經(jīng)濟政策不確定性與企業(yè)R＆D投資
——基于企業(yè)金融化的中介效應檢驗

馬黎政

（廣東石油化工學院 經(jīng)濟管理學院，廣東 茂名 525000）

一、引言

近年來，我國科技不斷發(fā)展，企業(yè)創(chuàng)新水平不斷提高，有力促進了我國經(jīng)濟的可持續(xù)發(fā)展。但企業(yè)R＆D由于時間長、特質(zhì)性高、結(jié)果不可預測、失敗風險較大，所以容易受到不確定因素的影響。2008年金融危機發(fā)生后，世界經(jīng)濟持續(xù)低迷，同世界各國一樣，我國也實施一系列的經(jīng)濟政策減少經(jīng)濟下行的風險。另外，我國當前處于經(jīng)濟轉(zhuǎn)型期，需要進行較為頻繁的“政策試驗”（郭平，2016）[1]。無論是刺激性經(jīng)濟政策，還是“政策實驗”，都有效地推動了我國經(jīng)濟的發(fā)展，但也催生了另外一種不確定性——經(jīng)濟政策不確定性（Baker et al．，2016）[2]。這種不確定性，對企業(yè) R＆D 有重要的影響（Bhattacharya et al．，2017；顧夏銘等，2018；Bloom，2007）[3-5]，但這種影響及其影響機制卻沒有定論，所以，研究經(jīng)濟政策不確定性如何影響企業(yè)創(chuàng)新研發(fā)以及影響的作用機制就是值得研究的問題。

金融化在全球是一個十分普遍的現(xiàn)象，會影響企業(yè)R＆D投資，而且不同的金融化程度對企業(yè)R＆D投資產(chǎn)生不同的影響（Baud and Durand，2012；王紅建等，2017）[6-7]。同時，企業(yè)金融化程度受到經(jīng)濟政策不確定性的影響。經(jīng)濟政策不確定性通過影響市場需求和信息不對稱程度來改變市場系統(tǒng)風險，系統(tǒng)風險又會影響金融資產(chǎn)的收益波動性，從而企業(yè)的金融投資將發(fā)生改變（彭俞超等，2018）[8]。所以，經(jīng)濟政策不確定性通過改變企業(yè)的金融投資，可以影響企業(yè)的投資決策。因此，在我國企業(yè)金融化普遍存在的情況下，有必要以金融化為切入點，基于不同企業(yè)金融化的動機，研究經(jīng)濟政策不確定性對企業(yè)的影響過程中金融化的中介效應，而現(xiàn)有文獻尚未提及。

二、理論分析與研究假設

（一）經(jīng)濟政策不確定性與企業(yè)創(chuàng)新

由于創(chuàng)新活動高投入、高風險、投入周期長、調(diào)整成本高于一般性資本投資、形成資產(chǎn)多為無形資產(chǎn)，所以，經(jīng)濟政策不確定性對于R＆D投資與一般性資本投資的影響不一樣。首先，相比于固定資產(chǎn)投資，R＆D投資包含的技術(shù)不確定性給企業(yè)造成的風險超過市場不確定性，并且這種風險的影響較為持久，可能影響企業(yè)無法采用主導技術(shù)而失去新產(chǎn)品市場，從而影響企業(yè)的持續(xù)發(fā)展。因此，考慮到技術(shù)不確定性的影響，企業(yè)可能會盡早布局R＆D，以降低R＆D的機會成本。其次，如果R＆D一旦形成專利，企業(yè)可以通過專利被賦予的法律權(quán)利保護自己研發(fā)成果，以有效防止其他企業(yè)的模仿抄襲，從而維持自身的競爭力。同時，企業(yè)還可以出售專利獲得收益，來對沖R＆D產(chǎn)生的投資不可逆性。再次，R＆D投資是企業(yè)重要的戰(zhàn)略決策，提升了企業(yè)在不確定環(huán)境中的風險承擔水平（劉志遠等，2017）[9]，使企業(yè)在不確定性環(huán)境中更有能力識別未知機會（張慧等，2018）[10]，為企業(yè)的發(fā)展創(chuàng)造機遇預期效應，故遞延投資或“謹慎”投資可能不再是最優(yōu)選擇?；谝陨戏治觯疚奶岢鲆韵录僬f：

假說1：經(jīng)濟政策不確定性促進了企業(yè)R＆D投資。

（二）經(jīng)濟政策不確定性與金融化

王紅建等（2017）[7]認為，企業(yè)金融化基于兩種動機：預防性儲蓄和追逐利潤，我們把這兩種企業(yè)分別稱為“預防儲蓄型企業(yè)”和“逐利型企業(yè)”。就預防儲蓄型企業(yè)而言，當經(jīng)濟政策不確定性上升時，企業(yè)的營業(yè)收入變得不穩(wěn)定，現(xiàn)金流容易發(fā)生短缺，融資約束將趨緊，融資成本將上升。為緩沖可能出現(xiàn)的風險，預防儲蓄型企業(yè)有意愿增持流性強的資產(chǎn)。雖然經(jīng)濟政策不確定性影響金融資產(chǎn)收益的波動性，但只要合理配置，風險還是處于企業(yè)的可控范圍之內(nèi)，尤其是短期金融資產(chǎn)，抗風險能力較強，是預防儲蓄型企業(yè)較為理想的投資選擇。

就逐利型企業(yè)而言，它們因為金融資產(chǎn)的高回報而過度金融投資。過度的金融投資，往往使企業(yè)面臨較大的財務風險，經(jīng)濟政策不確定性的沖擊更會加劇財務風險的上升。這是因為，第一經(jīng)濟政策不確定性上升時，金融資產(chǎn)極易受到系統(tǒng)性風險的影響，而金融資產(chǎn)彼此之間具有關聯(lián)性，進一步增加了金融資產(chǎn)的收益波動性，這會嚴重影響企業(yè)的獲利能力，進而影響企業(yè)的流動性。第二，研究表明，企業(yè)過度金融化往往伴隨著過度負債（王紅建等，2017）[7]。經(jīng)濟政策不確定性的上升將增加企業(yè)還本付息的壓力，增加企業(yè)投資于金融資產(chǎn)的資金成本，壓縮企業(yè)利潤的空間，企業(yè)價值可能出現(xiàn)較大的不確定性。面對可能的危機，企業(yè)管理層可以減少金融資產(chǎn)的投資比例，降低企業(yè)的金融化程度。

假說2a：經(jīng)濟政策不確定性上升提升了預防儲蓄型企業(yè)的金融化程度。

假說2b：經(jīng)濟政策不確定性上升降低了逐利型企業(yè)的金融化程度。

（三）經(jīng)濟政策不確定性、金融化與企業(yè)R＆D投資

經(jīng)濟政策不確定性可以通過金融化影響企業(yè)R＆D投資。就預防儲蓄型企業(yè)來說，當經(jīng)濟政策不確定性上升時，企業(yè)可能面臨不穩(wěn)定的營業(yè)收入和上升的融資成本，這將導致企業(yè)缺少流動性，沒有足夠的資金可供配置，難以支撐需要持續(xù)穩(wěn)定資金的項目，如企業(yè)R＆D。由假說2a可知，經(jīng)濟政策不確定性的上升激勵預防儲蓄型企業(yè)增加金融投資。通過投資金融資產(chǎn)，尤其是抗風險較強的短期金融資產(chǎn)，可以提高資金利用效率，增加企業(yè)收益，對企業(yè)主業(yè)盈利的下降有一定抑制作用，增加企業(yè)凈利潤，保障企業(yè)流動性的穩(wěn)定，為企業(yè)R＆D提供資金保障。

就逐利型企業(yè)來說，過多的金融投資將影響R＆D的投資。首先，過多的金融投資意味著企業(yè)將過多的資源用于投資金融資產(chǎn)，將導致企業(yè)沒有足夠的資源可供配置。其次，過度金融化會給企業(yè)集聚很大的金融風險，使企業(yè)的盈利能力出現(xiàn)較大波動，從而影響企業(yè)的R＆D能力。再者，金融化的不斷發(fā)展，企業(yè)可能面臨流動性短缺。當外界投資者和監(jiān)管部門要求企業(yè)滿足一定流動性要求時，企業(yè)決策者可能不得不犧牲生產(chǎn)性資本的自主性原則而滿足資本流動性的要求，從而縮減R＆D投資。當經(jīng)濟政策不確定性上升時，逐利型企業(yè)可能減少金融投資，為企業(yè)R＆D投資儲備資金。

基于以上分析，本文提出以下兩個假說：

假說3a：對于預防儲蓄型企業(yè)來說，經(jīng)濟政策不確定性上升通過提高企業(yè)的金融化程度，來促進企業(yè)的R＆D投資。

假說3b：對于利潤追逐型企業(yè)來說，經(jīng)濟政策不確定性上升降低企業(yè)的金融化程度，而促進企業(yè)的R＆D投資。

三、研究設計

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文以2008-2017年間我國滬深兩市的上市企業(yè)為研究樣本。其中公司數(shù)據(jù)來自數(shù)CSMAR據(jù)庫，計算經(jīng)濟政策不確定性的月度數(shù)據(jù)來自于Baker et al．（2016）[2]。為獲得合理的檢驗結(jié)果，本文的初始樣本經(jīng)以下處理：（1）剔除R＆D投入為0的上市公司；（2）剔除金融類上市公司；（3）剔除資不抵債的上市公司；（4）由于公司財務和交易機制異常，故剔除處理的上市公司，最終得到4909個公司／年觀測值。同時，本文對樣本數(shù)據(jù)作1%水平的縮尾處理，以消除數(shù)據(jù)異常值對實證檢驗的干擾。

（二）變量定義

1．企業(yè)R＆D強度（RD）。依照孟慶斌和師倩（2017）[11]，常用來衡量企業(yè)研發(fā)強度的指標有兩個：企業(yè)每年研發(fā)支出明細內(nèi)容的本期增加數(shù)占總資產(chǎn)的比重以及占營業(yè)收入的比重。會計中的“收入”項目，尤其是“應計收入”項目容易被企業(yè)盈余操縱，故用R＆D投入與總資產(chǎn)的比例衡量R＆D強度更為合理，本文將采用企業(yè)每年研發(fā)支出明細內(nèi)容的本期增加數(shù)占總資產(chǎn)的比重替代企業(yè)R＆D的投資強度。

2．經(jīng)濟政策不確定性（EPU）。在考察我國宏觀經(jīng)濟政策的不確定程度時，多數(shù)文獻采用斯坦福大學和芝加哥大學聯(lián)合公布的經(jīng)濟政策不確定性指數(shù)（Baker et al．，2016）[2]。但該指數(shù)僅僅依據(jù)香港《南華早報》的報道而構(gòu)建，不僅單獨一份報紙會對指數(shù)造成較大干擾，而且《南華早報》對于國內(nèi)的經(jīng)濟政治報道可能并不公允。Yun Huang and Paul Luk（2018）[12]基于我國國內(nèi)10份典型權(quán)威的報紙，運用Baker et al（．2016）[2]構(gòu)建不確定指數(shù)的方法，重新構(gòu)建了中國經(jīng)濟政策不確定性指數(shù)。該指數(shù)所依據(jù)的10份報紙發(fā)行在中國的主要城市，對我國的經(jīng)濟政治問題的報告更為客觀、全面和權(quán)威，數(shù)據(jù)更為完整，因此該指數(shù)能更好地反映我國宏觀經(jīng)濟政策的不確定程度，本文亦采用該指數(shù)作為中國經(jīng)濟政策不確定性的代理變量。

3．企業(yè)金融化（Fin）。借鑒王紅建等（2017）[7]，本文以企業(yè)金融資產(chǎn)占總資產(chǎn)的比例來衡量企業(yè)的金融化程度。根據(jù)Demi（r2009）[13]，企業(yè)金融資產(chǎn)包括交易性金融資產(chǎn)、可供出售金融資產(chǎn)、衍生金融資產(chǎn)、持有至到期投資、長期股權(quán)投資和投資性房地產(chǎn)。

4．控制變量。依據(jù)顧夏銘等（2018）[4]的研究，孟慶斌與師倩（2017）[11]的研究，本文選取的控制變量有企業(yè)規(guī)模Size（采用企業(yè)年末總資產(chǎn)的自然對數(shù)）、企業(yè)年齡Age（從企業(yè)成立當年起計算）、企業(yè)杠桿率Lev（以資產(chǎn)負債率計，采用總負債／總資產(chǎn)）、資產(chǎn)報酬率Roe（采用凈利潤／總資產(chǎn)）、現(xiàn)金流比率CF（采用企業(yè)經(jīng)營與投資活動獲得的現(xiàn)金流占總資產(chǎn)的比例）、托賓值T（采用股權(quán)市值和凈債務市值之和對總資產(chǎn)的比率表示）、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)State（國有企業(yè)取值1，民營企業(yè)取值0）、有形資產(chǎn)比率Tang（采用有形資產(chǎn)／總資產(chǎn)）。

（三）模型設計

為了驗證假說1，參考孟慶斌與師倩（2017）[17]、顧夏銘等（2018）[6]的研究，構(gòu)建以下實證模型：

其中模型中的解釋變量和控制變量均采取滯后一期，下同。

如果假說1成立，即經(jīng)濟政策不確定性促進企業(yè)的R＆D投資，則a1顯著大于0。

為了驗證假說2和3，即金融化在經(jīng)濟政策不確定性影響企業(yè)R＆D投資過程中是否具有中介效應，本文借鑒葉寶娟和溫忠麟（2014）[14]提出的中介效應檢驗方法，構(gòu)建以下模型：

金融化是否具有中介效應，需要看α1、β1和δ2是不是顯著不為0。如果α1、β1和δ2顯著不為0，則金融化具有中介效應，當δ1顯著為0，則金融化具有完全的中介效應。對于假說2來說，即在預防儲蓄型企業(yè)中，如果0＜δ1＜α1，且δ2顯著大于0，說明金融化具有部分中介效應，如果δ1顯著為0，且δ2顯著大于0，具有完全的中介效應，如果顯著為0，則不具有中介效應；對于假說3來說，即在逐利型企業(yè)中，如果0＜δ1＜α1，且δ2顯著小于0，說明金融化具有部分中介效應，如果δ1顯著為0，且δ2顯著小于0，具有完全的中介效應，如果δ2顯著為0，則不具有中介效應。

四、實證結(jié)果

（一）基準模型實證結(jié)果

由表1第2列的回歸結(jié)果可以看出，經(jīng)濟政策不確定性的回歸系數(shù)顯著為正，表明經(jīng)濟政策不確定性對企業(yè)的R＆D投入有促進作用，驗證了假說1。表1中第3-5列的回歸結(jié)果顯示了預防儲蓄型企業(yè)的金融化中介效應。第2列中的系數(shù)在1%的水平上顯著，說明經(jīng)濟政策不確定性對預防儲蓄型企業(yè)的研發(fā)投入有顯著的促進作用。第3列中EPU的系數(shù)和第4列中Fin的系數(shù)都顯著為正，說明對于預防儲蓄型企業(yè)，金融化是經(jīng)濟政策不確定性與R＆D投入之間的中介變量。因此，假說2得到證實。

表1 經(jīng)濟政策不確定性對企業(yè)研發(fā)的影響及金融化的中介效應

表2中第6-8列的回歸結(jié)果顯示了逐利型企業(yè)的金融化中介效應。第6列中EPU的系數(shù)顯著為正，說明經(jīng)濟政策不確定性上升將激勵利潤追逐型企業(yè)重視研發(fā)投入。第7列中EPU的系數(shù)顯著為負，說明經(jīng)濟政策不確定性上升將導致逐利型企業(yè)減少金融資產(chǎn)的投資。第8列中Fin對RD的影響為負，但不顯著，故無法直接判斷金融化是否具有中介效應。通過bootstrap方法進行檢驗，金融化的中介效應在10%的水平上顯著，本文的假說3得到了證實。

（二）進一步分析

由于不確定性環(huán)境增加了企業(yè)決策和行為的風險，任何改變這種風險的因素都有可能影響企業(yè)的決策和行為，因此，本文進一步研究顯著改變企業(yè)風險的因素（融資約束和企業(yè)風險敏感度）對經(jīng)濟政策不確定性影響企業(yè)R＆D投資以及金融化中介效應的調(diào)節(jié)效應，為此，我們參考溫忠麟和葉寶娟（2013）[13]的模型設計，重新構(gòu)建如下的中介效應模型：

1．融資約束的調(diào)節(jié)效應

許多研究認為，融資約束影響企業(yè)的生產(chǎn)經(jīng)營決策。作為企業(yè)的戰(zhàn)略決策，R＆D投資需要持續(xù)大量的資金投入，所以，融資約束更易影響企業(yè)的投入。在我國，融資問題對企業(yè)來說是一個非常突出的問題。本文進一步檢驗在面臨不同的融資約束時，經(jīng)濟政策不確定性對企業(yè)R＆D投資的影響是否具有差異性，金融化的中介效應是否受到影響。KZ指數(shù)是國際上較為常用的用于衡量企業(yè)融資約束程度的指標，本文以黃繼承和姜付秀（2015）[14]的中國上市企業(yè)指數(shù)為基礎，構(gòu)建企業(yè)的融資約束虛擬變量。具體方法：以KZ指數(shù)均值來區(qū)分融資約束較大與較小的企業(yè)，當企業(yè)KZ指數(shù)值＜均值，說明該企業(yè)的融資約束較大，定義fico＝1，否則fico＝0。

在表2融資約束的調(diào)節(jié)效應的檢驗中，由全樣本回歸結(jié)果可以看出，EPU的系數(shù)顯著為正，EPU*fico顯著為負，說明融資約束抑制了經(jīng)濟政策不確定性對企業(yè)R＆D投資的促進作用。第3列和第4列中EPU*fico的系數(shù)均顯著為負，第5列中的系數(shù)顯著為正，說明在經(jīng)濟政策不確定性上升期，當預防儲蓄型企業(yè)面臨嚴重的融資約束時，企業(yè)無法通過投資更多的金融資產(chǎn)來支持R＆D投資。第6列中EPU*fico的系數(shù)為負但不顯著，第7列中EPU*fico的系數(shù)顯著為負，說明當經(jīng)濟政策不確定性上升時，面臨嚴重融資約束的逐利型企業(yè)雖然降低了金融投資，但企業(yè)R＆D投資并沒有顯著提升。因此，我們的預期都得到了驗證。

2．風險敏感度的調(diào)節(jié)效應

企業(yè)在生產(chǎn)經(jīng)營活動中面臨著各種風險。對于相同的風險，不同的企業(yè)可能存在不同的反應。對風險敏感的企業(yè)，會積極主動地調(diào)整企業(yè)決策以應對風險；對風險不敏感的企業(yè)，可能不會過多地調(diào)整自身的決策。我們預期，當經(jīng)濟政策不確定性上升時，與風險敏感度低的企業(yè)相比，風險敏感度高的企業(yè)將更大幅度地增加R＆D投入；風險敏感度高的預防儲蓄型企業(yè)會投資更多的金融資產(chǎn)以滿足企業(yè)的投入；風險敏感度高的逐利型企業(yè)將減持更多的金融資產(chǎn)以滿足企業(yè)R＆D的投入。本文采用企業(yè)負債水平虛擬變量（Ylev）來衡量企業(yè)的風險敏感度，當企業(yè)負債水平＞負債水平均值時，定義Ylev＝0，說明企業(yè)風險敏感度低，否則Ylev＝1。

在表2風險敏感度的調(diào)節(jié)效應檢驗中，全樣本的結(jié)果顯示，EPU和EPU*Ylev的系數(shù)均顯著為正，說明風險敏感度確實促使企業(yè)增加R＆D投入來抑制經(jīng)濟政策不確定性引發(fā)的價值波動。第4列中EPU*Ylev系數(shù)顯著為正，第5列中EPU*Ylev的系數(shù)也顯著為正，說明面對經(jīng)濟政策不確定性的沖擊，風險敏感度高的預防儲蓄型企業(yè)會更加積極調(diào)整資源來支持企業(yè)R＆D。在第6列和第8列中，EPU和EPU*Ylev的系數(shù)都顯著為正，說明無論是總效應還是直接效應，對于風險敏感度高的企業(yè)來說，經(jīng)濟政策不確定性對R＆D投資的影響更大，而第7列中EPU*Ylev的系數(shù)和第8列中EPU*Ylev的系數(shù)都不顯著，說明風險敏感度高的逐利型企業(yè)并沒有更多地減少金融投資以滿足企業(yè)R＆D的投入。

表2 融資約束和風險敏感度的調(diào)節(jié)效應

（三）穩(wěn)健性分析

為了檢驗以上實證結(jié)果的穩(wěn)健性，本文做以下穩(wěn)健性分析：

1．依據(jù)文獻（Baker et al．，2016；顧夏銘等，2018；等）[2；4]，斯坦福大學和芝加哥大學聯(lián)合公布的經(jīng)濟政策不確定性指數(shù)中的中國部分，常被用來衡量中國宏觀經(jīng)濟政策的不確定程度。本文采用該指數(shù)，對以上的實證結(jié)果進行檢驗，回歸結(jié)果與表1和表2基本無異。

2．研發(fā)投入占營業(yè)收入的比例也被用于代理企業(yè)R＆D投資，采用該代理變量，對以上的實證結(jié)果進行檢驗，回歸結(jié)果與表1和表2一致。

3．除KZ指數(shù)外，企業(yè)資產(chǎn)增速對現(xiàn)金流的敏感度也被用于衡量企業(yè)的融資約束程度cfs（張杰等，2012）[16]。本文依據(jù)該指標建立cfs虛擬變量，當cfs指標值＞均值時，定義cfs虛擬變量＝1，說明企業(yè)面臨嚴重的融資約束，否則cfs虛擬變量＝0。本文采用cfs虛擬變量對企業(yè)融資約束的調(diào)節(jié)作用進行重新檢驗，回歸結(jié)果與表2a無異。

4．本文在樣本選擇時，剔除了公司與資不抵債的公司。由于這些公司抵御風險的能力較差，從樣本中剔除這些公司可能導致樣本公司抗風險能力較強而失去一般性，因此，本文把ST、資不抵債的公司納入到樣本中，重新對企業(yè)風險敏感度的調(diào)節(jié)作用進行檢驗，回歸結(jié)果與表2b基本一致。

五、研究結(jié)論與建議

本文采用Yun Huang and Paul Luk（2018）[12]建立的中國經(jīng)濟政策不確定性指數(shù)，以滬深兩市非金融上市企業(yè)為研究樣本，實證研究了經(jīng)濟政策不確定性對企業(yè)R＆D投資的影響及企業(yè)金融化的中介效應。研究發(fā)現(xiàn)：①經(jīng)濟政策不確定性促進了企業(yè)的R＆D投資。②金融化對經(jīng)濟政策不確定性影響企業(yè)R＆D投資的中介變量。對預防儲蓄型企業(yè)來說，經(jīng)濟政策不確定性通過提升企業(yè)金融化程度而促進R＆D投資；對逐利型企業(yè)來說，經(jīng)濟政策不確定性會降低企業(yè)的金融化程度，從而促進R＆D投資。③融資約束對經(jīng)濟政策不確定性影響企業(yè)R＆D投資及金融化的中介效應具有調(diào)節(jié)作用，具體表現(xiàn)為，融資約束既抑制經(jīng)濟政策不確定性對企業(yè)R＆D投資的促進作用，也抑制金融化的中介效應。④風險敏感度可以促進經(jīng)濟政策不確定性對企業(yè)R＆D投資的正向影響，也能增強金融化的中介效應。本文通過多種變量度量均不改變以上結(jié)論。

本文研究結(jié)果豐富了經(jīng)濟政策不確定性影響微觀企業(yè)行為這一領域的文獻，并為可能的影響機制作了有益的探索。此外，本文的研究結(jié)論為政府制定實施宏觀政策來引導企業(yè)平穩(wěn)發(fā)展和探索研發(fā)提供了一定的政策參考。就企業(yè)R＆D而言，在經(jīng)濟政策平穩(wěn)時，企業(yè)傾向于平穩(wěn)發(fā)展；當經(jīng)濟政策變動頻繁時，企業(yè)出于不同的應激反應可能會以不同的意愿增加R＆D投資以謀求自我發(fā)展。因此，在制定實施經(jīng)濟政策時，政府應充分考慮企業(yè)在不同政策環(huán)境下進行R＆D動機的差異性，以更好地引導R＆D動機強的企業(yè)。就金融化的中介效應而言，政策變動促使企業(yè)調(diào)整金融資產(chǎn)配置，減少財務風險，增加R＆D投入，以增強發(fā)展能力，但融資困難的企業(yè)卻因無法重新配置資源，在政策變動當中受損。因此，政府應進一步改善融資環(huán)境，提高金融支持實體經(jīng)濟的力度，提高資金的配置效率。