加大金融開放度提升企業(yè)創(chuàng)新能力了嗎？
——基于企業(yè)治理的中介效應(yīng)檢驗

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(gòu)日本輸出入銀行，并允許其在北京設(shè)立代表處，拉開了中國金融業(yè)對外開放的序幕。隨后，花旗銀行以及匯豐銀行等也陸續(xù)在中國設(shè)立代表處或盈利性機構(gòu)。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(gòu)管理條例》。數(shù)據(jù)顯示，截至2001年底，中國境內(nèi)外資營業(yè)機構(gòu)已達到177家，到2007年，境內(nèi)外資規(guī)模達到1.25萬億元。2019年，國務(wù)院發(fā)布《關(guān)于進一步擴大金融業(yè)對外開放的有關(guān)舉措》持續(xù)擴大金融開放力度，以吸引外國金融機構(gòu)入駐?？梢?，中國政府對金融開放始終持支持態(tài)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(nèi)經(jīng)濟發(fā)展的需要，中國政府開始大力提倡自主創(chuàng)新。相關(guān)統(tǒng)計數(shù)據(jù)顯示，2009—2019年，中國專利申請數(shù)量從31萬件增加到230萬件，十年內(nèi)增長了近200萬件。研究表明，創(chuàng)新是企業(yè)通過自主研發(fā)來獲取自主產(chǎn)權(quán)并提高自身競爭力的最佳選擇。同時，創(chuàng)新亦是一項兼具高風(fēng)險和不確定性的投資活動，即企業(yè)開展創(chuàng)新活動面臨著投入巨額資金卻無法在短期內(nèi)得到相應(yīng)收益的風(fēng)險，且企業(yè)從事研發(fā)活動需要大量穩(wěn)定的現(xiàn)金流，這使得部分企業(yè)對創(chuàng)新望而卻步。此外，考慮到中國特殊的二元經(jīng)濟體制，不同類型的企業(yè)創(chuàng)新阻力存在巨大差別。對于大型國有企業(yè)與大規(guī)模企業(yè)而言，其創(chuàng)新阻力源于研發(fā)活動的投資回報率，而中小企業(yè)的創(chuàng)新阻力則來源于創(chuàng)新資金不足。在當(dāng)前“大眾創(chuàng)業(yè)，萬眾創(chuàng)新”的時代背景下，要想激發(fā)全民創(chuàng)新的熱情，不能僅僅依賴于大型國有企業(yè)的政治背景和國有特性，應(yīng)更多地考慮如何通過金融開放激發(fā)民營企業(yè)的經(jīng)濟活躍度及創(chuàng)新能力，為國民經(jīng)濟良性發(fā)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(yè)創(chuàng)新能力，那么，金融開放度提升會通過何種渠道影響企業(yè)創(chuàng)新能力？這是本文預(yù)期考察的重要研究內(nèi)容。理論上講，第一，當(dāng)外資進入時，先進的管理體系會隨之進入，優(yōu)秀企業(yè)的高層主動學(xué)習(xí)先進的管理體系，其他企業(yè)也會被迫調(diào)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(yè)治理能力進而對企業(yè)創(chuàng)新能力產(chǎn)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(yè)并最終對其創(chuàng)新產(chǎn)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(chuàng)新數(shù)量和創(chuàng)新質(zhì)量兩方面提升企業(yè)創(chuàng)新能力。第二，區(qū)別于現(xiàn)有文獻側(cè)重于金融開放度提升對企業(yè)創(chuàng)新能力的影響機制，本文分別從企業(yè)治理能力和外資參股比例這兩個因素出發(fā)，對金融開放度提升影響企業(yè)創(chuàng)新能力的機制進行深入探討，是對現(xiàn)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(yè)創(chuàng)新的促進作用受到企業(yè)所有制、企業(yè)規(guī)模以及是否為家族企業(yè)的影響。

記者在行動計劃附后的重點建設(shè)任務(wù)表上看到，3年“平安西江”建設(shè)行動期內(nèi)，廣東海事系統(tǒng)要完成38大類、72項工作任務(wù)，這些任務(wù)包括完善西江感知系統(tǒng)布點規(guī)劃,推進西江共享傳輸鏈路建設(shè)、西江電子江圖建設(shè),布局海事管理沿江綜合基站,推動地方政府健全及完善水上社會救援力量的建設(shè)等，內(nèi)容豐富，涵蓋水上安全及環(huán)保方方面面。

二、文獻綜述與研究假設(shè)

企業(yè)從事研發(fā)和創(chuàng)新活動需要大量資金并面臨諸多不確定性，對于處于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級以及經(jīng)濟轉(zhuǎn)型階段的國家而言，國內(nèi)資本可能不足以完全支撐企業(yè)創(chuàng)新。鞠曉生等

與毛其淋

的研究表明，企業(yè)創(chuàng)新的可持續(xù)性取決于是否有充足的研發(fā)資金以及相關(guān)創(chuàng)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(gòu)進入，從而彌補企業(yè)創(chuàng)新所需的資金缺口。還有研究指出，外資金融機構(gòu)進入會帶來增量資金、拓寬企業(yè)融資渠道，通過先進技術(shù)識別出具有發(fā)展前景的企業(yè)并為之提供資金。

利用多媒體課件、桌面演練和應(yīng)急預(yù)案演練，強化員工對每個工種、每道工序的操作方法、要領(lǐng)和安全要求的記憶；選拔優(yōu)秀班組長、工人技師當(dāng)“老師”，言傳身教傳授操作技能，組織現(xiàn)場訓(xùn)練；開展基層建設(shè)、基礎(chǔ)管理、基本功訓(xùn)練檢查，以群眾性的自查互查與自糾互糾形式，查糾明顯違章違紀(jì)行為、查糾不規(guī)范操作行為和管理行為，并制定糾偏措施，及時整改，筑牢了安全文化建設(shè)群眾基礎(chǔ)。

綜上可知，外資銀行進入對企業(yè)創(chuàng)新活動的影響主要是通過增加高效率企業(yè)的信貸可得性來實現(xiàn)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(yè)融資的便利性；另一方面，外資金融機構(gòu)的經(jīng)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(gòu)在搜集企業(yè)的“軟信息”上不具備比較優(yōu)勢，此時規(guī)模較大、財務(wù)報表比較完整以及抵押資產(chǎn)較多的國有企業(yè)和大規(guī)模企業(yè)就成為外資金融機構(gòu)青睞的對象。Lin

進一步研究發(fā)現(xiàn)，外資銀行進入對本土企業(yè)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(yè)發(fā)放長期貸款。

此外，除了外資銀行進入的影響外，當(dāng)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(yè)緩解現(xiàn)金流壓力也是一個重要渠道。Chen等

認(rèn)為，外資可以通過帶來創(chuàng)新資源和知識幫助本土企業(yè)提高其創(chuàng)新能力。鐘熙等

認(rèn)為，外資參股將通過國際化戰(zhàn)略支持企業(yè)創(chuàng)新投入以促進企業(yè)創(chuàng)新。Chittoor等

發(fā)現(xiàn)，外資參股將刺激新興企業(yè)進行國際戰(zhàn)略投資，進而間接促進其創(chuàng)新投入?？梢姡赓Y參股作為提升企業(yè)創(chuàng)新能力的重要渠道，能夠在金融開放的過程中發(fā)揮積極的作用。

基于以上分析，本文分別基于企業(yè)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(yè)創(chuàng)新能力的影響及其內(nèi)在機制，提出如下假設(shè)：

加大金融開放度能夠顯著提升企業(yè)創(chuàng)新能力。

參加訪談的留學(xué)生中，無論是哪個班的學(xué)生，都有人認(rèn)為問卷“很難，有些話我不知道(漢語)應(yīng)該怎么說”。主要的問題是“題目都能看懂，答案每句話好像都對，但不知道選哪個”，原因則是“平時總是只說一句話(注：只用一種說法)”，“有些用法和上課學(xué)的不一樣”。但也有中級班的兩個學(xué)生提出了不同的看法，其中一個說“我覺得這個考試不太難，還可以”，另一個則覺得“很有意思，像HSK考試的聽力”，“還可以，應(yīng)該是考尊敬和不尊敬的說法吧”。

加大金融開放度會通過促進企業(yè)治理能力從而提升企業(yè)創(chuàng)新能力。

本文選取2012—2020年中國A股上市企業(yè)為研究樣本，剔除了金融行業(yè)、 ST和

ST 企業(yè)以及數(shù)據(jù)缺失的樣本，并對連續(xù)變量首尾各進行1%縮尾處理，最終得到2 809家企業(yè)共14 212個數(shù)據(jù)。本文數(shù)據(jù)來源于國泰安數(shù)據(jù)庫(CSMAR)、萬得數(shù)據(jù)庫(WIND)以及同花順數(shù)據(jù)庫。

三、研究設(shè)計

(一)數(shù)據(jù)來源與樣本篩選

加大金融開放度會通過促進企業(yè)外資參股比例從而提升企業(yè)創(chuàng)新能力。

(二)變量定義

2、噴灑時間要適宜 影響葉面追肥效果的主要因素之一是肥液在葉面上的濕潤時間，濕潤時間越長，葉面吸收的養(yǎng)分越多，效果也就越好。因此，葉面追肥一定要根據(jù)天氣狀況，選擇適宜的噴灑時間。一般以晴天的早、晚或陰天為最好，雨天或雨前不能進行葉面追肥，若噴后3小時內(nèi)遇雨，要待晴天后補噴1次，但噴灑濃度要適當(dāng)降低。

本文選取企業(yè)的創(chuàng)新數(shù)量(PAT)和創(chuàng)新質(zhì)量(PATI)來衡量企業(yè)創(chuàng)新能力并作為被解釋變量。參考黎文靖和鄭曼妮

與張璇等

的做法，在基準(zhǔn)回歸中用發(fā)明、實用新型以及外觀設(shè)計三種專利申請數(shù)量加1再取自然對數(shù)來衡量創(chuàng)新數(shù)量，用發(fā)明專利申請數(shù)量加1再取自然對數(shù)來衡量創(chuàng)新質(zhì)量。企業(yè)的創(chuàng)新數(shù)量和質(zhì)量是企業(yè)的創(chuàng)新效率和程度的體現(xiàn)，二者可以較好地代表企業(yè)創(chuàng)新能力。

藥用植物依賴于土壤吸收無機元素，劉巖等研究發(fā)現(xiàn)，黃芩中無機元素含量受土壤中無機元素含量影響，黃芩苷含量與無機元素含量具有一定相關(guān)性[29]；葉面補充噴施微量元素養(yǎng)分平衡劑可在保證黃芩藥用質(zhì)量基礎(chǔ)上，進一步提高黃芩生產(chǎn)量[30]。

2.解釋變量

1.企業(yè)治理能力的中介效應(yīng)檢驗

本文參考Gygli等

構(gòu)建的全球金融開放度(KOFF)指數(shù)，并選取中國金融開放度實際指數(shù)(KOFFDF)和金融開放度名義指數(shù)(KOFFDJ)作為解釋變量。時間跨度為2012—2020年。該數(shù)據(jù)具有全面、可得性較強的優(yōu)勢，能較好地反映一國金融的綜合開放程度。KOFF數(shù)值經(jīng)過標(biāo)準(zhǔn)化處理，其取值區(qū)間為(0,100)。

【評析】把點到直線的距離當(dāng)作一個數(shù)學(xué)問題來研究，與學(xué)生共同體驗探究過程.在各種解決方案的對比、聯(lián)系、優(yōu)選中滲透了數(shù)形結(jié)合、轉(zhuǎn)化與化歸，函數(shù)與方程等思想，扎實有效地實現(xiàn)了學(xué)生獲得“四基”的目標(biāo).在具體的探究過程中，先特殊后一般的思路，這樣做的好處：首先，在具體的例子中，各種方法都能徹底地求出距離，增強了方法間的對比與聯(lián)系；其次，沒有參數(shù)的干擾，更容易激發(fā)學(xué)生的發(fā)散思維，課堂上呈現(xiàn)出令人喜悅的多種解法；再次，深刻領(lǐng)會各種方法的優(yōu)勢與劣勢，為抽象問題解決方案的優(yōu)選做好鋪墊。在整個課堂探究進程中自然、流暢，但又不失挑戰(zhàn)性,學(xué)生積極性高，探究欲望強烈，這正是新課程所倡導(dǎo)和希望的.

3.中介變量

本文選取企業(yè)治理為中介變量，并用企業(yè)治理能力和外資參股比例衡量。

回溯物流行業(yè)發(fā)展，從2009年開始，物流業(yè)逐漸受到國家層面的支持和重視，多項行業(yè)鼓勵政策先后頒布，逐步寬松的政策環(huán)境和日益提升的產(chǎn)業(yè)地位使得現(xiàn)代物流業(yè)的發(fā)展越來越順暢。尤其是今年國辦一號文的發(fā)布，確認(rèn)智能快遞柜公共屬性，快遞末端的重要性正在變大。在政策、市場等多重因素的作用下，物流智能化時代到來的步伐難以阻止，走在前列的中郵速遞易等先行軍則占據(jù)了先發(fā)優(yōu)勢。但值得注意的是，這是一個重資產(chǎn)、重場景的行業(yè)，僅僅靠資本運作的泡沫數(shù)據(jù)最終只會被用戶拋棄。在未來發(fā)掘更多延伸價值過程中，先行兵們要想打贏這場時代戰(zhàn)，仍需踏實苦干，砥礪前行。

(1)企業(yè)治理能力

本文選取企業(yè)治理能力作為中介變量，并借鑒Fang等

與郝項超等

的研究 ，采用修正 Jones 模型估計應(yīng)計利潤(Discretionary Accruals，DA)來度量盈余管理。按照證監(jiān)會2012版行業(yè)分類，設(shè)定回歸模型如下：

(1)

其中，TA代表企業(yè)的凈利潤與經(jīng)營活動所產(chǎn)生的現(xiàn)金流量的差額，ASSET代表資產(chǎn)總額，REV代表企業(yè)的營業(yè)收入，REC代表企業(yè)的應(yīng)收賬款，PPE代表固定資產(chǎn)。模型的回歸殘差值再取絕對值即為企業(yè)治理能力，記為E。

(2)外資參股比例

外資股東持股對企業(yè)創(chuàng)新投入的影響不容忽視，本文參考吳德軍

的研究，采用外資股權(quán)占企業(yè)總股權(quán)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(yè)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

、Hall 等

與吳超鵬和唐菂

對企業(yè)創(chuàng)新控制變量的選取方法，選取如下控制變量：企業(yè)規(guī)模(SIZE)，采用企業(yè)總資產(chǎn)的自然對數(shù)來衡量；企業(yè)成立年限(AGE)，采用當(dāng)年年份與企業(yè)成立年份之差再取自然對數(shù)來衡量；資產(chǎn)負(fù)債率(LEV)，采用總負(fù)債/總資產(chǎn)來衡量；總資產(chǎn)收益率(ROA)采用稅后凈利潤/總資產(chǎn)來衡量，是衡量每單位資產(chǎn)創(chuàng)造凈利潤數(shù)量的指標(biāo)，一般用來評估公司的盈利能力；固定資產(chǎn)占總資產(chǎn)比例(TANGIBLE)采用固定資產(chǎn)/總資產(chǎn)來衡量；無形資產(chǎn)占總資產(chǎn)比例(INTANGIBLE)采用無形資產(chǎn)/總資產(chǎn)來衡量;現(xiàn)金持有量(CASH)采用經(jīng)營活動的現(xiàn)金持有量/總現(xiàn)金持有量來衡量；董事會規(guī)模(BSIZE)采用董事會人數(shù)的自然對數(shù)來衡量；第一大股東持股比例(TOP1)采用第一大股東持股數(shù)量/總股東持股數(shù)量來衡量。宏觀控制變量為國內(nèi)生產(chǎn)總值增長率(GDPG)。同時，控制行業(yè)(Industry)和年份(year)。

(三)模型構(gòu)建

本文參照溫忠麟和葉寶娟

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(yè)創(chuàng)新能力的直接影響；第二階段檢驗金融開放度(KOFF)對企業(yè)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(yè)治理能力(E)和外資參股比例(STATE)對企業(yè)創(chuàng)新能力(Innovation)的影響。

3.金融開放度、家族企業(yè)與企業(yè)創(chuàng)新能力

(2)

intermediary

=b

+b

KOFF

+b

X

+b

M

+q

+ε

此外，創(chuàng)新是一個長期、可持續(xù)的過程，企業(yè)的創(chuàng)新活動往往受到企業(yè)治理能力的影響。部分文獻考察了外資金融機構(gòu)進入對企業(yè)治理能力的影響。如呂鐵和王海成

認(rèn)為，外資銀行進入會降低銀行與企業(yè)之間的信息不對稱程度、提高銀行信貸可得性并幫助企業(yè)發(fā)現(xiàn)、抓住優(yōu)良的投資機會。毛澤盛等

研究發(fā)現(xiàn)，外資銀行的進入帶來了充足的資本以及優(yōu)秀的資金分配和集聚能力，從而為企業(yè)提供信貸支持。Bertrand和Mullainathan

與簡澤等

研究發(fā)現(xiàn)，無論是外資金融機構(gòu)準(zhǔn)入的直接效應(yīng)還是溢出效應(yīng)，都會從債務(wù)治理角度激勵企業(yè)從事創(chuàng)新活動?？梢?，外資金融機構(gòu)憑借先進技術(shù)以及較高管理水平可以為本土企業(yè)帶來融資便利并提升債務(wù)治理水平。

(3)

Innovation

=c

+c

intermediary

+c

X

+c

M

+q

+ε

(4)

其中，Innovation為創(chuàng)新數(shù)量(PAT)與創(chuàng)新質(zhì)量(PATI)的總稱，解釋變量金融開放度(KOFF)為金融開放實際指數(shù)(KOFFDF)與金融開放名義指數(shù)(KOFFDJ)的總稱，其系數(shù)表示該指數(shù)對企業(yè)創(chuàng)新的影響。intermediary為中介變量企業(yè)治理能力(E)和外資參股比例(STATE)的總稱。X

為隨時間變化的企業(yè)層面控制變量，q

為企業(yè)固定效應(yīng)，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(shù)據(jù)，無法控制時間固定效應(yīng)，因而要控制宏觀層面的因素，標(biāo)記為M

。ε

為隨機誤差項，a

、b

和c

為截距項。

四、實證結(jié)果與分析

(一)描述性統(tǒng)計

變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果如表1所示。其中，創(chuàng)新數(shù)量(PAT)的標(biāo)準(zhǔn)差、最大值和最小值分別為1.433、6.732和0，而創(chuàng)新質(zhì)量(PATI)的標(biāo)準(zhǔn)差、最大值和最小值分別為1.446、9.108和0，說明各企業(yè)在創(chuàng)新數(shù)量和創(chuàng)新質(zhì)量上的差異性較大，創(chuàng)新能力參差不齊。金融開放度實際指數(shù)(KOFFDF)的標(biāo)準(zhǔn)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(shù)(KOFFDJ)的標(biāo)準(zhǔn)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(shù)波動幅度適中且金融開放度逐漸增加。企業(yè)治理能力(E)的標(biāo)準(zhǔn)差、最大值和最小值分別為0.034、0.215和0，說明各企業(yè)的企業(yè)治理能力差別較大、水平良莠不齊。外資參股比例(STATE)標(biāo)準(zhǔn)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(yè)比例達到88.5%，而部分企業(yè)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(yè)。需要特別說明的是，企業(yè)治理能力、創(chuàng)新數(shù)量和創(chuàng)新質(zhì)量由于部分?jǐn)?shù)據(jù)缺失，導(dǎo)致生成的數(shù)據(jù)少于全樣本數(shù)據(jù)，因而觀測值只有14 212個。

如今，經(jīng)歷40年的改革開放，“三農(nóng)”發(fā)展已進入新時代。伴隨城市化、工業(yè)化及市場化等的發(fā)展，農(nóng)村勞動力大量向非農(nóng)產(chǎn)業(yè)及農(nóng)村之外轉(zhuǎn)移，人們飲食結(jié)構(gòu)發(fā)生了較大轉(zhuǎn)變，某種意義上可以說農(nóng)業(yè)出現(xiàn)了“隱性革命”[7]。農(nóng)村社會老齡化和空巢化的趨勢越來越明顯，土地流轉(zhuǎn)現(xiàn)象在逐漸增多。農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)問題不僅僅關(guān)系著“誰來種地”的問題[8]，而且也反映了現(xiàn)代化進程中農(nóng)村社會重構(gòu)與重建問題。目前，關(guān)于農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)及其社會影響的研究，主要的理論視角大體可概括為三種：一是階層論視角，二是鄉(xiāng)村治理視角，三是“資本下鄉(xiāng)論”視角。

1.被解釋變量

(二)基準(zhǔn)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(jīng)濟有提振作用。尤其是當(dāng)國家發(fā)展處于經(jīng)濟開放初期，還會為其帶來更加規(guī)范的管理模式以及先進的管理思想。當(dāng)企業(yè)有意向進行創(chuàng)新時，大量的資金以及規(guī)范的管理模式會助推企業(yè)創(chuàng)新。金融開放度對企業(yè)創(chuàng)新能力的回歸結(jié)果，如表2所示。

由表2可知，列(1)為金融開放度實際指數(shù)(KOFFDF)對創(chuàng)新數(shù)量(PAT)的回歸結(jié)果，系數(shù)為0.083，在1%水平上顯著，說明金融開放度實際指數(shù)每提升1個百分點，創(chuàng)新數(shù)量整體提升8.3%。列(2)為金融開放度實際指數(shù)(KOFFDF)對企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量(PATI)的回歸結(jié)果，系數(shù)為0.093，在1%水平上顯著為正，說明金融開放度實際指數(shù)每提升1個百分點，創(chuàng)新質(zhì)量整體提升9.3%?？梢?，當(dāng)金融開放度實際指數(shù)提升，國內(nèi)企業(yè)獲得外資流入會助力企業(yè)提升創(chuàng)新數(shù)量和創(chuàng)新質(zhì)量。

同樣地，列(3)列示了金融開放度名義指數(shù)(KOFFDJ)對創(chuàng)新數(shù)量(PAT)的回歸結(jié)果，系數(shù)為0.013，在1%水平上顯著，說明金融開放度名義指數(shù)每提升1個百分點，創(chuàng)新數(shù)量整體提升1.3%。列(4)為金融開放度名義指數(shù)(KOFFDJ)對創(chuàng)新質(zhì)量(PATI)的回歸結(jié)果，系數(shù)為0.006，在10%水平上顯著為正，說明金融開放度名義指數(shù)每提升1個百分點，創(chuàng)新質(zhì)量整體提升0.6%?？梢姡?dāng)金融開放度名義指數(shù)提升，國內(nèi)企業(yè)獲得外資流入會助力企業(yè)創(chuàng)新數(shù)量和創(chuàng)新質(zhì)量提升。

綜上可知，加大金融開放度能力能夠顯著提升企業(yè)創(chuàng)新能力，即金融開放度提升可以從創(chuàng)新數(shù)量和創(chuàng)新質(zhì)量兩個層面促進企業(yè)創(chuàng)新能力。基于此，假設(shè)1得以驗證。

(三)中介效應(yīng)檢驗

由于金融開放實際指數(shù)的度量方式更加真實準(zhǔn)確，因而本文后續(xù)實證檢驗均使用金融開放實際指數(shù)衡量金融開放度。

3.1 患者版目標(biāo)管理對冠心病患者自護能力的影響 自護能力是指機體應(yīng)對慢性疾病過程中發(fā)展的管理臨床癥狀及應(yīng)對生活方式的能力[7]。慢性疾病患者自護能力水平越高，其疾病管理能力越強，越有利于患者預(yù)后。本研究結(jié)果顯示，觀察組自護能力水平較對照組明顯提高(P<0.01)，表明患者版目標(biāo)管理能有效提高冠心病患者自護能力?？紤]可能在于目標(biāo)管理手冊對所有目標(biāo)進行量化描述，與患者進行溝通中詳細(xì)介紹每個目標(biāo)與冠心病預(yù)后的關(guān)系及具體實施方法，使患者充分了解冠心病目標(biāo)管理的必要性及重要性，提高目標(biāo)實現(xiàn)的可行性，最終提高患者自護能力[8]。

本文參考溫忠麟和葉寶娟

三段法進行中介效應(yīng)檢驗，并以企業(yè)治理能力作為金融開放度與企業(yè)創(chuàng)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(gòu)入駐并帶來增量資金、先進的管理技術(shù)和規(guī)范的業(yè)務(wù)操作技能與專業(yè)知識等，通過直接效應(yīng)與溢出效應(yīng)推動金融業(yè)融資方式轉(zhuǎn)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(yè)的融資約束，幫助企業(yè)抓住優(yōu)良投資機會，使其投資行為向最優(yōu)化靠近。且金融對外開放帶來的先進技術(shù)和管理經(jīng)驗也可直接或間接地提高國內(nèi)企業(yè)的管理能力，企業(yè)通過自身管理能力的提升來緩解企業(yè)融資約束，進而提高企業(yè)資本配置效率，以實現(xiàn)高效率的企業(yè)創(chuàng)新。另一方面，由于本文企業(yè)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(yè)的盈余管理水平，其中一個可能的原因是，當(dāng)金融開放度提升時，大量外資企業(yè)涌入，本土企業(yè)需要與其競爭本土市場或選擇外資企業(yè)入股，不論如何選擇，本土企業(yè)的服務(wù)質(zhì)量以及風(fēng)險管理水平都會隨之進步，能夠識別市場中的優(yōu)質(zhì)企業(yè)和優(yōu)質(zhì)項目，這就逆向阻止了管理層的短視行為，從而降低企業(yè)的盈余管理水平。金融開放度實際指數(shù)—企業(yè)治理能力—企業(yè)創(chuàng)新能力中介效應(yīng)檢驗結(jié)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(shù)(KOFFDF)對創(chuàng)新數(shù)量(PAT)和創(chuàng)新質(zhì)量(PATI)的基準(zhǔn)回歸結(jié)果，其系數(shù)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(shù)(KOFFDF)對企業(yè)治理能力(E)的回歸結(jié)果，系數(shù)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(yè)治理能力提升7.1%。列(4)列示了企業(yè)治理能力(E)對創(chuàng)新數(shù)量(PAT)的回歸結(jié)果，系數(shù)為0.524，在5%水平上顯著，說明企業(yè)治理能力的提升能夠促進創(chuàng)新數(shù)量的增加。進一步地，列(5)為企業(yè)治理能力(E)對創(chuàng)新質(zhì)量(PATI)的回歸結(jié)果，系數(shù)為0.661，在5%水平上顯著，說明企業(yè)治理能力每提升1百分點，能夠促進創(chuàng)新質(zhì)量提升66.1%。綜上可知，金融開放度提升會通過改善企業(yè)治理能力進而提升創(chuàng)新能力，即金融開放度—企業(yè)治理能力—企業(yè)創(chuàng)新能力的中介渠道成立。其中，直接效應(yīng)為0.077和0.092，間接效應(yīng)為0.040和0.061，滿足部分中介效應(yīng)。基于此，假設(shè)2得以驗證。

2.外資參股比例的中介效應(yīng)檢驗

理論上講，當(dāng)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(yè)進行參股。因此，筆者認(rèn)為，當(dāng)金融開放度提升時，外資對中國企業(yè)參股的意愿增強。與此同時，外資參股能夠給企業(yè)帶來部分隱形收益，其中較為重要的是抵抗風(fēng)險的能力。另外，企業(yè)不愿進行研發(fā)投入的一個重要原因是創(chuàng)新活動的不確定性較高，一旦研發(fā)活動受阻，將給企業(yè)資金鏈造成極大的沖擊，此時，企業(yè)高管成為風(fēng)險厭惡投資者的情況更加明顯。而外資參股對企業(yè)抗風(fēng)險能力將有一個很大的提升，從而提高企業(yè)進行創(chuàng)新投入的意愿。金融開放度—外資參股比例—企業(yè)創(chuàng)新能力中介效應(yīng)檢驗結(jié)果，如表4所示。

(2)M=m′∪Part∪Component∪Element，其中：Part表示部件節(jié)點的集合，Component表示組件節(jié)點的集合，Element表示零件節(jié)點的集合。整機由多個部件組成，部件由多個組件和零件組成，組件又由多個零件組成。

由表4可知，列(1)與列(2)為金融開放度實際指數(shù)(KOFFDF)對創(chuàng)新數(shù)量(PAT)和創(chuàng)新質(zhì)量(PATI)的回歸結(jié)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(shù)(KOFFDF)對外資參股比例(STATE)的影響，系數(shù)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(chuàng)新數(shù)量(PAT)和創(chuàng)新質(zhì)量(PATI)的回歸結(jié)果，系數(shù)分別為0.064和0.050，且分別在5%和10%水平上顯著，系數(shù)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(dǎo)致外資參股比例增加從而提升企業(yè)創(chuàng)新能力。其中，直接效應(yīng)為0.083和0.093，間接效應(yīng)為0.005和0.005，滿足部分中介效應(yīng)?；诖?，假設(shè)3得以驗證。

(四)異質(zhì)性檢驗

1.金融開放度、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)與企業(yè)創(chuàng)新能力

“4”是在第一學(xué)年，在校學(xué)習(xí)基礎(chǔ)理論知識，上企業(yè)進行4個周的專業(yè)認(rèn)知和崗位認(rèn)知的學(xué)習(xí)；“8”是在第二學(xué)年，在校學(xué)習(xí)專業(yè)理論知識，通過實訓(xùn)室、課訓(xùn)練專業(yè)基本技能后再上企業(yè)根據(jù)崗位需求，到企業(yè)進行8周的崗位技能鍛煉；“1”是在第三學(xué)年，學(xué)生進入企業(yè)進行頂崗實習(xí)。

當(dāng)金融開放度提升時，外資大量涌入，上市國有企業(yè)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(yè)并為其帶來更大的現(xiàn)金流，也因而出現(xiàn)債務(wù)違約的概率相較于非國有企業(yè)要低?？紤]到國有企業(yè)和非國有企業(yè)在經(jīng)營目標(biāo)以及企業(yè)治理方面的差異，本文根據(jù)實際控制人差異將所有樣本分為國有企業(yè)和非國有企業(yè)進行回歸，結(jié)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(shù)(KOFFDF)對國有企業(yè)和非國有企業(yè)創(chuàng)新數(shù)量的回歸，系數(shù)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(shù)對國有企業(yè)和非國有企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量的回歸，系數(shù)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(yè)和非國有企業(yè)創(chuàng)新能力均有促進作用。進一步地，組間系數(shù)差異性檢驗的p值為0.003，拒絕原假設(shè)，說明國有企業(yè)與非國有企業(yè)的估計系數(shù)之間存在顯著性差異，表明金融開放度對國有企業(yè)的影響高于非國有企業(yè)。

2.金融開放度、企業(yè)規(guī)模與企業(yè)創(chuàng)新能力

評估方法：線路導(dǎo)線截面一次到位率（%）=滿足導(dǎo)線截面（含廊道預(yù)留）要求的線路條數(shù)/線路總條數(shù)×100%。對不滿足導(dǎo)線截面（含廊道預(yù)留）要求的線路進行原因分析，并與上一年10（20）千伏線路導(dǎo)線截面一次到位率實績值進行比對，對導(dǎo)線截面一次到位率降低的情況進行原因分析，提出解決建議和規(guī)劃方案。

毛其淋

研究發(fā)現(xiàn)，規(guī)模越大的本土企業(yè)，其企業(yè)創(chuàng)新的持續(xù)時間越長?？梢?，企業(yè)規(guī)模的差異對于創(chuàng)新活動的可持續(xù)性也會產(chǎn)生不同的影響。故本文以企業(yè)規(guī)模中位數(shù)為標(biāo)準(zhǔn)將樣本劃分為大企業(yè)與小企業(yè)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(guī)模企業(yè)和小規(guī)模企業(yè)創(chuàng)新數(shù)量的回歸，系數(shù)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(guī)模企業(yè)和小規(guī)模企業(yè)創(chuàng)新能力的回歸結(jié)果，系數(shù)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(yè)和非國有企業(yè)創(chuàng)新能力均有促進作用，但組間系數(shù)差異性檢驗的p值為0.001，拒絕原假設(shè)，說明大規(guī)模企業(yè)與小規(guī)模企業(yè)的估計系數(shù)之間存在顯著性差異，表明金融開放度提升對大規(guī)模企業(yè)創(chuàng)新能力的影響高于小規(guī)模企業(yè)。其原因在于，大規(guī)模企業(yè)相較于小規(guī)模企業(yè)研發(fā)能力更強且更加穩(wěn)定，當(dāng)金融開放度提升時，外資會尋求更加有穩(wěn)定且有科研能力的企業(yè)，從而導(dǎo)致資金更加傾向流入規(guī)模較大的企業(yè)。

Innovation

=a

+a

KOFF

+a

X

+a

M

+q

+ε

家族企業(yè)對引入外資一般持保守態(tài)度，因為家族企業(yè)的控制人常常會高度控股且裁斷所有事務(wù)，外資入股往往會對原有管理框架進行重構(gòu)，對家族企業(yè)的管理帶來新的挑戰(zhàn)，故本文以家族企業(yè)與非家族企業(yè)為標(biāo)準(zhǔn)對樣本進行回歸，結(jié)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(yè)和家族企業(yè)創(chuàng)新數(shù)量的回歸，系數(shù)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(yè)和家族企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量的回歸，系數(shù)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(yè)和非家族企業(yè)創(chuàng)新能力均有促進作用，但組間系數(shù)差異性檢驗的p值為0.007，拒絕原假設(shè)，說明家族企業(yè)和非家族企業(yè)的估計系數(shù)之間存在顯著性差異，表明金融開放度提升對非家族企業(yè)創(chuàng)新能力的影響高于家族企業(yè)。

(五)內(nèi)生性與穩(wěn)健性檢驗

1.反向因果關(guān)系

本文研究的核心為金融開放度提升是否對企業(yè)創(chuàng)新存在正向作用。理論上講，企業(yè)創(chuàng)新會不會構(gòu)成反向因果關(guān)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(yè)的創(chuàng)新行為很難對宏觀金融開放度產(chǎn)生系統(tǒng)性和具體的影響。因而筆者認(rèn)為，不存在反向因果關(guān)系。

2.微觀渠道

金融開放是政府推動市場發(fā)展的宏觀政策，是由多方面因素共同作用的結(jié)果，因而微觀企業(yè)創(chuàng)新度對其產(chǎn)生的影響非常微小。這在一定程度上顯著緩解了企業(yè)的內(nèi)生性問題。

3.遺漏變量

本文參照馬理等

的理論邏輯，由于前期企業(yè)創(chuàng)新可能對當(dāng)期的企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)生持續(xù)的影響，因而可能存在遺漏變量引發(fā)的內(nèi)生性問題。基于此，本文使用兩階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(chuàng)新數(shù)量的系數(shù)分別為0.630和0.089，均在1%水平上顯著為正。對創(chuàng)新質(zhì)量的系數(shù)為0.687和0.094，均在1%水平上顯著為正。檢驗結(jié)果與主檢驗結(jié)果一致，驗證了本文結(jié)論的穩(wěn)健性，同時也排除了遺漏變量的內(nèi)生問題。

醫(yī)院原理事長、黨委書記封國生對《中國醫(yī)院院長》雜志記者表示，在公立醫(yī)院改革深入推進的背景下，強調(diào)效率與質(zhì)量的“雙提升”，朝陽醫(yī)院病種分析引領(lǐng)了醫(yī)院精細(xì)化管理的持續(xù)深入，帶動質(zhì)量管理、醫(yī)院運營、學(xué)科建設(shè)、醫(yī)生培養(yǎng)等各項工作長足發(fā)展與進步。

進一步地，考慮到企業(yè)的創(chuàng)新決策到投入生產(chǎn)存在一定時間間隔，因而金融開放度提升對企業(yè)實際產(chǎn)生的影響也會存在時滯性。本文將金融開放度實際指數(shù)和名義指數(shù)均分別滯后一期進行穩(wěn)健性檢驗，系數(shù)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(jié)論的穩(wěn)健性。

五、研究結(jié)論與政策建議

(一)研究結(jié)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(yè)創(chuàng)新的影響，并發(fā)現(xiàn)金融開放度與企業(yè)創(chuàng)新能力呈線性正相關(guān)關(guān)系，企業(yè)創(chuàng)新能力會隨著金融開放度的提升而提升。其次，分別以企業(yè)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(yè)創(chuàng)新能力的影響，實證結(jié)果表明：金融開放度提升會顯著促進企業(yè)創(chuàng)新能力，并且通過改善企業(yè)治理能力和擴大外資參股比例來進一步助推企業(yè)創(chuàng)新能力。進一步地研究發(fā)現(xiàn)，金融開放度提升對國有企業(yè)、大規(guī)模企業(yè)以及非家族企業(yè)創(chuàng)新能力的提升明顯優(yōu)于非國有企業(yè)、小規(guī)模企業(yè)以及家族企業(yè)，且無論何種類型企業(yè)金融開放度的提高都會顯著提升其創(chuàng)新能力。

(二)政策建議

首先，國家應(yīng)大力支持金融開放并鼓勵外資進入幫助企業(yè)進行科技創(chuàng)新。通過金融開放帶來的資金流量來有效緩解企業(yè)融資難、融資貴等問題，助推市場上有能力、有潛力的企業(yè)獲得資金來進行企業(yè)科技創(chuàng)新，進而淘汰部分潛力較低的企業(yè)，推動優(yōu)勝劣汰。引進先進的管理體系和技術(shù)來幫助企業(yè)提升科技創(chuàng)新能力，使企業(yè)在不同階段獲得正確引導(dǎo)，從而助力企業(yè)創(chuàng)新

。與此同時，國家為企業(yè)提供公平、穩(wěn)定的政策環(huán)境，創(chuàng)造創(chuàng)新研發(fā)的土壤。國家在推出政策的同時也要兼顧延續(xù)性、協(xié)同性和穩(wěn)定性，頂層設(shè)計要與底層配套體系協(xié)同，要在充分調(diào)研的基礎(chǔ)上，結(jié)合事前合理預(yù)估與規(guī)劃的同時兼顧事后科學(xué)評估，消除部門之間的壁壘，杜絕部門之間執(zhí)行時的相互沖突。國家實施金融開放政策時，應(yīng)該充分考慮中國現(xiàn)狀，調(diào)控好開放力度以避免外資過度干預(yù)，防止企業(yè)以創(chuàng)新的名義擾亂市場規(guī)則。其次，地方政府應(yīng)主動幫助企業(yè)融資以支持企業(yè)科技創(chuàng)新，并助力企業(yè)優(yōu)化內(nèi)在資源配置，支持創(chuàng)新研發(fā)。鼓勵企業(yè)與知名金融機構(gòu)形成對接，培養(yǎng)優(yōu)秀金融人才以合理應(yīng)對各個階段的金融開放，適時幫助企業(yè)制定策略以提升企業(yè)創(chuàng)新效率。幫助企業(yè)引進外部先進的管理體系，支持企業(yè)培養(yǎng)金融人才并進行跟蹤學(xué)習(xí)以滿足創(chuàng)新需要。最后，企業(yè)應(yīng)該根據(jù)自身現(xiàn)狀，積極響應(yīng)國家金融開放政策并制定相應(yīng)策略，根據(jù)自身企業(yè)類型吸引外資流入，避免出現(xiàn)資金流的閑置與浪費。企業(yè)應(yīng)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(shù)來提升企業(yè)的治理能力，加大企業(yè)研發(fā)投入，在金融業(yè)開放的大背景下中穩(wěn)步通過企業(yè)創(chuàng)新實現(xiàn)轉(zhuǎn)型。

[1] 鞠曉生,盧荻,虞義華.融資約束、營運資本管理與企業(yè)創(chuàng)新可持續(xù)性[J].經(jīng)濟研究,2013,48(01):4-16.

[2] 毛其淋.外資進入自由化如何影響了中國本土企業(yè)創(chuàng)新?[J].金融研究,2019(01):72-90.

[3] 呂鐵,王海成.放松銀行準(zhǔn)入管制與企業(yè)創(chuàng)新——來自股份制商業(yè)銀行在縣域設(shè)立分支機構(gòu)的準(zhǔn)自然試驗[J].經(jīng)濟學(xué)(季刊),2019,18(04):1443-1464.

[4] 毛澤盛,吳潔,劉敏樓.外資銀行對中國信貸供給影響的實證研究[J].金融研究,2010(01):106-116.

[5] BERTRAND M, MULLAINATHAN S.Enjoying the quiet life? Corporate governance and managerial preferences[J].Journal of political economy,2003,111(5):1043-1075.

[6] 簡澤,干春暉,余典范.銀行部門的市場化、信貸配置與工業(yè)重構(gòu)[J].經(jīng)濟研究,2013,48(05):112-127.

[7] LIN H F.An empirical investigation of mobile banking adoption:the effect of innovation attributes and knowledge-based trust[J].International journal of information management, 2011, 31(3): 252-260.

[8] CHEN V Z,LI J,DANIEL M S,et al.Ownership structure and innovation:an emerging market perspective[J].Asia Pacific journal of management, 2014,31(1):1-24.

[9] 鐘熙,宋鐵波,陳偉宏,等.外資持股如何影響企業(yè)創(chuàng)新績效:國際化戰(zhàn)略的中介和企業(yè)行為的調(diào)節(jié)作用[J].系統(tǒng)工程,2020,38(03):112-122.

[10] CHITTOOR R,AULAKH P S,RAYS，et al.What drives overseas acquisitions by Indian firms? A behavioral risk-taking perspective[J].Management international review, 2015,55(2):255-275.

[11] GYGLI S, HAELG F, POTRAFKE N, et al.The KOF globalisation index-revisited[J].The review of international organizations, 2019, 14(3): 543-574.

[12] 黎文靖,鄭曼妮.實質(zhì)性創(chuàng)新還是策略性創(chuàng)新?——宏觀產(chǎn)業(yè)政策對微觀企業(yè)創(chuàng)新的影響[J].經(jīng)濟研究,2016,51(04):60-73.

[13] 張璇,李子健,李春濤.銀行業(yè)競爭、融資約束與企業(yè)創(chuàng)新——中國工業(yè)企業(yè)的經(jīng)驗證據(jù)[J].金融研究,2019(10):98-116.

[14] ATANASSOV J, JULIO B,LENG T.The bright side of political uncertainty:the case of R&D[EB/OL].(2015-08-21)[2021-07-11].https://papers.ssrn.com/sol3/papers.cfm?abstract_id=2648252.

[15] HALL B H, MONCADA P C P, MONTRESOR S, et al.Financing constraints，R&D investments and innovative performances: new empirical evidence at the firm level for europe[J].Economics of innovation and new technology,2016, 25(3):183-196.

[16] 吳超鵬,唐菂.知識產(chǎn)權(quán)保護執(zhí)法力度、技術(shù)創(chuàng)新與企業(yè)績效——來自中國上市企業(yè)的證據(jù)[J].經(jīng)濟研究,2016,51(11):125-139.

[17] FANG V W, HUANG A H, KARPOFF J M.Short selling and earnings management: a controlled experiment[J].Journal of finance, 2016, 71(3):1251-1294.

[18] 郝項超,梁琪,李政.融資融券與企業(yè)創(chuàng)新:基于數(shù)量與質(zhì)量視角的分析[J].經(jīng)濟研究,2018,53(06):127-141.

[19] 吳德軍.外資持股對上市企業(yè)股價崩盤風(fēng)險的影響研究[J].國際商務(wù)(對外經(jīng)濟貿(mào)易大學(xué)學(xué)報),2015(03):55-65.

[20] 溫忠麟,葉寶娟.中介效應(yīng)分析:方法和模型發(fā)展[J].心理科學(xué)進展,2014,22(05):731-745.

[21] 馬理,何云,牛慕鴻.對外開放是否導(dǎo)致銀行業(yè)的風(fēng)險上升?——基于外資持股比例與海外資產(chǎn)占比的實證檢驗[J].金融研究,2020(04):91-111.

[22] 沈小燕，陳柳卿，馬娟.促進抑或抑制：“營改增”對企業(yè)創(chuàng)新行為的影響[J].南通大學(xué)學(xué)報(社會科學(xué)版)，2021(01)：64-75.