格识别功能会加大上市企业之间的竞争，使得企业的融资压力增加，进而刺激企业高管创新意识的提升［8］。随着我国资本市场的开放，上市公司的投资者增多，曝光度随之提高，资本市场对上市企业信息披露的要求更加严格，增强了资本市场的价格识别功能，进一步加剧了上市企业之间的竞争。为了争夺更多的资源、提高企业的未来发展潜力，企业需要提高技术创新的意识，提升企业的技术创新水平。

其次，资本市场开放之后，相比于内地投资者而言，境外投资者拥有更专业的技术分析能力与资源储备，能够及时消除错误定价，将特质信息反映在股票价格中，从而提高股价信息含量［2］。信息含量高的股价包含了资本市场对行业及企业未来发展趋势的判断和需求，故上市企业管理层在制定投资决策时会倾向于长期投资策略［5］，增加技术创新投入。另外，股价信息含量的提高会增加外部投资者对于公司内部信息的获取，抑制控股股东为私人利益而留存现金，可能更多地支持研究开发。因此，当股价信息含量提高时，企业的创新水平相应增加。

综上所述，提出如下假设：

H1：资本市场开放正向促进了企业技术创新。

2.2 公司治理的中介效应

企业创新活动存在的道德风险源于现代公司治理中所有权和经营权的分离，两权分离会导致企业所有者与经营者之间的目标产生差异。由于创新活动具有长期性和高风险性，经营者为了其任职期内的业绩，不愿意冒风险进行创新投资活动，抑制了企业创新行为。资本市场开放后，香港投资者和海外投资者的进入加大了外部监督作用，约束经理人的机会主义行为［11］，改善由于委托代理导致的道德风险。此外，在发达资本市场上的国外投资者一般持有相对丰富的投资理念，可以引导国内投资者专注于有价值的投资［12］。外来投资者能够帮助改善企业的治理机制，尤其是投资者来自投资者保护水平较高的地区时，对企业治理机制改善的程度更加明显［13］。我国已有学者如齐荻［4］、朱琳等［5］、刘洋等［6］、马妍妍等［7］在影响机制研究中发现，存在公司治理这一中介变量影响企业的创新水平。综上所述，提出如下假设：

H2：在资本市场开放提高企业技术创新中，公司治理发挥着中介效应。

沪港通制度的实施能够促进公司内部治理功能得到更有效发挥，具体表现为降低企业管理层的偷懒行为和在职消费等代理问题（即第一类代理成本）的出现，以及控股股东通过占用企业经营性资金而损害中小股东利益行为（即第二类代理成本）的发生，最终提高企业的技术创新水平。管理层的偷懒行为会使其工作效率下降，以自身享乐为目的的在职消费则会使企业购买部分与发展无关的资产，这两种行为都在不同程度上损害企业的利益。随着资本市场的对外开放，境外投资者为了获取A 股上市企业价值提升而带来的长期收益，可以通过沪港通制度及其自身的专业理念，对企业管理层实施更有效监管［14］，增强了监管力度，降低了企业内外部的信息不对称，有效地抑制了相关的享乐行为，进而遏制管理层的偷懒及在职消费行为。综上所述，提出如下假设：

H2a：在其他条件不变的情况下，资本市场开放通过降低第一类代理成本提高企业技术创新。

上市公司普遍存在控股股东通过其他应收款项目侵吞公司经营性资源、攫取中小投资者利益的现象［10］。此外，随着外资股东持股比例与影响力的提升，企业高管会越来越重视香港投资者和海外投资者的诉求，并安排与重要外资股东的私人会晤［15］，表明香港投资者和海外投资者有能力和动机通过私人会晤等非正式途径或季报、年报等正式途径来要求管理层提供更多有效信息，从而减少了控股股东侵占中小投资者等利益相关者资金的行为。综上所述，提出如下假设：

H2b：在其他条件不变的情况下，资本市场开放通过降低第二类代理成本提高企业技术创新。

3 研究设计

3.1 样本数据来源

本研究利用沪港通政策具有准自然实验的特性，以该政策的实施作为资本市场开放的观测内容。研究数据来自上海证券交易所2012—2020 年A 股上市的制造业企业。根据研究需要，剔除以下样本观测值：（1）2012 年及以后上市的企业；（2）被标注ST、ST*的企业；（3）首次确定为沪港通标的后被剔除的企业；（4）其他数据不全的企业。

使用的沪港通名单来源于香港交易所（HKSX），其他财务数据来源于国泰安数据库（CSMAR）。为控制异常值对回归结果的潜在影响，对所有连续变量进行上下1%和99%的缩尾处理。将2014—2020年间进入了沪港通名单且未被剔除的企业作为处理组，而在此时间段内从未进入过沪港通名单的企业作为对照组，得到包含162 家企业的处理组和包含54 家企业的对照组，共计1 944 个观测值。使用的统计和回归分析软件为 Stata 16.0。

3.2 变量选择

3.2.1 被解释变量——技术创新投入

现有文献主要采用技术创新投入和技术创新产出衡量企业的技术创新水平。参考刘洋等［6］、Baysinger 等［16］、Wu 等［17］、Hansen 等［18］和Berrone 等［19］的做法，以人均研发支出、研发支出与销售额的占比、研发支出金额等来衡量技术创新水平；参考Kochhar 等［20］、周煊等［21］、黎文靖等［22］的做法，以企业开发的新产品数量、专利申请数量、创新产出的新颖程度作为技术创新水平的度量指标。鉴于技术创新成果的可比性较差，受外生因素的影响较大、较少受管理层控制［23］，技术创新产出不适宜作为被解释变量，因此采用企业研发支出金额的自然对数作为技术创新的代理变量。

3.2.2 解释变量——沪港通标的

参考Beck 等［24］评估银行放松管制对于美国收入分配影响的做法，运用渐进DID 模型，基于政策分时点实施的现实情况，根据企业纳入沪港通批次虚拟变量与年份虚拟变量，形成自变量D。当D=1 时，说明该企业进入沪港通当年及后续年度名单；D=0时，则说明该企业尚未进入沪港通名单。

3.2.3 中介变量

（1）G指标，综合反映公司治理水平的指数。参考白重恩等［9］、周林洁［25］的做法，从股权结构、独立董事、董事会结构等维度分别选取第一大股东持股比例（TOP1）、独立董事占比（Ind_ratio）、董事会规模（Board_size）、董事长与总经理是否为一人（Chair_CEO）、第二至第十大股东持股比例（TOP2～TOP10）等作为代理变量。采用主成分分析法（PCA）进行相关处理后得到3 个符合条件的因子，再进行因子得分计算得出G指标。

（2）总资产周转率。借鉴徐寿福等［10］、韩晓雷［26］的研究，用总资产周转率衡量第一类代理成本，总资产周转率越高表明第一类代理成本越低。

（3）其他应收款与总资产比值。借鉴徐寿福等［10］的做法，用其他应收款与总资产比值衡量第二类代理成本，比值越大表明控股股东侵占企业中小投资者利益越严重，第二类代理成本越高。

3.2.4 控制变量

Kochhar 等［20］、Okamura 等［27］、Arrow［28］和Sanders［29］的研究表明，公司规模、多元化水平、冗余资源状态、成长性、盈利能力、产权性质、企业的托宾Q值等影响企业技术创新，因此将上述变量与样本的行业及年份特征作为控制变量（CONTROL）。

其中，使用赫芬达尔指数（HHI）度量多元化水平，公式如下：

式（1）中：Pi为行业收入占总收入的比重，指数越大表明多元化程度越低。为便于理解，将其取负值以作逆指标化处理。

对可利用的冗余资源（流动资产及流动负债的差与销售收入的比）、可恢复的冗余资源（应收账款与销售收入的比、存货与销售收入的比）、潜在冗余资源（资产负债率）3 类指标进行因子提取和因子得分处理，并将因子得分标准化，加总得到冗余资源的度量指标。

所有变量的具体定义如表1 所示。

表1 变量名称与定义

表1（续）

3.3 实证模型

借鉴Beck等［24］的研究，构建渐进DID模型如下：

借鉴温忠麟等［30］的中介效应检验程序，构建递归模型如下：

式（2）～（4）中的变量均为显变量，根据中介效应检验程序，可以依次进行回归分析来替代路径分析，用以检验中介效应的存在性。

首先对式（2）进行回归，检验资本市场开放对技术创新投入是否存在影响，若显著则对式（3）进行回归；式（3）中，若显著，表明资本市场开放对企业治理存在影响；最后对式（4）进行回归，若和显著，表明企业治理在其中起中介作用。其余中介变量（总资产周转率和其他应收款与总资产的占比）处理方法同上。

4 实证分析

4.1 描述性统计分析

从表2 可见，测量创新的变量技术投入的最大值达62.6 亿元，最小值为35 112.8 元，标准差为5.9亿元，表明样本在技术投入上有着显著的差距。变量D的均值为0.482，可见样本中有近一半进入沪港通名单。

表2 主要变量的描述性统计结果

4.2 相关性分析

主要变量的相关性分析检验结果如表3 所示。沪港通标的变量与研发投入之间呈显著正相关，说明资本市场开放对制造业企业的技术创新有着一定的推动作用，初步验证H1。除了公司规模与研发投入的系数为0.68 以外，其余的绝对值都在0.50 以内，表明回归结果不受高度共线性影响。

表3 变量的相关性分析

表3（续）

4.3 沪港通对制造业企业技术创新影响的回归结果

基于式（2）进行的渐进DID 模型的回归结果如表4 所示。其中，列（1）未加入控制变量，列（2）中加入了控制变量。由表4 可得，D在有无控制变量中都为正，且在1%水平上显著，表明资本市场开放对制造业企业创新投入具有正向促进作用，验证了H1；且根据回归结果可以看出，资产规模大、冗余资源水平低、盈利能力强的企业，对于技术创新活动的投入更多。

表4 沪港通对样本企业技术创新的回归结果

4.4 公司治理中介效应回归结果

4.4.1G指标的检验

对处理后得到的G 指标进行中介效应检验，结果如表5 所示。其中，列（1）检验沪港通制度对G指标的影响程度，变量D的系数显著为正，说明资本市场开放显著提升了制造业企业治理水平约13.7%；列（2）检验了控制G指标后沪港通制度对企业技术创新的影响，此时D的系数显著为正，表明沪港通制度对企业技术创新的直接效应为16.5%，g_index 的系数显著为正，说明公司治理效应起到了显著的中介作用，验证了H2。

表5 公司治理效应的中介效应检验结果

4.4.2 公司治理中的代理成本中介效应检验

如表6 所示，列（1）和列（2）是第一类代理成本的中介效应检验，列（1）的D系数显著为正，表明沪港通制度可以显著提高总资产周转率，列（2）的D系数和TAT 系数均显著为正，说明总资产周转率会显著提高企业的技术创新，进一步说明沪港通制度的实施通过降低第一类代理成本提高制造业企业的技术创新水平，验证了H2a；列（3）和列（4）是第二类代理成本的中介效应检验，表明沪港通制度可以显著降低其他应收款与总资产的比值，变量ORS 与企业技术创新显著为负，说明资本市场开放可以通过降低第二类代理成本提高企业技术创新，验证了H2b。

表6 两类代理成本中介效应的检验结果

表6（续）

4.5 基于制造业企业异质性的分组检验

根据证监会2012 分类标准，制造业可以细分为31 个行业，参照国家统计局发布的《高技术产业（制造业）分类（2017）》以及相关文献，将所有样本数据分为两组，即非高新技术企业组和高新技术企业组。但由于样本所在行业名称与上述文件分类名称并不完全相同，故主要选择与文件分类名称一致的制造业作为高新技术组，行业代码包含C26、C27、C34、C35、C37、C38、C39 和C40 的企业，其余的企业划分为非高新技术组。如表7 所示，列（1）、列（2）分别是两组样本的实证结果，显示经验P值为0.472，不通过组间差异检验，但是D系数在列（1）中显著为正而在列（2）中为正不显著，由此得出沪港通对于高新技术企业的技术创新投入比对非高新技术企业技术创新投入的提升更为显著。

表7 按行业分组的变量检验结果

表7（续）

4.6 稳健性检验

4.6.1 内生性处理：倾向得分匹配

以上回归结果虽然证实了沪港通对样本制造业企业技术创新水平具有显著的正向影响，但该结果可能存在内生性问题，即本身具有较高技术创新能力的企业进入沪港通名单的概率可能会更大，说明沪港通交易制度对股票标的的确定可能是非随机的，在这种情况下差分估计的回归方法并不适用。为解决这一内生性问题，采用倾向得分匹配（PSM）的方法，为样本中受到沪港通政策影响的企业匹配合适的、未受该政策影响的企业，从而使沪港通标的的确定过程在最大程度上向随机化靠近，以保证回归结果的准确有效。按照k 近邻匹配原则，对每个与沪港通标的选择得分最为相近的非沪港通标的进行1 ∶4 配对，最终得到基于PSM 方法的匹配样本。

重新进行回归前，需要将处理后的数据进行平衡性分析。如表8 所示，匹配前沪港通企业与非沪港通企业在公司规模、多元化水平、冗余资源状态、盈利能力指标上存在显著差异，匹配后两组之间变量的偏差绝对值都由统计上显著变为不再显著；除了成长性和托宾Q值以外，其余指标的差异经过匹配有着不同程度的缩小；在匹配后各指标的标准化差异的绝对值都不超过10，结果可接受。

表8 基于倾向得分匹配的变量平衡性分析结果

将沪港通企业匹配后的数据重新放入式（2），结果如表9 所示。可见，经过PSM 匹配后，D在各个回归中的估计系数仍然显著为正，与主回归结果相似，表明H1的成立稳健。

表9 倾向得分匹配后沪港通对样本企业技术创新的回归结果

4.6.2 安慰剂检验

为了检测式（2）中是否存在不可观测特征的影响，需要进行随机设定处理以检验估计系数是否依旧显著。如图1 所示，回归系数在0 附近呈正态分布，符合检验预期，验证了主要结论的稳健性。

图1 沪港通对样本企业技术创新影响的安慰剂检验结果分布

5 结论与启示

5.1 研究结论

（1）沪港通政策的实施能够显著提高样本制造业企业的研发创新投入，且结论在倾向得分匹配和安慰剂检验后仍然成立，具有稳健性。（2）沪港通政策的实施有利于优化标的企业的公司治理水平，进而促进企业进行技术创新。具体地，沪港通政策的实施降低了公司治理中的第一类代理成本以及第二类代理成本。（3）沪港通政策对样本制造业企业技术创新的影响会因企业所属行业技术特征的不同而存在差异，对高技术制造业企业研发投入的促进作用更加显著，对非高技术制造业企业的研发投入的影响不显著。

5.2 政策启示

（1）政府层面，应积极完善资本市场的基础设施，在持续加大资本市场开放力度的同时，利用与境外资本市场互联互通的契机，积极学习境外特别是发达国家资本市场的管理经验，推动我国 A 股市场的业务规则、监管制度等方面向发达资本市场看齐。与此同时，政府还应加强对境外投资者异常交易的监控与处罚，完善国际投机活动的应对措施，为我国资本市场的逐步开放提供有效保障。

（2）企业层面，应提高公司治理水平。较高的代理成本对企业的技术创新活动具有显著的抑制作用，因此对上市公司而言，加强对管理层和控股股东行为的监督有助于为企业研发创新活动的开展提供有效帮助。对于高技术行业制造企业，资本市场的开放有利于企业更好地进行技术研发创新，企业自身应把握发展的机遇，立足长远发展，在结合自身实际情况之下加大创新投入。