加大金融开放度提升企业创新能力了吗？

李梓旗 陈冬宇 石蓉荣

摘要：本文选取2012—2020年中国A股2 809家上市企业样本，利用固定效应模型考察金融开放度与企业创新能力的关系。研究发现，加大金融开放度能够从创新质量和创新数量两个维度提升企业创新能力。此外，本文还进一步验证了企业治理能力和外资参股比列是金融开放度提升企业创新能力的重要机制渠道。进一步地，异质性分析发现，金融开放度提升对国有企业、大规模企业和非家族企业创新能力的提高程度优于非国有企业、小规模企业以及家族企业。基于此，笔者提出国家应该适度加大金融开放力度，平衡外资流入的渠道以优化金融资源利用率等政策建议。

关键词：金融开放度;企业创新能力;企业治理;企业治理能力;外资参股比例

中图分类号：F272;F832.0文献标识码：A

文章编号：1000-176X（2022）06-0120-10

一、引言

金融开放作为对外开放的重要组成部分，是指在基本条件成熟的前提下，逐步、有序和可承受地开放本国金融市场。1979年，中国引入第一家外资银行机构日本输出入银行，并允许其在北京设立代表处，拉开了中国金融业对外开放的序幕。随后，花旗银行以及汇丰银行等也陆续在中国设立代表处或盈利性机构。1994年，为进一步吸引外资进入和扩大金融开放度，中国又颁布了《中华人民共和国外资金融机构管理条例》。数据显示，截至2001年底，中国境内外资营业机构已达到177家，到2007年，境内外资规模达到1.25万亿元。2019年，国务院发布《关于进一步扩大金融业对外开放的有关举措》持续扩大金融开放力度，以吸引外国金融机构入驻。可见，中国政府对金融开放始终持支持态度，金融开放亦贯穿中国改革开放的始终，是中国改革开放的重要组成部分。

随着国际局势的变化及国内经济发展的需要，中国政府开始大力提倡自主创新。相关统计数据显示，2009—2019年，中国专利申请数量从31万件增加到230万件，十年内增长了近200万件。研究表明，创新是企业通过自主研发来获取自主产权并提高自身竞争力的最佳选择。同时，创新亦是一项兼具高风险和不确定性的投资活动，即企业开展创新活动面临着投入巨额资金却无法在短期内得到相应收益的风险，且企业从事研发活动需要大量稳定的现金流，这使得部分企业对创新望而却步。此外，考虑到中国特殊的二元经济体制，不同类型的企业创新阻力存在巨大差别。对于大型国有企业与大规模企业而言，其创新阻力源于研发活动的投资回报率，而中小企业的创新阻力则来源于创新资金不足。在当前“大众创业，万众创新”的时代背景下，要想激发全民创新的热情，不能仅仅依赖于大型国有企业的政治背景和国有特性，应更多地考虑如何通过金融开放激发民营企业的经济活跃度及创新能力，为国民经济良性发展提供源源不断的动力。

基于上文的分析可知，加大金融开放度可能会显著提升企业创新能力，那么，金融开放度提升会通过何种渠道影响企业创新能力？这是本文预期考察的重要研究内容。理论上讲，第一，当外资进入时，先进的管理体系会随之进入，优秀企业的高层主动学习先进的管理体系，其他企业也会被迫调整自身管理体系。因此，加大金融开放度可能会通过提升企业治理能力进而对企业创新能力产生影响。第二， 金融开放度提升会直接吸引外资进入，外资以参股形式进入企业并最终对其创新产生影响。

本文可能的边际贡献在于：第一，本文证明了加大金融开放度可以从创新数量和创新质量两方面提升企业创新能力。第二，区别于现有文献侧重于金融开放度提升对企业创新能力的影响机制，本文分别从企业治理能力和外资参股比例这两个因素出发，对金融开放度提升影响企业创新能力的机制进行深入探讨，是对现有文献的重要补充。第三，本文证明了金融开放度提升对企业创新的促进作用受到企业所有制、企业规模以及是否为家族企业的影响。

二、文献综述与研究假设

企业从事研发和创新活动需要大量资金并面临诸多不确定性，对于处于产业结构升级以及经济转型阶段的国家而言，国内资本可能不足以完全支撑企业创新。鞠晓生等[1]与毛其淋[2]的研究表明，企业创新的可持续性取决于是否有充足的研发资金以及相关创新能力的持久度。而金融开放度提升会吸引外资及外资金融机构进入，从而弥补企业创新所需的资金缺口。还有研究指出，外资金融机构进入会带来增量资金、拓宽企业融资渠道，通过先进技术识别出具有发展前景的企业并为之提供资金。

此外，创新是一个长期、可持续的过程，企业的创新活动往往受到企业治理能力的影响。部分文献考察了外资金融机构进入对企业治理能力的影响。如吕铁和王海成[3]认为，外资银行进入会降低银行与企业之间的信息不对称程度、提高银行信贷可得性并帮助企业发现、抓住优良的投资机会。毛泽盛等[4]研究发现，外资银行的进入带来了充足的资本以及优秀的资金分配和集聚能力，从而为企业提供信贷支持。Bertrand和Mullainathan[5]与简泽等[6]研究发现，无论是外资金融机构准入的直接效应还是溢出效应，都会从债务治理角度激励企业从事创新活动。可见，外资金融机构凭借先进技术以及较高管理水平可以为本土企业带来融资便利并提升债务治理水平。

综上可知，外资银行进入对企业创新活动的影响主要是通过增加高效率企业的信贷可得性来实现的。具体而言，一方面，外资银行进入带来了增量资金从而增加了企业融资的便利性;另一方面，外资金融机构的经营效率较高，管理手段先进，且不容易受到本地政府的影响。但由于外资金融机构在搜集企业的“软信息”上不具备比较优势，此时规模较大、财务报表比较完整以及抵押資产较多的国有企业和大规模企业就成为外资金融机构青睐的对象。Lin[7]进一步研究发现，外资银行进入对本土企业获得贷款没有明显的影响，但其会倾向于向盈利能力较强的非国有企业发放长期贷款。

此外，除了外资银行进入的影响外，当一国金融开放度提升，外资直接进入并以参股形式帮助企业缓解现金流压力也是一个重要渠道。Chen等[8]认为，外资可以通过带来创新资源和知识帮助本土企业提高其创新能力。钟熙等[9]认为，外资参股将通过国际化战略支持企业创新投入以促进企业创新。Chittoor等[10]发现，外资参股将刺激新兴企业进行国际战略投资，进而间接促进其创新投入。可见，外资参股作为提升企业创新能力的重要渠道，能够在金融开放的过程中发挥积极的作用。

基于以上分析，本文分别基于企业治理能力和外资参股比例两个因素深入考察金融开放度对企业创新能力的影响及其内在机制，提出如下假设：

假设1：加大金融开放度能够显著提升企业创新能力。

假设2：加大金融开放度會通过促进企业治理能力从而提升企业创新能力。

假设3：加大金融开放度会通过促进企业外资参股比例从而提升企业创新能力。

三、研究设计

（一）数据来源与样本筛选

本文选取2012—2020年中国A股上市企业为研究样本，剔除了金融行业、 ST和*ST 企业以及数据缺失的样本，并对连续变量首尾各进行1%缩尾处理，最终得到2 809家企业共14 212个数据。本文数据来源于国泰安数据库（CSMAR）、万得数据库（WIND）以及同花顺数据库。

（二）变量定义

1.被解释变量

本文选取企业的创新数量（PAT）和创新质量（PATI）来衡量企业创新能力并作为被解释变量。参考黎文靖和郑曼妮[12]与张璇等[13]的做法，在基准回归中用发明、实用新型以及外观设计三种专利申请数量加1再取自然对数来衡量创新数量，用发明专利申请数量加1再取自然对数来衡量创新质量。企业的创新数量和质量是企业的创新效率和程度的体现，二者可以较好地代表企业创新能力。

2.解释变量

本文参考Gygli等[11]构建的全球金融开放度（KOFF）指数，并选取中国金融开放度实际指数（KOFFDF）和金融开放度名义指数（KOFFDJ）作为解释变量。时间跨度为2012—2020年。该数据具有全面、可得性较强的优势，能较好地反映一国金融的综合开放程度。KOFF数值经过标准化处理，其取值区间为（0，100）。

3.中介变量

本文选取企业治理为中介变量，并用企业治理能力和外资参股比例衡量。

（1）企业治理能力

本文选取企业治理能力作为中介变量，并借鉴Fang等[17]与郝项超等[18]的研究 ，采用修正 Jones 模型估计应计利润（Discretionary Accruals，DA）来度量盈余管理。按照证监会2012版行业分类，设定回归模型如下：

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

其中，TA代表企业的净利润与经营活动所产生的现金流量的差额，ASSET代表资产总额，REV代表企业的营业收入，REC代表企业的应收账款，PPE代表固定资产。模型的回归残差值再取绝对值即为企业治理能力，记为E。

（2）外资参股比例

外资股东持股对企业创新投入的影响不容忽视，本文参考吴德军[19]的研究，采用外资股权占企业总股权的比衡量外资参股比例（STATE）作为本文中介变量。该变量从资本方面反映了外资对企业的参与程度，比例越高，说明参与程度越高。

4.控制变量

本文参考Atanassov 等[14]、Hall 等[15]与吴超鹏和唐菂[16]对企业创新控制变量的选取方法，选取如下控制变量：企业规模（SIZE），采用企业总资产的自然对数来衡量;企业成立年限（AGE），采用当年年份与企业成立年份之差再取自然对数来衡量;资产负债率（LEV），采用总负债/总资产来衡量;总资产收益率（ROA）采用税后净利润/总资产来衡量，是衡量每单位资产创造净利润数量的指标，一般用来评估公司的盈利能力;

固定资产占总资产比例（TANGIBLE）采用固定资产/总资产来衡量;无形资产占总资产比例（INTANGIBLE）采用无形资产/总资产来衡量;现金持有量（CASH）采用经营活动的现金持有量/总现金持有量来衡量;董事会规模（BSIZE）采用董事会人数的自然对数来衡量;第一大股东持股比例（TOP1）采用第一大股东持股数量/总股东持股数量来衡量。宏观控制变量为国内生产总值增长率（GDPG）。同时，控制行业（Industry）和年份（year）。

（三）模型构建

本文参照温忠麟和叶宝娟[20]提出的逐步检验法（Causal Steps Approach）分三段检验：第一段检验金融开放度（KOFF）对企业创新能力的直接影响;第二阶段检验金融开放度（KOFF）对企业治理能力（E）以及外资参股比例（STATE）的影响;第三阶段检验企业治理能力（E）和外资参股比例（STATE）对企业创新能力（Innovation）的影响。

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为创新数量（PAT）与创新质量（PATI）的总称，解释变量金融开放度（KOFF）为金融开放实际指数（KOFFDF）与金融开放名义指数（KOFFDJ）的总称，其系数表示该指数对企业创新的影响。intermediary为中介变量企业治理能力（E）和外资参股比例（STATE）的总称。Xit为随时间变化的企业层面控制变量，qi为企业固定效应，控制不随时间变化的个体特征，以缓解遗漏变量问题。解释变量为时间序列数据，无法控制时间固定效应，因而要控制宏观层面的因素，标记为MT。εit为随机误差项，a0、b0和c0为截距项。

四、实证结果与分析

（一）描述性统计

变量的描述性统计结果如表1所示。其中，创新数量（PAT）的标准差、最大值和最小值分别为1.433、6.732和0，而创新质量（PATI）的标准差、最大值和最小值分别为1.446、9.108和0，说明各企业在创新数量和创新质量上的差异性较大，创新能力参差不齐。金融开放度实际指数（KOFFDF）的标准差、最大值和最小值分别为1.208、51.089和46.311，而金融开放度名义指数（KOFFDJ）的标准差、最大值和最小值分别为1.778、50.155和44.389，可以看出，中国的金融开放度指数波动幅度适中且金融开放度逐渐增加。企业治理能力（E）的标准差、最大值和最小值分别为0.034、0.215和0，说明各企业的企业治理能力差别较大、水平良莠不齐。外资参股比例（STATE）标准差、最大值和最小值分别为0.094、0.885和0，说明外资参股最多的企业比例达到88.5%，而部分企业还未有外资参股，说明样本覆盖比例较大，足以涵盖各种类型外资参股的企业。需要特别说明的是，企业治理能力、创新数量和创新质量由于部分数据缺失，导致生成的数据少于全样本数据，因而观测值只有14 212个。

（二）基准回归分析

金融开放度提升会吸引外资进入，对本土市场的经济有提振作用。尤其是当国家发展处于经济开放初期，还会为其带来更加规范的管理模式以及先进的管理思想。当企业有意向进行创新时，大量的资金以及规范的管理模式会助推企业创新。金融开放度对企业创新能力的回归结果，如表2所示。

由表2可知，列（1）为金融开放度实际指数（KOFFDF）对创新数量（PAT）的回归结果，系数为0.083，在1%水平上显著，说明金融开放度实际指数每提升1个百分点，创新数量整体提升8.3%。列（2）为金融开放度实际指数（KOFFDF）对企业创新质量（PATI）的回归结果，系数为0.093，在1%水平上显著为正，说明金融开放度实际指数每提升1个百分点，创新质量整体提升9.3%。可见，当金融开放度实际指数提升，国内企业获得外资流入会助力企业提升创新数量和创新质量。

同样地，列（3）列示了金融开放度名义指数（KOFFDJ）对创新数量（PAT）的回归结果，系数为0.013，在1%水平上显著，说明金融开放度名义指数每提升1个百分点，创新数量整体提升1.3%。列（4）为金融开放度名义指数（KOFFDJ）对创新质量（PATI）的回归结果，系数为0.006，在10%水平上显著为正，说明金融开放度名义指数每提升1个百分点，创新质量整体提升0.6%。可见，当金融开放度名义指数提升，国内企业获得外资流入会助力企业创新数量和创新质量提升。

综上可知，加大金融开放度能力能够显著提升企业创新能力，即金融开放度提升可以从创新数量和创新质量两个层面促进企业创新能力。基于此，假设1得以验证。

（三）中介效应检验

由于金融开放实际指数的度量方式更加真实准确，因而本文后续实证检验均使用金融开放实际指数衡量金融开放度。

1.企业治理能力的中介效应检验

本文参考温忠麟和叶宝娟[20]三段法进行中介效应检验，并以企业治理能力作为金融开放度与企业创新能力的中介变量。一方面，金融开放度提升可以吸引外资金融机构入驻并带来增量资金、先进的管理技术和规范的业务操作技能与专业知识等，通过直接效应与溢出效应推动金融业融资方式转变，同时减弱资本市场中的信息不对称程度，进而缓解上市企业的融资约束，帮助企业抓住优良投资机会，使其投资行为向最优化靠近。且金融对外开放带来的先进技术和管理经验也可直接或间接地提高国内企业的管理能力，企业通过自身管理能力的提升来缓解企业融资约束，进而提高企业资本配置效率，以实现高效率的企业创新。另一方面，由于本文企业治理能力的衡量方式是盈余管理能力，金融开放度提升显著降低了企业的盈余管理水平，其中一个可能的原因是，当金融开放度提升时，大量外资企业涌入，本土企业需要与其竞争本土市场或选择外资企业入股，不论如何选择，本土企业的服务质量以及风险管理水平都会随之进步，能够识别市场中的优质企业和优质项目，这就逆向阻止了管理层的短视行为，从而降低企业的盈余管理水平。金融开放度实际指数—企业治理能力—企业创新能力中介效应检验结果，如表3所示。

由表3可知，列（1）和列（2）为金融开放实际指数（KOFFDF）对创新数量（PAT）和创新质量（PATI）的基准回归结果，其系数分别为0.083和0.093，均在1%水平上显著。列（3）为金融开放度实际指数（KOFFDF）对企业治理能力（E）的回归结果，系数为0.071，在5%水平上显著，说明金融开放度每提升1个百分点，企业治理能力提升7.1%。列（4）列示了企业治理能力（E）对创新数量（PAT）的回归结果，系数为0.524，在5%水平上显著，说明企业治理能力的提升能够促进创新数量的增加。进一步地，列（5）为企业治理能力（E）对创新质量（PATI）的回归结果，系数为0.661，在5%水平上显著，说明企业治理能力每提升1百分点，能够促进创新质量提升66.1%。

综上可知，金融开放度提升会通过改善企业治理能力进而提升创新能力，即金融开放度—企業治理能力—企业创新能力的中介渠道成立。其中，直接效应为0.077和0.092，间接效应为0.040和0.061，满足部分中介效应。基于此，假设2得以验证。

2.外资参股比例的中介效应检验

理论上讲，当金融开放度提升时，外资更倾向于进入中国资本市场，而外资进入的重要渠道就是对本土企业进行参股。因此，笔者认为，当金融开放度提升时，外资对中国企业参股的意愿增强。与此同时，外资参股能够给企业带来部分隐形收益，其中较为重要的是抵抗风险的能力。另外，企业不愿进行研发投入的一个重要原因是创新活动的不确定性较高，一旦研发活动受阻，将给企业资金链造成极大的冲击，此时，企业高管成为风险厌恶投资者的情况更加明显。而外资参股对企业抗风险能力将有一个很大的提升，从而提高企业进行创新投入的意愿。金融开放度—外资参股比例—企业创新能力中介效应检验结果，如表4所示。

由表4可知，列（1）与列（2）为金融开放度实际指数（KOFFDF）对创新数量（PAT）和创新质量（PATI）的回归结果，分别为0.083和0.093，均在1%水平上显著。列（3）为金融开放实际指数（KOFFDF）对外资参股比例（STATE）的影响，系数为0.001，在5%水平上显著，说明金融开放度的提升会显著激励外资参股。进一步地，列（4）和列（5）分别列示了外资参股比例（STATE）对创新数量（PAT）和创新质量（PATI）的回归结果，系数分别为0.064和0.050，且分别在5%和10%水平上显著，系数分别为0.064和0.050，且分别在5%和10%水平上显著。综上所述，金融开放度的提升会导致外资参股比例增加从而提升企业创新能力。其中，直接效应为0.083和0.093，间接效应为0.005和0.005，满足部分中介效应。基于此，假设3得以验证。

（四）异质性检验

1.金融开放度、产权性质与企业创新能力

当金融开放度提升时，外资大量涌入，上市国有企业因为有政府作为信用背书，会更加受到外资的信赖，故而金融开放度提升会吸引外资进入国有企业并为其带来更大的现金流，也因而出现债务违约的概率相较于非国有企业要低。考虑到国有企业和非国有企业在经营目标以及企业治理方面的差异，本文根据实际控制人差异将所有样本分为国有企业和非国有企业进行回归，结果如表5所示。

由表5可知，列（1）和列（2）分别为金融开放度实际指数（KOFFDF）对国有企业和非国有企业创新数量的回归，系数分别为0.097和0.061，均在1%水平上显著。列（3）和列（4）分别为金融开放度实际指数对国有企业和非国有企业创新质量的回归，系数分别为0.097和0.082，均在1%水平上显著。说明金融开放度提升对国有企业和非国有企业创新能力均有促进作用。进一步地，组间系数差异性检验的p值为0.003，拒绝原假设，说明国有企业与非国有企业的估计系数之间存在显著性差异，表明金融开放度对国有企业的影响高于非国有企业。

2.金融开放度、企业规模与企业创新能力

毛其淋[2]研究发现，规模越大的本土企业，其企业创新的持续时间越长。可见，企业规模的差异对于创新活动的可持续性也会产生不同的影响。故本文以企业规模中位数为标准将样本划分为大企业与小企业进行回归，由表5可知，列（5）与列（6）分别为金融开放度对大规模企业和小规模企业创新数量的回归，系数分别为0.089和0.076，均在1%水平上显著。列（7）与列（8）分别为金融开放度对大规模企业和小规模企业创新能力的回归结果，系数分别为0.121和0.060，且均在1%水平上显著，说明金融开放度提升对国有企业和非国有企业创新能力均有促进作用，但组间系数差异性检验的p值为0.001，拒绝原假设，说明大规模企业与小规模企业的估计系数之间存在显著性差异，表明金融开放度提升对大规模企业创新能力的影响高于小规模企业。其原因在于，大规模企业相较于小规模企业研发能力更强且更加稳定，当金融开放度提升时，外资会寻求更加有稳定且有科研能力的企业，从而导致资金更加倾向流入规模较大的企业。

3.金融开放度、家族企业与企业创新能力

家族企业对引入外资一般持保守态度，因为家族企业的控制人常常会高度控股且裁断所有事务，外资入股往往会对原有管理框架进行重构，对家族企业的管理带来新的挑战，故本文以家族企业与非家族企业为标准对样本进行回归，结果如表5所示。由表5可知，列（9）与列（10）为金融开放度分别对非家族企业和家族企业创新数量的回归，系数分别为0.101和0.062，均在1%水平上显著。列（11）与列（12）为金融开放度分别对非家族企业和家族企业创新质量的回归，系数分别为0.098和0.088，且均在1%水平上显著。说明金融开放度提升对家族企业和非家族企业创新能力均有促进作用，但组间系数差异性检验的p值为0.007，拒绝原假设，说明家族企业和非家族企业的估计系数之间存在显著性差异，表明金融开放度提升对非家族企业创新能力的影响高于家族企业。

（五）内生性与稳健性检验

1.反向因果关系

本文研究的核心为金融开放度提升是否对企业创新存在正向作用。理论上讲，企业创新会不会构成反向因果关系而对金融开放有影响呢？由于金融开放度是宏观变量，微观企业的创新行为很难对宏观金融开放度产生系统性和具体的影响。因而笔者认为，不存在反向因果关系。

2.微观渠道

金融开放是政府推动市场发展的宏观政策，是由多方面因素共同作用的结果，因而微观企业创新度对其产生的影响非常微小。这在一定程度上显著缓解了企业的内生性问题。

3.遗漏变量

本文参照马理等[21]的理论逻辑，由于前期企业创新可能对当期的企业创新产生持续的影响，因而可能存在遗漏变量引发的内生性问题。基于此，本文使用两阶段最小二乘法对解释变量进行滞后一期以及滞后两期处理并进行实证检验，其中，对创新数量的系数分别为0.630和0.089，均在1%水平上显著为正。对创新质量的系数为0.687和0.094，均在1%水平上显著为正。检验结果与主检验结果一致，验证了本文结论的稳健性，同时也排除了遗漏变量的内生问题。

進一步地，考虑到企业的创新决策到投入生产存在一定时间间隔，因而金融开放度提升对企业实际产生的影响也会存在时滞性。本文将金融开放度实际指数和名义指数均分别滞后一期进行稳健性检验，系数分别为0.059、0.092、0.015和0.010，分别在1%、1%、1%和5%水平上显著为正，进一步验证了本文结论的稳健性。

五、研究结论与政策建议

（一）研究结论

首先，本文基于金融开放视角深入考察了金融开放度提升对企业创新的影响，并发现金融开放度与企业创新能力呈线性正相关关系，企业创新能力会随着金融开放度的提升而提升。其次，分别以企业治理能力和外资参股比例作为中介变量来研究金融开放度对企业创新能力的影响，实证结果表明：金融开放度提升会显著促进企业创新能力，并且通过改善企业治理能力和扩大外资参股比例来进一步助推企业创新能力。进一步地研究发现，金融开放度提升对国有企业、大规模企业以及非家族企业创新能力的提升明显优于非国有企业、小规模企业以及家族企业，且无论何种类型企业金融开放度的提高都会显著提升其创新能力。

（二）政策建议

首先，国家应大力支持金融开放并鼓励外资进入帮助企业进行科技创新。通过金融开放带来的资金流量来有效缓解企业融资难、融资贵等问题，助推市场上有能力、有潜力的企业获得资金来进行企业科技创新，进而淘汰部分潜力较低的企业，推动优胜劣汰。引进先进的管理体系和技术来帮助企业提升科技创新能力，使企业在不同阶段获得正确引导，从而助力企业创新[22]。与此同时，国家为企业提供公平、稳定的政策环境，创造创新研发的土壤。国家在推出政策的同时也要兼顾延续性、协同性和稳定性，顶层设计要与底层配套体系协同，要在充分调研的基础上，结合事前合理预估与规划的同时兼顾事后科学评估，消除部门之间的壁垒，杜绝部门之间执行时的相互冲突。国家实施金融开放政策时，应该充分考虑中国现状，调控好开放力度以避免外资过度干预，防止企业以创新的名义扰乱市场规则。

其次，地方政府应主动帮助企业融资以支持企业科技创新，并助力企业优化内在资源配置，支持创新研发。鼓励企业与知名金融机构形成对接，培养优秀金融人才以合理应对各个阶段的金融开放，适时帮助企业制定策略以提升企业创新效率。帮助企业引进外部先进的管理体系，支持企业培养金融人才并进行跟踪学习以满足创新需要。

最后，企业应该根据自身现状，积极响应国家金融开放政策并制定相应策略，根据自身企业类型吸引外资流入，避免出现资金流的闲置与浪费。企业应该积极吸引外资参股，与外资深入绑定，在获得外部资金支持的同时掌握先进的管理技术来提升企业的治理能力，加大企业研发投入，在金融业开放的大背景下中稳步通过企业创新实现转型。

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

[引用格式] 李梓旗，陈冬宇，石蓉荣.加大金融开放度提升企业创新能力了吗？——基于企业治理的中介效应检验[J].财经问题研究，2022（06）：120-128，封三.

李梓旗，陈冬宇，石蓉荣

收稿日期：2021-10-24

作者简介：李梓旗（1993-），男，辽宁大连人，博士研究生，主要从事公司金融和金融风险等方面的研究。E-mail：qizili1993@163.com

陈冬宇（1981-），男，浙江绍兴人，教授，博士，博士生导师，主要从事金融科技、网络欺诈和P2P等方面的研究。E-mail：chendongyu@suda.edu.cn

石蓉荣（通讯作者）（1992-），女，安徽安庆人，博士研究生，主要从事供应链金融和供应链管理等方面的研究。E-mail：srr1229@163.com