楊曉亮，李 冬，王維紅

（1.天津財(cái)經(jīng)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，天津300222；2.天津外國語大學(xué) 濱海外事學(xué)院，天津300270）

一、引言

近年來，中國政府持續(xù)推進(jìn)資本市場對(duì)外開放。習(xí)近平總書記在黨的十九大報(bào)告中指出，要“深化金融體制改革，增強(qiáng)金融服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)能力，提高直接融資比重，促進(jìn)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(dòng)力（鐘凱等，2018）［1］，亦是經(jīng)濟(jì)持續(xù)發(fā)展的內(nèi)生動(dòng)力（Bekaert et al.，2001）［2］。有研究認(rèn)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(jìn)而推動(dòng)了一國經(jīng)濟(jì)增長（Gupta and Yuan，2009）［4］；通過引入發(fā)達(dá)國家或地區(qū)的境外機(jī)構(gòu)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(zhì)量（Gul et al.，2010；Fang et al.，2015）［6～7］，促進(jìn)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(jià)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(qiáng)了一國經(jīng)濟(jì)與國際市場的聯(lián)動(dòng)性（Stiglitz，2000）［10］，但是也可能通過“風(fēng)險(xiǎn)傳染效應(yīng)”加劇國內(nèi)資本市場的波動(dòng)風(fēng)險(xiǎn)（Prabha et al.，2010）［11］。此外，盡管來自發(fā)達(dá)國家或地區(qū)的境外投資者具有較強(qiáng)的信息分析處理能力，但是因?yàn)槿狈Ρ镜匦畔ⅲ瑢?dǎo)致其可能存在較強(qiáng)的短期行為動(dòng)機(jī)（Choe et al.，2005）［12］，從而降低國內(nèi)股票定價(jià)效率（Chan et al.，2008）［13］。上述研究結(jié)論未達(dá)成共識(shí)的重要原因之一是雙向因果關(guān)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(jié)果，即資本市場開放程度潛在地取決于當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)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(shí)施，為本文探討資本市場開放如何影響企業(yè)對(duì)外直接投資（OFDI）提供了一個(gè)天然的“準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)”環(huán)境。通過使用“漸進(jìn)”倍差法（DID），有助于解決雙向因果等內(nèi)生性問題，增強(qiáng)經(jīng)驗(yàn)分析的可信性。

與本研究緊密相關(guān)的文獻(xiàn)有兩個(gè)方面。一方面是關(guān)于滬深港通交易制度實(shí)施對(duì)股票市場和上市公司經(jīng)濟(jì)行為影響的研究。對(duì)于前者，學(xué)者們研究發(fā)現(xiàn)，滬港通交易制度的實(shí)施提高了滬港兩市行業(yè)間的雙向波動(dòng)溢出程度（徐曉光等，2017）［15］；提升了上市公司信息披露質(zhì)量，從而降低了股價(jià)的異質(zhì)性波動(dòng)（鐘凱等，2018）［1］；增強(qiáng)了價(jià)格對(duì)資源配置的引導(dǎo)作用，從而提高了資本市場的運(yùn)行效率（鐘覃琳和陸正飛，2018）［16］。對(duì)于后者，學(xué)者們的研究表明，滬深港通交易制度的實(shí)施增強(qiáng)了股價(jià)對(duì)標(biāo)的企業(yè)投資的引導(dǎo)作用（連立帥、朱松和陳超，2019）［17］；推動(dòng)了企業(yè)的國內(nèi)外投資行為（連立帥、朱松和陳關(guān)亭，2019）［18］；提高了企業(yè)的投資效率（陳運(yùn)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(yùn)森和黃健嶠，2019）［20］。此外，因?yàn)榘l(fā)達(dá)國家或地區(qū)的境外機(jī)構(gòu)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(jìn)而促使國內(nèi)企業(yè)加大研發(fā)投入，從而提高技術(shù)創(chuàng)新水平（Wen et al.，2018）［22］。然而，鮮有文獻(xiàn)研究滬深港通交易制度實(shí)施對(duì)上市公司OFDI的影響及作用機(jī)制，本文擬對(duì)這一研究主題進(jìn)行深入探討和分析。另一方面是對(duì)中國企業(yè)“走出去”影響因素的研究?，F(xiàn)有文獻(xiàn)對(duì)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(luò)結(jié)構(gòu)（蔣為等，2019）［25］、最低工資標(biāo)準(zhǔn)（王歡歡等，2019）［26］以及“一帶一路”倡議（呂越等，2019）［27］等因素對(duì)中國企業(yè)OFDI的影響。但是基于上市公司數(shù)據(jù)進(jìn)行該主題研究的文獻(xiàn)較少，而考察資本市場開放與企業(yè)OFDI二元邊際關(guān)系的文獻(xiàn)則更少。

本文可能的貢獻(xiàn)體現(xiàn)在三個(gè)方面:第一，研究視角上，在融合Lawless（2010）［28］和Chaney（2016）［29］模型進(jìn)行理論分析的基礎(chǔ)上，首次考察了以滬深港通交易制度實(shí)施為標(biāo)志的資本市場開放對(duì)上市公司OFDI二元邊際的影響及作用機(jī)制，有助于加深對(duì)資本市場開放與實(shí)體經(jīng)濟(jì)行為關(guān)系及作用機(jī)制的理解，并為“金融服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)”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(shí)施的準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，結(jié)合其逐步開放的試點(diǎn)機(jī)制，使用漸進(jìn)DID方法進(jìn)行實(shí)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(shí)證研究結(jié)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(duì)企業(yè)OFDI的動(dòng)態(tài)影響，以保證實(shí)證研究結(jié)論的時(shí)效性，豐富了資本市場開放和企業(yè)OFDI等主題的實(shí)證研究。

二、理論模型與研究命題

假設(shè)每個(gè)國家都生產(chǎn)一系列連續(xù)的差異化產(chǎn)品h。一國消費(fèi)者對(duì)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(fèi)者對(duì)商品h的需求，可表示為:

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

假設(shè)國家中的每個(gè)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(guān)，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(jī)抽取，服從概率密度函數(shù)為［0，∞］的F（φ）分布。企業(yè)對(duì)j國OFDI時(shí)，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(jià)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(fù)利潤，需要滿足條件:

由此，確定進(jìn)入j國的生產(chǎn)率門檻為:

與Lawless（2010）［28］的研究類似，對(duì)企業(yè)OFDI的二元邊際進(jìn)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(duì)j國的總銷售額Oj是通過對(duì)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(duì)總銷售額的影響渠道有兩個(gè):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(duì)其當(dāng)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?yàn)樗话ㄔ诖_定生產(chǎn)率門檻水平之中。生產(chǎn)率門檻值的提高會(huì)導(dǎo)致一些企業(yè)退出j國市場。到j(luò)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(kuò)展邊際為:

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

由生產(chǎn)率分布函數(shù)的性質(zhì)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(huì)越高，即/?Fj＞0，因此可得?Nj/?Fj＜0，其經(jīng)濟(jì)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(huì)越來越少，導(dǎo)致OFDI企業(yè)的數(shù)量下降，即擴(kuò)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(kuò)展邊際關(guān)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(jié)合式（13），可得?Oj/N( )j/?Fj＞0，其經(jīng)濟(jì)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(dǎo)致生產(chǎn)率水平較低的企業(yè)退出，同時(shí)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(yīng)”，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(zhì)性的流動(dòng)性約束融入到新貿(mào)易理論中（Melitz，2003）［31］，提供了另一個(gè)企業(yè)異質(zhì)性特征。假定每個(gè)企業(yè)都面臨著一個(gè)隨機(jī)的流動(dòng)性沖擊（記為θi），隨著一國資本市場的不斷開放，將會(huì)為企業(yè)提供較好的融資環(huán)境，從而緩解流動(dòng)性約束（Quinn and Toyoda，2008［3］；連立帥、朱松和陳關(guān)亭，2019［18］）。本文假定θi越大，企業(yè)資金流動(dòng)性越充裕。企業(yè)的流動(dòng)性資金從兩個(gè)方面影響OFDI企業(yè)所面臨的固定成本約束:一方面，當(dāng)企業(yè)生產(chǎn)率水平低于門檻值時(shí)，充裕的流動(dòng)性資金緩解了企業(yè)的融資約束（記為γi），增強(qiáng)了企業(yè)支付OFDI固定成本的能力。換言之，此時(shí)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(jìn)企業(yè)OFDI。另一方面，充裕的流動(dòng)性資金也有助于促進(jìn)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(jìn)而推動(dòng)企業(yè)OFDI。綜上可得:

結(jié)合式（14）和式（18），可得資本市場開放與企業(yè)OFDI擴(kuò)展邊際的關(guān)系為:

式（19）的經(jīng)濟(jì)含義為:充裕的流動(dòng)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(jìn)了企業(yè)OFDI的擴(kuò)展邊際。

此外，結(jié)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(guān)系為:

式（20）表明，當(dāng)一國企業(yè)的流動(dòng)性資金充裕時(shí)，雖然有助于增加OFDI企業(yè)的數(shù)量，但是同時(shí)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(gè)待檢驗(yàn)命題:

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

命題2:增強(qiáng)資金流動(dòng)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(gè)重要渠道。

三、計(jì)量模型設(shè)定與變量測度

（一）計(jì)量模型設(shè)定

為了考察資本市場開放與企業(yè)OFDI二元邊際的關(guān)系，設(shè)定計(jì)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(kuò)展邊際和集約邊際；交叉項(xiàng)HSHK×POST表示以滬深港通交易制度實(shí)施為標(biāo)志的資本市場開放，考察其對(duì)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(shí)間和行業(yè)固定效應(yīng)，即μi、μt和μj。ε為模型誤差項(xiàng)。

（二）變量測度

1.企業(yè)對(duì)外直接投資的二元邊際

基于Lawless（2010）［28］的定義，擴(kuò)展邊際（OFDI_EX）采用企業(yè)年度OFDI關(guān)聯(lián)公司數(shù)表示；集約邊際（OFDI_IN）采用企業(yè)年度OFDI關(guān)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(guān)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(wù)部對(duì)外經(jīng)濟(jì)合作司的解釋，境外企業(yè)按設(shè)立方式主要分為子公司、聯(lián)營公司和分支機(jī)構(gòu)。因此，從“關(guān)聯(lián)公司基本文件”中篩選上述3種關(guān)聯(lián)關(guān)系公司數(shù)作為企業(yè)OFDI的擴(kuò)展邊際指標(biāo)；從“關(guān)聯(lián)交易情況文件”中篩選投資額，并結(jié)合關(guān)聯(lián)公司數(shù)測度企業(yè)OFDI的集約邊際指標(biāo)。圖1為2007—2018年關(guān)聯(lián)企業(yè)數(shù)、總投資額和平均投資額的時(shí)間趨勢圖。觀察發(fā)現(xiàn)，受2008年“次貸危機(jī)”的影響，3個(gè)指標(biāo)皆大幅下降；2009—2014年3個(gè)指標(biāo)均在波動(dòng)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(shí)施時(shí)間相吻合（滬港通試點(diǎn)于2014年11月17日正式啟動(dòng)），初步驗(yàn)證了命題1，即資本市場開放促進(jìn)了企業(yè)OFDI的擴(kuò)展邊際，但抑制了集約邊際。

圖1 2007—2018年上市公司OFDI時(shí)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(wù)院總理李克強(qiáng)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(dòng)新一輪高水平對(duì)外開放，一個(gè)很重要的方面，就是要擴(kuò)大服務(wù)業(yè)包括資本市場的對(duì)外開放”。當(dāng)日，中國證監(jiān)會(huì)正式批準(zhǔn)滬港通試點(diǎn)。2014年11月17日，滬港通試點(diǎn)正式啟動(dòng)，標(biāo)志著中國資本市場開放進(jìn)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(jī)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(huì)員或香港聯(lián)交所參與者，買賣規(guī)定范圍內(nèi)對(duì)方交易所上市公司的股票。滬港通又細(xì)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(shè)立的證券交易服務(wù)公司，向香港聯(lián)交所進(jìn)行申報(bào)，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(jì)商，經(jīng)由香港聯(lián)交所設(shè)立的證券交易服務(wù)公司向上交所進(jìn)行申報(bào)，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(biāo)的股票為568只，截止至2018年12月31日，共納入902只標(biāo)的股票。在滬港通制度實(shí)施背景下，外資進(jìn)入內(nèi)地資本市場的渠道進(jìn)一步拓寬。隨著滬港通交易制度的平穩(wěn)運(yùn)行與經(jīng)驗(yàn)積累，深港通交易制度也醞釀實(shí)施。2016年8月16日，國務(wù)院批準(zhǔn)《深港通實(shí)施方案》；2016年12月5日，中國證監(jiān)會(huì)與香港證監(jiān)會(huì)發(fā)布聯(lián)合公告，正式啟動(dòng)深港通。首批深股通標(biāo)的股票為881只，截止至2018年底，共納入1148只標(biāo)的股票。滬深港通交易制度是中國資本市場對(duì)外開放的一個(gè)標(biāo)志性事件，對(duì)資本市場健康發(fā)展意義重大。

基于滬深港通交易制度實(shí)施的準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，本文的核心解釋變量為交叉項(xiàng)HSHK×POST，以考察資本市場開放對(duì)企業(yè)OFDI的影響。其中，HSHK表示是否為滬深股通標(biāo)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(biāo)的企業(yè)的時(shí)間，納入之前取值為0，納入當(dāng)年以及之后取值為1。因此，交叉項(xiàng)HSHK×POST取值為1時(shí)，表示納入當(dāng)年及之后的滬深股通標(biāo)的企業(yè)，其他情況取值為0。滬深股通標(biāo)的企業(yè)名單和納入時(shí)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(biāo)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(duì)數(shù)進(jìn)入計(jì)量方程①本文對(duì)連續(xù)型變量皆取自然對(duì)數(shù)進(jìn)入方程（融資約束SA除外），不再贅述。。（2）經(jīng)營時(shí)間（AGE）。采用當(dāng)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(biāo)包括企業(yè)增加值、中間投入、勞動(dòng)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(xì)匯報(bào)。。以2007年為基期，對(duì)投入產(chǎn)出指標(biāo)進(jìn)行平減。（5）資本勞動(dòng)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(quán)性質(zhì)，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(shí)取值為1，否則取值為0。回歸估計(jì)時(shí)，以O(shè)OE作為參照，匯報(bào)所有制固定效應(yīng)。

計(jì)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(huì)計(jì)準(zhǔn)則在上市公司正式實(shí)施，因此選取的樣本期為2007—2018年。在計(jì)量分析之前，對(duì)原始數(shù)據(jù)進(jìn)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(guān)鍵財(cái)務(wù)指標(biāo)缺失樣本。（4）對(duì)連續(xù)性變量進(jìn)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(shí)證分析與結(jié)果匯報(bào)

（一）基準(zhǔn)分析

考察資本市場開放對(duì)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(shí)施對(duì)企業(yè)OFDI擴(kuò)展邊際和集約邊際的影響，即未加入控制變量。同時(shí)控制了不可觀測的企業(yè)、時(shí)間和行業(yè)固定效應(yīng)，并使用了企業(yè)層面的聚類穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)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(duì)模型（21）的估計(jì)。表2前兩列中交叉項(xiàng)HSHK×POST的估計(jì)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(jìn)了企業(yè)OFDI的擴(kuò)展邊際；后兩列中交叉項(xiàng)HSHK×POST的估計(jì)系數(shù)至少在5%的水平上顯著為負(fù)，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(jì)結(jié)果與理論分析一致，并與圖1的典型化事實(shí)相互印證，從而驗(yàn)證了本文的研究命題1，即資本市場開放顯著促進(jìn)了企業(yè)OFDI的擴(kuò)展邊際，但抑制了集約邊際。此外，各控制變量的符號(hào)與預(yù)期結(jié)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(zhǔn)分析僅使用了有OFDI活動(dòng)的上市公司的數(shù)據(jù)進(jìn)行估計(jì)，可能會(huì)因?yàn)椴粷M足樣本選取的隨機(jī)性而存在“樣本選擇偏誤”問題，從而影響估計(jì)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(bào)了使用面板固定效應(yīng)模型（FE）、Logit和Probit概率分布模型估計(jì)企業(yè)OFDI概率的結(jié)果。發(fā)現(xiàn)交叉項(xiàng)HSHK×POST的估計(jì)系數(shù)皆在1%的水平上顯著為正①經(jīng)過轉(zhuǎn)換，表3第2列和第3列交叉項(xiàng)HSHK×POST的估計(jì)系數(shù)為邊際效應(yīng)。，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(jì)結(jié)果計(jì)算逆米爾斯比率（IMILLS）。再次，將IMILLS加入模型（21）之后重新進(jìn)行估計(jì)，結(jié)果匯報(bào)于表3后2列。發(fā)現(xiàn)IMILLS的估計(jì)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(yán)重的“樣本選擇偏誤”問題，因而核心結(jié)論可信。此外，核心解釋變量的估計(jì)系數(shù)與基準(zhǔn)回歸一致，說明本文的核心結(jié)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(yàn)

基于滬深港通交易制度實(shí)施的準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，采用漸進(jìn)DID方法考察資本市場開放對(duì)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(shí)施之前，處理組和對(duì)照組的結(jié)果變量應(yīng)當(dāng)沿著相同的軌跡變動(dòng)，因此選取制度實(shí)施前5期時(shí)間虛擬變量與HSHK的交叉項(xiàng)，記為BEFORE1-BEFORE5，替換模型（21）中的HSHK×POST，重新進(jìn)行估計(jì)。表4前2列的估計(jì)結(jié)果表明，BEFORE1-BEFORE5的估計(jì)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(shí)施的隨機(jī)性，需要對(duì)企業(yè)的預(yù)期進(jìn)行安慰劑檢驗(yàn)。通過將納入滬深股通標(biāo)的企業(yè)的時(shí)間虛設(shè)為提前3年和提前5年，對(duì)式（21）重新進(jìn)行估計(jì)，結(jié)果匯報(bào)于表4后4列。發(fā)現(xiàn)交叉項(xiàng)的估計(jì)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(shí)施之前并不存在顯著的預(yù)期效應(yīng)，通過了安慰劑檢驗(yàn)。上述兩項(xiàng)檢驗(yàn)表明，漸進(jìn)DID方法的有效性得以保證。

表4 平行趨勢與安慰劑檢驗(yàn)

表4（續(xù)）

（四）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

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

表5 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

表5（續(xù)）

（五）PSM-DID再估計(jì)

實(shí)證分析時(shí)，DID估計(jì)結(jié)果亦會(huì)受到所選取對(duì)照組的影響。為了保證核心結(jié)論的穩(wěn)健性和可信性，使用傾向得分匹配方法（PSM）篩選對(duì)照組重新進(jìn)行估計(jì)。使用式（21）中的控制變量作為PSM匹配變量進(jìn)行篩選。匹配方法為分年度“Probit+一對(duì)一最近鄰+有放回”，并將滿足共同取值的樣本保留，然后進(jìn)行倍差法估計(jì)。圖2顯示了2013年樣本的PSM平衡性檢驗(yàn)結(jié)果①其他年份的匹配結(jié)果基本一致，限于篇幅，未匯報(bào)。。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(yàn)值，通過了平衡性檢驗(yàn)。

圖2 PSM平衡性檢驗(yàn)

使用PSM匹配之后的樣本對(duì)式（21）重新進(jìn)行估計(jì)，結(jié)果見表6。對(duì)比發(fā)現(xiàn)，PSM-DID再估計(jì)的結(jié)果與表2中的基準(zhǔn)回歸結(jié)果一致，從而確保了本文核心結(jié)論的穩(wěn)健性和可信性。

表6 PSM-DID再估計(jì)

（六）異質(zhì)性分析

基于全樣本的實(shí)證分析表明，總體上資本市場開放促進(jìn)了企業(yè)OFDI的擴(kuò)展邊際，但抑制了集約邊際。與現(xiàn)有文獻(xiàn)類似，本文也進(jìn)行異質(zhì)性分析。很特別的是，資本市場開放對(duì)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?yàn)榍罢咄ǔＣ媾R著較強(qiáng)的融資約束，而后者更能夠反映“金融服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)”的效果。構(gòu)建核心交叉項(xiàng)與民營企業(yè)虛擬變量的三重交叉項(xiàng)HSHK×POST×POE考察資本市場開放對(duì)民營企業(yè)的影響。表7前兩列的估計(jì)結(jié)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(shí)施顯著促進(jìn)了民營企業(yè)OFDI的集約邊際，但是對(duì)擴(kuò)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(dòng)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(duì)原有OFDI企業(yè)投資額的追加，從而促進(jìn)了平均投資額的上升。

另外，將資本勞動(dòng)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(jìn)行分類的估計(jì)結(jié)果在顯著性上有些許差異，但基本結(jié)論并未改變。，通過構(gòu)建三重交叉項(xiàng)HSHK×POST×C考察資本市場開放對(duì)資本密集型企業(yè)的影響。表7后2列的估計(jì)結(jié)果表明，與勞動(dòng)密集型企業(yè)相比，滬深港通交易制度的實(shí)施顯著促進(jìn)了資本密集型企業(yè)OFDI的擴(kuò)展邊際，但同時(shí)也抑制了其集約邊際，即推動(dòng)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(zhì)性分析

（七）影響渠道檢驗(yàn)

為了驗(yàn)證命題2，以企業(yè)OFDI的擴(kuò)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(jìn)行影響渠道檢驗(yàn)，結(jié)果基本一致，未匯報(bào)，備索。，考察資本市場開放對(duì)企業(yè)融資約束和全要素生產(chǎn)率的影響，結(jié)果見表8。首先，第1列的估計(jì)結(jié)果表明，資本市場開放顯著增強(qiáng)了企業(yè)的資金流動(dòng)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(biāo)替換為INTEREST（利息支出/固定資產(chǎn)凈額）重新進(jìn)行估計(jì)，結(jié)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(jìn)行的估計(jì)，結(jié)果表明:資本市場開放顯著促進(jìn)了企業(yè)生產(chǎn)率的提升。再次，為了進(jìn)一步檢驗(yàn)資本市場開放可能通過促進(jìn)企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新進(jìn)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(qǐng)數(shù)（APPLY）和授權(quán)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(huì)有所減少。。將專利數(shù)加1取自然對(duì)數(shù)后作為因變量進(jìn)行估計(jì)③本文亦使用了計(jì)數(shù)模型方法進(jìn)行估計(jì)，結(jié)果基本一致，未匯報(bào)，備索。，結(jié)果見表8后2列。發(fā)現(xiàn)交叉項(xiàng)HSHK×POST的估計(jì)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(jìn)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(yàn)證了命題2。

表8 影響渠道檢驗(yàn)

此外，還進(jìn)行了如下穩(wěn)健性分析:（1）加入合格境外機(jī)構(gòu)投資者的持股比例作為控制變量，這是因?yàn)椤逗细窬惩鈾C(jī)構(gòu)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(tái)，也是中國資本市場開放的標(biāo)志性事件之一，應(yīng)消除這一事件對(duì)本文實(shí)證結(jié)果的干擾。（2）使用Logit方法進(jìn)行PSM匹配重新進(jìn)行估計(jì)。（3）僅使用第一批滬深股通標(biāo)的企業(yè)樣本重新進(jìn)行估計(jì)。上述估計(jì)結(jié)果均未改變本文的核心結(jié)論①限于篇幅，結(jié)果未匯報(bào)，留存，備索。。

五、結(jié)論與啟示

融合Lawless（2010）［28］和Chaney（2016）［29］模型，考察資本市場開放對(duì)企業(yè)對(duì)外直接投資二元邊際的影響及其作用機(jī)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(shí)施的準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，使用“漸進(jìn)”倍差法進(jìn)行實(shí)證分析，結(jié)論如下:第一，資本市場開放顯著促進(jìn)了中國企業(yè)對(duì)外直接投資的擴(kuò)展邊際，但是降低了集約邊際。第二，增強(qiáng)企業(yè)資金流動(dòng)性和提高生產(chǎn)率是資本市場開放影響中國企業(yè)對(duì)外直接投資二元邊際的兩個(gè)重要渠道。第三，資本市場開放顯著促進(jìn)了中國民營企業(yè)對(duì)外直接投資的集約邊際和資本密集型企業(yè)對(duì)外直接投資的擴(kuò)展邊際，但是抑制了后者的集約邊際。

基于上述研究結(jié)論，本文認(rèn)為:在堅(jiān)持資本市場漸進(jìn)式開放原則的基礎(chǔ)上，應(yīng)進(jìn)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(dòng)性約束，促進(jìn)其研發(fā)創(chuàng)新，繼而提升生產(chǎn)率，促進(jìn)企業(yè)對(duì)外直接投資，更好地履行“金融服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)”的職能。本研究尚存在不足之處:僅從增強(qiáng)企業(yè)資金流動(dòng)性機(jī)制角度分析資本市場開放對(duì)企業(yè)對(duì)外直接投資二元邊際的影響，未能夠?qū)ζ渌赡艿挠绊懬肋M(jìn)行細(xì)致分析。例如，資本市場開放還可能通過引入發(fā)達(dá)國家或地區(qū)的優(yōu)質(zhì)投資者發(fā)揮公司治理作用，進(jìn)而影響企業(yè)對(duì)外直接投資。在未來的研究中，將進(jìn)一步完善資本市場開放對(duì)企業(yè)對(duì)外直接投資二元邊際的影響機(jī)制等相關(guān)分析。