资本账户子项目开放对企业创新的影响——基于跨国的经验证据

谢 芳 郭 娜

(1．南开大学 经济学院，天津 300071； 2．天津财经大学 金融学院，天津 300222)

一、引言

1973年布雷顿森林体系瓦解后，全球金融体系发生巨大变化，表现之一是金融全球化与金融一体化程度不断提高。从这一时期开始，IMF由先前的支持资本管制转向鼓励资本账户自由化，更多国家也开始放弃资本管制转而实施各项金融开放政策[1]。尽管在过去的40多年间，一些国家的资本账户管制经常出现“放松—收紧—放松”的反复现象(如拉丁美洲的阿根廷、东南亚的马来西亚等)，但总体来说，资本账户自由化呈不断上升态势①。就中国而言，资本账户开放始于20世纪70年代末，但早期开放进程较为缓慢和谨慎，且开放领域主要集中在直接投资。2003年之后，资本账户开放步伐逐步加快②。最近，我国又放宽了金融开放准入条件，旨在进一步提高资本账户自由化和金融市场开放程度③。这一系列政策不仅表明了我国对资本账户开放的支持态度，也是对资本账户开放积极作用的肯定。

理论研究认为资本账户开放可以促进跨国资本流动和优化资源配置，降低资本成本从而增加投资，并最终推动东道国经济增长；同时，开放的国际市场也有利于国家、企业和居民分散投资风险，进而促进经济增长。但关于资本账户开放对宏观经济增长影响的实证研究结论并不一致。于是，一些学者开始关注资本账户开放的间接效应，Kose等人从资本账户开放对金融发展、制度质量和宏观经济政策的间接效应渠道分析了其对东道国经济增长的积极影响[2]。而企业和行业层面的微观经验证据进一步论证了资本账户开放对东道国经济增长的促进效应[3][4]。本文试图在统一的跨国分析框架中考察FDI、债务和股票资本流入这三类资本账户子项目开放对东道国企业创新的影响，进一步丰富金融开放和企业创新关系的相关文献。

本文重点研究以下两个问题：第一，资本账户各子项目开放会促进抑还是阻碍东道国企业创新？第二，在初始经济发展水平、金融发展水平和贸易开放度不同的情况下，资本账户各子项目开放对东道国企业创新的影响是否存在差异性？为了回答上述问题，本文搜集整理了1995～2013年全球47个国家(地区)的27842家上市公司数据，实证检验了资本账户子项目开放对以研发投入度量的企业创新的影响。本文采用了Fernández等人构造的资本账户开放分类数据库(FKRSU)来度量资本账户各子项目开放程度，FKRSU数据库将资本账户分为股票、货币市场工具、集体投资证券、衍生品、债券、商业信贷、金融信贷、金融担保、FDI和房地产等10个子项目，并度量了一国(地区)各子项目资本流入和流出的法定开放程度[5]。研究表明，FDI和股票资本流入显著提高了东道国企业的研发投入，而债务资本流入则产生了负面影响。进一步研究发现东道国初始经济发展水平、金融发展水平和贸易开放度的提高可以加强FDI和股票资本流入对企业研发投入的积极影响，同时抑制债务资本流入的负面效应。

本文的边际贡献可能体现在以下三个方面：第一，本文将资本账户开放对东道国经济影响的研究从宏观层面进一步拓展到企业创新活动的微观层面。第二，本文从跨国视角考察了资本账户子项目开放对东道国企业创新的影响，为理解金融开放与经济增长之间的关系提供了来自企业层面的新经验证据，也为一国加快金融开放提供了可供借鉴的理论依据。第三，现有文献大多从单个子项目开放的角度分析资本账户自由化对行业或企业创新的影响，比如股票市场开放和FDI推动了东道国行业或企业创新[3][4]，而本文在统一的分析框架中研究了FDI、股票和债务资本流入对东道国企业创新的影响，进一步补充了金融开放与企业创新关系的相关文献。

本文剩余内容安排如下：第二部分是文献综述与假设提出；第三部分是实证研究方法；第四部分是实证结果与分析；第五部分是东道国经济、金融和贸易条件的影响分析；第六部分是研究结论及政策建议。

二、文献综述与假设提出

(一)文献综述

现有文献主要从宏观角度论证了资本账户开放对经济增长的影响，但是却得到了不一致的结论。一部分学者认为资本账户开放与宏观经济增长之间存在显著的正相关关系[6]。另一部分学者则认为资本账户开放对宏观经济增长并无显著影响[7]。导致宏观层面结论不一致的原因可能在于三个方面：首先，不同研究所选取的资本账户开放指标、样本国家和考察时间段存在差异[8]。其次，不同类型的外来资本对东道国经济产生的影响存在异质性，如果将各种类型的外来资本效应综合起来，其总体的积极影响可能并不明显[9]。比如，Havema等人采用1970～1989年74个国家的数据实证检验了FDI对经济增长的积极影响[10]；Bekaert等人基于1980～2006年95个国家的样本得出股票市场开放促进经济增长的结论[11]；Reisen和Soto的研究也发现FDI和股票资本流入对经济增长有显著的正向影响，而债券资本流入未促进经济增长[12]；Kose等人指出债务类资本尤其是短期债务资本的流入往往会引发金融危机，从而对经济增长产生负面影响[2]。最后，外来资本对东道国经济的积极作用往往是间接性的，并且这种积极的间接影响能否实现很大程度上取决于东道国一系列初始条件[9]。比如，Kose等人认为资本账户开放通过推动国内金融发展、提升制度质量以及完善宏观经济政策等间接渠道促进经济增长[5]。经验研究也表明资本账户及其各子项目的开放对宏观经济增长的促进作用依赖于东道国的经济、金融、贸易、制度和宏观政策水平[13][14][15]，只有一国具备一定的初始发展水平时，资本账户开放才能推动经济发展。

近年也有一些文献尝试将相关研究从宏观层面进一步拓展至中微观层面，从企业或行业创新的视角来分析资本账户子项目开放影响经济增长的途径。Gorodnichenko等人通过分析18个新兴市场国家的企业和行业数据证明了FDI和国际贸易对东道国企业的产品与技术创新具有强大的正向溢出效应[3]。基于20个在1981～2008年期间开放本国股票市场的发达国家和新兴市场国家的行业数据，Moshirian等人实证检验了股票市场开放通过融资和风险分担渠道显著促进了东道国行业的创新产出，并且这种促进效应在创新型行业中更显著[4]。可以看到，依据微观层面数据探讨资本账户子项目开放与技术创新关系的跨国研究比较有限，并且主要集中于FDI和股票子项目开放的影响，尚未有文献考察债务子项目开放的影响及其与FDI、股票子项目开放影响的差异。不仅如此，现有文献也很少分析对于初始经济发展水平、金融发展水平以及贸易开放度等特征不同的国家而言，资本账户子项目开放对企业创新的影响是否存在差异。然而，已有文献认为资本账户开放对经济增长的影响存在门槛效应，因此考察不同国家特征的潜在影响非常必要。本文尝试弥补现有文献的上述不足。

(二)假设提出

自20世纪70年代以来，金融国际化和一体化的浪潮席卷全球，各国纷纷解除对资本账户项目的管制，跨国资本流动愈加频繁，这导致东道国企业的资源配置行为和风险管理理念发生了重大变化，从而极大地影响了企业的研发创新活动。但并非所有类型的资本流动的经济影响都相同[9]，本文主要针对资本账户项目下的FDI、债务和股票资本流入对东道国企业创新的影响进行分析。

与东道国企业相比，外资企业往往存在着资金、技术和管理上的优势，因此FDI资本大量进入对东道国企业创新存在着一定的积极效应，其作用机制在于：第一，缓解融资约束。企业的研发创新活动容易受到融资约束的掣肘[16]，FDI作为东道国企业的一条外部融资渠道为其提供资金支持，从而促进企业研发投入。第二，技术溢出。通过外资企业的示范作用，东道国企业可以学习和模仿外资企业的先进技术、新产品和新工艺，并在与外资企业的竞争中不断加大对科技的投入和对员工的培训，从而促进企业创新；同时，外资企业人才可能会转移至东道国企业，他们可以将其掌握的技术和管理经验传授给东道国企业，不断提升东道国企业的创新能力[17]。另外，外资企业有动机将技术和知识转让给东道国上游供应商和下游客户，从而对上下游企业创新存在垂直溢出效应[18]。鉴于此，本文提出研究假设H1：

H1：FDI资本流入可以促进东道国企业创新。

债务资本作为创新企业的融资来源可能存在一些缺陷。首先，债务合同并不适用于研发密集型企业，因为这类企业收益不确定且波动性大[19]，无法保证债务的到期按时偿还，因此债权人对该类企业的投资意愿较弱。其次，创新企业进行债务融资存在更严重的逆向选择和道德风险问题。债权人事前无法有效识别高科技企业的固有风险，导致一些有发展前景的创新企业无法获得债务融资，并且债权人作为外部人也缺乏事后对企业进行监督管理的能力，因此企业很容易将高风险项目替换为低风险项目[20]。第三，债务资本的使用会提高创新企业的杠杆率，从而导致财务危机的预期边际成本迅速上升[21]。第四，创新企业无法提供债务融资所需要的有形抵押品。与传统投资相比，创新包含各种无形资产的大量使用，比如人力资本、新知识、新思想等，这极大地阻碍了其对债务资本的使用[22]。最后，国际债务多以短期债务为主，具有顺周期性和高度不稳定的性质，在东道国经济环境发生恶化时容易发生逆转[23]，从而无法为企业长期创新投入提供资金。因此，资本项目开放导致的债务资本流入可能并不能成为企业创新活动的可靠融资来源。基于以上分析，本文提出研究假设H2：

H2：债务资本流入会阻碍东道国企业创新。

对于创新企业来说，股票融资相较于债务融资存在一些优势：股票融资无偿还期限和抵押品要求，不会增加企业的财务负担，并且股票持有者能够分享企业创新成功的收益，因此具有更强烈的动机激励企业投资风险更高但可能会有较高收益的技术创新活动[24]。作为上市公司相关信息的集中反映，股票价格可以减轻融资双方信息不对称问题，进而有利于将资金配置到富有效率的技术创新项目；另外，上市公司内部治理机制、收购兼并和管理层股权激励制度也有利于改善信息不对称及其带来的道德风险问题[25]。因此，股票融资相对于债务融资更适合创新企业，已有研究表明研发密集型企业的杠杆率通常比其他企业的杠杆率要低得多[26]，并且在拥有发达股票市场的国家中技术密集型行业呈现出更高的创新水平，而信贷市场的发展则阻碍了这些行业的创新[22]。综合以往文献，股票资本流入可能主要通过以下三个方面来促进东道国企业创新：

首先，股票资本流入可以拓宽东道国企业的融资渠道，缓解企业创新活动的融资约束。研究表明，融资困难对容易耗尽内部资本并因此更依赖于外部融资的创新企业有更消极的影响[16]。允许外国投资者购买东道国股票带来的股票资本流入一定程度上缓解了东道国企业的融资约束，从而促进了企业的研发创新。其次，股票资本流入分散了国内外投资者的风险，从而激励企业进行研发创新活动。Holmstrom指出，创新过程耗时耗力，创新结果难以预测，而且有很高的失败概率[27]。股票市场自由化所导致的外国股权资本增加进一步分散了股东的投资风险，而一项鼓励企业冒险活动的风险分散计划可能会刺激企业进行创新活动。最后，股票市场自由化会抑制管理层在创新活动上的投机性行为并促进东道国企业的研发创新。Brown等人认为强大的股东保护机制在项目创新上起着重要作用[16]。创新项目主要依赖于股票市场融资，因为这些项目的成败不确定性很高并且信息不对称问题尤为严重。国内股票市场的开放吸引更多的外国投资者，这些投资者是能力更强的监督者，从而进一步加强了东道国企业的公司治理，这在一定程度上缓解了企业和投资者之间的逆向选择和道德风险问题。根据上述分析，本文提出研究假设H3：

H3：股票资本流入能够促进东道国企业创新。

三、实证研究方法

(一)实证计量模型的构建

借鉴Brown等人的研究[16]，本文构建如下实证计量模型检验上述假设：

RDijt=β0+β1KOjt+γCVijt+μindustry+μcountry+μyear+εijt

(1)

式(1)中，i、j和t表示企业、国家和年份，RD为企业研发投入，KO为资本账户子项目开放，β0为常数项，CV为控制变量，μindustry、μcountry、μyear为行业、国家和年份虚拟变量，ε为随机扰动项。在式(1)中，我们重点关注β1的符号和显著性。如果β1大于零且统计上显著，则说明资本账户子项目开放能够促进东道国企业创新，反之则阻碍企业创新。

(二)变量定义

1.企业研发投入(RD)。我们采用企业研发投入占企业销售收入的百分比(RDsales)来度量该变量[28]。

2.资本账户开放(KO)。资本账户开放指标一般分为法定开放指标(De jure)、事实开放指标(De facto)和混合指标(Blended de facto/de jure)[8]。法定开放指标是基于资本流动的官方法规限制而设立的，事实开放指标是从实际资本流动角度反映资本账户开放水平，而混合指标中则同时包含了法定开放和事实开放的相关信息。本文在基准回归中采用法定开放指标来衡量资本账户子项目的开放程度，分别为FDI资本流入(dii)、债务资本流入(debti)和股票资本流入(eqi)的法定开放程度，取值范围为0至1，0代表管制，1代表完全开放。

3.CV为控制变量，主要是企业财务指标。我们控制了销售收入比率、托宾Q、现金流比率、资产负债率、普通股变化比率以及现金及其等价物变化比率的影响。托宾Q表示企业投资机会；现金流比率、资产负债率和普通股变化比率分别反映了企业研发活动的内部融资、债务融资及股权融资状况；企业会通过调整成本较低的现金及其等价物以平滑研发支出，确保创新投入的延续性和平稳性[29]，因此本文采用现金及其等价物变化比率来衡量企业对研发投入的现金平滑化程度。另外，鉴于行业、国家、时间等特征也是影响企业创新的重要外部条件，本文设置了企业所属行业、企业所在国家以及年份的虚拟变量加以控制。主要变量定义及数据来源见表1。

表1 主要变量定义及数据来源

(三)样本选择及数据来源

本文采用Fernández等人构造的资本账户开放分类数据库(FKRSU)的法定开放指标来度量资本账户子项目开放程度[5]。我们从FKRSU数据库中获取FDI、债务(债券、商业信贷、金融信贷和金融担保)和股票资本流入的法定开放指标。上市公司研发与财务数据来自汤森路透的Worldscope数据库，本文剔除了SIC代码区间为6011～6799的金融、保险和房地产行业的企业样本。考虑到数据的完整性和不同数据库之间的匹配性，我们对初始样本还进行了如下处理：第一，剔除研发投入、总资产、总负债、销售收入等关键财务指标缺失的样本；第二，将资本账户子项目开放数据和企业所在国家进行匹配，并剔除其中观测值不足100个的国家。经过筛选后的最终样本包含1995～2013年47个国家和地区(其中包括29个高收入国家和地区、11个上中等收入国家以及7个下中等收入国家)27842家上市公司，公司年度观测值合计175227个，为非平衡面板数据。年度观测值占比前三位的国家依次为美国、日本和韩国，这三个国家的观测值个数占总观测值个数的59%④。

(四)描述性统计

表2报告了主要变量的描述性统计结果。从表2中可以看到，研发投入占销售收入百分比(RDsales)的均值为3.07%，但其最小值为0，最大值达到9.08%，标准差为3.57，说明不同企业的研发投入差异明显。FDI资本流入(dii)、股票资本流入(eqi)、债务资本流入(debti)最小值为0，最大值为1。销售收入比率(sales)均值为86.91%，最小值为0.8%，最大值为140.4%，标准差达到42.14，说明企业间销售规模差距较大。托宾Q(q)均值为-0.61，现金流比率(cf)均值为-5.52%，资产负债率(lev)均值为18.67%，普通股变化比率(dcommon)均值为0.1%，现金及其等价物变化比率(dcash)均值为-2.85%。

四、实证结果与分析

本部分依据实证计量模型的估计结果来分析资本账户子项目开放对东道国企业创新的影响。由于本文的面板数据是非平衡的，因此我们采用加入虚拟变量的最小二乘法(least squares dummy variable，LSDV)来估计模型系数。我们加入了年份、企业所属行业和企业所在国家3组虚拟变量来控制与时间、行业和国家相关的固定效应, 并采用企业层面的聚类标准差来判断系数估计结果的显著性。为了控制异常值的影响，在进行回归时我们对连续自变量都进行了上下1%的缩尾处理。

表2 主要变量的描述性统计

(一)资本账户子项目开放对东道国企业创新影响的分析

表3报告了资本账户子项目开放对东道国企业创新影响的回归结果。在第(1)列的回归结果中，FDI资本流入指标的系数均为正值且在统计上显著，表明FDI资本流入促进了东道国企业研发投入，验证了假设H1。在第(2)列的回归结果中，债务资本流入指标的系数均为负值且在统计上显著，说明债务资本流入阻碍了东道国企业进行研发创新活动，与假设H2的预期相一致。最后一列的结果表明股票资本流入促进了东道国企业研发投入，支持了假设H3。各系数估计值的经济影响也不容忽视。以FDI资本流入为例，FDI资本流入的法定开放程度上升1个单位，企业研发投入则提高10.2%。在控制变量的结果中，sales、lev和dcash的系数均为显著负值，说明企业销售收入、债务融资率和现金平滑率越高，企业研发投入就越少；q、cf和dcommon的系数均为显著正值，说明企业投资前景越好、内部融资率和股权融资率越高，企业研发投入就越高。

表3 资本账户开放对东道国企业创新影响的回归结果

注：***、**和*分别表示1%、5%和10%的显著性水平，括号内是企业层面的聚类标准差。下表同。

(二)稳健性分析

本文通过替换相关指标和估计方法来检验结果的稳健性。第一，我们替换了资本账户子项目开放指标，从事实开放层面重新对资本账户子项目开放程度进行了度量。我们从Lane和Milesi-Ferretti(LMF)数据库中获取FDI、债务和股票资本流入的存量值，为了便于比较，我们将各存量值分别除以按现价美元折算的实际GDP⑤，得到替代指标FDIL、DEBTL和EPL。第二，借鉴蔡竞和董艳等文献的做法，我们将研发投入变量替换为研发投资决策变量DRD，并用probit估计法考察了资本账户开放对东道国企业研发投资决策的影响[30]。当企业研发投入在考察时间段内大于零值时企业研发投资决策虚拟变量(DRD)取1，否则取0。第三，由于研发强度存在22%左右的零值，我们采用处理被解释变量存在零值情形的tobit估计方法，重新对模型进行估计。另外，本文进一步考察了可能的替代解释。一国金融开放进程往往与国内金融改革同时进行，为了控制替代解释的影响，我们进一步加入了国内金融改革变量来控制其潜在影响。Abiad等人建立了一个金融改革数据库，样本涵盖了1973～2005年期间的91个国家(地区)[31]。我们从中获取信贷管制和准备金要求(creditcontrols)、利率管制(intratecontrols)、银行进入壁垒(entrybarriers)、银行的国家所有权(privatization)和对银行业的审慎监管(bankingsuperv)等5个指标来度量一国的国内金融改革程度。以上回归结果见表4和表5。总体而言，上述稳健性检验并未改变原有的研究结论。

表4 替换解释变量、被解释变量和估计方法后的回归结果

注：各控制变量回归系数的符号及显著性与表3基本保持一致，为节省篇幅，不再报告相关回归结果。如无特别说明，下表同。

表5 加入其他替代解释的回归结果

五、东道国经济、金融和贸易条件的影响

宏观层面的实证研究发现资本账户及其子项目开放的经济促进作用在东道国的初始人均GDP、金融发展水平、贸易开放度、制度质量和宏观经济政策等方面存在显著的门槛效应[15]，那么资本账户子项目开放与企业创新的关系是否也可能受到东道国经济、金融、贸易等条件的影响？因此，我们进一步分析了东道国的初始经济发展水平、金融发展水平、贸易开放度对资本账户子项目开放效应的影响。本文在基准模型中加入资本账户子项目开放程度和相关变量的交互项，构建如下扩展模型：

RDijt=β0+β1KOjt+β2thdjt+θKOjt*thdjt+γCVijt+μindustry+μcountry+μyear+εijt

(2)

式(2)中，thd表示东道国的初始经济发展水平、金融发展水平或贸易开放度，我们重点关注θ的符号和显著性。如果θ值大于零且统计上显著，则说明随着东道国初始经济发展水平、金融发展水平和贸易开放度的提高，资本账户子项目开放对东道国企业创新的积极影响会加强，反之亦然。

首先，我们采用滞后一期的人均实际国民生产总值(L1.GDPpc)作为东道国初始经济发展水平的度量指标，数据来源于世界银行的World Development Index(WDI)数据库。表6第(1)～(3)列至第三栏的结果表明东道国更高的初始经济发展水平加强了股票资本流入对企业创新的促进作用，同时减轻了债务资本流入的负面影响，而对FDI资本流入的影响却并不明显。总体而言，提高东道国经济发展水平有利于国际资本流入对企业创新的积极效应。其次，我们用国内金融中介发放给私人部门的贷款余额和股票成交总额之和占GDP的百分比来衡量东道国金融发展水平(fd)，数据来源于世界银行的Global Financial Development Database(GFDD)数据库。从表6第(4)～(6)列的回归结果发现，东道国金融发展水平强化了FDI和股票资本流入的创新促进效应，同时抑制了债务资本流入的负面影响。原因可能在于金融业作为金融开放的主要载体，东道国发达的金融业能更好地吸收利用外资和优化资源配置[2]，进而有利于企业技术创新。最后，我们用一国商品和服务进出口之和占GDP的百分比来衡量贸易开放度(trade)，数据来源于世界银行的WDI数据库。回归结果见表6的第(7)～(9)列。结果表明，东道国贸易开放度的提升同样有助于FDI和股票资本流入对企业创新的促进作用，同时降低了债务资本的负面影响。原因可能是贸易高度自由或一体化可以有效降低金融危机爆发的可能性，从而为金融开放发挥积极作用创造稳定的环境[9]。

表6 初始经济发展水平、金融发展水平和贸易开放度的影响分析

总体而言，在初始经济发展水平、金融发展水平和贸易开放度不同的情况下，资本账户子项目开放对东道国企业创新的影响有所差异。东道国更高的初始经济发展水平、金融发展水平和贸易开放度提高了FDI和股票资本流入对企业创新的促进作用，同时削弱了债务资本流入的阻碍效应。

六、研究结论及政策建议

基于Fernández等人的资本账户开放分类数据库和汤森路透的Worldscope数据库[5]，本文采用1995～2013年全球47个国家(地区)的27842家上市公司的数据实证分析了资本账户子项目开放对以研发投入度量的企业创新的影响。研究表明，FDI和股票资本流入显著提高了东道国企业的研发投入，而债务资本流入则产生了负面影响。进一步研究发现在东道国初始经济发展水平、金融发展水平和贸易开放度不同的情况下，各类国际资本流入对东道国企业研发投入的影响存在差异性。具体而言，东道国初始经济发展水平、金融发展水平和贸易开放度的提高可以加强FDI和股票资本流入对企业研发投入的积极作用，同时抑制债务资本流入的负面效应。

本文研究结论为我国进一步推动资本账户开放提供了可能的实证依据和决策参考，其政策启示主要体现在两个方面：首先，要进一步加强资本账户开放力度，充分发挥FDI和股票资本流入对企业技术创新的积极作用，从而助力高质量经济发展战略目标的实现。经过近40年的金融开放历程，我国资本账户自由化程度已有了显著提高，但总体来看依然还有较大的开放空间。我国要坚定改革开放的既定方针，继续加大资本账户开放力度。但是在开放过程中，我们要协调和平衡FDI、股票和债务子项目开放这三者之间的关系，充分发挥FDI和股票资本流入的正面作用，并积极采取相应措施减轻债务资本流入带来的负面影响。

其次，资本账户开放需要满足一定的前提条件，其中包括经济实力的增强、国内金融市场的发育和深化、贸易自由化等。这些条件的实现，对于促进国内资源的优化配置至关重要，也是企业技术创新目标得以实现的前提。因此，我们要继续坚定“以经济建设为中心”的基本思想不动摇，持续推动国内金融体制改革以促进金融发展，不断提升国际贸易水平，进而最大程度地发挥资本账户开放对东道国企业创新的促进作用。

总体而言，资本账户开放与一国技术创新水平提升可以较好契合，从而能够进一步加快技术进步与推动经济增长，这对于现阶段中国“创新驱动发展战略”的实施具有重要的现实意义。

注释：

①本文用资本账户开放水平来度量金融开放程度。资本账户开放主要指消除跨境资本流动的法律管制措施。尽管跨境资本流动并不是金融开放的全部内容，但却是金融开放中最具有实质性和关键性的部分，一般而言，资本流动水平越高的国家也通常具有更高的整体金融开放度[32]。因此，综合考虑数据的可得性和代表性，许多学者常用资本账户开放程度来度量金融开放程度。

②2003年，中国共产党十六届三中全会首次明确提出“逐步实现资本项目可兑换”的要求。2007年，中国共产党十七届五中全会决定将“逐步实现资本开放”作为“十二五”规划的发展目标。2011年，中国发布的“十二五”规划纲要明确提出“扩大人民币跨境使用，逐步实现人民币资本项目可兑换”。2012年，中国人民银行调查统计司课题组发布《我国加快资本账户开放的条件基本成熟》和《协调推进利率、汇率改革和资本账户开放》的报告，认为中国加快资本账户开放条件已基本成熟。2013年9月，中国上海自贸区挂牌成立，并开始在资本账户开放改革上进行试点和探索。2015年4月，广东、天津、福建3个自贸区获得国务院批准。2015年10月，中国发布的“十三五”规划纲要明确提出“扩大金融业双向开放，有序实现人民币资本项目可兑换，推动人民币加入特别提款权，成为可兑换、可自由使用货币”。2017年3月，国务院批复在辽宁省、浙江省、河南省、湖北省、重庆市、四川省、陕西省设立7个自贸试验区。

③2018年4月，中国人民银行行长易纲在博鳌亚洲论坛上宣布了扩大中国金融对外开放的10余条具体措施和时间表。2018年10月，国务院批复同意设立中国(海南)自由贸易试验区。2018年11月，习近平总书记在首届中国国际进口博览会上再次强调对金融业要“持续放宽市场准入”。

④本文也分别从如下三个方面进一步控制了初始样本处理过程中选择性偏差的影响。一是剔除研发投入为零值的企业观测值；二是仅保留制造业的企业样本，原因在于制造业的企业研发活动最活跃；三是剔除美国、日本和韩国的企业样本，以避免资本账户子项目开放的影响主要由少数国家的样本决定。考虑到结论类似和篇幅问题，本文未报告相关结果，感兴趣者可向作者索取。

⑤LMF数据库提供了1970年至2011年各国(地区)股票、债务、FDI和金融衍生品资本实际流入和流出的存量值。因此，用资本账户的事实开放指标进行分析时考察的时间段为1995年至2011年。