經(jīng)濟(jì)政策不確定性、地區(qū)金融結(jié)構(gòu)與企業(yè)研發(fā)投入

劉柳 屈小娥

摘要：本文嘗試構(gòu)建包含宏觀層面經(jīng)濟(jì)政策不確定性指標(biāo)、上市企業(yè)所屬地區(qū)省級(jí)層面控制變量和企業(yè)特征變量的“宏觀—中觀—微觀”相結(jié)合的面板數(shù)據(jù)，在理論分析經(jīng)濟(jì)政策不確定性對(duì)企業(yè)研發(fā)投入作用機(jī)理基礎(chǔ)上，實(shí)證檢驗(yàn)經(jīng)濟(jì)不確定性、金融結(jié)構(gòu)與企業(yè)研發(fā)投入之間的相互關(guān)系。研究發(fā)現(xiàn)：經(jīng)濟(jì)政策不確定性對(duì)企業(yè)研發(fā)投入存在正向激勵(lì)作用（直接效應(yīng)），同時(shí)地區(qū)金融結(jié)構(gòu)強(qiáng)化經(jīng)濟(jì)政策不確定性對(duì)企業(yè)研發(fā)投入的激勵(lì)作用（強(qiáng)化效應(yīng)）;將經(jīng)濟(jì)政策不確定性對(duì)企業(yè)研發(fā)投入的綜合效應(yīng)定義為直接效應(yīng)和強(qiáng)化效應(yīng)的總和，綜合效應(yīng)能夠更好的詮釋經(jīng)濟(jì)政策不確定性對(duì)企業(yè)研發(fā)投入的異質(zhì)性影響，且強(qiáng)化效應(yīng)占據(jù)主導(dǎo)地位。

關(guān)鍵詞：經(jīng)濟(jì)政策不確定性;金融結(jié)構(gòu);企業(yè)研發(fā)投入;綜合效應(yīng)

文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A

文章編號(hào)：100228482019（06）012011

一、引言

在我國(guó)推動(dòng)創(chuàng)新戰(zhàn)略以及宏觀經(jīng)濟(jì)政策不斷調(diào)整背景下，經(jīng)濟(jì)政策的不確定性對(duì)企業(yè)研發(fā)投入的影響得到了眾多學(xué)者的關(guān)注。經(jīng)濟(jì)政策不確定性是指經(jīng)濟(jì)主體對(duì)經(jīng)濟(jì)政策的調(diào)整難以準(zhǔn)確判斷而產(chǎn)生的不確定性[1]。自我國(guó)經(jīng)濟(jì)進(jìn)入新常態(tài)以來，為應(yīng)對(duì)經(jīng)濟(jì)衰退而實(shí)施的“大眾創(chuàng)業(yè)、萬眾創(chuàng)新”以及“互聯(lián)網(wǎng)+”等宏觀經(jīng)濟(jì)政策，在推動(dòng)企業(yè)創(chuàng)新能力提升的同時(shí)，也增大了經(jīng)濟(jì)政策的不確定性。筆者根據(jù)相關(guān)數(shù)據(jù)計(jì)算后發(fā)現(xiàn)，自2008年以來，我國(guó)經(jīng)濟(jì)政策不確定性指數(shù)變化呈現(xiàn)出波動(dòng)增長(zhǎng)趨勢(shì)，經(jīng)濟(jì)政策不確定性經(jīng)歷了“降低—提高—再降低—再提高”的波浪式增長(zhǎng)趨勢(shì)（見圖1），這與我國(guó)企業(yè)研發(fā)支出占總資產(chǎn)的比重變動(dòng)趨勢(shì)保持一致。

鑒于經(jīng)濟(jì)政策不確定性與企業(yè)研發(fā)之間可能存在的緊密聯(lián)系，部分學(xué)者開始嘗試分析經(jīng)濟(jì)政策不確定性對(duì)企業(yè)研發(fā)投入的影響機(jī)理[25]，并實(shí)證檢驗(yàn)了兩者之間的相關(guān)關(guān)系，但研究結(jié)論并不統(tǒng)一。在經(jīng)濟(jì)政策不確定性是否能夠促進(jìn)企業(yè)研發(fā)投入的研究中，持肯定觀點(diǎn)的學(xué)者從增長(zhǎng)期權(quán)理論出發(fā)，認(rèn)為經(jīng)濟(jì)政策不確定性提高了企業(yè)創(chuàng)新的預(yù)期收益，因而促進(jìn)了企業(yè)的研發(fā)投入[2];持否定觀點(diǎn)的學(xué)者則從實(shí)物期權(quán)理論和融資約束理論出發(fā)，認(rèn)為經(jīng)濟(jì)政策不確定性沖擊提高了實(shí)物期權(quán)價(jià)值，使得企業(yè)選擇觀望態(tài)度，推遲企業(yè)研發(fā)投入[4];融資約束理論則強(qiáng)調(diào)經(jīng)濟(jì)政策不確定性會(huì)提高企業(yè)的融資成本，從而降低企業(yè)研發(fā)投入。在既有的研究中，僅指出了經(jīng)濟(jì)政策不確定性對(duì)企業(yè)研發(fā)投入的直接影響，并沒有討論是否存在強(qiáng)化上述影響的其他因素。

有學(xué)者還進(jìn)一步關(guān)注了經(jīng)濟(jì)政策不確定性對(duì)企業(yè)研發(fā)投入影響的異質(zhì)性，但研究結(jié)論也不統(tǒng)一。如孟慶斌等[2]認(rèn)為經(jīng)濟(jì)政策不確定性對(duì)企業(yè)研發(fā)投入的影響具有異質(zhì)性，研發(fā)投入預(yù)期回報(bào)率越低的企業(yè)受經(jīng)濟(jì)政策不確定性的正向影響越大;顧夏銘等[5]則指出了經(jīng)濟(jì)政策不確定性對(duì)企業(yè)研發(fā)投入具有選擇效應(yīng)，其研究發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)政策不確定性對(duì)高科技企業(yè)的促進(jìn)作用更大。但顯然高科技企業(yè)研發(fā)投入的預(yù)期回報(bào)相對(duì)更高，這與孟慶斌等[2]的研究結(jié)論不符。事實(shí)上，經(jīng)濟(jì)政策不確定性對(duì)企業(yè)研發(fā)投入的異質(zhì)性影響和選擇效應(yīng)本質(zhì)上都是強(qiáng)調(diào)經(jīng)濟(jì)政策不確定性對(duì)不同企業(yè)研發(fā)投入影響的差異性。現(xiàn)有研究結(jié)論之間的不統(tǒng)一除數(shù)據(jù)樣本選擇差異外

孟慶斌等[2]采用了2008—2015年間中國(guó)A股上市企業(yè)作為研究樣本，共計(jì)10514個(gè)觀測(cè)值;顧夏銘等[5]則采用了2007—2015年的上市公司作為研究樣本，共計(jì)10641個(gè)樣本。，可能忽略了金融結(jié)構(gòu)產(chǎn)生的影響[67]。Karaman等[6]研究發(fā)現(xiàn)金融發(fā)展能夠弱化經(jīng)濟(jì)政策不確定性對(duì)產(chǎn)出的負(fù)向沖擊，在理論上，金融發(fā)展水平提高能夠通過降低金融摩擦（financial frictions）和緩解投資觀望（precautionary incentives）等渠道來改變經(jīng)濟(jì)政策不確定性對(duì)企業(yè)投資的影響。鑒于企業(yè)研發(fā)投入是一種更加特殊的投資類型，劉金全等[7]進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)，以股權(quán)市場(chǎng)為主導(dǎo)的金融結(jié)構(gòu)能夠在融資功能、風(fēng)險(xiǎn)管理和信息不對(duì)稱渠道更好的匹配企業(yè)創(chuàng)新研發(fā)?？紤]金融結(jié)構(gòu)，特別是以股權(quán)融資為主導(dǎo)的金融結(jié)構(gòu)能夠從側(cè)面反映地區(qū)金融發(fā)展水平，因此，將金融結(jié)構(gòu)因素納入到經(jīng)濟(jì)政策不確定性對(duì)企業(yè)研發(fā)投入影響整體分析框架中，有助于深入理解經(jīng)濟(jì)政策不確定性對(duì)企業(yè)研發(fā)投入的影響機(jī)理，并從理論和實(shí)證角度來重新解釋研究結(jié)論內(nèi)在的一致性?；诖耍疚膰L試構(gòu)建包含宏觀層面經(jīng)濟(jì)政策不確定性指標(biāo)、上市企業(yè)所屬地區(qū)省級(jí)層面控制變量和企業(yè)特征變量的“宏觀—中觀—微觀”相結(jié)合的面板數(shù)據(jù)，在理論分析經(jīng)濟(jì)政策不確定性對(duì)企業(yè)研發(fā)投入作用機(jī)理基礎(chǔ)上，實(shí)證檢驗(yàn)經(jīng)濟(jì)不確定性、金融結(jié)構(gòu)與企業(yè)研發(fā)投入之間的相互關(guān)系。

本文安排如下，第二部分是相關(guān)文獻(xiàn)綜述及研究假設(shè);第三部分是研究設(shè)計(jì)、變量定義及數(shù)據(jù)來源;第四部分為實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果分析;第五部分為穩(wěn)健性分析，最后是結(jié)論和政策建議。

二、理論分析及研究假設(shè)

企業(yè)研發(fā)投入作為一種高風(fēng)險(xiǎn)投資決策，企業(yè)是否增加研發(fā)投入取決于研發(fā)投入是否能夠最大化企業(yè)利潤(rùn)，而企業(yè)利潤(rùn)最大化的核心在于控制成本和提高收益，因此探討不同因素對(duì)企業(yè)研發(fā)投入的影響機(jī)理可以通過比較其對(duì)企業(yè)研發(fā)成本與研發(fā)收益的影響進(jìn)行分析。

（一）經(jīng)濟(jì)政策不確定性與企業(yè)研發(fā)投入

從研發(fā)投入成本分析視角來看，經(jīng)濟(jì)政策不確定性對(duì)企業(yè)研發(fā)投入的影響機(jī)理可以分為以下兩個(gè)方面：第一，金融摩擦效應(yīng)。由于研發(fā)投入資金并不全是企業(yè)自有資金，因此金融摩擦不可避免。Christiano等[8]構(gòu)建了利率內(nèi)生的廠商和貸款者模型，研究發(fā)現(xiàn)當(dāng)經(jīng)濟(jì)政策不確定性上升時(shí)，企業(yè)破產(chǎn)風(fēng)險(xiǎn)水平提高，進(jìn)而導(dǎo)致融資成本上升，最終降低了企業(yè)研發(fā)投入。部分學(xué)者將上述效應(yīng)總結(jié)為融資約束效應(yīng)[910]，指出經(jīng)濟(jì)政策不確定性的上升將導(dǎo)致市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)，繼而提高企業(yè)融資成本和融資難度，致使企業(yè)研發(fā)投入水平的下降。張倩肖等[11]研究發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)政策不確定性加劇了銀行信貸風(fēng)險(xiǎn)，導(dǎo)致企業(yè)研發(fā)投入面臨更大的資金約束，故而抑制了企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新。第二，投資觀望（precautionary incentives）效應(yīng)。從實(shí)物期權(quán)理論視角出發(fā)[12]，經(jīng)濟(jì)政策不確定性程度的提高將導(dǎo)致實(shí)物期權(quán)價(jià)格的上升。由于企業(yè)研發(fā)投入具有不可逆性，實(shí)物期權(quán)價(jià)格的提高將導(dǎo)致企業(yè)對(duì)投資更加審慎，造成企業(yè)推遲研發(fā)決策，降低企業(yè)研發(fā)投入[13]。

從研發(fā)投入收益視角來看，經(jīng)濟(jì)政策不確定性水平上升可能還會(huì)提高企業(yè)研發(fā)投入的預(yù)期收益，即預(yù)期收益效應(yīng)。部分學(xué)者從增長(zhǎng)期權(quán)理論視角分析了經(jīng)濟(jì)政策不確定性對(duì)企業(yè)研發(fā)投入的促進(jìn)作用。Bar?Ilan等[14]研究指出，在有限損失條件下，不確定性的增加對(duì)潛在收益的提升作用更為顯著，將企業(yè)研發(fā)投入視為看漲期權(quán)，那么經(jīng)濟(jì)政策不確定性程度的提高將導(dǎo)致看漲期權(quán)價(jià)格上升[15]。Aghion[16]研究指出，在面對(duì)經(jīng)濟(jì)政策不確定帶來的市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)時(shí)，增加企業(yè)研發(fā)投入能夠增加企業(yè)在未來的競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)，有助于保持并提高企業(yè)的市場(chǎng)勢(shì)力。進(jìn)一步，企業(yè)為擺脫經(jīng)濟(jì)政策不確定性帶來的信息不對(duì)稱困境，會(huì)通過加大研發(fā)投入謀求自身發(fā)展，完成從搜索顧客需求到引領(lǐng)顧客需求的轉(zhuǎn)變[1718]。經(jīng)濟(jì)政策不確定性的上升會(huì)促使企業(yè)增加研發(fā)投入以提升長(zhǎng)期收益[5]，因此經(jīng)濟(jì)政策不確定性對(duì)企業(yè)創(chuàng)新具有正向的激勵(lì)效應(yīng)。

可以發(fā)現(xiàn)，經(jīng)濟(jì)政策不確定性對(duì)企業(yè)研發(fā)投入的影響取決于研發(fā)投入成本和收益的衡量。當(dāng)研發(fā)投入成本大于研發(fā)投入收益時(shí)，企業(yè)降低研發(fā)投入水平;反之則提高研發(fā)投入水平。根據(jù)前文的理論分析，金融摩擦及投資觀望效應(yīng)本質(zhì)上提高了企業(yè)研發(fā)投入的資金成本而降低了企業(yè)研發(fā)投入，而預(yù)期收益效應(yīng)則指出經(jīng)濟(jì)政策不確定性上升將提高企業(yè)研發(fā)投入的收益。在當(dāng)前我國(guó)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型及產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)背景下，企業(yè)創(chuàng)新能力的提高是企業(yè)參與市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)的關(guān)鍵。企業(yè)在面臨“固步自封—淘汰出局”與“大膽創(chuàng)新—風(fēng)險(xiǎn)機(jī)遇并存”的選擇中，加大企業(yè)研發(fā)投入，提高企業(yè)創(chuàng)新能力是最優(yōu)選擇，因此，在面臨經(jīng)濟(jì)政策不確定性上升環(huán)境下，企業(yè)將擴(kuò)大研發(fā)投入，以博取更大的研發(fā)投入收益，避免被市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)淘汰，因此提出如下研究假說：

假說H1：經(jīng)濟(jì)政策不確定性的提高將促進(jìn)企業(yè)研發(fā)投入。

（二）地區(qū)金融結(jié)構(gòu)與企業(yè)研發(fā)投入

考慮到金融摩擦效應(yīng)的存在，企業(yè)融資模式差異對(duì)企業(yè)研發(fā)投入有重要影響，而企業(yè)融資模式選擇則與本地區(qū)金融結(jié)構(gòu)現(xiàn)狀息息相關(guān)。本文將地區(qū)金融結(jié)構(gòu)定義為地區(qū)融資結(jié)構(gòu)中直接融資與間接融資規(guī)模的比重?，F(xiàn)有的研究指出，以銀行主導(dǎo)的金融結(jié)構(gòu)和以股權(quán)市場(chǎng)主導(dǎo)的金融結(jié)構(gòu)并無優(yōu)劣之分[19]，但金融結(jié)構(gòu)對(duì)企業(yè)研發(fā)投入的影響則隨企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新所處的階段不同而存在明顯差異[20]。當(dāng)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新處于模仿和跟蹤為主的初級(jí)階段時(shí)，企業(yè)模仿創(chuàng)新的技術(shù)較為成熟，創(chuàng)新風(fēng)險(xiǎn)可控且創(chuàng)新產(chǎn)品市場(chǎng)前景較為清晰，因此企業(yè)研發(fā)投入所需資金的成本較低，銀行主導(dǎo)型金融結(jié)構(gòu)能夠發(fā)揮其在信息搜集和處理方面的相對(duì)優(yōu)勢(shì)[21]，銀行信貸融資對(duì)企業(yè)抵押擔(dān)保以及貸款的事后監(jiān)督有效地緩解了信息不對(duì)稱引起的逆向選擇和道德風(fēng)險(xiǎn)問題[22]，有助于緩解低風(fēng)險(xiǎn)企業(yè)的融資約束，提高企業(yè)的研發(fā)投入。但伴隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的提高、技術(shù)水平的上升，企業(yè)創(chuàng)新與技術(shù)前沿的差距越來越小[23]，技術(shù)創(chuàng)新由“模仿”到“原創(chuàng)”的轉(zhuǎn)變使得創(chuàng)新風(fēng)險(xiǎn)加大，資金風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)水平上升。原創(chuàng)性自主技術(shù)創(chuàng)新對(duì)資金的需求規(guī)模相對(duì)較大，對(duì)資金的期限要求更長(zhǎng)[24]。以股權(quán)市場(chǎng)為主導(dǎo)的金融結(jié)構(gòu)能夠更好的應(yīng)對(duì)企業(yè)原創(chuàng)技術(shù)創(chuàng)新帶來的不確定性風(fēng)險(xiǎn)[25]：與銀行信貸融資相比，股票融資不需要抵押以及定期的還本付息，對(duì)企業(yè)現(xiàn)金流的影響較低，降低了因資金流動(dòng)性而導(dǎo)致的企業(yè)破產(chǎn)問題，因此能夠滿足自主創(chuàng)新型企業(yè)的融資需求。股票市場(chǎng)的信息甄別和信息揭示功能，使得股票投資者更加關(guān)注企業(yè)的成長(zhǎng)性[26]，能夠前瞻性地引導(dǎo)資本流入有發(fā)展前景的領(lǐng)域，推動(dòng)企業(yè)的研發(fā)投入[27]。夏冠軍等[28]基于我國(guó)上市高新技術(shù)企業(yè)研究發(fā)現(xiàn)，股權(quán)融資顯著促進(jìn)了企業(yè)的研發(fā)投入，并且這種影響對(duì)規(guī)模小的企業(yè)更加顯著[29]。

事實(shí)上，我國(guó)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新經(jīng)歷了從“模仿追趕”到“原創(chuàng)領(lǐng)跑”的過程。在經(jīng)濟(jì)發(fā)展初期，要素稟賦決定了模仿創(chuàng)新是最優(yōu)的技術(shù)創(chuàng)新選擇，因此以銀行為主導(dǎo)的金融結(jié)構(gòu)能夠滿足企業(yè)研發(fā)投入的融資需求;而隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的提高，資本和技術(shù)密集型產(chǎn)業(yè)為主導(dǎo)的經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)對(duì)企業(yè)原創(chuàng)技術(shù)提出了更高的要求，因此需要以股權(quán)市場(chǎng)為主導(dǎo)的金融結(jié)構(gòu)進(jìn)行匹配。以我國(guó)高鐵技術(shù)為例，通過前期購買和引進(jìn)高鐵技術(shù)服務(wù)，而后通過自主學(xué)習(xí)和自主研發(fā)，逐步實(shí)現(xiàn)了高鐵技術(shù)從無到有、從模仿到引領(lǐng)的階段轉(zhuǎn)換[30]。相比于銀行信貸融資，當(dāng)企業(yè)創(chuàng)新具有較大的不確定性時(shí)，股權(quán)市場(chǎng)融資能夠更好地匹配技術(shù)創(chuàng)新風(fēng)險(xiǎn)，促進(jìn)企業(yè)研發(fā)投入。

綜合上述分析，本文提出如下研究假說：

H2：以股權(quán)市場(chǎng)主導(dǎo)的金融結(jié)構(gòu)對(duì)企業(yè)研發(fā)投入具有正向促進(jìn)作用。

（三）金融結(jié)構(gòu)、經(jīng)濟(jì)政策不確定性與企業(yè)研發(fā)投入

考慮到金融結(jié)構(gòu)也能夠影響企業(yè)研發(fā)投入的成本和收益，金融結(jié)構(gòu)是否強(qiáng)化了經(jīng)濟(jì)政策不確定性對(duì)企業(yè)研發(fā)的正向激勵(lì)還需結(jié)合經(jīng)濟(jì)政策不確定性對(duì)企業(yè)研發(fā)投入的影響機(jī)理。從金融摩擦效應(yīng)來看，以股權(quán)融資為主導(dǎo)的金融結(jié)構(gòu)有助于緩解間接融資帶來的金融摩擦，股票市場(chǎng)的信息發(fā)現(xiàn)與資源配置功能將有效引導(dǎo)資金流入創(chuàng)新研發(fā)企業(yè)，削弱經(jīng)濟(jì)政策不確定性上升導(dǎo)致企業(yè)融資成本上升，進(jìn)而發(fā)生因融資約束而導(dǎo)致的研發(fā)投入規(guī)模下降問題;從投資觀望效應(yīng)來看，以股權(quán)市場(chǎng)為主的金融結(jié)構(gòu)由于能夠更好地匹配企業(yè)創(chuàng)新風(fēng)險(xiǎn)需求，有助于發(fā)揮股權(quán)融資對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的促進(jìn)作用，提高資金回報(bào)率水平;同時(shí)股權(quán)市場(chǎng)資金供給者更加關(guān)注企業(yè)未來成長(zhǎng)性，對(duì)企業(yè)創(chuàng)新風(fēng)險(xiǎn)有更高的容忍度，這就有助于緩解經(jīng)濟(jì)政策不確定性上升導(dǎo)致的企業(yè)家對(duì)創(chuàng)新投資的延遲觀望態(tài)度，提高企業(yè)研發(fā)投入水平;從預(yù)期收益效應(yīng)來看，以股權(quán)市場(chǎng)主導(dǎo)的金融結(jié)構(gòu)能夠更好的把握經(jīng)濟(jì)政策不確定性環(huán)境下的研發(fā)投入收益：在面臨高風(fēng)險(xiǎn)高回報(bào)的企業(yè)研發(fā)環(huán)境時(shí)，相比與銀行信貸主導(dǎo)的金融結(jié)構(gòu)，以股權(quán)為主導(dǎo)的金融結(jié)構(gòu)能夠快速的為企業(yè)研發(fā)投入提供資金，有助于快速把握市場(chǎng)機(jī)遇，從而搶占市場(chǎng)，將研發(fā)收益最大化。因此當(dāng)經(jīng)濟(jì)政策不確定性上升導(dǎo)致企業(yè)創(chuàng)新預(yù)期收益提高時(shí)，以股權(quán)市場(chǎng)為主導(dǎo)的金融結(jié)構(gòu)會(huì)強(qiáng)化經(jīng)濟(jì)政策不確定性對(duì)企業(yè)研發(fā)投入的正向促進(jìn)作用。根據(jù)上述分析，提出如下研究假說：

假說H3：以股權(quán)市場(chǎng)為主導(dǎo)的金融結(jié)構(gòu)有助于強(qiáng)化經(jīng)濟(jì)政策不確定性對(duì)企業(yè)研發(fā)投入的促進(jìn)作用。

此外，經(jīng)濟(jì)政策不確定性對(duì)企業(yè)研發(fā)投入除具有正向激勵(lì)效應(yīng)之外，還具有選擇效應(yīng)[5]。具體來看，經(jīng)濟(jì)政策不確定性的選擇效應(yīng)體現(xiàn)在對(duì)非國(guó)有企業(yè)、高科技企業(yè)、融資約束較低的企業(yè)以及獲得政府補(bǔ)貼企業(yè)的正向激勵(lì)效應(yīng)更加明顯。但這與孟慶斌等[2]研究發(fā)現(xiàn)的經(jīng)濟(jì)政策不確定性對(duì)企業(yè)研發(fā)投入異質(zhì)性影響存在偏差。根據(jù)前文的理論分析，地區(qū)金融結(jié)構(gòu)對(duì)不同特征企業(yè)的融資難易程度的影響差異可能是造成上述選擇效應(yīng)的重要原因。從企業(yè)所有制差異來看，由于壟斷和政府隱性擔(dān)保等原因，國(guó)有企業(yè)能夠在銀行信貸市場(chǎng)獲取研發(fā)資金的難易程度相對(duì)非國(guó)有企業(yè)較低，因此以股權(quán)市場(chǎng)為主導(dǎo)的金融結(jié)構(gòu)在緩解非國(guó)有企業(yè)研發(fā)資金約束中的作用相對(duì)更強(qiáng)，故而能夠強(qiáng)化經(jīng)濟(jì)政策不確定性上升對(duì)非國(guó)有企業(yè)研發(fā)投入的正向激勵(lì)作用;從行業(yè)“天然創(chuàng)新基因”視角來看，高科技行業(yè)的技術(shù)密集度相對(duì)更高，其通過創(chuàng)新應(yīng)對(duì)市場(chǎng)環(huán)境變化的能力更強(qiáng)，因此以股權(quán)市場(chǎng)為主導(dǎo)的金融結(jié)構(gòu)能夠?qū)⒏嗟馁Y金引導(dǎo)流入高科技行業(yè)，促使高科技企業(yè)提高研發(fā)投入，以保持高科技企業(yè)的市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)力。因此，從股權(quán)市場(chǎng)對(duì)高科技行業(yè)的“偏愛”角度分析，金融結(jié)構(gòu)能夠顯著強(qiáng)化經(jīng)濟(jì)政策不確定性對(duì)高科技行業(yè)研發(fā)投入的正向激勵(lì)效應(yīng)。從融資約束視角來看，融資約束較低的企業(yè)，其經(jīng)營(yíng)績(jī)效表現(xiàn)相對(duì)更好，因此以股權(quán)市場(chǎng)為主導(dǎo)的融資結(jié)構(gòu)能夠?qū)⒏嗟馁Y金引導(dǎo)流入至經(jīng)濟(jì)績(jī)效更好的公司，繼而發(fā)揮股權(quán)融資對(duì)企業(yè)研發(fā)的正向促進(jìn)作用。從政府補(bǔ)貼視角來看，企業(yè)是否獲得政府補(bǔ)貼具有信號(hào)傳遞功能[31]：企業(yè)獲得財(cái)政補(bǔ)貼能夠向外界傳遞企業(yè)創(chuàng)新水平優(yōu)勢(shì)的積極信號(hào)，因此更加能夠獲得股權(quán)市場(chǎng)資金的青睞。因此，以股權(quán)市場(chǎng)為主導(dǎo)的金融結(jié)構(gòu)會(huì)強(qiáng)化經(jīng)濟(jì)政策不確定性對(duì)獲得政府補(bǔ)貼企業(yè)研發(fā)投入的正向激勵(lì)效應(yīng)。

基于上述分析，本文提出待檢驗(yàn)假說H4：

H4：金融結(jié)構(gòu)強(qiáng)化經(jīng)濟(jì)政策不確定性對(duì)企業(yè)研發(fā)投入的促進(jìn)作用受企業(yè)所有制屬性、行業(yè)特征、金融約束和政府補(bǔ)貼等因素的影響。

三、研究設(shè)計(jì)與數(shù)據(jù)說明

（一）模型設(shè)定與估計(jì)方法

為了檢驗(yàn)地區(qū)金融結(jié)構(gòu)、經(jīng)濟(jì)政策不確定性對(duì)企業(yè)研發(fā)投入的影響，本文首先構(gòu)造如下基準(zhǔn)計(jì)量模型：

rdi，j，t=c+δ0eput-1+δ1finstruj，t-1+δ2eput-1×finstruij，t-1+∑nj=1βj·Xi，t-1+∑nj=1χj·Yj，t-1+γi+ηj+φt+εi，t（1）

其中，rdi，j，t表示位于省市地區(qū)j企業(yè)i在t年份的研發(fā)投入，以反映企業(yè)研發(fā)投入力度。本文的核心解釋變量eput表示t年份的經(jīng)濟(jì)政策不確定性，finstruj，t是t年份企業(yè)所在省市地區(qū)j的金融結(jié)構(gòu);Xi，t和Yj，t分別表示企業(yè)層面的控制變量和省市地區(qū)層面的控制變量。γi，ηj和φt代表行業(yè)、地區(qū)和年份上的固定效應(yīng);εi，t為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)，假定服從白噪聲序列。

為進(jìn)一步探討金融結(jié)構(gòu)對(duì)經(jīng)濟(jì)政策不確定性與企業(yè)研發(fā)投入關(guān)聯(lián)作用的影響是否還會(huì)隨著企業(yè)所有制屬性、行業(yè)特征、金融約束和政府補(bǔ)貼等因素的不同而產(chǎn)生變化，本文選擇以上述因素為劃分標(biāo)準(zhǔn)，將樣本區(qū)分為國(guó)有企業(yè)和非國(guó)有企業(yè)（對(duì)應(yīng)企業(yè)所有制屬性）、高科技企業(yè)和非高科技企業(yè)（對(duì)應(yīng)行業(yè)特征）、低融資約束企業(yè)和高融資約束企業(yè)（對(duì)應(yīng)融資約束）以及獲得政府補(bǔ)貼企業(yè)和無政府補(bǔ)貼企業(yè)（對(duì)應(yīng)政府補(bǔ)貼）。具體來看，所有制屬性和行業(yè)特征是企業(yè)自身特征，能夠直接進(jìn)行分類。對(duì)融資約束程度的劃分，借鑒已有的研究[32]，采用企業(yè)短期凈資本占總資產(chǎn)的比率來衡量，該比率越大，則面臨的金融約束越小。為區(qū)分樣本，我們將企業(yè)短期凈資本占總資產(chǎn)比率小于全樣本均值的企業(yè)劃歸為高融資約束企業(yè);反之則劃歸為低融資約束企業(yè)。最后，將獲得政府補(bǔ)貼的企業(yè)歸為有政府補(bǔ)貼企業(yè)

與郭玥[31]的研究一致，本文中的政府補(bǔ)貼包括獎(jiǎng)金獎(jiǎng)勵(lì)、稅收優(yōu)惠、人才引進(jìn)和科研經(jīng)費(fèi)等方面的補(bǔ)助。;將政府補(bǔ)貼數(shù)據(jù)缺失和政府補(bǔ)貼收入為零的企業(yè)劃歸為無政府補(bǔ)貼企業(yè)。

為規(guī)避變量之間內(nèi)生性問題以及省級(jí)面板數(shù)據(jù)帶來的異方差影響，在回歸模型選擇中，本文采用動(dòng)態(tài)面板系統(tǒng)GMM模型進(jìn)行回歸。為避免極端值對(duì)回歸結(jié)果的影響，我們對(duì)樣本中連續(xù)變量做1%的縮尾處理。

（二）指標(biāo)選擇與數(shù)據(jù)來源

1.指標(biāo)選擇

（1）企業(yè)研發(fā)投入。借鑒郭玥[31]的度量方法，本文采用研發(fā)支出占總資產(chǎn)的比重來衡量企業(yè)的研發(fā)投入程度（rd1）。同時(shí)，在穩(wěn)健性檢驗(yàn)中，采用研發(fā)支出占營(yíng)業(yè)收入比重來表示企業(yè)的研發(fā)投入程度（rd2）。

（2）經(jīng)濟(jì)政策不確定性。采用Baker等[1]構(gòu)建的經(jīng)濟(jì)政策不確定性指數(shù)。該指數(shù)基于文本挖掘方法，構(gòu)建出經(jīng)濟(jì)政策不確定性指數(shù)[33]。該指數(shù)不僅時(shí)間跨度長(zhǎng)，且覆蓋面較廣，是當(dāng)前影響力最大的經(jīng)濟(jì)政策不確定性指數(shù)之一。鑒于該指數(shù)為月度數(shù)據(jù)，本文將一年內(nèi)月度數(shù)據(jù)的算術(shù)平均值作為年度變量，并將年度指數(shù)除以100來保持?jǐn)?shù)量級(jí)的一致性。

（3）金融結(jié)構(gòu)。使用“股票融資額/貸款融資額”來度量地區(qū)金融結(jié)構(gòu)，該比值越大，則說明該地區(qū)金融結(jié)構(gòu)更偏向股權(quán)市場(chǎng)主導(dǎo)型的金融結(jié)構(gòu);比值越小，則表明地區(qū)金融結(jié)構(gòu)更偏向銀行主導(dǎo)型的金融結(jié)構(gòu)。

（4）其他控制變量。控制變量分為企業(yè)層面的控制變量以及地區(qū)層面的控制變量。根據(jù)已有文獻(xiàn)[34]的做法，企業(yè)層面的控制變量主要包括：公司規(guī)模、企業(yè)年齡、財(cái)務(wù)杠桿、成長(zhǎng)能力和市場(chǎng)勢(shì)力等;地區(qū)層面的控制變量主要包括：地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、人力資本水平以及城鎮(zhèn)化水平等。變量定義及計(jì)算方式參見表1。

2.數(shù)據(jù)來源

本文的研究樣本是基于2008—2017年A股上市公司，并根據(jù)上市公司所屬省市，將上市公司財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)與各省市財(cái)政數(shù)據(jù)相結(jié)合而構(gòu)建的面板數(shù)據(jù)。在上市公司選擇中，為避免數(shù)據(jù)缺失和數(shù)據(jù)錯(cuò)漏帶來的影響，

本文綜合了Wind數(shù)據(jù)庫和同花順財(cái)經(jīng)的原始數(shù)據(jù)，剔除了金融類、ST和PT類公司，并排除了在主要變量選擇中存在缺失的企業(yè)，最終得到了2158家上市公司11682個(gè)觀測(cè)數(shù)據(jù)。在地區(qū)層面的控制變量中，本文考察的樣本所屬我國(guó)大陸31個(gè)省市，原始數(shù)據(jù)來源為《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)分省份市場(chǎng)化指數(shù)報(bào)告》和各省市統(tǒng)計(jì)年鑒。主要變量的統(tǒng)計(jì)性描述如表2所示。

四、實(shí)證分析

（一）經(jīng)濟(jì)不確定性、金融結(jié)構(gòu)對(duì)企業(yè)研發(fā)投入的影響

根據(jù)馬微等[24]的研究，采用系統(tǒng)GMM方法對(duì)企業(yè)研發(fā)投入進(jìn)行估計(jì)，能夠更好地解決變量之間的內(nèi)生性問題。結(jié)合單位根檢驗(yàn)和協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果，可以采用原始數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸[35]。AR（1）在1%水平下拒絕變量均為外生的原假設(shè)，而AR（2）則不能夠拒絕變量均為外生的原假設(shè)，變量的內(nèi)生性得以克服。Sargan檢驗(yàn)的P值均大于0.1，拒絕了工具變量無效的原假設(shè)，說明系統(tǒng)GMM方法是合理有效的。

表3給出了基礎(chǔ)回歸結(jié)果。企業(yè)研發(fā)投入滯后一期的回歸系數(shù)在1%水平下顯著為正，表明企業(yè)研發(fā)投入具有連續(xù)性。結(jié)果（1）和（2）分別考慮了經(jīng)濟(jì)政策不確定性和金融結(jié)構(gòu)對(duì)企業(yè)研發(fā)投入的影響，可以發(fā)現(xiàn)，經(jīng)濟(jì)政策不確定性和金融結(jié)構(gòu)的回歸系數(shù)在1%水平下顯著為正，表明：第一、經(jīng)濟(jì)政策不確定性對(duì)企業(yè)研發(fā)投入有促進(jìn)作用，這反映出經(jīng)濟(jì)政策不確定性上升對(duì)企業(yè)研發(fā)收益的影響程度大于研發(fā)投入的資金成本，契合增長(zhǎng)期權(quán)理論的解釋，研究假說H1得到驗(yàn)證。第二、以股權(quán)市場(chǎng)為主導(dǎo)的金融結(jié)構(gòu)能夠促進(jìn)企業(yè)研發(fā)投入。說明以股權(quán)市場(chǎng)為主導(dǎo)的金融結(jié)構(gòu)能夠更好的匹配企業(yè)研發(fā)的高風(fēng)險(xiǎn)、高回報(bào)特征[24]，因此以股權(quán)市場(chǎng)為主導(dǎo)的金融結(jié)構(gòu)與企業(yè)研發(fā)投入正相關(guān)，研究假說H2得到驗(yàn)證。結(jié)果（3）將經(jīng)濟(jì)政策不確定性和金融結(jié)構(gòu)同時(shí)放入回歸模型中，兩者的回歸系數(shù)都顯著為正，再次表明了經(jīng)濟(jì)政策不確定性和金融結(jié)構(gòu)對(duì)企業(yè)研發(fā)的正向促進(jìn)的直接效應(yīng)。結(jié)果（4）納入了經(jīng)濟(jì)政策不確定性與金融結(jié)構(gòu)的交叉項(xiàng)，交叉項(xiàng)的回歸系數(shù)顯著為正且與經(jīng)濟(jì)不確定性回歸系數(shù)保持一致，說明金融結(jié)構(gòu)強(qiáng)化了經(jīng)濟(jì)政策不確定性對(duì)企業(yè)研發(fā)投入的正向促進(jìn)作用，研究假說H3得到驗(yàn)證。具體來看，經(jīng)濟(jì)政策不確定性的回歸系數(shù)為0.0523，表明經(jīng)濟(jì)政策不確定性每提高一個(gè)單位，企業(yè)研發(fā)投入水平提高約5.23%;考慮到金融結(jié)構(gòu)對(duì)上述作用的強(qiáng)化影響，每提高一個(gè)單位的經(jīng)濟(jì)政策不確性將導(dǎo)致企業(yè)研發(fā)投入提高約14.93%，其中金融結(jié)構(gòu)的強(qiáng)化效應(yīng)占綜合效應(yīng)比重超過50%

計(jì)算方法為：0.0523+0.2622×0.3701≈0.1493，其中0.2622為金融結(jié)構(gòu)的均值，下文中綜合效應(yīng)計(jì)算公式與此相同;強(qiáng)化效應(yīng)占綜合效應(yīng)的比重計(jì)算方法為：（0.2622×0.3701）/0.1493>0.5。這表明應(yīng)重視金融結(jié)構(gòu)在強(qiáng)化經(jīng)濟(jì)政策不確定性促進(jìn)企業(yè)研發(fā)投入中的渠道作用，以更好的理解企業(yè)在經(jīng)濟(jì)政策不確定環(huán)境中的研發(fā)投入行為。

在其余控制變量中，從結(jié)果（4）來看，人均GDP水平對(duì)企業(yè)研發(fā)投入的回歸系數(shù)顯著為正，說明人均GDP與企業(yè)研發(fā)投入正相關(guān)[24]，可能的解釋是經(jīng)濟(jì)越發(fā)達(dá)，企業(yè)研發(fā)投入回報(bào)越大。人力資本的回歸系數(shù)并不顯著，城鎮(zhèn)化水平的回歸系數(shù)顯著為正，表明城鎮(zhèn)化水平的提高能夠促進(jìn)企業(yè)研發(fā)投入。在企業(yè)層面控制變量中，企業(yè)資產(chǎn)規(guī)模的回歸系數(shù)顯著為負(fù)，表明資產(chǎn)規(guī)模越大，則企業(yè)研發(fā)投入水平越低;企業(yè)杠桿率水平、企業(yè)年齡、和股權(quán)集中度的回歸系數(shù)并不顯著，說明上述因素對(duì)企業(yè)研發(fā)的影響作用并不強(qiáng)烈。成長(zhǎng)能力和市場(chǎng)勢(shì)力與企業(yè)研發(fā)投入正相關(guān)，表明企業(yè)年齡越長(zhǎng)，成長(zhǎng)能力越強(qiáng)，市場(chǎng)勢(shì)力越大的企業(yè)，其研發(fā)投入意愿更強(qiáng)[34]。

（二）經(jīng)濟(jì)政策不確定性對(duì)企業(yè)研發(fā)投入異質(zhì)性影響的再檢驗(yàn)

表4中結(jié)果（1）和（2）給出了不同所有制屬性差異下，金融結(jié)構(gòu)對(duì)經(jīng)濟(jì)政策不確定性與企業(yè)研發(fā)投入相互關(guān)聯(lián)的影響差異?？梢园l(fā)現(xiàn)，不論對(duì)國(guó)有企業(yè)還是非國(guó)有企業(yè)，經(jīng)濟(jì)政策不確定性和金融結(jié)構(gòu)的回歸系數(shù)都為正數(shù)，但金融結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)政策不確定性交叉項(xiàng)在不同樣本下的回歸具有明顯差異。對(duì)國(guó)有企業(yè)而言，交叉項(xiàng)的回歸系數(shù)不顯著，表明金融結(jié)構(gòu)不能通過強(qiáng)化經(jīng)濟(jì)政策不確定性對(duì)企業(yè)研發(fā)投入的正向激勵(lì)效應(yīng)來提高企業(yè)研發(fā)投入，金融結(jié)構(gòu)對(duì)經(jīng)濟(jì)政策不確定性促進(jìn)企業(yè)研發(fā)投入的強(qiáng)化效應(yīng)不明顯;而對(duì)非國(guó)有企業(yè)而言，交叉項(xiàng)的回歸系數(shù)在1%水下顯著為正，這與經(jīng)濟(jì)政策不確定性的回歸系數(shù)保持一致，表明金融結(jié)構(gòu)能夠強(qiáng)化經(jīng)濟(jì)政策不確定性對(duì)企業(yè)研發(fā)投入的促進(jìn)作用。經(jīng)濟(jì)政策不確定性對(duì)非國(guó)有企業(yè)研發(fā)投入的綜合效應(yīng)為0.1161，大于對(duì)國(guó)有企業(yè)研發(fā)投入的直接效應(yīng)（0.0721）。考慮金融結(jié)構(gòu)對(duì)經(jīng)濟(jì)政策不確定性促進(jìn)企業(yè)研發(fā)投入的強(qiáng)化作用，能夠更加直觀的理解經(jīng)濟(jì)政策不確定性對(duì)不同所有制屬性企業(yè)研發(fā)投入的影響差異。結(jié)果（3）和（4）匯報(bào)了經(jīng)濟(jì)政策不確定性對(duì)高科技企業(yè)和非高科技企業(yè)研發(fā)投入的影響差異。可以發(fā)現(xiàn)，經(jīng)濟(jì)政策不確定性和金融結(jié)構(gòu)的回歸系數(shù)顯著都為正，但對(duì)高科技行業(yè)而言，金融結(jié)構(gòu)的回歸系數(shù)更大，說明股權(quán)市場(chǎng)更偏愛高科技行業(yè)。交叉項(xiàng)的系數(shù)在高科技行業(yè)樣本下顯著為正，而在非高科技行業(yè)樣本下并不顯著，再次說明金融結(jié)構(gòu)能夠強(qiáng)化經(jīng)濟(jì)政策不確定性對(duì)高科技企業(yè)研發(fā)投入的正向促進(jìn)作用，這與前文的理論分析一致。

進(jìn)一步，考慮企業(yè)面臨融資約束程度和財(cái)政補(bǔ)貼帶來的差異性影響。表5的結(jié)果（1）和（2）表明，經(jīng)濟(jì)政策不確定性和金融結(jié)構(gòu)對(duì)企業(yè)研發(fā)投入的正向促進(jìn)作用，這體現(xiàn)在兩者的回歸系數(shù)顯著為正。對(duì)融資約束較低的企業(yè)而言，金融結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)政策不確定性的交叉項(xiàng)回歸系數(shù)顯著為正，表明金融結(jié)構(gòu)強(qiáng)化了經(jīng)濟(jì)政策不確定性對(duì)低融資約束企業(yè)的研發(fā)投入。結(jié)果（3）和（4）表明，以股權(quán)市場(chǎng)為主導(dǎo)的金融結(jié)構(gòu)對(duì)獲得財(cái)政補(bǔ)貼企業(yè)的研發(fā)投入的促進(jìn)作用更強(qiáng)，并且交叉項(xiàng)的回歸系數(shù)顯著為正再次說明，金融結(jié)構(gòu)強(qiáng)化了經(jīng)濟(jì)政策不確定性對(duì)企業(yè)研發(fā)投入的正向激勵(lì)效應(yīng)。

此外，根據(jù)表5的回歸結(jié)果，相比于高融資約束和無財(cái)政補(bǔ)貼企業(yè)， 經(jīng)濟(jì)政策不確定性對(duì)融資約束較低企業(yè)和獲得財(cái)政補(bǔ)貼企業(yè)研發(fā)投入的影響程度較低，似乎與經(jīng)濟(jì)政策不確定性對(duì)企業(yè)研發(fā)投入的選擇效應(yīng)發(fā)生了矛盾。事實(shí)上，從融資約束視角來看，經(jīng)濟(jì)政策不確定性對(duì)低融資約束企業(yè)研發(fā)投入的影響程度較低，可能的解釋是企業(yè)融資約束較低側(cè)面反映了企業(yè)較強(qiáng)的經(jīng)營(yíng)實(shí)力，因此融資約束較低企業(yè)研發(fā)投入的資金成本較低且研發(fā)收入預(yù)期較高，故其研發(fā)投入受經(jīng)濟(jì)政策不確定性的影響較弱，這與孟慶斌等[2]研究的推論保持一致。經(jīng)濟(jì)政策不確定性對(duì)低融資約束企業(yè)研發(fā)投入的選擇效應(yīng)體現(xiàn)在其綜合效應(yīng)上：經(jīng)濟(jì)政策不確定性對(duì)低融資約束企業(yè)研發(fā)投入的綜合效應(yīng)為0.1455，大于其對(duì)高融資約束企業(yè)的直接效應(yīng)（0.0536）。同理，從財(cái)政補(bǔ)貼視角來看，財(cái)政補(bǔ)貼能夠部分緩沖經(jīng)濟(jì)政策不確定性對(duì)企業(yè)研發(fā)的影響，因此經(jīng)濟(jì)政策不確定性對(duì)無財(cái)政補(bǔ)貼企業(yè)研發(fā)投入的直接影響相對(duì)更加強(qiáng)烈[2]。但從綜合效應(yīng)來看，經(jīng)濟(jì)政策不確定性對(duì)獲得財(cái)政補(bǔ)貼企業(yè)研發(fā)投入的綜合效應(yīng)為0.1755，大于對(duì)沒有獲得財(cái)政補(bǔ)貼企業(yè)的綜合效應(yīng)。

綜上，本文通過綜合分析經(jīng)濟(jì)政策不確定性影響企業(yè)研發(fā)投入的直接效應(yīng)以及金融結(jié)構(gòu)的強(qiáng)化效應(yīng)，合理地解釋了經(jīng)濟(jì)政策不確定性對(duì)企業(yè)研發(fā)投入的異質(zhì)性影響與經(jīng)濟(jì)政策不確定性選擇效應(yīng)之間的“表面矛盾”，同時(shí)驗(yàn)證了本文研究假說H4。

五、穩(wěn)健性檢驗(yàn)

（一）內(nèi)生性討論

本文在討論經(jīng)濟(jì)政策不確定性對(duì)企業(yè)研發(fā)投入的影響中，引入了省級(jí)層面金融結(jié)構(gòu)的中觀數(shù)據(jù)，形成了“宏觀—中觀—微觀”聯(lián)合的面板數(shù)據(jù)，能夠有效地避免宏觀經(jīng)濟(jì)變量與企業(yè)微觀變量之間的雙向因果關(guān)系，但企業(yè)研發(fā)投入與地區(qū)金融結(jié)構(gòu)或許存在互為因果關(guān)系。一方面，地區(qū)金融結(jié)構(gòu)對(duì)企業(yè)研發(fā)投入有正向影響;另一方面，地區(qū)金融結(jié)構(gòu)優(yōu)化有可能是受到了企業(yè)為其研發(fā)投入融資的影響：這是因?yàn)檠邪l(fā)行為更具不確定性，所以企業(yè)通過間接市場(chǎng)融資會(huì)變得困難，故而企業(yè)更加偏好能夠有效分?jǐn)傦L(fēng)險(xiǎn)的直接融資市場(chǎng)，導(dǎo)致地區(qū)金融結(jié)構(gòu)偏向以股權(quán)融資市場(chǎng)主導(dǎo)。為解決上述可能存在的雙向因果關(guān)系導(dǎo)致的內(nèi)生性問題，本文采用工具變量法進(jìn)行進(jìn)一步檢驗(yàn)。根據(jù)Fisman等[36]的研究，我們用同年度其他省份金融結(jié)構(gòu)的均值作為地區(qū)金融結(jié)構(gòu)的工具變量，顯然同年度其他省份的金融結(jié)構(gòu)均值與本地區(qū)企業(yè)不可觀測(cè)的特征無關(guān)，滿足工具變量的外生性要求;同時(shí)地區(qū)金融結(jié)構(gòu)與其他省份金融結(jié)構(gòu)均值之間又存在緊密的相關(guān)性，如地區(qū)金融結(jié)構(gòu)不可避免的要受到股票市場(chǎng)整體波動(dòng)的影響。其次，我們利用兩階段最小二乘法進(jìn)行工具變量回歸，回歸結(jié)果第一階段的F檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，本文使用的工具變量不存在弱工具變量問題，因此工具變量的選擇是有效的。進(jìn)一步，我們利用處理弱工具變量更加有效的有限信息最大似然方法（LIML）進(jìn)行回歸分析，回歸結(jié)果與前文結(jié)論保持一致，說明本文的研究結(jié)果具有良好的穩(wěn)健性。

（二）替換被解釋變量和經(jīng)濟(jì)不確定指數(shù)的度量

借鑒郭玥等[31，5]的研究，首先將替換被解釋變量的度量指標(biāo)，采用研發(fā)支出占營(yíng)業(yè)收入比重來表示企業(yè)研發(fā)投入程度;二是改變我國(guó)經(jīng)濟(jì)政策不確定性的度量方法。由于中國(guó)經(jīng)濟(jì)政策不確定性指數(shù)為月度數(shù)據(jù)，前文中的年度經(jīng)濟(jì)政策不確定性指數(shù)為月度數(shù)據(jù)的算術(shù)平均值，此處我們采用年度幾何平均值來衡量經(jīng)濟(jì)政策不確定性，重復(fù)上述研究，研究結(jié)論依然與前文保持一致。

六、結(jié)論和政策建議

得益于Baker等[1]構(gòu)建了較為成熟的經(jīng)濟(jì)政策不確定性指標(biāo)，有關(guān)經(jīng)濟(jì)政策不確定性對(duì)企業(yè)研發(fā)投入的影響得到了眾多學(xué)者的關(guān)注。本文在總結(jié)分析現(xiàn)有研究結(jié)論差異的基礎(chǔ)上，引入地區(qū)金融結(jié)構(gòu)這一中觀層面變量，并結(jié)合企業(yè)所屬地區(qū)相關(guān)特征變量及企業(yè)微觀層面特征變量，構(gòu)建了“宏觀—中觀—微觀”相結(jié)合的面板數(shù)據(jù)。在理論分析經(jīng)濟(jì)政策不確定性對(duì)企業(yè)研發(fā)投入作用機(jī)理基礎(chǔ)上，實(shí)證檢驗(yàn)經(jīng)濟(jì)不確定性、金融結(jié)構(gòu)與企業(yè)研發(fā)投入之間的相互關(guān)系。研究發(fā)現(xiàn)，經(jīng)濟(jì)政策不確定性提高以及金融結(jié)構(gòu)優(yōu)化對(duì)企業(yè)研發(fā)投入具有正向激勵(lì)效應(yīng)，并且金融結(jié)構(gòu)強(qiáng)化了經(jīng)濟(jì)政策不確定性對(duì)企業(yè)研發(fā)投入的促進(jìn)作用。因此，經(jīng)濟(jì)政策不確定性對(duì)企業(yè)研發(fā)投入的綜合效應(yīng)影響可分為經(jīng)濟(jì)政策不確定性對(duì)企業(yè)研發(fā)投入的正向激勵(lì)效應(yīng)（直接效應(yīng)）和金融結(jié)構(gòu)強(qiáng)化經(jīng)濟(jì)政策不確定性對(duì)企業(yè)研發(fā)投入的正向激勵(lì)效應(yīng)（強(qiáng)化效應(yīng)）?？紤]內(nèi)生性以及變換核心變量度量方法的穩(wěn)健性檢驗(yàn)保證了研究結(jié)論的可靠性。進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)，上述影響還受到企業(yè)所有制屬性、行業(yè)特征、融資約束和政府補(bǔ)貼等因素的影響。金融結(jié)構(gòu)對(duì)經(jīng)濟(jì)政策不確定性促進(jìn)企業(yè)研發(fā)投入的強(qiáng)化效應(yīng)在非國(guó)有企業(yè)、高新科技企業(yè)、低融資約束企業(yè)和獲得財(cái)政補(bǔ)貼企業(yè)中表現(xiàn)明顯，而直接效應(yīng)則在高融資約束及無財(cái)政補(bǔ)貼企業(yè)中更加顯著。通過比較綜合效應(yīng)的大小，本文的研究結(jié)論合理地解釋了經(jīng)濟(jì)政策不確定性對(duì)企業(yè)研發(fā)投入的差異性影響與選擇效應(yīng)之間的矛盾。

根據(jù)上述研究結(jié)論，本文提出如下政策建議：

第一，要進(jìn)一步完善資本市場(chǎng)建設(shè)，提高股權(quán)融資占比，著力建設(shè)股權(quán)市場(chǎng)主導(dǎo)型的金融體系，以更好的適應(yīng)企業(yè)研發(fā)融資需求，推動(dòng)企業(yè)創(chuàng)新水平的提高。在我國(guó)推動(dòng)“大眾創(chuàng)業(yè)、萬眾創(chuàng)新”的當(dāng)下，企業(yè)技術(shù)研發(fā)已由模仿創(chuàng)新階段進(jìn)入了原創(chuàng)技術(shù)創(chuàng)新階段。鑒于原創(chuàng)技術(shù)創(chuàng)新面臨的風(fēng)險(xiǎn)更高，股權(quán)融資模式能夠更好地促進(jìn)企業(yè)研發(fā)投入，推動(dòng)原創(chuàng)性技術(shù)創(chuàng)新發(fā)展。

第二，要進(jìn)一步加大對(duì)非國(guó)有企業(yè)的金融服務(wù)力度、提高財(cái)政補(bǔ)貼中高科技企業(yè)占比，有助于發(fā)揮經(jīng)濟(jì)政策不確定性對(duì)企業(yè)研發(fā)投入的正向激勵(lì)效應(yīng)，從而推動(dòng)企業(yè)整體創(chuàng)新水平的提高。加大對(duì)非國(guó)有企業(yè)研發(fā)投入的支持力度，并出臺(tái)更多針對(duì)高科技行業(yè)的財(cái)政補(bǔ)貼和稅收優(yōu)惠政策，推動(dòng)企業(yè)在經(jīng)濟(jì)政策不確定環(huán)境下的研發(fā)投入，最終提高企業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力，從而更好的應(yīng)對(duì)經(jīng)濟(jì)政策不確定性沖擊。

第三，保持經(jīng)濟(jì)政策的相對(duì)穩(wěn)健，更好地發(fā)揮經(jīng)濟(jì)政策不確定性對(duì)企業(yè)研發(fā)投入的正向激勵(lì)作用。過高的不確定性風(fēng)險(xiǎn)將導(dǎo)致股權(quán)市場(chǎng)參與者的“謹(jǐn)慎決策”，從而改變不確定性對(duì)研發(fā)投入成本與收益影響的相對(duì)大小，阻礙金融結(jié)構(gòu)對(duì)企業(yè)研發(fā)投入的促進(jìn)作用。因此需合理控制經(jīng)濟(jì)政策轉(zhuǎn)換頻率，以更好的推動(dòng)企業(yè)創(chuàng)新。

參考文獻(xiàn)：

[1]Baker S R， Bloom N， Davis S J. Measuring economic policy uncertainty[J]. The Quarterly Journal of Economics， 2016， 131（4）： 15931636.

[2]孟慶斌， 師倩. 宏觀經(jīng)濟(jì)政策不確定性對(duì)企業(yè)研發(fā)的影響： 理論與經(jīng)驗(yàn)研究[J]. 世界經(jīng)濟(jì)， 2017（9）： 77100.

[3]Bonaime A， Gulen H， Ion M. Does policy uncertainty affect mergers and acquisitions？[J]. Journal of Financial Economics， 2018， 129： 531558.

[4]郝威亞， 魏瑋， 溫軍. 經(jīng)濟(jì)政策不確定性如何影響企業(yè)創(chuàng)新？——實(shí)物期權(quán)理論作用機(jī)制的視角[J]. 經(jīng)濟(jì)管理， 2016（10）： 4054.

[5]顧夏銘， 陳勇民， 潘士遠(yuǎn). 經(jīng)濟(jì)政策不確定性與創(chuàng)新——基于我國(guó)上市公司的實(shí)證分析[J]. 經(jīng)濟(jì)研究， 2018（2）： 109123.

[6]Karaman K K， Yldrm?Karaman S. How does financial development alter the impact of uncertainty[J]. Journal of Banking & Finance， 2019， 102： 3442.

[7]劉金全， 丁婭楠， 姬廣林. 金融發(fā)展與技術(shù)創(chuàng)新的內(nèi)在關(guān)聯(lián)性——基于金融結(jié)構(gòu)視角的實(shí)證分析[J]. 山東大學(xué)學(xué)報(bào)（哲學(xué)社會(huì)科學(xué)版）， 2017（6）： 7483.

[8]Christiano L， Motto R， Rostagno M. Risk shocks[J]. American Economic Review， 2016， 104（1）： 2765.

[9]Pastor L， Veronesi P. Political uncertainty and risk premia[J]. Social Science Electronic Publishing， 2011， 110（3）： 520545.

[10]Bhattacharya U， Hsu P H， Tian X， et al. What affects innovation more： policy or policy uncertainty？[J]. Journal of Financial and Quantitative Analysis， 2017： 133.

[11]張倩肖， 馮雷. 宏觀經(jīng)濟(jì)政策不確定性與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新——基于我國(guó)上市公司的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)[J]. 當(dāng)代經(jīng)濟(jì)科學(xué)， 2018（4）： 4857.

[12]Dixit A K， Pindyck R S. Investment under uncertainty[M]. Princeton University Press， 2012： 8889.

[13]Wang Y， Wei Y， Song F M. Uncertainty and corporate R&D investment： evidence from Chinese listed firms[J]. International Review of Economics & Finance， 2016， 47： 176200.

[14]Bar?Ilan A， Strange W C. Investment lags[J]. American Economic Review， 1996， 86（3）： 610622.

[15]Knight F H， Publications D. Risk， uncertainty and profit[J]. Social Science Electronic Publishing， 1921（4）： 682690.

[16]Aghion P. Volatility and growth： credit constraints and productivity?enhancing investment[R]. Nber Working Papers， 2005.

[17]汪麗， 茅寧， 龍靜. 管理者決策偏好、環(huán)境不確定性與創(chuàng)新強(qiáng)度——基于中國(guó)企業(yè)的實(shí)證研究[J]. 科學(xué)學(xué)研究， 2012（7）： 11011109.

[18]王凱， 武立東. 環(huán)境不確定性與企業(yè)創(chuàng)新——企業(yè)集團(tuán)的緩沖作用[J]. 科技管理研究， 2016（10）： 191196.

[19]林毅夫， 孫希芳， 姜燁. 經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的最優(yōu)金融結(jié)構(gòu)理論初探[J]. 經(jīng)濟(jì)研究， 2009（8）： 4549.

[20]徐明， 劉金山. 何種金融結(jié)構(gòu)有利于技術(shù)創(chuàng)新——理論解構(gòu)、實(shí)踐導(dǎo)向與啟示[J]. 經(jīng)濟(jì)學(xué)家， 2017（10）： 5666.

[21]Raudino S. The theory of economic development[J]. Journal of Political Economy， 1911， 1（2）： 170172.

[22]Diamond D W. Financial intermedation and delegated monitoring[J]. Review of Economic Studies， 1984， 51（3）： 393414.

[23]龔剛， 黃春媛， 張前程， 等. 從技術(shù)引進(jìn)走向自主研發(fā)——論新階段下的中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式[J]. 經(jīng)濟(jì)學(xué)動(dòng)態(tài)， 2013（5）： 1626.

[24]馬微， 惠寧. 金融結(jié)構(gòu)對(duì)技術(shù)創(chuàng)新的影響效應(yīng)及其區(qū)域差異研究[J]. 經(jīng)濟(jì)科學(xué)， 2018（2）： 7587.

[25]張一林， 龔強(qiáng)， 榮昭. 技術(shù)創(chuàng)新、股權(quán)融資與金融結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型[J]. 管理世界， 2016（11）： 6580.

[26]Carpenter R E， Petersen B C. Capital market imperfections， high?tech investment， and new equity financing[J]. Economic Journal， 2002， 112： 5472.

[27]Tian X， Wang T Y. Tolerance for failure and corporate innovation[J]. Review of Financial Studies， 2014， 27（1）： 211255.

[28]夏冠軍， 陸根堯. 資本市場(chǎng)促進(jìn)了高新技術(shù)企業(yè)研發(fā)投入嗎——基于中國(guó)上市公司動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)的證據(jù)[J]. 科學(xué)學(xué)研究， 2012（9）： 13701377.

[29]Brown J R， Martinsson G， Petersen B C. Law， stock markets， and innovation[J]. The Journal of Finance， 2013， 68（4）： 3359.

[30]程鵬， 柳卸林， 陳傲， 等. 基礎(chǔ)研究與中國(guó)產(chǎn)業(yè)技術(shù)追趕——以高鐵產(chǎn)業(yè)為案例[J]. 管理評(píng)論， 2011（12）： 4655.

[31]郭玥. 政府創(chuàng)新補(bǔ)助的信號(hào)傳遞機(jī)制與企業(yè)創(chuàng)新[J]. 中國(guó)工業(yè)經(jīng)濟(jì)， 2018（9）： 98116.

[32]Hall B H， Moncada?Paternò?Castello 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 & New Technology， 2015， 25（3）： 114.

[33]屈文洲， 崔峻培. 宏觀不確定性研究新進(jìn)展[J]. 經(jīng)濟(jì)學(xué)動(dòng)態(tài)， 2018（3）： 126138.

[34]臺(tái)航， 張凱強(qiáng)， 孫瑞. 財(cái)政分權(quán)與企業(yè)創(chuàng)新激勵(lì)[J]. 經(jīng)濟(jì)科學(xué)， 2018（1）： 4558.

[35]徐浩， 馮濤. 制度環(huán)境優(yōu)化有助于推動(dòng)技術(shù)創(chuàng)新嗎？——基于中國(guó)省際動(dòng)態(tài)空間面板的經(jīng)驗(yàn)分析[J]. 財(cái)經(jīng)研究， 2018， 44（4）： 4761.

[36]Fisman R， Svensson J. Are corruption and taxation really harmful to growth？ Firm level evidence[J]. Journal of Development Economics， 2007， 83（1）： 6375.

責(zé)任編輯、校對(duì)： 李再揚(yáng)

Economic Policy Uncertainty， Regional Financial Structure and Enterprise’s R&D Investment

LIU Liu， QU Xiao’e

（School of Economics and Finance， Xi’an Jiaotong University， Xi’an 710061， China）

Abstract：This paper constructs a theoretical framework for analyzing the effects that economic policy uncertainty has on enterprise R&D investment. Using the uncertainty index of Chinese economic policy constructed by Baker， and combining the characteristic variables of listed companies at the regional level and the enterprise’s characteristic variables， this paper constructs a panel data including “macro?meso?micro” overall level. The study finds that the uncertainty of economic policy has a positive incentive effect on enterprise R&D investment （direct effect）， while regional financial structure strengthens the incentive effect of economic policy uncertainty on enterprise R&D investment （enhanced effect）. The comprehensive effect of economic policy uncertainty on R&D investment of enterprises is defined as the sum of direct effect and enhanced effect. This paper finds that the comprehensive effect can better explain the heterogeneous effect of economic policy uncertainty on R&D investment of enterprises， and the enhanced effect plays a dominant role

Keywords：Economic policy uncertainty; Financial structure; Enterprise R&D investment; Comprehensive effect