上市地点的差异会影响企业创...—来自A股与H股的对比证据_汪昌云.pdf

收稿日期：作者简介：汪昌云（），男，安徽太湖人，中国人民大学中国财政金融政策研究中心教授，博士生导师。钟 腾（），男，湖北荆门人，对外经济贸易大学金融学院副教授，博士生导师。本文通讯作者。罗吉罡（），男，贵州遵义人，复旦大学经济学院硕士生。基金项目：中国 东盟区域发展省部共建协同创新中心科研专项与教育部长江学者和创新团队发展计划联合资助（）；国家社会科学基金重点项目“构建金融有效支持实体经济着力点的体制机制研究”（）；国家自然科学基金青年项目“房价膨胀的资源重配效应、企业创新与经济绩效：理论和微观实证”（）。感谢对外经济贸易大学优秀青年学者资助项目“制度环境、公司治理与企业创新”（）的支持。感谢孙翼在项目早期优秀的助研工作。财贸研究 上市地点的差异会影响企业创新吗？来自 股与 股的对比证据汪昌云 钟 腾 罗吉罡（中国人民大学，北京；对外经济贸易大学，北京；复旦大学，上海）摘 要：基于 股和 股上市公司 年的数据，实证研究发现：相较于 股上市，股上市会对公司创新产生额外的促进效应，但这主要体现在创新的数量而非质量上。机制检验表明，股上市带来更大的融资规模，从而为研发投入的扩大提供了条件，有助于企业创新；而且，股创新激励效应对非国有企业、技术性行业更加明显。关键词：上市地点；企业创新；股；股中图分类号：；文献标识码：文章编号：（）：一、引言及相关文献回顾作为一种外部融资渠道，股票市场能够通过缓解企业融资约束来促进企业创新（，；，；，；，；张劲帆 等，；钟腾 等，）。虽然 股和 股的注册地和经营地同在中国，估值水平却存在明显差异，大量文献证实 股市场的估值水平高于 股市场（，；，；杨娉 等，；，；宋军 等，；，；，）。估值水平出现差异的主要原因是内地投资者的其他可选投资方式受限（，）、汇率风险（，；，）、流动性因素（，；杨娉 等，）等，与公司的基本面并无直接关系。那么，除了对股价本身的影响外，上市地差异是否还会对公司发展产生更多的实质性影响呢？（）发现，股票市场的高估值水平能够缓解企业融资约束，进而影响企业的投资。因此，自然可以想到，如果 股更高的估值水平能够使得 股上市企业募集到更多的资金，这或许将促进企业对风险项目更多的投入。那么，与 股上市相比，股上市是否更好地促进企业创新呢？其影响机制是什么？这是本文重点进行实证探讨的问题。与本文相关的文献主要包括企业上市、企业创新、股溢价等三个方面，下面进行分类梳理和评述。企业上市国外文献中存在大量关于企业上市与企业财务决策以及绩效之间关系的研究。例如，（）发现，相比上市企业，非上市企业几乎完全依靠债券融资并且有着更高的杠杆率，这导致非上市企业资本结构对营收波动的敏感性更高。（）发现，相比非上市企业，上市企业更多地参与了兼并与收购，并且这一参与行为受到信用利差和市场总体估值的影响。（）发现，上市企业能够比非上市企业更好地利用增长机会。（）指出，相比上市企业，非上市企业对投资机会的反应更不敏感，进而影响其经营。（）发现，企业的经营业绩、市值账面比、市盈率、每股收益在 之后均有显著的下降。国内讨论这一话题的文献相对较少，主要从信息披露、生产率等角度比较上市企业与非上市企业的区别。例如，吴联生等（）发现，上市企业盈余管理程度显著大于非上市企业，且这一差异随着时间的推移不断增大。孔东民等（）证实，企业的全要素生产率在 之后显著下降，其他条件相同时，上市企业的长期生产率低于非上市企业。特别地，不少文献关注企业的上市地选择、交叉上市等话题。例如，陆静等（）采用证券投资基金的损失率来构建投资者情绪指数，以此研究其对中国、股交叉上市公司股票价格的影响。覃家琦等（）研究了政府干预对、股交叉上市公司的资本配置效率和市场价值的影响。孔宁宁等（）研究了交叉上市如何影响公司的外源融资，进而影响公司的成长。李培馨（）研究了不同的海外上市地点（美国、中国香港、新加坡）在改善企业外部融资约束方面的差异。孔令艺等（）研究了股权结构、海外上市决策、绩效之间的关系。总体而言，已有文献虽然意识到并揭示了企业上市地点对企业绩效和发展的影响，但关注点仍集中在传统的公司财务层面，较少有文献从专利产出的角度考察上市地点对企业创新的效应，而这正是本文的一个边际贡献所在。企业创新国外文献主要从融资约束、代理成本、股票流动性等角度讨论股票市场与企业创新的关系。例如，（）指出，金融资源的限制会导致企业对风险项目的投资不足。（）发现，权益资本供应的变动在很大程度上驱动了美国 世纪 年代的研发爆发现象。（）指出，作为一种外部融资渠道，一个有活力的股票市场能够减小信息不对称、降低资本成本，促进企业创新。（）发现，内外部权益融资对企业的研发非常重要，尤其是对于那些更可能面临融资约束的企业。（）发现，股票市场融资有助于提高公司的长期研发投资效率，这一现象对于小公司尤其明显。（）发现，在依赖外部融资的行业中，相比非上市企业，上市企业在研发上有更多的投入并且能够产生更好的专利产出；在依赖内部融资的行业则不存在这类现象。（）的研究显示，股票流动性会减少企业创新，这是因为高股票流动性可能会带来恶意收购，吸引不积极参与企业监管和信息搜集的机构投资者。国内文献主要从融资约束和公司治理等两个方面讨论股票市场与企业创新的关系。例如，李汇东等（）的研究发现，内部融资和外部融资对中国上市企业的创新投资均有显著的正面影响，且外部融资的影响更大。张劲帆等（）发现，企业通过在股票市场 能够显著增加创新产出，缓解企业融资约束是 促进创新的重要渠道。徐宁等（）证实，控制权激励力度与技术创新动态能力呈倒 形关系。鲁桐等（）发现，上市企业第二至第十大股东持股比例、基金持股比例和董监高持股比例对其研发投入有正向影响。股溢价大量文献发现，股市场的估值水平高于 股市场（，；，；杨娉 等，；，；宋军 等，；，；，）。这一现象背后的影响因素可能是：股市场的投资者的其他可选投资方式受到限制（，）、汇率风险（，；，）、流动性（，；杨娉 等，）、投资者情绪（，；，）、信息不对称（杨娉 等，；，）、国外投资者价值偏好（宋军 等，）等。虽然一些文献认为中国对于资本市场的改革有助于减少 股价差（，），但并没有从根本上消除 股价差长期存在的现象（，；，；陆瑶 等，）。在关于沪港通对 股价差影响的研究中，（）认为沪港通政策的宣布显著减小了 股价差，但是其实施则扩大了 股价差；（）对时间范围更广泛的数据的研究显示，沪港通政策减小了 股价差；陆瑶等（）发现，在沪港通政策实施的短期内，股价差有所增加，并进一步指出新兴市场投资者进入新开放市场时有一段相对较长的“学习过程”。综上所述，已有研究普遍认为，企业上市可以通过改变融资约束来影响企业创新，但少有文献探究上市地的差异对创新的影响。尽管已有文献对 股溢价的成因已有了深入的探讨，但 股和 股的差异是否也体现在企业创新层面，仍是一个有待进一步探讨的问题。相较于已有研究，本文的贡献主要体现在：在文献层面：第一，现有文献大多着眼于上市地差异对股价估值的影响，少有进一步讨论估值水平对企业创新的影响，更鲜有文献揭示上市地的选择是否会对公司发展带来实质性的影响，而本文关注上市地与创新的关系，在视角上具有新颖性；第二，大量文献致力于发掘更多的影响公司创新的因素，而本文从上市地的角度入手，为研究公司创新的影响因素找到了一个新的关注点，丰富了对创新这一重要话题的探讨。在现实层面：第一，本文从促进企业创新的角度，为公司上市地的选择提供了参考，对公司的发展和治理有借鉴意义；第二，本文为政策制定者提供了启示，有利于制定科学的上市管理政策，促进产业转型和创新发展。二、样本选择、变量说明与数据处理本文基于 股和 股在专利产出上的对比展开研究。具体来说就是，搜集在 股和 股上市的内地公司在 年间的专利产出数据和财务数据，通过对比其上市前后的专利产出变化情况，来检验内地和香港两处上市地点的差异是否会对内地企业的创新能力产生影响。在个体维度上，本文关注的都是内地公司，虽然其上市地点有 股和 股之分，但其主营业务和注册地都在中国内地，因此其经营环境和基本面不存在系统性的差异。在时间维度上，由于现有的 股上市公司财务数据最早可追溯至 年，因此将观测的窗口选定为 年。由于 股上市公司的数量远远超过 股上市公司，我们通过一对一配对的方法，对数据进行简单的预筛选和匹配，以确保样本的平衡性和可比性。（一）样本筛选与匹配对于现有的 股和 股上市公司，先进行初次筛选：一是剔除 年及以后上市的企业；二是剔除 股、股，股、股，或 股、股同时上市的企业；三是剔除金融行业企业；四是剔除被证监会认定为借壳上市的企业；五是剔除上市期间主营业务发生过显著变化的企业；六是剔除缺少上市前财务数据的企业；七是剔除财务数据有缺失的企业。筛选之后，再对 股和 股的企业进行一对一匹配，以筛选出最接近的样本，确保二者的可比性。参考已有文献的常见做法（，；，；，），本文使用行业、总资产和上市时间三个指标筛选出配对样本。对于每一家 股公司，都为之匹配一个 股公司，满足：（）两个公司同属一个 二级行业；（）两个公司的上市年份相差不超过 年；（）在所有满足前两个条这样做是考虑到 年及以后上市的企业的观测窗口太短，可能不利于观察到完整的结论。企业上市后，通常会披露上市前 年的财务数据，这为本文的研究提供了必要的前提条件。因此只保留可以观测到上市前数据的企业。件的 股公司中，这家公司与该 股公司在上市当年的总资产相差的倍数最小。经过上述筛选与匹配，最终得到 对 股和 股企业，在 年间，共 个观测样本，该样本构成了本文研究的基础。表 展示了匹配后的 股和 股公司的主要特征在上市前后的差异。对比可知：上市前，样本中的 股和 股公司的各项指标差异均较小，说明二者的特征基本是接近的；上市后，股公司的总资产、现金资产、固定资产、资产负债比等的提升幅度略大于 股公司，这可能是由于 股溢价给 股公司带来的更高估值所致。总体而言，两组样本的差异是可接受的，筛选出的样本具有较好的可比性。表 匹配后 股和 股公司的基本特征对比 股上市前上市后 股上市前上市后总收入（对数）总资产（对数）现金资产（对数）固定资产（对数）资产负债比 现金资产占比 固定资产占比 注：“上市前”列，统计了各公司的主要特征在上市前的均值；“上市后”列，统计了各公司的主要特征在上市后的均值。总收入、总资产、现金资产、固定资产的单位是百万元，并取对数。（二）变量定义按照大多数文献的做法（，；，；，；温军 等，；徐宁 等，；孔东民 等，；张劲帆 等，；钟腾 等，），用专利数量来衡量企业的创新能力，作为本研究的被解释变量。具体来说就是，利用 专利数据库，根据上市公司的全名，手动检索并统计该公司在每一年的专利有效申请数，将该数量加 后取对数，作为回归方程的被解释变量。本文搜集了两种类型的专利数量 专利总数和发明专利数，分别侧重于企业创新的数量和质量（张劲帆 等，）。主要解释变量是“是否已上市”二元变量（）、“是否为 股公司”二元变量（）以及二者的交互项。除主要解释变量以外，本文还选择了一系列控制变量：（）收入规模。一般而言，收入规模大的企业拥有更多的动力和资源进行创新活动（，）。（）总资产。与收入规模相似，总资产同样是反映企业规模的一项重要指标。（）企业年龄。从经验上看，年轻的初创公司往往更注重创新；随着企业年龄的增长，企业组织结构逐渐僵化，往往不利于企业创新（，）。（）资产负债比。一般而言，企业创新是企业对高风险项目的投资，而更高的杠杆率会促使企业在投资时选择风险更小的项目。参考 （），本文通过加入资产负债比来控制企业杠杆水平。（）固定资产比率。企业固定资产比率是影响企业创新的重要因素。一些研发工作是以必要的仪器设备和实验环境为前提的；更高的固定资产比率有助于缓解企业的融资约束和对高风险项目的厌恶。（）现金比率。企业现金比率是影响企业创新的潜在因素。一方面，现金比率越高的企业往往面临更小的融资约束，有即企业当年申请并最终获得授权的专利数量，该指标可以较为准确且及时地反映公司当年的有效的专利产出（钟腾 等，）。专利总数等于发明专利数、实用新型专利数、外观专利数的总和，其中，发明专利的审批最严格。参照 （），对各公司 年和 年的专利有效申请数进行了截尾偏误调整。这主要是考虑到专利审核需要较长的时间，因此会有部分最近两年提交申请的专利还未审批下来，由此造成专利有效申请数的统计出现向下的偏误。具体来说就是，在 （）的基础上，采取一种相对简化的调整方法：根据中国国家知识产权局的统计，中国专利申请通过率约为，发明专利申请通过率约为，基于此，本文搜集了各公司 年和 年提交的专利申请总数，乘以 后，作为当年的总专利有效申请数的估计；同时，搜集其 年和 年提交的发明专利申请数，乘以 后，作为当年的发明专利有效申请数的估计。助于企业创新；另一方面，这一关系在不同的行业中差异较大，且受其他因素的影响较大。（）资产收益率。企业资产收益率是影响企业创新的潜在因素。资产收益率是企业盈利能力的体现，而良好的盈利能力是创新资金的重要保障。本文所用数据来自 数据库和国泰安数据库。变量说明如表 所示。表 变量说明类型 符号 名称定义被解释变量（）发明专利数发明专利有效申请数加 取对数（）总专利数总专利有效申请数加 取对数解释变量是否为 股公司虚拟变量：，股公司；，股公司是否已上市虚拟变量：，已上市；，未上市 是否为 股上市为前两个虚拟变量的交互项，也是本文的核心解释变量控制变量（）收入规模总营业收入（单位：百万元）取对数（）总资产总资产（单位：百万元）取对数年龄当年年份减去企业成立年份 资产负债比总资产 总负债 固定资产比率固定资产净值 总资产 现金比率货币资金 总资产总资产收益率净利润 总资产（三）描述性统计变量描述性统计见表。可以看到，发明专利数（对数）的平均值为 ，标准差为 ，总专利数（对数）的平均值为 ，标准差为 。核心解释变量 的平均值为 ，标准差为 ，具有一定的波动性，因此是一个适于研究的解释变量。其他控制变量也均在一定范围内有所波动。表 变量描述性统计 符号观测数平均数标准差最小值最大值（）（）（）（）注：发明专利数、总专利数的单位为个，取对数；总收入、总资产的单位为百万元，取对数。三、实证分析（一）初步回归结果：分组回归本文对 股样本和 股样本进行分样本回归，观察两组样本中上市是否会对公司专利数量产生影响，然后比较两组样本中影响系数的大小，进而初步地判断 股上市对创新的促进效应是否确实大于 股。实证模型设计如下：，（）其中：，是被解释变量，包括公司层面的发明专利数的对数和总专利数的对数；，是主要解释变量，是表示公司当年是否上市的二元变量；，为一系列控制变量，均滞后一期；为时间固定效应；为个体固定效应；是个体固定效应的线性时间趋势项，由个体固定效应与时间线性项的交互项构成，用以控制个体特征随时间的线性变动的影响，以减少由个体特征所造成的偏差；，为回归误差项。重点关注系数 的方向和显著性，该系数衡量了上市对一个公司的创新的影响程度。表 展示了初步回归的结果。列（）（）为 股样本的回归结果，列（）（）为 股样本的回归结果。其中，列（）是在不控制其他变量的情况下对 股样本发明专利数的回归，上市显著地提升了 股公司的发明专利数量，提升幅度为 ；列（）是在控制其他变量的情况下对 股样本发明专利数的回归，系数同样显著，提升幅度为 。列（）是在不控制其他变量的情况下对 股样本总专利数的回归，上市显著地提升了 股公司的总专利数量，提升幅度为；列（）是在控制其他变量的情况下对 股样本总专利数的回归，系数同样显著，提升幅度为。同样地，列（）是在不控制其他变量的情况下对 股样本发明专利数的回归，上市显著地提升了 股公司的发明专利数量，提升幅度为 ；列（）是在控制其他变量的情况下对 股样本发明专利数的回归，系数同样显著，提升幅度为 。列（）是在不控制其他变量的情况下对 股样本总专利数的回归，上市显著地提升了 股公司的总专利数量，提升幅度为 ；列（）是在控制其他变量的情况下对 股样本总专利数的回归，系数同样显著，提升幅度为 。表 初步回归结果：分组回归：股样本（）（）（）（）（）（）：股样本（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）公司特征未控制控制未控制控制未控制控制未控制控制个体固定效应控制控制控制控制控制控制控制控制时间固定效应控制控制控制控制控制控制控制控制个体时间趋势控制控制控制控制控制控制控制控制观测值 注：、分别为在、水平显著；括号内为标准误；公司特征包括收入（对数）、资产（对数）、资产负债比、固定资产占比、现金资产占比、年龄、。综上所述，初步回归的结果表明，无论是 股还是 股，上市都在一定程度上起到了促进专利增长的作用。具体地，仅从数值来看，在发明专利方面，上市对 股公司和 股公司的创新都有明显的提升，股上市对专利数的提升幅度略微大于 股上市。在总专利方面，上市对 股公司的创新的提升幅度较大，而对 股公司的提升幅度则相对较小，股上市对专利数的提升幅度明显大于 股上市。基于此，本文初步判断，相较于 股上市，股上市对公司的创新产出的促进作用更大，这一差异在专利总数量上体现得更为明显，在专利质量（发明专利数）上则体现得相对不明显。（二）主回归结果：交互项模型初步回归结果表明，相较于 股上市，股上市对公司的专利数量提升的额外效果更明显，但对专利质量提升的额外效果相对不明显。但这只是一个相对粗略的比较结果，更需要知道的是 股和 股上市对公司创新的影响的差异是否在统计意义上显著。这里通过交互项模型对这一问题进行探讨，模型设计如下：，（）相较于式（），式（）增加了一个交互项 ，也是本模型的核心解释变量。在本模型中，使用总样本而非分样本，将 股公司作为实验组，股公司作为对照组。交互项 ，的系数 反映的就是相较于 股上市，股上市对公司创新产生的额外的影响。表 展示了交互项模型的回归结果。其中，列（）和列（）报告了 股和 股上市对发明专利数量的影响的差异程度。无论是否控制其他变量，主要解释变量的系数均不显著。这一结果也印证了前文的判断，即虽然看起来 股上市相较于 股上市对发明专利的数量有一定的提升，但幅度很小，在统计上也不显著。列（）和列（）报告了 股和 股上市对总专利数量的影响的差异程度，系数均是显著的，说明相较于 股上市，股上市显著提升了公司的总专利数量。表 主回归结果：交互项模型（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）公司特征未控制控制未控制控制个体固定效应控制控制控制控制时间固定效应控制控制控制控制个体时间趋势控制控制控制控制观测值 注：、分别为在、水平显著；括号内为标准误；公司特征包括收入（对数）、资产（对数）、资产负债比、固定资产占比、现金资产占比、年龄、。基于此，本文得出了与前文基本相同的判断：相较于 股上市，股上市对公司的专利质量并没有明显提升（或者说提升幅度较小），而对公司的专利数量则有显著的提升。结合现实，可以解释这一结果：由于 股估值相对于 股有一个非常明显的溢价，使得 股公司能够通过上市融入更多资金，从而为研发和创新提供了更充足的资金支持，而专利数量的提升更易见到成效，随着更多资金的流入，短期内便容易看到专利总数的增长。但发明专利的审批更为严格，时间更长，这意味着，专利质量的改善，不仅需要更多的资金投入，更需要一个长期优化的治理模式和创新模式。因此，在不改善公司创新发展模式的情况下，仅依靠 股上市带来的更多资金，对专利质量带来的提升幅度是有限的。（三）动态效应分析为了观察 股和 股公司在上市前后每一期的创新产出上的差异，设计如下模型：，（）其中：表示当年相对于上市的时间的二元变量，例如 表示当年该公司处于上市的后一年则取，否则取；表示当年该公司处于上市的前一年则取，否则取；以此类推。特别地，表示当年该公司处于上市的五年或五年以后取，否则取。交互项 的系数 衡量的是在上市前后的每一个时间点上，股公司（实验组）的专利数量相较于 股公司（对照组）的专利数量的差异。本文人为地遗漏掉 这一项，以将其作为对照的基准。式（）的其余部分含义与式（）相同。图 展示了动态效应估计结果。左图为发明专利数的估计结果，右图为总专利数的估计结果。可以看到，上市前，各年的系数均在 附近，且不显著。这说明，在控制了其他变量以及上市这个行为本身的影响之后，股公司与 股公司的专利数量变动趋势在上市前没有显著差异。虽然 股相较于 股的两类专利数在上市后都呈现增长趋势（系数为正），但其中发明专利数的增长幅度较小，系数只在边缘显著或不显著，这也印证了之前的回归结果，即 股上市对发明专利数的额外促进作用相对较弱；总专利数的大部分系数则在上市后显著大于，且明显高于发明专利数的系数，这也印证了之前的结果，即 股上市对总专利数的额外促进效应是更显著的。这种额外促进效应在上市 年后仍然持续存在。图 动态效应估计结果注：作为参照的基准年份，上市前一年的系数被省略，用虚线（纵）表示。虚线（横）表示参考值（值）。各条实线表示各年系数的 置信区间。（四）稳健性检验 缩短观测时间前文的实证分析中，观测窗口为 年整个时间段，这可能导致上市前后对照期的不平衡。上市前的数据最多只能观测到上市前 年，但一些上市较早的公司，可能会观测到上市后 年甚至更长的时间。因此，上市后的观测窗口远远长于上市前的观测窗口。而上市后的观测期过长，可能容易吸收较多的干扰性因素，导致偏差。基于此，本文把上市后的时间控制在 年以内，再次进行回归，以观测结果的稳健性。回归结果如表 的列（）和列（）所示，相较于 股上市，股上市对总专利的额外促进效应依然是显著为正，对发明专利数的额外促进效应为正但不显著，与之前的回归结果基本相同。表 稳健性检验缩短观测时间（）（）替换时间固定效应（）（）控制宏观变量（）（）控制其他政策（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）公司特征控制控制控制控制控制控制控制控制城市特征未控制未控制未控制未控制控制控制控制控制其他政策未控制未控制未控制未控制未控制未控制控制控制个体固定效应控制控制控制控制控制控制控制控制时间固定效应控制控制控制控制控制控制控制控制个体时间趋势控制控制控制控制控制控制控制控制观测值 注：、分别为在、水平显著；括号内为标准误；列（）、（）、（）、（）中，因变量为发明专利数的对数，列（）、（）、（）、（）中，因变量为总专利数的对数；公司特征包括收入（对数）、资产（对数）、资产负债比、固定资产占比、现金资产占比、年龄、；城市特征包括（对数）、人口（对数）、财政科技支出（对数）、第三产业占比；其他政策包括沪港通与深港通、金税三期、产业振兴政策、创新产业集群政策。替换时间固定效应在前文的实证分析中，时间固定效应以年份为基准，没有考虑每一年相对于上市的时间距离，这里改为相对于上市时间的固定效应：，（）其中：将式（）中的 替换成了 （的含义见前文），也就是将普通的时间固定效应改为相对于上市时间的固定效应。回归结果如表 列（）和列（）所示，不同于之前的是，股上市对发明专利数的额外影响显著为正，但显著程度与系数值均明显小于 股上市对总专利数的额外影响，因此，仍维持之前的判断，即相较于 股，股上市对总专利数有明显的提升，而对发明专利数只有微弱的提升。控制城市宏观因素一个地区的宏观经济因素也会对区域创新产生影响（钟腾 等，）。前文只控制了公司层面的控制变量，却未考虑公司所在的城市的宏观因素。因此，为了控制宏观因素对创新的影响，这里搜集了各公司所在城市宏观经济特征变量，包括（取对数）、人口（取对数）、财政中的科技支出（取对数）、第三产业产值占比四个变量，以分别控制经济、人口、财政和产业结构对创新的影响。结果如表 列（）和列（）所示，不同于之前的是，股上市对发明专利数的额外影响显著为正，但显著程度与系数值均明显小于 股上市对总专利数的额外影响，因此，仍维持之前的判断，即相较于 股，股上市对总专利数有明显的提升，而对发明专利数只有较弱的提升。控制其他政策的干扰除了公司上市这一事件以外，其他的外生性事件也可能对实验造成干扰，例如，政府的科研支持政策等。本文对同期的其他政策进行控制：（）沪港通与深港通。年，证监会批复开通沪市与港市互联互通试点，通过沪港通机制，两地投资者可以对部分对方交易所的股票进行交易。年，深港通开通，深市与港市的部分股票也得以入选互联互通试点。进入沪港通或深港通的股票，可以同时得到两地投资者的融资，由此可能会对本文的检验造成干扰。因此，参照宋弘等（）、钟腾等（），通过引入政策变量的方法，对该项政策加以控制。具体来说就是，引入一个二元变量，如果一个公司的股票在当年入选了沪港通或深港通，则该变量赋值为，否则为。将该变量加入式（）的回归中，从而剥离出沪港通或深港通政策对本文回归结果的干扰。（）十大产业振兴规划。年开始，政府对钢铁、汽车、船舶、石化、纺织、轻工、有色金属、装备制造、电子信息及物流业十大产业加以重点扶持，引导其去产能，调结构，向高附加值产业转型。已有文献表明这项政策会对相关行业的创新起到促进作用（钱雪松 等，）。基于此，本文也对该项政策进行控制：引入一个二元变量，如果一个公司所在行业在十大产业之内，且当年为 年或以后，则该二元变量赋值为，否则为。将该二元变量直接放入式（）的回归中。（）创新型产业集群政策。年，在政府的主导下，各地开始建立创新型产业集群园区，对园区内的创新型企业进行重点定向扶持，发挥产业创新的聚集效应和规模优势。年，共批准了三批创新型产业集群园区，在各地建立了 余个创新产业园。创新产业集群的建立，会对园区内企业的创新带来促进作用。因此，本文也对该政策进行控制：引入一个二元变量，如果一个公司当年位于创新型产业园区内，则赋值为，否则为。（）金税三期政策。年，国家税务总局金税三期系统上线，并以省份为试点逐步推开。金税三期工程引入了信息化的增值税征收管理系统，大大规范和严格了税收的征管，减少了企业偷税漏税的可能。吉赟等（）认为，金税三期提高了企业的税收负担，减少了企业的研发投入，对企业创新有阻碍作用。为了控制该政策的影响，本文引入政策实施二元变量，如果当年某个企业所在省份出台了金税三期政策，则赋值为，否则为。在控制了以上四个外生政策以后，回归结果如表 列（）和列（）所示，此时 股上市对发明专利数的额外影响显著为正，但显著程度与系数值仍明显小于 股上市对总专利数的额外影响。因此，结果依然稳健。综上所述，本文的回归模型在各类稳健性检验下都保持较为稳健的结果，由此加固了本文的判断和结论：相较于 股上市，股上市更能促进企业创新，这种效应主要体现为专利数量的增长，而非专利公司所在城市以公司注册地为准。对于公司是否位于某个创新产业园区，主要根据公司注册地所在街道进行判断，在街道数据缺失时，则根据公司注册地所在区、县进行粗略判断。质量的改进。（五）异质性分析 基于企业所有制的异质性沿用式（）的回归形式，将样本分为国有企业和非国有企业两组，进行分组回归，观察二者系数的差异。回归结果如表 列（）（）所示，可以看到，股上市对创新的激励效应，对非国有企业更加明显，对国有企业则几乎不存在。这一结果是符合直觉的：如前所述，股上市有利于扩大融资规模，进而为创新研发提供条件。然而，由于所有制歧视、资源错配等因素（，；，），国有企业的融资难度往往更低，其受到的融资约束明显小于非国有企业。因此，对于本来就有融资优势的国有企业，股的估值溢价带来的激励就显得不那么重要，而对于非国有企业则相反。表 异质性分析：基于所有制分组国有企业（）（）非国有企业（）（）：基于行业分组技术性行业（）（）非技术性行业（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）公司特征控制控制控制控制控制控制控制控制城市特征控制控制控制控制控制控制控制控制其他政策控制控制控制控制控制控制控制控制个体固定控制控制控制控制控制控制控制控制时间固定控制控制控制控制控制控制控制控制个体时间趋势控制控制控制控制控制控制控制控制观测值 注：、分别为在、水平显著；括号内为标准误；列（）、（）、（）、（）的因变量为发明专利数的对数，列（）、（）、（）、（）的因变量为总专利数的对数；公司特征包括收入（对数）、资产（对数）、资产负债比、固定资产占比、现金资产占比、年龄、；城市特征包括（对数）、人口（对数）、财政科技支出（对数）、第三产业占比；其他政策包括金税三期、产业振兴政策、创新产业集群政策。基于行业的异质性沿用式（）的回归形式，本文将样本分为技术性行业和非技术性行业两组，进行分组回归，观察二者系数的差异。回归结果如表 列（）（）所示，可以看到，股对创新的激励效应在技术性行业中更加明显，同样地，这种差异主要体现在专利总数上，而非专利质量。这一结果也与直觉相符：技术性行业往往面临更大的研发压力，需要更多的研发投入和资金支持，相应地，对融资也有更强的依赖，因而对 股上市的创新激励效应更加敏感。但有一个潜在的担忧：这种创新激励效应，仅局限于数量的增长，而非质量的改善，这种变化是否会对技术行业带来实质性的利好，仍有待进一步探讨。综上所述，异质性分析的结果表明，股上市对于企业创新的额外激励效应，在非国有企业中更加明显，在技术性行业中更加明显。四、机制分析为对 股上市促进企业创新的机制进行检验，本文提出了两个可能的作用机制：机制一：股上市通过扩大融资规模来支持企业创新。已有研究表明，金融资源对企业研发投入有显著的影响，金融资源的限制很可能会导致企业对风险项目的投资不足（，；，）。由此，第一个作用机制在于：相较于 股上市，股上市给企业带来更高的估值溢价，进而使企业募集到更多的融资，为研发投入的扩大提供了基础，从而有利于企业创新能力的提高。机制二：股上市通过改变企业的资本结构来激励企业创新。已有研究表明，企业的资本结构（债权资本或股权资本）也会对创新活动产生影响，相比债务融资，股权融资是企业创新融资的较优途径（张劲帆 等，；钟腾 等，）。这是因为创新是一项高风险的活动，相较于债务融资，股权融资对企业而言是一项软约束，财务风险相对较小，因此有助于增强企业的抗风险能力，保障其更好地从事创新活动。基于此，第二个作用机制在于：股上市带来更多的股权融资，改变了企业的资本结构，增强了企业抗击财务风险的能力，进而有助于企业创新。上述两个作用机制可以用图 来表示。本文分别检验这两个机制是否成立。考虑到已有大量文献发现了 股相较于 股的估值溢价效应（，；，；杨娉 等，；，；宋军 等，；，；，），因此在股价方面不再进行赘述。本文重点检验两个渠道：一是，相较于 股上市，股上市是否扩大了企业的融资规模，进而增加了企业的研发投入；二是，相较于 股上市，股上市是否更有助于改变企业的资本结构。图 作用机制（一）上市地点、融资规模与研发投入对机制一进行检验，即相较于 股上市，股上市是否显著扩大了公司的融资规模和研发投入。首先，采用与式（）相同形式的回归方程，但把因变量替换为公司融资规模的对数。以公司当年吸收的投资的现金流（单位：百万元）的对数作为融资规模的衡量，数据来自国泰安数据库。回归结果如表 列（）所示，主要解释变量的系数显著为正，说明相较于 股上市，股上市可给公司带来更大的融资规模，融资规模提升幅度为 。由此验证，相较于 股上市，股上市确实可以扩大公司的融资规模，帮助公司融入更多资金。表 机制分析融资规模（）资本结构（）研发投入（）研发效率（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）公司特征控制控制控制控制控制城市特征控制控制控制控制控制其他政策控制控制控制控制控制个体固定效应控制控制控制控制控制时间固定效应控制控制控制控制控制个体时间趋势控制控制控制控制控制观测值注：、分别为在、水平显著；括号内为标准误；列（）的因变量为融资规模的对数，列（）的因变量为负债与权益比，列（）的因变量为资本支出的对数，列（）的因变量为发明专利的研发效率，列（）的因变量为总专利的研发效率；公司特征包括收入（对数）、资产（对数）、资产负债比、固定资产占比、现金资产占比、年龄、；城市特征包括（对数）、人口（对数）、财政科技支出（对数）、第三产业占比；其他政策包括金税三期、产业振兴政策、创新产业集群政策。进一步需要检验的是，更大的融资规模是否可以转化为更高的研发投入，换言之，研发投入的规模是否也得到了扩大。同样地，把因变量替换为公司研发投入规模的对数进行实证检验。考虑到公司的研发投入数据在 年后才开始披露，缺失较为严重，因此用另一个指标 资本支出（单位：百万元）作为替代，资本支出是包含研发投入在内的用于公司长期创收的一项支出，企业资本支出越高，在一定程度上意味着企业在创新等活动上的投入越多（，）。回归结果如表 列（）所示，可以看出，相较于 股上市，股上市显著提升了公司的研发投入规模，提升幅度为 ，融资规模的扩大确实转化为了研发投入的扩大。通过上述检验，验证了第一个作用机制的成立，即 股上市扩大了公司的融资规模，进而有助于研发投入的增长，由此促进了企业创新。附带地，再检验上市地点是否还会对公司创新的研发效率产生影响。以单位资本支出下的专利数量作为公司研发效率的衡量。回归结果如表 列（）和列（）所示，可以看到，无论是总专利数还是发明专利数，上市地点的差异没有对研发效率产生显著影响。这一结果不难理解，上市地的差异带来融资规模和研发投入规模的变化，但并不会从本质上改变公司的发展模式和生产技术，因此研发效率没有提升。由此也可在一定程度上解释为何 股上市对专利数量的促进效应更明显，而对专利质量的促进效应较弱，因为随着研发投入的扩大，专利总数的提升更容易在短期内见到成效，但在不改进现有模式、技术和效率的情况下，高质量专利则较难有立竿见影的提升。（二）上市地点与资本结构对机制二进行检验，即相较于 股上市，股上市是否还可以通过增加公司资本结构中的股权占比，来促进公司创新。首要地是需要检验上市地的差异是否真的会对公司的资本结构产生影响。参照 理论的常见方法（，），以 指标作为公司资本结构的衡量，即公司的债权资本除以股权资本，该比例反映了两类资本在公司资本结构中的相对占比。将该指标作为回归的因变量，根据机制二的假设，股上市的估值溢价，增加了公司股权融资的占比，那么应该观察到因变量与核心解释变量之间的显著负相关关系。回归结果如表 列（）所示，可以看到，回归系数非常微小且不显著，说明上市地点并没有对公司的资本结构产生实质性的影响。因此，机制二的假设检验没有通过。这一结果意味着，本文提出的第二个机制 股上市通过改变资本结构来促进公司创新，是缺乏实证上的说服力的。造成这一结果的原因可能比较复杂：股市场更为成熟，投资者更加理性，投资者监督更加透明、到位（沈红波 等，；王建峰 等，），相比之下，股市场发展尚不成熟，投资者情绪化严重，公司也更有可能通过高杠杆经营来追求业绩，以迎合投资者对股价的预期，由此增加了企业的经营风险（邹静娴 等，），抵消了 股上市带来的额外的股权资本对资本结构的影响。由于篇幅和主题所限，本文不对这一点进行过深的探讨。综上所述，关于 股对企业创新的额外促进效应，本文提出了两个潜在的作用机制：机制一，股上市带来更大的融资规模，从而为研发投入的扩大提供了条件，有助于企业创新；机制二，股上市的估值溢价，增加了企业的股权融资占比，改变了企业的资本结构，降低了财务风险，从而有利于企业从事创新等高风险活动。经过检验，本文发现，起作用的是机制一，机制二则未得到实证证据支持。五、结论与启示本文从公司创新的视角入手，探究 股和 股的上市选择是否会对公司的创新能力带来影响。基于 股和 股上市公司 年的数据，实证研究发现：其一，相较于 股上市，股上市确实会对公司创新产生额外的促进效应，对专利总数的额外提升幅度约为 ，对发明专利数的额外提升幅度则相对较小。换言之，相较于 股上市，股上市明显提升了公司创新产出的数量，同时轻微提升了创新产出的质量。其二，相较于 股上市，股上市扩大了公司的融资规模，进而有助于研发投入的增长，由此促进了企业创新。其三，从公司所有制视角来看，股上市对公司创新的额外效应，在非国有企业中更加明显；从行业角度来看，股上市对创新的激励，在技术性行业中更加明显。上述结论具有鲜明的现实意义：从公司的角度来说，受到融资约束较大的企业，或技