經(jīng)濟(jì)政策不確定性、金融化與企業(yè)創(chuàng)新①

馬黎政

(廣東石油化工學(xué)院 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，廣東 茂名 525000)

當(dāng)前，我國(guó)經(jīng)濟(jì)邁入高質(zhì)量發(fā)展階段，由要素驅(qū)動(dòng)轉(zhuǎn)向創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)，作為創(chuàng)新主體的企業(yè)的研發(fā)投入在不斷增加，研發(fā)能力也在不斷提升，這奠定了我國(guó)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的基礎(chǔ)。但企業(yè)創(chuàng)新的時(shí)間長(zhǎng)、投入大、結(jié)果不可預(yù)期、失敗風(fēng)險(xiǎn)高，極易受到不確定性因素的影響。近些年，經(jīng)濟(jì)政策不確定性逐漸成為引發(fā)經(jīng)濟(jì)不確定性的一個(gè)重要誘因[1]，對(duì)于企業(yè)創(chuàng)新研發(fā)產(chǎn)生了重要影響，例如，Bhattacharya等人認(rèn)為，政策不確定性會(huì)造成企業(yè)不知適應(yīng)何種政策的問(wèn)題，從而阻礙創(chuàng)新[2]，顧夏銘等人認(rèn)為經(jīng)濟(jì)政策不確定性促進(jìn)了企業(yè)創(chuàng)新投資[3]，而B(niǎo)loom認(rèn)為政策不確定性與企業(yè)創(chuàng)新研發(fā)之間的關(guān)系取決于研發(fā)的預(yù)期變化[4]。由以上研究可以發(fā)現(xiàn)，經(jīng)濟(jì)政策不確定性對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的影響并沒(méi)有明確的定論，而且影響的作用機(jī)制也存在差異，因此，經(jīng)濟(jì)政策不確定性對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的影響以及作用機(jī)制是個(gè)值得探討的問(wèn)題。

金融化是經(jīng)濟(jì)主體對(duì)金融資產(chǎn)進(jìn)行資本運(yùn)作過(guò)程中產(chǎn)生的。金融化可以影響企業(yè)創(chuàng)新，一方面，企業(yè)投資金融資產(chǎn)，可以得到金融獲利，增加企業(yè)盈利，為企業(yè)創(chuàng)新提供資金；另一方面，若企業(yè)過(guò)度金融投資，大量資金會(huì)優(yōu)先被配置到金融資產(chǎn)，這樣會(huì)擠出同樣需要大量資金支持的企業(yè)創(chuàng)新研發(fā)。由此可見(jiàn)，不同的金融化程度對(duì)企業(yè)創(chuàng)新有不同的影響。企業(yè)在金融化過(guò)程中，會(huì)配置不同的金融資產(chǎn)以滿足自身的風(fēng)險(xiǎn)偏好。金融資產(chǎn)的風(fēng)險(xiǎn)與系統(tǒng)風(fēng)險(xiǎn)密切相關(guān)，經(jīng)濟(jì)政策不確定性將通過(guò)影響系統(tǒng)風(fēng)險(xiǎn)而影響金融資產(chǎn)的收益和風(fēng)險(xiǎn)，從而影響企業(yè)對(duì)于金融資產(chǎn)的選擇和金融化。那么，經(jīng)濟(jì)政策不確定性是否可以通過(guò)影響企業(yè)金融化而影響企業(yè)創(chuàng)新？這個(gè)問(wèn)題在金融化普遍存在的情況下并沒(méi)有關(guān)注。因此，本文以我國(guó)2007—2018年的非金融上市企業(yè)為研究樣本，考察經(jīng)濟(jì)政策不確定性如何影響微觀企業(yè)的創(chuàng)新行為，以及在經(jīng)濟(jì)政策不確定性影響企業(yè)創(chuàng)新的過(guò)程中，金融化是否存在中介傳導(dǎo)作用。然后，基于不同金融化動(dòng)機(jī)的企業(yè)進(jìn)一步研究，經(jīng)濟(jì)政策不確定性對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的影響以及金融化的中介效應(yīng)是否存在差異。

1 理論分析與研究假設(shè)

1.1 經(jīng)濟(jì)政策不確定性與企業(yè)創(chuàng)新

經(jīng)濟(jì)政策不確定性通過(guò)惡化市場(chǎng)前景而影響企業(yè)的投資收益，進(jìn)而抑制企業(yè)的投資。但創(chuàng)新投資不同于一般的投資，它能提升企業(yè)在不確定環(huán)境中的風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平，使企業(yè)在不確定性環(huán)境中更有能力識(shí)別未知機(jī)會(huì)，為企業(yè)發(fā)展創(chuàng)造機(jī)遇預(yù)期效應(yīng)，故經(jīng)濟(jì)政策不確定性上升時(shí)，創(chuàng)新的遞延投資或“謹(jǐn)慎”投資將不是企業(yè)的最優(yōu)選擇。當(dāng)前，我國(guó)供給側(cè)問(wèn)題嚴(yán)重突出，企業(yè)生產(chǎn)成本急劇上升、傳統(tǒng)行業(yè)產(chǎn)能過(guò)剩，投資收益大幅下降。在這樣的現(xiàn)實(shí)背景下，企業(yè)利用投資的“實(shí)物期權(quán)”觀點(diǎn)無(wú)益于規(guī)避經(jīng)濟(jì)政策不確定性帶來(lái)的沖擊，應(yīng)根據(jù)創(chuàng)新投資的“增長(zhǎng)期權(quán)”觀點(diǎn)，利用經(jīng)濟(jì)政策不確定性引發(fā)的政府干預(yù)虛弱期[5]，積極布局研發(fā)，謀得機(jī)遇，而這很容易成為企業(yè)利益相關(guān)者之間的一致預(yù)期[6]，也只有這樣，企業(yè)才能擺脫現(xiàn)實(shí)問(wèn)題、增強(qiáng)生存能力、謀得未來(lái)發(fā)展機(jī)會(huì)。因此，經(jīng)濟(jì)政策不確定性能夠激勵(lì)企業(yè)為了未來(lái)的生存發(fā)展而展開(kāi)研發(fā)競(jìng)爭(zhēng)。基于以上分析，本文提出以下假說(shuō)：

假說(shuō)1：經(jīng)濟(jì)政策不確定性促進(jìn)了企業(yè)創(chuàng)新。

1.2 經(jīng)濟(jì)政策不確定性與企業(yè)創(chuàng)新：金融化的中介效應(yīng)

企業(yè)金融化基于兩種動(dòng)機(jī)：預(yù)防性?xún)?chǔ)蓄和追逐金融利潤(rùn)，把這兩種企業(yè)分別稱(chēng)為“預(yù)防儲(chǔ)蓄型企業(yè)”和“逐利型企業(yè)”。經(jīng)濟(jì)政策不確定性將通過(guò)金融化影響這兩種企業(yè)的R&D投資。具體而言：

就預(yù)防儲(chǔ)蓄型企業(yè)來(lái)說(shuō)，經(jīng)濟(jì)政策不確定性的上升，可能造成企業(yè)營(yíng)業(yè)收入波動(dòng)加大，經(jīng)營(yíng)現(xiàn)金流不穩(wěn)定，而且經(jīng)濟(jì)政策不確定性引發(fā)的融資成本上升也會(huì)影響企業(yè)的現(xiàn)金流，二者的共同影響將使企業(yè)無(wú)充足的資金可用，更無(wú)法支持需要穩(wěn)定資金的創(chuàng)新研發(fā)。在這種情況下，企業(yè)理性的選擇就是增持流動(dòng)性強(qiáng)的資產(chǎn)，例如現(xiàn)金和金融資產(chǎn)。而與金融資產(chǎn)相比，現(xiàn)金的收益低，所以，金融資產(chǎn)就是預(yù)防儲(chǔ)蓄型企業(yè)理想的選擇。企業(yè)投資適量的金融資產(chǎn)，尤其是投資一些抗風(fēng)險(xiǎn)較強(qiáng)的短期金融資產(chǎn)，不僅可以控制金融資產(chǎn)帶來(lái)的風(fēng)險(xiǎn)，還可以抑制主業(yè)盈利的下滑，增強(qiáng)企業(yè)財(cái)務(wù)柔性，從而保障企業(yè)的創(chuàng)新研發(fā)。

就逐利型企業(yè)來(lái)說(shuō)，過(guò)多的金融投資將影響企業(yè)創(chuàng)新。這是由于，投資過(guò)多的金融資產(chǎn)會(huì)占用大量的資源，企業(yè)將無(wú)充足的資源用于研發(fā)，從而擠出創(chuàng)新，同時(shí)，持有的金融資產(chǎn)越多，金融資產(chǎn)為企業(yè)集聚的風(fēng)險(xiǎn)也越大，企業(yè)從金融投資中獲得的金融獲利越不穩(wěn)定，從而無(wú)法為創(chuàng)新提供穩(wěn)定的資金支持。當(dāng)經(jīng)濟(jì)政策不確定性上升時(shí)，金融市場(chǎng)的系統(tǒng)風(fēng)險(xiǎn)增加，金融資產(chǎn)的收益波動(dòng)會(huì)大幅增加，企業(yè)持有大量的金融資產(chǎn)，意味著可能面臨更大的損失，從而使企業(yè)陷入嚴(yán)重的財(cái)務(wù)危機(jī)。所以，逐利型企業(yè)更可能減少金融資產(chǎn)的投資，這不僅降低企業(yè)陷入財(cái)務(wù)危機(jī)的可能性，節(jié)余的資金還可以用來(lái)支持企業(yè)的創(chuàng)新研發(fā)。

基于以上分析，本文提出以下兩個(gè)假說(shuō)：

假說(shuō)2：對(duì)于預(yù)防儲(chǔ)蓄型企業(yè)來(lái)說(shuō)，經(jīng)濟(jì)政策不確定性上升通過(guò)提高企業(yè)的金融化程度來(lái)促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新。

假說(shuō)3：對(duì)于逐利型企業(yè)來(lái)說(shuō)，經(jīng)濟(jì)政策不確定性上升通過(guò)降低企業(yè)的金融化程度來(lái)促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新。

2 研究設(shè)計(jì)

2.1 變量定義

1)企業(yè)創(chuàng)新(RD)。采用企業(yè)研發(fā)強(qiáng)度作為企業(yè)創(chuàng)新的代理變量，而衡量企業(yè)研發(fā)強(qiáng)度的常用指標(biāo)有兩個(gè)：企業(yè)每年研發(fā)支出的增加數(shù)占總資產(chǎn)的比重以及占營(yíng)業(yè)收入的比重。在會(huì)計(jì)計(jì)量中，“收入”項(xiàng)目，尤其是“應(yīng)計(jì)收入”項(xiàng)目容易被企業(yè)盈余操縱，故用研發(fā)支出與總資產(chǎn)的比例衡量創(chuàng)新強(qiáng)度更為合理，本文將采用該指標(biāo)衡量企業(yè)研發(fā)的投資強(qiáng)度。

2)經(jīng)濟(jì)政策不確定性(EPU)。采用Yun Huang 和 Paul Luk構(gòu)建的中國(guó)經(jīng)濟(jì)政策不確定性指數(shù)來(lái)衡量我國(guó)經(jīng)濟(jì)政策的不確定性程度[7]，該指數(shù)在客觀真實(shí)方面更勝于諸多學(xué)者采用的Baker等人構(gòu)建的中國(guó)經(jīng)濟(jì)政策不確定指數(shù)[1]。由于前一種指數(shù)的構(gòu)建基于發(fā)行在我國(guó)主要城市的10份權(quán)威報(bào)紙的數(shù)據(jù)，后一種指數(shù)的構(gòu)建僅僅依據(jù)香港發(fā)行的《南華早報(bào)》的數(shù)據(jù)，無(wú)論是內(nèi)容的客觀性、權(quán)威性和詳實(shí)性，還是數(shù)據(jù)的完整性，前一種指數(shù)采用的資料更優(yōu)于后一種指數(shù)采用的資料，因此，在采用相同構(gòu)建方法的情況下，前一種指數(shù)能更客觀真實(shí)地反映我國(guó)經(jīng)濟(jì)政策的波動(dòng)性。

3)企業(yè)金融化(Fin)。采用企業(yè)金融資產(chǎn)占總資產(chǎn)的比例來(lái)衡量企業(yè)的金融化程度。在公司財(cái)務(wù)中，金融資產(chǎn)由交易性金融資產(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(zhǎng)期股權(quán)投資和投資性房地產(chǎn)等六種資產(chǎn)組成。

4)控制變量。參考已有文獻(xiàn)，選取以下變量作為控制變量：企業(yè)規(guī)模Size(采用企業(yè)年末總資產(chǎn)的自然對(duì)數(shù))、企業(yè)年齡Age(從企業(yè)成立當(dāng)年起計(jì)算)、企業(yè)杠桿率Lev(以資產(chǎn)負(fù)債率計(jì)，采用總負(fù)債/總資產(chǎn))、資產(chǎn)報(bào)酬率Roe(采用凈利潤(rùn)/總資產(chǎn))、現(xiàn)金流比率CF(采用企業(yè)經(jīng)營(yíng)與投資活動(dòng)獲得的現(xiàn)金流占總資產(chǎn)的比例)、托賓Q值TQ(采用股權(quán)市值和凈債務(wù)市值之和對(duì)總資產(chǎn)的比率表示)、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)State(國(guó)有企業(yè)取值1，民營(yíng)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))。

2.2 模型設(shè)計(jì)

為了檢驗(yàn)假說(shuō)1、2、3，本文借鑒顧夏明等人的模型設(shè)計(jì)[3]以及溫忠麟和葉寶娟提出的中介效應(yīng)檢驗(yàn)方法[8]，構(gòu)建以下模型：

RDi,t=α0+α1EPUi,t-1+Controls+ui+νt+εi,t

(1)

Fini,t=β0+β1EPUi,t+Controls+ui+νt+εi,t

(2)

RDi,t=δ0+δ1EPUi,t-1+δ2Fini,t-1+Controls+ui+νt+εi,t

(3)

其中，檢驗(yàn)假說(shuō)1采用模型1，檢驗(yàn)金融化的中介效應(yīng)，即假說(shuō)2和3，需要同時(shí)使用以上三個(gè)模型。如果假說(shuō)1成立，則α1顯著大于0。若假說(shuō)2和3成立，則α1、β1和δ2顯著不為0，即金融化具有中介效應(yīng)。而δ1是否顯著為0，決定金融化的中介效應(yīng)是否具有完全性。具體來(lái)說(shuō)，針對(duì)于預(yù)防儲(chǔ)蓄型企業(yè)的假說(shuō)2，如果0<δ1<α1，且δ2顯著大于0，說(shuō)明金融化具有部分中介效應(yīng)；如果δ1顯著為0，且δ2顯著大于0，金融化則具有完全的中介效應(yīng)；如果δ2顯著為0，金融化則不具有中介效應(yīng)。針對(duì)于逐利型企業(yè)的假說(shuō)3，如果0<δ1<α1，且δ2顯著小于0，說(shuō)明金融化具有部分中介效應(yīng)；如果δ1顯著為0，且δ2顯著小于0，金融化則具有完全的中介效應(yīng)；如果δ2顯著為0，金融化則不具有中介效應(yīng)。

2.3 樣本選擇與數(shù)據(jù)來(lái)源

以2007—2018年間滬深兩市的上市企業(yè)為研究樣本。其中公司數(shù)據(jù)來(lái)自CSAMR數(shù)據(jù)庫(kù)，經(jīng)濟(jì)政策不確定性的月度數(shù)據(jù)來(lái)自于Yun Huang 和 Paul Luk的計(jì)算[7]。初始樣本經(jīng)以下處理：(1)剔除研發(fā)投入為0的上市公司;(2)剔除金融類(lèi)上市公司；(3)剔除資不抵債的上市公司；(4)剔除ST處理的上市公司，最終得到5613個(gè)公司/年觀測(cè)值。同時(shí)，對(duì)樣本數(shù)據(jù)作1%水平的縮尾處理來(lái)消除數(shù)據(jù)異常值的干擾。

3 實(shí)證結(jié)果

3.1 變量的描述性統(tǒng)計(jì)

表1顯示了本文變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。企業(yè)研發(fā)投資(RD)的均值為0.023，標(biāo)準(zhǔn)差為0.081，說(shuō)明上市企業(yè)研發(fā)投資占總資產(chǎn)的比例平均為2%，但是企業(yè)之間的研發(fā)投資差異比較大；RD的25分位數(shù)為0.005，說(shuō)明樣本企業(yè)中至少75%的企業(yè)進(jìn)行創(chuàng)新研發(fā)。經(jīng)濟(jì)政策不確定性(EPU)的均值、最小值和最大值分別為156.6、125和174.1，說(shuō)明2008年后我國(guó)的宏觀經(jīng)濟(jì)政策總體上具有較高的不確定性，并且年度之間變化比較大。金融化程度(Fin)的均值(標(biāo)準(zhǔn)差)為0.076(0.132)，說(shuō)明企業(yè)的金融資產(chǎn)投資占總資產(chǎn)的比例平均為7.6%，而且這個(gè)比例在企業(yè)之間有較大的波動(dòng)；Fin的25分位數(shù)為0.01，說(shuō)明多數(shù)企業(yè)都存在金融化的現(xiàn)象。

表1 變量的描述性統(tǒng)計(jì)

3.2 經(jīng)濟(jì)政策不確定性對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的影響

經(jīng)濟(jì)政策不確定性對(duì)企業(yè)創(chuàng)新影響的實(shí)證回歸結(jié)果見(jiàn)表2。

由表2的回歸結(jié)果來(lái)看，單獨(dú)用經(jīng)濟(jì)政策不確定性(EPU)對(duì)企業(yè)創(chuàng)新(RD)進(jìn)行回歸，經(jīng)濟(jì)政策不確定性(EPU)的回歸系數(shù)在1%的顯著水平上顯著為正，加入控制變量重新進(jìn)行回歸，經(jīng)濟(jì)政策不確定性(EPU)的回歸系數(shù)仍然在1%的顯著水平上顯著為正，表明經(jīng)濟(jì)政策不確定性能夠顯著促進(jìn)企業(yè)的創(chuàng)新研發(fā)，驗(yàn)證了假說(shuō)1的結(jié)論。經(jīng)濟(jì)政策不確定性為上市企業(yè)帶來(lái)的 “機(jī)遇預(yù)期效應(yīng)”在企業(yè)研發(fā)投資決策中發(fā)揮了主導(dǎo)作用[6]，企業(yè)認(rèn)為，不確定性帶來(lái)的機(jī)遇，是促進(jìn)自身未來(lái)發(fā)展難得的機(jī)會(huì)，能夠增強(qiáng)公司的盈利能力和成長(zhǎng)空間，因此，在其它投資無(wú)法顯著增加企業(yè)效益的情況下，通過(guò)增加研發(fā)投入來(lái)加強(qiáng)研發(fā)能力、提升競(jìng)爭(zhēng)能力，就成為企業(yè)至為重要的選項(xiàng)。

表2 經(jīng)濟(jì)政策不確定性和企業(yè)創(chuàng)新

從控制變量來(lái)看，除了資產(chǎn)負(fù)債率(Lev)和企業(yè)年齡(Age)的回歸系數(shù)不顯著外，其它變量的回歸系數(shù)都是顯著的，如表2所示。其中，托賓Q值(Tb’Q)、資產(chǎn)報(bào)酬率(Roe)和現(xiàn)金流比率(CF)的回歸系數(shù)都顯著為正，說(shuō)明良好的成長(zhǎng)性、盈利能力和現(xiàn)金流狀況都可以促進(jìn)企業(yè)的研發(fā)投入；有形資產(chǎn)比率(Tang)的回歸系數(shù)顯著為正，可能是因?yàn)?，企業(yè)的有形資產(chǎn)越多，能夠提供給銀行的抵押也越多，從而能從銀行獲取更多的抵押貸款來(lái)支持研發(fā)投入；企業(yè)規(guī)模(Size)的回歸系數(shù)顯著為正，說(shuō)明規(guī)模越大，企業(yè)越有能力籌措資金進(jìn)行研發(fā)；企業(yè)產(chǎn)權(quán)(State)的回歸系數(shù)顯著為負(fù)，表明非國(guó)有企業(yè)投入創(chuàng)新研發(fā)的資金比例高于國(guó)有企業(yè)，這可能是由于非國(guó)有企業(yè)有更高的研發(fā)效率，因此促進(jìn)了研發(fā)資金的投入。這些研究結(jié)果與Bhattacharya、顧夏銘等人的分析基本一致[2，3]。

3.3 經(jīng)濟(jì)政策不確定性與企業(yè)創(chuàng)新：金融化的中介效應(yīng)

表3的實(shí)證結(jié)果顯示了經(jīng)濟(jì)政策不確定性影響企業(yè)創(chuàng)新過(guò)程中金融化的中介效應(yīng)，其中第2-4列顯示了預(yù)防儲(chǔ)蓄型企業(yè)的實(shí)證結(jié)果。

表3 經(jīng)濟(jì)政策不確定性與企業(yè)創(chuàng)新：金融化的中介效應(yīng)

在第2列中，經(jīng)濟(jì)政策不確定性的回歸系數(shù)顯著為正，表明經(jīng)濟(jì)政策不確定性的上升能夠促進(jìn)預(yù)防儲(chǔ)蓄型企業(yè)的研發(fā)投入。

在第3列中，經(jīng)濟(jì)政策不確定性的回歸系數(shù)在1%的顯著性水平上顯著為正，在第4列中，經(jīng)濟(jì)政策不確定性的回歸系數(shù)也在10%的顯著性水平上顯著為正，結(jié)合溫忠麟和葉寶娟提出的中介效應(yīng)檢驗(yàn)[8]，可以看出，為了把握經(jīng)濟(jì)政策不確定性帶來(lái)的“機(jī)遇預(yù)期效應(yīng)”，預(yù)防儲(chǔ)蓄型企業(yè)增加金融投資，為創(chuàng)新研發(fā)儲(chǔ)備資金，表明金融化在經(jīng)濟(jì)政策不確定性影響預(yù)防儲(chǔ)蓄型企業(yè)研發(fā)投入的過(guò)程中具有中介效應(yīng)，這種中介效應(yīng)的大小為0.0098(即0.0265×0.369)。因此，本文的假說(shuō)2得到證實(shí)。

由第4列的回歸結(jié)果可以看出，經(jīng)濟(jì)政策不確定性對(duì)企業(yè)研發(fā)投入的直接影響顯著為正，為0.0143，那么，金融化的中介效應(yīng)僅僅占經(jīng)濟(jì)政策不確定性對(duì)企業(yè)創(chuàng)新研發(fā)的總效應(yīng)的40.7%(即0.0098/(0.0098+0.0143))，說(shuō)明金融化具有部分中介效應(yīng)，而且金融投資并不是預(yù)防儲(chǔ)蓄型企業(yè)儲(chǔ)備研發(fā)資金的主要途徑。

表3的第5-7列顯示了逐利型企業(yè)的實(shí)證結(jié)果。第5列的結(jié)果同樣表明經(jīng)濟(jì)政策不確定性的上升能夠促進(jìn)逐利型企業(yè)增加研發(fā)投入。第6列中經(jīng)濟(jì)政策不確定性的回歸系數(shù)顯著為負(fù)，說(shuō)明經(jīng)濟(jì)政策不確定性上升可以抑制逐利型企業(yè)的金融投資，但第7列中金融化對(duì)企業(yè)研發(fā)投入的影響并不顯著為負(fù)，依據(jù)中介效應(yīng)檢驗(yàn)[8]，無(wú)法直接判斷金融化是否具有中介效應(yīng)，需要采用Bootstrap方法來(lái)進(jìn)行檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表4。由表4可知，在逐利型企業(yè)中，金融化是經(jīng)濟(jì)政策不確定性影響企業(yè)研發(fā)投入的中介變量，即金融化具有中介效應(yīng)，假說(shuō)3得到了證實(shí)。只不過(guò)這種中介效應(yīng)(0.0011)小于經(jīng)濟(jì)政策不確定性對(duì)企業(yè)研發(fā)投入的總效應(yīng)(0.0053=0.0011+0.0042)，表明金融化只具有部分中介效應(yīng)。

表4 逐利型企業(yè)的企業(yè)中介效應(yīng)檢驗(yàn)(Bootstrap檢驗(yàn))

3.4 穩(wěn)健性分析

為了檢驗(yàn)以上實(shí)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(xiàn)[1,3,9]，斯坦福大學(xué)和芝加哥大學(xué)聯(lián)合公布的經(jīng)濟(jì)政策不確定性指數(shù)中的中國(guó)部分，常被用來(lái)衡量中國(guó)宏觀經(jīng)濟(jì)政策的不確定程度。由于該指數(shù)為月度指數(shù)，故本文通過(guò)對(duì)12個(gè)月的月度指數(shù)取算術(shù)平均值，建立中國(guó)經(jīng)濟(jì)政策不確定性的年度指數(shù)，以衡量中國(guó)宏觀經(jīng)濟(jì)政策的年度不確定程度。采用該年度指數(shù)，對(duì)以上的實(shí)證結(jié)果進(jìn)行檢驗(yàn)，回歸結(jié)果與表1、表2基本無(wú)異。

(2)采用研發(fā)投入占營(yíng)業(yè)收入的比例來(lái)度量企業(yè)研發(fā)強(qiáng)度，檢驗(yàn)后的回歸結(jié)果與表1、表2一致。

(3)本文在樣本選擇時(shí)，剔除了ST公司與資不抵債的公司。由于這些公司抵御風(fēng)險(xiǎn)的能力較差，從樣本中剔除這些公司可能導(dǎo)致樣本公司抗風(fēng)險(xiǎn)能力較強(qiáng)而失去一般性，因此，把ST、資不抵債的公司納入到樣本中，重新對(duì)企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)敏感度的調(diào)節(jié)作用進(jìn)行檢驗(yàn)，回歸結(jié)果與表1、表2基本一致。

4 研究結(jié)論與建議

本文以2007—2018年滬深兩市非金融上市企業(yè)為研究樣本，實(shí)證研究了經(jīng)濟(jì)政策不確定性對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的影響及企業(yè)金融化的中介效應(yīng)。研究發(fā)現(xiàn)：無(wú)論是預(yù)防儲(chǔ)蓄型企業(yè)，還是逐利型企業(yè)，經(jīng)濟(jì)政策不確定性都可以促進(jìn)企業(yè)的創(chuàng)新研發(fā)，而且在這個(gè)影響過(guò)程中，金融化都具有顯著的部分中介效應(yīng)，只不過(guò)這種中介效應(yīng)在兩類(lèi)企業(yè)中的作用方向是不同的。通過(guò)改變變量度量重新進(jìn)行回歸，均不改變以上結(jié)論。

宏觀經(jīng)濟(jì)政策是企業(yè)運(yùn)營(yíng)和發(fā)展的大環(huán)境，現(xiàn)行經(jīng)濟(jì)政策的變動(dòng)對(duì)企業(yè)的行為和決策會(huì)產(chǎn)生重要的影響。就企業(yè)創(chuàng)新而言，在經(jīng)濟(jì)政策平穩(wěn)時(shí)，企業(yè)傾向于平穩(wěn)發(fā)展；當(dāng)經(jīng)濟(jì)政策變動(dòng)頻繁時(shí)，企業(yè)出于不同的應(yīng)激反應(yīng)可能會(huì)以不同的意愿增加創(chuàng)新投資以謀求自我發(fā)展。因此，政府應(yīng)充分考慮企業(yè)基于不同宏觀經(jīng)濟(jì)政策環(huán)境進(jìn)行創(chuàng)新動(dòng)機(jī)的差異性，在政策制定上更加注重引導(dǎo)創(chuàng)新動(dòng)機(jī)強(qiáng)的企業(yè)。就金融化的中介效應(yīng)而言，政策變動(dòng)促使企業(yè)調(diào)整金融資產(chǎn)配置，減少財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)，增加創(chuàng)新投入，實(shí)現(xiàn)平穩(wěn)發(fā)展，但存在融資困境的企業(yè)卻因無(wú)法重新配置資源，在政策變動(dòng)當(dāng)中受損。因此，政府應(yīng)進(jìn)一步改善融資環(huán)境，消除信貸歧視，提高金融支持實(shí)體經(jīng)濟(jì)的力度，提高資金的配置效率；進(jìn)一步改善民間投資環(huán)境，提高企業(yè)從實(shí)體經(jīng)濟(jì)中的收益，促使企業(yè)“脫虛向?qū)崱薄?/p>