一、引　言

在中国现行财政分权体制下，地方政府承担着发展地方经济的任务（周业安等，2004；徐现祥等，2007），这就造成区域之间存在经济竞争（潘红波等，2018）。而中国区域间要素分布并不平衡，这在一定程度上导致了地方经济发展的差异（杨晓光等，2002；李晓阳和黄毅祥，2014）。为了促进区域经济发展，地方政府通过税收、公共投资等多种方式，增加当地对资本、技术等要素的吸引力（张军和高远，2007；郭杰和李涛，2009；王凤荣和苗妙，2015）。例如，地方政府通过竞争吸引外国资本，帮助地方内资企业获得先进的技术和管理经验，促进了区域经济发展（魏后凯，2002；李永友和沈坤荣，2008；蒋仁爱和冯根福，2012）。应该看到的是，随着经济长期高速发展，中国国内获得资本的渠道不断增加，地方发展所依赖的资金、技术、人力等要素来源不断丰富，内源性的发展动力已经与改革开放初期有着很大的差别（綦好东等，2017；陈冬华等，2018）。其中，国内资本市场扮演了重要的角色，对地方经济产生了重要影响（倪鹏飞等，2014）。

在上市资格存在严格管制的背景下，地方政府积极参与到对上市资格的竞争中，如在IPO过程中给予补贴（逯东等，2015；王克敏等，2015），帮助企业化解财务危机（章铁生等，2012），在并购重组时保留辖区内上市资格的数量（陈冬等，2016），以及参与公司治理以避免因公司丑闻而降低未来辖区内公司获得上市资格的可能性（陈冬华等，2008）。这展现了管制背景下地方政府对上市资格的渴求。而获得上市资格对地方经济是否真的有所帮助？辖区内公司获得上市资格究竟能否带动地方产业经济发展？如果能，在不同的约束机制下，这一带动作用又会有怎样的差异？这些是本文试图回答的问题。

本文以2005—2015年为样本期间，用某地区行业内当年新增的上市公司数量来衡量地方上市资格的获取，用该地区行业内其他企业当年的资产收益率和销售利润率来衡量地方产业发展，实证检验了上市资格获取对地方产业发展的影响。研究发现，某地区行业内新增IPO公司数量与该地区行业内其他企业的资产收益率和销售利润率都显著正相关。这表明上市资格的获取产生了一定的溢出效应，带动了地方产业发展，从而为地方政府帮助辖区内企业争取上市资格的动机提供了实证证据。同时，上市所带来的示范效应、横向联系和垂直联系可能是主要的溢出机制。就管制的具体倾向来说，新增上市公司的业绩越好，上市资格获取对地方产业发展的促进作用越强；在落后地区，获得上市资格对当地产业发展的带动作用更大；行业内民营企业获得上市资格对地方产业发展的促进作用则与国有企业获得上市资格不存在明显差异。需要特别强调的是，本文探讨的是在既定的管制背景下，获得上市资格对地方产业发展的影响，而不涉及对管制倾向的整体性评价。

本文可能的研究贡献在于：首先，关于地区间资本要素竞争的现有研究大多围绕国外投资展开，而随着经济的发展，内源性要素的重要性在不断上升。本文研究表明，中国资本市场是重要的经济要素，进入资本市场可以促进当地产业发展。本文的工作有助于正确认识内外部资本。其次，对于地方政府对上市资格的热衷，现有研究大多默认为地方政府能够从中获得收益，但鲜有实证证据予以支持，本文则为此提供了经验证据。最后，关于上市资格管制的现有研究大多从总体性视角出发，重在揭示管制所带来的扭曲，而较少从具体的管制倾向出发，客观全面地考察管制的影响。本文从上市资格管制的多个倾向性出发，揭示了管制在不同维度的倾向性具有不同的作用，既有合理之处，也有无效率之处。这对于上市制度的进一步改革具有一定的借鉴意义。

二、理论分析与研究假设

我们选择从地方产业发展角度切入，构建一个考察上市资格获取与地方产业发展关系的框架。对企业来说，进入资本市场的直接收益是能够获得直接融资，缓解融资约束。而融资的增加又会进一步体现在企业经营活动中，如资本市场的支持可以使上市公司在产品市场上更快地把握投资机会（Gilje和Taillard，2016），强大的融资能力和丰富的潜在融资资源可以使其进行更多的研发创新（Acharya和Xu，2017）。从地方经济角度出发，获得上市资格可能会为当地产业发展带来一定的溢出效应。

首先，上市成功会带来示范效应。在管制背景下，获得上市资格对企业来说意味着获得融资、分散风险、提升声誉、增强流动性等诸多收益（唐清泉和罗党论，2007）。上市审核存在一定的择优倾向，即只有那些经营业绩较高的企业才能获得上市资格。祝继高和陆正飞（2012）、杜兴强等（2013）、陈运森等（2014）、戴亦一等（2014）以及黄亮华和谢德仁（2016）的研究结果都表明，盈利越高的企业越有可能通过审核获得上市资格。在这种情况下 ，一旦本地区同行业的企业获得上市资格，可能会成为一种示范，促使其他企业也希望谋求上市，以获得潜在的收益。而为了满足上市要求、提高过会概率，这些公司会采取多种措施来提高经营业绩。

其次，获得上市资格还会带来横向联系效应。除了资本要素外，企业的经营效率还需要技术和人力资本等其他要素来保障。当某地区行业内某一企业获得上市资格时，关键技术拥有者的相对剩余索取权会被稀释，连同上市带来的激励兑现效果，上市后企业的技术与管理人才会出现一定程度的外流（孔东民等，2015）。同时，由于获得了更多的融资，企业可能进行多方面的升级改造。此时，企业需要招募更高层次的人才，而这会挤压原有技术人才的生存空间，使其离开获得上市资格的公司。本地区其他非上市公司则可能成为流出人才的接收方，自身人力资本会有一定程度的增加。

最后，获得上市资格还会带来垂直联系效应。当产业链中某一环进行技术升级时，需要上游企业进行配合，上游企业出于逐利动机也乐于进行技术升级（Markusen和Venables，1999；杨红丽和陈钊，2015）。获得上市资格的公司可能会利用资本市场融资进行技术创新（张劲帆等，2017），这就会给产业链上游企业带来技术升级压力。上游企业的技术进步会影响当地同行业的其他公司，促使其提高生产经营效率。

从上述角度来看，获得上市资格可能产生一定的挤入效应，使当地同行业的其他企业受益。但同时，获得上市资格也可能产生一定的挤出效应。具体来说，正如Chemmanur等（2010）所发现的，公司通过上市得到资本市场的支持，会增加这些公司的竞争优势，使得行业内的部分弱势企业因面临更激烈的竞争而被淘汰，从而提高行业集中度。在管制背景下，能够进入资本市场的企业数量受到限制（李敏才和刘峰，2012）。这就导致部分企业虽然需要公开募股融资以促进发展，但是因管制而被排除在外。对这些企业来说，当地同行业的其他企业获得上市资格，可能导致原本的竞争均衡被打破，自身处于不利位置。这意味着在管制背景下，当地同行业的公司获得上市资格，该行业的发展效率可能受到损失。基于上述分析，本文提出以下假设：

假设1a：其他条件不变时，获得上市资格会促进地方产业发展。

假设1b：其他条件不变时，获得上市资格会阻碍地方产业发展。

三、研究设计

（一）数据来源和样本选择

本文用某地区行业内当年新增的IPO公司数量来衡量地方上市资格的获取，用该地区行业的资产回报率和销售利润率来衡量地方产业发展，实证分析上市资格获取对地方产业发展的影响。反映地方产业发展的地区行业数据来自《中国工业统计年鉴》，省份层面的数据来自国家统计局网站，上市公司数据来自CSMAR数据库。

本文的样本期间为2005—2015年，之所以选择2005年作为起点，是因为《中国工业统计年鉴》从2005开始分地区行业对工业发展情况做了分类汇总。考虑到央企总部大多注册在北京，而其主要生产与销售均在外地，因此我们删除了北京市的数据，最终样本由30个省份构成。行业分类标准在2012年发生了改变，我们以2012年为界，对行业做了追溯调整，删除了前后无法统一的行业，最终得到22个行业。由此，我们得到了30个省份、22个行业时间跨度为11年的6 664个观测值。以某一地区的一个行业作为一个观测对象，在此基础上与年份构建面板数据结构。

表1刻画了样本的地区分布情况。从中可以看到，样本在各省之间的分布比较均匀，部分省份的样本较少，因为该省份缺失部分行业数据（年鉴中没有收录该省份某个行业的数据）。表2列示了样本的行业分布情况。总体来说，各行业间的样本分布大致比较平均，煤炭采选、有色金属矿采选等行业的样本较少，这可能由矿产资源在地区间分布不均所导致。

（二）回归模型

考虑到区域产业经营效率在时间上存在自相关性，本文参考倪鹏飞等（2014）的研究，构建动态面板模型，采用GMM方法，以自变量的一阶滞后项作为工具变量进行估计。

其中，被解释变量performance_t表示当年某地区某行业的发展情况，用当年本地区该行业除了上市公司之外的其他公司的资产收益率和销售利润率来衡量。主要解释变量listfirm表示当年本地区该行业新增的上市公司数量，performace_t-1表示上一年本地区该行业的发展状况。控制变量control主要包括本地区该行业的规模、负债率、开放度和固定资产总额，以及本地区的外商直接投资额、当年新增固定资产投资、教育支出、科技支出和GDP。变量定义见表3。

四、上市资格的溢出效应检验

（一）描述性统计

表4给出了本文主要变量的描述性统计情况。从中可以看到，主要变量的分布基本在合理范围内，当年地区行业内上市公司的数量分布较为不均，75%分位数仍为0。这反映了在严格的IPO审核下，仅有少部分公司能够获得上市资格。

（二）假设检验

我们参考倪鹏飞等（2014）的做法，构建了动态面板模型来缓解当地产业发展惯性的干扰，回归结果见表5。从中可以看到，新增上市公司数量（listfirm）对行业资产收益率（pi_roa）的回归系数为0.0121，在1%的水平上显著；对行业销售利润率（pi_opincome）的回归系数为0.0049，也在1%的水平上显著。这一结果支持了假设1a，即获得上市资格能够促进当地产业发展，提高其产出效率。这在一定程度上解释了地方政府对上市资格关切的动机，也为中国区域竞争提供了一个新的视角，即上市资格竞争可能也是区域竞争的诸多方式之一。

五、溢出效应的机制检验

（一）示范效应

获得上市资格可能会带来一定的示范效应，促使其他企业也为了谋取上市而提高自身的产出效率。这一动机在实际中难以直接观测，我们尝试从金融发展水平差异角度来做近似的考察，因为尽管上市带来的收益可能是多样化的，但是基本收益仍是获得融资渠道。从这个意义上讲，在融资渠道少、金融发展水平相对落后的地区，这一动机可能更强烈。我们参考Levine（1997）的研究，以银行业存贷款余额占GDP的比例来衡量当地金融发展水平，以年度中位数为界来构造虚拟变量low_finance。当本省金融发展水平低于年度中位数时，low_finance取值为1，否则为0。检验结果见表6。从中可以看到，当以pi_roa来衡量行业产出效率时，交乘项listfirm×finance的回归系数为0.0036，不显著；当以pi_income作为衡量指标时，交乘项的系数为0.0044，在5%的水平上显著。这一结果在一定程度上表明，在金融发展水平低的地区，获得上市资格的示范效应更强，更能促使当地行业内非上市公司提高经营效率以达到上市要求。

（二）横向联系效应

获得上市资格还可能带来横向联系效应，即因人力资本扩散而使技术与管理水平提升。直接检验这一机制需要掌握企业间的人员流动情况，而这在现实中难以获得。我们尝试从人力资本重要性角度来间接检验这一机制。现有研究表明，企业上市之后可能存在人员流失问题（孔东民等，2015），如果当地同行业的其他非上市公司承接了流出的人员，那么对于人力资本更重要的行业，其受益应更大，溢出效应更强。鉴于此，我们以统计年鉴中地区行业的人均利润为基础来构造虚拟变量human，大于行业中位数时取值为1，否则为0。检验结果见表7。表7的结果与预期一致，即在人力资本重要性高的行业中，上市资格的溢出效应更强。

（三）垂直联系效应

产业链之间的垂直联系效应也是重要的溢出机制。我们将直接检验地区行业下游新增上市公司是否会对当地该行业产生影响。我们设置了变量down_listfirm，表示地区下游行业新增上市公司数量。需要说明的是，这一检验依赖于对上下游行业的清晰划分和匹配。我们仔细区分后发现，只有有色金属冶炼压延加工与有色金属矿采选，以及黑色金属冶炼压延加工与黑色金属矿采选，这两组共4个行业存在清晰的上下游关系。因此，垂直联系效应只能以子样本进行检验，结果见表8。从中可以看到，当地区下游行业新增上市公司时，位于产业链上游的非上市公司产出效率显著上升。这一结果支持了垂直联系效应。

六、基于管制倾向的进一步检验

考虑到中国资本市场上市资格存在管制，我们进一步研究上市资格管制中的倾向性是否会影响溢出效应，以回答现有管制倾向是否具有一定的合理性。^①现有研究表明，企业规模与过会概率显著正相关，盈利越高、盈利增长越快、经营现金流越多，企业的过会概率也越高（祝继高和陆正飞，2012；杜兴强等，2013；戴亦一等，2014）。除了企业的经营状况外，还有一些其他因素也会影响上市资格的获取。比如，在同等条件下，国有企业有着更高的过会概率（祝继高和陆正飞，2012；王国俊和王跃堂，2014）。另外，2016年9月9日，证监会发布《中国证监会关于发挥资本市场作用服务国家脱贫攻坚战略的意见》，明确对贫困地区企业首次公开发行股票进行倾斜。可见，在其他条件相同时，落后地区的企业相对更容易获得上市资格。鉴于此，我们从上市公司的盈利能力、所处地区和产权性质三个方面来检验管制倾向对上市资格溢出效应的影响。

在表9中，我们使用变量advantage来衡量上市公司的盈利水平，等于公司上市前三年平均盈利能力与行业平均水平的差距。结果表明，listfirm和advantage的交乘项系数显著为正。这说明上市资格管制中的业绩倾向具有一定的积极意义，筛选出的“优质”公司能够更好地促进地方产业发展。

在表10中，交乘项listfirm×GDP的回归系数在1%的水平上显著，表明当新增上市公司来自落后地区时，上市资格的溢出效应更强。这说明上市资格管制中对落后地区的倾斜具有一定的合理性。

在表11中，我们设置了变量soe和nonsoe，分别表示当年地区行业内新增国有与非国有上市公司数量。我们还设置了变量cen_soe和loc_soe，分别表示当年地区行业内新增中央与地方国有上市公司数量。从中可以看到，无论新增上市公司是民营企业还是国有企业，都会产生一定的溢出效应，而且中央企业获得上市资格的溢出效应与地方国企获得上市资格也没有显著区别。现有研究表明，国有企业往往扮演了“技术扩散”中心的角色，具有更强的溢出效应（刘元春，2001）；中央政府投资也被认为是一项更优质的投资，具有更好的挤入作用，能够更好地带动当地经济发展（王曦等，2014）。本文研究则表明，无论是民营企业、中央企业还是地方国企获得上市资格，对当地产业发展的影响似乎并没有显著差异。这说明上市资格管制中的产权性质倾向似乎有其非效率的一面。

七、稳健性检验

本文的第一个稳健性检验是将新增上市公司数量替换为新增上市公司募集资金量，因为对获得上市资格的企业来说，最重要和直接的影响是能够股权融资，这也是溢出效应存在的主要基础之一。在将新增上市公司数量替换为募集资金量后，本文的主要发现依然稳健。

本文的第二个关切在于，虽然GMM方法能够在一定程度上缓解内生性问题，但是考虑到地方产业发展与上市资格获取之间可能存在互为因果的关系，仍有必要增加新的经验证据。一个可能的方案是，首先采用PSM方法匹配出最接近获得上市资格的同行业地区，然后进行DID检验。受样本限制，一个行业一年最多只有30个观测值（30个省份），难以完成第一步的logistic回归，因而无法进行倾向得分匹配。我们采取了近似的方式，以上一年度的行业规模作为配对标准。回归结果表明，新增上市公司之后，地区行业的产出效率提高。这进一步支持了上文的研究结论。

八、结　论

在中国资本市场发行准入管制的背景下，地方政府一直热衷于通过各种形式获取或保留上市资格。而现有研究较少关注这种地方政府行为背后是否包含理性因素。本文研究了上市资格获取与地方产业发展之间的关系。我们发现，获得上市资格对当地产业发展存在溢出效应。这一结果可以部分解释地方政府热衷于上市资格的经济动机。机制分析表明，示范效应、横向联系效应与垂直联系效应是上市资格产生溢出效应的主要渠道。我们进一步分析了管制倾向对上市资格溢出效应的影响。结果显示，上市前业绩更优的公司对当地产业发展的带动作用更强，落后地区获得上市资格的溢出效应更显著。无论是国有企业还是民营企业，获得上市资格对当地产业发展的促进作用并没有明显区别。这一结果在一定程度上指出了上述管制倾向的合理性与不足之处，为上市制度改革提供了一些参考。

本文的研究具有一定的局限性。一方面，相关研究结论限定在上市资格受到管制的背景下，从地方产业发展角度揭示了这一背景下具体管制倾向的合理性与不足之处，而并不反映管制本身的效率；另一方面，受数据可得性限制，溢出效应的机制分析给出的大多是间接的证据，未来希望做出比较直接的检验。

① 这里的合理性更多的是指管制的具体倾向如择优倾向是否有助于增加溢出效应，而不涉及对管制整体合理性的评价。