鄭成思，彭斯達(dá)

（湖北大學(xué) 商學(xué)院，武漢 430062）

0 引言

早期的“優(yōu)序融資”理論認(rèn)為，信息不對(duì)稱導(dǎo)致外源融資的成本高于內(nèi)源融資，故外源融資是在內(nèi)源融資不足條件下的次優(yōu)選擇。但隨著資本市場(chǎng)的發(fā)展和信息不對(duì)稱問(wèn)題的逐步改善，外源融資已經(jīng)成為企業(yè)謀求發(fā)展的重要融資渠道。外源融資流入能夠緩解企業(yè)的融資約束，導(dǎo)致企業(yè)投資增加；若外源融資引致的投資具有效率，其能夠促進(jìn)企業(yè)的產(chǎn)出增長(zhǎng)。目前國(guó)內(nèi)以銀行信貸為主、資本市場(chǎng)為輔的融資體系存在不同程度的“規(guī)模歧視”和“所有制歧視”，造成企業(yè)面臨不同程度的融資約束。而境外發(fā)達(dá)資本市場(chǎng)對(duì)上市企業(yè)的主體要求包容性較強(qiáng)，即對(duì)企業(yè)規(guī)模、盈利水平、所有權(quán)性質(zhì)等特征不存在明顯歧視。因此自20世紀(jì)90年代以來(lái)，赴境外上市的中國(guó)企業(yè)日益增多。這些企業(yè)上市后融資約束得到放松，企業(yè)投資顯著增加[1]。且境外成熟資本市場(chǎng)較為完善的監(jiān)管體制和投資者保護(hù)使企業(yè)的治理水平和投資效率得到提升[2]。然而，不同境外資本市場(chǎng)的發(fā)展程度存在差異。本文通過(guò)比較在境外不同資本市場(chǎng)上市的中國(guó)企業(yè)的外源融資規(guī)模、投資效率和產(chǎn)出增長(zhǎng)，試圖驗(yàn)證資本市場(chǎng)發(fā)展能否影響企業(yè)的產(chǎn)出增長(zhǎng)，以及該影響是源于外源融資規(guī)模還是源于投資效率。

基于外源融資通過(guò)轉(zhuǎn)化為投資作用于產(chǎn)出增長(zhǎng)這一影響過(guò)程，外源融資引致的投資（外源融資或投資規(guī)模）、投資對(duì)產(chǎn)出增長(zhǎng)的影響（投資效率）依次影響產(chǎn)出增長(zhǎng)。為了驗(yàn)證該影響過(guò)程，本文擬檢驗(yàn)外源融資是否正向影響企業(yè)投資，以及外源融資引致的投資是否正向影響產(chǎn)出增長(zhǎng)，并分組比較在境外不同資本市場(chǎng)上市的中國(guó)企業(yè)的外源融資規(guī)模、投資效率和產(chǎn)出增長(zhǎng)。本文采用固定資產(chǎn)投資、并購(gòu)?fù)顿Y和研發(fā)投資（研發(fā)支出）之和衡量企業(yè)投資。2016年7月5日國(guó)家統(tǒng)計(jì)局發(fā)布的《國(guó)家統(tǒng)計(jì)局關(guān)于改革研發(fā)支出核算方法修訂國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值核算數(shù)據(jù)的公告》指出，將能夠?yàn)樗姓邘?lái)經(jīng)濟(jì)利益的研發(fā)支出作為固定資本形成處理。且研發(fā)投資是不少境外上市高新技術(shù)企業(yè)的主要投資方向。外源融資能夠通過(guò)轉(zhuǎn)化為研發(fā)投資和并購(gòu)?fù)顿Y促進(jìn)產(chǎn)出增長(zhǎng)[3-5]，故本文同時(shí)將并購(gòu)?fù)顿Y納入研究范圍。

1 數(shù)據(jù)處理

中國(guó)企業(yè)境外上市的地點(diǎn)分布在香港、美國(guó)、新加坡、英國(guó)、德國(guó)、日本等國(guó)家或地區(qū)。據(jù)本文統(tǒng)計(jì)，截止至2014年在境外單獨(dú)上市的702家中國(guó)企業(yè)中，香港上市277家，美國(guó)上市223家，新加坡上市129家，英國(guó)上市40家，德國(guó)上市30家，日本上市3家。這說(shuō)明中國(guó)企業(yè)的境外上市地點(diǎn)以香港、美國(guó)和新加坡為主，占到中國(guó)境外上市企業(yè)總數(shù)的89.6%，故本文擬對(duì)在這三個(gè)資本市場(chǎng)上市的中國(guó)企業(yè)進(jìn)行分組研究。從資本市場(chǎng)規(guī)模來(lái)看，2015年香港資本市場(chǎng)的上市公司市場(chǎng)資本總額和上市公司數(shù)量分別為3.18萬(wàn)億和1770家，美國(guó)分別為25.07萬(wàn)億和4381家，新加坡分別為0.64萬(wàn)億和483家；從資本市場(chǎng)流動(dòng)性來(lái)看，2015年香港資本市場(chǎng)的股票交易總額和周轉(zhuǎn)率分別為2.07萬(wàn)億和64.95%，美國(guó)分別為41.40萬(wàn)億和165.15%，新加坡分別為0.198萬(wàn)億和30.94%（見(jiàn)下頁(yè)表1）。在這三個(gè)境外資本市場(chǎng)中，美國(guó)資本市場(chǎng)的規(guī)模最大且流動(dòng)性最強(qiáng)，其后依次是香港和新加坡。

表1 資本市場(chǎng)的規(guī)模和流動(dòng)性

本文從國(guó)泰安CSMAR數(shù)據(jù)庫(kù)獲取中國(guó)境外上市企業(yè)名單。為了比較在境外不同資本市場(chǎng)上市的中國(guó)企業(yè)的外源融資規(guī)模和投資效率，剔除“交叉上市企業(yè)”，僅保留“單獨(dú)上市企業(yè)”。鑒于財(cái)務(wù)報(bào)告形式的不同，刪除金融類企業(yè)。為了比較企業(yè)上市前后的業(yè)績(jī)，刪除上市時(shí)間不詳?shù)钠髽I(yè)。從Bureau van Dijk數(shù)據(jù)庫(kù)的Osiris子庫(kù)獲取企業(yè)的財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)以及企業(yè)年齡、所屬行業(yè)等信息。本文的研究樣本涵蓋2000—2014年在香港、美國(guó)、新加坡單獨(dú)上市的中國(guó)企業(yè)1997—2015年的財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)。其中，香港上市148家，美國(guó)上市97家，新加坡64家。為了避免極端值的影響，對(duì)主要變量作1%的縮尾處理（Winsor）。本文采用STATA軟件進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析。

2 理論模型與模型檢驗(yàn)

2.1 理論模型

Demirgü?-Kunt和 Maksimovic（1998，2002）[6,7]認(rèn)為，企業(yè)對(duì)外源融資的需求取決于投資機(jī)會(huì)和內(nèi)源融資的可獲得性，可以運(yùn)用“銷售百分比”財(cái)務(wù)規(guī)劃方法估計(jì)外源融資導(dǎo)致的產(chǎn)出增長(zhǎng)。在“（一）生產(chǎn)所用資產(chǎn)對(duì)銷售的比率恒定；（二）銷售凈利率恒定；（三）經(jīng)濟(jì)折舊等于財(cái)務(wù)報(bào)表披露的折舊；（四）外源融資全部用于投資”這四個(gè)假設(shè)條件下，他們提出如下融資規(guī)劃模型：

公式（1）規(guī)劃企業(yè)按照速度g實(shí)現(xiàn)產(chǎn)出增長(zhǎng)所需的資本投入與企業(yè)內(nèi)部所能提供的資本之間的差額。其中，EFNt表示企業(yè)在第t期的外源融資需求，gt表示第t期的產(chǎn)出增長(zhǎng)（此處及下文均以銷售收入增長(zhǎng)率衡量產(chǎn)出增長(zhǎng)），At表示第t期期初的總資產(chǎn)，Et表示第t期的凈利潤(rùn)，bt表示第t期凈利潤(rùn)中用于再生產(chǎn)的比率。將公式（1）變形轉(zhuǎn)化為：

滿足假設(shè)條件（一）意味企業(yè)的投資效率相同，滿足假設(shè)條件（四）意味外源融資和投資均與產(chǎn)出增長(zhǎng)呈正相關(guān)。由公式（2）可得，將外源融資用于投資能夠加速產(chǎn)出增長(zhǎng)。若外源融資規(guī)模不同，則產(chǎn)出增長(zhǎng)存在差異。放寬假設(shè)條件（一），當(dāng)企業(yè)的投資效率不同，即使外源融資規(guī)模相同，產(chǎn)出增長(zhǎng)依然存在差異。因此，外源融資規(guī)模和投資效率均能夠影響產(chǎn)出增長(zhǎng)。

2.2 模型檢驗(yàn)

外源融資通過(guò)影響投資繼而作用于產(chǎn)出增長(zhǎng)，即投資是連接外源融資和產(chǎn)出增長(zhǎng)的中介，故本文采用中介效應(yīng)模型考察該影響機(jī)制，建立模型如下：

其中，GROit+1代表下一年產(chǎn)出增長(zhǎng)，以銷售收入增長(zhǎng)率衡量；EFit代表當(dāng)年外源融資規(guī)模，等于銷售/發(fā)行普通股或優(yōu)先股獲得的凈收入、期權(quán)行權(quán)的凈收入以及長(zhǎng)短期債務(wù)的總和；TINVit代表當(dāng)年投資，等于CAPEXit（當(dāng)年固定資產(chǎn)投資，以資本性支出衡量）、RDit（當(dāng)年研發(fā)投資，以費(fèi)用化的研發(fā)支出衡量）和ACQit（當(dāng)年并購(gòu)?fù)顿Y，以收購(gòu)的凈資產(chǎn)衡量）的總和。本文篩選出企業(yè)的盈利能力、運(yùn)營(yíng)效率、融資能力和投資機(jī)會(huì)四個(gè)可能影響產(chǎn)出增長(zhǎng)的因素作為控制變量。以控制盈利能力，其代表下一年銷售凈利率；以控制運(yùn)營(yíng)效率，其代表下一年固定資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率；以控制融資能力，分別代表下一年企業(yè)規(guī)模、企業(yè)截止至下一年年初的存續(xù)年限、下一年長(zhǎng)期負(fù)債率；以控制投資機(jī)會(huì)，其代表下一年固定資產(chǎn)占比。同時(shí)設(shè)置虛擬變量∑YEARi、∑INDj，分別控制年份和行業(yè)因素。εit+1、υit、τit+1代表隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。所有連續(xù)變量均采用年初總資產(chǎn)進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理。

回歸方程（3）檢驗(yàn)外源融資對(duì)產(chǎn)出增長(zhǎng)的影響，回歸方程（4）檢驗(yàn)外源融資對(duì)投資的影響，回歸方程（5）檢驗(yàn)外源融資和投資對(duì)產(chǎn)出增長(zhǎng)的影響。根據(jù)中介效應(yīng)模型的“逐步檢驗(yàn)法”,若要證明投資的中介效應(yīng)成立，則必須滿足：（1）系數(shù)α1通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，本文中α1必須顯著為正；（2）β1＜ α1或者 β1不顯著；（3）系數(shù) π1、ω 均通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，本文中π1、ω均必須顯著為正[8]。在滿足這三個(gè)條件的基礎(chǔ)上，通過(guò)比較在不同境外資本市場(chǎng)上市的中國(guó)企業(yè)對(duì)應(yīng)的系數(shù)ω可以得知各組企業(yè)的投資效率高低。

3 檢驗(yàn)及結(jié)果分析

3.1 平均值統(tǒng)計(jì)

對(duì)模型（3）至模型（5）的外源融資、投資和產(chǎn)出增長(zhǎng)變量在上市前后的平均值進(jìn)行全樣本和分組統(tǒng)計(jì)，并比較香港、美國(guó)、新加坡企業(yè)組兩兩之間的平均值差異。本文采用Mann-Whitney U方法檢驗(yàn)平均值差異是否顯著。檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表2和表3。

表2 外源融資、投資和產(chǎn)出增長(zhǎng)變量的平均值統(tǒng)計(jì)

表3 外源融資、投資和產(chǎn)出增長(zhǎng)變量的平均值的組間比較

由表2和表3可得：第一、三組中國(guó)企業(yè)的產(chǎn)出增長(zhǎng)（GRO）平均值大小排序由上市前的美國(guó)（0.572）、新加坡（0.288）、香港（0.284）變?yōu)樯鲜泻蟮拿绹?guó)（0.207）、香港（0.134）、新加坡（0.062）；“香港-美國(guó)”“美國(guó)-新加坡”之間的GRO平均值差異在上市前后均顯著，而“香港-新加坡”之間的GRO平均值差異只在上市后顯著。該結(jié)果表明，在美國(guó)上市的中國(guó)企業(yè)的產(chǎn)出增長(zhǎng)在上市前后均快于在香港和新加坡上市的中國(guó)企業(yè)，但該優(yōu)勢(shì)在上市后減弱；在香港和新加坡上市的中國(guó)企業(yè)的產(chǎn)出增長(zhǎng)在上市前無(wú)顯著差別，上市后前者顯著快于后者。

第二、三組中國(guó)企業(yè)的外源融資規(guī)模（EF）平均值大小排序由上市前的香港（0.316）、美 國(guó)（0.258）、新加坡（0.244）變成上市后的香港（0.273）、新加坡（0.268）、美 國(guó)（0.208）。三組中國(guó)企業(yè)兩兩之間的EF平均值差異在上市前后均顯著；其中，“香港-美國(guó)”之間的EF平均值差異在上市后擴(kuò)大（由0.058變?yōu)?.065），“香港-新加坡”之間的EF平均值差異在上市后減小（由0.072變?yōu)?.005），“美國(guó)-新加坡”之間的EF平均值差異在上市后由正變?yōu)樨?fù)（由0.014變?yōu)?0.06）。該結(jié)果表明，在美國(guó)上市的中國(guó)企業(yè)上市后的外源融資規(guī)模較小。

第三、三組中國(guó)企業(yè)的投資規(guī)模（TINV）平均值大小排序由上市前的香港（0.148）、美國(guó)（0.124）、新加坡（0.101）變成上市后的美國(guó)（0.098）、香港（0.085）、新加坡（0.081）。該變化與EF平均值變化不同：盡管在美國(guó)上市的中國(guó)企業(yè)的EF平均值在上市后變得較小，但其TINV平均值變得較大。該結(jié)果可能由于在美國(guó)上市的中國(guó)企業(yè)將更多的外源融資用于投資，也可能由于上市后其內(nèi)源融資增加所致。

3.2 中介效應(yīng)檢驗(yàn)

根據(jù)模型（3）至模型（5）對(duì)外源融資、投資和產(chǎn)出增長(zhǎng)變量進(jìn)行全樣本和分組的Spearman相關(guān)系數(shù)檢驗(yàn)（見(jiàn)表4）。檢驗(yàn)結(jié)果顯示，全樣本和分組企業(yè)的EFt與TINVt之間、TINVt與GROt+1之間均呈顯著正相關(guān)，表明外源融資可能導(dǎo)致投資增加繼而促進(jìn)產(chǎn)出增長(zhǎng)。本文據(jù)此對(duì)模型（3）至模型（5）進(jìn)行中介效應(yīng)檢驗(yàn)。

表4 外源融資、投資和產(chǎn)出增長(zhǎng)變量的Spearman相關(guān)系數(shù)檢驗(yàn)結(jié)果

表5 模型（3）至模型（5）的中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果（逐步檢驗(yàn)法）

有學(xué)者認(rèn)為，“逐步檢驗(yàn)法”要求“系數(shù)α1通過(guò)顯著性檢驗(yàn)”是不必要的[9]。因?yàn)樵?π1*ω+β1=α1中，間接效應(yīng)（亦稱中介效應(yīng)）系數(shù)π1*ω的符號(hào)可能和直接效應(yīng)系數(shù)β1的符號(hào)相反，使得總效應(yīng)系數(shù)α1不顯著。本文中即使外源融資對(duì)產(chǎn)出增長(zhǎng)不具有顯著影響（α1不顯著），外源融資引致的投資仍可能對(duì)產(chǎn)出增長(zhǎng)產(chǎn)生顯著的正向影響（π1*ω顯著為正）。為了解決該問(wèn)題，本文同時(shí)采用“逐步檢驗(yàn)法”和“Bootstrap檢驗(yàn)法”對(duì)模型（3）至模型（5）進(jìn)行全樣本和分組的中介效應(yīng)檢驗(yàn)，并比較三組企業(yè)的投資效率?！癇ootstrap檢驗(yàn)法”不要求“系數(shù)α1通過(guò)顯著性檢驗(yàn)”以及“變量服從正態(tài)分布”。該方法從給定的樣本中有放回地重復(fù)取樣以產(chǎn)生許多類似于原始樣本的Bootstrap樣本，更適合小樣本檢驗(yàn)[10,11]。本文抽樣2000次，檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)前文表5和表6。

表6 模型（3）至模型（5）的中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果（Bootstrap檢驗(yàn)法）

表5全樣本的檢驗(yàn)結(jié)果顯示：回歸方程（3）中EFt對(duì)GROt+1的影響系數(shù)為0.0847且在1%的顯著性水平通過(guò)檢驗(yàn)，滿足“系數(shù) α1必須顯著為正”；回歸方程（4）中EFt對(duì)TINVt的影響系數(shù)為0.0883且在1%的顯著性水平通過(guò)檢驗(yàn)，滿足“系數(shù) π1必須顯著為正”；回歸方程（5）中EFt對(duì)GROt+1的影響系數(shù)為0.0427，滿足“ β1＜ α1”；TINVt對(duì)GROt+1的影響系數(shù)為0.4757且在1%的顯著性水平通過(guò)檢驗(yàn)，滿足“ω必須顯著為正”。據(jù)此，全樣本的中介效應(yīng)成立，表明外源融資通過(guò)轉(zhuǎn)化為投資對(duì)產(chǎn)出增長(zhǎng)產(chǎn)生顯著的正向影響。故在境外不同資本市場(chǎng)上市的中國(guó)企業(yè)的外源融資規(guī)模差異通過(guò)轉(zhuǎn)化為投資規(guī)模差異，連同投資效率差異共同導(dǎo)致產(chǎn)出增長(zhǎng)差異。在美國(guó)上市的中國(guó)企業(yè)的檢驗(yàn)結(jié)果表明，該組企業(yè)的中介效應(yīng)成立。但在香港和新加坡上市的中國(guó)企業(yè)的檢驗(yàn)結(jié)果顯示，兩組企業(yè)回歸方程（3）中EFt對(duì)GROt+1的影響系數(shù)均未能通過(guò)顯著性檢驗(yàn)。根據(jù)“逐步檢驗(yàn)法”的要求應(yīng)停止對(duì)該兩組進(jìn)行后續(xù)檢驗(yàn)，故本文轉(zhuǎn)用“Bootstrap檢驗(yàn)法”繼續(xù)中介效應(yīng)檢驗(yàn)。

表6中在香港、美國(guó)和新加坡上市的中國(guó)企業(yè)的間接效應(yīng)系數(shù)π1*ω分別為0.0314、0.0661、0.0195且均通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，表明三組中國(guó)企業(yè)的中介效應(yīng)均成立。系數(shù)ω按照大小排序分別為美國(guó)（0.5584）、香港（0.3295）、新加坡（0.2910），表明在美國(guó)資本市場(chǎng)上市的中國(guó)企業(yè)的投資效率較高。

考慮到投資對(duì)產(chǎn)出增長(zhǎng)的影響可能會(huì)滯后兩年乃至三年，本文同時(shí)以GROit+2、GROit+3作為產(chǎn)出增長(zhǎng)變量進(jìn)行模型（1）的中介效應(yīng)檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)三組中國(guó)企業(yè)的外源融資引致的投資對(duì)滯后兩年和三年的產(chǎn)出增長(zhǎng)均不具有顯著影響。同時(shí)出于穩(wěn)健性考慮，以GROit作為產(chǎn)出增長(zhǎng)變量進(jìn)行中介效應(yīng)檢驗(yàn)（見(jiàn)表7），結(jié)果同樣表明在美國(guó)資本市場(chǎng)上市的中國(guó)企業(yè)的投資效率較高。

表7 模型（3）至模型（5）的穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果（Bootstrap檢驗(yàn)法）

3.3 內(nèi)生性檢驗(yàn)

外源融資規(guī)模差異可能源于企業(yè)自身的融資需求差異，而非由于企業(yè)所在資本市場(chǎng)的融資支持不同所致。為了排除融資需求的干擾，本文采取“傾向評(píng)分匹配（PSM）”方法，首先對(duì)在不同資本市場(chǎng)上市但融資約束程度相近的企業(yè)進(jìn)行匹配，然后檢驗(yàn)不同組企業(yè)上市后的外源融資規(guī)模差異。該方法基于上市后觀察值，建立一個(gè)有關(guān)境外資本市場(chǎng)選擇的Logistic模型，以境外上市地點(diǎn)作為被解釋變量，以股利、規(guī)模、年齡、杠桿率、現(xiàn)金及有價(jià)證券持有量、固定資產(chǎn)占比這些衡量企業(yè)融資約束程度的常用變量作為決定境外上市地點(diǎn)的解釋變量。根據(jù)該模型計(jì)算每一家企業(yè)的傾向評(píng)分，并根據(jù)評(píng)分結(jié)果對(duì)三組企業(yè)樣本進(jìn)行兩兩匹配。檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表8。

表8 “傾向評(píng)分匹配”方法的檢驗(yàn)結(jié)果

表8中“EF（unmatched）”和“ATT”分別代表進(jìn)行傾向評(píng)分匹配前、后的EF平均值差異?！跋愀?美國(guó)”之間的EF（unmatched）值①表3中三組企業(yè)兩兩之間上市后的EF平均值差異均通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，而表8均未能通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，這與兩表的檢驗(yàn)方法不同有關(guān)，但其不影響本文結(jié)論。為0.013但未能通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，ATT值為0.317且在1%的顯著性水平通過(guò)檢驗(yàn)。這表明經(jīng)過(guò)傾向評(píng)分匹配，在香港上市的中國(guó)企業(yè)與在美國(guó)上市的中國(guó)企業(yè)的外源融資規(guī)模差異變得顯著且進(jìn)一步擴(kuò)大?！跋愀?新加坡”之間的EF（unmatched）值和ATT值均未能通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，表明在香港上市的中國(guó)企業(yè)與在新加坡上市的中國(guó)企業(yè)在傾向評(píng)分匹配前后均不存在顯著的外源融資規(guī)模差異?！懊绹?guó)-新加坡”之間的EF（unmatched）值為-0.030但未能通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，ATT值為-0.215且在1%的顯著性水平通過(guò)檢驗(yàn)。這表明經(jīng)過(guò)傾向評(píng)分匹配，在新加坡上市的中國(guó)企業(yè)與在美國(guó)上市的中國(guó)企業(yè)的外源融資規(guī)模差異變得顯著且進(jìn)一步擴(kuò)大。表8的檢驗(yàn)結(jié)果說(shuō)明，同等融資約束（即排除了“融資需求干擾”）條件下，在香港和新加坡資本市場(chǎng)上市的中國(guó)企業(yè)的外源融資規(guī)模不存在顯著差異，而在美國(guó)資本市場(chǎng)上市的中國(guó)企業(yè)的外源融資規(guī)模較小。

為了驗(yàn)證在美國(guó)資本市場(chǎng)上市的中國(guó)企業(yè)的投資效率優(yōu)勢(shì)是否為上市前的內(nèi)生性優(yōu)勢(shì)，本文建立調(diào)節(jié)效應(yīng)模型（6）如下：

在模型（6）中，虛擬變量HK、SGX分別代表在香港和新加坡資本市場(chǎng)上市的中國(guó)企業(yè)，故交互項(xiàng)TINVit×HK、TINVit×SGX的系數(shù)γ2、γ3分別代表在香港和美國(guó)資本市場(chǎng)上市的中國(guó)企業(yè)之間、在新加坡和美國(guó)資本市場(chǎng)上市的中國(guó)企業(yè)之間的投資效率差異。對(duì)三組企業(yè)的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行Hausman檢驗(yàn)，結(jié)果均表明應(yīng)采用固定效應(yīng)模型。檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表9。

表9 投資效率的組間比較

表9的檢驗(yàn)結(jié)果顯示：TINVt×HK系數(shù)由上市前的-1.4686變?yōu)樯鲜泻蟮?0.5584，且均在5%的顯著性水平通過(guò)檢驗(yàn)；TINVt×SGX系數(shù)上市前為-1.2499且在10%的顯著性水平通過(guò)檢驗(yàn)，上市后變?yōu)?0.3697但未能通過(guò)顯著性檢驗(yàn)。該結(jié)果說(shuō)明，在美國(guó)資本市場(chǎng)上市的中國(guó)企業(yè)的投資效率在上市前顯著高于另外兩組企業(yè)，即該組企業(yè)的投資效率優(yōu)勢(shì)屬于內(nèi)生性優(yōu)勢(shì)，且該優(yōu)勢(shì)在上市后減弱。

4 結(jié)論

（1）根據(jù)中介效應(yīng)模型的“逐步檢驗(yàn)法”和“Bootstrap檢驗(yàn)法”的檢驗(yàn)結(jié)果，中國(guó)境外上市企業(yè)的外源融資引致的投資對(duì)產(chǎn)出增長(zhǎng)具有顯著的正向影響。這說(shuō)明外源融資規(guī)模和投資效率均會(huì)影響產(chǎn)出增長(zhǎng)。（2）通過(guò)比較在香港、美國(guó)和新加坡資本市場(chǎng)上市的中國(guó)企業(yè)上市前后的外源融資規(guī)模以及利用“傾向評(píng)分匹配”方法排除“融資需求”干擾后發(fā)現(xiàn)，同等融資約束條件下，在香港和新加坡資本市場(chǎng)上市的中國(guó)企業(yè)的外源融資規(guī)模不存在顯著差異，在美國(guó)資本市場(chǎng)上市的中國(guó)企業(yè)的外源融資規(guī)模較小，其融資需求的滿足程度較弱。這說(shuō)明盡管美國(guó)資本市場(chǎng)的規(guī)模和流動(dòng)性存在優(yōu)勢(shì)，但對(duì)在該資本市場(chǎng)上市的中國(guó)企業(yè)而言，這些優(yōu)勢(shì)并沒(méi)有轉(zhuǎn)化為外源融資優(yōu)勢(shì)。（3）通過(guò)比較在香港、美國(guó)和新加坡資本市場(chǎng)上市的中國(guó)企業(yè)的中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果以及三組企業(yè)上市前后的投資效率發(fā)現(xiàn)，在美國(guó)資本市場(chǎng)上市的中國(guó)企業(yè)的投資效率較高，且該投資效率優(yōu)勢(shì)為上市前即存在的內(nèi)生性優(yōu)勢(shì)。這說(shuō)明美國(guó)資本市場(chǎng)成熟的法律制度、監(jiān)管體系和信息環(huán)境導(dǎo)致其能夠吸引投資效率較高的企業(yè)。由此可見(jiàn)，資本市場(chǎng)的有效發(fā)展能夠通過(guò)“信號(hào)傳遞”使其在“篩選”上市企業(yè)時(shí)便發(fā)揮優(yōu)化資本配置的作用。（4）與香港和新加坡資本市場(chǎng)相比，美國(guó)資本市場(chǎng)的發(fā)展優(yōu)勢(shì)使在該資本市場(chǎng)上市的中國(guó)企業(yè)的產(chǎn)出增長(zhǎng)較快；且該產(chǎn)出增長(zhǎng)優(yōu)勢(shì)主要源于投資效率優(yōu)勢(shì)，而非源于外源融資規(guī)模優(yōu)勢(shì)。同時(shí)，在美國(guó)資本市場(chǎng)上市的中國(guó)企業(yè)每單位外源融資引致的投資較大，即較多的外源融資被用于投資，這在一定程度上彌補(bǔ)了該組企業(yè)外源融資規(guī)模較小的劣勢(shì)。

綜上所述，雖然理論上資本市場(chǎng)發(fā)展有利于企業(yè)獲取外源融資，通過(guò)轉(zhuǎn)化為有效投資促進(jìn)產(chǎn)出增長(zhǎng)；但當(dāng)資本市場(chǎng)發(fā)展到如香港、美國(guó)和新加坡資本市場(chǎng)這般成熟，不同資本市場(chǎng)間的發(fā)展差異更多地體現(xiàn)在其對(duì)上市企業(yè)投資效率的提升程度上。我國(guó)現(xiàn)階段供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革的重點(diǎn)之一是改善資本要素的扭曲分配以提高全社會(huì)的投資效率，故境內(nèi)資本市場(chǎng)的發(fā)展重點(diǎn)不僅應(yīng)該關(guān)注其所能容納和服務(wù)的企業(yè)數(shù)量以及資本市場(chǎng)的融資體量，更應(yīng)該注重境內(nèi)上市企業(yè)的投資效率以及強(qiáng)化境內(nèi)資本市場(chǎng)的資本配置效率。參考文獻(xiàn)：

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