資本市場開放對企業(yè)投資效率的影響研究
——基于滬港通制度實(shí)施效果的實(shí)證研究

■肖萬 田慧 孔瀟

一、引言

資本市場開放可提升投資規(guī)模、生產(chǎn)率以及股價信息反應(yīng)速度[1—3]。2014年11月17日，具有雙向開放特點(diǎn)的滬港通制度正式確立。但是，我國金融體系尚不成熟，相關(guān)信息披露和監(jiān)管制度尚未完善，因此，滬港通制度能否充分實(shí)現(xiàn)資本市場開放的初衷，亟須進(jìn)一步研究。從宏觀效應(yīng)角度：Gupta 等[4]實(shí)證研究了發(fā)展中國家投資開放政策對本國不同產(chǎn)業(yè)的促進(jìn)作用；Gamra[5]以東亞地區(qū)國家數(shù)據(jù)為樣本，認(rèn)為金融開放應(yīng)控制其范圍與強(qiáng)度，新興經(jīng)濟(jì)體金融自由化的程度對經(jīng)濟(jì)增長存在顯著負(fù)向影響；林曙等[6]認(rèn)為開放政策雖然能夠在短期內(nèi)顯著刺激經(jīng)濟(jì)，但長期會對經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生消極作用。從微觀效應(yīng)角度：Mitton[7]實(shí)證檢驗(yàn)了資本市場開放與企業(yè)投資水平的正相關(guān)關(guān)系；何孝星等[8]通過研究中國QFII與QDII政策，認(rèn)為中國資本市場系統(tǒng)性風(fēng)險在政策實(shí)施后下降，且市場的可投資性提升，但風(fēng)險分擔(dān)效應(yīng)隨時間推移而逐漸減弱；Bena 等[9]否定了境外投資者的“蝗蟲論”，認(rèn)為企業(yè)投資更偏向于長期價值投資，而非短期投機(jī)行為。

現(xiàn)有文獻(xiàn)對滬港通制度所產(chǎn)生的宏觀經(jīng)濟(jì)效應(yīng)給予了足夠的重視，但研究宏觀資本市場開放政策對微觀企業(yè)資源配置效率影響的相關(guān)文獻(xiàn)尚不豐富。本文的主要貢獻(xiàn)體現(xiàn)在以下三個方面：第一，滬港通制度的實(shí)施形成了可供研究的準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，本文將雙重差分模型（Difference-In-Differences，DID）與傾向得分匹配法（Propensity Score Matching，PSM）結(jié)合使用，有利于降低實(shí)證研究中的內(nèi)生性，解決被解釋變量與解釋變量之間可能存在的反向因果問題。第二，本文從宏觀制度入手研究其對微觀企業(yè)資源配置效率的影響，有利于拓展并深化滬港通制度與標(biāo)的企業(yè)投資效率關(guān)系的相關(guān)理論。第三，本文以股價信息含量與股票流動性的日度數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)并對其進(jìn)行回歸，得到度量股價信息含量與股票流動性的月度指標(biāo)。這與年度數(shù)據(jù)相比，更具有豐富性和連續(xù)性。

二、研究假設(shè)

滬港通制度不僅對企業(yè)短期經(jīng)營績效產(chǎn)生影響，同時決定著企業(yè)的長期發(fā)展水平與投資能力。本文認(rèn)為滬港通制度通過以下三種途徑來提升企業(yè)投資效率：第一，滬港通制度能降低企業(yè)信息不對稱程度。Piotroski等[10]認(rèn)為，投資者評判企業(yè)經(jīng)營與發(fā)展?fàn)顩r的重要依據(jù)是其所披露的信息，而信息披露的及時性、準(zhǔn)確性與完整性是投資者作出投資決策的關(guān)鍵。Florou等[11]研究發(fā)現(xiàn)，境外投資者所選擇的投資對象往往是信息不對稱程度較低的企業(yè)。隨著企業(yè)信息不對稱程度的降低，股票價格包含的企業(yè)特質(zhì)性信息數(shù)量增多，股價能更快地回到企業(yè)基本面價值水平[12]。第二，滬港通制度能提升企業(yè)治理水平。境外投資者在優(yōu)化董事會規(guī)模、調(diào)整董事會人選、加強(qiáng)監(jiān)事會效能等方面發(fā)揮了重要的公司治理作用[13]。境外資本市場的成熟度越高，則境外投資者在發(fā)揮“用手投票”的公司內(nèi)部治理作用時的表現(xiàn)越突出，進(jìn)而提升企業(yè)的投資效率[14]。第三，滬港通制度能緩解企業(yè)融資約束。根據(jù)有效市場假說，在股票市場強(qiáng)式有效的情況下，股票價格能夠反映與公司有關(guān)的一切信息。Chen 等[15]認(rèn)為，股票價格對投資決策的引導(dǎo)作用隨融資約束程度的增加而下降。而資本市場開放能夠有效促進(jìn)境外資金流入，降低企業(yè)外部融資成本[16]。滬港通制度開放了境外資本的進(jìn)入渠道，有利于企業(yè)進(jìn)行股權(quán)融資，緩解融資約束?；诖耍疚奶岢鋈缦录僭O(shè)：

H1：滬港通制度的實(shí)施能夠顯著提高滬股通標(biāo)的企業(yè)的投資效率。

以往研究認(rèn)為，我國資本市場“同漲同跌”的現(xiàn)象較為嚴(yán)重，股票價格存在較多的噪音[17]。但是，本文認(rèn)為滬港通制度將對股價信息含量產(chǎn)生積極影響。第一，滬港通制度使境外投資者能夠通過股票交易行為將企業(yè)特質(zhì)性信息反映到股價中。境外投資者往往更加注重價值投資，且具有更強(qiáng)的信息搜集與分析能力[1]。境外投資者還關(guān)注信息的及時性，并且通過分析公開信息與挖掘私有信息對公司進(jìn)行綜合評估[10]，從而決定投資決策實(shí)施與否。鐘覃琳等[18]也指出滬港通制度通過知情交易使企業(yè)內(nèi)部信息融入股價，從而提升了市場有效性。第二，滬港通制度倒逼信息披露制度與市場監(jiān)督機(jī)制的完善。一方面，基于信息不對稱理論，企業(yè)出于迎合境外投資者的目的會提升信息披露的質(zhì)量，向投資者傳遞利好信號，降低企業(yè)與市場之間的信息不對稱程度[7]。另一方面，資本市場開放也使企業(yè)能夠更為直接地接受兩地證券監(jiān)管機(jī)構(gòu)的監(jiān)督管理，對于規(guī)范企業(yè)交易行為、及時準(zhǔn)確披露財(cái)務(wù)指標(biāo)與重大事件有更高的要求。

通過上述兩種途徑的積極作用，本文認(rèn)為滬港通制度提高了股價信息含量，并提升了市場的定價效率與有效性。在此基礎(chǔ)上，股價信息含量通過以下兩個途徑進(jìn)一步提升企業(yè)投資效率。第一，股價信息含量的提升有利于優(yōu)化資本配置效率。隨著股價信息含量的增加，企業(yè)特質(zhì)性信息通過股價得到反映，企業(yè)進(jìn)行外部融資的成本下降，提升了資本在市場中的配置效率。第二，股價信息含量的提升有利于管理層進(jìn)行市場學(xué)習(xí)。根據(jù)管理者市場學(xué)習(xí)假說，股價在投資決策公布后的波動為管理層提供了有效的反饋，管理層能夠通過學(xué)習(xí)股票市場價格[19]，了解投資者對企業(yè)未來看漲或看跌的預(yù)期，掌握對企業(yè)未來發(fā)展有益的信息，有利于提升投資效率[15]。綜上所述，本文提出如下假設(shè)：

H2：股價信息含量在滬港通制度與企業(yè)投資效率的關(guān)系中發(fā)揮部分中介作用。

隨著越來越多的新興資本市場允許境內(nèi)外資本進(jìn)行互聯(lián)互通，學(xué)界針對資本市場開放的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)研究也逐步深化。資本市場開放對股票流動性的提升作用也得到了學(xué)者的驗(yàn)證[20]。滬港通制度作為我國雙向互聯(lián)互通的首個試點(diǎn)機(jī)制，本文認(rèn)為其將從以下兩個方面提升股票流動性。第一，資本流量增加。滬港通制度打通了境內(nèi)外資本的直接流通渠道，有利于加快人民幣國際化進(jìn)程，從而促進(jìn)資本流量進(jìn)一步增長。第二，交易成本下降。滬港通制度不僅簡化了交易手續(xù)，同時降低了資本成本，促進(jìn)資本在兩地之間流動。另外，股票流動性可緩解代理沖突，完善治理機(jī)制。隨著股票流動性的提升，管理層薪酬對股價的敏感性上升，合理設(shè)置現(xiàn)金激勵與股權(quán)激勵使管理層與股東的激勵相容程度增加，有效緩解了代理沖突[21]。此外，股票流動性增加使上市公司中大股東的進(jìn)出機(jī)制更易實(shí)現(xiàn)，大股東出于收益性的考慮會更加積極監(jiān)督管理層，抑制管理層隱藏信息與以權(quán)謀私的行為出現(xiàn)[22]。綜上所述，本文提出如下假設(shè)：

H3：股票流動性在滬港通制度與企業(yè)投資效率的關(guān)系中發(fā)揮部分中介作用。

由于發(fā)展策略、經(jīng)營方式與委托代理關(guān)系的差異性，不同企業(yè)具有不同的內(nèi)外部治理水平。因此，境外投資者根據(jù)滬股通標(biāo)的企業(yè)特征的不同具有不同的持股偏好，進(jìn)一步對滬港通制度與企業(yè)投資效率的關(guān)系產(chǎn)生影響。本文將從股權(quán)制衡度、分析師關(guān)注度和產(chǎn)權(quán)性質(zhì)三方面進(jìn)行研究。

隨著股權(quán)集中度的提高，大股東與小股東之間的第二類委托代理問題更加凸顯。特別的，我國企業(yè)股權(quán)高度集中，股權(quán)制衡程度低，企業(yè)內(nèi)部“一股獨(dú)大”的情況更為普遍。大股東作為公司的終極控制人，擁有更強(qiáng)的動機(jī)謀取私利，加劇了過度投資的程度[23]。同時，劉星等[24]驗(yàn)證了大股東追逐控制權(quán)私有收益會引起投資不足，造成企業(yè)投資效率下降的觀點(diǎn)。白重恩等[25]研究發(fā)現(xiàn)，企業(yè)第二到第十大股東持股比例越高，越能加強(qiáng)對企業(yè)管理層的有效監(jiān)督。因此，本文提出如下假設(shè)：

H4a：相較于低股權(quán)制衡度企業(yè)，滬港通制度能更顯著地提升高股權(quán)制衡度企業(yè)的投資效率。

隨著我國資本市場的發(fā)展，證券分析師在市場中發(fā)揮的作用愈發(fā)重要，主要表現(xiàn)在以下兩個方面。一方面，分析師扮演了證券市場中重要的信息中介角色，改善了企業(yè)的信息環(huán)境。分析師對標(biāo)的企業(yè)的關(guān)注度越高，對企業(yè)內(nèi)部信息的挖掘程度越強(qiáng)。投資者能夠更加深入地掌握有關(guān)企業(yè)的私有信息，這有利于緩解逆向選擇問題，提高企業(yè)信息披露的透明度，提升股價信息含量[26]。另一方面，分析師關(guān)注能夠有效發(fā)揮對企業(yè)的外部監(jiān)督作用。Lang等[27]認(rèn)為分析師在企業(yè)內(nèi)外部信息基礎(chǔ)上作出的評價能夠?qū)芾韺赢a(chǎn)生無形的監(jiān)督作用。滬港通制度的落地使得標(biāo)的企業(yè)成為境外投資者的關(guān)注對象，這相應(yīng)增加了分析師分析預(yù)測報告的需求量，引起分析師對標(biāo)的企業(yè)關(guān)注度的提高。因此，本文提出如下假設(shè)：

H4b：相較于低分析師關(guān)注度企業(yè)，滬港通制度能更顯著地提升高分析師關(guān)注度企業(yè)的投資效率。

相較于非國有企業(yè)，國有企業(yè)管理層缺乏所有者的監(jiān)督，在經(jīng)營決策方面擁有較大的權(quán)利，具體表現(xiàn)在兩個方面。一方面，由于國有企業(yè)存在較為嚴(yán)重的委托代理問題與政府干預(yù)問題，其投資決策非效率的可能性較大。因此，非國有企業(yè)能夠在事前選擇時獲得境外投資者更高的偏好，受到滬港通制度的影響更強(qiáng)。另一方面，與國有企業(yè)相比，非國有企業(yè)投資不足的現(xiàn)象更為嚴(yán)重，面臨著更強(qiáng)的融資約束。而國有企業(yè)在追求盈利目標(biāo)的同時，還承擔(dān)了更多的政治與社會責(zé)任[28]，因此能獲得更多投資。而非國有企業(yè)由于受到政治干預(yù)程度較低，投資過度的情況相對較少[29]。辛清泉等[30]也發(fā)現(xiàn)地方政府干預(yù)和國企管理層薪酬過低的共同作用導(dǎo)致了國有企業(yè)的過度投資現(xiàn)象，對投資效率產(chǎn)生負(fù)向影響。因此，本文提出如下假設(shè)：

H4c：相較于國有企業(yè)，滬港通制度能更顯著地提升非國有企業(yè)的投資效率。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）樣本選取

為了避免深港通股票交易對“準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)”的影響，本文選擇滬港通開通后、深港通開通前，即2012年11月至2016年11月作為實(shí)證研究的樣本區(qū)間。在具體樣本的選擇上，以我國滬市A 股上市公司為初始樣本，其中以滬股通標(biāo)的上市公司為實(shí)驗(yàn)組，以非滬股通標(biāo)的上市公司為控制組。在樣本篩選過程中，剔除了金融行業(yè)的上市公司、ST 公司及相關(guān)變量缺失的樣本。本文最終選擇實(shí)驗(yàn)組與控制組上市公司各306家。參考鐘凱等[31]、雷雷等[32]、紀(jì)彰波等[33]的研究，本文以月度數(shù)據(jù)作為標(biāo)準(zhǔn)，共得到29376個樣本觀測值。同時，對所有連續(xù)變量在上下1%分位數(shù)的水平上進(jìn)行了縮尾處理。本文數(shù)據(jù)來源于WIND數(shù)據(jù)庫與CSMAR數(shù)據(jù)庫，其中滬股通標(biāo)的股票數(shù)據(jù)來自香港聯(lián)交所官方網(wǎng)站。

（二）企業(yè)投資效率度量

Richardson[34]構(gòu)建了企業(yè)投資效率的殘差度量模型，具體如式（1）所示。

其中，V/P 代表企業(yè)投資機(jī)會；Lev 代表資產(chǎn)負(fù)債率；Cash代表現(xiàn)金存量；Age代表企業(yè)年齡；Size代表規(guī)模大??；Return代表股票報酬率；Investi,t-1代表上一期企業(yè)新增投資。

在式（1）的基礎(chǔ)上進(jìn)行調(diào)整，參考劉慧龍等[35]的研究，采用企業(yè)營業(yè)收入增長率（Growth）作為投資機(jī)會（V/P）的替代變量，采用凈資產(chǎn)收益率（Roe）作為股票報酬率（Return）的替代變量，構(gòu)建企業(yè)投資效率（Ineff_Invest）的度量模型，具體如式（2）所示。

式（2）的殘差εi,t代表企業(yè)本期實(shí)際投資規(guī)模與預(yù)期投資規(guī)模之間的差值。以εi,t的絕對值代表企業(yè)非效率投資的水平。

（三）股價信息含量度量

根據(jù)有效市場假說，Roll[36]認(rèn)為市場信息公開程度與公司特質(zhì)性信息增減情況影響股票價格波動。其運(yùn)用的簡化資本資產(chǎn)定價模型（CAPM）如式（3）所示。

其中，ri,t為股票i于第t期的個股收益率；rm,t為證券市場第t期以不同股票市值作為權(quán)重的加權(quán)市場收益率；εi,t為模型殘差項(xiàng)。

考慮到投資者能力與精力方面的限制以及我國股價信息的滯后性，本文在Roll[36]的度量模型基礎(chǔ)上，參考Hutton等[37]的研究，加入行業(yè)按照流通市值進(jìn)行加權(quán)的收益率rj,t以及市場與行業(yè)滯后兩期的收益率。股價信息含量的計(jì)算如式（4）所示。

考慮到樣本分布與數(shù)據(jù)的可得性，本文采用Wind 數(shù)據(jù)庫對行業(yè)的劃分，剔除金融行業(yè)后共10個行業(yè)。通過各個交易日的行業(yè)指數(shù)對行業(yè)加權(quán)收益率進(jìn)行度量。本文以月度為標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行回歸，計(jì)算上述模型的擬合優(yōu)度Ri2，作為股價同步性Syn的度量標(biāo)準(zhǔn)?？紤]到擬合優(yōu)度Ri2∈[0,1]，當(dāng)其作為被解釋變量時，存在邊界且不符合正態(tài)分布的特點(diǎn)，因此參考Durnev 等[38]的研究，對其進(jìn)行自然對數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)化處理，如式（5）所示。

其中，Syni為股票i的股價波動同步性。

（四）股票流動性度量

在參考Chalmers 等[39]的基礎(chǔ)上，本文提出攤銷價差法，如式（6）所示。

其中，ILLIQi,t衡量了股票i 第t 期的非流動性，Di,t為股票i 第t 期的交易天數(shù)，分別為股票i第t期第d日的最高價、最低價與開盤價，Voli,t,d為股票i 第t 期第d日的交易量?？紤]到攤銷價差法中未能顧及企業(yè)規(guī)模的不同導(dǎo)致流通股總量的差異性，因此本文參考黃峰等[40]的研究，在原模型中將股票交易量替代為股票交易量與流通股總股數(shù)的比值，如式（7）所示。

其中，本文以月度為標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行計(jì)算，Di,t為股票i第t月的交易天數(shù)，Toveri,t,d為股票i第t月第d日的換手率，分別為股票i 第t月第d日的最高價、最低價與開盤價。

（五）控制變量

本文參考Cheng 等[41]、陳運(yùn)森[42]的研究，選取控制變量如表1 所示。此外，在雙重差分模型中對個體、時間和行業(yè)的影響進(jìn)行了控制。

表1 研究變量

（六）實(shí)證模型

針對假設(shè)H1，本文采用雙重差分模型對滬港通制度與企業(yè)投資效率之間的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證研究，具體如式（8）所示。

其中，Listi×Postt為模型中的主要解釋變量，對于滬股通標(biāo)的企業(yè)而言，2014年11月及之后的Listi×Postt取1，其他情況取0。

針對假設(shè)H2 和H3，本文在基礎(chǔ)中介效應(yīng)模型的基礎(chǔ)上，參考溫忠麟等[43]調(diào)整后的中介效應(yīng)的實(shí)證檢驗(yàn)方法，構(gòu)建式（9）與式（10）。

其中，Mediatei,t代表模型中介變量，分別為公司i第t月的股價信息含量與股票流動性。

四、實(shí)證結(jié)果分析

（一）描述性統(tǒng)計(jì)

本文通過對比實(shí)驗(yàn)組與控制組在政策前各變量的均值情況，發(fā)現(xiàn)不存在明顯的差異性（見表2），因此可以認(rèn)為本文在雙重差分模型實(shí)驗(yàn)組與控制組的樣本選擇上具有一定的合理性，符合樣本選擇標(biāo)準(zhǔn)。

表2 實(shí)驗(yàn)組和控制組描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

（二）平行趨勢檢驗(yàn)

平行趨勢假設(shè)成立是DID方法估計(jì)結(jié)果準(zhǔn)確可靠的前提。本文以2014年11月為時間節(jié)點(diǎn)，再以處理組和對照組為例，繪制了滬港通開通前后企業(yè)投資效率的平行趨勢圖（見圖1）。從圖1可以看出，在2014年11月以前，處理組和對照組的企業(yè)投資效率變動趨勢大致相同，但在2014年11月之后，處理組和對照組的企業(yè)投資效率出現(xiàn)明顯變化。這表明本文使用DID方法進(jìn)行研究的前提假設(shè)是成立的。

圖1 平行趨勢檢驗(yàn)

（三）總體回歸結(jié)果

本文利用雙重差分模型對滬港通制度與企業(yè)投資效率的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證分析。由表3（1）和（2）列可知，List×Post 的系數(shù)在5%的水平上顯著為負(fù)，說明在滬港通制度實(shí)施后，相較于非滬股通標(biāo)的企業(yè)，滬股通標(biāo)的企業(yè)的投資效率得到顯著提升。假設(shè)H1得到驗(yàn)證。該結(jié)果也與陳運(yùn)森等[44]的研究結(jié)論相一致。

表3 滬港通制度與企業(yè)投資效率實(shí)證分析結(jié)果

（四）中介機(jī)制分析

1.股價信息含量。為了進(jìn)一步探析上述關(guān)系的作用渠道與路徑，本文參考溫忠麟等[43]的中介效應(yīng)檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?，根?jù)前文所述的檢驗(yàn)方法，驗(yàn)證股價信息含量在滬港通制度與企業(yè)投資效率之間所發(fā)揮的中介作用。由表3（3）和（4）列可知，List×Post的系數(shù)在5%的水平上顯著為負(fù)，且Syn 的系數(shù)顯著為正，根據(jù)中介效應(yīng)檢驗(yàn)?zāi)Ｐ涂芍?，股價信息含量在滬港通制度與企業(yè)投資效率的關(guān)系中發(fā)揮部分中介作用。該結(jié)果也說明隨著股價信息含量的增加，企業(yè)資源配置效率得到優(yōu)化，從而提高了企業(yè)投資效率。假設(shè)H2得到驗(yàn)證。此外，股價信息含量的部分中介效應(yīng)如表4所示。式（8）中的系數(shù)α1表示滬港通制度對企業(yè)投資效率的總效應(yīng)，式（10）中的系數(shù)γ1表示加入股價信息含量后滬港通制度對企業(yè)投資效率的直接效應(yīng)，β1×γ2表示股價信息含量的中介效應(yīng)，且中介效應(yīng)占總效應(yīng)的比例為4.97%。上述結(jié)果也滿足MacKinnon 等[45]提出的對中介效應(yīng)系數(shù)的描述，即α1=γ1+β1×γ2。

表4 股價信息含量中介效應(yīng)量表

2.股票流動性。在驗(yàn)證股價信息含量部分中介作用的基礎(chǔ)上，為了進(jìn)一步探索滬港通制度作用于企業(yè)投資效率的股票流動性路徑，同理根據(jù)前文所述的中介效應(yīng)檢驗(yàn)方法[43]，對股票流動性的中介效應(yīng)進(jìn)行驗(yàn)證。由表3（5）和（6）列可知，List×Post的系數(shù)分別在1%和10%的水平上顯著，且Liq 的系數(shù)顯著為負(fù)，根據(jù)中介效應(yīng)檢驗(yàn)?zāi)Ｐ涂芍?，股票流動性在滬港通制度與企業(yè)投資效率的關(guān)系中發(fā)揮部分中介作用。該結(jié)果也說明隨著股票流動性的提升，股價對公司特質(zhì)性信息的反映速度加快，這在一定程度上可減少企業(yè)非效率投資行為。假設(shè)H3 得到驗(yàn)證。此外，股票流動性的中介效應(yīng)如表5 所示。在不加入股票流動性（Liq）的情況下，滬港通制度對企業(yè)投資效率的總效應(yīng)為-0.0161；加入股票流動性作為中介變量后，滬港通制度對企業(yè)投資效率的直接效應(yīng)系數(shù)為-0.0149，股票流動性的中介效應(yīng)系數(shù)為-0.0012，即中介效應(yīng)比例為7.45%。上述結(jié)果滿足總效應(yīng)等于直接效應(yīng)與中介效應(yīng)之和，達(dá)到MacKinnon等[45]提出的中介效應(yīng)檢驗(yàn)標(biāo)準(zhǔn)。

表5 股票流動性中介效應(yīng)量表

（五）異質(zhì)性分析①

1.股權(quán)制衡。為了檢驗(yàn)股權(quán)制衡度所發(fā)揮的作用，本文借鑒白重恩等[25]對股權(quán)制衡度的衡量方法，利用第二至第十大股東持股比例之和與第一大股東持股比例的比值來表示企業(yè)股權(quán)制衡度（EB）。以股權(quán)制衡度（EB）的中位數(shù)為標(biāo)準(zhǔn)將原樣本分為兩組，分別為高股權(quán)制衡度組（EB=1）與低股權(quán)制衡度組（EB=0）。由表6（1）和（2）列可知，高股權(quán)制衡度組的List×Post系數(shù)在1%的水平上顯著為負(fù)，而低股權(quán)制衡度組的系數(shù)不顯著，說明滬港通制度對企業(yè)投資效率的提升作用在高股權(quán)制衡度組中表現(xiàn)更為明顯。假設(shè)H4a得到驗(yàn)證。

2.分析師關(guān)注。為了檢驗(yàn)分析師關(guān)注度在滬港通制度與企業(yè)投資效率之間所發(fā)揮的作用，本文以CSMAR 數(shù)據(jù)庫中“被分析師關(guān)注度（Analyst）”指標(biāo)對其進(jìn)行衡量，即單位時間內(nèi)對標(biāo)的企業(yè)進(jìn)行跟蹤分析的分析師（團(tuán)隊(duì)）數(shù)量。以樣本分析師關(guān)注度（Analyst）的中位數(shù)作為分組標(biāo)準(zhǔn)，將原樣本分為高分析師關(guān)注度組（Analyst=1）與低分析師關(guān)注度組（Analyst=0），形成兩個子樣本，樣本觀測值各為14688個。由表6（3）和（4）列可知，相比低分析師關(guān)注度組，高分析師關(guān)注度組的系數(shù)更為顯著，說明企業(yè)分析師關(guān)注度較高時，滬港通制度提高企業(yè)效率投資的作用更為明顯。假設(shè)H4b得到驗(yàn)證。

3.產(chǎn)權(quán)性質(zhì)。企業(yè)不同的產(chǎn)權(quán)性質(zhì)會在一定程度上引起治理水平的差異。本文根據(jù)企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的不同將樣本分為國有企業(yè)（Soe=1）和非國有企業(yè)（Soe=0）。由表6（5）和（6）列可知，非國有企業(yè)的List×Post系數(shù)在5%的水平上顯著為負(fù)，而國有企業(yè)的List×Post 系數(shù)不顯著，說明滬港通制度提升企業(yè)投資效率的影響效應(yīng)在非國有企業(yè)中表現(xiàn)更為明顯。假設(shè)H4c得到驗(yàn)證。

表6 異質(zhì)性分組實(shí)證分析結(jié)果

五、穩(wěn)健性檢驗(yàn)

（一）安慰劑檢驗(yàn)

本文采用虛構(gòu)滬港通制度實(shí)施時間的方法進(jìn)行安慰劑檢驗(yàn)?？紤]到2008年全球金融危機(jī)對企業(yè)的投融資決策以及投資效率造成了較大影響，因此本文將原樣本期間向前平移3年，選擇2009年11月至2013年11月作為安慰劑檢驗(yàn)的樣本區(qū)間，將2011年11月作為虛構(gòu)的滬港通制度實(shí)施時間。因此，將滬港通制度實(shí)施時間虛擬變量替換為（Post2），當(dāng)時間處于2011年11月及之后時，Post2取值為1，否則為0。在式（8）的基礎(chǔ)上，構(gòu)造式（11）進(jìn)行安慰劑檢驗(yàn)。其中，除時間虛擬變量Post2t外，其他變量定義與式（8）中保持一致。

安慰劑檢驗(yàn)實(shí)證結(jié)果如表7所示，其中（2）列為在（1）列的基礎(chǔ)上加入控制變量且控制行業(yè)固定效應(yīng)后的統(tǒng)計(jì)結(jié)果?？梢园l(fā)現(xiàn)，（1）和（2）列的List×Post2系數(shù)分別為-0.0009 和-0.0025，且均未通過10%水平上的顯著性檢驗(yàn)，即安慰劑檢驗(yàn)在統(tǒng)計(jì)結(jié)果上不顯著。說明在虛構(gòu)滬港通制度實(shí)施時間后，政策并未對企業(yè)投資效率產(chǎn)生顯著影響，因此認(rèn)為企業(yè)投資效率的變化是由滬港通制度而不是標(biāo)的企業(yè)與非標(biāo)的企業(yè)之間的特征差異引起的，支持原假設(shè)。這證明了本文研究結(jié)果的穩(wěn)健性。

表7 安慰劑檢驗(yàn)實(shí)證分析結(jié)果

（二）傾向得分匹配法

由于滬股通初始標(biāo)的為上證180、上證380 與A+H 股票，根據(jù)上述股票對應(yīng)企業(yè)的特征，選擇資產(chǎn)收益率（Roa）、現(xiàn)金流量比率（Cfr）、杠桿水平（Lev）、企業(yè)規(guī)模（Size）、營業(yè)收入增長率（Growth）、上市年限（Age）作為傾向得分匹配的協(xié)變量，變量定義如表8所示。并據(jù)此構(gòu)建Logistic 模型，根據(jù)回歸得到的傾向得分值對標(biāo)的企業(yè)與非標(biāo)的企業(yè)進(jìn)行卡尺為0.01的1∶1無放回匹配，最終得到11886個樣本觀測值。

表8 傾向得分匹配協(xié)變量表

為了考察傾向得分匹配是否較好的平衡了實(shí)驗(yàn)組與控制組樣本，本文對其進(jìn)行平衡性檢驗(yàn)，通過協(xié)變量的標(biāo)準(zhǔn)化偏差（%bias）絕對值檢驗(yàn)與t檢驗(yàn)兩種方法對其進(jìn)行分析。表9列式了傾向得分匹配平衡性檢驗(yàn)結(jié)果。可以發(fā)現(xiàn)，在傾向得分匹配之前，實(shí)驗(yàn)組與控制組各個協(xié)變量的標(biāo)準(zhǔn)化偏差（%bias）的絕對值均大于10%，且t 檢驗(yàn)值均大于2.58，說明實(shí)驗(yàn)組與控制組在上述協(xié)變量中存在顯著的差異。而經(jīng)過傾向得分匹配之后，通過對匹配后的樣本再次進(jìn)行平衡性檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)實(shí)驗(yàn)組與控制組最大標(biāo)準(zhǔn)化偏差（%bias）的協(xié)變量為現(xiàn)金流量比率（Cfr），其絕對值取值為9.2%，而其余協(xié)變量的標(biāo)準(zhǔn)化偏差（%bias）的絕對值均小于10%，與匹配之前相比明顯減小，且t 檢驗(yàn)值均小于1.64，不再顯著。上述結(jié)果說明，經(jīng)過傾向得分匹配后的實(shí)驗(yàn)組與控制組樣本在匹配特征上的接近程度得到提高，二者之間已不存在顯著差異。

表9 傾向得分匹配平衡性檢驗(yàn)結(jié)果

在PSM-DID方法的基礎(chǔ)上，對完成傾向得分匹配后的樣本使用式（8）、式（9）、式（10）再次進(jìn)行回歸，進(jìn)而檢驗(yàn)假設(shè)H1、H2、H3 是否仍然成立。針對假設(shè)H1，由表10（1）列可知，List×Post的系數(shù)顯著為負(fù)，即滬港通制度與企業(yè)投資效率的正相關(guān)關(guān)系在匹配樣本回歸中仍然顯著，假設(shè)H1得到驗(yàn)證。針對假設(shè)H2，由表10（2）和（3）列可知，List×Post 與股價信息含量（Syn）在10%的水平上顯著負(fù)相關(guān)，List×Post與投資效率（Ineff_Invest）在1%的水平上顯著負(fù)相關(guān)，且Syn與Ineff_Invest 呈顯著正相關(guān)，因此在中介效應(yīng)模型中系數(shù)β1、γ1、γ2均顯著，即股價信息含量在滬港通制度與企業(yè)投資效率關(guān)系中發(fā)揮正向的部分中介作用，假設(shè)H2得到實(shí)證檢驗(yàn)。針對假設(shè)H3，由表10（4）和（5）列可知，List×Post 與股票流動性（Liq）的系數(shù)顯著為正，且Liq、List×Post 與投資效率（Ineff_Invest）之間均呈顯著負(fù)相關(guān)，即傾向得分匹配樣本中與股票流動性相關(guān)的中介效應(yīng)系數(shù)β1、γ1、γ2均顯著，股票流動性正向的部分中介作用的假設(shè)得到再次驗(yàn)證，假設(shè)H3成立。這與前文的結(jié)論保持一致。

表10 傾向得分匹配法實(shí)證分析結(jié)果

六、結(jié)論與政策建議

本文在滬港通制度準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)的基礎(chǔ)上，研究了滬港通制度對企業(yè)投資效率的影響。研究發(fā)現(xiàn)，滬港通制度的實(shí)施顯著提升了滬股通標(biāo)的企業(yè)的投資效率。同時，滬港通制度對企業(yè)投資效率的正向影響主要通過股價信息含量與股票流動性兩種渠道實(shí)現(xiàn)。結(jié)合雙重差分模型與中介效應(yīng)模型研究發(fā)現(xiàn)，投資效率針對滬港通制度與兩個中介變量回歸結(jié)果依然顯著，且回歸系數(shù)符合中介效應(yīng)模型的檢驗(yàn)標(biāo)準(zhǔn)。在境外投資者持股偏好的作用下，滬港通制度提高企業(yè)投資效率的正向效應(yīng)在高股權(quán)制衡度、高分析師關(guān)注度和非國有企業(yè)中更為顯著。

為進(jìn)一步發(fā)揮滬港通制度的正向經(jīng)濟(jì)效應(yīng)，促進(jìn)資本市場開放并提高股價信息含量和股票流動性，本文提出如下建議。第一，強(qiáng)化強(qiáng)制信息披露要求。提高對虛構(gòu)財(cái)務(wù)信息與隱瞞重大信息企業(yè)的處罰標(biāo)準(zhǔn)，實(shí)現(xiàn)“有犯必究”，減少企業(yè)的投機(jī)性行為，進(jìn)而提升股價信息含量，優(yōu)化投資效率。第二，擴(kuò)大資本市場開放程度。滬港通制度已積累一定試點(diǎn)經(jīng)驗(yàn)，未來可考慮繼續(xù)擴(kuò)容。具體來說，可擴(kuò)大標(biāo)的公司范圍，降低投資者入市門檻，增加互聯(lián)互通交易品種，在提高股票流動性的同時進(jìn)一步強(qiáng)化發(fā)行常態(tài)化與投資便利化?！?/p>

注 釋

①由于篇幅限制，正文僅展示異質(zhì)性回歸中的核心變量結(jié)果。完整數(shù)據(jù)備索。