李梓旗 陳冬宇 石蓉榮

摘要：本文選取2012—2020年中國(guó)A股2 809家上市企業(yè)樣本，利用固定效應(yīng)模型考察金融開放度與企業(yè)創(chuàng)新能力的關(guān)系。研究發(fā)現(xiàn)，加大金融開放度能夠從創(chuàng)新質(zhì)量和創(chuàng)新數(shù)量?jī)蓚€(gè)維度提升企業(yè)創(chuàng)新能力。此外，本文還進(jìn)一步驗(yàn)證了企業(yè)治理能力和外資參股比列是金融開放度提升企業(yè)創(chuàng)新能力的重要機(jī)制渠道。進(jìn)一步地，異質(zhì)性分析發(fā)現(xiàn)，金融開放度提升對(duì)國(guó)有企業(yè)、大規(guī)模企業(yè)和非家族企業(yè)創(chuàng)新能力的提高程度優(yōu)于非國(guó)有企業(yè)、小規(guī)模企業(yè)以及家族企業(yè)。基于此，筆者提出國(guó)家應(yīng)該適度加大金融開放力度，平衡外資流入的渠道以優(yōu)化金融資源利用率等政策建議。

關(guān)鍵詞：金融開放度;企業(yè)創(chuàng)新能力;企業(yè)治理;企業(yè)治理能力;外資參股比例

中圖分類號(hào)：F272;F832.0文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A

文章編號(hào)：1000-176X（2022）06-0120-10

一、引言

金融開放作為對(duì)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(guó)金融市場(chǎng)。1979年，中國(guó)引入第一家外資銀行機(jī)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(guó)金融業(yè)對(duì)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(guó)設(shè)立代表處或盈利性機(jī)構(gòu)。1994年，為進(jìn)一步吸引外資進(jìn)入和擴(kuò)大金融開放度，中國(guó)又頒布了《中華人民共和國(guó)外資金融機(jī)構(gòu)管理?xiàng)l例》。數(shù)據(jù)顯示，截至2001年底，中國(guó)境內(nèi)外資營(yíng)業(yè)機(jī)構(gòu)已達(dá)到177家，到2007年，境內(nèi)外資規(guī)模達(dá)到1.25萬億元。2019年，國(guó)務(wù)院發(fā)布《關(guān)于進(jìn)一步擴(kuò)大金融業(yè)對(duì)外開放的有關(guān)舉措》持續(xù)擴(kuò)大金融開放力度，以吸引外國(guó)金融機(jī)構(gòu)入駐?？梢?，中國(guó)政府對(duì)金融開放始終持支持態(tài)度，金融開放亦貫穿中國(guó)改革開放的始終，是中國(guó)改革開放的重要組成部分。

隨著國(guó)際局勢(shì)的變化及國(guó)內(nèi)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的需要，中國(guó)政府開始大力提倡自主創(chuàng)新。相關(guān)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)顯示，2009—2019年，中國(guó)專利申請(qǐng)數(shù)量從31萬件增加到230萬件，十年內(nèi)增長(zhǎng)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(jìng)爭(zhēng)力的最佳選擇。同時(shí)，創(chuàng)新亦是一項(xiàng)兼具高風(fēng)險(xiǎn)和不確定性的投資活動(dòng)，即企業(yè)開展創(chuàng)新活動(dòng)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(xiǎn)，且企業(yè)從事研發(fā)活動(dòng)需要大量穩(wěn)定的現(xiàn)金流，這使得部分企業(yè)對(duì)創(chuàng)新望而卻步。此外，考慮到中國(guó)特殊的二元經(jīng)濟(jì)體制，不同類型的企業(yè)創(chuàng)新阻力存在巨大差別。對(duì)于大型國(guó)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(dòng)的投資回報(bào)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(shí)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(guó)有企業(yè)的政治背景和國(guó)有特性，應(yīng)更多地考慮如何通過金融開放激發(fā)民營(yíng)企業(yè)的經(jīng)濟(jì)活躍度及創(chuàng)新能力，為國(guó)民經(jīng)濟(jì)良性發(fā)展提供源源不斷的動(dòng)力。

基于上文的分析可知，加大金融開放度可能會(huì)顯著提升企業(yè)創(chuàng)新能力，那么，金融開放度提升會(huì)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?jī)?nèi)容。理論上講，第一，當(dāng)外資進(jìn)入時(shí)，先進(jìn)的管理體系會(huì)隨之進(jìn)入，優(yōu)秀企業(yè)的高層主動(dòng)學(xué)習(xí)先進(jìn)的管理體系，其他企業(yè)也會(huì)被迫調(diào)整自身管理體系。因此，加大金融開放度可能會(huì)通過提升企業(yè)治理能力進(jìn)而對(duì)企業(yè)創(chuàng)新能力產(chǎn)生影響。第二， 金融開放度提升會(huì)直接吸引外資進(jìn)入，外資以參股形式進(jìn)入企業(yè)并最終對(duì)其創(chuàng)新產(chǎn)生影響。

本文可能的邊際貢獻(xiàn)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?jī)煞矫嫣嵘髽I(yè)創(chuàng)新能力。第二，區(qū)別于現(xiàn)有文獻(xiàn)側(cè)重于金融開放度提升對(duì)企業(yè)創(chuàng)新能力的影響機(jī)制，本文分別從企業(yè)治理能力和外資參股比例這兩個(gè)因素出發(fā)，對(duì)金融開放度提升影響企業(yè)創(chuàng)新能力的機(jī)制進(jìn)行深入探討，是對(duì)現(xiàn)有文獻(xiàn)的重要補(bǔ)充。第三，本文證明了金融開放度提升對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的促進(jìn)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。

二、文獻(xiàn)綜述與研究假設(shè)

企業(yè)從事研發(fā)和創(chuàng)新活動(dòng)需要大量資金并面臨諸多不確定性，對(duì)于處于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)以及經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型階段的國(guó)家而言，國(guó)內(nèi)資本可能不足以完全支撐企業(yè)創(chuàng)新。鞠曉生等[1]與毛其淋[2]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(huì)吸引外資及外資金融機(jī)構(gòu)進(jìn)入，從而彌補(bǔ)企業(yè)創(chuàng)新所需的資金缺口。還有研究指出，外資金融機(jī)構(gòu)進(jìn)入會(huì)帶來增量資金、拓寬企業(yè)融資渠道，通過先進(jìn)技術(shù)識(shí)別出具有發(fā)展前景的企業(yè)并為之提供資金。

此外，創(chuàng)新是一個(gè)長(zhǎng)期、可持續(xù)的過程，企業(yè)的創(chuàng)新活動(dòng)往往受到企業(yè)治理能力的影響。部分文獻(xiàn)考察了外資金融機(jī)構(gòu)進(jìn)入對(duì)企業(yè)治理能力的影響。如呂鐵和王海成[3]認(rèn)為，外資銀行進(jìn)入會(huì)降低銀行與企業(yè)之間的信息不對(duì)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(jī)會(huì)。毛澤盛等[4]研究發(fā)現(xiàn)，外資銀行的進(jìn)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[5]與簡(jiǎn)澤等[6]研究發(fā)現(xiàn)，無論是外資金融機(jī)構(gòu)準(zhǔn)入的直接效應(yīng)還是溢出效應(yīng)，都會(huì)從債務(wù)治理角度激勵(lì)企業(yè)從事創(chuàng)新活動(dòng)?？梢姡赓Y金融機(jī)構(gòu)憑借先進(jìn)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。

綜上可知，外資銀行進(jìn)入對(duì)企業(yè)創(chuàng)新活動(dòng)的影響主要是通過增加高效率企業(yè)的信貸可得性來實(shí)現(xiàn)的。具體而言，一方面，外資銀行進(jìn)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(jī)構(gòu)的經(jīng)營(yíng)效率較高，管理手段先進(jìn)，且不容易受到本地政府的影響。但由于外資金融機(jī)構(gòu)在搜集企業(yè)的“軟信息”上不具備比較優(yōu)勢(shì)，此時(shí)規(guī)模較大、財(cái)務(wù)報(bào)表比較完整以及抵押資產(chǎn)較多的國(guó)有企業(yè)和大規(guī)模企業(yè)就成為外資金融機(jī)構(gòu)青睞的對(duì)象。Lin[7]進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)，外資銀行進(jìn)入對(duì)本土企業(yè)獲得貸款沒有明顯的影響，但其會(huì)傾向于向盈利能力較強(qiáng)的非國(guó)有企業(yè)發(fā)放長(zhǎng)期貸款。

此外，除了外資銀行進(jìn)入的影響外，當(dāng)一國(guó)金融開放度提升，外資直接進(jìn)入并以參股形式幫助企業(yè)緩解現(xiàn)金流壓力也是一個(gè)重要渠道。Chen等[8]認(rèn)為，外資可以通過帶來創(chuàng)新資源和知識(shí)幫助本土企業(yè)提高其創(chuàng)新能力。鐘熙等[9]認(rèn)為，外資參股將通過國(guó)際化戰(zhàn)略支持企業(yè)創(chuàng)新投入以促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新。Chittoor等[10]發(fā)現(xiàn)，外資參股將刺激新興企業(yè)進(jìn)行國(guó)際戰(zhàn)略投資，進(jìn)而間接促進(jìn)其創(chuàng)新投入。可見，外資參股作為提升企業(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(gè)因素深入考察金融開放度對(duì)企業(yè)創(chuàng)新能力的影響及其內(nèi)在機(jī)制，提出如下假設(shè)：

假設(shè)1：加大金融開放度能夠顯著提升企業(yè)創(chuàng)新能力。

假設(shè)2：加大金融開放度會(huì)通過促進(jìn)企業(yè)治理能力從而提升企業(yè)創(chuàng)新能力。

假設(shè)3：加大金融開放度會(huì)通過促進(jìn)企業(yè)外資參股比例從而提升企業(yè)創(chuàng)新能力。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）數(shù)據(jù)來源與樣本篩選

本文選取2012—2020年中國(guó)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(duì)連續(xù)變量首尾各進(jìn)行1%縮尾處理，最終得到2 809家企業(yè)共14 212個(gè)數(shù)據(jù)。本文數(shù)據(jù)來源于國(guó)泰安數(shù)據(jù)庫(kù)（CSMAR）、萬得數(shù)據(jù)庫(kù)（WIND）以及同花順數(shù)據(jù)庫(kù)。

（二）變量定義

1.被解釋變量

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[12]與張璇等[13]的做法，在基準(zhǔn)回歸中用發(fā)明、實(shí)用新型以及外觀設(shè)計(jì)三種專利申請(qǐng)數(shù)量加1再取自然對(duì)數(shù)來衡量創(chuàng)新數(shù)量，用發(fā)明專利申請(qǐng)數(shù)量加1再取自然對(duì)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。

2.解釋變量

本文參考Gygli等[11]構(gòu)建的全球金融開放度（KOFF）指數(shù)，并選取中國(guó)金融開放度實(shí)際指數(shù)（KOFFDF）和金融開放度名義指數(shù)（KOFFDJ）作為解釋變量。時(shí)間跨度為2012—2020年。該數(shù)據(jù)具有全面、可得性較強(qiáng)的優(yōu)勢(shì)，能較好地反映一國(guó)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）。

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。

（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[17]與郝項(xiàng)超等[18]的研究 ，采用修正 Jones 模型估計(jì)應(yīng)計(jì)利潤(rùn)（Discretionary Accruals，DA）來度量盈余管理。按照證監(jiān)會(huì)2012版行業(yè)分類，設(shè)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(yè)的凈利潤(rùn)與經(jīng)營(yíng)活動(dòng)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(yíng)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(duì)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(duì)企業(yè)創(chuàng)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(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(duì)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[14]、Hall 等[15]與吳超鵬和唐菂[16]對(duì)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(duì)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(duì)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(rùn)/總資產(chǎn)來衡量，是衡量每單位資產(chǎn)創(chuàng)造凈利潤(rùn)數(shù)量的指標(biāo)，一般用來評(píng)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(yíng)活動(dòng)的現(xiàn)金持有量/總現(xiàn)金持有量來衡量;董事會(huì)規(guī)模（BSIZE）采用董事會(huì)人數(shù)的自然對(duì)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(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值增長(zhǎng)率（GDPG）。同時(shí)，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[20]提出的逐步檢驗(yàn)法（Causal Steps Approach）分三段檢驗(yàn)：第一段檢驗(yàn)金融開放度（KOFF）對(duì)企業(yè)創(chuàng)新能力的直接影響;第二階段檢驗(yàn)金融開放度（KOFF）對(duì)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(yàn)企業(yè)治理能力（E）和外資參股比例（STATE）對(duì)企業(yè)創(chuàng)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(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(shí)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(duì)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。Xit為隨時(shí)間變化的企業(yè)層面控制變量，qi為企業(yè)固定效應(yīng)，控制不隨時(shí)間變化的個(gè)體特征，以緩解遺漏變量問題。解釋變量為時(shí)間序列數(shù)據(jù)，無法控制時(shí)間固定效應(yīng)，因而要控制宏觀層面的因素，標(biāo)記為MT。εit為隨機(jī)誤差項(xiàng)，a0、b0和c0為截距項(xiàng)。

四、實(shí)證結(jié)果與分析

（一）描述性統(tǒng)計(jì)

變量的描述性統(tǒng)計(jì)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(shí)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(guó)的金融開放度指數(shù)波動(dòng)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(dá)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(cè)值只有14 212個(gè)。

（二）基準(zhǔn)回歸分析

金融開放度提升會(huì)吸引外資進(jìn)入，對(duì)本土市場(chǎng)的經(jīng)濟(jì)有提振作用。尤其是當(dāng)國(guó)家發(fā)展處于經(jīng)濟(jì)開放初期，還會(huì)為其帶來更加規(guī)范的管理模式以及先進(jìn)的管理思想。當(dāng)企業(yè)有意向進(jìn)行創(chuàng)新時(shí)，大量的資金以及規(guī)范的管理模式會(huì)助推企業(yè)創(chuàng)新。金融開放度對(duì)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(shí)際指數(shù)（KOFFDF）對(duì)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(shí)際指數(shù)每提升1個(gè)百分點(diǎn)，創(chuàng)新數(shù)量整體提升8.3%。列（2）為金融開放度實(shí)際指數(shù)（KOFFDF）對(duì)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(shí)際指數(shù)每提升1個(gè)百分點(diǎn)，創(chuàng)新質(zhì)量整體提升9.3%?？梢?，當(dāng)金融開放度實(shí)際指數(shù)提升，國(guó)內(nèi)企業(yè)獲得外資流入會(huì)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(duì)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(gè)百分點(diǎn)，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(duì)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(gè)百分點(diǎn)，創(chuàng)新質(zhì)量整體提升0.6%?？梢?，當(dāng)金融開放度名義指數(shù)提升，國(guó)內(nèi)企業(yè)獲得外資流入會(huì)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?jī)蓚€(gè)層面促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新能力?；诖?，假設(shè)1得以驗(yàn)證。

（三）中介效應(yīng)檢驗(yàn)

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

1.企業(yè)治理能力的中介效應(yīng)檢驗(yàn)

本文參考溫忠麟和葉寶娟[20]三段法進(jìn)行中介效應(yīng)檢驗(yàn)，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(jī)構(gòu)入駐并帶來增量資金、先進(jìn)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(shí)等，通過直接效應(yīng)與溢出效應(yīng)推動(dòng)金融業(yè)融資方式轉(zhuǎn)變，同時(shí)減弱資本市場(chǎng)中的信息不對(duì)稱程度，進(jìn)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(jī)會(huì)，使其投資行為向最優(yōu)化靠近。且金融對(duì)外開放帶來的先進(jìn)技術(shù)和管理經(jīng)驗(yàn)也可直接或間接地提高國(guó)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(jìn)而提高企業(yè)資本配置效率，以實(shí)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(gè)可能的原因是，當(dāng)金融開放度提升時(shí)，大量外資企業(yè)涌入，本土企業(yè)需要與其競(jìng)爭(zhēng)本土市場(chǎng)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(xiǎn)管理水平都會(huì)隨之進(jìn)步，能夠識(shí)別市場(chǎng)中的優(yōu)質(zhì)企業(yè)和優(yōu)質(zhì)項(xiàng)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(shí)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(yàn)結(jié)果，如表3所示。

由表3可知，列（1）和列（2）為金融開放實(shí)際指數(shù)（KOFFDF）對(duì)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(shí)際指數(shù)（KOFFDF）對(duì)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(gè)百分點(diǎn)，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(duì)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(jìn)創(chuàng)新數(shù)量的增加。進(jìn)一步地，列（5）為企業(yè)治理能力（E）對(duì)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(diǎn)，能夠促進(jìn)創(chuàng)新質(zhì)量提升66.1%。

綜上可知，金融開放度提升會(huì)通過改善企業(yè)治理能力進(jìn)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)?；诖耍僭O(shè)2得以驗(yàn)證。

2.外資參股比例的中介效應(yīng)檢驗(yàn)

理論上講，當(dāng)金融開放度提升時(shí)，外資更傾向于進(jìn)入中國(guó)資本市場(chǎng)，而外資進(jìn)入的重要渠道就是對(duì)本土企業(yè)進(jìn)行參股。因此，筆者認(rèn)為，當(dāng)金融開放度提升時(shí)，外資對(duì)中國(guó)企業(yè)參股的意愿增強(qiáng)。與此同時(shí)，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(xiǎn)的能力。另外，企業(yè)不愿進(jìn)行研發(fā)投入的一個(gè)重要原因是創(chuàng)新活動(dòng)的不確定性較高，一旦研發(fā)活動(dòng)受阻，將給企業(yè)資金鏈造成極大的沖擊，此時(shí)，企業(yè)高管成為風(fēng)險(xiǎn)厭惡投資者的情況更加明顯。而外資參股對(duì)企業(yè)抗風(fēng)險(xiǎn)能力將有一個(gè)很大的提升，從而提高企業(yè)進(jìn)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(yàn)結(jié)果，如表4所示。

由表4可知，列（1）與列（2）為金融開放度實(shí)際指數(shù)（KOFFDF）對(duì)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(shí)際指數(shù)（KOFFDF）對(duì)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(huì)顯著激勵(lì)外資參股。進(jìn)一步地，列（4）和列（5）分別列示了外資參股比例（STATE）對(duì)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(huì)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)?；诖耍僭O(shè)3得以驗(yàn)證。

（四）異質(zhì)性檢驗(yàn)

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

當(dāng)金融開放度提升時(shí)，外資大量涌入，上市國(guó)有企業(yè)因?yàn)橛姓鳛樾庞帽硶?，?huì)更加受到外資的信賴，故而金融開放度提升會(huì)吸引外資進(jìn)入國(guó)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(guó)有企業(yè)要低?？紤]到國(guó)有企業(yè)和非國(guó)有企業(yè)在經(jīng)營(yíng)目標(biāo)以及企業(yè)治理方面的差異，本文根據(jù)實(shí)際控制人差異將所有樣本分為國(guó)有企業(yè)和非國(guó)有企業(yè)進(jìn)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(shí)際指數(shù)（KOFFDF）對(duì)國(guó)有企業(yè)和非國(guó)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(shí)際指數(shù)對(duì)國(guó)有企業(yè)和非國(guó)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(duì)國(guó)有企業(yè)和非國(guó)有企業(yè)創(chuàng)新能力均有促進(jìn)作用。進(jìn)一步地，組間系數(shù)差異性檢驗(yàn)的p值為0.003，拒絕原假設(shè)，說明國(guó)有企業(yè)與非國(guó)有企業(yè)的估計(jì)系數(shù)之間存在顯著性差異，表明金融開放度對(duì)國(guó)有企業(yè)的影響高于非國(guó)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

毛其淋[2]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(shí)間越長(zhǎng)?？梢?，企業(yè)規(guī)模的差異對(duì)于創(chuàng)新活動(dòng)的可持續(xù)性也會(huì)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(jìn)行回歸，由表5可知，列（5）與列（6）分別為金融開放度對(duì)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(duì)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(duì)國(guó)有企業(yè)和非國(guó)有企業(yè)創(chuàng)新能力均有促進(jìn)作用，但組間系數(shù)差異性檢驗(yàn)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(jì)系數(shù)之間存在顯著性差異，表明金融開放度提升對(duì)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(qiáng)且更加穩(wěn)定，當(dāng)金融開放度提升時(shí)，外資會(huì)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)。

3.金融開放度、家族企業(yè)與企業(yè)創(chuàng)新能力

家族企業(yè)對(duì)引入外資一般持保守態(tài)度，因?yàn)榧易迤髽I(yè)的控制人常常會(huì)高度控股且裁斷所有事務(wù)，外資入股往往會(huì)對(duì)原有管理框架進(jìn)行重構(gòu)，對(duì)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(duì)樣本進(jìn)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(duì)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(duì)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(duì)家族企業(yè)和非家族企業(yè)創(chuàng)新能力均有促進(jìn)作用，但組間系數(shù)差異性檢驗(yàn)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(jì)系數(shù)之間存在顯著性差異，表明金融開放度提升對(duì)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(yàn)

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(duì)企業(yè)創(chuàng)新存在正向作用。理論上講，企業(yè)創(chuàng)新會(huì)不會(huì)構(gòu)成反向因果關(guān)系而對(duì)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(duì)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(dòng)市場(chǎng)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(duì)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[21]的理論邏輯，由于前期企業(yè)創(chuàng)新可能對(duì)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?；诖耍疚氖褂脙呻A段最小二乘法對(duì)解釋變量進(jìn)行滯后一期以及滯后兩期處理并進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，其中，對(duì)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(duì)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(yàn)結(jié)果與主檢驗(yàn)結(jié)果一致，驗(yàn)證了本文結(jié)論的穩(wěn)健性，同時(shí)也排除了遺漏變量的內(nèi)生問題。

進(jìn)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(shí)間間隔，因而金融開放度提升對(duì)企業(yè)實(shí)際產(chǎn)生的影響也會(huì)存在時(shí)滯性。本文將金融開放度實(shí)際指數(shù)和名義指數(shù)均分別滯后一期進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，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(jìn)一步驗(yàn)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(duì)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(huì)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(duì)企業(yè)創(chuàng)新能力的影響，實(shí)證結(jié)果表明：金融開放度提升會(huì)顯著促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新能力，并且通過改善企業(yè)治理能力和擴(kuò)大外資參股比例來進(jìn)一步助推企業(yè)創(chuàng)新能力。進(jìn)一步地研究發(fā)現(xiàn)，金融開放度提升對(duì)國(guó)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(guó)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(huì)顯著提升其創(chuàng)新能力。

（二）政策建議

首先，國(guó)家應(yīng)大力支持金融開放并鼓勵(lì)外資進(jìn)入幫助企業(yè)進(jìn)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(chǎng)上有能力、有潛力的企業(yè)獲得資金來進(jìn)行企業(yè)科技創(chuàng)新，進(jìn)而淘汰部分潛力較低的企業(yè)，推動(dòng)優(yōu)勝劣汰。引進(jìn)先進(jìn)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[22]。與此同時(shí)，國(guó)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(guó)家在推出政策的同時(shí)也要兼顧延續(xù)性、協(xié)同性和穩(wěn)定性，頂層設(shè)計(jì)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(shí)兼顧事后科學(xué)評(píng)估，消除部門之間的壁壘，杜絕部門之間執(zhí)行時(shí)的相互沖突。國(guó)家實(shí)施金融開放政策時(shí)，應(yīng)該充分考慮中國(guó)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(chǎng)規(guī)則。

其次，地方政府應(yīng)主動(dòng)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(lì)企業(yè)與知名金融機(jī)構(gòu)形成對(duì)接，培養(yǎng)優(yōu)秀金融人才以合理應(yīng)對(duì)各個(gè)階段的金融開放，適時(shí)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(jìn)外部先進(jìn)的管理體系，支持企業(yè)培養(yǎng)金融人才并進(jìn)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(guó)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(fèi)。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(shí)掌握先進(jìn)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(shí)現(xiàn)轉(zhuǎn)型。

參考文獻(xiàn)：

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

[2]毛其淋.外資進(jìn)入自由化如何影響了中國(guó)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(jī)構(gòu)的準(zhǔn)自然試驗(yàn)[J].經(jīng)濟(jì)學(xué)（季刊），2019，18（04）：1443-1464.

[4]毛澤盛，吳潔，劉敏樓.外資銀行對(duì)中國(guó)信貸供給影響的實(shí)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(jiǎn)澤，干春暉，余典范.銀行部門的市場(chǎng)化、信貸配置與工業(yè)重構(gòu)[J].經(jīng)濟(jì)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(jī)效：國(guó)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(shí)質(zhì)性創(chuàng)新還是策略性創(chuàng)新？——宏觀產(chǎn)業(yè)政策對(duì)微觀企業(yè)創(chuàng)新的影響[J].經(jīng)濟(jì)研究，2016，51（04）：60-73.

[13]張璇，李子健，李春濤.銀行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)、融資約束與企業(yè)創(chuàng)新——中國(guó)工業(yè)企業(yè)的經(jīng)驗(yàn)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(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)執(zhí)法力度、技術(shù)創(chuàng)新與企業(yè)績(jī)效——來自中國(guó)上市企業(yè)的證據(jù)[J].經(jīng)濟(jì)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(xiàng)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(jì)研究，2018，53（06）：127-141.

[19]吳德軍.外資持股對(duì)上市企業(yè)股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)的影響研究[J].國(guó)際商務(wù)（對(duì)外經(jīng)濟(jì)貿(mào)易大學(xué)學(xué)報(bào)），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(jìn)展，2014，22（05）：731-745.

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

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

[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(yè)創(chuàng)新能力了嗎？——基于企業(yè)治理的中介效應(yīng)檢驗(yàn)[J].財(cái)經(jīng)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(jiǎn)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(fēng)險(xiǎn)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(dǎo)師，主要從事金融科技、網(wǎng)絡(luò)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(yīng)鏈金融和供應(yīng)鏈管理等方面的研究。E-mail：srr1229@163.com