陳明利

（上海理工大學管理學院，上海 200093）

一、引言

經(jīng)濟政策不確定性是指經(jīng)濟政策的制定、頒布和實行過程中的不可預(yù)知性，以及對經(jīng)濟影響的潛在不確定性（Le and Zak，2006；Gulen and Ion，2016）。改革開放以來，我國從計劃經(jīng)濟階段逐步向市場經(jīng)濟轉(zhuǎn)型過程中，為適應(yīng)市場經(jīng)濟的快速發(fā)展，各種經(jīng)濟政策不斷推出（周黎安，2007）。經(jīng)濟政策的快速推出，一方面適應(yīng)了市場經(jīng)濟的發(fā)展需求，完善市場法制和提高產(chǎn)權(quán)保護，促進產(chǎn)業(yè)發(fā)展和平滑宏觀經(jīng)濟周期的劇烈波動，促進我國經(jīng)濟的平穩(wěn)發(fā)展；但另一方面帶來較大的預(yù)期不確定性，一定程度上影響企業(yè)經(jīng)營決策。經(jīng)濟政策不確定性上升，即在政策出臺之前存在政策預(yù)期的不確定性和在政策出臺之后存在政策執(zhí)行的不確定性，這些經(jīng)濟政策的不確定性（Baker et al.，2016）對企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營決策有著重要影響。Baker et al.（2016）基于構(gòu)建的經(jīng)濟政策不確定性指標研究發(fā)現(xiàn)，各國經(jīng)濟政策不確定性自美國次貸危機之后均有著較大程度的提升，主要原因可能是金融危機之后各國政府出于穩(wěn)定經(jīng)濟發(fā)展目的頻繁出臺各種經(jīng)濟金融政策。各國政府基于相機抉擇機制來制定和推行經(jīng)濟政策，這種相機抉擇機制導(dǎo)致企業(yè)經(jīng)營決策面臨更大的經(jīng)濟政策不確定性。

隨著我國資本市場的快速發(fā)展，企業(yè)投資出現(xiàn)一定程度上的“脫實向虛”的趨向。企業(yè)金融化是指非金融企業(yè)通過將有限資源投資于資本市場金融產(chǎn)品以獲取短期收益（Demir，2009），企業(yè)金融化帶來非金融企業(yè)的投資偏離主營業(yè)務(wù)，導(dǎo)致企業(yè)“脫實向虛”。理論上來看，實體企業(yè)金融化將對企業(yè)經(jīng)營業(yè)績有著正反兩方面的作用。一方面，企業(yè)通過有效利用資本市場，投資金融資產(chǎn)能夠盤活現(xiàn)有資源，增強資產(chǎn)流動性，有效提升企業(yè)資本利用效率。企業(yè)通過金融化投資實現(xiàn)資本保值增值有利于預(yù)防潛在的資金短缺風險，有利于抓住投資機會促進企業(yè)發(fā)展；另一方面，非金融企業(yè)將更多的資源投資于金融和房地產(chǎn)將會擠占企業(yè)有限資源，降低企業(yè)本身主業(yè)投資和研發(fā)支出投資等（王紅建等，2016；Tori and Onaran，2017），不利于企業(yè)長遠發(fā)展。

創(chuàng)新是推動經(jīng)濟發(fā)展的根本動力，是經(jīng)濟發(fā)展提質(zhì)增效的關(guān)鍵。黨的十八大報告將創(chuàng)新置于國家發(fā)展的核心位置，明確提出創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略。企業(yè)是推動經(jīng)濟發(fā)展的核心力量，更是作為國家創(chuàng)新戰(zhàn)略的重要實施單元，企業(yè)創(chuàng)新能力的提升是國家創(chuàng)新水平的直接體現(xiàn)。對于市場經(jīng)濟而言，企業(yè)創(chuàng)新能力決定企業(yè)所處的戰(zhàn)略地位，也決定著企業(yè)競爭優(yōu)勢和市場價值（Porter，1992），并進一步?jīng)Q定企業(yè)投資回報水平（王清偉和計軍恒，2006），創(chuàng)新也是推動企業(yè)發(fā)展的根本原因。但是企業(yè)創(chuàng)新本身所具有的高風險性和較長投資周期等特點，決定了需要充分的資本投入以支撐企業(yè)創(chuàng)新行為。

基于上述分析，本文從宏觀經(jīng)濟政策不確定性視角出發(fā)，探討經(jīng)濟政策不確定性對微觀企業(yè)創(chuàng)新行為的影響，并深入分析經(jīng)濟政策不確定性、企業(yè)金融化和公司創(chuàng)新行為之間的關(guān)系。首先，本文采用2007-2018年我國上市公司數(shù)據(jù)和Baker et al.（2016）中定義的經(jīng)濟政策不確定性指數(shù)來分析經(jīng)濟政策不確定性對企業(yè)創(chuàng)新行為的影響；其次，基于企業(yè)金融化趨勢探討經(jīng)濟政策不確定性、企業(yè)金融化和創(chuàng)新之間的關(guān)系。研究表明：經(jīng)濟政策不確定性越高，企業(yè)創(chuàng)新意愿越低，創(chuàng)新風險越大。在經(jīng)濟政策不確定性下，企業(yè)金融化降低了企業(yè)創(chuàng)新意愿，加劇了創(chuàng)新風險。進一步研究發(fā)現(xiàn)，在經(jīng)濟政策不確定性下，相對于國企，企業(yè)金融化抑制了民企的創(chuàng)新意愿，增加了民企的創(chuàng)新風險；相對于中央國企，企業(yè)金融化抑制了地方國企的創(chuàng)新意愿，增加了地方國企的創(chuàng)新風險。

相比已有學者研究，本文可能存在的創(chuàng)新之處在于：首先，本文從經(jīng)濟政策不確定性這一視角探討對企業(yè)創(chuàng)新行為的影響，拓展了宏觀經(jīng)濟政策與微觀企業(yè)創(chuàng)新行為之間關(guān)系的研究，具有一定的創(chuàng)新性；其次，本文考慮企業(yè)金融化等資本配置變量的調(diào)節(jié)作用，對經(jīng)濟政策不確定性影響企業(yè)創(chuàng)新行為提供資本配置視角的經(jīng)驗證據(jù)，驗證經(jīng)濟政策不確定性下企業(yè)金融化與企業(yè)創(chuàng)新行為之間的關(guān)系，具有一定的新穎性；最后，本文研究證實了在經(jīng)濟政策不確定性下，企業(yè)金融化等資本配置行為并沒有有效提升企業(yè)創(chuàng)新能力，對倡導(dǎo)企業(yè)“脫虛向?qū)崱?，聚焦實業(yè)有一定啟示意義。

二、理論分析與研究假設(shè)

自Baker et al.（2013）提出經(jīng)濟政策不確定性指數(shù)以來，大量學者開始研究該指數(shù)對微觀企業(yè)行為的影響。在目前我國經(jīng)濟處于轉(zhuǎn)型階段，經(jīng)濟政策不確定性是影響企業(yè)經(jīng)營決策的重要的外部環(huán)境不確定性因素。經(jīng)濟政策不確定性主要包括政策預(yù)期的不確定性、政策執(zhí)行過程中的不確定性以及政府政策取向的不確定性等（Gulen and Ion，2016）。在我國市場經(jīng)濟建設(shè)過程中，企業(yè)投融資制度尚待完善，政策沖擊對企業(yè)投融資決策有著重大影響，經(jīng)濟政策不確定性已經(jīng)是影響企業(yè)投融資決策的重要考慮因素。

企業(yè)創(chuàng)新需要大量資本投入，且投入的周期較長以及失敗率較高等特點，使得企業(yè)創(chuàng)新需要大量資金支持同時存在較高風險。經(jīng)濟政策不確定性對企業(yè)創(chuàng)新行為的影響主要體現(xiàn)以下方面：首先，宏觀經(jīng)濟政策環(huán)境是企業(yè)管理層制定公司發(fā)展戰(zhàn)略的重要考慮因素。企業(yè)面臨外部環(huán)境的經(jīng)濟政策不確定性越大，對未來發(fā)展趨勢愈難以判斷，越容易影響企業(yè)管理層對未來的投融資決策（饒品貴等，2017；Fabian，2017）。經(jīng)濟政策不確定性的上升，帶來企業(yè)潛在經(jīng)營風險加大，企業(yè)管理層出于規(guī)避風險考慮，往往會減少企業(yè)投資（曹春方，2013；Bonaime et al.，2018），投資規(guī)模下降進一步影響企業(yè)創(chuàng)新支出（李鳳羽、楊墨，2015；王朝陽等，2018）。同時經(jīng)濟政策不確定性的上升，帶來企業(yè)營業(yè)收入中獲取現(xiàn)金流波動的加大，在既定債務(wù)償還壓力下，企業(yè)有動機減少支出，特別是投入期限較長且風險較高的研發(fā)支出，進而影響創(chuàng)新行為。其次，經(jīng)濟政策不確定性上升帶來企業(yè)面臨外部融資環(huán)境不確定性增加，影響企業(yè)獲取資本支持。經(jīng)濟政策不確定性上升，特別是金融市場中貨幣政策和信貸政策的劇烈變動將會帶來金融機構(gòu)面臨的風險加大，影響金融機構(gòu)放貸意愿（Pastor and Veronesi，2013）。面臨經(jīng)濟政策不確定性時企業(yè)獲取投資項目現(xiàn)金流的波動加大，導(dǎo)致無法準確判斷對投資項目的凈現(xiàn)值估計，帶來債權(quán)人面臨違約風險加大。金融市場風險加大引發(fā)企業(yè)采取延遲投資、減少產(chǎn)品創(chuàng)新投入等措施來規(guī)避風險（彭俞超等，2018）。

企業(yè)創(chuàng)新活動的長周期和高風險特征使得在經(jīng)濟政策不確定性下的信息不對稱問題更加嚴重。Hall（2002）認為企業(yè)創(chuàng)新活動的較長投資周期和較高不確定性使得創(chuàng)新投入受到的融資約束更為嚴重，因此企業(yè)創(chuàng)新往往依靠內(nèi)部融資支持。當經(jīng)濟政策不確定性上升時，企業(yè)出于規(guī)避風險動機，會謹慎地選擇投資機會，通過減少投資支出（Julio and Yook，2012）以應(yīng)對潛在經(jīng)營風險。企業(yè)創(chuàng)新投入的高風險特征使得它成為企業(yè)削減投資的首要選項?；谝陨戏治觯疚奶岢鲅芯考僭O(shè)1：

假設(shè)1 經(jīng)濟政策不確定性越高，企業(yè)創(chuàng)新意愿越低。

關(guān)于非金融企業(yè)金融化的微觀作用機理，相關(guān)學者從企業(yè)所有權(quán)和經(jīng)營權(quán)分離所帶來的第一類委托-代理理論的角度進行解釋。委托-代理理論的存在導(dǎo)致企業(yè)所有者和管理者利益不一致，管理者從自身利益出發(fā)，有動機通過投資金融資產(chǎn)獲取遠遠超過實體投資收益率的短期超額收益率，如投資房地產(chǎn)和金融行業(yè)（王紅建等，2016）。中國上市公司一股獨大現(xiàn)象較為嚴重，大股東和中小股東間的第二類委托-代理沖突使得大股東有動機通過過多的金融資產(chǎn)投資獲取短期超額收益。文春暉等（2015）研究發(fā)現(xiàn)，大股東通過控制企業(yè)資源采取激進的方式投資房地產(chǎn)和金融等行業(yè)獲取短期收益。

一方面，企業(yè)金融化能夠盤活現(xiàn)有資源，增強資產(chǎn)流動性，有效提升企業(yè)資本利用效率。企業(yè)通過金融資產(chǎn)投資實現(xiàn)資本保值增值有利于預(yù)防潛在的資金短缺風險，進而有利于抓住投資機會促進企業(yè)發(fā)展。但另一方面，非金融企業(yè)更多地投資于金融和房地產(chǎn)將會擠占企業(yè)有限資源，降低企業(yè)實體投資和研發(fā)支出投資等（Tori and Onaran，2017）。由上述第一類和第二類委托代理理論可知，代理問題的存在導(dǎo)致企業(yè)有投資金融資產(chǎn)的動機以追求短期收益。相對于企業(yè)實體投資而言，特別是創(chuàng)新投入的長周期性和失敗風險較高的特點，大股東和企業(yè)實際管理層更傾向于選擇投資于短期收益較高的金融資產(chǎn)和房地產(chǎn)，以追求大股東自身收益和管理層個人利益（文春暉等，2016），而不是選擇實體投資。謝家智（2014）通過對我國制造業(yè)的研究得出企業(yè)金融化顯著地抑制了實體企業(yè)創(chuàng)新投入，影響實體企業(yè)創(chuàng)新。張成思等（2016）研究發(fā)現(xiàn)企業(yè)金融化會帶來實體投資水平下降。王紅建等（2016）研究發(fā)現(xiàn)企業(yè)通過金融化并沒有有效支持企業(yè)主業(yè)投資，反而導(dǎo)致企業(yè)“空心化”趨勢。已有大量學者研究證實上述結(jié)論，如企業(yè)金融化水平的提高降低企業(yè)固定資產(chǎn)投資（Orhangazi，2008；Tori &Onaran，2017），金融化抑制了企業(yè)創(chuàng)新行為（Seo et al.，2012；王紅建等，2017）。

在經(jīng)濟政策不確定性上升時，企業(yè)則有較強的動機持有更多的金融資產(chǎn)，進行企業(yè)金融化，減少對創(chuàng)新等不確定性的投資支出。因此，當經(jīng)濟政策不確定性上升時，企業(yè)為應(yīng)對現(xiàn)金流不確定性，降低經(jīng)營風險，將會選擇持有更多金融資產(chǎn)（Duchin et al.，2017），進而導(dǎo)致企業(yè)金融化趨勢增強，從而對企業(yè)研發(fā)支出形成“擠出”效應(yīng)。本文提出研究假設(shè)2：

假設(shè)2 經(jīng)濟政策不確定性下，企業(yè)金融化越高，企業(yè)創(chuàng)新意愿越低。

三、研究設(shè)計

（一）樣本選取與數(shù)據(jù)來源

本文選取2007-2018年我國滬深兩市A 股非金融類上市公司數(shù)據(jù)作為初始研究樣本。本文按照以下要求對初始數(shù)據(jù)做出處理：（1）剔除ST 及*ST 類經(jīng)營狀況虧損的公司樣本；（2）剔除創(chuàng)業(yè)板和中小板公司樣本；（3）剔除上市時間短于3年的公司樣本；（4）考慮到金融行業(yè)企業(yè)與一般企業(yè)會計準則不同，故剔除金融類公司樣本。經(jīng)過上述處理，最終得到26728 個企業(yè)的觀察值。主要上市公司數(shù)據(jù)來源于Wind 數(shù)據(jù)庫和國泰安CSMAR 數(shù)據(jù)庫，部分宏觀數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計局和統(tǒng)計年鑒。為了消除極端值對實證分析的影響，本文對上市公司企業(yè)層面數(shù)據(jù)進行1%的雙側(cè)縮尾處理。

（二）變量定義

1.經(jīng)濟政策不確定性指數(shù)（CEPU）

關(guān)于經(jīng)濟政策不確定性指標的衡量，本文采用Baker et al.（2016）根據(jù)《南華早報》關(guān)鍵詞搜索測算得到的指數(shù)1數(shù)據(jù)來源于www.policyuncertainty.com/china_monthly.html。。國內(nèi)外大部分學者都基于該經(jīng)濟政策不確定性指數(shù)來分析對公司創(chuàng)新、公司投資等企業(yè)微觀行為和宏觀經(jīng)濟政策的影響研究（Wang et al.，2014；李鳳羽和楊墨竹，2015；田磊和林建浩，2016）。

CEPU 在本文中表示經(jīng)濟政策不確定性，是本文的重要解釋變量。Baker 編制的中國經(jīng)濟政策不確定性指數(shù)為月度數(shù)據(jù)，本文基于年度數(shù)據(jù)研究需要，為了保證數(shù)據(jù)研究一致性，以算術(shù)平均法將其換算為年度經(jīng)濟政策不確定性指標。

2.企業(yè)金融化指標（corpFin、corpFinlong、corpFinshort）

借鑒Demir（2009）、杜勇（2017）和王紅建等（2017）的方法，本文關(guān)于企業(yè)金融化指標上采用企業(yè)總資產(chǎn)中的金融資產(chǎn)與扣除金融資產(chǎn)后的總資產(chǎn)的比值來衡量企業(yè)金融化程度。

在具體計算上，企業(yè)金融化指標（corpFin）使用企業(yè)持有的交易性金融資產(chǎn)、可供出售金融資產(chǎn)、持有至到期投資、買入返售金融資產(chǎn)、衍生金融資產(chǎn)和投資性房地產(chǎn)之和與總資產(chǎn)扣除金融資產(chǎn)的比值進行衡量。我們將投資性房地產(chǎn)2本文中界定企業(yè)持有房地產(chǎn)包括已出租的土地使用權(quán)、已出租的建筑物和持有并準備增值后轉(zhuǎn)讓的土地使用權(quán)等。界定為金融資產(chǎn)是因為企業(yè)取得投資性房地產(chǎn)的目的是為房地產(chǎn)增值或者賺取租金。

為進一步區(qū)分，我們將企業(yè)所投資的金融資產(chǎn)按照投資期限的長短分為長期金融資產(chǎn)（corpFinlong）和短期金融資產(chǎn)（corpFinshort）兩類。其中長期金融資產(chǎn)（corpFinlong）主要包括企業(yè)持有至到期投資、長期股權(quán)投資和投資性房地產(chǎn)等；短期金融資產(chǎn)（corpFinshort）主要包括交易性金融資產(chǎn)、可供出售金融資產(chǎn)和衍生金融資產(chǎn)等3我們在劉珺（2014）研究的基礎(chǔ)上，根據(jù)金融資產(chǎn)的性質(zhì)和投資期限的長短，將金融資產(chǎn)分為長期金融資產(chǎn)和短期金融資產(chǎn)兩大類。。

3.企業(yè)創(chuàng)新（rd exp1、rd exp2）

在本文中我們從創(chuàng)新投入和創(chuàng)新風險兩個角度衡量企業(yè)創(chuàng)新行為。①在創(chuàng)新投入指標（rd exp1）的衡量上：創(chuàng)新投入包括與企業(yè)創(chuàng)新有關(guān)的調(diào)查、科研以及人員設(shè)備經(jīng)費等各種費用。我們借鑒已有研究（潘越，2015），以研發(fā)支出金額作為企業(yè)創(chuàng)新投入指標。②在創(chuàng)新風險指標（rd exp2）的衡量上：企業(yè)創(chuàng)新行為具有投入高、周期較長和較高失敗率等高風險特征（申宇等，2017）。我們借鑒已有學者研究（Yang et al.，2011），將企業(yè)創(chuàng)新風險定義為企業(yè)投資資金等成本達不到預(yù)期目的的可能。具體來講，我們以企業(yè)創(chuàng)新投入是否提升企業(yè)績效來界定企業(yè)創(chuàng)新風險，即構(gòu)建企業(yè)創(chuàng)新風險指標（rd exp2）虛擬變量，若研發(fā)支出增長率大于后期企業(yè)利潤增長率，則取值為1，認為企業(yè)存在創(chuàng)新風險，否則取值為0。

（三）模型設(shè)定

為驗證前文研究假設(shè)1，我們構(gòu)造模型（1）和模型（2），用以檢驗經(jīng)濟政策不確定性對企業(yè)創(chuàng)新行為的影響。若假設(shè)1 成立，預(yù)計模型（1）中經(jīng)濟政策不確定性（CEPU）系數(shù)為負，且很顯著；模型（2）中經(jīng)濟政策不確定性（CEPU）系數(shù)為正，且很顯著。表明隨著經(jīng)濟政策不確定性的提升，抑制了企業(yè)創(chuàng)新投入，加大了企業(yè)創(chuàng)新風險。

為驗證前文研究假設(shè)2，我們構(gòu)造模型（3）和模型（4），用以檢驗經(jīng)濟政策不確定性下的企業(yè)金融化對創(chuàng)新行為的影響。若假設(shè)2 成立，預(yù)計模型（3）中經(jīng)濟政策不確定性與企業(yè)金融化的交叉項（CEPU×corpFin）的回歸系數(shù)顯著為負；模型（4）經(jīng)濟政策不確定性與企業(yè)金融化的交叉項（CEPU×corpFin）的回歸系數(shù)顯著為正。表明經(jīng)濟政策不確定性下的企業(yè)金融化并沒有提升企業(yè)創(chuàng)新投入，增加了企業(yè)創(chuàng)新風險。

本文在模型設(shè)計中控制了公司相關(guān)方面特征，如公司財務(wù)特征以及行業(yè)特征等，具體包括：公司規(guī)模（corpsize）、資產(chǎn)負債率（corpleve）、盈利能力（corpebit）、管理費用率（mfeec）、公司抵押能力（corpfix）和非債務(wù)稅盾（corpdep）以及部分宏觀層面控制變量。為了控制變量間可能存在的內(nèi)生性，將解釋變量杠桿率以及控制變量滯后一期。

式（1）和（2）考察了經(jīng)濟政策不確定性對企業(yè)創(chuàng)新行為的影響，式（3）和（4）考察了經(jīng)濟政策不確定性、企業(yè)金融化交叉項對公司創(chuàng)新行為的影響。

（四）描述性統(tǒng)計分析

如上表描述性統(tǒng)計結(jié)果顯示，corpFin 的均值為0.0893，表明樣本公司金融資產(chǎn)投資占總資產(chǎn)比例超過8%；最大值為1.2977，說明個別上市公司金融資產(chǎn)投資占總資產(chǎn)比例偏高。corpFinlong 和corpFinshort均值分別為0.0628 和0.0168，說明上市公司還是以持有長期金融資產(chǎn)投資為主。公司創(chuàng)新投入（rdexp1）和創(chuàng)新風險（rdexp2）的均值分別為3.1372 和0.0562。經(jīng)濟政策不確定性（corpEPU）的均值為1.3071，標準差為0.5692，最大值為2.7781，最小值為0.5044，說明經(jīng)濟政策不確定性存在較大波動。

表1 主要變量定義

表2 描述性統(tǒng)計

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四、實證結(jié)果與分析

（一）回歸模型

1.經(jīng)濟政策不確定性與企業(yè)創(chuàng)新

由表3的實證結(jié)果可知，總體上看，經(jīng)濟不確定性影響了企業(yè)創(chuàng)新。經(jīng)濟政策不確定性越高，企業(yè)創(chuàng)新意愿越低，創(chuàng)新風險越高。在回歸結(jié)果中，第一列和第二列為對創(chuàng)新投入（rd exp1）和創(chuàng)新風險（rd exp2）的基準OLS 回歸結(jié)果，第三列和第四列為控制年份和行業(yè)的對創(chuàng)新投入（rd exp1）和創(chuàng)新風險（rd exp2）的面板固定效應(yīng)回歸結(jié)果。從回歸結(jié)果來看，經(jīng)濟政策不確定性與企業(yè)創(chuàng)新投入的回歸系數(shù)都為負，與企業(yè)創(chuàng)新風險的回歸系數(shù)都為正，且基本都很顯著。說明經(jīng)濟政策不確定性上升抑制了企業(yè)創(chuàng)新意愿，企業(yè)創(chuàng)新投入較低，創(chuàng)新風險越高，驗證了本文研究假設(shè)1。

表3 經(jīng)濟政策不確定性與企業(yè)創(chuàng)新回歸

2.經(jīng)濟政策不確定性、企業(yè)金融化與公司創(chuàng)新

為分析經(jīng)濟政策不確定性、企業(yè)金融化對公司創(chuàng)新行為的影響，在本部分回歸結(jié)果中，我們主要考察經(jīng)濟政策不確定性和企業(yè)金融化的交叉項（CEPU×corpFin、CEPU×corpFinlong、CEPU×corpFinshort）與公司創(chuàng)新投入（rd exp1）和創(chuàng)新風險（rd exp2）的回歸系數(shù)。從表4回歸結(jié)果中可以發(fā)現(xiàn)，經(jīng)濟政策不確定性和企業(yè)金融化的交叉項（CEPU×corpFin、CEPU×corpFinlong、CEPU×corpFinshort）和公司創(chuàng)新投入（rd exp1）的回歸系數(shù)為負，與創(chuàng)新風險（rd exp2）的回歸系數(shù)為正，且都較為顯著。這說明，在總體上，經(jīng)濟政策不確定性帶來的企業(yè)金融化水平并沒有提高公司創(chuàng)新投入水平，反而提升公司創(chuàng)新風險，這也驗證了本文研究假設(shè)2。

注：括號內(nèi)為控制行業(yè)層面的穩(wěn)健標準誤，***、**、*分別表示1%、5%和10%的統(tǒng)計顯著性水平。

3.經(jīng)濟政策不確定性、企業(yè)金融化與公司創(chuàng)新：國企VS 民企

在我國產(chǎn)權(quán)異質(zhì)性對企業(yè)經(jīng)營有著重大影響，不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)企業(yè)盈利和抗風險能力差異較大，在面臨經(jīng)濟政策不確定性上升和企業(yè)金融化時對公司創(chuàng)新行為的影響也各有不同。相對于民營企業(yè)，國有企業(yè)有著更多的創(chuàng)新活動（聶輝華等，2008），解維敏等（2009）通過對比上市公司研發(fā)數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，國有企業(yè)在研發(fā)活動投入上并不低于民營企業(yè)。相比于民營企業(yè)，國有企業(yè)在創(chuàng)新投入和創(chuàng)新產(chǎn)出方面優(yōu)勢更為明顯（李春濤和宋敏，2010），終極所有權(quán)為國有為主體的上市公司比終極所有權(quán)為民營為主體的上市公司的創(chuàng)新投入強度更大（楊德偉，2011）。因此，有必要區(qū)分不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的視角對企業(yè)創(chuàng)新行為的影響做進一步討論。

由表5的回歸結(jié)果可知，相對于國有企業(yè)，民營企業(yè)在面對經(jīng)濟政策不確定性時企業(yè)金融化對公司創(chuàng)新的抑制作用更大。究其原因，國有企業(yè)由政府相關(guān)部門進行管理，和銀行等金融機構(gòu)有著天然的聯(lián)系，在獲取政策和融資支持方面有著更明顯的優(yōu)勢，如獲取銀行貸款、股權(quán)融資和政府財政補貼等（夏立軍等，2005）。國有企業(yè)往往并沒有受到明顯的融資約束，從而經(jīng)濟政策不確定性上升對國企的創(chuàng)新支出影響較小。民營企業(yè)由于融資受到歧視，在面對經(jīng)濟政策不確定性上升時更有動機進行金融資產(chǎn)投資，盡可能地獲取短期收益，以應(yīng)對經(jīng)濟政策不確定性上升給企業(yè)帶來的潛在經(jīng)營風險，經(jīng)濟政策不確定對企業(yè)有限資源具有擠出效應(yīng)，減少企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新支出。因此相對于國有企業(yè)，經(jīng)濟政策不確定性時企業(yè)金融化對民營企業(yè)公司創(chuàng)新的抑制作用更為顯著5在回歸分析數(shù)據(jù)處理中，有部分樣本因缺失某項數(shù)據(jù)，故在分國企和民企樣本回歸時，存在和總樣本數(shù)不一致情況。。

表5 經(jīng)濟政策不確定性、企業(yè)金融化與公司創(chuàng)新：國企VS 民企

注：括號內(nèi)為控制行業(yè)層面的穩(wěn)健標準誤，***、**、*分別表示1%、5%和10%的統(tǒng)計顯著性水平。

4.經(jīng)濟政策不確定性、企業(yè)創(chuàng)新與公司創(chuàng)新：中央國企VS 地方國企

為進一步考察產(chǎn)權(quán)異質(zhì)性企業(yè)創(chuàng)新行為受經(jīng)濟政策不確定性和金融化的影響，我們在劃分國有企業(yè)和民營企業(yè)的基礎(chǔ)上，根據(jù)國有企業(yè)不同的控制層級將國有企業(yè)進一步分為中央國有企業(yè)和地方國有企業(yè)兩類。中央國有企業(yè)有著全國乃至全球性的業(yè)務(wù)布局，地方國有企業(yè)業(yè)務(wù)布局相對較小。中央國有企業(yè)往往由國家直接管理，承擔國家戰(zhàn)略層面的任務(wù)和發(fā)展職能；地方國企更多的是服務(wù)于地方經(jīng)濟發(fā)展，由地方政府進行管理。

在表6的回歸結(jié)果中，我們可以發(fā)現(xiàn)，相對于中央國企，在經(jīng)濟政策不確定性時企業(yè)金融化對地方國企的創(chuàng)新投入和創(chuàng)新風險影響更明顯，更顯著地抑制了地方國企的創(chuàng)新投入水平，提升了地方國企的創(chuàng)新風險。地方國企的回歸樣本交叉項（CEPU×corpFin、CEPU×corpFinlong、CEPU×corpFinshort）與創(chuàng)新投入（rd exp1）的回歸系數(shù)都為負，與創(chuàng)新風險（rd exp2）的回歸系數(shù)為正，且基本都較為顯著。這說明在經(jīng)濟政策不確定性下的企業(yè)金融化對地方國企上市公司創(chuàng)新的抑制作用更大，即相對于中央國企，更顯著地抑制了地方國企創(chuàng)新投入和增加了地方國企創(chuàng)新風險。

五、進一步討論

1.經(jīng)濟政策不確定性、企業(yè)創(chuàng)新與公司創(chuàng)新：小規(guī)模企業(yè)VS 大規(guī)模企業(yè)

在傳統(tǒng)以銀行信貸為主體的融資市場中，企業(yè)規(guī)模是銀行發(fā)放貸款的重要判斷標準，不同規(guī)模企業(yè)受到的融資約束有著較大差異，進而對公司創(chuàng)新行為的影響各有不同。經(jīng)濟政策不確定性下企業(yè)金融化對公司創(chuàng)新行為的影響受到企業(yè)規(guī)模異質(zhì)性的制約，因此有必要基于企業(yè)規(guī)模異質(zhì)性進一步分析。

表6 經(jīng)濟政策不確定性、企業(yè)金融化與公司創(chuàng)新：中央國企VS 地方國企

為進一步考察經(jīng)濟政策不確定性下的金融化對不同規(guī)模大小企業(yè)創(chuàng)新行為的影響，我們對企業(yè)總資產(chǎn)取對數(shù)并按照從小到大進行排序，選取排序前30%企業(yè)為小規(guī)模樣本，選取后30%企業(yè)為大規(guī)模樣本。在表7回歸結(jié)果中，我們發(fā)現(xiàn)，經(jīng)濟政策不確定性下企業(yè)金融化對小規(guī)模企業(yè)和大規(guī)模企業(yè)創(chuàng)新行為影響各有不同。相對于小規(guī)模企業(yè)，大規(guī)模企業(yè)樣本中經(jīng)濟政策不確定性和企業(yè)金融化的交叉項（CEPU×corpFin、CEPU×corpFinlong、CEPU×corpFinshort）與創(chuàng)新投入（rd exp1）的回歸系數(shù)都為負，與創(chuàng)新風險（rd exp2）的回歸系數(shù)為正，且基本都較為顯著。這說明小規(guī)模企業(yè)和大規(guī)模企業(yè)受經(jīng)濟政策不確定性下企業(yè)金融化的影響各有不同。經(jīng)濟政策不確定性下企業(yè)金融化行為更能影響大規(guī)模企業(yè)的創(chuàng)新，抑制了大規(guī)模企業(yè)公司的創(chuàng)新投入和提高了大規(guī)模企業(yè)的創(chuàng)新風險。

表7 經(jīng)濟政策不確定性、去杠桿與公司創(chuàng)新：小規(guī)模企業(yè)VS 大規(guī)模企業(yè)

注：括號內(nèi)為控制行業(yè)層面的穩(wěn)健標準誤，***、**、*分別表示1%、5%和10%的統(tǒng)計顯著性水平。

2.經(jīng)濟政策不確定性、企業(yè)創(chuàng)新與公司創(chuàng)新：融資約束低VS 融資約束高

在我國傳統(tǒng)以銀行信貸為主體的融資市場中，企業(yè)獲取融資支持的主要方式為銀行貸款。已有研究表明，面臨經(jīng)濟政策不確定性的上升，特別是金融市場中信貸政策的劇烈變動將會加劇市場風險，影響金融機構(gòu)放貸意愿（Pastor and Veronesi，2013），從而導(dǎo)致企業(yè)獲取融資難度加大和貸款成本上升。為進一步考察受不同融資約束程度影響的企業(yè)在經(jīng)濟政策不確定性下金融化對公司創(chuàng)新的影響，我們將研究樣本分為融資約束高的企業(yè)和融資約束低的企業(yè)兩組進行分析。在具體界定企業(yè)受融資約束程度上，我們借鑒已有研究（Hadlock，2010；張成思等，2018），構(gòu)建企業(yè)融資約束指數(shù)corpSA。該融資約束指數(shù)具體計算如下：

corpSA=-0.737×size+0.043×size2-0.04×listage

其中，size 為企業(yè)總資產(chǎn)規(guī)模（調(diào)整后）（單位：10億元）的自然對數(shù)；listage 為企業(yè)上市時間年限。corpSA 指數(shù)為測度企業(yè)受融資約束程度，該指數(shù)值越大代表企業(yè)受融資約束程度越高。

在界定企業(yè)融資約束程度高低上，首先我們通過corpSA 指數(shù)對企業(yè)受融資約束程度進行排序，在排序的基礎(chǔ)上，我們界定前30%的企業(yè)樣本為融資約束程度低樣本，后30%企業(yè)樣本為融資約束程度高樣本。

在表8回歸結(jié)果中，我們發(fā)現(xiàn)相對于融資約束高的企業(yè)，經(jīng)濟政策不確定性下的企業(yè)金融化反而抑制了融資約束低企業(yè)公司創(chuàng)新，對融資約束低企業(yè)的公司創(chuàng)新影響更為顯著。在回歸結(jié)果中融資約束低企業(yè)樣本經(jīng)濟政策不確定性與金融化的交叉項（CEPU ×corpFin、CEPU ×corpFinlong、CEPU ×corpFinshort）與創(chuàng)新投入（rd exp1）的回歸系數(shù)都為負，與創(chuàng)新風險（rd exp2）的回歸系數(shù)為正，且基本都較為顯著。說明經(jīng)濟政策不確定性下企業(yè)金融化過程中，降低了融資約束低企業(yè)的創(chuàng)新投入，提升了融資約束低企業(yè)的創(chuàng)新風險。

注：括號內(nèi)為控制行業(yè)層面的穩(wěn)健標準誤，***、**、*分別表示1%、5%和10%的統(tǒng)計顯著性水平。

六、穩(wěn)健性檢驗

（一）世界經(jīng)濟政策不確定性指數(shù)和美國經(jīng)濟政策不確定性指數(shù)檢驗

為了進一步驗證本文結(jié)論的穩(wěn)健性，在經(jīng)濟政策不確定性指數(shù)的選取上，我們選取世界經(jīng)濟政策不確定性指數(shù)和美國貿(mào)易政策不確定性指數(shù)替代我國經(jīng)濟政策不確定性指數(shù)來進行檢驗。一方面，中國自改革開放以來越來越融入世界經(jīng)濟貿(mào)易中，對全世界各國進出口成為我國經(jīng)濟發(fā)展的重要組成部分；另一方面，國貿(mào)易政策的不確定性對我國經(jīng)濟有著重要影響?；貧w結(jié)果顯示6限于篇幅，回歸結(jié)果未放入本文中，感興趣的讀者可向作者索取。，不管是采取世界經(jīng)濟政策不確定性指數(shù)還是美國貿(mào)易政策不確定性指數(shù)，結(jié)論都和前文回歸結(jié)果保持一致，驗證了前文的結(jié)論。

（二）變換回歸樣本

考慮到直轄市和各省省會城市相對其他市級城市有著較高市場化發(fā)展水平，可能存在影響本文回歸結(jié)果。在穩(wěn)健性檢驗上，我們刪除上市公司所在地為直轄市即北京、上海、天津和重慶以及各個省會城市的樣本，結(jié)論與前文基本一致。

（三）考慮公司投資特征

由于上市公司投資水平和不同公司行業(yè)特征、市場因素有關(guān)，對公司投資水平的Winsor 處理可能忽略了不同上市公司所處不同行業(yè)和市場因素特征的影響，為此我們也使用未進行Winsor 處理的數(shù)據(jù)樣本重新進行回歸分析，回歸結(jié)果表明主要結(jié)論與前文一致。

七、研究結(jié)論與啟示

經(jīng)濟政策不確定性是我國市場經(jīng)濟快速發(fā)展過程中企業(yè)面臨的重要外部環(huán)境不確定性因素，對企業(yè)投融資決策有著重要影響，對正處于轉(zhuǎn)型期的中國經(jīng)濟有著重要的研究意義。本文采用已有學者（Baker et al.，2016）構(gòu)建的經(jīng)濟政策不確定性指數(shù)，實證檢驗經(jīng)濟政策不確定性對企業(yè)創(chuàng)新行為的影響，并進一步檢驗經(jīng)濟政策不確定性、企業(yè)金融化與公司創(chuàng)新的關(guān)系。實證結(jié)果表明：經(jīng)濟政策不確定性越高，企業(yè)創(chuàng)新意愿越低，創(chuàng)新風險越大。在經(jīng)濟政策不確定性下，企業(yè)金融化降低了企業(yè)創(chuàng)新意愿，加劇了創(chuàng)新風險。進一步研究發(fā)現(xiàn)，在經(jīng)濟政策不確定性下，相對于國企，企業(yè)金融化抑制了民企的創(chuàng)新意愿，增加了民企的創(chuàng)新風險；相對于中央國企，企業(yè)金融化抑制了地方國企的創(chuàng)新意愿，增加了地方國企的創(chuàng)新風險。本文的研究對于引導(dǎo)我國企業(yè)“脫虛向?qū)崱薄⒏玫卮龠M企業(yè)創(chuàng)新有一定的參考意義。

本文的研究有助于理解經(jīng)濟政策不確定性下企業(yè)實體投資、虛擬投資以及和企業(yè)創(chuàng)新之間的關(guān)系，對于重新審視現(xiàn)階段我國企業(yè)“脫實向虛”、實體企業(yè)金融化投資亂象有著重要意義。經(jīng)濟政策不穩(wěn)定預(yù)期的存在影響企業(yè)創(chuàng)新行為，本文研究結(jié)論有利于深刻理解我國政府倡導(dǎo)金融立足于服務(wù)實體企業(yè)、大力推動企業(yè)創(chuàng)新和促進我國經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展戰(zhàn)略的實施。

本文的研究結(jié)論對于完善我國經(jīng)濟政策的制定和調(diào)整、重新審視現(xiàn)階段企業(yè)的“脫實向虛”和推進我國創(chuàng)新發(fā)展戰(zhàn)略的實施有著重要的啟示意義。宏觀經(jīng)濟政策不確定性對企業(yè)金融化趨勢有著重要影響，進而影響到企業(yè)創(chuàng)新投資等微觀行為。為了扭轉(zhuǎn)現(xiàn)階段我國企業(yè)“脫實向虛”的趨勢，促進企業(yè)創(chuàng)新發(fā)展，首先要穩(wěn)定經(jīng)濟金融政策預(yù)期，減少企業(yè)投融資決策面臨的宏觀經(jīng)濟環(huán)境不確定性；其次要完善金融監(jiān)管體系，抑制資本市場上產(chǎn)生的金融泡沫，嚴厲監(jiān)管企業(yè)亂加杠桿、資金空轉(zhuǎn)套利等行為，提高實體企業(yè)投資回報率；最后要消除產(chǎn)權(quán)異質(zhì)性帶來的企業(yè)信貸歧視，積極支持民營企業(yè)等中小企業(yè)融資需求，引導(dǎo)金融服務(wù)于實體經(jīng)濟，提升金融資本配置效率。只有有效激發(fā)金融服務(wù)于實體經(jīng)濟發(fā)展的本源，才能避免企業(yè)“脫實向虛”，更好促進我國創(chuàng)新發(fā)展戰(zhàn)略的實施。