加大金融開放度提升企業創新能力了嗎？

李梓旗 陳冬宇 石蓉榮

摘要：本文選取2012—2020年中國A股2 809家上市企業樣本，利用固定效應模型考察金融開放度與企業創新能力的關系。研究發現，加大金融開放度能夠從創新質量和創新數量兩個維度提升企業創新能力。此外，本文還進一步驗證了企業治理能力和外資參股比列是金融開放度提升企業創新能力的重要機制渠道。進一步地，異質性分析發現，金融開放度提升對國有企業、大規模企業和非家族企業創新能力的提高程度優于非國有企業、小規模企業以及家族企業。基于此，筆者提出國家應該適度加大金融開放力度，平衡外資流入的渠道以優化金融資源利用率等政策建議。

關鍵詞：金融開放度;企業創新能力;企業治理;企業治理能力;外資參股比例

中圖分類號：F272;F832.0文獻標識碼：A

文章編號：1000-176X（2022）06-0120-10

一、引言

金融開放作為對外開放的重要組成部分，是指在基本條件成熟的前提下，逐步、有序和可承受地開放本國金融市場。1979年，中國引入第一家外資銀行機構日本輸出入銀行，并允許其在北京設立代表處，拉開了中國金融業對外開放的序幕。隨后，花旗銀行以及匯豐銀行等也陸續在中國設立代表處或盈利性機構。1994年，為進一步吸引外資進入和擴大金融開放度，中國又頒布了《中華人民共和國外資金融機構管理條例》。數據顯示，截至2001年底，中國境內外資營業機構已達到177家，到2007年，境內外資規模達到1.25萬億元。2019年，國務院發布《關于進一步擴大金融業對外開放的有關舉措》持續擴大金融開放力度，以吸引外國金融機構入駐。可見，中國政府對金融開放始終持支持態度，金融開放亦貫穿中國改革開放的始終，是中國改革開放的重要組成部分。

隨著國際局勢的變化及國內經濟發展的需要，中國政府開始大力提倡自主創新。相關統計數據顯示，2009—2019年，中國專利申請數量從31萬件增加到230萬件，十年內增長了近200萬件。研究表明，創新是企業通過自主研發來獲取自主產權并提高自身競爭力的最佳選擇。同時，創新亦是一項兼具高風險和不確定性的投資活動，即企業開展創新活動面臨著投入巨額資金卻無法在短期內得到相應收益的風險，且企業從事研發活動需要大量穩定的現金流，這使得部分企業對創新望而卻步。此外，考慮到中國特殊的二元經濟體制，不同類型的企業創新阻力存在巨大差別。對于大型國有企業與大規模企業而言，其創新阻力源于研發活動的投資回報率，而中小企業的創新阻力則來源于創新資金不足。在當前“大眾創業，萬眾創新”的時代背景下，要想激發全民創新的熱情，不能僅僅依賴于大型國有企業的政治背景和國有特性，應更多地考慮如何通過金融開放激發民營企業的經濟活躍度及創新能力，為國民經濟良性發展提供源源不斷的動力。

基于上文的分析可知，加大金融開放度可能會顯著提升企業創新能力，那么，金融開放度提升會通過何種渠道影響企業創新能力？這是本文預期考察的重要研究內容。理論上講，第一，當外資進入時，先進的管理體系會隨之進入，優秀企業的高層主動學習先進的管理體系，其他企業也會被迫調整自身管理體系。因此，加大金融開放度可能會通過提升企業治理能力進而對企業創新能力產生影響。第二， 金融開放度提升會直接吸引外資進入，外資以參股形式進入企業并最終對其創新產生影響。

本文可能的邊際貢獻在于：第一，本文證明了加大金融開放度可以從創新數量和創新質量兩方面提升企業創新能力。第二，區別于現有文獻側重于金融開放度提升對企業創新能力的影響機制，本文分別從企業治理能力和外資參股比例這兩個因素出發，對金融開放度提升影響企業創新能力的機制進行深入探討，是對現有文獻的重要補充。第三，本文證明了金融開放度提升對企業創新的促進作用受到企業所有制、企業規模以及是否為家族企業的影響。

二、文獻綜述與研究假設

企業從事研發和創新活動需要大量資金并面臨諸多不確定性，對于處于產業結構升級以及經濟轉型階段的國家而言，國內資本可能不足以完全支撐企業創新。鞠曉生等[1]與毛其淋[2]的研究表明，企業創新的可持續性取決于是否有充足的研發資金以及相關創新能力的持久度。而金融開放度提升會吸引外資及外資金融機構進入，從而彌補企業創新所需的資金缺口。還有研究指出，外資金融機構進入會帶來增量資金、拓寬企業融資渠道，通過先進技術識別出具有發展前景的企業并為之提供資金。

此外，創新是一個長期、可持續的過程，企業的創新活動往往受到企業治理能力的影響。部分文獻考察了外資金融機構進入對企業治理能力的影響。如呂鐵和王海成[3]認為，外資銀行進入會降低銀行與企業之間的信息不對稱程度、提高銀行信貸可得性并幫助企業發現、抓住優良的投資機會。毛澤盛等[4]研究發現，外資銀行的進入帶來了充足的資本以及優秀的資金分配和集聚能力，從而為企業提供信貸支持。Bertrand和Mullainathan[5]與簡澤等[6]研究發現，無論是外資金融機構準入的直接效應還是溢出效應，都會從債務治理角度激勵企業從事創新活動。可見，外資金融機構憑借先進技術以及較高管理水平可以為本土企業帶來融資便利并提升債務治理水平。

綜上可知，外資銀行進入對企業創新活動的影響主要是通過增加高效率企業的信貸可得性來實現的。具體而言，一方面，外資銀行進入帶來了增量資金從而增加了企業融資的便利性;另一方面，外資金融機構的經營效率較高，管理手段先進，且不容易受到本地政府的影響。但由于外資金融機構在搜集企業的“軟信息”上不具備比較優勢，此時規模較大、財務報表比較完整以及抵押資產較多的國有企業和大規模企業就成為外資金融機構青睞的對象。Lin[7]進一步研究發現，外資銀行進入對本土企業獲得貸款沒有明顯的影響，但其會傾向于向盈利能力較強的非國有企業發放長期貸款。

此外，除了外資銀行進入的影響外，當一國金融開放度提升，外資直接進入并以參股形式幫助企業緩解現金流壓力也是一個重要渠道。Chen等[8]認為，外資可以通過帶來創新資源和知識幫助本土企業提高其創新能力。鐘熙等[9]認為，外資參股將通過國際化戰略支持企業創新投入以促進企業創新。Chittoor等[10]發現，外資參股將刺激新興企業進行國際戰略投資，進而間接促進其創新投入?？梢?，外資參股作為提升企業創新能力的重要渠道，能夠在金融開放的過程中發揮積極的作用。

基于以上分析，本文分別基于企業治理能力和外資參股比例兩個因素深入考察金融開放度對企業創新能力的影響及其內在機制，提出如下假設：

假設1：加大金融開放度能夠顯著提升企業創新能力。

假設2：加大金融開放度會通過促進企業治理能力從而提升企業創新能力。

假設3：加大金融開放度會通過促進企業外資參股比例從而提升企業創新能力。

三、研究設計

（一）數據來源與樣本篩選

本文選取2012—2020年中國A股上市企業為研究樣本，剔除了金融行業、 ST和*ST 企業以及數據缺失的樣本，并對連續變量首尾各進行1%縮尾處理，最終得到2 809家企業共14 212個數據。本文數據來源于國泰安數據庫（CSMAR）、萬得數據庫（WIND）以及同花順數據庫。

（二）變量定義

1.被解釋變量

本文選取企業的創新數量（PAT）和創新質量（PATI）來衡量企業創新能力并作為被解釋變量。參考黎文靖和鄭曼妮[12]與張璇等[13]的做法，在基準回歸中用發明、實用新型以及外觀設計三種專利申請數量加1再取自然對數來衡量創新數量，用發明專利申請數量加1再取自然對數來衡量創新質量。企業的創新數量和質量是企業的創新效率和程度的體現，二者可以較好地代表企業創新能力。

2.解釋變量

本文參考Gygli等[11]構建的全球金融開放度（KOFF）指數，并選取中國金融開放度實際指數（KOFFDF）和金融開放度名義指數（KOFFDJ）作為解釋變量。時間跨度為2012—2020年。該數據具有全面、可得性較強的優勢，能較好地反映一國金融的綜合開放程度。KOFF數值經過標準化處理，其取值區間為（0，100）。

3.中介變量

本文選取企業治理為中介變量，并用企業治理能力和外資參股比例衡量。

（1）企業治理能力

本文選取企業治理能力作為中介變量，并借鑒Fang等[17]與郝項超等[18]的研究 ，采用修正 Jones 模型估計應計利潤（Discretionary Accruals，DA）來度量盈余管理。按照證監會2012版行業分類，設定回歸模型如下：

TAi，tASSETi，t-1=γ11ASSETi，t-1+γ2ΔREVi，t-ΔRECi，tASSETi，t-1+γ3PPEi，tASSETi，t-1+εi，t（1）

其中，TA代表企業的凈利潤與經營活動所產生的現金流量的差額，ASSET代表資產總額，REV代表企業的營業收入，REC代表企業的應收賬款，PPE代表固定資產。模型的回歸殘差值再取絕對值即為企業治理能力，記為E。

（2）外資參股比例

外資股東持股對企業創新投入的影響不容忽視，本文參考吳德軍[19]的研究，采用外資股權占企業總股權的比衡量外資參股比例（STATE）作為本文中介變量。該變量從資本方面反映了外資對企業的參與程度，比例越高，說明參與程度越高。

4.控制變量

本文參考Atanassov 等[14]、Hall 等[15]與吳超鵬和唐菂[16]對企業創新控制變量的選取方法，選取如下控制變量：企業規模（SIZE），采用企業總資產的自然對數來衡量;企業成立年限（AGE），采用當年年份與企業成立年份之差再取自然對數來衡量;資產負債率（LEV），采用總負債/總資產來衡量;總資產收益率（ROA）采用稅后凈利潤/總資產來衡量，是衡量每單位資產創造凈利潤數量的指標，一般用來評估公司的盈利能力;

固定資產占總資產比例（TANGIBLE）采用固定資產/總資產來衡量;無形資產占總資產比例（INTANGIBLE）采用無形資產/總資產來衡量;現金持有量（CASH）采用經營活動的現金持有量/總現金持有量來衡量;董事會規模（BSIZE）采用董事會人數的自然對數來衡量;第一大股東持股比例（TOP1）采用第一大股東持股數量/總股東持股數量來衡量。宏觀控制變量為國內生產總值增長率（GDPG）。同時，控制行業（Industry）和年份（year）。

（三）模型構建

本文參照溫忠麟和葉寶娟[20]提出的逐步檢驗法（Causal Steps Approach）分三段檢驗：第一段檢驗金融開放度（KOFF）對企業創新能力的直接影響;第二階段檢驗金融開放度（KOFF）對企業治理能力（E）以及外資參股比例（STATE）的影響;第三階段檢驗企業治理能力（E）和外資參股比例（STATE）對企業創新能力（Innovation）的影響。

Innovationit=a0+a1KOFFT+a2Xit+a3MT+qi+εit（2）

intermediaryit=b0+b1KOFFT+b2Xit+b3MT+qi+εit（3）

Innovationit=c0+c1intermediaryit+c2Xit+c3MT+qi+εit（4）

其中，Innovation為創新數量（PAT）與創新質量（PATI）的總稱，解釋變量金融開放度（KOFF）為金融開放實際指數（KOFFDF）與金融開放名義指數（KOFFDJ）的總稱，其系數表示該指數對企業創新的影響。intermediary為中介變量企業治理能力（E）和外資參股比例（STATE）的總稱。Xit為隨時間變化的企業層面控制變量，qi為企業固定效應，控制不隨時間變化的個體特征，以緩解遺漏變量問題。解釋變量為時間序列數據，無法控制時間固定效應，因而要控制宏觀層面的因素，標記為MT。εit為隨機誤差項，a0、b0和c0為截距項。

四、實證結果與分析

（一）描述性統計

變量的描述性統計結果如表1所示。其中，創新數量（PAT）的標準差、最大值和最小值分別為1.433、6.732和0，而創新質量（PATI）的標準差、最大值和最小值分別為1.446、9.108和0，說明各企業在創新數量和創新質量上的差異性較大，創新能力參差不齊。金融開放度實際指數（KOFFDF）的標準差、最大值和最小值分別為1.208、51.089和46.311，而金融開放度名義指數（KOFFDJ）的標準差、最大值和最小值分別為1.778、50.155和44.389，可以看出，中國的金融開放度指數波動幅度適中且金融開放度逐漸增加。企業治理能力（E）的標準差、最大值和最小值分別為0.034、0.215和0，說明各企業的企業治理能力差別較大、水平良莠不齊。外資參股比例（STATE）標準差、最大值和最小值分別為0.094、0.885和0，說明外資參股最多的企業比例達到88.5%，而部分企業還未有外資參股，說明樣本覆蓋比例較大，足以涵蓋各種類型外資參股的企業。需要特別說明的是，企業治理能力、創新數量和創新質量由于部分數據缺失，導致生成的數據少于全樣本數據，因而觀測值只有14 212個。

（二）基準回歸分析

金融開放度提升會吸引外資進入，對本土市場的經濟有提振作用。尤其是當國家發展處于經濟開放初期，還會為其帶來更加規范的管理模式以及先進的管理思想。當企業有意向進行創新時，大量的資金以及規范的管理模式會助推企業創新。金融開放度對企業創新能力的回歸結果，如表2所示。

由表2可知，列（1）為金融開放度實際指數（KOFFDF）對創新數量（PAT）的回歸結果，系數為0.083，在1%水平上顯著，說明金融開放度實際指數每提升1個百分點，創新數量整體提升8.3%。列（2）為金融開放度實際指數（KOFFDF）對企業創新質量（PATI）的回歸結果，系數為0.093，在1%水平上顯著為正，說明金融開放度實際指數每提升1個百分點，創新質量整體提升9.3%?？梢?，當金融開放度實際指數提升，國內企業獲得外資流入會助力企業提升創新數量和創新質量。

同樣地，列（3）列示了金融開放度名義指數（KOFFDJ）對創新數量（PAT）的回歸結果，系數為0.013，在1%水平上顯著，說明金融開放度名義指數每提升1個百分點，創新數量整體提升1.3%。列（4）為金融開放度名義指數（KOFFDJ）對創新質量（PATI）的回歸結果，系數為0.006，在10%水平上顯著為正，說明金融開放度名義指數每提升1個百分點，創新質量整體提升0.6%?？梢姡斀鹑陂_放度名義指數提升，國內企業獲得外資流入會助力企業創新數量和創新質量提升。

綜上可知，加大金融開放度能力能夠顯著提升企業創新能力，即金融開放度提升可以從創新數量和創新質量兩個層面促進企業創新能力?；诖?，假設1得以驗證。

（三）中介效應檢驗

由于金融開放實際指數的度量方式更加真實準確，因而本文后續實證檢驗均使用金融開放實際指數衡量金融開放度。

1.企業治理能力的中介效應檢驗

本文參考溫忠麟和葉寶娟[20]三段法進行中介效應檢驗，并以企業治理能力作為金融開放度與企業創新能力的中介變量。一方面，金融開放度提升可以吸引外資金融機構入駐并帶來增量資金、先進的管理技術和規范的業務操作技能與專業知識等，通過直接效應與溢出效應推動金融業融資方式轉變，同時減弱資本市場中的信息不對稱程度，進而緩解上市企業的融資約束，幫助企業抓住優良投資機會，使其投資行為向最優化靠近。且金融對外開放帶來的先進技術和管理經驗也可直接或間接地提高國內企業的管理能力，企業通過自身管理能力的提升來緩解企業融資約束，進而提高企業資本配置效率，以實現高效率的企業創新。另一方面，由于本文企業治理能力的衡量方式是盈余管理能力，金融開放度提升顯著降低了企業的盈余管理水平，其中一個可能的原因是，當金融開放度提升時，大量外資企業涌入，本土企業需要與其競爭本土市場或選擇外資企業入股，不論如何選擇，本土企業的服務質量以及風險管理水平都會隨之進步，能夠識別市場中的優質企業和優質項目，這就逆向阻止了管理層的短視行為，從而降低企業的盈余管理水平。金融開放度實際指數—企業治理能力—企業創新能力中介效應檢驗結果，如表3所示。

由表3可知，列（1）和列（2）為金融開放實際指數（KOFFDF）對創新數量（PAT）和創新質量（PATI）的基準回歸結果，其系數分別為0.083和0.093，均在1%水平上顯著。列（3）為金融開放度實際指數（KOFFDF）對企業治理能力（E）的回歸結果，系數為0.071，在5%水平上顯著，說明金融開放度每提升1個百分點，企業治理能力提升7.1%。列（4）列示了企業治理能力（E）對創新數量（PAT）的回歸結果，系數為0.524，在5%水平上顯著，說明企業治理能力的提升能夠促進創新數量的增加。進一步地，列（5）為企業治理能力（E）對創新質量（PATI）的回歸結果，系數為0.661，在5%水平上顯著，說明企業治理能力每提升1百分點，能夠促進創新質量提升66.1%。

綜上可知，金融開放度提升會通過改善企業治理能力進而提升創新能力，即金融開放度—企業治理能力—企業創新能力的中介渠道成立。其中，直接效應為0.077和0.092，間接效應為0.040和0.061，滿足部分中介效應。基于此，假設2得以驗證。

2.外資參股比例的中介效應檢驗

理論上講，當金融開放度提升時，外資更傾向于進入中國資本市場，而外資進入的重要渠道就是對本土企業進行參股。因此，筆者認為，當金融開放度提升時，外資對中國企業參股的意愿增強。與此同時，外資參股能夠給企業帶來部分隱形收益，其中較為重要的是抵抗風險的能力。另外，企業不愿進行研發投入的一個重要原因是創新活動的不確定性較高，一旦研發活動受阻，將給企業資金鏈造成極大的沖擊，此時，企業高管成為風險厭惡投資者的情況更加明顯。而外資參股對企業抗風險能力將有一個很大的提升，從而提高企業進行創新投入的意愿。金融開放度—外資參股比例—企業創新能力中介效應檢驗結果，如表4所示。

由表4可知，列（1）與列（2）為金融開放度實際指數（KOFFDF）對創新數量（PAT）和創新質量（PATI）的回歸結果，分別為0.083和0.093，均在1%水平上顯著。列（3）為金融開放實際指數（KOFFDF）對外資參股比例（STATE）的影響，系數為0.001，在5%水平上顯著，說明金融開放度的提升會顯著激勵外資參股。進一步地，列（4）和列（5）分別列示了外資參股比例（STATE）對創新數量（PAT）和創新質量（PATI）的回歸結果，系數分別為0.064和0.050，且分別在5%和10%水平上顯著，系數分別為0.064和0.050，且分別在5%和10%水平上顯著。綜上所述，金融開放度的提升會導致外資參股比例增加從而提升企業創新能力。其中，直接效應為0.083和0.093，間接效應為0.005和0.005，滿足部分中介效應?；诖耍僭O3得以驗證。

（四）異質性檢驗

1.金融開放度、產權性質與企業創新能力

當金融開放度提升時，外資大量涌入，上市國有企業因為有政府作為信用背書，會更加受到外資的信賴，故而金融開放度提升會吸引外資進入國有企業并為其帶來更大的現金流，也因而出現債務違約的概率相較于非國有企業要低?？紤]到國有企業和非國有企業在經營目標以及企業治理方面的差異，本文根據實際控制人差異將所有樣本分為國有企業和非國有企業進行回歸，結果如表5所示。

由表5可知，列（1）和列（2）分別為金融開放度實際指數（KOFFDF）對國有企業和非國有企業創新數量的回歸，系數分別為0.097和0.061，均在1%水平上顯著。列（3）和列（4）分別為金融開放度實際指數對國有企業和非國有企業創新質量的回歸，系數分別為0.097和0.082，均在1%水平上顯著。說明金融開放度提升對國有企業和非國有企業創新能力均有促進作用。進一步地，組間系數差異性檢驗的p值為0.003，拒絕原假設，說明國有企業與非國有企業的估計系數之間存在顯著性差異，表明金融開放度對國有企業的影響高于非國有企業。

2.金融開放度、企業規模與企業創新能力

毛其淋[2]研究發現，規模越大的本土企業，其企業創新的持續時間越長。可見，企業規模的差異對于創新活動的可持續性也會產生不同的影響。故本文以企業規模中位數為標準將樣本劃分為大企業與小企業進行回歸，由表5可知，列（5）與列（6）分別為金融開放度對大規模企業和小規模企業創新數量的回歸，系數分別為0.089和0.076，均在1%水平上顯著。列（7）與列（8）分別為金融開放度對大規模企業和小規模企業創新能力的回歸結果，系數分別為0.121和0.060，且均在1%水平上顯著，說明金融開放度提升對國有企業和非國有企業創新能力均有促進作用，但組間系數差異性檢驗的p值為0.001，拒絕原假設，說明大規模企業與小規模企業的估計系數之間存在顯著性差異，表明金融開放度提升對大規模企業創新能力的影響高于小規模企業。其原因在于，大規模企業相較于小規模企業研發能力更強且更加穩定，當金融開放度提升時，外資會尋求更加有穩定且有科研能力的企業，從而導致資金更加傾向流入規模較大的企業。

3.金融開放度、家族企業與企業創新能力

家族企業對引入外資一般持保守態度，因為家族企業的控制人常常會高度控股且裁斷所有事務，外資入股往往會對原有管理框架進行重構，對家族企業的管理帶來新的挑戰，故本文以家族企業與非家族企業為標準對樣本進行回歸，結果如表5所示。由表5可知，列（9）與列（10）為金融開放度分別對非家族企業和家族企業創新數量的回歸，系數分別為0.101和0.062，均在1%水平上顯著。列（11）與列（12）為金融開放度分別對非家族企業和家族企業創新質量的回歸，系數分別為0.098和0.088，且均在1%水平上顯著。說明金融開放度提升對家族企業和非家族企業創新能力均有促進作用，但組間系數差異性檢驗的p值為0.007，拒絕原假設，說明家族企業和非家族企業的估計系數之間存在顯著性差異，表明金融開放度提升對非家族企業創新能力的影響高于家族企業。

（五）內生性與穩健性檢驗

1.反向因果關系

本文研究的核心為金融開放度提升是否對企業創新存在正向作用。理論上講，企業創新會不會構成反向因果關系而對金融開放有影響呢？由于金融開放度是宏觀變量，微觀企業的創新行為很難對宏觀金融開放度產生系統性和具體的影響。因而筆者認為，不存在反向因果關系。

2.微觀渠道

金融開放是政府推動市場發展的宏觀政策，是由多方面因素共同作用的結果，因而微觀企業創新度對其產生的影響非常微小。這在一定程度上顯著緩解了企業的內生性問題。

3.遺漏變量

本文參照馬理等[21]的理論邏輯，由于前期企業創新可能對當期的企業創新產生持續的影響，因而可能存在遺漏變量引發的內生性問題?；诖耍疚氖褂脙呻A段最小二乘法對解釋變量進行滯后一期以及滯后兩期處理并進行實證檢驗，其中，對創新數量的系數分別為0.630和0.089，均在1%水平上顯著為正。對創新質量的系數為0.687和0.094，均在1%水平上顯著為正。檢驗結果與主檢驗結果一致，驗證了本文結論的穩健性，同時也排除了遺漏變量的內生問題。

進一步地，考慮到企業的創新決策到投入生產存在一定時間間隔，因而金融開放度提升對企業實際產生的影響也會存在時滯性。本文將金融開放度實際指數和名義指數均分別滯后一期進行穩健性檢驗，系數分別為0.059、0.092、0.015和0.010，分別在1%、1%、1%和5%水平上顯著為正，進一步驗證了本文結論的穩健性。

五、研究結論與政策建議

（一）研究結論

首先，本文基于金融開放視角深入考察了金融開放度提升對企業創新的影響，并發現金融開放度與企業創新能力呈線性正相關關系，企業創新能力會隨著金融開放度的提升而提升。其次，分別以企業治理能力和外資參股比例作為中介變量來研究金融開放度對企業創新能力的影響，實證結果表明：金融開放度提升會顯著促進企業創新能力，并且通過改善企業治理能力和擴大外資參股比例來進一步助推企業創新能力。進一步地研究發現，金融開放度提升對國有企業、大規模企業以及非家族企業創新能力的提升明顯優于非國有企業、小規模企業以及家族企業，且無論何種類型企業金融開放度的提高都會顯著提升其創新能力。

（二）政策建議

首先，國家應大力支持金融開放并鼓勵外資進入幫助企業進行科技創新。通過金融開放帶來的資金流量來有效緩解企業融資難、融資貴等問題，助推市場上有能力、有潛力的企業獲得資金來進行企業科技創新，進而淘汰部分潛力較低的企業，推動優勝劣汰。引進先進的管理體系和技術來幫助企業提升科技創新能力，使企業在不同階段獲得正確引導，從而助力企業創新[22]。與此同時，國家為企業提供公平、穩定的政策環境，創造創新研發的土壤。國家在推出政策的同時也要兼顧延續性、協同性和穩定性，頂層設計要與底層配套體系協同，要在充分調研的基礎上，結合事前合理預估與規劃的同時兼顧事后科學評估，消除部門之間的壁壘，杜絕部門之間執行時的相互沖突。國家實施金融開放政策時，應該充分考慮中國現狀，調控好開放力度以避免外資過度干預，防止企業以創新的名義擾亂市場規則。

其次，地方政府應主動幫助企業融資以支持企業科技創新，并助力企業優化內在資源配置，支持創新研發。鼓勵企業與知名金融機構形成對接，培養優秀金融人才以合理應對各個階段的金融開放，適時幫助企業制定策略以提升企業創新效率。幫助企業引進外部先進的管理體系，支持企業培養金融人才并進行跟蹤學習以滿足創新需要。

最后，企業應該根據自身現狀，積極響應國家金融開放政策并制定相應策略，根據自身企業類型吸引外資流入，避免出現資金流的閑置與浪費。企業應該積極吸引外資參股，與外資深入綁定，在獲得外部資金支持的同時掌握先進的管理技術來提升企業的治理能力，加大企業研發投入，在金融業開放的大背景下中穩步通過企業創新實現轉型。

參考文獻：

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[DOI]10.19654/j.cnki.cjwtyj.2022.06.012

[引用格式] 李梓旗，陳冬宇，石蓉榮.加大金融開放度提升企業創新能力了嗎？——基于企業治理的中介效應檢驗[J].財經問題研究，2022（06）：120-128，封三.

李梓旗，陳冬宇，石蓉榮

收稿日期：2021-10-24

作者簡介：李梓旗（1993-），男，遼寧大連人，博士研究生，主要從事公司金融和金融風險等方面的研究。E-mail：qizili1993@163.com

陳冬宇（1981-），男，浙江紹興人，教授，博士，博士生導師，主要從事金融科技、網絡欺詐和P2P等方面的研究。E-mail：chendongyu@suda.edu.cn

石蓉榮（通訊作者）（1992-），女，安徽安慶人，博士研究生，主要從事供應鏈金融和供應鏈管理等方面的研究。E-mail：srr1229@163.com