經(jīng)濟(jì)政策不確定性、金融發(fā)展 與企業(yè)創(chuàng)新

嚴(yán)復(fù)雷 史依銘

摘? ?要：基于滬深A(yù)股上市公司2012—2018年制造業(yè)的面板數(shù)據(jù)，本文運(yùn)用固定效應(yīng)模型和Heckman模型分析在金融發(fā)展調(diào)節(jié)作用下經(jīng)濟(jì)政策不確定性對企業(yè)創(chuàng)新的影響效果。研究發(fā)現(xiàn)：（1）總體上，經(jīng)濟(jì)政策不確定性越高越會促使企業(yè)加大研發(fā)創(chuàng)新的力度，但過度擴(kuò)張的金融發(fā)展會起到負(fù)向調(diào)節(jié)作用;（2）宏觀異質(zhì)性分析發(fā)現(xiàn)，過度擴(kuò)張的金融發(fā)展的抑制作用存在于東部地區(qū)、勞動密集型產(chǎn)業(yè)和資本密集型產(chǎn)業(yè)中;（3）進(jìn)一步分析發(fā)現(xiàn)，金融發(fā)展對企業(yè)創(chuàng)新確實(shí)存在倒U形非線性影響，并且只有在股權(quán)集中度較低和技術(shù)人員占比較高的企業(yè)中金融發(fā)展的抑制效應(yīng)才會顯著，而在是否“兩職合一”企業(yè)中卻沒有顯著差異。

關(guān)鍵詞：經(jīng)濟(jì)政策不確定性;金融發(fā)展;企業(yè)創(chuàng)新;區(qū)域異質(zhì)性;行業(yè)異質(zhì)性

中圖分類號：F830? 文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A? 文章編號：1674-2265（2021）05-0018-09

DOI：10.19647/j.cnki.37-1462/f.2021.05.003

一、引言

2008年全球金融危機(jī)爆發(fā)以來，為了盡快擺脫危機(jī)，恢復(fù)經(jīng)濟(jì)增長，世界各國競相采取短期內(nèi)有利于本國的經(jīng)濟(jì)貿(mào)易政策，特別是2017年特朗普入主白宮后采取的以貿(mào)易保護(hù)主義與單邊主義為特點(diǎn)的“逆全球化”行動，使得世界經(jīng)濟(jì)增長更加陷入政策不穩(wěn)定、金融風(fēng)險(xiǎn)不斷聚集的環(huán)境中。作為貿(mào)易自由化與經(jīng)濟(jì)全球化的最有力的支持者與倡導(dǎo)者，中國堅(jiān)持?jǐn)U大開放，減少壁壘，為世界經(jīng)濟(jì)發(fā)展注入新活力，但中國也不能在不確定性增加的世界經(jīng)濟(jì)大環(huán)境下獨(dú)善其身，作為中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展主力軍的制造業(yè)企業(yè)更要主動適應(yīng)不確定增加的現(xiàn)實(shí)，以市場需求為導(dǎo)向，加大技術(shù)研發(fā)投入，從而增強(qiáng)國際競爭力。然而，由于企業(yè)研發(fā)投入具有高風(fēng)險(xiǎn)性和資金持續(xù)投入的特點(diǎn)，所以，企業(yè)研發(fā)投資比其他投資對宏觀經(jīng)濟(jì)政策的敏感性更高，研究在宏觀經(jīng)濟(jì)政策不確定性環(huán)境下制造業(yè)企業(yè)的研發(fā)投入行為，將對做強(qiáng)、做精與做大中國制造業(yè)具有現(xiàn)實(shí)意義。

關(guān)于經(jīng)濟(jì)政策不確定性與企業(yè)研發(fā)投入之間的影響關(guān)系，現(xiàn)有研究結(jié)論不盡一致。一方面，學(xué)者基于實(shí)物期權(quán)理論（Bernanke，1983;Dixit等，1994）[1，2]，認(rèn)為宏觀經(jīng)濟(jì)政策不確定性程度越高越有可能促使企業(yè)縮減或延緩?fù)顿Y，特別是對于一些不可逆項(xiàng)目的投資（Gulen和Ion，2016）[3]，企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新活動就是其中之一（郝威亞等，2016;Bhattacharya等，2017）[4，5];并且，當(dāng)企業(yè)面對較強(qiáng)融資約束時(shí)，由于融資成本上升，會減少具有高風(fēng)險(xiǎn)性的投資活動，尤其是兼具高風(fēng)險(xiǎn)和長周期特征的企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新活動（劉柳和屈小娥，2019）[6]。另一方面，學(xué)者則依據(jù)增長期權(quán)理論，認(rèn)為當(dāng)選擇研發(fā)創(chuàng)新創(chuàng)造的未來價(jià)值高于延緩?fù)顿Y帶來的收益時(shí)，企業(yè)會在宏觀經(jīng)濟(jì)政策不確定性越強(qiáng)時(shí)越頻繁地投資于核心技術(shù)（Weeds，2002）[7]，即經(jīng)濟(jì)政策不確定性增強(qiáng)會促使企業(yè)加大研發(fā)投入的力度（孟慶斌和師倩，2017;顧夏銘等，2018;孫瑩，2019）[8-10]。

企業(yè)的研發(fā)投入資金不僅受限于自身資金實(shí)力，還受限于金融市場發(fā)展水平（張凡，2015）[11]。金融市場發(fā)展水平在特定經(jīng)濟(jì)周期下可以幫助企業(yè)拓寬外部融資渠道，減少由信息不對稱帶來的額外成本，降低企業(yè)研發(fā)投資風(fēng)險(xiǎn)，保障研發(fā)資金持續(xù)投入。然而，文武等（2018）[12]研究發(fā)現(xiàn)，金融發(fā)展水平對企業(yè)研發(fā)投入具有階段性的非對稱影響，不同經(jīng)濟(jì)周期下的影響效果截然相反;胡永平和王蕾（2019）[13]研究發(fā)現(xiàn)，隨著金融發(fā)展水平的提高，政府補(bǔ)助對企業(yè)研發(fā)投入的促進(jìn)效應(yīng)會降低。因此，在宏觀經(jīng)濟(jì)政策不確定性的環(huán)境下，金融發(fā)展水平提高會促進(jìn)企業(yè)增加還是減少研發(fā)投入，仍需進(jìn)一步研究。

基于此，本文探討了在經(jīng)濟(jì)政策不確定性不斷增強(qiáng)背景下，企業(yè)對于研發(fā)創(chuàng)新的選擇效應(yīng);分析了我國金融發(fā)展的現(xiàn)狀及特點(diǎn)，并實(shí)證檢驗(yàn)了金融發(fā)展在經(jīng)濟(jì)政策不確定性與企業(yè)創(chuàng)新之間的調(diào)節(jié)作用。

本文的邊際貢獻(xiàn)在于： 第一，現(xiàn)有文獻(xiàn)大多集中于從宏觀政策和微觀企業(yè)內(nèi)部角度研究不確定性對企業(yè)研發(fā)投入的影響，偏中觀行業(yè)層面和區(qū)域?qū)用娴南嚓P(guān)研究還較少。本文著眼于行業(yè)異質(zhì)性和區(qū)域異質(zhì)性的視角，分析經(jīng)濟(jì)政策不確定性與企業(yè)創(chuàng)新之間的影響關(guān)系，豐富了我國宏觀經(jīng)濟(jì)政策不確定性與微觀企業(yè)創(chuàng)新領(lǐng)域的研究。第二，現(xiàn)有分析金融發(fā)展與企業(yè)創(chuàng)新之間關(guān)系的文獻(xiàn)較為豐富，但很少有學(xué)者從金融發(fā)展水平是否適度以及是否受到宏觀經(jīng)濟(jì)政策影響方面著手。本文從金融發(fā)展視角出發(fā)，探討金融發(fā)展規(guī)模是否適度，進(jìn)而研究金融發(fā)展水平在不確定性環(huán)境下是否會對企業(yè)研發(fā)投入產(chǎn)生差異性影響，對于理清經(jīng)濟(jì)政策不確定性對企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新的作用機(jī)理具有一定意義。

二、文獻(xiàn)回顧與研究假設(shè)

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

以往文獻(xiàn)關(guān)于宏觀經(jīng)濟(jì)政策不確定性與企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新之間的關(guān)系尚有分歧。一種聲音認(rèn)為相比于企業(yè)其他投資，企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新具有周期長、資金投入大以及收益不確定性等特點(diǎn)，尤其受到融資約束（馬光榮等，2014）[14]。而經(jīng)濟(jì)政策不確定性是企業(yè)無法避免的系統(tǒng)性風(fēng)險(xiǎn)，不確定性的增強(qiáng)會加大企業(yè)從事研發(fā)創(chuàng)新投資的風(fēng)險(xiǎn)（Marcus，1981;Li等，2015）[15，16]。然而，根據(jù)增長期權(quán)理論，若經(jīng)濟(jì)政策不確定性可以提高未來投資的潛在報(bào)酬，不確定性的提高則會促使企業(yè)加大研發(fā)投入（Bloom，2014）[17]。Knight（1921）[18]指出，企業(yè)獲得利潤的唯一來源便是不確定性，假如企業(yè)發(fā)展前景可期，則進(jìn)行高風(fēng)險(xiǎn)投資活動將徒勞無益，只有企業(yè)未來發(fā)展不可預(yù)測，企業(yè)才有機(jī)會憑借自身的才能和運(yùn)籌帷幄的決策來賺取高額的利潤。由于企業(yè)研發(fā)活動往往需要經(jīng)年累月（Holmstrom，1989）[19]，經(jīng)濟(jì)政策不確定性增強(qiáng)或許會促使企業(yè)盡早進(jìn)行研發(fā)創(chuàng)新。由于無法預(yù)期未來發(fā)展趨勢，為避免錯(cuò)失良機(jī)，企業(yè)只能通過盡早研發(fā)以獲得經(jīng)驗(yàn)來提高成功的概率，以此降低投資活動的風(fēng)險(xiǎn)性（Pindyck，1993;Bar-Ilan和Strange，1996;梁權(quán)熙和謝宏基，2019）[20-22]?；诖?，提出如下假設(shè)：

H1：經(jīng)濟(jì)政策不確定性的增強(qiáng)會促使企業(yè)加大研發(fā)創(chuàng)新。

（二）金融發(fā)展的調(diào)節(jié)效應(yīng)

企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新面臨的融資約束程度深受當(dāng)?shù)亟鹑诎l(fā)展水平的影響。翟淑萍和顧群（2014）[23]認(rèn)為較完善的金融體系能夠減少因信息不對稱所帶來的消極影響，降低“道德風(fēng)險(xiǎn)”和“逆向選擇”發(fā)生的概率，從而有助于緩解企業(yè)融資困境，增加企業(yè)研發(fā)投入（解維敏和方紅星，2011）[24]。文武和許月麗（2018）[25]認(rèn)為金融發(fā)展水平對研發(fā)投入存在階段性非對稱影響，當(dāng)金融過度發(fā)展時(shí)，會出現(xiàn)“脫實(shí)向虛”現(xiàn)象，金融機(jī)構(gòu)會將目光投向周期短、效益高的虛擬經(jīng)濟(jì)，從而忽視實(shí)體經(jīng)濟(jì)的需求，當(dāng)然也不會關(guān)注企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新活動（王昱等，2017）[26]?；诖耍岢鋈缦录僭O(shè)：

H2：在經(jīng)濟(jì)政策不確定性環(huán)境下，過度擴(kuò)張的金融發(fā)展會對企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新起到負(fù)向調(diào)節(jié)作用。

（三）基于區(qū)域和行業(yè)的異質(zhì)性分析

由于我國地域遼闊，區(qū)域間經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度參差不齊，地區(qū)間金融發(fā)展不平衡，各地區(qū)企業(yè)創(chuàng)新投入所受到的金融支持也具有顯著的區(qū)域差異。金融發(fā)展程度越高的地區(qū)，其市場化程度、中介服務(wù)體系和政策法律體系越完善，這些優(yōu)勢無形之中提高了企業(yè)抵御不確定性風(fēng)險(xiǎn)的能力。例如，東部地區(qū)金融機(jī)構(gòu)的市場化程度較高，適應(yīng)市場規(guī)則和洞察盈利機(jī)會的能力較強(qiáng)，客觀上提高了當(dāng)?shù)仄髽I(yè)融資成功的概率，一定程度上緩和了企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新活動面臨的融資困境;中部地區(qū)、西部地區(qū)和東北部地區(qū)的金融發(fā)展相對落后，無法有效滿足企業(yè)多樣性的金融需求，但卻會減少金融發(fā)展過度擴(kuò)張的現(xiàn)象發(fā)生。而市場化程度較高地區(qū)的金融機(jī)構(gòu)由于積極擴(kuò)張和逐利投資行為，導(dǎo)致金融發(fā)展規(guī)模過度膨脹，可能會引起金融“脫實(shí)向虛”，從而對企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新形成抑制作用。因此，為判斷我國區(qū)域間金融發(fā)展水平是否適應(yīng)各地企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新需求，并檢驗(yàn)市場化程度較高的東部地區(qū)金融發(fā)展水平是否適度，本文主要從東部地區(qū)企業(yè)的角度分析金融發(fā)展對企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新的異質(zhì)性影響?；诖耍岢鋈缦录僭O(shè)：

H3：在東部地區(qū)，過度擴(kuò)張的金融發(fā)展會抑制企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新。

以生產(chǎn)要素密集度作為行業(yè)分類標(biāo)準(zhǔn)在衡量企業(yè)高新技術(shù)水平和效率方面得到廣泛使用（周四軍等，2017）[27]。本文參考張雪梅和葉貝貝（2019）[28]的研究，依照聯(lián)合國SITC和生產(chǎn)要素分類標(biāo)準(zhǔn)，并根據(jù)2017年版的《國民經(jīng)濟(jì)行業(yè)分類》，將選取的34個(gè)工業(yè)部門分為資源密集型、勞動密集型和資本密集型產(chǎn)業(yè)，其中，將技術(shù)密集型產(chǎn)業(yè)納入資本密集型產(chǎn)業(yè)中，而其他工業(yè)部門由于數(shù)據(jù)量小及數(shù)據(jù)缺失的緣故未加入分類。具體分類結(jié)果見表1。

相比于資源密集型和勞動密集型產(chǎn)業(yè)，資本密集型產(chǎn)業(yè)具有高新技術(shù)企業(yè)的特點(diǎn)，即高投入、高風(fēng)險(xiǎn)和高附加值。“三高”特點(diǎn)使得資本密集型產(chǎn)業(yè)需要大量持續(xù)性的資金支持，僅僅通過企業(yè)內(nèi)部融資渠道無法滿足企業(yè)研發(fā)投入需求（喬曉華，2007）[29]。Claessens和Laeven（2003）[30]也發(fā)現(xiàn)金融發(fā)展程度越高的國家，依賴于外源資金的企業(yè)發(fā)展越快、數(shù)量越多，這表明金融發(fā)展水平越高越能減輕當(dāng)?shù)仄髽I(yè)的融資約束程度。但王昱等（2017）[26]研究發(fā)現(xiàn)金融發(fā)展規(guī)模對企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新的影響具有雙門檻效應(yīng)，金融發(fā)展過度擴(kuò)張或者深化不足都會對企業(yè)研發(fā)投入產(chǎn)生抑制作用。因此，相對于金融發(fā)展深化程度較低的情況，我們更要提防金融過度發(fā)展對企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新的負(fù)向調(diào)節(jié)作用。基于以上分析，本文提出如下假設(shè)：

H4：在資本密集型產(chǎn)業(yè)中，過度擴(kuò)張的金融發(fā)展會抑制企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新。

三、樣本選擇與研究設(shè)計(jì)

（一）數(shù)據(jù)來源

本文為避免研究數(shù)據(jù)存在因果內(nèi)生性，故從滬深兩市A股市場制造業(yè)中選取2012—2017年的解釋變量和控制變量以及2013—2018年的被解釋變量，并按照以下標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行處理：（1）剔除ST和*ST的企業(yè);（2）剔除嚴(yán)重缺失數(shù)據(jù)的企業(yè);（3）剔除數(shù)據(jù)選擇時(shí)期內(nèi)資產(chǎn)負(fù)債率超過100%的企業(yè)。最終得到10144個(gè)年度觀測值，并對所有連續(xù)變量采取1%和99%水平的縮尾處理，同時(shí)，為避免異方差和序列相關(guān)對結(jié)果的干擾，本文在實(shí)證檢驗(yàn)時(shí)使用了聚類穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤。金融發(fā)展數(shù)據(jù)來自各省份統(tǒng)計(jì)年鑒，其余數(shù)據(jù)均來自萬得數(shù)據(jù)庫。

（二）主要變量定義

1. 被解釋變量：企業(yè)創(chuàng)新（Rd）。本文借鑒魯桐和黨?。?014）[31]定義企業(yè)創(chuàng)新變量，具體分為以下兩種指標(biāo)，第一種是年末企業(yè)研發(fā)支出占營業(yè)收入比重，第二種是年末企業(yè)研發(fā)支出占總資產(chǎn)比重。由于考慮到“收入”大多容易被盈余操縱導(dǎo)致失真（孟慶斌和師倩，2017）[8]，且為保持與本文其他控制變量口徑一致，故選取第二種指標(biāo)來衡量企業(yè)研發(fā)投入，并且使用能夠克服非正態(tài)分布問題的對數(shù)形式進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

2. 解釋變量：經(jīng)濟(jì)政策不確定性（Epu）。本文采用Baker等（2016）[32]根據(jù)中國香港《南華早報(bào)》檢索平臺構(gòu)建的我國宏觀經(jīng)濟(jì)政策不確定性指數(shù)，該指數(shù)將該月度數(shù)據(jù)通過算術(shù)平均法轉(zhuǎn)化為相應(yīng)年度數(shù)據(jù)，并取對數(shù)處理。

3. 調(diào)節(jié)變量：金融發(fā)展（Fd）。本文參考楊友才（2014）[33]關(guān)于金融發(fā)展指標(biāo)的定義，用各省份年末金融機(jī)構(gòu)各項(xiàng)貸款余額占當(dāng)?shù)谿DP的比重來衡量。

4. 控制變量。本文的控制變量參考劉惠好和馮永佳（2020）[34]和劉磊等（2019）[35]的研究，詳見表2。

（三）描述性統(tǒng)計(jì)與相關(guān)性分析

1. 描述性統(tǒng)計(jì)。根據(jù)表3變量描述性數(shù)據(jù)顯示，企業(yè)創(chuàng)新（Rd）數(shù)據(jù)最大值為8.4%，最小值為0，說明制造業(yè)各類型產(chǎn)業(yè)中研發(fā)投入差距較為明顯;與此類似，經(jīng)濟(jì)政策不確定性（Epu）數(shù)據(jù)顯示在樣本期間由最小值113.897上漲到最大值為364.833，取對數(shù)后最小值為4.744最大值為5.902，并且標(biāo)準(zhǔn)差較大，說明經(jīng)濟(jì)政策不確定性日漸增強(qiáng)，且增幅較大。金融發(fā)展（Fd）平均數(shù)值已達(dá)到1.361，即金融發(fā)展規(guī)模占當(dāng)?shù)谿DP規(guī)模的比重為136.1%，由此表明我國金融發(fā)展存在過度擴(kuò)張的特征。

基于上述主要變量數(shù)據(jù)分析發(fā)現(xiàn)，在我國經(jīng)濟(jì)政策不確定性指數(shù)逐年升高的背景下，過度擴(kuò)張的金融發(fā)展是否會對企業(yè)創(chuàng)新投入不均衡的制造業(yè)產(chǎn)生差異性影響，是值得深入探究的。其中圖1和圖2為我國分區(qū)域和分行業(yè)的金融發(fā)展水平匯總。

2. 相關(guān)性分析。通過表4變量間的相關(guān)系數(shù)分析可知，企業(yè)創(chuàng)新（Rd）與經(jīng)濟(jì)政策不確定性（Epu）之間相關(guān)系數(shù)為正，且在1%水平下顯著，由此初步驗(yàn)證假設(shè)H1?？傮w上看，各變量間十分顯著，并且相關(guān)系數(shù)整體較小，說明各變量間基本不存在嚴(yán)重的共線性問題。

（四）模型構(gòu)建

基于顧夏銘等（2018）[9]和李常青等（2018）[36]的研究，為降低解釋變量與被解釋變量之間由于因果原因?qū)е碌膬?nèi)生性影響，對所有解釋變量采用滯后一期表示，并構(gòu)造以下兩個(gè)模型。

為分析經(jīng)濟(jì)政策不確定性與企業(yè)創(chuàng)新之間關(guān)系并檢驗(yàn)假設(shè)H1，在控制其他變量之后，如式（1）所示：

[Rdi，t=α+β1Epui，t-1+β2Debtri，t-1+β3Tangibilityi，t-1+β4Ebitassetsi，t-1+β5Roei，t-1+β6Ln（size）i，t-1+β7Cashflowi，t-1+β8Equityi，t-1+εi? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? （1）]

為進(jìn)一步考察金融發(fā)展在經(jīng)濟(jì)政策不確定性與企業(yè)創(chuàng)新之間的調(diào)節(jié)作用并檢驗(yàn)假設(shè)H2、H3和H4，在控制其他變量之后，如式（2）所示：

[Rdi，t=α+β1Epui，t-1+β2Epui，t-1×Fdi，t-1+β3Fdi，t-1+β4Debtri，t-1+β5Tangibilityi，t-1+β6Ebitassetsi，t-1+β7Roei，t-1+β8Ln（size）i，t-1+β9Cashflowi，t-1+β10Equityi，t-1+εi] （2）

四、實(shí)證檢驗(yàn)及結(jié)果分析

（一）假設(shè)H1檢驗(yàn)

根據(jù)表5中列（1）和列（3）的回歸結(jié)果，在未加入金融發(fā)展變量時(shí)，經(jīng)濟(jì)政策不確定性的系數(shù)為正，且均在1%的水平下顯著?？赡苁怯捎谄髽I(yè)在面對高不確定性政策時(shí)，意識到風(fēng)險(xiǎn)與機(jī)遇并存，為搶占先機(jī)并抓住機(jī)遇故加強(qiáng)企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新力度，以此提高企業(yè)競爭力，獲取高額利潤。由此說明經(jīng)濟(jì)政策不確定性越強(qiáng)越會促使企業(yè)加大研發(fā)投入的力度，這與顧夏銘等（2018）[9]研究結(jié)論基本一致，由此驗(yàn)證本文的假設(shè)H1。

（二）假設(shè)H2檢驗(yàn)

從表5的列（2）和列（4）中可以看出，雖然經(jīng)濟(jì)政策不確定性對企業(yè)創(chuàng)新的系數(shù)依舊顯著為正，但金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)政策不確定性的交互項(xiàng)系數(shù)顯著為負(fù)，這表明金融發(fā)展對企業(yè)創(chuàng)新發(fā)揮著負(fù)向調(diào)節(jié)作用，究其原因我們發(fā)現(xiàn)，樣本期間金融發(fā)展規(guī)模持續(xù)擴(kuò)張，已經(jīng)遠(yuǎn)遠(yuǎn)超過當(dāng)?shù)谿DP規(guī)模，故金融發(fā)展存在過度擴(kuò)張?zhí)卣鳎ㄎ奈浜驮S月麗，2018）[25]。而該特征可能會降低企業(yè)融資門檻，提高企業(yè)融資可得性并且降低融資成本，從而在經(jīng)濟(jì)政策不確定性的大背景下增強(qiáng)企業(yè)投資時(shí)的短視行為，減少對具有高風(fēng)險(xiǎn)性和高不確定性的研發(fā)創(chuàng)新的投資。由此驗(yàn)證本文的假設(shè)H2。

此外，盈利能力系數(shù)均顯示為0.09且顯著，說明盈利能力與企業(yè)創(chuàng)新顯著正相關(guān)，企業(yè)盈利能力越強(qiáng)，對研發(fā)創(chuàng)新的激勵(lì)效應(yīng)越明顯。這與張靜雅等（2018）[37]在醫(yī)藥制造業(yè)數(shù)據(jù)中發(fā)現(xiàn)的“盈利能力對企業(yè)創(chuàng)新具有顯著促進(jìn)效果”的結(jié)論基本一致。股權(quán)集中度的系數(shù)雖不及盈利能力的激勵(lì)效應(yīng)明顯，但與企業(yè)創(chuàng)新依舊為正相關(guān)關(guān)系，并且在5%的水平下顯著，說明企業(yè)股權(quán)結(jié)構(gòu)集中度越高，越有利于企業(yè)從事研發(fā)創(chuàng)新活動;若企業(yè)股權(quán)集中度較低，即股權(quán)結(jié)構(gòu)趨于分散時(shí)，越有可能陷入控制權(quán)爭奪麻煩，從而會提高股東削減企業(yè)創(chuàng)新投入的可能性（李常青等，2018）[36]。

（三）假設(shè)H3檢驗(yàn)

接下來考察區(qū)域差異是否會對金融發(fā)展的調(diào)節(jié)作用產(chǎn)生選擇效應(yīng)。從表6對我國4個(gè)區(qū)域的回歸結(jié)果不難看出，整體上4個(gè)區(qū)域的企業(yè)在經(jīng)濟(jì)政策不確定性增強(qiáng)時(shí)均會加大創(chuàng)新，但當(dāng)加入金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)政策不確定性的交互項(xiàng)后，只有東部地區(qū)的交互項(xiàng)系數(shù)顯著為負(fù)，其他區(qū)域均不顯著。這是由于我國東部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高，當(dāng)?shù)仄髽I(yè)受金融發(fā)展影響較深，根據(jù)圖1中的數(shù)據(jù)顯示，東部地區(qū)的金融發(fā)展水平已達(dá)到145. 8%，不僅高于其他3個(gè)區(qū)域，也遠(yuǎn)超當(dāng)?shù)氐腉DP規(guī)模，故當(dāng)金融發(fā)展過度擴(kuò)張時(shí)帶來的負(fù)向影響也顯著體現(xiàn)在東部地區(qū)的企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新中。這與文武等（2018）[12]的結(jié)論基本一致，由此驗(yàn)證假設(shè)H3。

（四）假設(shè)H4檢驗(yàn)

從表7分行業(yè)考察結(jié)果發(fā)現(xiàn)：第一，經(jīng)濟(jì)政策不確定性增強(qiáng)對于勞動密集型產(chǎn)業(yè)、資本密集型產(chǎn)業(yè)和資源密集型產(chǎn)業(yè)的研發(fā)創(chuàng)新均具有促進(jìn)作用，這與假設(shè)H1的結(jié)論一致;第二，資本密集型產(chǎn)業(yè)和勞動密集型產(chǎn)業(yè)的交互項(xiàng)系數(shù)均為負(fù)，但資本密集型產(chǎn)業(yè)的金融調(diào)節(jié)作用更加顯著。根據(jù)圖2中分行業(yè)數(shù)據(jù)，資本密集型產(chǎn)業(yè)在三類產(chǎn)業(yè)中金融發(fā)展水平最高（1.365），資本密集型產(chǎn)業(yè)所在區(qū)域的金融發(fā)展規(guī)模占當(dāng)?shù)谿DP規(guī)模的比例為136.5%，說明金融發(fā)展存在過度擴(kuò)張現(xiàn)象，并且金融過度發(fā)展會使得金融機(jī)構(gòu)更加重視短期投資收益，與研發(fā)創(chuàng)新中需要長期穩(wěn)定金融支持的特征相沖突，具有高新技術(shù)企業(yè)特征的資本密集型產(chǎn)業(yè)的發(fā)展會受到負(fù)面沖擊。由此驗(yàn)證假設(shè)H4。

五、穩(wěn)健性檢驗(yàn)與進(jìn)一步分析

（一）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

首先，為克服方法選擇單一性，使用針對樣本中被解釋變量存在0值和其他連續(xù)值時(shí)廣泛應(yīng)用的Tobit模型（孟慶斌和師倩，2017）[8]。其次，為檢驗(yàn)樣本是否存在自選擇偏誤問題，本文采用Heckman模型進(jìn)行兩階段回歸（楊鳴京等，2019）[38]。第一階段，先運(yùn)用Tobit模型以美國經(jīng)濟(jì)政策不確定性（usaepu）作為經(jīng)濟(jì)政策不確定性（Epu）的工具變量進(jìn)行回歸（劉貫春等，2019）[39]，然后將第一步回歸得到的逆米爾斯比率IMR放入第二階段回歸方程中進(jìn)行分析。最后，為檢驗(yàn)主要解釋變量的定義穩(wěn)定性，本文將企業(yè)創(chuàng)新（Rd）變量重新定義為企業(yè)是否存在研發(fā)創(chuàng)新的虛擬變量，其中存在研發(fā)創(chuàng)新為1，否則為0（朱磊等，2019）[40]，結(jié)果如表8所示。綜合分析，本文進(jìn)行三種穩(wěn)健性檢驗(yàn)的經(jīng)濟(jì)政策不確定性（Epu）回歸系數(shù)均顯著為正，并且交互項(xiàng)Epu[×]Fd回歸系數(shù)也顯著為負(fù)，與上文結(jié)論保持一致，由此判斷本文結(jié)論較為穩(wěn)健。

（二）進(jìn)一步分析

1. 金融發(fā)展的非線性影響。為更加深入了解一個(gè)區(qū)域金融發(fā)展程度對當(dāng)?shù)仄髽I(yè)創(chuàng)新的影響狀況，并基于學(xué)者們研究金融發(fā)展對企業(yè)創(chuàng)新的促進(jìn)作用或抑制作用的結(jié)論，本文進(jìn)一步從金融發(fā)展的非線性關(guān)系角度著手，來觀察金融發(fā)展水平與企業(yè)創(chuàng)新之間是否存在極值點(diǎn)以及U形或倒U形關(guān)系?；诖?，本文構(gòu)建如下模型：

[Rdi，t=α+β1Fdi，t-1+β2Fd2i，t-1+β3Debtri，t-1+β4Tangibilityi，t-1+β5Ebitassetsi，t-1+β6Roei，t-1+β7Ln（size）i，t-1+β8Cashflowi，t-1+β9Equityi，t-1+εi] （3）

根據(jù)表9的列（1）和列（2）的回歸結(jié)果可知，金融發(fā)展本身與企業(yè)創(chuàng)新具有顯著正相關(guān)關(guān)系，但金融發(fā)展平方項(xiàng)的系數(shù)為負(fù)，并且在1%的置信水平下顯著，由此我們可以得出金融發(fā)展對當(dāng)?shù)仄髽I(yè)創(chuàng)新具有倒U形的非線性影響，具體表現(xiàn)為隨著地區(qū)金融發(fā)展水平的提高，當(dāng)?shù)氐钠髽I(yè)創(chuàng)新投入先是獲得一定的激勵(lì)效應(yīng)，但當(dāng)金融發(fā)展達(dá)到過度擴(kuò)張的頂點(diǎn)時(shí)，便會對企業(yè)創(chuàng)新投入產(chǎn)生抑制作用。

2. 企業(yè)內(nèi)部結(jié)構(gòu)的調(diào)節(jié)效應(yīng)。為檢驗(yàn)金融發(fā)展對企業(yè)創(chuàng)新投入調(diào)節(jié)作用的選擇效應(yīng)，本文進(jìn)一步分析企業(yè)內(nèi)部結(jié)構(gòu)差異性是否會存在不同的選擇效應(yīng)。Shleifer和Vishny（1986）[41]研究發(fā)現(xiàn)，股權(quán)結(jié)構(gòu)會對企業(yè)的決策發(fā)展產(chǎn)生重要的影響，其中股權(quán)集中度、“兩職合一”（即公司董事長與總經(jīng)理是否為同一人）和技術(shù)人員占比均會對企業(yè)是否進(jìn)行研發(fā)創(chuàng)新活動產(chǎn)生差異性影響?；诖耍疚脑诒?的列（3）至列（4）和表10的列（1）至列（4）分別匯報(bào)了企業(yè)內(nèi)部股權(quán)集中度、是否“兩職合一”以及企業(yè)技術(shù)人員占比高低的結(jié)果。其中，股權(quán)集中度較低和技術(shù)人員占比較高的企業(yè)均會存在金融發(fā)展的抑制作用，而在是否“兩職合一”的企業(yè)則無明顯差異。由此可見，股權(quán)集中度越低越不利于企業(yè)科學(xué)決策來避免金融過度發(fā)展所帶來的風(fēng)險(xiǎn)，技術(shù)人員占比越高的企業(yè)，研發(fā)投入的占比也就越高。但金融過度發(fā)展會使得企業(yè)更加注重短期投資收益，從而可能減少或壓縮不能帶來短期收益的研發(fā)投入。

六、結(jié)論與政策建議

本文基于2012—2018年我國滬深兩市A股制造業(yè)的數(shù)據(jù)，從激勵(lì)效應(yīng)角度分析了我國宏觀經(jīng)濟(jì)政策不確定性對企業(yè)創(chuàng)新的影響，然后從金融發(fā)展調(diào)節(jié)效應(yīng)角度探究金融發(fā)展規(guī)模在經(jīng)濟(jì)政策不確定性大背景下對企業(yè)創(chuàng)新的差異性影響，并進(jìn)一步區(qū)分區(qū)域間和行業(yè)間的異質(zhì)性進(jìn)行分析。結(jié)果表明：第一，在宏觀經(jīng)濟(jì)政策不確定性指數(shù)逐年提高的情況下，我國企業(yè)的創(chuàng)新力度不斷增強(qiáng)，即經(jīng)濟(jì)政策不確定性對企業(yè)創(chuàng)新投入具有促進(jìn)作用。第二，我國金融發(fā)展存在過度擴(kuò)張的現(xiàn)象，在經(jīng)濟(jì)政策不確定性的大背景下，對企業(yè)創(chuàng)新投入具有負(fù)向調(diào)節(jié)作用。第三，金融過度發(fā)展的抑制效應(yīng)存在于我國東部地區(qū)企業(yè)、勞動密集型產(chǎn)業(yè)以及資本密集型產(chǎn)業(yè)中。

基于以上結(jié)論，本文的政策建議如下：

第一，合理調(diào)控宏觀經(jīng)濟(jì)政策，降低不確定性影響。企業(yè)在經(jīng)濟(jì)政策不確定性逐年增強(qiáng)的大背景下，只有通過不斷研發(fā)創(chuàng)新、提升核心競爭力才能在市場中謀取生存和發(fā)展的空間。因此，政府在制定和出臺政策時(shí)應(yīng)充分考慮企業(yè)的發(fā)展現(xiàn)狀及適應(yīng)能力，盡量平滑過渡政策實(shí)施期，提高政策的預(yù)期效果，充分發(fā)揮政府對企業(yè)的引領(lǐng)和指導(dǎo)作用。

第二，金融發(fā)展規(guī)模要適度，防止金融“脫實(shí)向虛”。在創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略實(shí)施背景下，要充分發(fā)揮金融體系對創(chuàng)新的支撐作用，在提高金融效率和調(diào)整金融結(jié)構(gòu)并重的前提下，也應(yīng)重視金融發(fā)展規(guī)模，充分發(fā)揮金融對企業(yè)創(chuàng)新的激勵(lì)效應(yīng)。保持適度的金融發(fā)展規(guī)模既是有效發(fā)揮金融對經(jīng)濟(jì)血脈作用的重要前提，也是防止金融“脫實(shí)向需”的重要舉措。

第三，區(qū)域間均衡發(fā)展，行業(yè)間揚(yáng)長避短。針對我國四大區(qū)域間金融發(fā)展水平不均衡的現(xiàn)象，通過政策引導(dǎo)和相應(yīng)的政策扶持縮小區(qū)域間金融發(fā)展水平。同時(shí)，也應(yīng)警惕各區(qū)域金融發(fā)展水平過度擴(kuò)張的現(xiàn)象，在金融深化的道路上，不僅要堅(jiān)持適度原則，也要建立金融過度膨脹的防范預(yù)警機(jī)制和監(jiān)督機(jī)制。此外，制造業(yè)按生產(chǎn)要素分類的三大產(chǎn)業(yè)應(yīng)充分發(fā)揮各自優(yōu)勢，依靠自身特點(diǎn)合理利用政策和金融支持，特別是資本密集型產(chǎn)業(yè)要注重拓寬自身融資渠道，依靠高新技術(shù)企業(yè)的融資優(yōu)勢和政策傾斜，通過提高自身核心技術(shù)競爭力來應(yīng)對宏觀經(jīng)濟(jì)政策不確定性。

參考文獻(xiàn)：

[1]Bernanke B S. 1983. Irreversibility，Uncertainty，and Cyclical Investment [J].The Quarterly Journal of Economics，98（1）.

[2]Dixit A K，Dixit R K，Pindyck R S. 1994. Investment under Uncertainty [M].Princeton University Press.

[3]Gulen H，Ion M. 2016. Policy Uncertainty and Corporate Investment [J].The Review of Financial Studies，29（3）.

[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）.

[5]Bhattacharya U，Hsu P H，Tian X，et al. 2017. What Affects Innovation More：Policy or Policy Uncertainty？ [J].Journal of Financial and Quantitative Analysis，52（5）.

[6]劉柳，屈小娥.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 [J].當(dāng)代經(jīng)濟(jì)科學(xué)，2019，（6）.

[7]Weeds H. 2002. Strategic Delay in a Real Options Model of R&D Competition [J].The Review of Economic Studies，69（3）.

[8]孟慶斌，師倩.宏觀經(jīng)濟(jì)政策不確定性對企業(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）.

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

[10]孫瑩.經(jīng)濟(jì)政策不確定性對企業(yè)研發(fā)投資的影響[J].中國科技論壇，2019，（9）.

[11]張凡.金融發(fā)展、企業(yè)融資行為與融資約束緩解——基于微觀結(jié)構(gòu)理論的實(shí)證分析 [J].財(cái)經(jīng)問題研究，2015，（7）.

[12]文武，張宓之，湯臨佳.金融發(fā)展對研發(fā)投入強(qiáng)度的階段性非對稱影響 [J].科學(xué)學(xué)研究，2018，（12）.

[13]胡永平，王蕾.金融發(fā)展、政府補(bǔ)助與企業(yè)研發(fā)投入——基于創(chuàng)業(yè)板上市公司的實(shí)證研究 [J].重慶理工大學(xué)學(xué)報(bào)（社會科學(xué)），2019，（9）.

[14]馬光榮，劉明，楊恩艷.銀行授信， 信貸緊縮與企業(yè)研發(fā) [J].金融研究，2014，（7）.

[15]Marcus A A. 1981. Policy Uncertainty and Technological Innovation [J].Academy of Management Review，6（3）.

[16]Li X M，Zhang B，Gao R. 2015. Economic Policy Uncertainty Shocks and Stock-bond Correlations：Evidence from the US Market [J].Economics Letters，132.

[17]Bloom N. 2014. Fluctuations in Uncertainty [J]. Journal of Economic Perspectives，28（2）.

[18]Knight F H. 1921. Risk，Uncertainty and Profit [J].Social Science Electronic Publishing，（4）.

[19]Holmstrom B. 1989. Agency Costs and Innovation [J].Journal of Economic Behavior & Organization，12（3）.

[20]Pindyck R S. 1993. Investments of Uncertain Cost [J].Journal of financial Economics，34（1）.

[21]Bar-Ilan A，Strange W C. 1996. Investment Lags[J].The American Economic Review，86（3）.

[22]梁權(quán)熙，謝宏基.政策不確定性損害了中國經(jīng)濟(jì)的長期增長潛力嗎？——來自企業(yè)創(chuàng)新行為的證據(jù)[J]. 中央財(cái)經(jīng)大學(xué)學(xué)報(bào)，2019，（7）.

[23]翟淑萍，顧群.金融發(fā)展與企業(yè)投資效率——基于融資約束與預(yù)算軟約束視角的分析 [J].貴州財(cái)經(jīng)大學(xué)學(xué)報(bào)，2014，（3）.

[24]解維敏，方紅星.金融發(fā)展，融資約束與企業(yè)研發(fā)投入 [J]. 金融研究，2011，（5）.

[25]文武，許月麗.金融發(fā)展， 經(jīng)濟(jì)周期與研發(fā)投入強(qiáng)度 [J]. 浙江社會科學(xué)，2018，（11）.

[26]王昱，成力為，安貝.金融發(fā)展對企業(yè)創(chuàng)新投資的邊界影響——基于HECKIT模型的規(guī)模與效率門檻研究 [J]. 科學(xué)學(xué)研究，2017，（1）.

[27]周四軍，廖芳芳，李丹玉.考慮行業(yè)異質(zhì)性的我國工業(yè)能源效率分析 [J]. 產(chǎn)經(jīng)評論，2017，8（1）.

[28]張雪梅，葉貝貝.行業(yè)異質(zhì)性視角下我國工業(yè)生態(tài)創(chuàng)新效率評價(jià) [J]. 生態(tài)學(xué)報(bào)，2019，（14）.

[29]喬曉華.中小高新技術(shù)企業(yè)間接融資問題探析[J].企業(yè)經(jīng)濟(jì)，2007，（3）.

[30]Claessens S，Laeven L. 2003. Financial Development，Property Rights，and Growth [J].The Journal of Finance，58（6）.

[31]魯桐，黨印.公司治理與技術(shù)創(chuàng)新：分行業(yè)比較[J].經(jīng)濟(jì)研究，2014，（6）.

[32]Baker S R，Bloom N，Davis S J. 2016. Measuring Economic Policy Uncertainty [J].The Quarterly Journal of Economics，131（4）.

[33]楊友才.金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長——基于我國金融發(fā)展門檻變量的分析 [J].金融研究，2014，（2）.

[34]劉惠好，馮永佳.經(jīng)濟(jì)政策不確定性、信息披露與債務(wù)融資——基于債權(quán)人異質(zhì)性視角 [J].經(jīng)濟(jì)經(jīng)緯，2020，（1）.

[35]劉磊，王亞星，潘俊.經(jīng)濟(jì)政策不確定性、管理層治理與企業(yè)債務(wù)融資決策 [J].山西財(cái)經(jīng)大學(xué)學(xué)報(bào)，2019，（11）.

[36]李常青，李宇坤，李茂良.控股股東股權(quán)質(zhì)押與企業(yè)創(chuàng)新投入 [J].金融研究，2018，（7）.

[37]張雅靜，江雯雯，陳玉文.我國醫(yī)藥制造業(yè)盈利水平與研發(fā)資金投入關(guān)系研究[J].中國新藥雜志，2018，（23）.

[38]楊鳴京，程小可，鐘凱.股權(quán)質(zhì)押對企業(yè)創(chuàng)新的影響研究——基于貨幣政策不確定性調(diào)節(jié)效應(yīng)的分析 [J]. 財(cái)經(jīng)研究，2019，（2）.

[39]劉貫春，段玉柱，劉媛媛.經(jīng)濟(jì)政策不確定性，資產(chǎn)可逆性與固定資產(chǎn)投資[J]. 經(jīng)濟(jì)研究，2019，（8）.

[40]朱磊，孫成，王春燕，徐曉彤.大股東股權(quán)質(zhì)押對企業(yè)創(chuàng)新投資的影響分析——基于創(chuàng)業(yè)板上市公司的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)[J].證券市場導(dǎo)報(bào)，2019，（2）.

[41]Shleifer A，Vishny R W. 1986. Large Shareholders and Corporate Control[J]. Scholarly Articles，94（3）.

Economic Policy Uncertainty，F(xiàn)inancial Development and Enterprise Innovation

Yan Fulei/Shi Yiming

（School of Economics and Management，Southwest University of Science and Technology，

Mianyang? ?621010，Sichuan，China）

Abstract：Based on the panel data of manufacturing industries listed of Shanghai and Shenzhen A-share listed companies from 2012 to 2018，this paper uses fixed-effects model and Heckman model to analyze the effect of economic policy uncertainty on corporate innovation under the moderating effect of financial development. The study finds that： （1）overall，the higher the uncertainty of economic policy，the more enterprises will be encouraged to increase their R & D and innovation， but the excessive expansion of financial development will play a negative regulatory role;（2）macro heterogeneity analysis shows that the inhibitory effect of overextended financial development is present in the eastern region，labor-intensive industries and capital-intensive industries;（3）further analysis demonstrates that financial development does have an inverted U-shaped nonlinear effect on corporate innovation，and that the inhibitory effect of financial development is significant only in firms with low equity concentration and a high proportion of technical staff，while there is no significant difference in firms with or without "two jobs in one".

Key Words：economic policy uncertainty，financial development，enterprise innovation，regional heterogeneity，industry heterogeneity