我国资本市场开放的政策效应研究

房媛媛

摘   要：开放是现代经济体系和成熟金融市场的基本特征，资本市场在助力更高水平开放和推动创新转型方面被寄予厚望。本文以现金股利水平为切入点，利用“沪港通”实施构建准自然实验，验证资本市场开放对企业微观行为的政策效应。研究发现，我国资本市场开放显著提高上市公司现金股利水平，这一提升作用主要体现在代理成本高和公司成熟度低的企业中。中介效应检验显示，资金流动性增加和盈利能力上升是资本市场开放提高现金股利水平的重要渠道，而内部治理水平的中介效应并不显著。本文结论为推动资本市场高质量开放提供了经验证据，具有一定启示作用。

关键词：资本市场开放;现金股利水平;中介效应

中图分类号：F830.59  文献标识码：A  文章编号：1674-2265（2021）03-0076-09

DOI：10.19647/j.cnki.37-1462/f.2021.03.011

一、引言与文献回顾

2020年初爆发的新冠肺炎疫情正在并将持续对世界政治、经济和金融格局产生深刻影响。各界普遍认为，深化国际合作是有效应对全球经济金融危机的必然选择，专业高效的政策协同是阻止危机扩散和经济陷入恶性循环的关键所在。因此，我国资本市场对外开放步伐不仅没有因疫情而放缓，反而进一步加快：证券基金、期货机构外资持股比例限制提早全面放开，六家外资控股证券公司已经顺利落地，QFII、RQFII全面取消额度限制;与境外机构投资者保持良好沟通，增强了相互信任，外资总体保持净流入。现金股利分配是提高上市公司质量，推进资本要素市场化的重要部分。2020年 4月9日，中共中央、国务院印发《关于构建更加完善的要素市场化配置体制机制的意见》，再次提出鼓励和引导上市公司现金分红，进一步激发全社会创造力和市场活力。资本市场开放能否在企业微观层面提高现金股利支付水平，达到金融服务实体经济的政策效果，是一个非常具有现实意义的课题。

上市公司股利分配政策对实现公司价值最大化、维护投资者切身利益和规范其投资行为具有较强导向作用。但相比美国等成熟资本市场，我国现金股利支付水平偏低，引发了非效率投资等一系列代理问题，严重影响资本市场资源配置功能发挥和中小投资者利益保护。郭慧婷等（2020）[1]的研究显示，提高企业现金股利支付率能降低股价崩盘风险。艾珺（2020）[2]研究显示，实施现金股利支付政策能显著降低债券融资成本，现金股利比重越高，对债券融资成本的抑制作用越显著。罗琦等（2020）[3]研究表明，上市公司发放现金股利具有价值效应，现金股利发放通常伴随着公司股价的上涨，现金股利还可以作为替代性的治理机制约束控股股东行为。于晓红等（2017）[4]研究证明，现金股利对自由现金流富足的制造业上市公司过度投资行为有抑制作用。

关于资本市场开放的研究文献表明，资本市场开放可以缓解代理冲突（韩晓雷，2020）[5]，减少公司违规行为（邹洋等，2019）[6]，加快公司资本结构调整的速度，优化资本结构（程利敏等，2019）[7]。陈运森和黄建峤（2019）[8]研究发现，“沪港通”可以引导企业投资，提高公司投资效率。马妍妍和俞毛毛（2020）[9]认为，资本市场开放能够提升企业全要素生产率增长水平。郭阳生等（2018）[10]研究显示，成为“沪港通”标的的公司，分析师跟踪人数增加，预测精确度提高，外部信息环境改善。

贾洪文和孟莉莉（2019）[11]研究发现，我国现金股利分配水平在很大程度上取决于政策弹性，而且存在一系列传统股利理论难以解释的“異象”。资本市场开放是否会对上市公司的现金股利水平产生影响，政策传导路径是怎样的，由于内生性问题的存在，目前此类研究较为缺乏。2014年11月17日实施的“沪港通”政策，允许中国香港交易者对选定的568只沪市A股股票进行投资，受政策影响的标的公司和不受政策影响的非标的公司提供了天然的实验组和对照组样本，为研究资本市场开放提供了相对纯粹的实验环境。本文借助“沪港通”实施，构建准自然实验，实证检验了资本市场开放对现金股利水平的政策效应。结果显示，资本市场开放显著提高了上市公司现金股利水平，这一提升作用主要体现在代理成本高和成熟度低的企业中。进一步研究表明，“沪港通”实施后，企业资金流动性增加和盈利能力提高是资本市场开放提高现金股利水平的重要渠道，但公司内部治理水平在这一过程中的中介效应不显著。在采用不同的现金股利水平衡量模型、虚拟实验组样本以及进行平行趋势检验和安慰剂检验后，结果依然稳健。

本文可能的贡献在于：（1）系统检验了资本市场开放对微观企业股利政策的经济影响。资本市场开放的最终目的是支持企业发展，本文从现金股利水平的视角，补充了“沪港通”实施对公司治理行为产生经济后果的现实证据;（2）从资金流动性、盈利能力和公司治理能力三个方面，寻找资本市场开放与现金股利水平之间的中介变量，明确政策传导路径，拓展了资本市场开放的研究范围，并为最大程度释放政策红利提供理论依据;（3）我国资本市场已进入全球前列，股票市场和债券市场规模均已位列全球第二位，但相对而言，市场开放度与市场规模不相称，与我国经济总量和发展潜力不匹配，本文的研究突出了资本市场开放对微观企业健康发展的重要性，对进一步推动资本市场的高质量开放有一定的参考作用。

二、理论分析与研究假设

企业运行是一个复杂系统，各类影响因素在多数情况下并非互斥，往往交织在一起而发挥作用。

管理层过度自信理论认为，基于融资优序假说，过度自信的管理层在进行融资决策时会首先考虑内部融资，且更易过度投资（Heaton，2002）[12]。过度自信使管理者认为公司股价被市场低估，外部融资成本较高，为降低将来的融资成本，通常选择较低水平的股利支付率（Deshmukh等，2013）[13]。应惟伟等（2017）[14]研究表明，管理者过度自信导致公司减少现金股利发放，并且这种效应在融资约束严重、过度投资水平高的公司中更为强烈。“沪港通”实施后，成为标的公司意味着得到境内、外两个市场的认可，资金调动能力大大提升，管理层更容易相信在自身的带领下公司发展将更迅速，因而倾向于将更多资金用于投资，最终导致不分配现金股利或降低现金股利支付水平。陈运森和黄建峤（2019）[8]则认为，股票市场开放提高了公司经营业绩，管理层基于对公司盈利的乐观预期，会选择较高的股利支付水平，以期投资者对公司发展保持同样乐观。

基于信号传递理论，积极的现金股利政策是降低投资者预估风险水平的重要手段，管理层会选择较高的股利支付水平向市场传递自身盈利能力良好的信号，以吸引境外资金青睐。境外投资者由于地理距离限制和文化差异等原因，对于上市公司当地信息知之甚少，现金股利分配这一信息对境外投资者而言可能发挥着极为重要的信号作用，因此，资本市场开放可能最终促使标的股公司现金股利水平的提高。但是，考虑到“沪港通”标的公司大多是成分股，拥有良好的市场声誉，不需要通过发放现金股利证明自己是“好公司”，特别是当财务灵活性边际价值高时，公司将更倾向于保留财务灵活性，从而减少现金股利的发放（张玮婷和王志强，2015）[15]。

迎合理论是行为金融学对现金股利政策的最新解释。Long（1978）[16]的研究认为，投资者可能把现金股利当作无声的特征，给予支付现金股利公司的股票更高溢价，这一特征反过来又使得公司管理者为迎合投资者而发放现金股利。Baker和Wurgler（2004）[17]提出的股利迎合理论，认为市场投资者对支付现金股利的公司存在投机性需求，导致支付现金股利的公司相比不支付现金股利的公司价值存在股利溢价，理性的公司管理层会洞察到这种股利溢价，并制定相应的现金股利政策去迎合市场投资者的这种需求，以提升公司價值。因此，上市公司分红政策取决于投资者偏好。由于股利所得税通常高于资本利得税，理性的境外投资者应该更偏好资本利得，资本市场开放对现金股利水平的边际效应可能为负。但实际上，我国的A股市场“重融资、轻回报”的分红现状多年来饱受诟病，应展宇 （2004）[18] 研究显示，与我国相比，西方市场的公司股利支付意愿整体偏高， 更愿意派发股利，因此境外投资者进入后，可能提高现金股利水平。

由于上述理论都存在正反两方面逻辑，本文提出一组竞争性研究假说：

H1a：资本市场开放提高了上市公司现金股利水平。

H1b：资本市场开放降低了上市公司现金股利水平。

此外，本文将考察资本市场开放对现金股利水平影响的差异性，根据代理成本高低和公司成熟度高低将企业分成两组，检验资本市场开放政策效应的差异性。

进一步来看，通常回归模型探讨的仅是变量间的直接关系，但政策对企业行为的影响具有复杂性和内隐性，当确定自变量和因变量后，自变量可以与其他变量共同作用于因变量，也可能通过第三变量对因变量构成间接影响。资本市场开放对现金股利的影响是有其他变量共同参与的，仅仅探讨资本市场开放与现金股利水平的直接关系，容易忽略企业行为变化的实质性、内在性原因。越来越多的研究发现，中介效应分析在一定程度上解释了自变量对因变量影响的内在机制。如果自变量X通过某一变量M对因变量Y产生一定影响，则称M为X和Y的中介变量。研究中介作用的目的是在已知X和Y关系的基础上，探索产生这一关系的内部作用机制。当资本市场开放与现金股利水平间的相关关系得到理论与统计检验的支持后，引入中介变量。当中介变量的引入改变了自变量对因变量的作用方向及大小时，可以间接证明自变量与因变量之间存在因果关系，而不仅是相关关系。参考韩晓磊（2020）[5]等文献，资本市场开放能够缓解代理冲突，优化资本结构，提高投资效率，本文选流动比率、经营利润率和内部控制指数作为中介变量，验证政策传导路径，并提出以下假说：

H2：资本市场开放通过增加资金流动性，提高上市公司现金股利水平。

H3：资本市场开放通过提升盈利能力，提高上市公司现金股利水平。

H4：资本市场开放通过提高内部治理水平，提高上市公司现金股利水平。

三、研究设计

（一）样本选择

本文选取“沪港通”标的股作为实验组样本，通过倾向得分匹配模型，选取“沪港通”实施前一年度倾向得分与实验组样本最接近的A股非标的股作为对照组样本，构造准自然实验场景。由于“沪港通”标的企业在规模、市值等方面有较高的门槛，要选取倾向得分匹配度高的企业，必须将深圳证券交易所股票纳入样本范围。鉴于2016年12月“深港通”开始实施，为避免“深港通”对实验结果的干扰，本文选取2012—2016年我国A股上市公司作为初始研究样本。“沪股通”标的股名单来源于上海证券交易所网站，其他财务数据均来源于万得数据库。

首先，对样本进行初步筛选：（1）剔除金融行业样本;（2）剔除财务数据缺失样本;（3）剔除发行B股、H股、海外股的样本，排除已发行B股、H股、海外股公司对研究结果的干扰;（4）剔除2014年11月17日后新增或被调出的“沪港通”标的股;（5）鉴于ST、*ST股票和退市整理股票不纳入“沪港通”股票，剔除ST、*ST股票以及2013年度未分配利润为负值的样本;（6）剔除2011年后上市的企业。由于“沪港通”股票入选规则为上证180指数成分股、上证380指数成分股，依据上证180指数成分股、上证380指数成分股的选取规则，以“沪港通”开通前一年度上市公司的总市值、成交金额、换手率和净资产收益率为匹配变量，使用无放回、卡尺值0.01的一对一倾向得分匹配确定对照组样本，最终得到308家公司，共1540个观测值。为避免异常值数据影响，对所有连续变量进行上下各1%的缩尾处理。

倾向得分匹配的样本平衡性检验结果见表1。匹配之前，“沪港通”标的组与非标的组的匹配变量之间存在显著差异，匹配后配对变量的标准化和方差均大幅缩小，t检验结果不拒绝两组样本无系统差异的原假设，样本总体均值偏差也不再显著，说明样本通过了平衡性检验。

（二）模型建立与变量定义

因所选样本涵盖不同行业，财务状况和盈利水平差别较大，主回归采用股利支付率衡量现金股利支付水平，group作为是否属于“沪港通”标的股的分组变量，post作为“沪港通”开启时点的时间变量，shhk为group和post的交乘项，选取公司规模、股权集中度、是否两职合一、产权性质、上市时间、管理层自信程度作为控制变量，并加入个体固定效应（Firm）和时间固定效应（Year）构建双重差分模型（1），其中shhk的系数代表“沪港通”政策对现金股利水平的影响程度和方向。鉴于“沪港通”开通时间为2014年11月，为防止对2014年的界定偏差影响实验结果，在主回归中剔除2014年观测数据，定义2012年、2013年post取值为0，2015年、2016年post取值为1。本文所涉主要变量定义见表2。

四、实证结果分析

（一）描述性分析

主要变量的描述性统计结果见表3。可以看出，现金股利水平均值为0.034，表示平均每1单位营业收入会有0.034单位的现金股利分配;产权性质均值为0.473，意味着样本中国有与非国有企业数量基本持平;第一大股东持股比例最小值为9.63，最大值为74.870，意味着不同公司的股权集中度存在巨大差异。分组变量group均值0.5，提示实验组和对照组样本基本保持平衡。

（二）实证分析

表4列示了资本市场开放对现金股利水平影响的双重差分检验结果。从第（1）列可以看出，在不控制其他控制变量时，shhk的系数为0.0076，t值为2.63，在1%的水平下显著;控制其他控制变量之后，第（3）列的结果显示，shhk的系数为0.0061，t值为2.11，在5%的水平下依然显著，说明随着资本市场开放程度的增加，企业的现金股利水平上升，意味着境外投资者的进入有助于提升企业的现金股利水平，从而验证了研究假说H1a。

为验证结果的有效性，加入2014年观测样本。鉴于2014年股利发放政策一般在2015年確定，设定2014年时“沪港通”政策已经实施，post取值为1，回归结果见表4第（2）列和第（4）列，shhk依然在5%的水平上显著为正，说明回归结果是稳健的。

（三）异质性分析

接下来，考察资本市场开放影响的差异性。就代理成本而言，根据代理理论，积极的现金股利政策可以有效缓解代理冲突，降低非效率投资水平，减少管理层对自由现金流的任意支配行为。在代理成本低的企业中，管理层投机行为能够得到较为充分地抑制，资本市场开放对现金股利水平的影响有限。相反，代理成本高的企业在资本市场开放后，必须完善内部治理，约束管理层机会主义行为，才能获得境外资本青睐，因此本文预测“沪港通”对现金股利的提升作用主要体现在代理成本高的企业中。就公司成熟度而言，股利政策的生命周期理论指出， 成熟公司盈余充裕且已没有好的投资机会，因此会选择发放较多的现金股利，因此本文预期相较于成熟度高的公司，“沪港通”实施对低成熟度公司的现金股利提升作用更显著。

本文以管理费用率（销售费用和管理费用之和与营业收入的比值）衡量企业代理成本，以留存收益与所有者权益的比值衡量公司成熟度，根据“沪港通”开通前一年度指标是否高于样本企业中位数，将样本分为代理成本高组（AgencyCosts=1）和代理成本低组（AgencyCosts=0）、成熟度高组（Maturity=1）和成熟度低组（Maturity=0），分别进行回归。实证结果见表5。从列（1）和（2）可以看出，在代理成本高的样本组，shhk系数显著为正;在代理成本低的样本组，shhk系数为负且不显著;组间系数差异为0.0106，且在5%的水平下显著。从表5的（3）和（4）列可以看出，shhk系数在低成熟度样本中显著为正，在高成熟度样本中为负且不显著，组间系数差异在1%水平下显著。以上结果表明，资本市场开放对现金股利的提升作用主要体现在代理成本较高和成熟度较低的企业中。

五、中介效应检验

（一）检验流程

为打开资本市场开放提升现金股利水平的“黑匣子”，以下进行中介效应检验。参照温中麟等（2004）[19]的方法，设定检验程序，变量之间的关系可用以下方程来描述：

其中，[c]是[X]对[Y]的总效应，乘积[ab]是经过中介变量[M]的间接效应，[c]为直接效应。具体步骤是：（1）检验回归系数[c]，如果显著，说明[X]显著影响[Y]，则进行第（2）步，否则停止分析。（2）进行Baron和Kenny（1986）[20]部分中介检验。检验系数[a]、[b]，如果显著，说明[X]对[Y]的影响至少部分是通过中介变量[M]实现的，继续进行第（3）步;如果至少有一个不显著，转到执行第（4）步。（3）进行Juddy和Kenny（1981）[21]完全中介检验。检验系数[c]，如果显著，说明只是部分中介过程，[X]对[Y]的影响只有部分通过[M]实现;如果不显著，即控制了中介变量[M]后，[X]对[Y]的影响变得不显著，则属于完全中介过程，即[X]对[Y]的影响全部通过[M]实现。检验结束。（4）做Sobel检验。检验乘积H0：[ab]=0，如果显著，说明[M]的中介效应显著;反之，中介效应不显著。检验结束。

（二）检验结果

本文选取流动比率cr（流动资产/流动负债）代表企业资金流动性，选取经营利润率ep（息税前利润/营业总收入）代表企业盈利能力，选取内部控制指数con代表企业内部治理水平。将cr、ep和con作为中介变量M，依次带入模型（5）和（6），分别检验资本市场开放通过改善资金流动性、盈利能力和内部治理水平而提升现金股利水平的中介效应。其中内部控制变量数据来源于迪博数据库，其余指标数据来源于万得数据库。

上一部分已经验证了shhk与现金股利水平显著正相关，如果模型（5）的[β3]和模型（6）的[β4]均显著，证明M的中介效应显著;如果二者至少有一个不显著，则进行sobel 检验，如果Z统计量的P值小于0.05，M的中介效应显著，否则不显著。回归结果分别见表6的（1）、（2）和（3）。其中以cr和ep为中介变量的检验中，[β3]、[β4]都显著为正，说明“沪港通”实施通过提高企业的资金流动性和盈利能力，显著提升了现金股利水平，两者中介效应占总效应的比例分别为29.5%（0.3×0.006/0.0061）和52.61%（2.9174[×]0.0011/0.0061）。内部治理水平的中介效应检验中[β3]显著，但[β4]不显著，进一步进行Sobel检验，结果见表7，Z统计量的P值大于0.05，中介效应不显著，说明内部治理水平只是调节变量，不是中介变量。

六、稳健性检验

（一）安慰剂检验

鉴于“沪港通”实施之前，通过合格境外机构投资者（QFII，2002年实施）制度和人民币合格境外机构投资者（RQFII，2011年实施）制度，外资也可以参与A股的交易，虚构政策实施时间无法排除实验组和对照组变化受其他政策影响的可能性，因此，本文通过更换实验组样本进行安慰剂检验，随机选取倾向得分匹配未匹配成功的上市公司作为实验组，回归结果显示shhk的相关系数不再显著，说明现金股利水平确实因“沪港通”实施而有所提升。检验结果见表8列（1）。

（二）平行趋势检验

为验证实验组和对照组在政策实施之前是否具有相同的发展趋势，确保两次差分得出的政策效应[β3]完全是“沪港通”的政策效应，而不是由实验组和对照组本身的差异所带来的，本文进行平行趋势检验。将区间起始年份提前至2011年，以便有足够多的年份考察政策实施前实验组和对照组的现金股利水平是否不存在显著性差异。2014年代表政策当期效果，分别生成2012年和2013年与实验组虚拟变量group的交互项y2012、y2013，检验“沪港通”实施前实验组和对照组之间的差异，回归结果见表8列（2）。交互项系数不显著，说明政策实施前实验组和对照组之间不存在显著差异，平行趋势假设成立。

（三）构建新的现金股利变量

主回归采用现金股利支付相对水平作为被解释变量，而此处选择现金股利支付绝对水平，以每股现金股利pay2、支付普通股股利pay3作为替代变量进行检验，回归结果见表8列（3）、（4），shhk系数依然显著。

七、结论与启示

本文以2014年11月“沪港通”实施构建准自然实验，通过倾向得分匹配选取对照组样本，采用双重差分模型，考察了资本市场开放对上市公司现金股利水平的影响。研究发现，资本市场开放显著提高上市公司现金股利水平，这一提升作用主要体现在代理成本高和成熟度低的企业中。进一步研究发现，资金流动性、盈利能力对资本市场开放提高现金股利水平具有显著的中介效应，而内部治理水平的中介效应并不显著。资本市场开放有助于推动我国资本市场逐渐走向成熟，为我国经济发展注入新的活力。本文的研究成果从微观角度验证了资本市场开放的积极意义，为进一步推动资本市场的高水平开放提供了经验证据。

从开放历程看，我国资本市场开放的实际效果和投资者体验不尽如人意，大批优质中资企业舍近求远，远渡重洋到中国香港、伦敦、纽约上市。这说明资本市场在我国国民经济活动中未充分发挥应有作用，提高资本市场开放水平是必然趋势。本文认为可以从以下方面着手：

一是提高开放质量。高质量的对外开放，是遵循国际规则和惯例、符合市场化运作、不带限制条件的开放。2016年，银行间债券市场对境外机构投资开放（CIBM）制度首次实现了证券投资领域对境外投资者全面彻底的开放：不设境外机构投资者准入门槛，不设总额度，不设单家机构额度和审批要求，资金进出及兑换基本自由，政策实施效果十分显著。2018年推出的原油期货市场建设和对外开放制度，同样不设额外准入限制，实行按需购、结汇，允许以外币冲抵保证金，推动境内原油期货市场短期内快速发展。股票市场、交易所债券市场等其他资本市场的开放过程可参考上述成功案例，实施资本市场准入负面清单管理，降低准入门槛，尽快实现外资国民待遇;在风险可控情况下，实施相对自由的汇兑政策，减少额度和兑换限制;整合市场开放渠道，统一各渠道管理政策，实现资金和证券互联互通;减少账户种类，允许境外投资者通过一个渠道（账户）进出资金。

二是扩大开放范围。目前我国直接投资和证券投资分属不同部门监管，管理政策差异较大，彼此相互隔离，两类资金不能互相转化，境外资金基本无法参与股票发行前的各项环节，一定程度上制约了资本市场的发展。建议探索建立股票发行市场和投资市场的联动机制，逐步打破直接投资和证券投资的界限，鼓励境外资金通过私募股权投资基金等多种形式参与股票发行交易。

三是提高风险预警水平。证券投资资金一直被定义为短期资本，流动性强，容易对国际收支形成冲击，因此，资本市场开放必须以不引发资金大规模极端流动为前提。其一是要保留必要的登记制度，对外资机构进入和资金跨境流动坚持“留痕”管理;其二是要压实市场主体合规责任，强化国际收支申报管理;其三是要健全全口径跨境证券投资监测分析框架和预警机制，及时调整或更换预警指标和阈值，探索运用大数据、机器学习、人工智能等技术，挖掘和使用现有数据，提高风险线索查找精准度，通过风险防范关口前移，提升监管风险预警水平;其四是要加强部门间跨境监管协调协作和信息数据共享，做到“放得开、看得清、管得住”，确保开放环境下资本市场的稳健运行。

四是加快监管转型。监管水平的提高，依赖于监管理念的革新和转变。在资本市场加速改革创新的大背景下，监管目标应从偏重市场规模发展，转向规模、结构和质量并重;监管模式应从事前审批向事中事后监管转变;监管重心应从注重融资金额，向注重投资风险和投资者保护，特别是中小投资者保护转变。

五是推动跨境监管国际合作。资本市场双向开放，必然面临跨境上市公司监管问题，加强跨境监管合作是解决该问题的有效途径，应探索建立“聯合检查”路径和机制。建议与美国、英国等金融发达国家协商建立“联合检查”机制，建立各国监管者之间的相互信任，共同建立打击跨境证券违法犯罪行为的执法联盟。

六是完善资本市场基础性制度。国内资本市场的不断完善，是资本市场开放取得成效的基础。其一是要加强制度建设。深化注册制和退市制度改革，给予市场稳定的预期，形成优胜劣汰的市场环境;继续探索完善有奖举报制度，落实发行人的信息披露责任，加大资本市场违法违规打击力度。其二是要加强投资者保护，努力从保护中小投资者利益与其他各方利益中寻求平衡，推进诉讼维权机制创新，加快健全证券代表人诉讼机制，加速推动形成行政执法、民事追偿和刑事惩戒相互衔接、互相支持的有机体系，充分发挥投资者保护机构的作用。其三是要进一步优化“沪港通”“深港通”机制，不断丰富内地和香港地区全方位多层次务实合作。进一步完善“沪伦通”，拓宽跨境ETF互通机制，加强中欧金融合作，积极参与国际金融治理。

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