金融強監管能夠提升企業創新投入嗎？

摘 要：創新對建設現代化經濟體系、引領產業變革以及推動中國經濟高質量發展起著舉足輕重的作用。本文以2012—2023年中國滬深A股上市公司為樣本，深入分析資管新規這一金融強監管政策對企業創新投入的影響效應以及內在邏輯。研究發現，資管新規的實施顯著提升了企業創新投入，這種影響效應主要通過抑制企業金融化以及緩解金融錯配來實現，并且在企業所處法治環境較好、位于東部地區以及為逐利而配置金融資產的企業中更為顯著。進一步研究發現，資管新規有利于提升企業創新綜合效率，具有創新增值效應。研究從微觀主體創新行為視角揭示了金融強監管政策對實體經濟發展的賦能機制，為完善金融治理框架、優化創新要素配置提供了新的經驗證據與政策啟示。

關鍵詞：金融強監管；資管新規；企業創新投入；金融化；金融錯配

中圖分類號：F273；F832 文獻標志碼：A 文章編號：1672-626X（2025）02-0027-12

一、引言

在當前經濟轉型升級的背景下，企業創新已成為推動高質量發展與核心競爭力的關鍵驅動力。然而，中國金融體系長期存在的監管套利、影子銀行擴張[1]及企業過度金融化[2]等問題，導致大量資金脫離實體領域，擠占了企業創新投入的資源。為切實防控金融風險以及引導社會資金精準流向實體經濟，《關于規范金融機構資產管理業務的指導意見》（銀發〔2018〕106號）（簡稱資管新規）出臺，這標志著中國資管行業步入全面和嚴格的監管時代。資管新規通過打破剛性兌付、限制期限錯配等措施壓縮監管套利空間，其產生的金融資源配置重構效應，對依賴影子銀行融資渠道的企業創新活動產生深刻影響。在此背景下，探究資管新規如何重塑企業創新投入決策，推動金融機構聚焦于支持實體經濟發展，對于促進經濟穩定增長與結構調整具有深遠影響。

從已有研究看，資管新規對企業創新投入的影響并未形成統一結論。有研究認為，資管新規促進了高度金融化企業的實體投資，優化集團內部資本市場資源的再配置[3]，抑制企業“脫實向虛”行為[4]，釋放被擠占的創新資源。而且資管新規實施后，企業風險承擔能力顯著增強，有利于促進企業創新意愿的提升[5]。也有研究表明，資管新規的實施壓縮影子銀行融資規模，反而導致企業面臨更高的融資成本以及更為嚴格的融資約束[6-7]，抑制企業投資行為[8]，對企業創新投資決策帶來負面沖擊。

基于已有理論觀點的不一致性，本文探討了金融領域強監管政策——資管新規對企業創新投入行為的影響效應及內在邏輯。本文預期在以下方面有所貢獻：一是明晰資管新規這一強監管政策如何作用于企業創新投入?；谫Y管新規落地施行這一現實背景，本文解析金融強監管政策給企業創新投入帶來的直接作用，以加深對金融強監管背景下企業創新發展方向的認識，為創新驅動發展戰略與金融監管的協同推進提供新的經驗依據。二是拓展資管新規對企業創新投入影響路徑的研究。本文從抑制企業金融化和緩解金融錯配角度探討資管新規對企業創新投入的內在機理，為深入理解金融與實體的良性互動提供借鑒思路。

二、研究假設

資管新規作為中國資管行業首個統一的監管政策，旨在規范金融機構的資產管理業務。憑借打破剛兌、實施凈值化管理等一系列措施，資管新規直接對企業的投資決策產生影響，企業創新投入亦涵蓋其中。從資源有限的理論角度來看，企業若大量持有金融資產，會擠占企業創新所需資源。資管新規的出臺有效抑制了企業金融化行為[9]，使企業擁有更多閑置資源，有利于提升創新投入。此外，隨著資管新規落地實施，企業金融投資收益減少，為維持利潤來源和增強核心競爭力，企業會加大創新投入。當前，我國金融資源配置存在不均衡的狀況，由此導致金融錯配問題突出。企業普遍面臨融資難、融資成本高昂等困境，嚴重阻礙了企業創新的步伐。而資管新規通過消除多層嵌套和通道業務等措施，降低了企業融資的復雜度與融資成本[10]，提升了金融資源配置效率，有力緩解金融錯配現象，進而引導金融機構為企業創新投入提供穩定且持續的資金支持。因此，資管新規可能通過抑制企業金融化和緩解金融錯配，來提升企業創新投入。

一方面，資管新規通過抑制企業金融化提升企業創新投入。具體而言，資管新規通過限制金融投資渠道、加劇金融投資風險，有效遏制企業過度金融化的趨勢。首先，資管新規限制金融投資的多種渠道，通過消除多層嵌套與通道業務，實施穿透式監管，并對多層嵌套的資管產品進行自上而下的識別，約束了企業涉足影子銀行相關業務的途徑。此外，新規還對非標業務進行嚴格限制，規范金融投資渠道，壓縮金融套利空間。其次，資管新規加劇金融投資風險，通過終結剛性兌付，推行凈值化管理，促使企業重新承擔起風險管理的責任[11]。這一變革使企業在評估金融投資的風險與收益時更為謹慎，有效遏制了企業將大量資金盲目投入金融領域進行投機的沖動。資管新規抑制了企業金融化，進而使企業有更多的閑置資源進行創新投入，尋求其他利潤來源。為了追求利潤最大化，企業會將資源集中于主營業務，同時為了實現可持續發展并提升核心競爭力，企業展現出更強的創新意愿，進一步加大企業創新投入。

另一方面，資管新規通過緩解金融錯配提升企業創新投入。穩定且高效的金融支持是企業創新持續發展的重要基石。然而，由于我國金融資源在不同行業及企業之間的配置長期存在不均衡現象，不僅抑制了企業創新投入，還導致影子銀行業務迅速擴張，加劇了金融錯配[12]，進一步加劇企業融資約束、增加融資成本，并形成套利空間，抑制企業創新[13]。資管新規的出臺有利于緩解金融錯配，推動企業創新投入的提升。首先，資管新規提升金融資源的配置效率。通過消除多層嵌套和通道業務，抑制影子銀行規模擴張，減少資金在金融體系內的空轉和套利行為，引導更多資金直接支持實體經濟，從而減少了金融錯配。其次，資管新規平衡收益與風險。新規實行凈值化管理，終結剛性兌付，使資管產品收益與風險相匹配，促使金融機構謹慎投資，將資金投向更具潛力和效率的企業及項目，讓資金得到更合理的配置。再次，資管新規抑制期限錯配。資金池業務被資管新規所禁止，同時對期限不匹配的情況嚴格管控，減少因期限錯配導致的資金挪用和短期行為，讓金融機構能為企業創新投入提供更穩定的長期資金支持。最后，資管新規強化風險管理和信息披露。新規要求金融機構加強風險管理和信息披露，使投資者和金融機構能更精確地評估企業的風險與價值，從而引導資金向創新能力強、發展潛力大的優質企業傾斜，推動企業持續提高管理能力和創新水平，減少因信息不對稱導致的金融錯配。基于上述分析，本文提出以下假設：

H1：資管新規的實施有利于提升企業創新投入。

三、研究設計

（一）模型構建

為檢驗資管新規對企業創新投入的影響，參考李青原等（2022）的做法[4]，構建如下廣義DID模型：

[RDi，t=α+βPost*Treat+γXi，t+λi+δt+εi，t] （1）

其中，[i]代表企業，[t]代表年份。[RD]為企業創新投入水平，[Xi，t]為一系列控制變量。為了控制不可觀測因素對結果的影響，在回歸中加入企業固定效應[λi]、年份固定效應[δt]，[εi，t]為隨機擾動項?；貧w系數[β]反映資管新規對企業創新投入的影響，當[β]顯著為正時，表明資管新規有助于提升企業創新投入；相反，當[β]顯著為負時，意味著資管新規可能對企業創新投入產生負面影響。

（二）變量選取

被解釋變量。企業創新投入（[RD]），參考余靜文和陳海?。?024）的做法[14]，采用研發投入金額的自然對數來衡量。

解釋變量。交乘項（[Post*Treat]），參考李青原等（2022）的做法[4]，[Treat]為資管新規實施前3期末企業平均金融化程度的代理變量。企業當期的金融化程度，則通過期末金融資產與總資產的比例進行衡量。具體而言，企業的金融資產包括交易性金融資產、買入返售金融資產、可供出售金融資產、持有至到期投資和投資性房地產等項目。[Post]為時間維度啞變量，資管新規提供了一個檢驗金融強監管對企業創新投入影響的準自然實驗環境，鑒于資管新規于2018年實施，當企業所在年份為2018年及以后時，[Post]取值為1，否則為0。

控制變量。參考已有研究文獻，引入以下控制變量：企業規模（[Size]）、資產負債率（[Lev]）、資產收益率（[Roa]）、管理費用率（[Mfee]）、上市年限（[Lage]）、獨立董事占比（[Indep]）、董事會規模（[Board]）、前十大股東持股比例（[Top10]）、現金流水平（[Cashflow]）、兩職合一（[Dual]）、管理層持股（[Mshare]）。具體變量定義與說明見表1。

（三）樣本選擇與數據來源

本文選取2012—2023年中國滬深A股上市公司作為研究樣本，對原始數據集進行了精心篩選，具體操作包括：（1）排除了金融及地產領域的上市公司；（2）剔除了處于ST狀態的樣本；（3）移除了關鍵財務數據如總資產、總負債等不完整的樣本；（4）對計算過程中產生的數據缺失進行了剔除。經過一系列嚴格篩選，最終確定23642個有效樣本。針對數據中的極端數值，對全部連續型變量實施了1%的上下限截尾操作。同時，為了消除企業個體差異和時間效應的干擾，在構建模型時引入多維度固定效應回歸方法。本文數據來源于國泰安數據庫（CSMAR）、中國研究數據服務平臺（CNRDS）。主要變量的描述性統計結果見表2。

四、實證分析

（一）基準回歸

根據公式（1）對全樣本進行回歸，表3為資管新規是否影響企業創新投入的基準回歸結果。其中，第（1）列顯示在未控制其他變量的情況下，資管新規的回歸系數在1%的水平上顯著為正，揭示了資管新規與企業創新投入之間呈現明顯的正向聯系；第（2）列為納入控制變量的回歸結果，結果顯示資管新規與企業創新投入之間存在顯著的正相關關系，驗證了假設H1。

（二）穩健性檢驗

1. 平行趨勢檢驗

運用雙重差分法分析資管新規對企業創新投入影響的前提是樣本數據是否通過平行趨勢檢驗。選取政策執行前的一年（即2017年）作為基準期，對模型（1）里的時間虛擬變量予以拆分處理。若觀測期處在政策實施前6期至前1期這個時間段，對應變量（[Pre_6]至[Pre_1]）依次賦值為1，不在該時段則賦值為0；當觀測期處于政策實施后的第1期至第5期，對應變量（[Post_1]至[Post_5]）分別賦值為1，其他情況賦值為0。接著，將上述變量與[Treat]進行交乘，隨后把交乘項代入模型（1）再次展開回歸分析。具體結果呈現于圖2，在95%置信區間下，資管新規政策實施之前，置信區間均涵蓋0值，這表明在政策時點之前，兩組之間無顯著差異，從而驗證了平行趨勢假設的有效性。

2. 安慰劑檢驗

參考La Ferrara等（2012）、Liu和Lu（2015）的做法[16-17]，將資管新規的實施時間[Post]隨機化，利用電腦隨機生成，然后重復這個隨機步驟1000遍。在圖3展示的1000次隨機過程中，系數估計值普遍聚集在0值附近，而且p值大部分不顯著，原回歸結果與抽樣生成的結果差距足夠大，安慰劑檢驗通過。

3. 替換解釋變量

為進一步檢驗結果的穩健性，參考已有文獻的處理方式，對關鍵變量進行重新定義與交乘項構建。第一，參考洪金明和袁一辰（2024）的做法[18]，考慮政策可能存在滯后性，重新定義時間虛擬變量（[Post]1），當時間處于2019年及以后，時間虛擬變量（[Post]1）取1，否則取0。之后將[Post]1與[Treat]交乘。第二，參考湯晟等（2024）的做法[3]，將變量[Treat]1重新界定為資管新規實施前6期末企業平均金融化程度的代理變量，然后將[Treat]1與[Post]進行交乘處理。第三，參考李青原等（2022）的做法[4]，將變量[Treat]2重新定義為資管新規實施前1期末（也就是2017年年末）企業金融化程度的代理變量，隨后將[Post]與[Treat]2進行交乘。將上述構建好的交乘項替代模型（1）中的[Post*Treat]展開回歸分析，具體結果呈現在表4第（1）至（3）列，顯示依然穩健。

4. 調整樣本區間

陳運森等（2020）研究發現[19]，法律法規修訂的市場反應更多體現在法律法規的發布日。為避免政策發布當年樣本可能存在噪音的影響，參考李青原等（2022）的做法[4]，剔除政策處理當期（2018年）樣本。從表4第（4）列的研究結果可知，交乘項系數為4.569，在1%的顯著水平下呈正向顯著。這一結果有力地表明，資管新規實施后，企業創新投入得到了顯著提升，再次驗證了研究結論的穩健性。

5. 加入因變量的滯后項

參考李青原等（2022）的做法[4]，加入被解釋變量的滯后項第t-1期企業創新投入（[L.RD]）。表4第（5）列的研究結果顯示，[L.RD]的系數為0.601，在1%的顯著水平下呈正向顯著，[Post*Treat]的系數為1.373，在10%的水平上顯著為正，表明資管新規的實施顯著提高了企業創新投入，結果依然穩健。

五、進一步分析

（一）作用機制檢驗

王紅建等（2017）研究發現，企業金融化對企業創新起到抑制作用[20]。Cheng等（2024）研究發現，緩解金融錯配能夠促進企業創新[21]。通過前文的分析可知，資管新規可能通過抑制企業金融化和緩解金融錯配，進而提升企業創新投入。為檢驗資管新規對企業創新投入的影響路徑，參考李青原等（2022）的做法[4]，構建如下模型：

[FinAssetsi，t=α1+β1Post*Treat+γ1Xi，t+λi +δt +εi，t] （2）

[FMi，t=α2+β2Post*Treat+γ2Xi，t+λi +δt +εi，t] （3）

其中，[FinAssets]為企業持有的金融資產的代理變量；[FM]為金融錯配的代理變量，參考邵挺（2010）的做法[22]，采用資金使用成本/行業平均成本-1來衡量；其他變量同模型（1）。從表5第（1）列的研究結果可知，交乘項系數為-0.200，在1%的顯著水平下呈負向顯著。結果表明資管新規對企業的金融化活動產生了明顯的遏制效果，促使企業將資源重心更多地轉向實體經濟的投資領域，顯著提高了企業創新投入。從表5第（2）列的研究結果可知，交乘項系數為-0.746，在1%的顯著水平下呈負向顯著。這表明緩解金融錯配是資管新規促進企業提升創新投入的一個重要作用機制。

（二）異質性檢驗

1. 法治環境異質性

資管新規作為國家出臺的行政法規，必然會受到公司所處法治環境的影響。首先，當企業處于法治環境良好的狀況下，企業對法律法規的接受程度會更高，資管新規能更有效地得到貫徹執行。企業為適應資管新規，會相應地調整公司決策，比如壓縮金融投資，將更多資金投入實體經濟，從而有利于提升企業的創新投入。其次，在法治環境優越的條件下，企業所面臨的監管更為嚴苛，而且監管體系更為完備，這能夠促使公司治理水平的提高，為企業的創新投資決策營造有利條件。最后，法治環境優良的地區通常對知識產權的保護力度更大，這激勵企業積極投入創新活動，無需擔憂創新成果被輕易復制或盜用，進而增強了企業的創新動力。因此，當企業所處的法治環境較好時，資管新規對企業創新投入的促進作用可能更為突出。參考王雪（2024）的做法[23]，依據市場化總指數下的市場中介組織的發育和法治環境方面指數，對各地法治化狀況進行衡量；同時，根據行業和年份的平均值，將樣本數據劃分為法治化水平較高和較低兩類，實施分組回歸分析。分析結果見表6第（1）列和第（2）列，在企業所處法治化水平較高的情況下，交乘項的估計系數達到了4.726，并在1%的置信水平上呈現出顯著的正相關關系；當企業所處法治環境較差時，交乘項的估計系數不顯著。研究結果表明，相較于所處法治環境較差的企業，當企業所處法治環境較好時，資管新規的政策效應更為顯著。

2. 區域異質性

首先，中國區域發展呈現不均衡態勢，東部地區經濟發達，金融服務行業規模龐大，企業金融化程度較高；相比之下，中西部地區雖有國家政策支持，但受限于經濟發展水平，在金融服務行業等方面與東部相比仍有顯著差距[24]，企業金融化程度較低。資管新規顯著降低了非金融企業金融化程度，東部地區企業金融化行為受抑制更為顯著。其次，東部地區高校和科研機構數量可能多于中西部，人才聚集效應突出，為創新提供了持續的智力支持。東部地區的企業創新意識強烈，研發投入較高，科技創新能力較強。因此，當企業位于東部地區時，資管新規對企業創新投入的促進作用可能更為顯著。根據企業所在省域，按照東部、中西部將樣本進行分組回歸。檢驗結果如表6第（3）列和第（4）列所示，在東部地區，交乘項的估計系數為4.305，在1%的水平上顯著為正；在中西部地區，交乘項的估計系數不顯著。研究結果表明，相較于中西部地區的企業，東部地區的企業在資管新規的政策效應下，其創新投入表現更為顯著。

3. 配置金融資產動機異質性

企業金融資產持有動機呈現出多樣性。部分企業配置金融資產旨在支撐核心業務運作，降低對外部資金的依存度，從而降低財務風險。然而，也有部分企業將短期套利作為配置金融資產的主要動機，從而忽視了企業創新與主業的發展[25]。資管新規通過限制金融投資渠道、提高金融投資風險等措施，對出于不同動機配置金融資產的企業可能存在不同的影響。資管新規采取終止剛性兌付等舉措，有效約束了企業在金融投資時的盲目之舉。對于逐利型企業來說，新規可能會降低其對短期金融資產的熱情和對金融投資高回報的追求，從而重新聚焦于核心業務的拓展和企業的創新活動。而資金充裕的儲蓄型企業通常會將一部分資金投入金融市場作為儲備，資管新規對這些企業的沖擊或許比較有限。參考陳明生和王乾坤（2024）的做法[26]，根據公司金融資產配置的意圖不同，將研究對象劃分為兩類。一類是偏好配置短期金融資產以追求利潤最大化的逐利型企業，另一類是偏好配置長期金融資產以進行資金儲備的儲蓄型企業。針對以上兩類企業，分別進行回歸分析。其中，短期金融資產采用企業所持有的貨幣資金和交易性金融資產來衡量，而長期金

融資產采用企業持有的金融衍生品、可供出售金融資產、持有至到期投資以及投資性房地產等來衡量。并參考李青原等（2022）的做法[4]，若在資管新規實施前三期企業平均持有的短期金融資產數額高于長期金融資產，就將其認定為逐利型企業；若長期金融資產高于短期金融資產，便認定其為儲蓄型企業。檢驗結果如表6第（5）列和第（6）列所示，當企業配置金融資產動機為逐利型時，交乘項估計系數為5.751，在10%的水平上顯著為正；當企業配置金融資產動機為儲蓄型時，交乘項的估計系數不顯著。研究結果表明，逐利型企業對資管新規的政策效應更為敏感。

（三）拓展性分析

基于前文可知，資管新規可以通過抑制企業金融化以及緩解金融錯配顯著提升企業的創新投入。那么，資管新規是否會影響企業的創新產出？構建如下模型作進一步檢驗：

[Patenti，t/InnoEffi，t=α+βPost*Treat+γXi，t+λi+δt+εi，t] （4）

其中，采用[Ln]（發明專利、實用新型和外觀設計專利總申請量+1）作為衡量企業創新數量（[Patent_num]）的指標；以[Ln]（發明專利申請量+1）來評估創新質量（[Patent_qual]）；并通過（發明專利、實用新型和外觀設計專利總申請量加1后的自然對數，其中3種專利按3：2：1的權重分配）與[Ln]（研發支出+1）的比值來量化創新效率（[InnoEff]）。表7第（1）列和第（2）列顯示，[Post*Treat]的估計系數分別為0.040、0.087，雖然不顯著，但對其影響是正向的；第（3）列顯示，[Post*Treat]的估計系數為0.041，在10%的顯著水平下呈正向顯著。這一結果充分說明，資管新規的施行有利于企業創新綜合效率的提升，具有創新增值效應。

六、結論與政策啟示

（一）研究結論

創新不僅是推動發展的第—動力，也是構建現代化經濟結構的戰略支柱。本文以2012—2023年我國滬深A股上市公司為樣本，對資管新規這一金融強監管政策與企業創新投入的內在關系進行實證分析。研究發現，資管新規的實施顯著提升了企業創新投入。通過機制檢驗發現，資管新規通過抑制企業金融化和緩解金融錯配來提升企業的創新投入；異質性檢驗發現，當企業所處法治環境較好、位于東部地區以及為逐利而配置金融資產時，資管新規的實施對企業創新投入的促進效應更為顯著。進一步研究發現，資管新規在提升企業創新綜合效率方面發揮了積極作用，具有創新增值效應。本文從微觀主體創新行為視角揭示了金融強監管政策對實體經濟發展的賦能機制，為完善金融治理框架、優化創新要素配置提供了新的經驗證據與政策啟示。

（二）政策建議

第一，深化金融監管體制改革，構建創新導向的資源配置機制。政府應持續完善資管新規的實施細則，確保政策的連貫性和有效性，進一步規范金融機構的資產管理業務，防止資金“脫實向虛”。確保金融機構嚴格遵守規定，減少影子銀行活動，防止資金過度流向金融領域，鼓勵其將更多資金投向實體經濟和創新活動。金融機構應根據資管新規要求，優化金融產品結構，減少通道業務，增加對企業創新項目的直接融資支持。準確識別和評估企業創新項目的風險，合理配置金融資源。與此同時，金融機構應主動加強與政府部門、行業協會等主體的合作，搭建信息共享平臺，打破信息壁壘，解決金融機構與企業之間的信息不對稱問題，讓金融資源能夠有的放矢地精準流入創新型企業，推動創新項目的順利開展。

第二，強化監管需因地制宜。在推行金融監管政策時，應充分考慮企業所處的區域差異和法治環境狀況。對于中西部等經濟發展相對滯后的地區，要制定具有針對性的差異化區域金融與產業政策。通過加大政策扶持力度，引導金融機構合理調配資源，降低當地企業的融資成本，提高金融服務實體經濟的效能，進而激發中西部地區企業的創新活力。鼓勵東部地區與中西部地區開展廣泛的產業對接、技術轉移和人才交流活動，充分發揮東部地區在經濟發展、科技創新等方面的示范引領作用，逐步縮小區域之間的創新差距，促進區域經濟的協調發展。法治建設是金融監管和企業創新的重要保障，尤其是法治環境欠佳的地區，更要加快法治建設步伐，提高執法效率與公正性。讓更多企業能在良好的法治環境下受益于政策對創新的促進作用。針對不同類型的企業，監管政策也應有所側重。對于逐利型企業，要加強引導和約束，防止其過度涉足金融投資而忽視主業發展；對于儲蓄型企業，則應積極鼓勵其加大研發投入，提升創新能力，增強企業的核心競爭力。

第三，企業應立足主業，進行戰略轉型，培育創新內生動力。企業作為創新的主體，應當牢固樹立立足主業的發展理念，積極謀劃戰略轉型，培育強大的創新內生動力。企業要確立正確的發展戰略，克服盲目配置金融資產的沖動，將主要精力和資源聚焦于實體經濟和核心業務的創新上，持續加大創新投入，提升產品和服務的科技含量與市場競爭力。建立健全風險防控機制是企業穩健發展的關鍵。企業要對金融資產配置風險進行全面、合理的評估，避免因過度金融化而削弱企業的創新投入能力，影響企業的長遠發展。在企業內部，需積極構建富有活力的創新環境，通過提升創新資金的投入力度，吸納及培育一系列高水平的創新人才。進一步地，打造健全的激勵創新體系，有效激發全體職員參與創新的熱忱與自發行為，為企業持續發展注入不竭的動力源泉。另外，企業需加強與政府部門及金融機構的交流與合作，及時了解并爭取更多的政策支持和金融資源，利用外部資源推進企業創新的增值，確保在激烈的市場競爭中占據優勢地位。

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