楊曉亮 耿 偉 李 冬

(1.天津財經(jīng)大學，天津 300222;2.天津外國語大學，天津 300204)

一、引言及相關文獻回顧

滬深港通意味著中國資本市場在法制化、市場化和國際化方向上又邁出了堅實一步(1)見http://www.gov.cn/xinwen/2016-08/16/content_5099865.htm。本文將滬港通和深港通合稱為滬深港通。。資本市場對外開放不僅是一國金融體系改革和資本市場健康發(fā)展的重要推動力，還是經(jīng)濟持續(xù)發(fā)展的內生動力(Bekaert et al.,2005)。中共十九大報告強調，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”。那么，資本市場開放如何影響一國經(jīng)濟發(fā)展呢？Quinn et al.(2008)、Gupta et al.(2009)研究認為，資本市場開放通過吸引境外優(yōu)質資金方式提升了企業(yè)的投資規(guī)模，從而促進了一國經(jīng)濟增長；Ferreira et al.(2008)、Gul et al.(2010)研究表明，通過引入發(fā)達國家或地區(qū)的境外機構投資者，提升了企業(yè)信息披露質量，進而提高了公司治理水平(Fang et al.,2015)。此外，資本市場開放還提高了上市公司的股票定價效率，從而促進了資本市場的穩(wěn)定(Li et al.,2011;Bae et al.,2012)。然而，Stiglitz(2000)和Prabha et al.(2010)研究亦表明，資本市場對外開放在使一國獲得融資便利的同時，“風險傳染效應”也加劇了國內資本市場的波動風險；Choe et al.(2005)與Chan et al.(2008)也發(fā)現(xiàn)，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，但同時也會因為缺乏對本地信息的了解，致使其存在較強的短期行為動機，反而降低了國內股票的定價效率。對資本市場開放的經(jīng)濟效應研究而言，常常會面臨一個內生性難題，即一國資本市場對外開放的程度也許是其策略性選擇的結果。Mitton(2006)認為，一國經(jīng)濟的發(fā)展水平或者金融市場的成熟度，潛在地決定了該國資本市場開放的程度。

本文研究的主題與兩類文獻密切相關：一類文獻是關于資本市場開放對中國上市公司經(jīng)濟行為的影響的研究，其研究重點是對上市公司投資行為的影響；另一類文獻是涉及融資約束對中國企業(yè)出口邊際影響的研究。

(1)資本市場開放對中國上市公司經(jīng)濟行為的影響方面，其研究重點是對上市公司投資行為的影響進行研究。一方面，資本市場開放能夠提高上市公司投資對非財務信息定價的敏感性，更加有效地反映企業(yè)的內在價值，從而引導其投資行為(連立帥 等，2019b)；另一方面，通過提高上市公司的股價信息含量和投資-股價敏感性，資本市場開放增強了上市公司股價對其投資的引導作用(連立帥 等，2019a)；通過提高上市公司的信息質量和增加分析師預測的準確度，資本市場開放還提高了其投資效率(陳運森 等，2019a)。此外，學者們還研究了資本市場開放對上市公司的股利支付水平(陳運森 等，2019b)、股價異質性波動(鐘凱 等，2018)以及股價信息含量(鐘覃琳 等，2018)的影響。然而，鮮有文獻研究資本市場開放對中國上市公司出口邊際的影響及其作用機制，本文擬對這一主題進行全面深入地研究。

(2)融資約束對中國企業(yè)出口邊際影響的研究。使用中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫對這一主題進行經(jīng)驗分析的文獻較為豐富，如陽佳余(2012)使用綜合的融資約束指標的研究表明，企業(yè)融資狀況的改善不僅能夠提高企業(yè)出口的擴展邊際，還能顯著地影響其出口集約邊際；張杰等(2013)使用現(xiàn)金流和流動性指標測度企業(yè)融資約束的研究表明，融資約束不但抑制了中國企業(yè)出口的擴展邊際，并且在剔除加工貿(mào)易企業(yè)后，也抑制了其集約邊際。此外，孫靈燕等(2012)使用世界銀行投資環(huán)境調查數(shù)據(jù)的研究認為，外源性融資約束是限制中國企業(yè)出口擴展邊際的一個重要因素；文東偉等(2014)采用2008年經(jīng)濟普查數(shù)據(jù)研究認為，企業(yè)的融資能力越強，越會提高其出口擴展邊際，且有效地促進其出口集約邊際擴展。上述研究雖然使用了不同的微觀企業(yè)數(shù)據(jù)，但結論基本一致，即融資約束的改善有助于促進企業(yè)的出口邊際。

綜合上述兩個方面文獻不難發(fā)現(xiàn)，資本市場開放通過緩解企業(yè)融資約束方式影響其出口的文獻較少，而使用最新的上市公司數(shù)據(jù)進行相關研究的文獻則較為鮮見，本文彌補了這一不足，從而豐富了現(xiàn)有研究文獻。本文利用滬深港通交易制度實施時的“試點機制”特征，這為探討資本市場開放與上市公司出口邊際的關系提供了一個良好的“準自然實驗”環(huán)境；通過使用“漸進”雙重差分法(difference in difference，簡稱為DID)進行實證分析，解決了雙向因果等內生性問題，從而增強了經(jīng)驗分析的可信性。

本文可能的邊際貢獻有如下三個方面：其一，為了便于理解資本市場開放對上市公司出口邊際的影響及其作用機制，本文拓展了Chaney(2016)模型以進行理論分析，進而提出兩個待檢驗的研究命題，豐富了相關理論研究文獻；其二，為了較好地克服雙向因果等內生性問題，令實證研究結論更具可信性，本文利用滬深港通交易制度實施時逐步開放的試點機制特征，結合上市公司數(shù)據(jù)，使用漸進雙重差分法進行實證分析，驗證了上述理論命題；其三，為了保證經(jīng)驗研究的時效性，本文采用2007—2018年上市公司非平衡面板數(shù)據(jù)，以盡可能地捕捉資本市場開放對中國上市公司出口的動態(tài)影響，從而豐富了實證研究文獻。

二、中國資本市場開放的制度背景

近年來，中國政府一直致力于推動資本市場對外開放，尤其A股市場上的改革不斷得到有序穩(wěn)步推進。表1列舉了1992年至今中國資本市場開放的主要事件。由于本文的研究主旨是考察滬深港通交易制度實施對上市公司出口的影響及其作用機制，因此表1僅就該制度背景進行詳細介紹。

表1 中國資本市場開放的主要事件

滬港通(Shanghai-Hong Kong Stock Connect)是指上海與香港股票市場交易的互聯(lián)互通機制，而深港通(Shenzhen-Hong Kong Stock Connect)是指深圳與香港股票市場交易的互聯(lián)互通機制。具體內容為：上海證券交易所(簡稱上交所或SSE)、深圳證券交易所(簡稱深交所或SZSE)與香港聯(lián)合交易所有限公司(簡稱聯(lián)交所或SEHK)允許中國內地與中國香港的投資者以及委托上交所、深交所會員或聯(lián)交所參與者買賣規(guī)定范圍內的對方交易所上市公司的股票。2014年11月17日，滬港通試點正式啟動。滬港通又可細分為“北向”滬股通和“南向”港股通，前者指中國香港境內投資者或境外投資者可以通過中國香港的經(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)定范圍內的滬市股票；后者指中國內地投資者委托內地證券公司，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)定范圍內的香港聯(lián)交所上市的股票。滬股通股票范圍包括上證180指數(shù)和上證380指數(shù)的成份股以及上交所上市的A+H股公司股票(2)資料來源于《滬港股票市場交易互聯(lián)互通機制試點若干規(guī)定》、《上海證券交易所滬港通試點辦法》。。首批納入滬股通標的股票共568只，后續(xù)又納入了32只標的股票，即2014年共納入了600只標的股票。此后，在2015年、2016年、2017年和2018年分別又納入了65只、67只、87只和87只標的股票。截至2018年12月31日，滬股通共納入了906只標的股票(3)資料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”。。

隨著滬港通交易制度的平穩(wěn)運行以及實踐經(jīng)驗的積累，深港通也在醞釀啟動實施。2016年8月16日，國務院常務會議明確表示：深港通相關準備工作已基本就緒，國務院已批準《深港通實施方案》。中國內地證監(jiān)會與中國香港證監(jiān)會發(fā)布聯(lián)合公告，于2016年12月5日正式啟動深港通。深股通股票包括截止日前六個月A股日均市值不低于人民幣60億元(上市不足六個月的按實際上市時間計算市值)的深證成份指數(shù)及深證中小創(chuàng)新指數(shù)成份股(4)資料來源于《深港通實施方案》、《深港通業(yè)務實施辦法》。。首批深股通標的股票為881只，并于2017年和2018年又分別納入148只和119只標的股票。截至2018年12月31日，深股通標的股票共納入了1148只。繼QFII和RQFII后，滬深港通交易制度又進一步拓寬了外資進入內地資本市場的渠道。

三、理論模型與研究命題

與Chaney(2016)研究類似，本文假設國內H和國外F都有兩個部門，即同質產(chǎn)品部門和差異產(chǎn)品部門。企業(yè)生產(chǎn)時僅使用單一的勞動要素。同質產(chǎn)品在規(guī)模收益不變的條件下進行生產(chǎn)，且價格設為單位1。令國內勞動者工資為w，則國外勞動者工資為w*(5)所有對應的外國變量都用*表示。。以同質產(chǎn)品作為計價品，可以自由流動。而差異產(chǎn)品部門提供一系列不同的產(chǎn)品種類，且每個企業(yè)都是其產(chǎn)品種類的壟斷生產(chǎn)者。

(一)消費

基于上述假設，可將消費者效用函數(shù)U表示為：

(1)

式(1)中，q0為同質產(chǎn)品的消費量；q(x)表示消費品集合X中每種差異產(chǎn)品x的消費量；ρ表示同質產(chǎn)品與差異產(chǎn)品之間的替代彈性；而σ表示差異化產(chǎn)品種類之間的替代彈性。

假設集合X中的所有差異產(chǎn)品品種x皆可在國內購買，且價格為p(x)，則國內差異產(chǎn)品的價格指數(shù)P可表示為：

(2)

因此，每個差異產(chǎn)品品種x的支出r(x)可表示為：

(3)

式(3)中，L為本國勞動力總量，ρwL為差異產(chǎn)品的總支出。

(二)生產(chǎn)

假設貿(mào)易壁壘由兩部分組成：固定成本和可變成本。固定成本由國內勞動力(1-ω)wCF和國外勞動力ωw*CF兩部分組成，其中,ω(>0)表示固定成本中外國勞動力的權重。此處可變成本是指冰山貿(mào)易成本τ。

因此，企業(yè)在國內市場、國外市場的利潤分別為：

(4)

(5)

(6)

(三)流動性約束

(1-ω)wCF+ωw*CF]。企業(yè)的流動性有兩個來源：國內銷售利潤πH(x)和可獲得的外部流動性wθ。因此，出口商的流動性約束為：

πH(x)+wθ≥(1-ω)wCF+ωw*CF

(7)

由于高生產(chǎn)率企業(yè)能夠在國內獲取較多的利潤，因而可以較少地依賴外部融資。定義流動性為θ的企業(yè)進入國外市場的生產(chǎn)率門檻為：

(8)

(四)開放經(jīng)濟均衡

假定價格指數(shù)只取決于當?shù)仄髽I(yè)設定的價格，即外國出口商設定的價格對國內總體價格指數(shù)的影響微乎其微。據(jù)此，可將價格指數(shù)式(2)改寫為：

(9)

由此將函數(shù)f(·)簡化定義為：

(10)

(11)

(12)

(13)

資本市場開放為o，可得?θ/

?o>0，其含義為：資本市場開放能夠引入更多的優(yōu)質境外投資者，從而提供更多的外源流動性(連立帥 等，2019b)(7)本文聚焦于資本市場開放對于上市公司融資約束的緩解作用。在未來的研究中，我們將深化國內金融改革和發(fā)展多層次國內金融市場以緩解企業(yè)融資約束。此處感謝審稿專家的寶貴建議。。實踐中，通過發(fā)達的股票市場進行融資是有效緩解融資約束、保證資金流動性的重要途徑(Carpenter et al.,2002;Brown et al.,2009)。

綜上所述，資本市場開放對企業(yè)出口的影響可以總結為：

(14)

式(14)表明，資本市場開放對企業(yè)出口的影響包含兩個方面：一方面，通過充裕的外源流動性，使生產(chǎn)率較低企業(yè)能夠支付出口所需的固定成本，從而提高了企業(yè)的出口傾向，即擴展邊際；另一方面，對于已經(jīng)跨過生產(chǎn)率門檻從事出口貿(mào)易的企業(yè)，充裕的外源流動性能夠緩解融資約束對企業(yè)研發(fā)投資的抑制作用(張杰 等,2012;Chaney,2016;Manova et al.,2016)，激發(fā)企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新的積極性，促進企業(yè)提高生產(chǎn)率，進而擴大其出口規(guī)模，即集約邊際。

綜上所述，本文提出以下兩個待檢驗的命題：

命題1：其他條件不變時，資本市場開放將促進企業(yè)出口的擴展邊際和集約邊際。

命題2：資本市場開放能夠令企業(yè)獲得更多的外源流動性以減輕融資約束，這降低了企業(yè)進入出口市場的生產(chǎn)率門檻，從而促進其出口邊際。

四、計量模型設定與變量測度

(一)計量模型設定

為考察滬深港通交易制度實施對上市公司出口邊際的影響，本文計量模型設定如下：

Expijt=β0+β1Connect×Postijt+βControlsijt+δi+δt+δj+εijt

(15)

式(15)中，i、j和t分別表示企業(yè)、行業(yè)和年份；被解釋變量Exp包括上市公司的擴展邊際(用出口傾向表示)和集約邊際(用出口規(guī)模表示)；核心解釋變量Connect×Post表示以滬深港通交易制度實施為表征的資本市場開放；根據(jù)前文的理論模型分析，預期系數(shù)β1符號為正，即滬深港通交易制度實施促進了上市公司的出口邊際;Controls為企業(yè)層面的控制變量集;δi、δt和δj分別為控制了非觀測的企業(yè)、時間和行業(yè)固定效應；ε為模型誤差項。下文將對各變量的測度進行詳細說明。

(二)變量測度

1.上市公司出口邊際

上市公司出口擴展邊際，用出口傾向Export表示，為二值啞變量，即當上市公司進行出口貿(mào)易時取值為1，否則取值為0。上市公司出口集約邊際，用出口規(guī)模ln Exp表示，即企業(yè)年度出口額的自然對數(shù)。在國泰安上市公司數(shù)據(jù)庫(CSMAR)中，通過路徑“公司研究→財務報表附注→損益項目→營業(yè)收入、營業(yè)成本→分部標準→按地區(qū)分部”來獲取上市公司出口數(shù)據(jù)。

2.核心解釋變量

核心解釋變量Connect×Post。其中，Connect表示是否為滬深股通標的上市公司，“是”取值為1，“否”則取值為0；Post表示被納入滬深股通標的上市公司的時間，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Connect×Post取值為1時，表示納入當年及之后的滬深股通標的上市公司，其他情況取值為0。通過CSMAR數(shù)據(jù)庫中“滬港通與深港通標的證券基本信息軌跡表”整理標的上市公司名單及納入時間。

3.控制變量集

(1)上市公司規(guī)模Size。用上市公司總資產(chǎn)的自然對數(shù)表示。上市公司規(guī)模越大，越容易實現(xiàn)規(guī)模經(jīng)濟效應，從而降低生產(chǎn)成本，獲取更多利潤，使得上市公司擁有較高的內源流動性以克服出口所需的固定成本，促進上市公司出口邊際擴展，預期符號為正。

(2)上市公司年齡ln Age。用當年與成立年份之差再加1，然后取自然對數(shù)表示。上市公司存活時間越長，規(guī)避風險并獲取利潤的經(jīng)驗越豐富，越有助于推動其出口邊際，預期符號為正。

(3)上市公司融資約束SA。借鑒Hadlock et al.(2010)研究辦法，使用SA指數(shù)(Size-Age index)作為上市公司融資約束的衡量指標，即：SA=-0.737×Size+0.043×Size2-0.04×Age。SA指數(shù)的絕對值越大，則融資約束越嚴重，從而抑制了其出口邊際，預期符號為負。

(4)上市公司全要素生產(chǎn)率TFP_LP，使用Levinsohn et al.(2003)方法(簡稱LP法)測度全要素生產(chǎn)率。計算TFP所需指標借鑒袁堂軍(2009)研究方法，具體為：增加值VA=本期固定資產(chǎn)折舊+支付給職工以及為職工支付的現(xiàn)金+營業(yè)稅及附加+營業(yè)凈利潤；中間投入M=主營業(yè)務成本+銷售費用+財務費用+管理費用-本期固定資產(chǎn)折舊-支付給職工以及為職工支付的現(xiàn)金；勞動投入L用上市公司員工人數(shù)衡量；資本投入K采用永續(xù)盤存法計算，即根據(jù)公式Ki,t=Ki,t-1(1-δ)+Ii,t計算。其中，將上市之日的凈資產(chǎn)額作為各個企業(yè)的初始資本，各年的投資額I=當期固定資產(chǎn)原值-上一期固定資產(chǎn)原值。參考Wang et al.(2003)研究，選取折舊率δ為5%。此外，以2007年為基期，使用國家統(tǒng)計局歷年的各省份價格指數(shù)對相關數(shù)據(jù)進行平減，具體為：使用工業(yè)品出廠價格指數(shù)、工業(yè)品購進價格指數(shù)和固定資產(chǎn)價格指數(shù)分別對企業(yè)增加值、中間品投入和固定資產(chǎn)平減。新新貿(mào)易理論表明，上市公司生產(chǎn)率越高，越有能力克服固定成本促進其出口邊際，預期符號為正。

(5)上市公司資本密集度ln KL。用固定資產(chǎn)凈值與員工人數(shù)比值并取自然對數(shù)表示。資本密集度越高，意味著固定資產(chǎn)投資越高，從而提升上市公司生產(chǎn)率水平，促進其出口邊際，預期符號為正。

(6)上市公司資產(chǎn)收益率ln ROA。上市公司資產(chǎn)收益率等于企業(yè)凈利潤與總資產(chǎn)比值，取自然對數(shù)納入公式。資產(chǎn)收益率越高的上市公司，越具有充足的資金支付固定成本，從而促進其出口邊際，預期符號為正。

(7)上市公司所有制啞變量。在CSMAR數(shù)據(jù)庫中，按照股權性質分為國有上市公司、民營上市公司、外資上市公司和其他上市公司，共四種所有制類型。據(jù)此設定所有制啞變量SOE、POE、FOE和OOE，即當上市公司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，為避免多重共線，以OOE作為參照。為簡化表格，以所有制固定效應方式匯報。

(三)數(shù)據(jù)說明

本文計量分析所使用的數(shù)據(jù)均來自CSMAR上市公司數(shù)據(jù)庫，樣本期為2007—2018年。本文之所以選取樣本起始年份為2007年，是為了避免新舊會計準則的銜接誤差對估計結果的影響，因為2007年1月1日起新會計準則在上市公司正式實施。此外，與現(xiàn)有文獻類似，計量分析前對原始數(shù)據(jù)進行如下處理：(1)刪除金融上市公司樣本；(2)刪除ST和*ST上市公司樣本；(3)刪除財務指標缺失的樣本；(4)對連續(xù)變量進行了前后1%的縮尾(winsorize)處理。經(jīng)過上述處理后，本文共獲得3632家上市公司28593個樣本，其中包含出口業(yè)務的上市公司有2304家13173個樣本。

五、實證分析與結果匯報

(一)基準回歸分析

本文在表2中匯報了滬深港通交易制度實施對上市公司出口傾向(即擴展邊際)的影響。在未加入任何控制變量的情況下，表2列(1)、列(3)、列(5)中，分別使用了面板固定效應模型(FE)、Probit和Logit概率分布模型進行估計。同時，還控制了不可觀測的時間和行業(yè)固定效應，并且使用了企業(yè)層面的聚類穩(wěn)健標準誤，以糾正可能存在的異方差。估計結果顯示，交叉項Connect×Post的估計系數(shù)皆在5%的水平上顯著為正，即滬深港通交易制度實施顯著地促進了上市公司出口擴展邊際，初步驗證了命題1。表2列(2)、(4)、(6)中，加入了所有控制變量，使用上述三種方法對式(15)進行估計，其結果與前述結論基本一致，從而進一步驗證了命題1。此外，各控制變量的符號與預期結果基本一致，此處不再贅述。

表2 資本市場開放對上市公司出口傾向的影響

接下來，本文考察了滬深港通交易制度實施對上市公司出口規(guī)模(即集約邊際)的影響，估計結果匯報于表3。為保證估計結果的穩(wěn)健性，本文使用逐步加入控制變量的方法匯報估計結果，列(1)中僅考察了交叉項Connect×Post與上市公司出口額ln Exp的關系。估計結果表明，核心解釋變量的估計系數(shù)在1%的水平上顯著為正，即滬深港通交易制度實施顯著地促進了上市公司出口集約邊際，從而驗證了命題1。為了控制各層面不可觀測因素的影響，在列(2)中加入了企業(yè)、時間和行業(yè)固定效應重新估計，結果顯示：核心解釋變量Connect×Post的估計系數(shù)絕對值雖有所下降，但仍然在1%的水平上顯著為正，進一步驗證了命題1。最后，列(3)中加入了所有控制變量，估計結果仍然穩(wěn)健，因此命題1得以驗證。此外，若僅使用有出口業(yè)務的上市公司數(shù)據(jù)進行估計，可能因不滿足樣本選擇的“隨機性”要求而產(chǎn)生“樣本選擇偏差”問題，故可能會影響估計結果的有效性和可信性。為此，本文使用Heckman兩步法來處理這一問題。具體的，先根據(jù)前文Probit概率分布模型計算逆米爾斯比率Invmills，然后加入式(15)重新估計，結果匯報于表3列(4)。不難發(fā)現(xiàn)，逆米爾斯比率Invmills的估計系數(shù)在10%的水平上顯著，表明考慮“樣本選擇偏差”問題是必要的。但同時也發(fā)現(xiàn)，交叉項Connect×Post的估計系數(shù)仍然高度顯著為正，意味著在考慮“樣本選擇偏差”的影響后，本文的核心結論依然穩(wěn)健，命題1得以進一步驗證。

表3 資本市場開放對上市公司出口規(guī)模的影響

(二)影響機制分析

前文理論模型分析表明，資本市場開放令企業(yè)能夠獲得更多的外源流動性，從而減緩融資約束，降低企業(yè)進入出口市場的生產(chǎn)率門檻，促進其出口邊際，即命題2。為了驗證這一命題，本文以有出口業(yè)務的上市公司樣本為例(8)后文內容皆以有出口業(yè)務的上市公司樣本為例進行分析，之后不再贅述。當然，使用包括非出口企業(yè)的全樣本進行驗證的結果與此基本一致，限于篇幅未匯報，備索。，考察滬深港通交易制度實施對上市公司融資約束和全要素生產(chǎn)率的影響，結果匯報于表4。列(1)—(2)分別使用SA指數(shù)和利息支出占比IR(等于利息支出與固定資產(chǎn)凈額的比值)作為融資約束指標，估計結果顯示，交叉項Connect×Post的估計系數(shù)皆在1%水平上顯著為負，即滬深港通交易制度實施顯著地降低了上市公司的融資約束。列(3)—(5)分別使用LP法、OP法(Olley et al.,1996)和ACF法(Ackerberg et al.,2015)測度全要素生產(chǎn)率作為因變量進行估計。結果表明，核心解釋變量Connect×Post的估計系數(shù)至少在5%的水平上顯著為正，意味著滬深港通交易制度實施顯著地促進了上市公司生產(chǎn)率的提升。綜上所述，以滬深港通交易制度實施為表征的資本市場開放，令上市公司能夠獲得更多的外源流動性以減緩融資約束，降低了上市公司進入出口市場的生產(chǎn)率門檻，促進其出口邊際，從而驗證了本文命題2。

表4 資本市場開放對上市公司融資約束和生產(chǎn)率的影響

(三)異質性分析

前文基于全樣本的實證分析表明，滬深港通交易制度實施顯著地促進了中國上市公司的出口邊際。與現(xiàn)有文獻類似，本文根據(jù)企業(yè)所有制性質和要素密集度劃分子樣本以進行異質性分析。所有制的分類方式與前文一致，估計結果匯報于表5的列(1)—(3)。結果顯示，僅國有上市公司子樣本交叉項Connect×Post估計系數(shù)在5%的水平上顯著為正，民營和外資上市公司子樣本的估計系數(shù)皆在10%的水平上不顯著異于零，這意味著滬深港通交易制度實施顯著地促進了國有上市公司出口邊際，但對民營和外資上市公司的作用不顯著?？赡艿脑蚴牵禾囟ǖ馁Y源獲取優(yōu)勢令國有上市公司面臨的融資約束程度較低，盈利能力較強。當滬深港通交易制度實施后，短期內對于境外投資者具有較強的吸引力(連立帥 等，2019a)，因而對其出口邊際具有較顯著的促進作用。相反，民營上市公司可能面臨較高程度的融資約束，其盈利能力相對較弱。當滬深港通交易制度實施后，短期內雖可增強民營上市公司的資金流動性，但對其出口邊際的促進作用并不顯著。而外資上市公司本身已具有獲取國外資金的優(yōu)勢，這可能是滬深港通交易制度實施對其影響不顯著的主要原因。

接下來，本文將高于要素密集度ln KL均值的上市公司歸為資本密集型樣本，低于均值的上市公司歸為勞動密集型樣本(9)使用中值劃分樣本的估計結果基本一致，未匯報備索。，估計結果匯報于表5的列(4)—(5)。估計結果顯示，資本密集型上市公司子樣本中，交叉項Connect×Post的估計系數(shù)高度顯著為正，但勞動密集型上市公司子樣本的估計系數(shù)在10%的水平上不顯著異于零，意味著滬深港通交易制度實施顯著地促進了資本密集型上市公司出口邊際，但對勞動密集型上市公司出口邊際的促進作用不顯著。這一結果與經(jīng)濟直覺相符，即滬深港通交易制度實施有助于緩解資本密集型上市公司的融資約束，促進其增加固定資產(chǎn)投資，提升其生產(chǎn)率水平，從而促進其出口邊際。而勞動密集型上市公司出口的優(yōu)勢主要體現(xiàn)為低勞動力成本帶來的“價格優(yōu)勢”，因而滬深港通交易制度實施對其出口邊際的影響不顯著。

表5 基于所有制和要素密集度的分樣本估計

(四)平行趨勢檢驗和動態(tài)效應分析

本文采用漸進雙重差分法來考察滬深港通交易制度實施對上市公司出口邊際的影響，但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前，處理組和對照組的結果變量應沿著相同的軌跡變動。由于納入滬深股通標的企業(yè)的時間并不完全相同，因此本文構建如下模型來檢驗平行趨勢和考察動態(tài)效應：

ln expijt=β0+∑γ×Connect×Postijk+β×Controlsijt+δi+δt+δj+εijt

(16)

式(16)中，k取值為{t-2，t-1，t，t+1，t+2}，依次表示納入滬深股通標的企業(yè)時間的前第二年、前第一年、當年、后第一年和后第二年(10)為簡化起見，本文僅選取了前后各兩年進行考察。當選取更多期限進行考察時，結論基本與此一致，未匯報備索。，其余各項與式(15)含義一致。若前第二年和前第一年交叉項的估計系數(shù)皆不顯著，則說明滬深港通交易制度實施前處理組和對照組企業(yè)無顯著差異，即滿足平行趨勢假定。

觀察圖1可知，滬深港通交易制度實施前的第二年(即橫軸取值為-2)和第一年(即橫軸取值為-1)交叉項估計系數(shù)置信區(qū)間皆包含零值，即交叉項的估計系數(shù)不顯著異于零，意味著滿足平行趨勢條件，雙重差分法估計結果是有效的。此外，本文亦考察了滬深港通交易制度實施后第一年和第二年對企業(yè)出口邊際影響的動態(tài)效應。由圖1不難發(fā)現(xiàn)，制度實施后的第一年和第二年，交叉項的估計系數(shù)皆顯著為正(即橫軸取值為1和2)，意味著滬深港通交易制度實施對上市公司出口邊際的影響具有動態(tài)效應。但與實施當年相比(即橫軸取值為0時)，估計系數(shù)會變小，亦即動態(tài)效應具有隨時間衰減的趨勢。

圖1 平行趨勢檢驗與動態(tài)效應考察

(五)穩(wěn)健性檢驗

為了保證滬深港通交易制度實施的隨機性，需要對上市公司的預期進行安慰劑檢驗。將納入滬深股通標上市公司的時間虛設為提前三年和提前五年，并對式(15)重新估計，結果匯報于表6列(1)—(2)。不難發(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，從而通過了安慰劑檢驗。另外，考慮到第一批納入滬深股通標的上市公司的時間分別為2014年11月17日和2016年12月5日，即時間已接近年末，影響效果較難確定。因此，本文進行了以下兩種方法的穩(wěn)健性檢驗：一是刪除實施當年的樣本后重新估計(連立帥 等，2019a)；二是類似于Lu et al.(2017)做法，將滬股通標的上市公司當年Post取值設為1/6，深股通標的上市公司當年Post取值設為1/12，然后對式(15)重新進行估計。表6的列(3)—(4)匯報了上述穩(wěn)健性檢驗的結果，交叉項的估計系數(shù)皆在10%的水平上顯著為正，意味著本文的核心結論較為穩(wěn)健。

表6 穩(wěn)健性檢驗

(六)PSM-DID方法再估計

通常而言，對照組的選取將會影響雙重差分方法的估計結果。為了保證本文核心結論的穩(wěn)健性和可信性，本文使用傾向得分匹配的雙重差分方法(PSM-DID)對模型重新估計。沿用式(15)中的控制變量作為PSM匹配變量來篩選對照組，采用分年度“Logit+1對1最近鄰+有放回”的方法進行匹配，僅保留滿足共同取值的樣本，然后重新使用DID法進行估計。然而，PSM的匹配需要通過平衡性檢驗才有效。由圖2不難發(fā)現(xiàn)，經(jīng)過PSM匹配后的連續(xù)變量，其偏差(bias)均在0值附近分布。換言之，即滿足偏差小于10%的經(jīng)驗值，因而通過了平衡性檢驗(11)圖2僅匯報了滬港通交易制度實施前一年的匹配結果，其他年份的匹配結果均通過了檢驗，限于篇幅未匯報，備索。。

圖2 PSM平衡性檢驗

基于PSM匹配后的樣本，本文對式(15)重新估計，結果匯報于表7。不難發(fā)現(xiàn)，交叉項Connect×Post的估計系數(shù)皆顯著為正，再一次驗證了本文的核心命題1，即滬深港通交易制度實施顯著地促進了中國上市公司的出口邊際。

此外，本文還進行了更多的穩(wěn)健性檢驗，包括：(1)2002年11月5日《合格境外機構投資者境內證券投資管理暫行辦法》正式出臺，為了消除這一事件的干擾，本文加入合格境外機構投資者的持股比例(QFII)作為控制變量，以重新估計；(2)參考已有文獻，將出口集約邊際指標替換為出口密集度(Expint)，用出口額與上市公司銷售總額的比值表示，對式(15)重新估計；(3)使用Probit方法以及“1對3”、“1對5”最近鄰匹配進行傾向得分匹配(PSM)，并重新估計式(15)；(4)考慮滬深股通標的上市公司存在“調出”和“再調入”的情況，為了消除這一事件的干擾，剔除相關上市公司樣本后重新估計式(15)。上述的穩(wěn)健性檢驗均未改變本文的核心結論(12)限于篇幅未匯報，備索。。

表7 PSM-DID方法再估計

六、研究結論與政策啟示

基于拓展的Chaney(2016)模型，考察了資本市場開放對企業(yè)出口邊際的影響及作用機制；隨后，采用2007—2018年上市公司面板數(shù)據(jù)，并基于滬深港通交易制度實施的準自然實驗，采用“漸進”雙重差分法對上述研究命題進行驗證，得到如下結論：(1)以滬深港通交易制度實施為表征的資本市場開放顯著地促進了中國上市公司的擴展邊際(出口傾向)和集約邊際(出口規(guī)模)；(2)以滬深港通交易制度實施為表征的資本市場開放通過獲取更多的外源流動性減少融資約束，降低了上市公司進入出口市場的生產(chǎn)率門檻，進而促進了其出口邊際；(3)滬深港通交易制度實施的促進出口效應在國有上市公司和資本密集型上市公司中尤為顯著。

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，還應該進一步適當加快金融市場改革的步伐以及加大資本市場對外開放的力度，為國內上市公司提供更好的直接融資環(huán)境和更多的外源性流動資金。一方面，通過緩解上市公司的融資約束，降低其出口的生產(chǎn)率門檻，從而促進其出口擴展邊際；另一方面，通過增加上市公司獲得外源性流動資金的機會，激發(fā)其研發(fā)創(chuàng)新的積極性，提高其生產(chǎn)率，進而促進其出口集約邊際。然而，本文亦發(fā)現(xiàn)，以滬深港通交易制度實施為表征的資本市場開放，對于融資約束相對較為嚴重的民營上市公司，在考察期內的出口促進作用并不顯著，這需要政策制定者適當加以關注。