康 立，羅 鳴，陳柏廷

（1.中南財經(jīng)政法大學 金融學院，湖北 武漢 430073；2.中國人民銀行南寧中心支行，廣西 南寧 530000；3.中山大學 數(shù)學學院，廣東 珠海 519082）

一、引言

黨的十九大報告提出，深化金融供給側改革，促進我國科技創(chuàng)新和企業(yè)發(fā)展。要實現(xiàn)創(chuàng)新，企業(yè)需要大量研發(fā)投資，而研發(fā)投資是一個持續(xù)不斷的積累過程，平穩(wěn)的資金來源是保障研發(fā)投資順利實施的重要條件（徐進和吳雪芬，2017）[1]。但研發(fā)活動高昂的調(diào)整成本和失敗風險易使企業(yè)陷入資金鏈斷裂的困境（Shin 和Kim，2011；沈劍飛和陳藝丹，2021）[2-3]。同時，研發(fā)活動的委托代理和信息不對稱問題也會給企業(yè)帶來外源融資成本，這迫使企業(yè)研發(fā)更依賴內(nèi)部資金支持（唐清泉等，2009）[4]，從而建立預防性現(xiàn)金持有儲備以平滑研發(fā)投資。統(tǒng)計數(shù)據(jù)表明，我國非金融類上市公司現(xiàn)金占總資產(chǎn)的平均比例為19.5%，如此高比例的現(xiàn)金持有致使企業(yè)管理和機會成本高企（邢毅和王振山，2018）[5]。

現(xiàn)金作為企業(yè)最富流動性的資產(chǎn)，其儲備數(shù)量由企業(yè)財務戰(zhàn)略決定，而財務戰(zhàn)略又受融資端金融市場的影響。特別在我國，企業(yè)因外部融資約束和預防性貨幣需求，會留存更多現(xiàn)金流作為賬面資產(chǎn)（連玉君等，2010）[6]。但近年來我國金融市場化進程加快，緩解了企業(yè)面臨的融資約束，使其獲取外部資金更加便捷（楊興全和李萬利，2016）[7]，從而不必過度持有現(xiàn)金。數(shù)據(jù)顯示，2008—2018 年間，我國金融市場化指數(shù)從4.86 提升到6.96。非金融類上市公司的研發(fā)支出從457.9 億增長到7 449.7 億元，平均增幅高達23.3%。同期，現(xiàn)金持有水平從28.6 億增長到47.4 億元，平均增幅僅為6.7%。那么，我國企業(yè)研發(fā)投資與現(xiàn)金持有之間是否存在相互關聯(lián)？金融市場化的推進能否調(diào)節(jié)企業(yè)現(xiàn)金持有策略？

本文采用多元混合OLS 模型和固定效應面板模型，對我國2008—2018 年3036 家滬深A 股非金融類上市公司的相關數(shù)據(jù)進行了分析。研究發(fā)現(xiàn)，我國企業(yè)研發(fā)投資顯著增加了未來現(xiàn)金持有，但金融供給側改革的深化改善了企業(yè)外部融資環(huán)境，金融市場化的推進降低了企業(yè)研發(fā)投資的現(xiàn)金依賴。進一步分析表明，在我國非國有企業(yè)和西部地區(qū)公司中，這一削弱作用更加顯著。在采用工具變量處理內(nèi)生性問題和穩(wěn)健性檢驗后，結論仍然成立。研究結論表明，豐富金融市場層次、促進金融市場競爭、轉變金融調(diào)控方式、優(yōu)化宏觀金融生態(tài)，可持續(xù)推進我國金融市場化進程，并有效助力企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新。

二、文獻綜述與研究假設

關于研發(fā)投資與現(xiàn)金持有的關系，已有文獻主要從融資約束和平滑投資的視角展開探討?；谌谫Y優(yōu)序理論和權衡理論，不同融資來源間的成本大相徑庭。在融資約束下，外源融資成本大于內(nèi)源融資成本，這會驅使企業(yè)管理者做出現(xiàn)金持有的財務決策（Opler 等，1999）[8]。由于存在融資約束，企業(yè)內(nèi)部現(xiàn)金流水平隨著投資水平增加而增加，企業(yè)會在會計期末儲備更多當期現(xiàn)金流，表現(xiàn)出明顯的投資-現(xiàn)金流敏感性（Almeida 等，2004）[9]，而更多的現(xiàn)金持有量又保證了企業(yè)研發(fā)活動的延續(xù)性，并提高企業(yè)的研究開發(fā)能力（Brown 和Peterson，2011；He 和Wintoki，2016）[10-11]。此外，研發(fā)投資會面臨資金鏈斷裂的風險。企業(yè)研發(fā)需要持續(xù)不斷的資金投入，一旦停止后續(xù)投入，前期投入就淪為沉沒成本（陳海聲，2006）[12]。因此，有意向進行研發(fā)活動的企業(yè)在面臨外源融資約束時，會保留更多的現(xiàn)金以對沖風險（盧馨等，2013）[13]，且融資約束程度越強，研發(fā)投資越會刺激企業(yè)在未來持有更高的現(xiàn)金水平（邢毅和王振山，2018）[5]。進一步研究表明，企業(yè)研發(fā)投資擁有儲備現(xiàn)金的動機在于現(xiàn)金持有能夠平滑投資（Schroth 和Szalay，2010）[14]。特別是研發(fā)密集型企業(yè)，更加偏好儲備現(xiàn)金以保持研發(fā)支出相對平穩(wěn)（Brown 和Petersen，2011）[10]。而且，不管在經(jīng)濟順周期還是經(jīng)濟逆周期，現(xiàn)金持有的研發(fā)平滑作用都非常明顯（Pedro，2014）[15]。在我國，具有融資約束的企業(yè)有更高的意愿依賴內(nèi)部現(xiàn)金，以平滑研發(fā)投資（韓鵬和唐家海，2012）[16]，而非融資約束企業(yè)的研發(fā)投資則依賴債務融資（過新偉和王曦，2014）[17]。尤其在貨幣緊縮時期，企業(yè)遭遇財務困境，更會使用現(xiàn)金儲備來平滑研發(fā)投資的順利進行（楊興全和李萬利，2016）[7]，且行業(yè)或企業(yè)外部融資依賴程度越高，現(xiàn)金持有創(chuàng)新平滑作用越強（張戡等，2019）[18]。沈劍飛和陳藝丹（2021）[3]進一步證實，在我國越是高新技術企業(yè)，越存在通過持有內(nèi)部現(xiàn)金流來平滑研發(fā)支出的現(xiàn)象。另外，由于研發(fā)投資調(diào)整成本昂貴，公司有保持研發(fā)平穩(wěn)來壓縮調(diào)整成本的強烈動機（郭園園和成力為，2019）[19]。

在我國，實體企業(yè)通常面臨融資約束、資金波動劇烈等困境，通過股權債券等外源融資渠道來維持研發(fā)平滑困難重重。因此，實施儲備現(xiàn)金的財務策略成為企業(yè)平滑研發(fā)投資的首選。企業(yè)通過建立預防性現(xiàn)金池，保持一定存量的現(xiàn)金來預防可能出現(xiàn)的研發(fā)資金缺口。實施現(xiàn)金儲備緩沖管理的企業(yè)，在遭遇資金緊缺時，便能夠靈活地調(diào)整現(xiàn)金與研發(fā)資金，保持研發(fā)投入處在相對平滑狀態(tài)，從而控制研發(fā)調(diào)整成本。由此提出研究假設1：

H1：企業(yè)研發(fā)投資會增加企業(yè)未來現(xiàn)金持有，且研發(fā)投資越多，下一期的現(xiàn)金持有水平越高。

企業(yè)采取持有現(xiàn)金的財務策略雖能保證研發(fā)活動的持續(xù)進行，但存在閑置成本高、回報率低，被管理層濫用的風險，這無疑給研發(fā)投資企業(yè)帶來一定的財務限制。金融市場化及其發(fā)展水平作為宏觀經(jīng)濟層面的重要因素，會對微觀企業(yè)行為產(chǎn)生重要影響。已有研究表明，金融市場化發(fā)展水平低，企業(yè)在面對有潛力的研發(fā)項目時，將難以從資本市場獲得必要的資金支持（Allen 等，2005）[20]。Khurana 等（2006）[21]研究發(fā)現(xiàn)，金融發(fā)展水平與該國企業(yè)的現(xiàn)金—現(xiàn)金流敏感性呈負相關關系。朱紅軍等（2006）[22]研究證明，金融發(fā)展水平的提高會顯著降低我國企業(yè)的融資約束程度，進而降低企業(yè)投資對內(nèi)部現(xiàn)金流的依賴性。張?zhí)祉敽袜u強（2015）[23]研究發(fā)現(xiàn)，金融發(fā)展在緩解企業(yè)融資約束時存在著追趕效應。金融發(fā)展減弱了企業(yè)的預防性資金需求，有利于中小企業(yè)投資。楊興全和李萬利（2016）[7]研究指出，在我國金融發(fā)展水平越低的地區(qū)，使用現(xiàn)金平滑創(chuàng)新投入的動機越強，且金融發(fā)展能夠縮小現(xiàn)金持有創(chuàng)新平滑作用在不同性質(zhì)企業(yè)之間的差距。胡亞峰和馮科（2018）[24]研究表明，金融發(fā)展通過緩解公司外部融資約束和減輕代理問題來影響其現(xiàn)金持有行為。金融發(fā)展降低了現(xiàn)金流敏感性，抑制了過度投資，并增加了公司現(xiàn)金持有的邊際市場價值。李卓和杜善重（2019）[25]研究發(fā)現(xiàn)，我國利率市場化和企業(yè)現(xiàn)金持有水平顯著正相關，尤其在民營高成長性企業(yè)中，這種關系更為顯著。鄧昱雯（2020）[26]研究發(fā)現(xiàn)，客戶集中度和客戶波動率與公司現(xiàn)金持有水平呈正相關?？蛻絷P系通過融資約束影響公司現(xiàn)金持有水平。

基于金融抑制與金融深化理論，在我國金融市場化包括豐富金融機構的結構和種類、拓寬金融服務的范圍、增強銀行信貸的獨立性、放寬利率管制等。優(yōu)化外源融資渠道對于我國企業(yè)研發(fā)投資的財務戰(zhàn)略尤為重要，而外源融資的拓展需要加大金融市場化改革。這是因為金融市場化，一則通過增強金融機構競爭，打破壟斷格局，創(chuàng)新金融產(chǎn)品，豐富融資途徑，減少企業(yè)研發(fā)投資對現(xiàn)金的依賴。二則打消投資者對信用風險和代理人問題的顧慮，緩解企業(yè)與投資者之間的信息不對稱，進而刺激投資者的投資欲望。三則降低金融機構對借款人抵押品價值的要求及利率水平，進而降低融資門檻和融資契約成本，使企業(yè)研發(fā)更多依賴外源融資。由此提出研究假設2：

H2：我國金融市場化的推進，會削弱企業(yè)研發(fā)投資對現(xiàn)金持有的依賴性。且金融市場化程度越高，研發(fā)投資對未來現(xiàn)金持有的依賴性越低。

三、研究設計

（一）數(shù)據(jù)來源、樣本篩選與變量設計

本文以我國滬深兩市2008—2018 年間的全部A 股上市公司為初始研究樣本。數(shù)據(jù)來源于Wind數(shù)據(jù)庫和國泰安數(shù)據(jù)庫。樣本數(shù)據(jù)因研究需要進行如下篩選：（1）剔除金融行業(yè)、保險行業(yè)的公司；（2）剔除在樣本期間未披露研發(fā)費用的上市公司；（3）剔除在樣本期間存在ST、*ST、暫停上市、退市整理和終止上市情況的公司。最終得到3 036 家上市公司的22 529 個年度觀測值。本文對連續(xù)變量均進行1%與99%分位上的Winsorize 縮尾處理，以規(guī)避異常值對研究結果的干擾。

文中變量的定義與計算方式如表1 所示。本文以現(xiàn)金持有水平為被解釋變量，以研發(fā)投資為解釋變量，以金融市場化為調(diào)節(jié)變量①本文選用王小魯?shù)龋?019）[27]《中國分省份市場化指數(shù)報告（2018）》中的“金融市場化指數(shù)”代表金融市場化程度，并用這一指數(shù)之下的兩個細分維度“金融業(yè)競爭”（Fm1）和“信貸資金分配市場化”（Fm2）進行穩(wěn)健性檢驗。由于王小魯?shù)龋?019）[27]只報告了2008—2016 年的數(shù)據(jù)，本文先求出2008—2016 年間這三個指標的平均增長率，再擬合出2017 年和2018 年的數(shù)據(jù)。。選取的控制變量中，企業(yè)規(guī)模、股利支付、現(xiàn)金流量、董事會規(guī)模、獨立董事比例和股權集中度與現(xiàn)金持有水平呈正相關關系；財務杠桿比率、資本支出、凈營運資本、國有制性質(zhì)與現(xiàn)金持有水平呈負相關關系；負債與現(xiàn)金持有水平關系呈U 型關系；兩權分離對于公司現(xiàn)金持有量存在影響。

表1 變量定義說明

（二）實證模型

由于運用Hausman 檢驗得到的P 值為0.000 0，故采用固定效應面板模型。為了驗證H1，構建混合OLS模型和固定效應面板模型如式（1）、式（2）所示：

其中，Cashhold 和R&D 分別表示現(xiàn)金持有水平和企業(yè)研發(fā)投資；Controls 表示前述的控制變量；Fixed effects 表示固定效應，包括個體固定效應和時間固定效應；εi，t表示隨機擾動項。模型中的解釋變量、調(diào)節(jié)變量和控制變量均采用取滯后一期數(shù)據(jù)的方法處理，以避免自變量影響的時滯性。由于面板模型可能存在序列相關與異方差等問題，為保證估計結果的穩(wěn)健性，在對面板模型進行回歸時，通過計算穩(wěn)健標準誤來確定參數(shù)的顯著性水平。若回歸系數(shù)β1顯著大于零，則假設H1 成立。

為了驗證H2，在固定效應面板模型中加入了調(diào)節(jié)變量Fm 及交互項Fm*R&D，得到式（3）：

其中，F(xiàn)m 為金融市場化，其他變量含義與式（1）、式（2）相同。若β1顯著大于零且β3顯著小于零，則假設H2 成立。

四、實證結果與分析

（一）描述性統(tǒng)計

表2 報告了主要變量的描述性統(tǒng)計。其中，樣本公司現(xiàn)金持有水平（Cashhold）的均值（中位數(shù)）為0.183（0.137），說明樣本公司接近20%的賬面總資產(chǎn)以現(xiàn)金及現(xiàn)金等價物的形式存在；R&D 衡量企業(yè)研發(fā)投資水平，其均值（中位數(shù)）為0.021（0.017）；Size 為企業(yè)資產(chǎn)總額的自然對數(shù)，用來衡量企業(yè)的規(guī)模，其均值（中位數(shù)）為22.019（21.819）；其余變量的描述性統(tǒng)計請參照表2，此處不再贅述。

表2 描述性統(tǒng)計

各變量之間相關性系數(shù)的檢驗結果表明，研發(fā)投資與現(xiàn)金持有在1%的置信水平上呈正相關，金融市場化與現(xiàn)金持有在1%的置信水平上呈負相關，與研究假設一致。主要控制變量之間的相關系數(shù)基本不超過0.3，可以判斷模型中各變量之間不存在嚴重的多重共線性。由于篇幅所限，在此不再列表。

（二）回歸結果與分析

表3 報告了實證模型（1）、模型（2）和模型（3）的回歸結果。首先，假設H1 得到驗證?；貧w結果顯示，研發(fā)投資系數(shù)在1%的水平上顯著為正。說明企業(yè)研發(fā)投資越高，下一期的現(xiàn)金持有水平顯著升高。其次，為了驗證金融市場化對于研發(fā)投資現(xiàn)金依賴性的調(diào)節(jié)作用，將金融市場化和研發(fā)投資的交乘項、金融市場化指標加入固定效應模型中進行回歸，研發(fā)投資系數(shù)依然在1%的水平顯著為正，同時交乘項的系數(shù)在1%的水平下顯著為負，說明金融市場化削弱了研發(fā)投資的現(xiàn)金依賴性，從而驗證了假設H2。在控制變量中，公司規(guī)模的系數(shù)均在1%的水平下顯著為負，說明與大企業(yè)相比，小企業(yè)常常遭遇“規(guī)模歧視”，面臨更多融資約束。規(guī)模較大的企業(yè)更可能進行多元化投資，從而減少陷入財務困境的可能性。現(xiàn)金流的系數(shù)均在1%的水平下顯著為正，表明現(xiàn)金流增加帶來的現(xiàn)金結余可以作為企業(yè)現(xiàn)金儲備的補充。資本投資的系數(shù)均在1%的水平下顯著為負，主要因為資本性投資較多的公司，扣除資本投資后其所能支配的現(xiàn)金較少，因此公司內(nèi)部的現(xiàn)金持有水平較低。銀行債務系數(shù)均在1%的水平下顯著為負，說明相比其他金融機構，銀行在評估和監(jiān)督企業(yè)時更有效率。企業(yè)通過獲得銀行信貸，樹立了良好形象，從而更易獲取其他渠道的資金來源，減少現(xiàn)金持有。凈營運資本的系數(shù)均在1%的水平下顯著為負，這是因為凈營運資本作為現(xiàn)金的替代物，可以在企業(yè)發(fā)生現(xiàn)金短缺時以較低的成本變現(xiàn)，因此凈營運資本高的企業(yè)傾向于持有更少的現(xiàn)金。第一大股東持股比例的系數(shù)均在1%的水平下顯著為正，表明大股東以犧牲中小股東的利益為代價，積累大量現(xiàn)金以追求自身利益，因此股東集中度與企業(yè)的現(xiàn)金持有量正相關。

表3 回歸估計結果

（三）穩(wěn)健性檢驗

研發(fā)投資對于現(xiàn)金持有的實證結論可能受到內(nèi)生性干擾，因為研發(fā)投資基于信息不對稱和資金風險會增持現(xiàn)金，但企業(yè)手中的現(xiàn)金增加之后，也可能加大研發(fā)的投資力度。為解決雙向因果的內(nèi)生性問題，選取“同年份同行企業(yè)研發(fā)投資均值（R&D_ind）”作為研發(fā)投資的工具變量。這一工具變量與企業(yè)當年研發(fā)投資有較高相關性，同時又與企業(yè)下一年的現(xiàn)金持有無關。再次回歸結果如表4 所示，在多元混合OLS 模型和固定效應面板模型下，同年份同行企業(yè)研發(fā)投資均值的系數(shù)均在1%的水平下顯著為正，這與表3 顯示的回歸結果一致。同時，其他控制變量的符號也大多與基礎回歸結果的一致，說明基礎回歸結果的內(nèi)生性得到了控制。

表4 工具變量回歸

①參考國家統(tǒng)計局的區(qū)域劃分方法：東部地區(qū)包括：河北省、山東省、江蘇省、上海市、浙江省、福建省、廣東省、海南省、北京市和天津市；中部地區(qū)包括：山西省、河南省、湖北省、湖南省、江西省和安徽??；其余地區(qū)為西部地區(qū)。

為檢驗H1 結論的穩(wěn)健性，在基礎回歸之后，用超額現(xiàn)金持有（CCashhold）作為現(xiàn)金持有水平（Cashhold）的工具變量進行回歸。檢驗結果如表4所示，替換因變量之后，企業(yè)研發(fā)投資的系數(shù)，仍然在兩個回歸結果中以1%的水平顯著為正。同時，穩(wěn)健性回歸的其他控制變量的符號也大多與基礎回歸相同，這說明基礎回歸較為穩(wěn)健。

為檢驗H2 結論的穩(wěn)健性，使用“金融業(yè)的競爭”（Fm1）和“信貸資金分配的市場化”（Fm2）作為金融市場化的工具變量，分別代替金融市場化進行回歸?；貧w結果如表5 所示，兩個交乘項的回歸系數(shù)都顯著為負，這說明調(diào)節(jié)效應確實存在。且金融業(yè)的競爭與研發(fā)投資的交乘項系數(shù)顯著性更強、絕對值更高，說明在金融市場化的細分領域中，“金融業(yè)競爭”對于基礎調(diào)節(jié)作用貢獻更大。這是因為金融業(yè)的競爭加強，有利于豐富企業(yè)融資渠道、削弱企業(yè)融資成本。信貸資金分配的市場化加強，能降低政府對于金融機構信貸決策的干預程度，使金融機構自主性增強，更多地投資于發(fā)展前景較好的企業(yè)。這說明二者均能削弱企業(yè)研發(fā)投資的現(xiàn)金依賴性。

表5 金融市場化調(diào)節(jié)效應穩(wěn)健性檢驗

（四）分組檢驗結果

考慮到不同企業(yè)所有制中，金融市場化的調(diào)節(jié)作用可能不同，將企業(yè)樣本分為國有企業(yè)和非國有企業(yè)，分別進行固定效應回歸，其結果如表6 所示。實證結果顯示，非國有企業(yè)組中研發(fā)投資的回歸系數(shù)，比國有企業(yè)組大且顯著，說明非國有企業(yè)中研發(fā)投資的現(xiàn)金依賴性更強。非國有企業(yè)組中交乘項的回歸系數(shù)，比國有企業(yè)中這一系數(shù)的絕對值大且顯著，說明在非國有企業(yè)中，金融市場化的調(diào)節(jié)作用更為顯著。這是因為國有企業(yè)一般壟斷程度較高、規(guī)模較大、關乎地方政府形象、是地方財政收入增加的重要來源，因此會受到信貸融資軟約束的保護，資金相對充足。而非國有企業(yè)一般規(guī)模較小、實力較弱且不在關乎經(jīng)濟發(fā)展命脈的支柱產(chǎn)業(yè)之內(nèi)，往往遭受所有者歧視，因此對于融資的需要更為迫切?？梢姡七M金融市場化對于非國有企業(yè)來說是“雪中送炭”，而對國有企業(yè)來說，僅僅是“錦上添花”。

表6 分組檢驗結果

考慮到企業(yè)在不同地區(qū)中，金融市場化的調(diào)節(jié)作用可能不同，將企業(yè)樣本根據(jù)注冊地址分為東部、中部、西部三組①參考國家統(tǒng)計局的區(qū)域劃分方法：東部地區(qū)包括：河北省、山東省、江蘇省、上海市、浙江省、福建省、廣東省、海南省、北京市和天津市；中部地區(qū)包括：山西省、河南省、湖北省、湖南省、江西省和安徽?。黄溆嗟貐^(qū)為西部地區(qū)。，分別進行固定效應回歸，其結果如表6 所示。實證結果表明，三組回歸結果中研發(fā)投資的回歸系數(shù)分別在1%、5%和10%的水平下顯著為正，在一定程度上說明了假設H1 結論的穩(wěn)健性。三組回歸結果中交乘項的回歸系數(shù)均顯著，其中西部地區(qū)絕對值最大，說明在西部地區(qū)的企業(yè)中，該調(diào)節(jié)作用更為明顯。調(diào)節(jié)作用存在地區(qū)異質(zhì)性的原因，主要在于東部地區(qū)是全國經(jīng)濟最發(fā)達的地區(qū)，相應的金融市場也發(fā)展得更為健全，進而企業(yè)的融資成本較低、融資渠道更加多樣化，金融市場服務實體經(jīng)濟的潛力已得到充分挖掘。金融市場化邊際作用減弱，因此其交乘項回歸系數(shù)絕對值最小。而西部地區(qū)經(jīng)濟相對落后，金融市場也不夠健全，進而融資成本較高、融資渠道單一，金融市場服務實體經(jīng)濟的潛力巨大。

五、結論與建議

本文以我國3036 家滬深A 股上市公司2008—2018年的數(shù)據(jù)作為樣本，實證檢驗了研發(fā)投資與企業(yè)現(xiàn)金持有水平的關系，及金融市場化對于研發(fā)投資現(xiàn)金依賴性的調(diào)節(jié)機制。結果表明，研發(fā)投資會導致企業(yè)下一期現(xiàn)金持有水平的顯著增長，但金融市場化的推進會削弱研發(fā)投資的現(xiàn)金依賴性，企業(yè)現(xiàn)金持有的機會成本與管理成本會明顯降低。該調(diào)節(jié)作用在我國非國有企業(yè)和西部地區(qū)的企業(yè)中更為顯著。

基于研究結果，提出如下政策建議。第一，繼續(xù)完善金融市場，發(fā)展多層次資本市場體系。我國目前以銀行為主導的間接融資體系缺乏價格信號導向和風險分散功能。因此，政府在優(yōu)化銀行體系的同時，應該拓寬直接融資渠道。這不僅可以分散金融風險、加大資本市場彈性，還可以滿足各方融資需求，特別是可以為技術創(chuàng)新型企業(yè)提供有力的融資支持，進而提高其研發(fā)成功率。第二，適當引入競爭，加大金融機構對民營企業(yè)的融資支持，破解“所有制歧視”。政府應適當放寬金融機構準入門檻，積極發(fā)展中小金融機構，發(fā)揮中小金融機構在技術、管理、創(chuàng)新等方面的優(yōu)勢，促進金融市場供給端良性競爭。同時通過窗口指導等方式，引導大型國有金融機構拓寬客戶范圍，加大對于民營企業(yè)的金融服務力度。第三，轉變金融調(diào)控方式，由政府直接調(diào)控向市場調(diào)節(jié)轉變。改革開放以來，我國金融行業(yè)調(diào)控一直由政府部門主導，隨著金融市場化的不斷推進，要進一步推動利率市場化，發(fā)揮資金價格在資金配置中的決定性作用。第四，優(yōu)化金融生態(tài)，將金融市場化置于更加宏觀的背景下考慮。促進金融市場化要結合政府治理、經(jīng)濟制度、社會文化等多方面進行考慮，這要求人民銀行、銀保監(jiān)會等金融部門加大同其他部門的合作力度。