楊曉亮，李 冬，王維紅

（1.天津財經(jīng)大學 經(jīng)濟學院，天津300222；2.天津外國語大學 濱海外事學院，天津300270）

一、引言

近年來，中國政府持續(xù)推進資本市場對外開放。習近平總書記在黨的十九大報告中指出，要“深化金融體制改革，增強金融服務實體經(jīng)濟能力，提高直接融資比重，促進多層次資本市場健康發(fā)展?！辟Y本市場開放是一國金融體系改革與資本市場健康發(fā)展的重要推動力（鐘凱等，2018）［1］，亦是經(jīng)濟持續(xù)發(fā)展的內(nèi)生動力（Bekaert et al.，2001）［2］。有研究認為，資本市場開放通過吸引境外資金增加了企業(yè)投資規(guī)模（Quinn and Toyoda，2008）［3］，進而推動了一國經(jīng)濟增長（Gupta and Yuan，2009）［4］；通過引入發(fā)達國家或地區(qū)的境外機構投資者，提高了公司治理水平（Ferreira and Matos，2008）［5］，提升了信息披露質量（Gul et al.，2010；Fang et al.，2015）［6～7］，促進了資本市場穩(wěn)定發(fā)展（Li et al.，2011）［8］，提高了上市公司股票的定價效率（Bae et al.，2012）［9］。然而，也有研究表明，資本市場開放雖然加強了一國經(jīng)濟與國際市場的聯(lián)動性（Stiglitz，2000）［10］，但是也可能通過“風險傳染效應”加劇國內(nèi)資本市場的波動風險（Prabha et al.，2010）［11］。此外，盡管來自發(fā)達國家或地區(qū)的境外投資者具有較強的信息分析處理能力，但是因為缺乏本地信息，導致其可能存在較強的短期行為動機（Choe et al.，2005）［12］，從而降低國內(nèi)股票定價效率（Chan et al.，2008）［13］。上述研究結論未達成共識的重要原因之一是雙向因果關系引起的內(nèi)生性問題。這是由于一國資本市場開放可能是其策略性選擇的結果，即資本市場開放程度潛在地取決于當?shù)亟?jīng)濟發(fā)展水平或者金融市場的成熟度（Mitton，2006）［14］?！皽罡弁ā保ū疚膶弁ㄅc深港通合稱為“滬深港通”）交易制度的實施，為本文探討資本市場開放如何影響企業(yè)對外直接投資（OFDI）提供了一個天然的“準自然實驗”環(huán)境。通過使用“漸進”倍差法（DID），有助于解決雙向因果等內(nèi)生性問題，增強經(jīng)驗分析的可信性。

與本研究緊密相關的文獻有兩個方面。一方面是關于滬深港通交易制度實施對股票市場和上市公司經(jīng)濟行為影響的研究。對于前者，學者們研究發(fā)現(xiàn)，滬港通交易制度的實施提高了滬港兩市行業(yè)間的雙向波動溢出程度（徐曉光等，2017）［15］；提升了上市公司信息披露質量，從而降低了股價的異質性波動（鐘凱等，2018）［1］；增強了價格對資源配置的引導作用，從而提高了資本市場的運行效率（鐘覃琳和陸正飛，2018）［16］。對于后者，學者們的研究表明，滬深港通交易制度的實施增強了股價對標的企業(yè)投資的引導作用（連立帥、朱松和陳超，2019）［17］；推動了企業(yè)的國內(nèi)外投資行為（連立帥、朱松和陳關亭，2019）［18］；提高了企業(yè)的投資效率（陳運森、黃健嶠和韓慧云，2019）［19］；提升了上市公司的現(xiàn)金股利支付率（陳運森和黃健嶠，2019）［20］。此外，因為發(fā)達國家或地區(qū)的境外機構投資者較為注重企業(yè)的長期績效和發(fā)展?jié)摿Γ↙uong et al.，2017）［21］，進而促使國內(nèi)企業(yè)加大研發(fā)投入，從而提高技術創(chuàng)新水平（Wen et al.，2018）［22］。然而，鮮有文獻研究滬深港通交易制度實施對上市公司OFDI的影響及作用機制，本文擬對這一研究主題進行深入探討和分析。另一方面是對中國企業(yè)“走出去”影響因素的研究?，F(xiàn)有文獻對這一主題的研究已非常豐富，包括文化輸出（謝孟軍等，2017）［23］、匯率變化（田巍和余淼杰，2017）［24］、出口網(wǎng)絡結構（蔣為等，2019）［25］、最低工資標準（王歡歡等，2019）［26］以及“一帶一路”倡議（呂越等，2019）［27］等因素對中國企業(yè)OFDI的影響。但是基于上市公司數(shù)據(jù)進行該主題研究的文獻較少，而考察資本市場開放與企業(yè)OFDI二元邊際關系的文獻則更少。

本文可能的貢獻體現(xiàn)在三個方面:第一，研究視角上，在融合Lawless（2010）［28］和Chaney（2016）［29］模型進行理論分析的基礎上，首次考察了以滬深港通交易制度實施為標志的資本市場開放對上市公司OFDI二元邊際的影響及作用機制，有助于加深對資本市場開放與實體經(jīng)濟行為關系及作用機制的理解，并為“金融服務實體經(jīng)濟”提供證據(jù)支持。第二，研究方法上，基于滬深港通交易制度實施的準自然實驗，結合其逐步開放的試點機制，使用漸進DID方法進行實證分析，從而較好地克服了雙向因果和測量誤差等內(nèi)生性問題，令實證研究結論更具有可信性。第三，數(shù)據(jù)使用上，采用2007—2018年上市公司面板數(shù)據(jù)，盡可能地捕捉資本市場開放對企業(yè)OFDI的動態(tài)影響，以保證實證研究結論的時效性，豐富了資本市場開放和企業(yè)OFDI等主題的實證研究。

二、理論模型與研究命題

假設每個國家都生產(chǎn)一系列連續(xù)的差異化產(chǎn)品h。一國消費者對所有國家生產(chǎn)的h產(chǎn)品的效用函數(shù)為:

其中，qj（h）為j國消費者對商品h的需求，可表示為:

式（2）中，pj（h）表示j國h商品的價格；Yj表示j國的實際收入；Pj為j國的價格指數(shù)。表達式為:

假設國家中的每個企業(yè)根據(jù)成本最小化原則生產(chǎn)一種產(chǎn)品，最小化單位成本為c/φ，其中，c與該國的成本水平相關，φ是企業(yè)特有的生產(chǎn)率參數(shù)。令生產(chǎn)率參數(shù)φ為隨機抽取，服從概率密度函數(shù)為［0，∞］的F（φ）分布。企業(yè)對j國OFDI時，需要以較高的生產(chǎn)率以克服固定成本Fj（Helpman et al.，2004）［30］。給定產(chǎn)品的生產(chǎn)率為φ，那么企業(yè)在向j國OFDI之后的產(chǎn)品最優(yōu)售價為:

因此，該產(chǎn)品在j國獲得的利潤為:

式（5）中，σ=（ρ-1）ρ-1ρ-ρ。若要保證OFDI企業(yè)在j國銷售該產(chǎn)品產(chǎn)生非負利潤，需要滿足條件:

由此，確定進入j國的生產(chǎn)率門檻為:

與Lawless（2010）［28］的研究類似，對企業(yè)OFDI的二元邊際進行定義，令企業(yè)i向j國OFDI的金額為:

將式（4）代入式（8）得:

對j國的總銷售額Oj是通過對所有不低于臨界生產(chǎn)率水平的企業(yè)銷售額加總而得，即:

因此，由固定成本變化所引起的總銷售額的變化可表示為:

由式（11）可知，固定成本對總銷售額的影響渠道有兩個:一是已經(jīng)超過生產(chǎn)率門檻的企業(yè)銷售額的變化，即?Oj（φ）/?Fj；二是生產(chǎn)率門檻本身的變化，即/?Fj。不難理解，企業(yè)一旦完成了OFDI，那么固定成本Fj對其當前的銷售水平就不再有影響。因此，式（11）可簡化為:

但是固定成本仍將影響總銷售額，因為它被包括在確定生產(chǎn)率門檻水平之中。生產(chǎn)率門檻值的提高會導致一些企業(yè)退出j國市場。到j國OFDI的企業(yè)數(shù)量由生產(chǎn)率門檻決定，也就是企業(yè)OFDI的擴展邊際為:

根據(jù)式（13）可知，固定成本與企業(yè)OFDI的擴展邊際關系可表示為:

由生產(chǎn)率分布函數(shù)的性質可得F＞0，并且企業(yè)OFDI的固定成本越高，生產(chǎn)率門檻水平也會越高，即/?Fj＞0，因此可得?Nj/?Fj＜0，其經(jīng)濟含義為:隨著固定成本的上升，企業(yè)OFDI所需的生產(chǎn)率門檻水平也將上升，而能夠跨過這一門檻水平的企業(yè)將會越來越少，導致OFDI企業(yè)的數(shù)量下降，即擴展邊際下降。

企業(yè)OFDI的集約邊際為:

固定成本與企業(yè)OFDI的擴展邊際關系可表示為:

將式（12）和式（14）代入式（15）可得:

由于總銷售額包括大于等于生產(chǎn)率門檻水平企業(yè)的銷售額之和，故[Oj-Oj（）Nj]＞0，再結合式（13），可得?Oj/N( )j/?Fj＞0，其經(jīng)濟含義為:固定成本的上升將提高OFDI所需的生產(chǎn)率門檻水平，導致生產(chǎn)率水平較低的企業(yè)退出，同時保留了生產(chǎn)率水平較高的企業(yè)，亦即產(chǎn)生了“選擇效應”，從而提高了OFDI企業(yè)的平均投資額，即集約邊際上升。

Chaney（2016）［29］將異質性的流動性約束融入到新貿(mào)易理論中（Melitz，2003）［31］，提供了另一個企業(yè)異質性特征。假定每個企業(yè)都面臨著一個隨機的流動性沖擊（記為θi），隨著一國資本市場的不斷開放，將會為企業(yè)提供較好的融資環(huán)境，從而緩解流動性約束（Quinn and Toyoda，2008［3］；連立帥、朱松和陳關亭，2019［18］）。本文假定θi越大，企業(yè)資金流動性越充裕。企業(yè)的流動性資金從兩個方面影響OFDI企業(yè)所面臨的固定成本約束:一方面，當企業(yè)生產(chǎn)率水平低于門檻值時，充裕的流動性資金緩解了企業(yè)的融資約束（記為γi），增強了企業(yè)支付OFDI固定成本的能力。換言之，此時企業(yè)面臨的OFDI固定成本約束下降，即?Fj/?θi=( ?γi/?θi)( ?Fj/?γi)＜0，從而促進企業(yè)OFDI。另一方面，充裕的流動性資金也有助于促進企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新（Wen et al.，2018）［22］，從而提升企業(yè)生產(chǎn)率水平，跨過固定成本的生產(chǎn)率門檻，即?Fj/?θi=( ?φi/?θi)( ?Fj/?φi)＜0，進而推動企業(yè)OFDI。綜上可得:

結合式（14）和式（18），可得資本市場開放與企業(yè)OFDI擴展邊際的關系為:

式（19）的經(jīng)濟含義為:充裕的流動性資金有助于企業(yè)克服較高的OFDI固定成本，從而增加OFDI企業(yè)的數(shù)量，即促進了企業(yè)OFDI的擴展邊際。

此外，結合式（17）和式（18），可得資本市場開放與企業(yè)OFDI集約邊際的關系為:

式（20）表明，當一國企業(yè)的流動性資金充裕時，雖然有助于增加OFDI企業(yè)的數(shù)量，但是同時也降低了企業(yè)OFDI的平均規(guī)模，即抑制了企業(yè)OFDI的集約邊際。

綜上所述，提出兩個待檢驗命題:

命題1:資本市場開放促進了企業(yè)OFDI的擴展邊際，但抑制了集約邊際。

命題2:增強資金流動性和提升企業(yè)生產(chǎn)率是資本市場開放影響企業(yè)OFDI二元邊際的兩個重要渠道。

三、計量模型設定與變量測度

（一）計量模型設定

為了考察資本市場開放與企業(yè)OFDI二元邊際的關系，設定計量模型如下:

式（21）中，j、i和t分別代表行業(yè)、企業(yè)和年份；被解釋變量OFDI包括擴展邊際和集約邊際；交叉項HSHK×POST表示以滬深港通交易制度實施為標志的資本市場開放，考察其對企業(yè)“走出去”的影響；X為企業(yè)層面的控制變量集。此外，還控制了非觀測的企業(yè)、時間和行業(yè)固定效應，即μi、μt和μj。ε為模型誤差項。

（二）變量測度

1.企業(yè)對外直接投資的二元邊際

基于Lawless（2010）［28］的定義，擴展邊際（OFDI_EX）采用企業(yè)年度OFDI關聯(lián)公司數(shù)表示；集約邊際（OFDI_IN）采用企業(yè)年度OFDI關聯(lián)公司平均投資額表示。借鑒朱荃和張?zhí)烊A（2015）［32］的研究，基于國泰安上市公司數(shù)據(jù)庫中的“關聯(lián)交易研究數(shù)據(jù)”獲取企業(yè)OFDI數(shù)據(jù)。按照中國商務部對外經(jīng)濟合作司的解釋，境外企業(yè)按設立方式主要分為子公司、聯(lián)營公司和分支機構。因此，從“關聯(lián)公司基本文件”中篩選上述3種關聯(lián)關系公司數(shù)作為企業(yè)OFDI的擴展邊際指標；從“關聯(lián)交易情況文件”中篩選投資額，并結合關聯(lián)公司數(shù)測度企業(yè)OFDI的集約邊際指標。圖1為2007—2018年關聯(lián)企業(yè)數(shù)、總投資額和平均投資額的時間趨勢圖。觀察發(fā)現(xiàn)，受2008年“次貸危機”的影響，3個指標皆大幅下降；2009—2014年3個指標均在波動中調(diào)整；但2015年之后，OFDI企業(yè)數(shù)和總投資額皆呈快速上升趨勢，而平均投資額卻緩慢下降，這一變化與滬港通交易制度的實施時間相吻合（滬港通試點于2014年11月17日正式啟動），初步驗證了命題1，即資本市場開放促進了企業(yè)OFDI的擴展邊際，但抑制了集約邊際。

圖1 2007—2018年上市公司OFDI時間趨勢圖

2.滬深港通交易制度與資本市場開放

2014年4月10日，國務院總理李克強在博鰲亞洲論壇開幕式上發(fā)表主旨演講指出，“將著力推動新一輪高水平對外開放，一個很重要的方面，就是要擴大服務業(yè)包括資本市場的對外開放”。當日，中國證監(jiān)會正式批準滬港通試點。2014年11月17日，滬港通試點正式啟動，標志著中國資本市場開放進入新階段。滬港通交易制度是指上海與香港股票市場交易的互聯(lián)互通機制。上交所與香港聯(lián)交所允許中國內(nèi)地與香港的投資者委托上交所會員或香港聯(lián)交所參與者，買賣規(guī)定范圍內(nèi)對方交易所上市公司的股票。滬港通又細分為港股通和滬股通，前者是指投資者委托內(nèi)地證券公司，經(jīng)由上交所設立的證券交易服務公司，向香港聯(lián)交所進行申報，買賣規(guī)定范圍內(nèi)香港聯(lián)交所上市的股票；后者是指香港境內(nèi)投資者可以通過香港的經(jīng)紀商，經(jīng)由香港聯(lián)交所設立的證券交易服務公司向上交所進行申報，買賣規(guī)定范圍內(nèi)的滬市股票。滬股通股票范圍包括上證180和380指數(shù)的成份股以及上交所上市的A+H股。首批納入滬股通的標的股票為568只，截止至2018年12月31日，共納入902只標的股票。在滬港通制度實施背景下，外資進入內(nèi)地資本市場的渠道進一步拓寬。隨著滬港通交易制度的平穩(wěn)運行與經(jīng)驗積累，深港通交易制度也醞釀實施。2016年8月16日，國務院批準《深港通實施方案》；2016年12月5日，中國證監(jiān)會與香港證監(jiān)會發(fā)布聯(lián)合公告，正式啟動深港通。首批深股通標的股票為881只，截止至2018年底，共納入1148只標的股票。滬深港通交易制度是中國資本市場對外開放的一個標志性事件，對資本市場健康發(fā)展意義重大。

基于滬深港通交易制度實施的準自然實驗，本文的核心解釋變量為交叉項HSHK×POST，以考察資本市場開放對企業(yè)OFDI的影響。其中，HSHK表示是否為滬深股通標的企業(yè)，是取值為1，否則取值為0；POST表示被納入滬深股通標的企業(yè)的時間，納入之前取值為0，納入當年以及之后取值為1。因此，交叉項HSHK×POST取值為1時，表示納入當年及之后的滬深股通標的企業(yè)，其他情況取值為0。滬深股通標的企業(yè)名單和納入時間來源于國泰安上市公司數(shù)據(jù)庫中“滬港通與深港通標的證券基本信息軌跡表”。

3.控制變量集

企業(yè)控制變量集包括:（1）規(guī)模（SIZE）。采用上市公司總資產(chǎn)表示，取自然對數(shù)進入計量方程①本文對連續(xù)型變量皆取自然對數(shù)進入方程（融資約束SA除外），不再贅述。。（2）經(jīng)營時間（AGE）。采用當年年份減去企業(yè)成立年份之后加1表示。（3）融資約束（SA）。參考Hadlock和Pierce（2010）［33］的研究，選用SA指數(shù)衡量企業(yè)融資約束②SA=-0.737×SIZE+0.043×SIZE2-0.04×AGE。（4）生產(chǎn)率（TFP）。采用Levinsohn和Petrin（2003）［34］的方法測度企業(yè)全要素生產(chǎn)率（簡稱LP法），所需指標包括企業(yè)增加值、中間投入、勞動投入和資本投入③參考袁堂軍（2009）［35］的方法測度，限于篇幅，未做詳細匯報。。以2007年為基期，對投入產(chǎn)出指標進行平減。（5）資本勞動比（KL）。采用固定資產(chǎn)凈值與員工人數(shù)的比值表示。（6）資產(chǎn)收益率（ROA）。采用企業(yè)凈利潤與總資產(chǎn)的比值表示。（7）所有制虛擬變量。依據(jù)股權性質，將上市公司分為國企（SOE）、民營（POE）、外資（FOE）和其他（OOE）4種類型。若屬于該種所有制類型時取值為1，否則取值為0?；貧w估計時，以OOE作為參照，匯報所有制固定效應。

計量分析所使用數(shù)據(jù)均來源于國泰安上市公司數(shù)據(jù)庫。鑒于2007年1月1日起新會計準則在上市公司正式實施，因此選取的樣本期為2007—2018年。在計量分析之前，對原始數(shù)據(jù)進行如下操作:（1）剔除ST和*ST企業(yè)樣本。（2）剔除金融企業(yè)樣本。（3）剔除關鍵財務指標缺失樣本。（4）對連續(xù)性變量進行1%和99%縮尾（winsorize）處理。主要變量的描述性分析見表1。

表1 變量含義與描述性分析

四、實證分析與結果匯報

（一）基準分析

考察資本市場開放對企業(yè)OFDI二元邊際的影響。表2中，第1列和第3列僅考察了滬深港通交易制度實施對企業(yè)OFDI擴展邊際和集約邊際的影響，即未加入控制變量。同時控制了不可觀測的企業(yè)、時間和行業(yè)固定效應，并使用了企業(yè)層面的聚類穩(wěn)健標準誤，以糾正可能存在的異方差。第2列和第4列加入了所有控制變量，即對模型（21）的估計。表2前兩列中交叉項HSHK×POST的估計系數(shù)皆在1%的水平上顯著為正，意味著資本市場開放顯著促進了企業(yè)OFDI的擴展邊際；后兩列中交叉項HSHK×POST的估計系數(shù)至少在5%的水平上顯著為負，意味著資本市場開放顯著抑制了企業(yè)OFDI的集約邊際。上述估計結果與理論分析一致，并與圖1的典型化事實相互印證，從而驗證了本文的研究命題1，即資本市場開放顯著促進了企業(yè)OFDI的擴展邊際，但抑制了集約邊際。此外，各控制變量的符號與預期結果基本一致。

表2 資本市場開放與企業(yè)OFDI二元邊際

（二）企業(yè)OFDI概率與樣本選擇偏誤處理

前文的基準分析僅使用了有OFDI活動的上市公司的數(shù)據(jù)進行估計，可能會因為不滿足樣本選取的隨機性而存在“樣本選擇偏誤”問題，從而影響估計效果。為此，使用Heckman兩步法處理這一問題。首先，表3前3列分別匯報了使用面板固定效應模型（FE）、Logit和Probit概率分布模型估計企業(yè)OFDI概率的結果。發(fā)現(xiàn)交叉項HSHK×POST的估計系數(shù)皆在1%的水平上顯著為正①經(jīng)過轉換，表3第2列和第3列交叉項HSHK×POST的估計系數(shù)為邊際效應。，這意味著資本市場開放顯著提升了企業(yè)OFDI的概率。其次，根據(jù)第3列Probit的估計結果計算逆米爾斯比率（IMILLS）。再次，將IMILLS加入模型（21）之后重新進行估計，結果匯報于表3后2列。發(fā)現(xiàn)IMILLS的估計系數(shù)皆在10%的水平上不顯著異于零，意味著本文不存在嚴重的“樣本選擇偏誤”問題，因而核心結論可信。此外，核心解釋變量的估計系數(shù)與基準回歸一致，說明本文的核心結論依然穩(wěn)健。

表3 企業(yè)OFDI概率與樣本選擇偏誤處理

（三）平行趨勢與安慰劑檢驗

基于滬深港通交易制度實施的準自然實驗，采用漸進DID方法考察資本市場開放對企業(yè)OFDI二元邊際的影響。然而，該方法的有效性取決于是否滿足平行趨勢假定，即在滬深港通交易制度實施之前，處理組和對照組的結果變量應當沿著相同的軌跡變動，因此選取制度實施前5期時間虛擬變量與HSHK的交叉項，記為BEFORE1-BEFORE5，替換模型（21）中的HSHK×POST，重新進行估計。表4前2列的估計結果表明，BEFORE1-BEFORE5的估計系數(shù)皆在10%的水平上不顯著異于零，意味著滿足了平行趨勢假定。此外，為了保證滬深港通交易制度實施的隨機性，需要對企業(yè)的預期進行安慰劑檢驗。通過將納入滬深股通標的企業(yè)的時間虛設為提前3年和提前5年，對式（21）重新進行估計，結果匯報于表4后4列。發(fā)現(xiàn)交叉項的估計系數(shù)均在10%的水平上不顯著異于零，這意味著在滬深港通交易制度實施之前并不存在顯著的預期效應，通過了安慰劑檢驗。上述兩項檢驗表明，漸進DID方法的有效性得以保證。

表4 平行趨勢與安慰劑檢驗

表4（續(xù)）

（四）穩(wěn)健性檢驗

考慮到第一批納入滬股通和深股通標的企業(yè)的時間分別為2014年11月17日和2016年12月5日，即時間接近年末，因此還采用以下2種處理方式進行穩(wěn)健性檢驗:一是將實施當年的POST取值為0，對式（21）重新進行估計；二是類似于Lu等（2017）［36］的方法，將第一批滬股通標的企業(yè)當年的POST取值設為1/6，將第一批深股通標的企業(yè)當年的POST取值設為1/12，然后對式（21）重新進行估計。表5匯報了上述穩(wěn)健性檢驗的結果:交叉項的估計系數(shù)至少在5%的水平上顯著，與基準回歸結果一致，意味著本文的核心結論較為穩(wěn)健。

表5 穩(wěn)健性檢驗

表5（續(xù)）

（五）PSM-DID再估計

實證分析時，DID估計結果亦會受到所選取對照組的影響。為了保證核心結論的穩(wěn)健性和可信性，使用傾向得分匹配方法（PSM）篩選對照組重新進行估計。使用式（21）中的控制變量作為PSM匹配變量進行篩選。匹配方法為分年度“Probit+一對一最近鄰+有放回”，并將滿足共同取值的樣本保留，然后進行倍差法估計。圖2顯示了2013年樣本的PSM平衡性檢驗結果①其他年份的匹配結果基本一致，限于篇幅，未匯報。。發(fā)現(xiàn)經(jīng)過PSM匹配之后的連續(xù)變量，其偏差（bias）均在0值附近分布，即滿足偏差小于10%的經(jīng)驗值，通過了平衡性檢驗。

圖2 PSM平衡性檢驗

使用PSM匹配之后的樣本對式（21）重新進行估計，結果見表6。對比發(fā)現(xiàn)，PSM-DID再估計的結果與表2中的基準回歸結果一致，從而確保了本文核心結論的穩(wěn)健性和可信性。

表6 PSM-DID再估計

（六）異質性分析

基于全樣本的實證分析表明，總體上資本市場開放促進了企業(yè)OFDI的擴展邊際，但抑制了集約邊際。與現(xiàn)有文獻類似，本文也進行異質性分析。很特別的是，資本市場開放對中國民營企業(yè)和資本密集型企業(yè)OFDI二元邊際的影響，因為前者通常面臨著較強的融資約束，而后者更能夠反映“金融服務實體經(jīng)濟”的效果。構建核心交叉項與民營企業(yè)虛擬變量的三重交叉項HSHK×POST×POE考察資本市場開放對民營企業(yè)的影響。表7前兩列的估計結果表明，與其他所有制類型的企業(yè)相比，滬深港通交易制度的實施顯著促進了民營企業(yè)OFDI的集約邊際，但是對擴展邊際影響不顯著。其原因可能是:短期內(nèi)，資本市場開放雖然有助于提高民營企業(yè)的資金流動性，但是還不足以幫助其創(chuàng)立更多的新OFDI企業(yè)。資本市場開放效果更有可能表現(xiàn)為對原有OFDI企業(yè)投資額的追加，從而促進了平均投資額的上升。

另外，將資本勞動比KL大于75分位值的樣本定義為資本密集型企業(yè)①使用中位數(shù)進行分類的估計結果在顯著性上有些許差異，但基本結論并未改變。，通過構建三重交叉項HSHK×POST×C考察資本市場開放對資本密集型企業(yè)的影響。表7后2列的估計結果表明，與勞動密集型企業(yè)相比，滬深港通交易制度的實施顯著促進了資本密集型企業(yè)OFDI的擴展邊際，但同時也抑制了其集約邊際，即推動其創(chuàng)立更多的新OFDI企業(yè)，但也拉低了企業(yè)的平均投資額。

表7 異質性分析

（七）影響渠道檢驗

為了驗證命題2，以企業(yè)OFDI的擴展邊際樣本為例①本文亦使用了企業(yè)OFDI的集約邊際樣本進行影響渠道檢驗，結果基本一致，未匯報，備索。，考察資本市場開放對企業(yè)融資約束和全要素生產(chǎn)率的影響，結果見表8。首先，第1列的估計結果表明，資本市場開放顯著增強了企業(yè)的資金流動性，緩解了其融資約束（SA指數(shù)衡量）；第2列是將融資約束指標替換為INTEREST（利息支出/固定資產(chǎn)凈額）重新進行估計，結果與第1列基本一致。其次，第3列和第4列是分別以LP法和OP法（Olley and Pakes，1996）［37］測度的全要素生產(chǎn)率作為因變量進行的估計，結果表明:資本市場開放顯著促進了企業(yè)生產(chǎn)率的提升。再次，為了進一步檢驗資本市場開放可能通過促進企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新進而提升其生產(chǎn)率，采用國泰安“上市公司與子公司專利數(shù)據(jù)庫”中的專利申請數(shù)（APPLY）和授權數(shù)（GRANTS）衡量企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新②由于專利數(shù)據(jù)只更新到2017年，故樣本數(shù)會有所減少。。將專利數(shù)加1取自然對數(shù)后作為因變量進行估計③本文亦使用了計數(shù)模型方法進行估計，結果基本一致，未匯報，備索。，結果見表8后2列。發(fā)現(xiàn)交叉項HSHK×POST的估計系數(shù)皆在1%的水平上顯著為正，意味著資本市場開放顯著促進了OFDI企業(yè)的研發(fā)創(chuàng)新。綜上所述，資本市場開放通過緩解企業(yè)融資約束和提升生產(chǎn)率，影響了企業(yè)OFDI的二元邊際，從而驗證了命題2。

表8 影響渠道檢驗

此外，還進行了如下穩(wěn)健性分析:（1）加入合格境外機構投資者的持股比例作為控制變量，這是因為《合格境外機構投資者境內(nèi)證券投資管理暫行辦法》于2002年11月5日正式出臺，也是中國資本市場開放的標志性事件之一，應消除這一事件對本文實證結果的干擾。（2）使用Logit方法進行PSM匹配重新進行估計。（3）僅使用第一批滬深股通標的企業(yè)樣本重新進行估計。上述估計結果均未改變本文的核心結論①限于篇幅，結果未匯報，留存，備索。。

五、結論與啟示

融合Lawless（2010）［28］和Chaney（2016）［29］模型，考察資本市場開放對企業(yè)對外直接投資二元邊際的影響及其作用機制。采用2007—2018年上市公司的面板數(shù)據(jù)，并基于“滬深港通”交易制度實施的準自然實驗，使用“漸進”倍差法進行實證分析，結論如下:第一，資本市場開放顯著促進了中國企業(yè)對外直接投資的擴展邊際，但是降低了集約邊際。第二，增強企業(yè)資金流動性和提高生產(chǎn)率是資本市場開放影響中國企業(yè)對外直接投資二元邊際的兩個重要渠道。第三，資本市場開放顯著促進了中國民營企業(yè)對外直接投資的集約邊際和資本密集型企業(yè)對外直接投資的擴展邊際，但是抑制了后者的集約邊際。

基于上述研究結論，本文認為:在堅持資本市場漸進式開放原則的基礎上，應進一步持續(xù)加大資本市場開放的力度，從而緩解企業(yè)，尤其是民營企業(yè)和資本密集型企業(yè)的流動性約束，促進其研發(fā)創(chuàng)新，繼而提升生產(chǎn)率，促進企業(yè)對外直接投資，更好地履行“金融服務實體經(jīng)濟”的職能。本研究尚存在不足之處:僅從增強企業(yè)資金流動性機制角度分析資本市場開放對企業(yè)對外直接投資二元邊際的影響，未能夠對其他可能的影響渠道進行細致分析。例如，資本市場開放還可能通過引入發(fā)達國家或地區(qū)的優(yōu)質投資者發(fā)揮公司治理作用，進而影響企業(yè)對外直接投資。在未來的研究中，將進一步完善資本市場開放對企業(yè)對外直接投資二元邊際的影響機制等相關分析。