金融監管的溢出效應

關鍵詞：金融監管；溢出效應；企業創新；融資約束；實體企業金融化

中圖分類號：F830.31 文獻標識碼：A 文章編號：1000-176X（2024）08-0051-13

一、問題的提出

黨的二十大報告提出，要加強和完善現代金融監管，強化金融穩定保障體系，依法將各類金融活動全部納入監管，守住不發生系統性風險底線；2023年10月，中央金融工作會議同樣強調，堅持把金融服務實體經濟作為根本宗旨，堅持把防控風險作為金融工作的永恒主題。金融監管對于保障金融體系穩定、推動市場規范有序發展具有重要作用，有助于防范化解風險、引導資金流向，使得金融更好地發揮服務實體經濟的功能。企業創新是實體經濟發展的重要動力，也是經濟長期增長的源泉。2024年《政府工作報告》提出，大力推進現代化產業體系建設，加快發展新質生產力。充分發揮創新主導作用，以科技創新推動產業創新。

現有學術研究已經關注到金融監管對實體經濟的溢出效應，認為加強金融監管能夠促進企業“脫虛向實”［1-2］、提升資源配置效率［3］，也可能提升融資成本并加劇融資約束［4］。Amore等［5］與Chava等［6］研究了美國銀行業放松管制政策如何影響企業創新，這些結論是否適用于中國情境仍有待驗證。李華民等［7］與李廷瑞和張昭［8］分別基于中國上市企業和新三板企業，討論了金融監管對企業創新數量的影響，且所得結論并不一致。事實上，一方面，創新作為高投入、高風險的活動，無疑需要充足穩定的資金支持。但金融監管約束了企業從事高風險業務的行為，往往又會降低金融機構的風險承擔意愿和水平，使得信貸供給收緊，影響企業研發投入和創新決策。因此，加強金融監管并不利于增加企業創新數量。另一方面，寬松的融資環境也可能帶來投機泡沫，導致企業資源配置效率低下，金融監管也可能通過抑制投機行為、合理引導資金流向提高企業創新質量。綜合來看，金融監管影響企業創新的方向和路徑尚不明確，從企業創新視角闡述金融監管影響的研究仍有待完善。

本文可能的學術貢獻在于：其一，豐富了金融監管經濟影響的文獻，驗證了金融監管對資源配置的優化作用。現有研究認為加強金融監管能夠引導資金合理配置、提高實體經濟資源配置效率，本文從企業創新視角切入，發現金融監管有助于企業創新“去粗取精”，拓展了現有研究。其二，完善了對于企業創新前因的討論。本文從企業創新數量和企業創新質量角度全面考察了金融監管對企業創新的影響，補充了相關文獻，回應了金融監管與企業創新能否兼顧的問題。其三，本文提出并檢驗了融資約束和實體企業金融化兩個調節變量，體現出外部融資環境和內部資源配置在金融監管影響企業創新中的作用。

二、理論分析與研究假設

（一） 金融監管與企業創新數量

資源依賴理論認為，組織無法生產自身所需要的全部資源，因而必須在外部環境中尋找、吸收資源以滿足生存和保持競爭優勢［9］。因此，充足穩定的資金支持對于企業創新十分重要。但是，Holmstrom［10］研究發現，創新投入周期較長，且伴隨信息不對稱和較高風險。因此，創新活動需要企業有充足的資金。鞠曉生等［11］考慮到中國金融市場發展狀況及企業的融資模式，發現外源融資對企業創新具有重要作用，融資約束會阻礙企業創新，金融監管通過對高風險業務的約束，影響金融體系資金供給，并最終傳導至企業。Amore等［5］基于美國州際銀行去監管的研究發現，金融監管放松使得當地銀行更愿意承擔風險，進而開展企業創新。Chava等［6］研究發現，放松金融監管能夠提升銀行業競爭程度，幫助小型企業融資，提高其創新水平。李青原等［2］與馬亞明和楊蘭［3］以中國市場為背景的研究發現，加強金融監管能夠降低影子銀行融資規模，進而減少企業金融投資、提高實體經濟資源配置效率。

金融監管影響正規金融體系資金供給。易綱［12］研究發現，長期以來，中國的金融體系都是以間接融資為主的金融體系，企業外源融資對銀行信貸渠道的依賴較大。而針對銀行業的監管又始終是金融監管的重中之重，特別是在2008年金融危機之后，《巴塞爾協議III》等金融監管規則相繼出臺，對銀行資本、流動性、杠桿率和業務規范等方面都制定了更為完善的監管規則。綜合來看，各項監管規則能在一定程度上使得商業銀行降低風險承擔意愿和水平，起到了防范金融風險、穩定金融環境的作用［13-14］，但也使得其放貸行為更加謹慎［15］，導致銀行體系面向企業的資金供給收緊。另外，金融監管影響非正規金融體系資金供給。在信息不對稱條件下，銀行本身存在信貸配給行為，民營企業、中小企業僅憑正規金融體系難以獲得足夠的資金支持，因而轉向其他非正規金融體系進行資金補充，如影子銀行業務、互聯網金融等。

隨著金融監管的加強和深化，宏觀審慎監管政策框架不斷完善，監管部門也更多地關注到非正規金融體系中的高風險、不合規業務。這雖然有助于降低系統性風險，但也促使資金環境進一步收緊［4，16］。

金融監管對于正規金融體系與非正規金融體系資金供給的上述作用會對企業面臨的融資環境產生影響，進而傳導至企業。當加強金融監管時，預期到金融監管帶來的資金環境收緊，為了滿足日常必要的營運資金需求、緩解未來現金流壓力，企業會自發地調整資金分配，改變創新策略，縮減用于創新活動的資金投入，最終導致創新數量下降。黎文靖和鄭曼妮［17］基于企業創新動機，將企業創新劃分為實質性創新和策略性創新。實質性創新指的是與發明專利相關的技術創新，目的是切實提高企業的技術創新水平，增強企業在核心業務方面的競爭優勢。策略性創新指的是非發明專利（實用新型專利與外觀設計專利） 創新，其目的往往是為了迎合產業政策、獲取政府補貼，其重要程度次于實質性創新。因此，當加強金融監管時，無論是從賬面資金狀況還是從融資需求角度來看，企業都更可能首先削減具有較大彈性、收益相對更低的策略性創新數量。

基于上述分析，本文提出如下假設：

假設1：加強金融監管能夠減少企業創新數量。

假設2：加強金融監管主要減少企業策略性創新數量。

（二） 金融監管與企業創新質量

企業創新數量能夠直觀反映企業創新水平，而創新質量同樣是企業創新的重要體現之一。高質量的核心技術創新對于提升企業價值、促進行業轉型升級和推動經濟高質量發展具有關鍵作用，但通常難度更大、周期更長、不確定性更高。Narayanan［18］與Holmstrom［10］基于委托代理理論的研究發現，企業管理者出于短期利益最大化考量，往往創新動力不足，存在投機行為，傾向于選擇投資風險更低、技術含量更低的創新項目，甚至操控、挪用研發資金以獲取更高收益，這種短視行為不利于提高創新質量和促進企業長遠發展。黎文靖和鄭曼妮［17］與毛昊等［19］研究發現，中國企業廣泛存在為迎合監管導向、獲取政府扶持而增加非發明專利申請的策略性創新，面臨“重數量、輕質量”的創新陷阱，企業創新質量亟待提升。隨著金融監管的加強，一方面，金融機構出于降低風險的考慮，對企業加強信貸管理，進而發揮積極的外部治理效應，減少管理者投機行為。Chava等［20］研究發現，銀行作為債權人行使控制權，有利于提升企業創新效率。另一方面，加強金融監管將帶來資金環境收緊，這可能迫使企業將有限的資金用于更重要的創新，即更加關注核心技術創新，調整創新策略。陳麗姍和傅元海［21］研究發現，在存在融資約束的條件下，企業創新的質量得到更多的重視。因此，金融監管有助于引導信貸資金流向、激發企業創新動力，從而提升創新質量。

從銀行等金融機構角度來看，加強金融監管會使其更加重視風險控制，加強信貸資金管理［22］。在發放貸款時，銀行會更加謹慎地評估資金用途，確保資金能夠用于與企業核心業務相關性強的經營和創新活動。在貸后管理中，作為債權人的銀行也可以更好地發揮外部監督效應，約束企業管理者可能存在的投機行為，引導信貸資金流向更優質的創新項目，提升企業創新質量。從企業角度來看，加強金融監管也可能使其更加重視高質量創新。加強金融監管一定程度上限制了創新資源，但企業又需要持續創新以面對激烈的市場競爭、保證自身發展。創新投入的機會成本上升，企業將調整創新策略，更加謹慎專注地評估創新項目、開展創新活動。例如，企業可能會集中資金，用于高質量的核心技術創新，提升創新效率，重視創新成果的轉化與應用，從而提升產品競爭力、應對生存壓力、實現長足發展。這些調整也會提升企業創新質量。基于上述分析，本文提出如下假設：

假設3：加強金融監管能夠提升企業創新質量。

（三） 調節效應分析

金融監管對企業創新數量的影響受到融資約束的調節作用。加強金融監管，對于受融資約束程度低的企業，其資金狀況相對充裕，易于通過縮減其他非必要支出緩解資金壓力，因而加強金融監管對企業創新數量的影響可能并不明顯。而對于受融資約束程度高的企業，其資金本身緊缺，閑置資金較少，外部融資也較為困難，在此狀況下金融監管無疑更會增加其面臨的壓力，使其不僅在客觀上不得不減少創新投入以求生存，主觀上也會更加不愿意開展風險高、周期長的研發投資［23-24］。因此，加強金融監管減少企業創新數量的影響主要表現在受融資約束程度高的企業中。基于上述分析，本文提出如下假設：

假設4：加強金融監管對企業創新數量的減少作用在融資約束程度高的企業中更大。

金融監管對企業創新質量的影響受到實體企業金融化的調節作用。實體企業金融化指的是企業為了提升金融資源配置水平，將資源更多地配置于高投資收益的金融領域而非自身主營業務的行為。現有研究認為，中國實體企業中廣泛存在的金融化行為主要是出于投機套利動機，會擠占主營業務，降低投資效率［25-26］。實體企業金融化程度高的企業面臨業績考核壓力，管理者選擇將資源更多配置于金融資產以獲取超額收益。這會大幅削弱企業的創新積極性，導致其過度依賴短期投機手段逐利，而忽視更有利于長遠發展的核心技術創新。相應地，與創新相關的資源投入也變得較為有限［25，27］。因此，對加強金融監管引致的一系列變化，即使企業開始重視創新質量，也可能由于設備、人力資本等創新資源的不足面臨高昂的調整成本，難以在短期內提升創新質量。相反，實體企業金融化程度低的企業往往更加專注、深耕主業，當加強金融監管時能夠更加高效地調整創新資源配置，提升創新質量。因此，加強金融監管提升企業創新質量的影響主要表現在實體企業金融化程度低的企業中。基于上述分析，本文提出如下假設：

假設5：加強金融監管對企業創新質量的提升作用在實體企業金融化程度低的企業中更大。

三、研究設計

（一） 數據來源

本文以中國A股上市公司為研究對象，選取2012—2019年數據，①并按照下列條件進行篩選：（1） 剔除金融和房地產類上市公司。（2） 剔除ST、PT及退市公司。（3） 剔除數據嚴重缺失的樣本。企業財務信息來源于CSMAR數據庫，專利數據來源于CNRDS數據庫，金融監管及其他宏觀經濟變量數據來源于國家統計局。考慮到可能存在極端值，對所有連續變量進行1%的雙邊縮尾處理，最終得到15 613個樣本。

（二） 變量定義

⒈被解釋變量

本文的被解釋變量為企業創新數量和企業創新質量。

（1） 企業創新數量（Pat）。本文參考黎文靖和鄭曼妮［17］與唐松等［28］的做法，以企業當年專利申請總數作為企業創新數量的代理變量。基于《中華人民共和國專利法》，相較于實用新型專利和外觀設計專利，發明專利對產品、方法或其改進提出了新的技術方案，能夠更好地反映企業核心創新水平。因此，進一步將企業創新數量劃分為實質性創新（InvPat） 和策略性創新（StrPat）。其中，實質性創新用發明專利申請數衡量，策略性創新用實用新型專利和外觀設計專利申請數之和衡量，以考察金融監管對不同類型企業創新數量產生的影響。由于專利申請數據呈右偏分布，實證中使用的數據均經過加1后對數化處理。

（2） 企業創新質量（Citation）。本文參考郝項超等［29］與宋硯秋等［30］的做法，以企業當年申請專利被引次數作為企業創新質量的代理變量。由于專利引用可能在不同行業或年份中表現出不同特征，本文將被引次數除以當年所在行業的平均專利被引次數進行調整，以消除這種傾向性影響［31-32］。考慮到專利引用數據同樣呈右偏分布，也對其進行加1后對數化處理。

⒉解釋變量

本文的解釋變量為金融監管（Finreg）。本文參考王韌等［33］與唐松等［28］的做法，使用上市公司所在省級行政單位的地方財政金融監管支出與當地金融業增加值之比作為金融監管的代理變量。地方財政金融監管支出的統計范圍和適用情形較廣，能夠較為全面地反映金融監管力度；除以當地金融業增加值則是為了消除宏觀變量的規模影響。

⒊機制變量

本文的機制變量為融資約束和實體企業金融化。

（1） 融資約束。本文參考Hadlock和Pierce［34］的做法，以SA指數衡量融資約束，該指數依據企業規模和年齡構建，易于計算且相對穩健。為了保證結果的穩健性，回歸中也采用FC指數對融資約束進行衡量［35-36］。

（2） 實體企業金融化。本文分別選取實體企業金融化水平（Fin） 和實體企業金融化趨勢（Fintrend） 作為實體企業金融化的代理變量。本文參考Demir［37］與杜勇等［25］的做法，以企業金融資產與總資產之比衡量實體企業金融化水平。其中，企業金融資產包括交易性金融資產、可供出售金融資產凈額、持有至到期投資凈額、發放貸款及墊款凈額、衍生金融資產和投資性房地產凈額。本文參考彭俞超等［26］的做法，以實體企業金融資產投資增長率（金融資產規模自然對數值的一階差分） 衡量實體企業金融化趨勢。

⒋控制變量

企業微觀層面的變量可能會對回歸結果產生影響。因此，本文參考李青原等［2］、唐松等［28］與Allen等［32］ 的做法，控制一系列企業微觀層面變量，如下：企業年齡（Age），以企業成立年數的自然對數衡量；規模（Size），以企業總資產的自然對數衡量；杠桿（Lever），以企業資產負債率衡量；固定資產比例（Fixratio），以企業固定資產凈額與總資產之比衡量；盈利能力（ROA），以企業總資產收益率衡量；股權集中度（Top1），以企業第一大股東持股比例衡量；兩職合一（Dual），以企業董事長與總經理是否兼任的虛擬變量衡量；審計意見（Audit），以企業審計單位是否出具標準無保留意見的虛擬變量衡量。

（三） 模型設定

（四） 描述性統計

表1報告了主要變量的描述性統計結果。由表1可知，企業創新數量（Pat） 的均值為1. 436，最小值為0. 000，中位數為1. 099，最大值為5. 900。其中，實質性創新（InvPat） 的均值為1. 002，策略性創新（StrPat） 的均值為1. 478，實質性創新（InvPat） 的均值低于策略性創新（StrPat） 的均值，表明企業創新中策略性創新更多。企業創新質量（Citation） 的均值為0. 281，最小值為0. 000，中位數為0. 069，最大值為2. 700，表明不同企業的創新水平存在較大差異。其他變量的描述性統計結果與已有研究保持一致。

四、實證結果與分析

（一） 基準回歸結果與分析

金融監管對企業創新數量和企業創新質量影響的回歸結果如表2列（1） 至列（4） 所示。列（1） 和列（2） 僅控制企業、行業和時間固定效應，列（3） 和列（4） 在此基礎上加入控制變量。以加入控制變量后的回歸結果為例，表2列（3） 中，金融監管的系數為-3. 741，在1%水平下顯著，表明加強金融監管減少了企業創新數量。這是由于金融監管使得企業面臨的資金環境收緊，進而縮減創新資金投入，減少企業創新數量。表2列（4） 中，金融監管的系數為0. 820，在5%水平下顯著，表明加強金融監管提升了企業創新質量，這是由于金融監管使得金融機構加強信貸管理，促使企業集中資源提升高質量創新。因此，假設1和假設3得到驗證。

進一步地，對企業創新數量進行細分，分類考察金融監管對實質性創新和策略性創新的影響，結果如表2列（5） 至列（8） 所示。以加入控制變量后的回歸結果為例，表2列（7） 中，金融監管的系數為-1. 524，不顯著，表明加強金融監管對實質性創新（InvPat） 并無顯著影響。表2列（8） 中，金融監管的系數為-3. 763，在1%水平下顯著，表明加強金融監管對策略性創新（StrPat） 的影響顯著為負。因此，假設2得到驗證。

通常認為，企業實用新型專利和外觀設計專利的增加與其核心技術無關，更多的是為了得到政府扶持、短期快速提升創新數量而采取的“策略性”迎合，并不能真正提高企業市場價值，過多的策略性創新反而會降低社會資源配置效率［17］。本文的研究結果表明，當加強金融監管使企業可用資金受限時，企業的確會調整內部資源配置，選擇優先縮減策略性創新。客觀上，可能是由于非發明創新往往難度低、周期短、易于調整；主觀上，則反映了企業在調整創新策略時盡量避免對更重要的實質性創新產生不利影響。金融監管對企業創新的這種結構性調整在一定程度上對應著創新質量的提升，體現了金融監管有利于企業創新“去粗取精”。

（二） 穩健性檢驗①

1. 增加控制變量

雖然基準回歸已經控制企業、行業和時間固定效應，但為了盡可能地減少遺漏變量，本文參考李青原等［2］的做法，在回歸中加入地區經濟增長率、地區固定資產投資增長率等宏觀經濟變量。同時，控制省份固定效應。結果顯示，上文的研究結論穩健。

2. 更換變量衡量方式

首先，本文參考王韌等［33］的做法，選取區域金融監管支出規模與地區金融業勞動力投入工資總額之比作為金融監管的代理變量。其次，由于2017年后中國全面進入金融嚴監管，本文參考馬亞明和楊蘭［3］ 的做法，設置金融嚴監管虛擬變量，2017年及之后年份的樣本均取值為1，否則取值為0，以此作為金融監管的代理變量。最后，本文參考郝項超等［29］的做法，用研發支出與總資產之比作為企業創新數量的代理變量。為了排除企業自引用的影響，用剔除自引用后的專利引用次數衡量企業創新質量。結果顯示，上文的研究結論穩健。

3. 替換樣本

由于樣本內有一部分公司從未申請過專利，本文參考李春濤等［38］的做法，將該部分樣本剔除；考慮到直轄市在金融監管政策響應和經濟金融發展水平方面的特殊性，剔除直轄市樣本；考慮到樣本期間內的重大金融事件可能對企業行為造成影響，剔除股市波動影響較大的2015年樣本；本文參考唐松等［28］的做法，剔除上市不足連續五年的樣本。替換樣本后重新進行回歸，結果顯示，上文的研究結論穩健。

五、機制分析

本文分別根據SA指數和FC指數中位數，將樣本分為融資約束程度高組和融資約束程度低組，運用模型（1） 分組檢驗金融監管對企業創新數量（Pat） 的影響，結果如表3列（1） 至列（4） 所示。以SA指數衡量融資約束為例，表3列（1） 中，金融監管的系數為-4. 331，在5%水平下顯著，表明在融資約束程度高的企業中，金融監管對企業創新數量的影響顯著為負。表3列（2） 中，金融監管的系數為-3. 034，不顯著，在融資約束程度低的企業中，金融監管對企業創新數量無明顯影響。以FC指數衡量融資約束的回歸結果與列（1） 和列（2） 一致。因此，假設4得到驗證。可能的原因在于，融資約束程度低的企業內部資金更為充足，在加強金融監管時，其能夠通過使用內部資金滿足創新需求。因此，加強金融監管對融資約束程度低的企業創新數量的影響并不明顯。本文分別根據實體企業金融化水平和實體企業金融化趨勢中位數，將樣本分為實體企業金融化高組和實體企業金融化低組，運用模型（2） 分組檢驗金融監管對企業創新質量（Citation） 的影響，結果如表3列（5） 至列（8） 所示。以Fin衡量實體企業金融化為例，表3列（5） 中，金融監管的系數為0. 242，不顯著，表明在實體企業金融化水平高的企業中，金融監管對企業創新質量無明顯影響。表3列（6） 中，金融監管的系數為1.318，在1%水平下顯著，說明在實體企業金融化水平低的企業中，金融監管對企業創新質量的影響顯著為正。以Fintrend衡量實體企業金融化的回歸結果與列（5） 和列（6） 一致。因此，假設5得到驗證。可能的原因在于，實體企業金融化水平低的企業往往更加專注主業，在設備、人力資本等創新資源方面有更深厚的積累，調整創新策略時面臨更低的調整成本。因此，加強金融監管，企業能夠發揮自身優勢、有效提升創新質量。

六、異質性分析

（一） 地區異質性

由于制度、經濟發展狀況和金融環境等方面的差異，不同地區的企業表現出不同的特征。為了考察金融監管對企業創新影響的地區差異，本文將企業按所處省份分為東部地區和中西部地區兩組樣本，①分別檢驗金融監管對不同地區企業創新的影響，結果如表4列（1） 至列（4） 所示。從中可以看出，在不同地區的企業樣本中，金融監管對企業創新數量均具有顯著的負向影響，表明在防范化解金融風險政策的指引下，加強金融監管對企業創新產生了影響。僅在東部地區樣本中，金融監管對企業創新質量具有顯著的正向影響，可能是由于東部地區的企業往往更具創新活力，加強金融監管能夠更好地優化資源配置。

（二） 行業異質性

高科技行業與非高科技行業在研發活動、資產配置和政策補貼等方面都存在明顯差異。本文參考黎文靖和鄭曼妮［17］的做法，按照國家統計局《國民經濟行業分類》確定高科技和非高科技行業，進行分樣本檢驗，結果如表4列（5） 至列（8） 所示。從中可以看出，金融監管對企業創新數量和企業創新質量的顯著影響都主要集中在非高科技行業樣本。這可能是由于，一方面，高科技行業企業研發水平較高，是推動科技創新和經濟增長的重要力量，政府通常會為高科技行業的企業提供創新補貼、融資機會和稅收優惠，這些扶持能夠在一定程度上對沖金融監管的加強、資金環境收緊對企業創新數量的影響。另一方面，高科技企業本身就已將大量資源集中于核心技術研發，當加強金融監管時，企業通過調整創新策略提升創新質量的動機和可能性都較小。

（三） 產權性質異質性

在中國，國有企業與非國有企業在金融資源、政策扶持和監管制度等方面均存在較大差異。本文依據產權性質進行分樣本回歸，結果如表5列（1） 至列（4） 所示。從中可以看出，金融監管對企業創新數量和對企業創新質量均在非國有企業中具有顯著的影響。這一結論與馬亞明和楊蘭［3］的研究一致。已有大量研究討論了中國企業所有制與企業創新的關系，認為相較于國有企業，非國有企業雖然面臨更強的融資約束，但具有更強的創新活力和更高的創新效率［39-40］。因此，加強金融監管，非國有企業會更積極地調整資產配置、提升創新質量。

（四） 企業生命周期異質性

不同生命周期的企業在經營、治理和財務等方面表現出不同的特征。本文參考Dickinson［41］與黃宏斌等［42］的做法，根據經營、投資及籌資活動現金流凈額分布特征，將企業劃分為成長期企業、成熟期企業和衰退期企業三類。②本文依據企業生命周期進行分樣本回歸，結果如表5列（5） 至列（10） 所示。從中可以看出，金融監管對企業創新數量在成熟期企業中具有顯著的負向影響，金融監管對企業創新質量在成長期企業中具有顯著的正向影響。從融資角度而言，成長期和成熟期企業融資規模都較為可觀，且依賴信貸融資。因此，加強金融監管對這兩類企業的資金狀況都會產生影響，進而可能影響企業創新。但是，本文發現，金融監管對企業創新數量的抑制作用在成長期企業樣本中不顯著。這可能是由于，相較于成熟期企業，成長期企業市場地位不穩固，需要通過技術創新、開發新產品，以盡快占領市場、提升自身競爭力。因此，成長期企業可能會非常重視創新，即使外部資源受到約束也會盡可能地通過其他方式補充創新資源。

七、研究結論與政策建議

（一） 研究結論

本文基于中國A股非金融上市公司2012—2019年數據，運用固定效應模型從企業創新角度分析了金融監管的溢出效應。研究結果表明：首先，加強金融監管減少了企業創新數量，且主要減少了策略性創新數量；加強金融監管提升了企業創新質量。其次，本文從外源融資和內部資源配置兩個方面考察金融監管影響企業創新的調節作用，融資約束和實體企業金融化對金融監管影響企業創新具有調節作用。最后，金融監管對企業創新的溢出效應依據企業所在地區、所屬行業、產權性質和企業自身生命周期的不同而表現出異質性。在不同地區的企業樣本中，金融監管對企業創新數量均具有顯著的負向影響。金融監管對企業創新數量和企業創新質量的顯著影響主要集中在非高科技行業樣本。金融監管對企業創新數量和企業創新質量均在非國有企業中具有顯著的影響。金融監管對企業創新數量在成熟期企業中具有顯著的負向影響，對企業創新質量在成長期企業中具有顯著的正向影響。

（二） 政策建議

基于上述研究結論，本文提出如下政策建議：第一，應全面加強金融監管，服務經濟社會高質量發展。本文的研究結論表明，金融監管對企業創新具有溢出效應，加強金融監管有助于引導資金合理流向、促進金融機構發揮積極的外部治理效應、減少企業策略性創新數量、提升企業創新質量。從長期來看，加強金融監管有利于培育和發展新質生產力，推動經濟高質量發展。近年來，隨著《關于規范金融機構資產管理業務的指導意見》等一系列金融強監管政策的出臺，中央與地方金融監管機構改革陸續推進，中國金融監管持續深化，影子銀行等高風險業務量顯著下降，監管部門權責分配更加明晰，但仍存在改進空間。面臨日益復雜的金融市場環境與金融科技創新，未來還應繼續重視防范化解重大金融風險，加強和完善現代金融監管體系，促進不同監管部門之間的協調與合作，積極運用先進的數字技術手段，增強金融體系的穩定性與發展韌性，使得金融服務更好地發揮支持實體經濟的功能，為經濟長期穩健增長提供堅實支撐。

第二，應營造良好的創新環境，激活企業創新動力。一方面，政府監管部門應當約束實體企業以短視投機為導向的過度金融化行為，鼓勵其充分扎根主業、立足高質量發展。另一方面，要為企業營造良好的創新環境，積極發揮政府補貼、稅收優惠等產業政策的扶持作用，特別是針對優質科技型中小微企業、專精特新和戰略性新興產業企業，可依據其所處行業、企業生命周期等具體情況采取不同幫扶措施，助力其順利獲得創新資源，推動創新鏈產業鏈資金鏈人才鏈深度融合，從而激勵企業充分發揮創新活力、提升自身創新水平及市場競爭力。具體到資金鏈方面，應不斷完善全方位、多層次的科技金融服務體系，通過信貸、債券、股票和創業投資等多渠道滿足企業創新的資金需求。

第三，應正確認識金融監管帶來的經濟成本。本文研究表明，加強金融監管導致企業面臨的外部資金環境全面收緊，使得企業調整資源配置，減少了企業創新數量。雖然目前主要表現為減少策略性創新數量，但由于企業創新高度依賴資金投入，如果融資約束進一步加劇，仍然有可能影響到與企業核心技術相關的實質性創新。因此，在制定與推行金融監管政策過程中，應兼顧金融監管的靈活性和導向性，提升監管規則的適應性，“疏堵結合”，在金融監管中也要關注其為實體企業帶來的間接成本，特別是重視協調解決中小企業、欠發達地區企業的融資困難。