摘 要：基于注冊(cè)制改革的準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，利用2012—2022年中國(guó)滬深A(yù)股上市公司數(shù)據(jù)，從同行核準(zhǔn)制公司風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的視角探索此項(xiàng)改革帶來的溢出效應(yīng)。結(jié)果顯示：注冊(cè)制改革顯著提高了同行核準(zhǔn)制公司的風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平。注冊(cè)制改革主要通過緩解同行核準(zhǔn)制公司的融資約束、加大其研發(fā)投入力度的渠道而產(chǎn)生溢出效應(yīng)。注冊(cè)制公司數(shù)量較多、競(jìng)爭(zhēng)程度較高的行業(yè)中，溢出效應(yīng)更明顯。鑒于此，應(yīng)完善資本市場(chǎng)的融資功能、降低企業(yè)的融資約束、增大企業(yè)的研發(fā)投入力度、促進(jìn)同行企業(yè)之間的公平競(jìng)爭(zhēng)，助力企業(yè)提高風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平。

關(guān)鍵詞： 注冊(cè)制改革；風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平；行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)；溢出效應(yīng)

中圖分類號(hào)：F832.5" 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼： A""" 文章編號(hào)：1003-7217（2025）02-0081-09

一、引 言

近年來，我國(guó)經(jīng)濟(jì)下行壓力不斷加大，受中美貿(mào)易摩擦、新冠肺炎疫情以及俄烏沖突等不利因素的疊加影響，國(guó)內(nèi)企業(yè)的生存環(huán)境更加復(fù)雜、不確定性程度更高。如何防范和化解企業(yè)面臨的重大風(fēng)險(xiǎn)、提高企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)（risk-taking）水平，成為當(dāng)前社會(huì)各界關(guān)注的焦點(diǎn)議題之一。從本質(zhì)上看，風(fēng)險(xiǎn)是一種不確定性，對(duì)企業(yè)而言，不確定性意味著“機(jī)會(huì)”與“危險(xiǎn)”同時(shí)存在。風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平反映了在不確定情境下，企業(yè)為追逐高收益所愿意付出相應(yīng)代價(jià)的傾向^[1，2]。風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平越高，意味著企業(yè)的投資決策更偏好“高風(fēng)險(xiǎn)、高收益”項(xiàng)目，企業(yè)對(duì)“高風(fēng)險(xiǎn)、高收益”項(xiàng)目運(yùn)行失敗的承受能力越強(qiáng)^[3]。已有研究表明，當(dāng)企業(yè)面臨寬松的融資環(huán)境時(shí)，它們更愿意冒險(xiǎn)投資“高風(fēng)險(xiǎn)、高收益”的項(xiàng)目，進(jìn)而提高其風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平^[4]；相反，當(dāng)企業(yè)面臨嚴(yán)苛的融資環(huán)境時(shí)，它們對(duì)于“高風(fēng)險(xiǎn)、高收益”的項(xiàng)目投資非常謹(jǐn)慎，畢竟這類投資有可能“一著不慎，滿盤皆輸”，冒險(xiǎn)的投資行為一旦失敗，這類企業(yè)將難以承受其后果，因而其風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平也較低^[5]。

在我國(guó)資本市場(chǎng)發(fā)展史上，注冊(cè)制改革是一次重要的制度變遷。這次改革為我國(guó)的高科技企業(yè)創(chuàng)造了較為寬松的融資環(huán)境^[6]。與其他企業(yè)相比，高科技企業(yè)從事的高尖技術(shù)自主研發(fā)活動(dòng)往往蘊(yùn)藏著較大的風(fēng)險(xiǎn)：由于突破高尖技術(shù)的難度較大，這類自主研發(fā)活動(dòng)失敗的概率自然也很高，因此，從事高尖技術(shù)研發(fā)活動(dòng)往往具有高風(fēng)險(xiǎn)的特征。可以初步預(yù)見的是，注冊(cè)制改革為高科技企業(yè)提供的寬松融資環(huán)境，以及高科技企業(yè)自身在研發(fā)方面高投入的特征，均有助于提高其風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平。一個(gè)值得深思的問題是，當(dāng)某個(gè)行業(yè)出現(xiàn)注冊(cè)制公司之后，該行業(yè)原有的核準(zhǔn)制公司的風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平是否會(huì)發(fā)生變化，以及如何變化？這是一個(gè)很重要的問題，對(duì)該問題的解答，不僅有助于在理論上厘清注冊(cè)制改革對(duì)核準(zhǔn)制公司風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)能力的傳染機(jī)理，而且有助于在實(shí)踐中解答如何提高企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)能力的問題。

關(guān)于公司風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平的影響因素研究，已有研究主要從不確定環(huán)境^[7]、金融科技發(fā)展水平^[8]等宏觀層面，以及企業(yè)性質(zhì)^[9]、高管特質(zhì)^[10]、董事會(huì)特征^[11]等微觀層面展開，它們?yōu)樯钊肓私馄髽I(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平提供了有價(jià)值的參考。然而，出于內(nèi)生性等原因，部分研究在識(shí)別因果關(guān)系方面往往存在很大的缺陷。要解決這個(gè)問題，需要找到一個(gè)合適的外生沖擊場(chǎng)景進(jìn)行研究。在這方面，一些學(xué)者嘗試從制度變革上尋找企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平變動(dòng)的原因，例如，嘗試從美國(guó)的《薩班斯法案》^{[12，13]}《反壟斷法》^[14]以及中國(guó)的增值稅制度改革^[15]、設(shè)立滬港通制度^[16]等視角，檢驗(yàn)企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平的變化情況。這些研究的一個(gè)共性是，它們都是檢測(cè)制度變革的直接效應(yīng)，缺乏從溢出效應(yīng)的角度探索外生制度帶給企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平的變化。基于此，本文將注冊(cè)制改革作為準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，采用多時(shí)點(diǎn)雙重差分模型（staggered DID），從制度改革外溢的視角探究注冊(cè)制改革對(duì)同行核準(zhǔn)制公司風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平的影響，試圖為防范和化解企業(yè)面臨的重大風(fēng)險(xiǎn)、提高企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平提供決策參考。

二、理論分析與研究假設(shè)

風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)是企業(yè)在投資決策時(shí)的風(fēng)險(xiǎn)傾向，是對(duì)不確定投資機(jī)會(huì)的反應(yīng)^[17]。通常情況下，企業(yè)項(xiàng)目的投資收益與風(fēng)險(xiǎn)存在正相關(guān)關(guān)系，即高風(fēng)險(xiǎn)的項(xiàng)目往往蘊(yùn)含著高收益的預(yù)期。當(dāng)企業(yè)為了追求高收益而愿意選擇較高風(fēng)險(xiǎn)的投資項(xiàng)目時(shí)，其風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平較高；相反，如果公司不能承擔(dān)不確定性帶來的風(fēng)險(xiǎn)而放棄潛在的高收益項(xiàng)目時(shí)，其風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平較低^[18]。注冊(cè)制改革是中國(guó)資本市場(chǎng)發(fā)展史上的一次重要的制度變遷，那么，這次制度變遷會(huì)如何影響同行核準(zhǔn)制公司的風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平？作為理性經(jīng)濟(jì)人，公司高管是否從事“高風(fēng)險(xiǎn)、高收益”的經(jīng)營(yíng)活動(dòng)，進(jìn)而承擔(dān)較高水平的風(fēng)險(xiǎn)，可能取決于公司的財(cái)務(wù)資源及其風(fēng)險(xiǎn)動(dòng)機(jī)。下面分別從這兩個(gè)視角，探索注冊(cè)制改革如何影響同行核準(zhǔn)制公司的風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平。

首先，從公司財(cái)務(wù)資源的角度看，只有當(dāng)公司擁有足夠多的財(cái)務(wù)資源時(shí)，它們才會(huì)將這些資源投入“高風(fēng)險(xiǎn)、高收益”的項(xiàng)目中，進(jìn)而提高其風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平^[19]；相反，如果公司的財(cái)務(wù)資源非常緊張，在此情境下，公司的生存往往成為第一要?jiǎng)?wù)，理性的管理者可能更傾向選擇保守經(jīng)營(yíng)戰(zhàn)略。換言之，對(duì)于財(cái)務(wù)資源充足的公司，其風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平之所以更高，是因?yàn)榧词顾鼈兯鶑氖碌摹案唢L(fēng)險(xiǎn)、高收益”項(xiàng)目未能成功，其充足的財(cái)務(wù)資源依然能夠確保公司持續(xù)運(yùn)營(yíng)；相反，財(cái)務(wù)資源匱乏的公司缺乏風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的優(yōu)勢(shì)，一旦公司從事的高風(fēng)險(xiǎn)項(xiàng)目運(yùn)行失敗，公司可能會(huì)陷入“萬劫不復(fù)”的險(xiǎn)境^[20]。因此，作為理性經(jīng)濟(jì)人，公司高管在財(cái)務(wù)資源有限的情境下，通常不會(huì)從事“高風(fēng)險(xiǎn)”活動(dòng)，其風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平也較低。而注冊(cè)制改革極大地簡(jiǎn)化了公司上市的流程，降低了IPO的申請(qǐng)門檻，IPO發(fā)審效率更高，這種情形可以在很大程度上緩解企業(yè)所在行業(yè)的融資約束。在核準(zhǔn)制下，由于上市門檻較高，很多企業(yè)因?yàn)槿谫Y約束問題而難以從事“高風(fēng)險(xiǎn)、高收益”的項(xiàng)目。彭濤等^[6]發(fā)現(xiàn)注冊(cè)制改革之后，科技型企業(yè)的融資效率以及融資金額都得到顯著提升，證實(shí)了注冊(cè)制改革明顯為高科技企業(yè)提供了更多的財(cái)務(wù)資源?？偠灾?，隨著注冊(cè)制的推行，一系列注冊(cè)制公司陸續(xù)上市，同一行業(yè)的財(cái)務(wù)資源逐漸豐盈，同行之間爭(zhēng)奪財(cái)務(wù)資源（如銀行信貸配給、商業(yè)信用融資）的情形可能會(huì)有所減少。因此，注冊(cè)制改革可能會(huì)緩解同行核準(zhǔn)制公司的融資約束，進(jìn)而有助于提高其風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平。

其次，從公司風(fēng)險(xiǎn)動(dòng)機(jī)來看，注冊(cè)制公司的上市會(huì)帶來同行之間的競(jìng)爭(zhēng)壓力，這種競(jìng)爭(zhēng)可能會(huì)促使核準(zhǔn)制公司從事更多的研發(fā)活動(dòng)，進(jìn)而提高其風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平。從歷史的角度看，中國(guó)注冊(cè)制改革首先在“科創(chuàng)板”和“創(chuàng)業(yè)板”兩個(gè)板塊推行。與其他板塊的上市公司相比，“科創(chuàng)板”和“創(chuàng)業(yè)板”匯聚了大量的高科技企業(yè)，這類企業(yè)的特征是對(duì)自主研發(fā)失敗的容忍度較高，其風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平因此較高^[21]。一旦注冊(cè)制公司在某個(gè)關(guān)鍵技術(shù)領(lǐng)域取得突破，其帶來的收益可能是巨大的，它們很有可能因?yàn)槟稠?xiàng)技術(shù)的成功突破而搶走同行核準(zhǔn)制公司的大量市場(chǎng)份額，導(dǎo)致核準(zhǔn)制公司的經(jīng)營(yíng)陷入被動(dòng)。因此，當(dāng)某個(gè)行業(yè)出現(xiàn)注冊(cè)制公司時(shí)，同行核準(zhǔn)制公司為了提高其在行業(yè)內(nèi)的競(jìng)爭(zhēng)力，可能會(huì)加大研發(fā)投入力度^[22]。眾所周知，高尖技術(shù)（如芯片制造等“卡脖子”技術(shù)）突破的難度非常大，這類自主研發(fā)活動(dòng)失敗的概率極高。因此，注冊(cè)制公司在行業(yè)中的出現(xiàn)會(huì)加劇同行企業(yè)之間的市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)，可能會(huì)迫使同行核準(zhǔn)制公司增加研發(fā)投入，進(jìn)而提升其風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平。

基于上述分析，提出以下研究假設(shè)：

H 其他條件不變，注冊(cè)制改革提升了同行核準(zhǔn)制公司的風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

選取2012—2022年中國(guó)滬深A(yù)股核準(zhǔn)制上市公司為初始樣本。選擇2012年為研究起點(diǎn)的原因是，在界定實(shí)驗(yàn)組和對(duì)照組公司時(shí)需要考慮行業(yè)分類（即是否與注冊(cè)制公司同行），而2012年是中國(guó)證券監(jiān)督管理委員會(huì)（以下簡(jiǎn)稱“證監(jiān)會(huì)”）推出新的行業(yè)分類指引的首年。根據(jù)證監(jiān)會(huì)《上市公司行業(yè)分類指引》（2012年修訂），按照“字母+兩位數(shù)字代碼”進(jìn)行行業(yè)分類，據(jù)此定義實(shí)驗(yàn)組公司和對(duì)照組公司。其中，如果某行業(yè)存在注冊(cè)制公司，那么，該行業(yè)的核準(zhǔn)制公司為實(shí)驗(yàn)組，否則為對(duì)照組。由于計(jì)量第t年企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平時(shí)，需要用到第t年之前和之后一年的數(shù)據(jù)，即第（t - 1）～（t + 1）年的數(shù)據(jù)，因此，最終假設(shè)檢驗(yàn)的樣本年度為2013—2021年。樣本按照以下原則處理：（1）剔除金融保險(xiǎn)類和ST類上市公司；（2）剔除數(shù)據(jù)缺失的樣本；（3）剔除資產(chǎn)負(fù)債率大于1的樣本；（4）剔除2019年后才上市的樣本；（5）剔除上市當(dāng)年的樣本；（6）剔除樣本期內(nèi)發(fā)生過行業(yè)變更的樣本；（7）因采用個(gè)體固定效應(yīng)模型，刪除樣本期間只有1個(gè)年度觀測(cè)值的樣本；（8）為降低數(shù)據(jù)極端值對(duì)研究結(jié)果的影響，對(duì)連續(xù)型變量進(jìn)行1%和99%縮尾處理。經(jīng)過篩選共獲得19588個(gè)公司年度觀測(cè)值。數(shù)據(jù)均來自CSMAR數(shù)據(jù)庫(kù)。

（二）研究模型與變量定義

為檢驗(yàn)假設(shè)，參考相關(guān)研究^[23，24]，構(gòu)建多時(shí)點(diǎn)雙重差分模型：

Riski，t=β0+β1RSIi，j，t+β2Sizei，t+β3Levi，t+nbsp;β4Roai，t+β5Growthi，t+β6Agei，t+"β7Top1i，t+β8Boardi，t+β9Indepi，t+"β10NonRSNj，t+λi+μt+εi，j，t "（1）

其中，被解釋變量Riski，t為公司風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平。根據(jù)已有研究[18，25]，以（t - 1，t + 1）共三年作為觀測(cè)期，通過度量觀測(cè)期間內(nèi)Adj_Roa的標(biāo)準(zhǔn)差和極差兩種方法來衡量公司風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平（Risk1和Risk2），詳細(xì)計(jì)算步驟見模型（2）～模型（4）。

Adj_Roai，t=Ebiti，tAsseti，t－1X∑Xk=1Ebitk，tAssetk，t（2）

Risk1i，t=1T－1∑Tt=1（Adj_Roai，t－1T∑Tt=1Adj_Roai，t）2|T=3（3）

Risk2i，t=Max{Adj_Roai，t-1，Adj_Roai，t，"Adj_Roai，t+1}-Min{Adj_Roai，t-1，"Adj_Roai，t，Adj_Roai，t+1}（4）

其中，Adj_Roa為經(jīng)過行業(yè)年度均值調(diào)整的總資產(chǎn)收益率，Ebit為公司息稅前利潤(rùn)，Asset為年末資產(chǎn)總額，Max（·）和 Min（·）分別表示最大值和最小值。

模型（1）的解釋變量為虛擬變量RSIi，j，t，具體賦值如下：核準(zhǔn)制公司i所在行業(yè)j存在注冊(cè)制上市公司當(dāng)年及其之后年份，RSIi，j，t賦值為1，否則為0。借鑒相關(guān)研究 [24，26，27]的做法，選擇一些公司特征變量作為控制變量。同時(shí)，還控制了個(gè)體固定效應(yīng)和年份固定效應(yīng)。

各主要變量及其定義見表1。

四、實(shí)證結(jié)果與分析

（一）描述性統(tǒng)計(jì)

主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果顯示（見表2），Risk1的最小值為0.0002，最大值為0.4234，Risk2的最小值為0.0003，最大值為0.8307，說明不同公司的風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平存在較大差異。RSI的均值為0.2724，表明所有核準(zhǔn)制公司樣本中，有27.24%的公司所在行業(yè)存在注冊(cè)制公司（其余變量結(jié)果不再一一贅述）。

（二）單變量檢驗(yàn)

在進(jìn)行回歸分析前，首先將核準(zhǔn)制公司分為實(shí)驗(yàn)組和對(duì)照組。如果某個(gè)核準(zhǔn)制企業(yè)所在行業(yè)里有注冊(cè)制上市公司，則該公司被劃分為實(shí)驗(yàn)組，否則為對(duì)照組。其次，檢驗(yàn)兩組公司風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平是否存在顯著差異，結(jié)果見表3。實(shí)驗(yàn)組公司Risk1的均值和中位數(shù)（0.035和0.021）均顯著高于對(duì)照組公司的對(duì)應(yīng)數(shù)值（0.028和0.017）；類似地，實(shí)驗(yàn)組公司Risk2的均值和中位數(shù)（0.067和0.040）也均顯著高于對(duì)照組公司的對(duì)應(yīng)數(shù)值（0.053和0.033），由此表明，注冊(cè)制的實(shí)施對(duì)同行核準(zhǔn)制公司的風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平起到提升作用，初步印證了H。

（三）主回歸結(jié)果

表4是對(duì)模型（1）的回歸結(jié)果。其中，列（1）和列（2）的被解釋變量為Risk1，列（3）和列（4）的被解釋變量為Risk2；列（1）和列（3）為不加控制變量但加入個(gè)體和年份固定效應(yīng)的回歸結(jié)果，列（2）和列（4）為在列（1）和列（3）的基礎(chǔ)上加入控制變量的回歸結(jié)果。以列（2）和列（4）的結(jié)果為例，RSI的回歸系數(shù)分別為0.004和0.007，且都在1%的水平上顯著，表明注冊(cè)制公司的上市對(duì)同行核準(zhǔn)制公司產(chǎn)生了以下溢出效應(yīng)：注冊(cè)制改革使同行核準(zhǔn)制公司的風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平明顯提升，該回歸結(jié)果支持H。從經(jīng)濟(jì)含義上看，注冊(cè)制改革導(dǎo)致同行核準(zhǔn)制公司的風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平（Risk1和Risk2）分別提高了0.4%和0.7%。

（四）平行趨勢(shì)檢驗(yàn)

采用雙重差分模型的前提是要滿足平行趨勢(shì)檢驗(yàn)。為此，以注冊(cè)制公司進(jìn)入某行業(yè)的前一年（Pre1）為基準(zhǔn)，檢驗(yàn)其他年份的風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平的變化趨勢(shì)。具體模型如下：

Riski，t=α0+α1Treati，j×Pre6+α2Treati，j×

Pre5+α3Treati，j×Pre4+α4Treati，j×

Pre3+α5Treati，j×Pre2+α6Treati，j×

Current+α7Treati，j×Post1+α8Treati，j×

Post2+∑αControlVariables "（5）

其中，Treati，j為虛擬變量：如果某個(gè)行業(yè)j存在注冊(cè)制公司，那么該行業(yè)中的核準(zhǔn)制公司i為實(shí)驗(yàn)組，此時(shí)Treati，j取值為1，否則為0。Pre6代表行業(yè)內(nèi)首次出現(xiàn)注冊(cè)制公司的前6年，Current代表行業(yè)內(nèi)出現(xiàn)注冊(cè)制上市公司的當(dāng)年，Post1代表行業(yè)內(nèi)出現(xiàn)注冊(cè)制公司之后第1年，其余時(shí)間變量以此類推。上述回歸結(jié)果的系數(shù)大小見圖1，其中，被解釋變量為Risk1（左圖）和Risk2（右圖）。該圖顯示，與注冊(cè)制公司進(jìn)入某個(gè)行業(yè)的前一年（Pre1）相比，在注冊(cè)制公司進(jìn)入某一行業(yè)之前的其他年份（如Pre2，Pre3，…，Pre6），核準(zhǔn)制實(shí)驗(yàn)組公司與對(duì)照組公司之間的風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平并沒有明顯差異，平行趨勢(shì)假設(shè)得到支持。然而，在行業(yè)內(nèi)首次出現(xiàn)注冊(cè)制公司的當(dāng)年以及之后的年份（Current、Post1、Post2）里，同行的核準(zhǔn)制公司的風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平得到提高，說明注冊(cè)制改革對(duì)同行核準(zhǔn)制公司風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平產(chǎn)生溢出效應(yīng)，并且該效應(yīng)具有一定的持續(xù)性。

五、穩(wěn)健性檢驗(yàn)

（一）新冠肺炎疫情流行解釋的排除

中國(guó)推進(jìn)注冊(cè)制改革期間正值新冠肺炎疫情流行的高峰期。為克服新冠肺炎疫情的不利影響，中國(guó)政府對(duì)醫(yī)藥行業(yè)加大了新藥品和疫苗等方面的研發(fā)投入力度。這類研發(fā)活動(dòng)的特點(diǎn)是失敗風(fēng)險(xiǎn)較高，因而新冠肺炎疫情醫(yī)藥企業(yè)從事該研發(fā)活動(dòng)所承擔(dān)的風(fēng)險(xiǎn)更高。換言之，我們觀察到實(shí)驗(yàn)組的風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平更高的現(xiàn)象，未必是注冊(cè)制公司產(chǎn)生溢出效應(yīng)的結(jié)果，而是新冠肺炎疫情本身迫使醫(yī)藥衛(wèi)生核準(zhǔn)制公司提高其風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平。從這個(gè)角度看，注冊(cè)制改革與實(shí)驗(yàn)組公司風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平之間的因果關(guān)系，可能在一定程度上受新冠肺炎疫情解釋的干擾。為此，采用以下方法排除這種干擾：第一，刪除醫(yī)藥衛(wèi)生樣本再進(jìn)行回歸；第二，在模型（1）中加入交乘項(xiàng)MH×RSI，其中，MH為虛擬變量，如果公司屬于醫(yī)藥衛(wèi)生樣本時(shí)取值為1，否則為0；第三，以醫(yī)藥衛(wèi)生核準(zhǔn)制公司為研究對(duì)象，按細(xì)分行業(yè)分組，對(duì)比細(xì)分行業(yè)中有注冊(cè)制公司和沒有注冊(cè)制公司在風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平上的差距，按照前面的行業(yè)標(biāo)準(zhǔn)分類，若該行業(yè)中存在注冊(cè)制公司，則RSI取值為1，否則為0。

上述檢驗(yàn)結(jié)果見表5，其中，列（1）和列（2）中RSI的回歸系數(shù)分別為0.003和0.006，且均在1%的水平上顯著，表明剔除了醫(yī)藥衛(wèi)生企業(yè)樣本后，注冊(cè)制的實(shí)施仍使同行核準(zhǔn)制公司的風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平有所提升，結(jié)論不變；列（3）和列（4）中MH×RSI的回歸系數(shù)分別為0.003和0.006，且均不顯著，表明與其他企業(yè)相比，醫(yī)藥衛(wèi)生企業(yè)的風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平并非更高，由此排除了“注冊(cè)制改革導(dǎo)致同行核準(zhǔn)制公司風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平更高”的結(jié)論是來自新冠肺炎疫情的假設(shè)；列（5）和列（6）中變量RSI的回歸系數(shù)分別為0.010和0.018，且均在1%的水平上顯著，表明單獨(dú)以核準(zhǔn)制醫(yī)藥公司為研究對(duì)象后，同樣是醫(yī)藥衛(wèi)生公司與沒有注冊(cè)制公司的行業(yè)相比，行業(yè)中引進(jìn)了注冊(cè)制公司的同行核準(zhǔn)制公司的風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平更高，同樣證實(shí)了H。

（二）重新計(jì)量企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平的測(cè)試

借鑒已有研究[2，18]的做法，將觀測(cè)時(shí)間段由三年延長(zhǎng)到五年，采用（t - 2，t + 2）共五年的Adj_Roa的標(biāo)準(zhǔn)差和極差（Risk3和Risk4）重新衡量風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平。表6是將模型（1）的被解釋變量替換后的回歸結(jié)果。其中，列（1）和列（2）的被解釋變量為Risk3，列（3）和列（4）的被解釋變量為Risk4；列（1）和列（3）為不加控制變量但加入個(gè)體和年份固定效應(yīng)的回歸結(jié)果，列（2）和列（4）為在列（1）和列（3）的基礎(chǔ)上加入控制變量的回歸結(jié)果。回歸結(jié)果顯示，列（1）和列（3）中RSI的回歸系數(shù)分別為0.003、0.006，且都在1%的水平上顯著；列（2）和列（4）中RSI的回歸系數(shù)分別為0.001和0.003，且都在10%的水平上顯著，表明注冊(cè)制改革有利于提高同行核準(zhǔn)制公司的風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平，與前述結(jié)論一致。

（三）PSM-DID檢驗(yàn)

采用傾向得分匹配法（PSM）解決可能的自選擇偏差問題，具體采用匹配比率為1∶3的最近鄰匹配方法，最終得到13157個(gè)樣本，在此基礎(chǔ)上再進(jìn)行雙重差分（DID）檢驗(yàn)。回歸結(jié)果顯示①，回歸系數(shù)分別為0.003和0.006，且均在5%的水平上顯著，表明采用PSM-DID方法后，仍支持注冊(cè)制改革顯著提高同行核準(zhǔn)制公司風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平的結(jié)論。

六、機(jī)制檢驗(yàn)

在理論上，融資約束以及研發(fā)投入對(duì)公司風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平的作用已經(jīng)得到充分的論證，即融資約束程度越大，公司風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平越低[28]；而公司研發(fā)投入越多，其風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平越高[21]?；诖?，參考江艇[29]的研究，主要檢驗(yàn)核心解釋變量是否影響同行核準(zhǔn)制公司的融資約束和研發(fā)投入，具體結(jié)果見表7。借鑒已有研究[30，31]的做法，采用融資約束指數(shù)（FC）和年度研發(fā)投入占營(yíng)業(yè)收入的比例（Ramp;D）分別衡量公司融資約束程度和研發(fā)投入強(qiáng)度。其中，融資約束指數(shù)越大，表明公司的融資約束程度越高。列（1）和列（2）反映了注冊(cè)制改革如何影響同行核準(zhǔn)制公司的融資約束程度，變量RSI的回歸系數(shù)分別為-0.024和-0.011，且都在1%的水平上顯著，表明注冊(cè)制改革確實(shí)緩解了同行核準(zhǔn)制公司的融資約束；列（3）和列（4）反映的是注冊(cè)制改革如何影響同行核準(zhǔn)制公司的研發(fā)投入強(qiáng)度，變量RSI的回歸系數(shù)分別為0.171和0.161，且都在1%的水平上顯著，表明注冊(cè)制改革提高了同行核準(zhǔn)制公司的研發(fā)投入強(qiáng)度。綜上，注冊(cè)制改革是通過緩解融資約束和加大研發(fā)投入力度的渠道，提高了同行核準(zhǔn)制公司風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平，證實(shí)了此前的理論預(yù)期。

七、異質(zhì)性檢驗(yàn)

（一）基于行業(yè)內(nèi)注冊(cè)制公司數(shù)量的異質(zhì)性檢驗(yàn)

以上研究結(jié)果表明，注冊(cè)制公司的上市會(huì)引發(fā)同行核準(zhǔn)制公司提高其風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平。問題在于，不同行業(yè)引進(jìn)的注冊(cè)制公司數(shù)量可能是不一樣的[24]，既然注冊(cè)制公司的上市導(dǎo)致同行核準(zhǔn)制公司提高其風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平，那么，在注冊(cè)制上市公司數(shù)量越多的行業(yè)里，上述溢出效應(yīng)是否也可能越強(qiáng)？為了探索這個(gè)問題，在模型（1）的基礎(chǔ)上分別加入交乘項(xiàng)RSI×Number和RSI×Ratio，通過這兩個(gè)系數(shù)的大小來判斷上述異質(zhì)性效果。其中，Number為行業(yè)內(nèi)注冊(cè)制公司數(shù)量加1取自然對(duì)數(shù)，Ratio為行業(yè)內(nèi)注冊(cè)制公司數(shù)量加1取自然對(duì)數(shù)與行業(yè)內(nèi)上市公司總數(shù)加1取自然對(duì)數(shù)的比值。結(jié)果顯示①，交乘項(xiàng)RSI×Number的系數(shù)分別為0.001和0.002，且都在5%的水平上顯著，表明行業(yè)內(nèi)注冊(cè)制公司的數(shù)量越多，其溢出效應(yīng)越明顯；交乘項(xiàng)RSI×Ratio的系數(shù)分別為0.008和0.016，且分別在5%和1%的水平上顯著，表明行業(yè)內(nèi)注冊(cè)制公司占比越大，注冊(cè)制改革提高同行核準(zhǔn)制公司風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平的作用越明顯。

（二）基于行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)的異質(zhì)性檢驗(yàn)

注冊(cè)制公司的上市會(huì)加劇同行之間的競(jìng)爭(zhēng)，同行核準(zhǔn)制公司迫于競(jìng)爭(zhēng)壓力也會(huì)增加對(duì)研發(fā)項(xiàng)目的投入，進(jìn)而提高其風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平。既然市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)是驅(qū)動(dòng)同行公司提高風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平的因素之一[22]，那么，在不同的行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)環(huán)境下，上述溢出效應(yīng)可能不同，其中，競(jìng)爭(zhēng)程度越高的行業(yè)，其溢出效應(yīng)理應(yīng)越明顯。為驗(yàn)證該假設(shè)，在模型（1）的基礎(chǔ)上分別加入交乘項(xiàng)RSI×HHI1和RSI×HHI2進(jìn)行回歸。參考已有研究[32，33]的做法，用赫芬達(dá)爾指數(shù)（HHI）衡量公司所處行業(yè)的市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)程度。其中，HHI1為一個(gè)行業(yè)中各個(gè)公司營(yíng)業(yè)收入所占行業(yè)營(yíng)業(yè)收入總計(jì)百分比的平方和，然后乘（-1）；HHI2為一個(gè)行業(yè)中各個(gè)公司所有者權(quán)益的賬面價(jià)值所占行業(yè)所有者權(quán)益的賬面價(jià)值總計(jì)百分比的平方和，然后乘（-1）。結(jié)果顯示①，交乘項(xiàng)RSI×HHI1的系數(shù)分別為0.012和0.023，且在10%的水平上顯著，表明行業(yè)內(nèi)競(jìng)爭(zhēng)程度越激烈，注冊(cè)制改革對(duì)同行核準(zhǔn)制公司的風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平的提升作用越明顯；交乘項(xiàng)RSI×HHI2的系數(shù)分別為0.015和0.028，也都在10%的水平上顯著，同樣支持了此前的預(yù)期。

八、結(jié)論與啟示

以上研究表明：注冊(cè)制改革提高了同行核準(zhǔn)制公司的風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平，且經(jīng)過一系列穩(wěn)健性檢驗(yàn)后結(jié)論依然成立；注冊(cè)制改革主要通過緩解同行核準(zhǔn)制公司的融資約束以及加大研發(fā)投入力度的渠道提升其風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平。與此同時(shí)，公司所處行業(yè)內(nèi)注冊(cè)制公司的數(shù)量越多以及行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)程度越高時(shí)，其溢出效應(yīng)越強(qiáng)。

以上研究結(jié)論具有一定的政策啟示：第一，注冊(cè)制改革提高了同行核準(zhǔn)制公司風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平。這一結(jié)果深化了對(duì)注冊(cè)制改革帶來的經(jīng)濟(jì)后果和對(duì)企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平影響因素的理解，有利于為后續(xù)全面注冊(cè)制改革的規(guī)則制定提供經(jīng)驗(yàn)。第二，研究結(jié)果可為我國(guó)資本市場(chǎng)注冊(cè)制改革的深入推進(jìn)和同行企業(yè)的風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平的提升管理提供有益啟示，有助于鼓勵(lì)企業(yè)加大力度參與高尖科技創(chuàng)新，提高研發(fā)投入強(qiáng)度。第三，政府可以制定支持注冊(cè)制改革的相關(guān)政策，包括進(jìn)一步精簡(jiǎn)審核流程、加強(qiáng)信息披露監(jiān)管、優(yōu)化市場(chǎng)環(huán)境等，以降低企業(yè)上市門檻，加劇市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)，鼓勵(lì)企業(yè)增強(qiáng)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)能力，從容應(yīng)對(duì)各種挑戰(zhàn)。

注釋：

① 限于篇幅，具體結(jié)果未呈現(xiàn)，備索。

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（責(zé)任編輯：允萱）

Registration Reform and Risk Taking of Peer-Approved Firms

WU Xihao1， TAN Jiayi1， CHEN Chen2

（1.International Business School， Hainan University，Haikou，Hainan" 570228，China;

2．School of Management，Guangdong University of" Technology，Guangzhou，Guangdong 510520，China）

Abstract：Based on a quasi-natural experiment of registration" reform，

this study explores the spillover effects of the reform from the perspective of risk-taking of peer-approved firms by using the data of Chinese A-share listed companies in Shanghai and Shenzhen from 2012 to 2022. The research finds that the registration system reform has a positive spillover investment on the risk-taking level of peer-approved firms. Mechanism tests show that the registration reform increases the risk-taking level of peer-approved firms mainly through the channels of easing the financing constraints of peer-approved firms and increasing their Ramp;D efforts. Heterogeneity tests show that the above spillover effects are more pronounced in industries with a larger number of registration system firms and a higher degree of competition. In view of this， it is necessary to improve the financing function of the capital market， reduce financing constraints for firms， increase Ramp;D investment， promote fair competition among peer enterprises， which can help firms improve their risk-taking level.

Key words：registration reform; level of risk-taking; industry competition; spillover effects

基金項(xiàng)目：" 國(guó)家自然科學(xué)基金項(xiàng)目（72062012，72374050）；海南省自然科學(xué)基金（高層次人才項(xiàng)目）（722RC636）；海南省高等學(xué)校教育教學(xué)改革研究重點(diǎn)項(xiàng)目（Hnjg2023ZD-2）；海南大學(xué)教育教學(xué)改革重點(diǎn)項(xiàng)目（hdyj2303）；廣東省哲學(xué)社會(huì)科學(xué)共建課題（GD23XGL028，GD23XGL027，GD23XGL001）

作者簡(jiǎn)介： 吳錫皓（1979—），男，海南三亞人，博士，海南大學(xué)國(guó)際商學(xué)院教授，博士生導(dǎo)師，研究方向：資本市場(chǎng)制度建設(shè)；通信作者：陳沉（1987—），女，山東濟(jì)寧人，博士，廣東工業(yè)大學(xué)管理學(xué)院講師，碩士生導(dǎo)師，研究方向：ESG、數(shù)字化轉(zhuǎn)型與信息披露。