吳宇軒，董 麗

（華南農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，廣東廣州 510642）

1 研究背景

制造業(yè)企業(yè)自主創(chuàng)新能力的提升以及技術(shù)創(chuàng)新體系的建立，與資本市場(chǎng)密切相關(guān)。如Bae 等［1］、鐘覃琳等［2］國(guó)內(nèi)外的實(shí)踐經(jīng)驗(yàn)均表明，資本市場(chǎng)所具有的價(jià)格發(fā)現(xiàn)、資產(chǎn)配置與公司治理等功能為企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新提供了強(qiáng)大的推動(dòng)力。滬港股票市場(chǎng)交易互聯(lián)互通機(jī)制試點(diǎn)（以下簡(jiǎn)稱“滬港通”）的實(shí)施，標(biāo)志著我國(guó)資本市場(chǎng)加快了國(guó)際化進(jìn)程。

近幾年已有學(xué)者如羅宏等［3］、齊荻［4］、朱琳等［5］、劉洋等［6］、馬妍妍等［7］采用雙重差分（DID）模型實(shí)證檢驗(yàn)資本市場(chǎng)開放對(duì)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響，認(rèn)為滬港通通過優(yōu)化公司信息環(huán)境、提高風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)和公司治理水平影響企業(yè)創(chuàng)新水平，且朱琳等［5］、金樹穎等［8］的研究均指出公司現(xiàn)金持有量、經(jīng)理人職業(yè)憂慮發(fā)揮了一定的中介效應(yīng)。

關(guān)于資本市場(chǎng)開放通過公司治理促進(jìn)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的研究中，對(duì)公司治理僅使用高管持股比例或管理費(fèi)用作為代理變量進(jìn)行分組檢驗(yàn)，忽略了公司治理的復(fù)雜性，未能全面考量公司內(nèi)部治理機(jī)制，影響了實(shí)證結(jié)果的真實(shí)性；同時(shí)，也未將公司治理作為中介變量探究資本市場(chǎng)開放對(duì)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響機(jī)制。本研究主要參考白重恩等［9］和徐壽福等［10］的做法，運(yùn)用較全面反映公司治理水平的G 指標(biāo)作為中介變量，進(jìn)一步研究與之相關(guān)的第一類和第二類代理成本，探究資本市場(chǎng)開放對(duì)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的機(jī)理影響，以期為深化資本市場(chǎng)開放提供政策支持。

2 理論分析與假設(shè)

2.1 資本市場(chǎng)開放對(duì)制造業(yè)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響

首先，資本市場(chǎng)具有的價(jià)格識(shí)別功能會(huì)加大上市企業(yè)之間的競(jìng)爭(zhēng)，使得企業(yè)的融資壓力增加，進(jìn)而刺激企業(yè)高管創(chuàng)新意識(shí)的提升［8］。隨著我國(guó)資本市場(chǎng)的開放，上市公司的投資者增多，曝光度隨之提高，資本市場(chǎng)對(duì)上市企業(yè)信息披露的要求更加嚴(yán)格，增強(qiáng)了資本市場(chǎng)的價(jià)格識(shí)別功能，進(jìn)一步加劇了上市企業(yè)之間的競(jìng)爭(zhēng)。為了爭(zhēng)奪更多的資源、提高企業(yè)的未來發(fā)展?jié)摿?，企業(yè)需要提高技術(shù)創(chuàng)新的意識(shí)，提升企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新水平。

其次，資本市場(chǎng)開放之后，相比于內(nèi)地投資者而言，境外投資者擁有更專業(yè)的技術(shù)分析能力與資源儲(chǔ)備，能夠及時(shí)消除錯(cuò)誤定價(jià)，將特質(zhì)信息反映在股票價(jià)格中，從而提高股價(jià)信息含量［2］。信息含量高的股價(jià)包含了資本市場(chǎng)對(duì)行業(yè)及企業(yè)未來發(fā)展趨勢(shì)的判斷和需求，故上市企業(yè)管理層在制定投資決策時(shí)會(huì)傾向于長(zhǎng)期投資策略［5］，增加技術(shù)創(chuàng)新投入。另外，股價(jià)信息含量的提高會(huì)增加外部投資者對(duì)于公司內(nèi)部信息的獲取，抑制控股股東為私人利益而留存現(xiàn)金，可能更多地支持研究開發(fā)。因此，當(dāng)股價(jià)信息含量提高時(shí)，企業(yè)的創(chuàng)新水平相應(yīng)增加。

綜上所述，提出如下假設(shè)：

H1：資本市場(chǎng)開放正向促進(jìn)了企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新。

2.2 公司治理的中介效應(yīng)

企業(yè)創(chuàng)新活動(dòng)存在的道德風(fēng)險(xiǎn)源于現(xiàn)代公司治理中所有權(quán)和經(jīng)營(yíng)權(quán)的分離，兩權(quán)分離會(huì)導(dǎo)致企業(yè)所有者與經(jīng)營(yíng)者之間的目標(biāo)產(chǎn)生差異。由于創(chuàng)新活動(dòng)具有長(zhǎng)期性和高風(fēng)險(xiǎn)性，經(jīng)營(yíng)者為了其任職期內(nèi)的業(yè)績(jī)，不愿意冒風(fēng)險(xiǎn)進(jìn)行創(chuàng)新投資活動(dòng)，抑制了企業(yè)創(chuàng)新行為。資本市場(chǎng)開放后，香港投資者和海外投資者的進(jìn)入加大了外部監(jiān)督作用，約束經(jīng)理人的機(jī)會(huì)主義行為［11］，改善由于委托代理導(dǎo)致的道德風(fēng)險(xiǎn)。此外，在發(fā)達(dá)資本市場(chǎng)上的國(guó)外投資者一般持有相對(duì)豐富的投資理念，可以引導(dǎo)國(guó)內(nèi)投資者專注于有價(jià)值的投資［12］。外來投資者能夠幫助改善企業(yè)的治理機(jī)制，尤其是投資者來自投資者保護(hù)水平較高的地區(qū)時(shí)，對(duì)企業(yè)治理機(jī)制改善的程度更加明顯［13］。我國(guó)已有學(xué)者如齊荻［4］、朱琳等［5］、劉洋等［6］、馬妍妍等［7］在影響機(jī)制研究中發(fā)現(xiàn)，存在公司治理這一中介變量影響企業(yè)的創(chuàng)新水平。綜上所述，提出如下假設(shè)：

H2：在資本市場(chǎng)開放提高企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新中，公司治理發(fā)揮著中介效應(yīng)。

滬港通制度的實(shí)施能夠促進(jìn)公司內(nèi)部治理功能得到更有效發(fā)揮，具體表現(xiàn)為降低企業(yè)管理層的偷懶行為和在職消費(fèi)等代理問題（即第一類代理成本）的出現(xiàn)，以及控股股東通過占用企業(yè)經(jīng)營(yíng)性資金而損害中小股東利益行為（即第二類代理成本）的發(fā)生，最終提高企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新水平。管理層的偷懶行為會(huì)使其工作效率下降，以自身享樂為目的的在職消費(fèi)則會(huì)使企業(yè)購(gòu)買部分與發(fā)展無關(guān)的資產(chǎn)，這兩種行為都在不同程度上損害企業(yè)的利益。隨著資本市場(chǎng)的對(duì)外開放，境外投資者為了獲取A 股上市企業(yè)價(jià)值提升而帶來的長(zhǎng)期收益，可以通過滬港通制度及其自身的專業(yè)理念，對(duì)企業(yè)管理層實(shí)施更有效監(jiān)管［14］，增強(qiáng)了監(jiān)管力度，降低了企業(yè)內(nèi)外部的信息不對(duì)稱，有效地抑制了相關(guān)的享樂行為，進(jìn)而遏制管理層的偷懶及在職消費(fèi)行為。綜上所述，提出如下假設(shè)：

H2a：在其他條件不變的情況下，資本市場(chǎng)開放通過降低第一類代理成本提高企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新。

上市公司普遍存在控股股東通過其他應(yīng)收款項(xiàng)目侵吞公司經(jīng)營(yíng)性資源、攫取中小投資者利益的現(xiàn)象［10］。此外，隨著外資股東持股比例與影響力的提升，企業(yè)高管會(huì)越來越重視香港投資者和海外投資者的訴求，并安排與重要外資股東的私人會(huì)晤［15］，表明香港投資者和海外投資者有能力和動(dòng)機(jī)通過私人會(huì)晤等非正式途徑或季報(bào)、年報(bào)等正式途徑來要求管理層提供更多有效信息，從而減少了控股股東侵占中小投資者等利益相關(guān)者資金的行為。綜上所述，提出如下假設(shè)：

H2b：在其他條件不變的情況下，資本市場(chǎng)開放通過降低第二類代理成本提高企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新。

3 研究設(shè)計(jì)

3.1 樣本數(shù)據(jù)來源

本研究利用滬港通政策具有準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)的特性，以該政策的實(shí)施作為資本市場(chǎng)開放的觀測(cè)內(nèi)容。研究數(shù)據(jù)來自上海證券交易所2012—2020 年A 股上市的制造業(yè)企業(yè)。根據(jù)研究需要，剔除以下樣本觀測(cè)值：（1）2012 年及以后上市的企業(yè)；（2）被標(biāo)注ST、ST*的企業(yè)；（3）首次確定為滬港通標(biāo)的后被剔除的企業(yè)；（4）其他數(shù)據(jù)不全的企業(yè)。

使用的滬港通名單來源于香港交易所（HKSX），其他財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)來源于國(guó)泰安數(shù)據(jù)庫（CSMAR）。為控制異常值對(duì)回歸結(jié)果的潛在影響，對(duì)所有連續(xù)變量進(jìn)行上下1%和99%的縮尾處理。將2014—2020年間進(jìn)入了滬港通名單且未被剔除的企業(yè)作為處理組，而在此時(shí)間段內(nèi)從未進(jìn)入過滬港通名單的企業(yè)作為對(duì)照組，得到包含162 家企業(yè)的處理組和包含54 家企業(yè)的對(duì)照組，共計(jì)1 944 個(gè)觀測(cè)值。使用的統(tǒng)計(jì)和回歸分析軟件為 Stata 16.0。

3.2 變量選擇

3.2.1 被解釋變量——技術(shù)創(chuàng)新投入

現(xiàn)有文獻(xiàn)主要采用技術(shù)創(chuàng)新投入和技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出衡量企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新水平。參考劉洋等［6］、Baysinger 等［16］、Wu 等［17］、Hansen 等［18］和Berrone 等［19］的做法，以人均研發(fā)支出、研發(fā)支出與銷售額的占比、研發(fā)支出金額等來衡量技術(shù)創(chuàng)新水平；參考Kochhar 等［20］、周煊等［21］、黎文靖等［22］的做法，以企業(yè)開發(fā)的新產(chǎn)品數(shù)量、專利申請(qǐng)數(shù)量、創(chuàng)新產(chǎn)出的新穎程度作為技術(shù)創(chuàng)新水平的度量指標(biāo)。鑒于技術(shù)創(chuàng)新成果的可比性較差，受外生因素的影響較大、較少受管理層控制［23］，技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出不適宜作為被解釋變量，因此采用企業(yè)研發(fā)支出金額的自然對(duì)數(shù)作為技術(shù)創(chuàng)新的代理變量。

3.2.2 解釋變量——滬港通標(biāo)的

參考Beck 等［24］評(píng)估銀行放松管制對(duì)于美國(guó)收入分配影響的做法，運(yùn)用漸進(jìn)DID 模型，基于政策分時(shí)點(diǎn)實(shí)施的現(xiàn)實(shí)情況，根據(jù)企業(yè)納入滬港通批次虛擬變量與年份虛擬變量，形成自變量D。當(dāng)D=1 時(shí)，說明該企業(yè)進(jìn)入滬港通當(dāng)年及后續(xù)年度名單；D=0時(shí)，則說明該企業(yè)尚未進(jìn)入滬港通名單。

3.2.3 中介變量

（1）G指標(biāo)，綜合反映公司治理水平的指數(shù)。參考白重恩等［9］、周林潔［25］的做法，從股權(quán)結(jié)構(gòu)、獨(dú)立董事、董事會(huì)結(jié)構(gòu)等維度分別選取第一大股東持股比例（TOP1）、獨(dú)立董事占比（Ind_ratio）、董事會(huì)規(guī)模（Board_size）、董事長(zhǎng)與總經(jīng)理是否為一人（Chair_CEO）、第二至第十大股東持股比例（TOP2～TOP10）等作為代理變量。采用主成分分析法（PCA）進(jìn)行相關(guān)處理后得到3 個(gè)符合條件的因子，再進(jìn)行因子得分計(jì)算得出G指標(biāo)。

（2）總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率。借鑒徐壽福等［10］、韓曉雷［26］的研究，用總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率衡量第一類代理成本，總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率越高表明第一類代理成本越低。

（3）其他應(yīng)收款與總資產(chǎn)比值。借鑒徐壽福等［10］的做法，用其他應(yīng)收款與總資產(chǎn)比值衡量第二類代理成本，比值越大表明控股股東侵占企業(yè)中小投資者利益越嚴(yán)重，第二類代理成本越高。

3.2.4 控制變量

Kochhar 等［20］、Okamura 等［27］、Arrow［28］和Sanders［29］的研究表明，公司規(guī)模、多元化水平、冗余資源狀態(tài)、成長(zhǎng)性、盈利能力、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、企業(yè)的托賓Q值等影響企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新，因此將上述變量與樣本的行業(yè)及年份特征作為控制變量（CONTROL）。

其中，使用赫芬達(dá)爾指數(shù)（HHI）度量多元化水平，公式如下：

式（1）中：Pi為行業(yè)收入占總收入的比重，指數(shù)越大表明多元化程度越低。為便于理解，將其取負(fù)值以作逆指標(biāo)化處理。

對(duì)可利用的冗余資源（流動(dòng)資產(chǎn)及流動(dòng)負(fù)債的差與銷售收入的比）、可恢復(fù)的冗余資源（應(yīng)收賬款與銷售收入的比、存貨與銷售收入的比）、潛在冗余資源（資產(chǎn)負(fù)債率）3 類指標(biāo)進(jìn)行因子提取和因子得分處理，并將因子得分標(biāo)準(zhǔn)化，加總得到冗余資源的度量指標(biāo)。

所有變量的具體定義如表1 所示。

表1 變量名稱與定義

表1（續(xù)）

3.3 實(shí)證模型

借鑒Beck等［24］的研究，構(gòu)建漸進(jìn)DID模型如下：

借鑒溫忠麟等［30］的中介效應(yīng)檢驗(yàn)程序，構(gòu)建遞歸模型如下：

式（2）～（4）中的變量均為顯變量，根據(jù)中介效應(yīng)檢驗(yàn)程序，可以依次進(jìn)行回歸分析來替代路徑分析，用以檢驗(yàn)中介效應(yīng)的存在性。

首先對(duì)式（2）進(jìn)行回歸，檢驗(yàn)資本市場(chǎng)開放對(duì)技術(shù)創(chuàng)新投入是否存在影響，若顯著則對(duì)式（3）進(jìn)行回歸；式（3）中，若顯著，表明資本市場(chǎng)開放對(duì)企業(yè)治理存在影響；最后對(duì)式（4）進(jìn)行回歸，若和顯著，表明企業(yè)治理在其中起中介作用。其余中介變量（總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率和其他應(yīng)收款與總資產(chǎn)的占比）處理方法同上。

4 實(shí)證分析

4.1 描述性統(tǒng)計(jì)分析

從表2 可見，測(cè)量創(chuàng)新的變量技術(shù)投入的最大值達(dá)62.6 億元，最小值為35 112.8 元，標(biāo)準(zhǔn)差為5.9億元，表明樣本在技術(shù)投入上有著顯著的差距。變量D的均值為0.482，可見樣本中有近一半進(jìn)入滬港通名單。

表2 主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

4.2 相關(guān)性分析

主要變量的相關(guān)性分析檢驗(yàn)結(jié)果如表3 所示。滬港通標(biāo)的變量與研發(fā)投入之間呈顯著正相關(guān)，說明資本市場(chǎng)開放對(duì)制造業(yè)企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新有著一定的推動(dòng)作用，初步驗(yàn)證H1。除了公司規(guī)模與研發(fā)投入的系數(shù)為0.68 以外，其余的絕對(duì)值都在0.50 以內(nèi)，表明回歸結(jié)果不受高度共線性影響。

表3 變量的相關(guān)性分析

表3（續(xù)）

4.3 滬港通對(duì)制造業(yè)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新影響的回歸結(jié)果

基于式（2）進(jìn)行的漸進(jìn)DID 模型的回歸結(jié)果如表4 所示。其中，列（1）未加入控制變量，列（2）中加入了控制變量。由表4 可得，D在有無控制變量中都為正，且在1%水平上顯著，表明資本市場(chǎng)開放對(duì)制造業(yè)企業(yè)創(chuàng)新投入具有正向促進(jìn)作用，驗(yàn)證了H1；且根據(jù)回歸結(jié)果可以看出，資產(chǎn)規(guī)模大、冗余資源水平低、盈利能力強(qiáng)的企業(yè)，對(duì)于技術(shù)創(chuàng)新活動(dòng)的投入更多。

表4 滬港通對(duì)樣本企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的回歸結(jié)果

4.4 公司治理中介效應(yīng)回歸結(jié)果

4.4.1G指標(biāo)的檢驗(yàn)

對(duì)處理后得到的G 指標(biāo)進(jìn)行中介效應(yīng)檢驗(yàn)，結(jié)果如表5 所示。其中，列（1）檢驗(yàn)滬港通制度對(duì)G指標(biāo)的影響程度，變量D的系數(shù)顯著為正，說明資本市場(chǎng)開放顯著提升了制造業(yè)企業(yè)治理水平約13.7%；列（2）檢驗(yàn)了控制G指標(biāo)后滬港通制度對(duì)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響，此時(shí)D的系數(shù)顯著為正，表明滬港通制度對(duì)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的直接效應(yīng)為16.5%，g_index 的系數(shù)顯著為正，說明公司治理效應(yīng)起到了顯著的中介作用，驗(yàn)證了H2。

表5 公司治理效應(yīng)的中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果

4.4.2 公司治理中的代理成本中介效應(yīng)檢驗(yàn)

如表6 所示，列（1）和列（2）是第一類代理成本的中介效應(yīng)檢驗(yàn)，列（1）的D系數(shù)顯著為正，表明滬港通制度可以顯著提高總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率，列（2）的D系數(shù)和TAT 系數(shù)均顯著為正，說明總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率會(huì)顯著提高企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新，進(jìn)一步說明滬港通制度的實(shí)施通過降低第一類代理成本提高制造業(yè)企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新水平，驗(yàn)證了H2a；列（3）和列（4）是第二類代理成本的中介效應(yīng)檢驗(yàn)，表明滬港通制度可以顯著降低其他應(yīng)收款與總資產(chǎn)的比值，變量ORS 與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新顯著為負(fù)，說明資本市場(chǎng)開放可以通過降低第二類代理成本提高企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新，驗(yàn)證了H2b。

表6 兩類代理成本中介效應(yīng)的檢驗(yàn)結(jié)果

表6（續(xù)）

4.5 基于制造業(yè)企業(yè)異質(zhì)性的分組檢驗(yàn)

根據(jù)證監(jiān)會(huì)2012 分類標(biāo)準(zhǔn)，制造業(yè)可以細(xì)分為31 個(gè)行業(yè)，參照國(guó)家統(tǒng)計(jì)局發(fā)布的《高技術(shù)產(chǎn)業(yè)（制造業(yè)）分類（2017）》以及相關(guān)文獻(xiàn)，將所有樣本數(shù)據(jù)分為兩組，即非高新技術(shù)企業(yè)組和高新技術(shù)企業(yè)組。但由于樣本所在行業(yè)名稱與上述文件分類名稱并不完全相同，故主要選擇與文件分類名稱一致的制造業(yè)作為高新技術(shù)組，行業(yè)代碼包含C26、C27、C34、C35、C37、C38、C39 和C40 的企業(yè)，其余的企業(yè)劃分為非高新技術(shù)組。如表7 所示，列（1）、列（2）分別是兩組樣本的實(shí)證結(jié)果，顯示經(jīng)驗(yàn)P值為0.472，不通過組間差異檢驗(yàn)，但是D系數(shù)在列（1）中顯著為正而在列（2）中為正不顯著，由此得出滬港通對(duì)于高新技術(shù)企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新投入比對(duì)非高新技術(shù)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入的提升更為顯著。

表7 按行業(yè)分組的變量檢驗(yàn)結(jié)果

表7（續(xù)）

4.6 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

4.6.1 內(nèi)生性處理：傾向得分匹配

以上回歸結(jié)果雖然證實(shí)了滬港通對(duì)樣本制造業(yè)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新水平具有顯著的正向影響，但該結(jié)果可能存在內(nèi)生性問題，即本身具有較高技術(shù)創(chuàng)新能力的企業(yè)進(jìn)入滬港通名單的概率可能會(huì)更大，說明滬港通交易制度對(duì)股票標(biāo)的的確定可能是非隨機(jī)的，在這種情況下差分估計(jì)的回歸方法并不適用。為解決這一內(nèi)生性問題，采用傾向得分匹配（PSM）的方法，為樣本中受到滬港通政策影響的企業(yè)匹配合適的、未受該政策影響的企業(yè)，從而使滬港通標(biāo)的的確定過程在最大程度上向隨機(jī)化靠近，以保證回歸結(jié)果的準(zhǔn)確有效。按照k 近鄰匹配原則，對(duì)每個(gè)與滬港通標(biāo)的選擇得分最為相近的非滬港通標(biāo)的進(jìn)行1 ∶4 配對(duì)，最終得到基于PSM 方法的匹配樣本。

重新進(jìn)行回歸前，需要將處理后的數(shù)據(jù)進(jìn)行平衡性分析。如表8 所示，匹配前滬港通企業(yè)與非滬港通企業(yè)在公司規(guī)模、多元化水平、冗余資源狀態(tài)、盈利能力指標(biāo)上存在顯著差異，匹配后兩組之間變量的偏差絕對(duì)值都由統(tǒng)計(jì)上顯著變?yōu)椴辉亠@著；除了成長(zhǎng)性和托賓Q值以外，其余指標(biāo)的差異經(jīng)過匹配有著不同程度的縮小；在匹配后各指標(biāo)的標(biāo)準(zhǔn)化差異的絕對(duì)值都不超過10，結(jié)果可接受。

表8 基于傾向得分匹配的變量平衡性分析結(jié)果

將滬港通企業(yè)匹配后的數(shù)據(jù)重新放入式（2），結(jié)果如表9 所示?？梢?，經(jīng)過PSM 匹配后，D在各個(gè)回歸中的估計(jì)系數(shù)仍然顯著為正，與主回歸結(jié)果相似，表明H1的成立穩(wěn)健。

表9 傾向得分匹配后滬港通對(duì)樣本企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的回歸結(jié)果

4.6.2 安慰劑檢驗(yàn)

為了檢測(cè)式（2）中是否存在不可觀測(cè)特征的影響，需要進(jìn)行隨機(jī)設(shè)定處理以檢驗(yàn)估計(jì)系數(shù)是否依舊顯著。如圖1 所示，回歸系數(shù)在0 附近呈正態(tài)分布，符合檢驗(yàn)預(yù)期，驗(yàn)證了主要結(jié)論的穩(wěn)健性。

圖1 滬港通對(duì)樣本企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新影響的安慰劑檢驗(yàn)結(jié)果分布

5 結(jié)論與啟示

5.1 研究結(jié)論

（1）滬港通政策的實(shí)施能夠顯著提高樣本制造業(yè)企業(yè)的研發(fā)創(chuàng)新投入，且結(jié)論在傾向得分匹配和安慰劑檢驗(yàn)后仍然成立，具有穩(wěn)健性。（2）滬港通政策的實(shí)施有利于優(yōu)化標(biāo)的企業(yè)的公司治理水平，進(jìn)而促進(jìn)企業(yè)進(jìn)行技術(shù)創(chuàng)新。具體地，滬港通政策的實(shí)施降低了公司治理中的第一類代理成本以及第二類代理成本。（3）滬港通政策對(duì)樣本制造業(yè)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響會(huì)因企業(yè)所屬行業(yè)技術(shù)特征的不同而存在差異，對(duì)高技術(shù)制造業(yè)企業(yè)研發(fā)投入的促進(jìn)作用更加顯著，對(duì)非高技術(shù)制造業(yè)企業(yè)的研發(fā)投入的影響不顯著。

5.2 政策啟示

（1）政府層面，應(yīng)積極完善資本市場(chǎng)的基礎(chǔ)設(shè)施，在持續(xù)加大資本市場(chǎng)開放力度的同時(shí)，利用與境外資本市場(chǎng)互聯(lián)互通的契機(jī)，積極學(xué)習(xí)境外特別是發(fā)達(dá)國(guó)家資本市場(chǎng)的管理經(jīng)驗(yàn)，推動(dòng)我國(guó) A 股市場(chǎng)的業(yè)務(wù)規(guī)則、監(jiān)管制度等方面向發(fā)達(dá)資本市場(chǎng)看齊。與此同時(shí)，政府還應(yīng)加強(qiáng)對(duì)境外投資者異常交易的監(jiān)控與處罰，完善國(guó)際投機(jī)活動(dòng)的應(yīng)對(duì)措施，為我國(guó)資本市場(chǎng)的逐步開放提供有效保障。

（2）企業(yè)層面，應(yīng)提高公司治理水平。較高的代理成本對(duì)企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新活動(dòng)具有顯著的抑制作用，因此對(duì)上市公司而言，加強(qiáng)對(duì)管理層和控股股東行為的監(jiān)督有助于為企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新活動(dòng)的開展提供有效幫助。對(duì)于高技術(shù)行業(yè)制造企業(yè)，資本市場(chǎng)的開放有利于企業(yè)更好地進(jìn)行技術(shù)研發(fā)創(chuàng)新，企業(yè)自身應(yīng)把握發(fā)展的機(jī)遇，立足長(zhǎng)遠(yuǎn)發(fā)展，在結(jié)合自身實(shí)際情況之下加大創(chuàng)新投入。