張雁

【摘要】? ?利用我國A股上市公司2007—2016年數(shù)據(jù)，探索企業(yè)實現(xiàn)境內(nèi)外交叉上市對創(chuàng)新投入的影響。實證結(jié)果表明，相比僅在A股上市的企業(yè)，交叉上市企業(yè)的創(chuàng)新水平明顯更高，該結(jié)論在使用傾向得分匹配法后控制內(nèi)生性后依然成立。進一步研究發(fā)現(xiàn)，交叉上市企業(yè)的創(chuàng)新活動對自由現(xiàn)金流的敏感性更低，由此說明，交叉上市能夠有效緩解企業(yè)的外部融資約束，進而支持企業(yè)的創(chuàng)新投入。研究結(jié)論豐富了創(chuàng)新話題的研究內(nèi)涵，支持了企業(yè)通過交叉上市改善治理水平、提高經(jīng)營績效的結(jié)論。

【關(guān)鍵詞】? ?交叉上市;融資約束;創(chuàng)新投入;傾向得分匹配

【中圖分類號】? ?F275? ?【文獻標識碼】? ?A? ?【文章編號】? ?1002-5812（2020）04-0038-04

一、引言

現(xiàn)代經(jīng)濟增長理論表明，技術(shù)進步和知識積累是決定經(jīng)濟增長的重要因素，研究與開發(fā)則是技術(shù)和知識的主要源泉（Romer， 1990）。在當前宏觀經(jīng)濟形勢復(fù)雜、經(jīng)濟下行壓力較大的嚴峻背景下，我國自中央到地方，大力推動“萬眾創(chuàng)新、大眾創(chuàng)業(yè)”的國家戰(zhàn)略，試圖從制度層面為企業(yè)創(chuàng)新營造良好的環(huán)境，以此激發(fā)國內(nèi)企業(yè)的創(chuàng)新活力，推動我國經(jīng)濟轉(zhuǎn)型升級。學(xué)術(shù)界亦對企業(yè)創(chuàng)新話題展開研究，已有文獻多基于內(nèi)部治理因素（Acs andAudertsch，1988;Caggest，2012;Lin et al.，2011）和外部環(huán)境因素展開（Hall，1993;Reenen and Griffith，1995;Gayle，2008;Akcomak and Weel，2009）。歸納上述研究，創(chuàng)新活動高投入、高風(fēng)險等特性所引致的融資約束對企業(yè)創(chuàng)新水平的影響最為直接，是造成中國企業(yè)創(chuàng)新水平低下的重要原因（溫軍等， 2011）。為此，有學(xué)者從內(nèi)源融資角度（Hall and Lerner，2010）和外源融資視角（陳希敏和王小騰，2016）探索了企業(yè)的創(chuàng)新行為，以冀探尋促進我國企業(yè)創(chuàng)新的因素。

本文以2007—2016年滬深A(yù)股上市公司為研究對象，從融資約束視角檢驗交叉上市對企業(yè)創(chuàng)新投入的影響。實證結(jié)果發(fā)現(xiàn)，相較于僅在A股上市的企業(yè)，交叉上市企業(yè)的創(chuàng)新投入水平明顯更高，在采用傾向得分匹配法控制了預(yù)選制度對研究結(jié)論的影響后，結(jié)論依然成立。接著，本文選用歐拉方程投資模型檢驗了交叉上市的作用渠道，發(fā)現(xiàn)融資約束是交叉上市影響企業(yè)創(chuàng)新投入的作用渠道，該結(jié)論支持了前人的相關(guān)研究。本文可能的貢獻在于：（1）補充了創(chuàng)新影響因素的相關(guān)研究，由融資約束視角討論了交叉上市對企業(yè)創(chuàng)新投入的作用。（2）拓展了交叉上市相關(guān)因素的研究，前人的研究主要基于股利分配、外部融資等視角，尚未從融資約束視角進行探索。（3）為理解轉(zhuǎn)軌經(jīng)濟體企業(yè)的經(jīng)營行為提供新的視角，同時為監(jiān)管層制定相應(yīng)政策提供實證支持。

二、理論基礎(chǔ)與研究假設(shè)

已有研究發(fā)現(xiàn)，企業(yè)的創(chuàng)新活動存在外部融資約束，甚至比一般投資活動面臨的融資約束更嚴重（Hall，1992;Himmelberg and Petersen，1994）。因為創(chuàng)新活動收益不確定和信息不對稱的特點，使外部投資者對企業(yè)創(chuàng)新活動持謹慎的態(tài)度，導(dǎo)致企業(yè)較難從外部渠道為創(chuàng)新活動獲得資金（Aghion and Howitt，1997）。尤其當內(nèi)源資金不足以支撐創(chuàng)新活動，外源資金又受到限制時，企業(yè)只能量入為出，依據(jù)當前持有的資金決定企業(yè)的創(chuàng)新水平，導(dǎo)致創(chuàng)新活動對現(xiàn)金流的高度敏感性。

交叉上市能夠有效地緩解企業(yè)外部的融資約束問題，進而促進企業(yè)的創(chuàng)新投入水平。首先，交叉上市能夠有效地改善不同國家間存在的市場分割問題，進而提高資本在不同國家間的運轉(zhuǎn)（Chowdhryand Nanda，1991），這增加了企業(yè)獲取外部融資的機會。其次，企業(yè)通過境內(nèi)外交叉上市能夠增加股票的流動性，進而拓寬企業(yè)的融資渠道，這同樣有助于企業(yè)的創(chuàng)新活動受外部資源支持。再次，交叉上市具有傳遞“好公司”的信號作用，使得在境外上市的企業(yè)在A股市場更受投資者青睞，這不僅增加了企業(yè)獲得融資便利程度，亦可能使公司股票獲得更高的市盈率。

基于以上分析，企業(yè)實現(xiàn)境內(nèi)外交叉上市能夠有效地緩解融資約束，進而提高企業(yè)的創(chuàng)新水平。為此，我們提出研究假設(shè)如下：

相比僅在A股上市的企業(yè)，境內(nèi)外交叉上市企業(yè)的創(chuàng)新投入水平明顯更高。

三、研究設(shè)計

（一）數(shù)據(jù)獲取與樣本篩選

本文選取2007—2016年我國滬深A(yù)股上市公司作為研究樣本，并按如下規(guī)則對樣本進行篩選：（1）剔除金融和保險行業(yè)公司樣本;（2）剔除資不抵債的公司樣本;（3）剔除當年被ST和PT的公司樣本;（4）剔除研究變量缺失的公司樣本。研究數(shù)據(jù)來源Csmar金融研究數(shù)據(jù)庫。為使研究結(jié)果更為穩(wěn)健，本文對所有連續(xù)變量進行1%與99%分位的縮尾處理，并合理控制異方差的影響。

（二）模型設(shè)計與變量說明

為驗證上文的研究假設(shè)，本文構(gòu)建實證模型（1）如下：

R&Di，t=α0+β1Crossi，t+β2Controlsi，t+εi，t? （1）

其中，R&D表示企業(yè)的創(chuàng)新投入，本文用研發(fā)費用與主營業(yè)務(wù)收入及資產(chǎn)規(guī)模的比值為衡量依據(jù)，該指標能較好地反映企業(yè)對創(chuàng)新的重視程度。Cross為交叉上市變量，如果A股上市企業(yè)同時在我國香港地區(qū)、美國等境外資本市場掛牌上市，則賦值Cross為1，否則為0。Control為控制變量，包括：產(chǎn)權(quán)屬性（SOE）、第一大股東持股比例（BIG1）、股權(quán)自由現(xiàn)金流（SCF）、總資產(chǎn)收益率（ROA）、主營業(yè)務(wù)增長率（GROW）、資產(chǎn)負債率（LEV）、上市年齡（AGE）及公司規(guī)模（SIZE）、資產(chǎn)流動性（LIQ）、省份經(jīng)濟水平（GDP）和法制環(huán)境（LAW）等。此外，本文還控制了行業(yè)、年份對研究的影響，并按公司層面聚類的方式進行回歸。

四、實證檢驗與分析

（一）描述性統(tǒng)計

表1列示了研究的描述性統(tǒng)計結(jié)果。創(chuàng)新投入變量的均值分別為0.014和0.022，說明企業(yè)研發(fā)費用支出占總資產(chǎn)和營業(yè)收入比重不足3%，企業(yè)的創(chuàng)新投入水平依然較低。標準差分別為0.030和0.048，說明企業(yè)年樣本間的創(chuàng)新水平存在明顯的差異。交叉上市變量均值為0.046，在研究中實現(xiàn)境內(nèi)外交叉上市的樣本僅占4.6%，說明企業(yè)實現(xiàn)境內(nèi)外交叉上市的形式尚未普及。因為，國內(nèi)企業(yè)掛牌境外資本市場受國家預(yù)選制度的影響，而該部分企業(yè)通常是盈利能力較好、資產(chǎn)規(guī)模較大的企業(yè)，這也使得本研究有必要使用傾向得分匹配法進行有效地控制。

（二）單因素檢驗

本文采用均值和中位數(shù)檢驗以直接觀測交叉上市對企業(yè)創(chuàng)新投入的影響，以企業(yè)是否實現(xiàn)上市為依據(jù)，將研究樣本區(qū)分為僅在A股上市組（Cross=0）和交叉上市組（Cross=1）。表2為兩組樣本的檢驗結(jié)果，其中，交叉上市組的中位數(shù)和均值均明顯高于僅在A股上市的企業(yè)，說明交叉上市企業(yè)確實具有更高的創(chuàng)新投入水平，符合本文研究假設(shè)。

（三）回歸檢驗

鑒于被解釋變量的數(shù)據(jù)特點（5 560個創(chuàng)新投入為0的樣本，且企業(yè)研發(fā)數(shù)據(jù)非負數(shù)），本文選取角點解（Tobit）模型對研究樣本進行回歸，并在零值處進行左端截尾處理。下頁表3報告了實證檢驗結(jié)果。列（1）和列（3）為交叉上市變量對企業(yè)創(chuàng)新的直接回歸，我們發(fā)現(xiàn)，交叉上市變量顯著為正，說明與僅在A股上市的企業(yè)相比，實現(xiàn)境內(nèi)外上市企業(yè)的創(chuàng)新投入水平明顯更高，這與本文的研究假設(shè)相符合。列（1）和列（3）為控制了公司財務(wù)特征、外部宏觀環(huán)境等影響因素后的檢驗結(jié)果，此時，交叉上市變量的顯著性雖有所下降，但依然通過10%水平的顯著性檢驗，說明交叉上市與企業(yè)創(chuàng)新投入之間的正向影響關(guān)系依然存在。因此，境內(nèi)外上市向內(nèi)地資本市場傳遞了“好公司”的信號，使企業(yè)更容易獲得外部融資，進而擺脫創(chuàng)新活動受外部融資約束的枷鎖。

（四）融資約束的渠道檢驗

前文實證驗證了交叉上市與企業(yè)創(chuàng)新投入之間的關(guān)系，即企業(yè)憑借境內(nèi)外交叉上市的身份能夠向市場傳遞“好公司”的信息，由此為企業(yè)獲取融資提供便利。在此，本文對交叉上市的作用機制進行檢驗。參考沈紅波等人（2010）的方法，選取歐拉方程投資模型作為實證檢驗的基本模型，嘗試以實證方式檢驗“交叉上市-融資約束-創(chuàng)新投入”作用渠道。

歐拉方程投資模型由Abel在1980年提出，旨在探究當期投資與前期投資及資本邊際報酬率之間的關(guān)系。該模型假定，在企業(yè)管理層追求利潤最大化和當期資本存量由上一期資本存量、折舊決定的前提下，企業(yè)未來預(yù)期收益的現(xiàn)值受企業(yè)內(nèi)部資本和外部融資約束影響。沿著這一思路，本文以創(chuàng)新投入為因變量，引入交叉上市變量及交叉上市變量與自有現(xiàn)金流的交互項（Cross×Ocf），構(gòu)建計量模型（2）如下：

R&Di，t=α0+β1R&Di，t-1+β2 R&Di，t-1×R&Di，t-1+β3Sales i，t-1+β4Ocf i，t-1+β5Ocf i，t-1×Crossi，t-1+εi，t? （2）

在模型（2）中，變量R&Di，t為企業(yè)創(chuàng)新投入，變量Sales i，t-1為當年主營業(yè)務(wù)收入與期末資產(chǎn)之比;變量Ocfi，t-1是當年經(jīng)營活動現(xiàn)金流與期末總資產(chǎn)之比。如果模型（2）的回歸結(jié)果滿足β4顯著為正，說明企業(yè)的創(chuàng)新活動高度依賴經(jīng)營活動產(chǎn)生的現(xiàn)金，表現(xiàn)出創(chuàng)新投入受外部融資約束的制約;若交互項（Ocf×Cross）的回歸系數(shù)β5顯著為負，說明雙重上市緩解了創(chuàng)新投入對經(jīng)營活動現(xiàn)金流的依賴，即證實雙重上市通過緩解融資約束而促進企業(yè)創(chuàng)新投入的作用機制。表4為模型（2）的實證結(jié)果。其中，經(jīng)營活動現(xiàn)金流顯著為正，說明企業(yè)的創(chuàng)新活動受內(nèi)部現(xiàn)金流的制約。交互項顯著為負，說明企業(yè)實現(xiàn)境內(nèi)外交叉上市后，創(chuàng)新活動受自由現(xiàn)金流的制約被削弱，進而驗證了“交叉上市-融資約束-創(chuàng)新投入”的作用渠道。以上的實證檢驗說明，企業(yè)的創(chuàng)新投入水平確實受融資約束的影響，但該影響可通過雙重上市而消除。

（五）穩(wěn)健性檢驗

參考Wooldridge（2003）的經(jīng)典計量理論，本文對研究中存在的內(nèi)生性問題進行控制。首先，如前文所述，境外交叉上市制度是由國家制定的，選擇標準通常包括產(chǎn)權(quán)屬性、資產(chǎn)規(guī)模、盈利能力等幾個方面，這勢必導(dǎo)致研究結(jié)論的有偏估計?；诖?，本文采用傾向匹配得分法進行控制。參考我國1999年頒布的《關(guān)于企業(yè)申請雙重上市有關(guān)問題的通知》的具體規(guī)定：（1）凈資產(chǎn)不少于4億元人民幣;（2）上年度納稅不少于6 000萬元人民幣;（3）籌資額度不少于? ? 5 000萬美元。本文選擇公司凈資產(chǎn)（EQUITY）、凈利潤（NCM）和市盈率（PE）、股權(quán)集中度（H5）、財務(wù)杠桿（LEV）、股權(quán)自由現(xiàn)金流與期末總資產(chǎn)之比（CF）六個維度，以交叉上市（Cross）為因變量，在控制行業(yè)（INDUS）固定效應(yīng)后，對企業(yè)能否實現(xiàn)境內(nèi)外交叉上市進行傾向打分，在選用最鄰近1∶1多次放回的樣本選擇方式后，再用模型（1）進行回歸。結(jié)果如下頁表5列示，交叉上市變量依然顯著為正，說明在校正了預(yù)選制度對研究結(jié)論的干擾后，本文的研究結(jié)論依然成立。其次，考慮企業(yè)研發(fā)支出數(shù)據(jù)的披露質(zhì)量問題。本文以零值賦予研發(fā)支出數(shù)據(jù)缺失的樣本，是基于一個前提假設(shè)：即未披露該數(shù)據(jù)是因企業(yè)未發(fā)生研發(fā)費用支出。事實上，基于披露質(zhì)量、披露意愿以及數(shù)據(jù)搜集等多因素考慮，以零值賦予缺失樣本可能存在樣本選擇偏差問題?；诖?，本文在剔除該部分數(shù)據(jù)后，用最小二乘回歸對剩余樣本進行檢驗，我們發(fā)現(xiàn)，本文結(jié)論依然成立。最后，我們還考慮研發(fā)費用支出的滯后性。本文對控制變量和自變量均采用滯后一期進行實證回歸，以排除本研究在時間序列上的擾動效應(yīng)。研究結(jié)果依然成立，具體結(jié)果如下頁表5所示。

五、結(jié)論與建議

本文以2007—2016年我國滬深A(yù)股非金融業(yè)上市企業(yè)為研究樣本，結(jié)合我國上市企業(yè)普遍存在融資約束的現(xiàn)狀，探索交叉上市對公司研發(fā)支出的影響，并對其作用機制進行檢驗。結(jié)果發(fā)現(xiàn)：（1）與僅在A股上市的企業(yè)相比，交叉上市企業(yè)的創(chuàng)新投入水平明顯更高，該結(jié)論在控制了預(yù)算制度影響后依舊成立。（2）進一步對交叉上市的作用機制進行檢驗，發(fā)現(xiàn)實現(xiàn)境內(nèi)外交叉上市企業(yè)的創(chuàng)新活動與現(xiàn)金流敏感性明顯更低，由此證明，外部融資約束是企業(yè)創(chuàng)新動力不足的一個外部控制因素，而交叉上市緩解了創(chuàng)新活動中的融資約束枷鎖，自然提高了創(chuàng)新支出水平。

對政府而言，應(yīng)該簡化交叉上市審批制度、規(guī)范企業(yè)境內(nèi)外上市的流程，鼓勵A(yù)股上市企業(yè)通過掛牌境外資本市場實現(xiàn)交叉上市，這有助于企業(yè)拓寬融資渠道，提高企業(yè)的創(chuàng)新水平。對企業(yè)而言，應(yīng)該適當?shù)貭幦崿F(xiàn)境內(nèi)外上市，由此為企業(yè)的長遠發(fā)展提供資金保障，此外，還能借鑒境外發(fā)達國家資本市場的監(jiān)管方式，提高企業(yè)的信息披露質(zhì)量，改善公司治理。

【主要參考文獻】

[ 1 ] Romer，P.M.The Problem of Development：A Conference of the Institute for the Study of Free Enterprise Systems[J].The Journal of Political Economy，1990，（09）：12-37.

[ 2 ] Acs Z J，Audretsch D B.Innovation in Large and Small Firms：an Empirical Analysis[J]. American Economic Review，1988，78（4）：678-690.

[ 3 ] Caggese A.Entrepreneurial Risk，Investment， and Innovation[J]. Journal of Financial Economics， 2007，106（2）：287-307.

[ 4 ] Lin C，Lin P，Song F M，et al.Managerial Incentives，CEO characteristics and Corporate innovation in China′s Private Sector[J].Journal of Comparative Economics，2011，39（2）：176-190.

[ 5 ] Hall B H.R&D Tax Policy During the 1980s：Success or Failure？[J].Tax Policy and the Economy， 1993，（07）：1-35.

[ 6 ] Reenen J V，and R.Griffith.Promoting R&D through Tax Incentives： as Assessment of the Arguments[J].Science in Parliament，1995，（04）：52-58.

[ 7 ] Gayle P G.Innovation in the Financial Sector：Persistence and Schumpeterian Hypotheses [J].Journal of Service Science & Management，2008，（03）：215-225.

[ 8 ] Akcomak S，terWeel B. Social Capital， Innovation and Growth： Evidence From Europe[J]. European Economic Review，2009，53（5）：544-567.

[ 9 ] 溫軍，馮根福，劉志勇.異質(zhì)債務(wù)、企業(yè)規(guī)模與R&D投入[J].金融研究，2011，（01）：167-181.

[ 10 ] Hall B H，Lerner J.The Financing of R&D and Innovation[J].Handbook of the Economics of Innovation，2010，（01）.

[ 11 ] 陳希敏，王小騰.政府補貼、融資約束與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新[J].科技管理研究，2016，36（06）：11-18.

[ 12 ] Himmelberg C P，B C Petersen. R&D and Internal Finance：A Panel Study of Small Firms in High-Tech Industries[J].Review of Economics & Statistics，1994，（76）：38-51.

[ 13 ] Aghion P，P Howitt.AJustementMacroeconomique aux technologies multi-usage[J].LactualiteEconomique，1997，73（4）：575-593.

[ 14 ] Chowdhry B，and Nanda V.Multimarket Trading and Market Liquidity[J].Review of Financial Studies，1991，（04）：485-511.

[ 15 ] 沈紅波，寇宏，張川.金融發(fā)展、融資約束與企業(yè)投資的實證研究[J].中國工業(yè)經(jīng)濟，2010，（06）：55-64.

[ 16 ] AbelA.EmpricalInvestment Equations：An Integrated Framework[J].Carneige-Rochester Conference Series on Public Policy，1980，（12）：39-91.

[ 17 ] Wooldridge J M.Econometric analysis of cross section and panel data[J].Mit Press Books， 2002，（02）：206-209.