張 璇

（中共深圳光明區(qū)行政學(xué)院，廣東 深圳 518052）

隨著我國經(jīng)濟(jì)由高速發(fā)展階段逐漸邁入高質(zhì)量發(fā)展階段，經(jīng)濟(jì)的驅(qū)動力也由要素驅(qū)動轉(zhuǎn)向創(chuàng)新驅(qū)動。從2006 年開始，我國R&D 投資占GDP 中的份額不斷上升，專利申請量也連續(xù)刷新紀(jì)錄，多年來一直位居世界第一。其中，企業(yè)的R&D 投資占全社會R&D投資的比重超過70%，專利申請量也占全社會總申請量的50%以上，尤其是像華為、騰訊、格力電器等大公司，無論是R&D 投資，還是專利申請量更是遙遙領(lǐng)先，這不僅夯實(shí)了我國經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的基礎(chǔ)，也增強(qiáng)了企業(yè)自身抵御風(fēng)險、發(fā)展壯大的能力。但R&D 投資具有時間長、投入巨大、結(jié)果不可預(yù)期、失敗風(fēng)險高等特點(diǎn)，極易受到不確定性因素的影響。在諸多不確定性因素中，經(jīng)濟(jì)政策不確定性逐漸受到經(jīng)濟(jì)學(xué)家的重視，因?yàn)樗菇?jīng)濟(jì)主體不知政府是否、如何以及何時改變現(xiàn)有經(jīng)濟(jì)政策，會引發(fā)經(jīng)濟(jì)的波動（Baker et al.，2016），[1]（p1593-1636）因而企業(yè)的決策和行為，尤其是R&D 投資等重大的決策和行為會受到明顯的影響（Bhattacharya et al.，2017），[2]（p1869-1901）但這種影響還沒有統(tǒng)一的定論（Bhattacharya et al.，2017；顧夏銘等，2018；Bloom，2007），[2][3][4]（p250-255）同時，這種影響發(fā)生的作用機(jī)制也存在異議，因此，有必要探討經(jīng)濟(jì)政策不確定性對企業(yè)R&D投資的影響以及作用機(jī)制。

金融化是金融資產(chǎn)在總資產(chǎn)的占比不斷上升、不斷取代實(shí)體生產(chǎn)的過程，逐漸成為一個普遍的現(xiàn)象（Dore，2002）。[5]（p9-18）在企業(yè)中，金融化影響了資源在金融資產(chǎn)與實(shí)體生產(chǎn)之間的配置，這種資源配置的適當(dāng)性將影響企業(yè)的R&D 投資。一方面，企業(yè)適度投資金融資產(chǎn)，可以通過金融獲利，增加企業(yè)盈利，為R&D 投資提供資金；另一方面，若企業(yè)過度投資金融資產(chǎn)，就可能大量擠占用于實(shí)體生產(chǎn)的資金，而R&D 投資這樣的高風(fēng)險投資所需的資金更得不到保障。由此可見，企業(yè)不同的金融化程度將影響企業(yè)的R&D 投資。經(jīng)濟(jì)政策不確定性模糊了企業(yè)對政策的預(yù)期，可能改變企業(yè)的投資偏好，進(jìn)而影響企業(yè)的金融投資，改變企業(yè)的金融化程度。那么，經(jīng)濟(jì)政策不確定性是否會通過影響企業(yè)的金融化程度而影響企業(yè)的R&D 投資？在當(dāng)前金融化普遍的情況下，這個問題并沒有引起應(yīng)有的關(guān)注。

本文以我國滬深兩市的非金融上市企業(yè)為研究樣本，研究了經(jīng)濟(jì)政策不確定性對企業(yè)R&D 投資的影響，以及企業(yè)金融化所發(fā)揮的中介效應(yīng)。研究結(jié)果表明，經(jīng)濟(jì)政策不確定性促進(jìn)了企業(yè)的R&D投資，金融化也確實(shí)在這個影響過程中發(fā)揮了相應(yīng)的中介效應(yīng)，不過，這種中介效應(yīng)在預(yù)防儲蓄型企業(yè)中重要性超過了在逐利型企業(yè)中的重要性。

本文可能的貢獻(xiàn)為：第一，本文以企業(yè)金融化為中介變量，研究了經(jīng)濟(jì)政策不確定性對企業(yè)R&D投資的影響，從理論上為經(jīng)濟(jì)政策不確定性影響企業(yè)R&D 投資的作用機(jī)制提供了一種合理的解釋。第二，本文采用了新的中國經(jīng)濟(jì)政策不確定指數(shù)（Yun Huang and Paul Luk，2018）來衡量我國經(jīng)濟(jì)政策的不確定程度，這不同于其他文獻(xiàn)所采用的Baker et al.（2016）[1]構(gòu)建的中國經(jīng)濟(jì)政策不確定性指數(shù)，因?yàn)楸疚乃捎玫闹笖?shù)能更客觀真實(shí)地反映我國經(jīng)濟(jì)政策的不確定性（具體原因分析在下文的變量定義部分）。

一、理論分析與研究假設(shè)

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

經(jīng)濟(jì)政策不確定性通過模糊企業(yè)對市場前景的預(yù)期，增加企業(yè)投資面臨的風(fēng)險，降低企業(yè)的投資收益，從而抑制企業(yè)的投資水平。而R&D 投資不同于一般的投資，它能使企業(yè)在不確定性環(huán)境中更有能力識別未知機(jī)會，更加專注于修煉“內(nèi)功”來把握來之不易的機(jī)會，從而提升自身在不確定環(huán)境中的風(fēng)險承擔(dān)水平，贏得難得的機(jī)遇預(yù)期效應(yīng)，故經(jīng)濟(jì)政策不確定性上升時，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，世界經(jīng)濟(jì)蕭條，我國經(jīng)濟(jì)也處于轉(zhuǎn)型期，國內(nèi)企業(yè)生產(chǎn)成本急劇上升，行業(yè)產(chǎn)能過剩，投資收益大幅下降。面臨當(dāng)下的經(jīng)濟(jì)背景，企業(yè)無法利用投資的“實(shí)物期權(quán)”來規(guī)避經(jīng)濟(jì)政策不確定性帶來的沖擊，而應(yīng)該充分利用R&D 投資的“增長期權(quán)”，在經(jīng)濟(jì)政策不確定性引發(fā)的政府干預(yù)虛弱期（饒品貴等，2017）[6]（p27-51）當(dāng)中，積極布局研發(fā)，謀得機(jī)遇，當(dāng)然這也很容易和企業(yè)利益相關(guān)者達(dá)成企業(yè)發(fā)展的一致預(yù)期（劉志遠(yuǎn)等，2017），[7]（p15-27）為企業(yè)的持續(xù)健康發(fā)展贏得先機(jī)。因此，經(jīng)濟(jì)政策不確定性能夠激勵企業(yè)增加R&D 投資，為了未來的生存發(fā)展增強(qiáng)研發(fā)?；谝陨戏治觯疚奶岢鲆韵录僬f：

假說1：經(jīng)濟(jì)政策不確定性促進(jìn)了企業(yè)R&D投資。

（二）經(jīng)濟(jì)政策不確定性與企業(yè)R&D 投資：金融化的中介效應(yīng)。

企業(yè)的金融化源于兩種動機(jī)：預(yù)防性儲蓄和追逐金融利潤。我們把具有第一類金融化動機(jī)的企業(yè)稱為“預(yù)防儲蓄型企業(yè)”，把具有第二類金融化動機(jī)的企業(yè)稱為“逐利型企業(yè)”。

對預(yù)防儲蓄型企業(yè)來說，隨著經(jīng)濟(jì)政策不確定性的上升，企業(yè)的營業(yè)波動增加，營業(yè)收入和經(jīng)營現(xiàn)金流開始不穩(wěn)定，同時，經(jīng)濟(jì)政策不確定性造成企業(yè)融資成本上升，從而影響企業(yè)融資的穩(wěn)定性。無論是經(jīng)營現(xiàn)金流的波動，還是融資資金的波動，都會影響企業(yè)的可用資金，從而影響企業(yè)的R&D投資。為了避免企業(yè)出現(xiàn)資金短缺，管理層需要另辟蹊徑增加企業(yè)現(xiàn)金流入，而增加流動性強(qiáng)的資產(chǎn)，例如現(xiàn)金和金融資產(chǎn)，就是理性的選擇。不過和金融資產(chǎn)相比，現(xiàn)金的收益低，所以，增持金融資產(chǎn)對預(yù)防儲蓄型企業(yè)來說可能更為合意。通過投資適量的金融資產(chǎn)，不僅風(fēng)險可控，而且還能獲取一定的金融收益，尤其是投資一些風(fēng)險較低的短期金融資產(chǎn)，從而一定程度上緩解企業(yè)可用資金的緊張，增強(qiáng)企業(yè)的財務(wù)柔性，為保障企業(yè)的R&D 投資提供資金支持。

對逐利型企業(yè)來說，投資過多的金融資產(chǎn)，將會造成資金的擠占和不穩(wěn)定的投資收益，從而影響企業(yè)R&D 投資。首先，過多的金融投資將占用企業(yè)大量的資源，這會擠占企業(yè)用于其他用途的資金，從而用于R&D 投資的資金無法得到保障。其次，投資的金融資產(chǎn)越多，企業(yè)為金融收益所承擔(dān)的風(fēng)險也就越大。風(fēng)險越大，企業(yè)就無法期望從金融投資獲得穩(wěn)定的收益。當(dāng)經(jīng)濟(jì)政策不確定性上升時，經(jīng)濟(jì)波動增加，金融市場的系統(tǒng)風(fēng)險也隨之增加，進(jìn)而金融資產(chǎn)的價格出現(xiàn)大幅波動，逐利型企業(yè)的金融獲利穩(wěn)定性就無法保證，從而企業(yè)的財務(wù)穩(wěn)健性變差，嚴(yán)重的話，企業(yè)還會陷入財務(wù)危機(jī)。所以，當(dāng)經(jīng)濟(jì)政策不確定性上升時，逐利型企業(yè)更可能減少金融資產(chǎn)的投資，這不僅能增加企業(yè)的財務(wù)穩(wěn)健性，還可能為R&D 投資提供資金支持，以提升企業(yè)的發(fā)展能力。

基于以上分析，本文提出以下假說：

假說2：企業(yè)金融化在經(jīng)濟(jì)政策不確定性促進(jìn)企業(yè)R&D投資的過程中發(fā)揮了中介作用。

假說2a：對預(yù)防儲蓄型企業(yè)來說，經(jīng)濟(jì)政策不確定性通過提高企業(yè)的金融化程度來促進(jìn)企業(yè)的R&D投資。

假說2b：對逐利型企業(yè)來說，經(jīng)濟(jì)政策不確定性通過降低企業(yè)的金融化程度而促進(jìn)企業(yè)的R&D投資。

二、研究設(shè)計。

（一）變量定義。

1.經(jīng)濟(jì)政策不確定性（EPU）。多數(shù)文獻(xiàn)在研究中國經(jīng)濟(jì)政策不確定性時，采用的是Baker et al.（2016）[1]構(gòu)建的中國經(jīng)濟(jì)政策不確定指數(shù)，指數(shù)的構(gòu)建僅僅依據(jù)香港發(fā)行的《南華早報》。由于《南華早報》屬于境外媒介，其涉及內(nèi)地的內(nèi)容在客觀性、權(quán)威性和翔實(shí)性方面或多或少存在一定的問題，所以Baker et al.建立的指數(shù)未必能如實(shí)地反映中國經(jīng)濟(jì)政策的不確定程度。而Yun Huang and Paul Luk（2018）[8]構(gòu)建的中國經(jīng)濟(jì)政策不確定性指數(shù)更能真實(shí)地反映我國經(jīng)濟(jì)政策的不確定性程度，因?yàn)樗麄儤?gòu)建的指數(shù)是依據(jù)發(fā)行在內(nèi)地主要城市的10份權(quán)威報紙，這些報紙的內(nèi)容，無論是客觀性、權(quán)威性和翔實(shí)性，還是數(shù)據(jù)的完整性，都遠(yuǎn)勝于《南華早報》，所以在采用相同構(gòu)建方法的情況下，Yun Huang and Paul Luk 構(gòu)建的指數(shù)能更客觀真實(shí)地反映我國經(jīng)濟(jì)政策的波動性。本文采用后一種指數(shù)來衡量中國的經(jīng)濟(jì)政策不確定性。

2.企業(yè)R&D 投資（RD）。衡量企業(yè)R&D 投資的常用指標(biāo)有兩個：企業(yè)每年研發(fā)支出的增加數(shù)占總資產(chǎn)的比重以及占營業(yè)收入的比重。在會計計量中，會計的“收入”項(xiàng)目，尤其是“應(yīng)計收入”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R&D 投資更為合理，本文將采用該指標(biāo)衡量企業(yè)的R&D投資。

3.企業(yè)金融化（Fin）。由于企業(yè)金融化主要體現(xiàn)為金融資產(chǎn)占公司總資產(chǎn)份額的變化，本文采用企業(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。而公司的金融資產(chǎn)主要由交易性金融資產(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。為了更好地檢驗(yàn)主要變量之間的關(guān)系，本文選取以下的控制變量：企業(yè)規(guī)模（Size）、企業(yè)年齡（Age）、企業(yè)杠桿率（Lev）、資產(chǎn)報酬率（Roe）、現(xiàn)金凈流入（CF）、托賓Q值（TQ）、有形資產(chǎn)比率（Tang）、企業(yè)產(chǎn)權(quán)（State）。其中，企業(yè)規(guī)模以企業(yè)年末總資產(chǎn)的自然對數(shù)來計算；企業(yè)年齡從企業(yè)成立當(dāng)年起計算；企業(yè)杠桿率以總負(fù)債/總資產(chǎn)來計算；資產(chǎn)報酬率以凈利潤/總資產(chǎn)來計算；現(xiàn)金流比率以企業(yè)經(jīng)營與投資活動獲得的現(xiàn)金流占總資產(chǎn)的比例來計算；托賓Q值以股權(quán)市值和凈債務(wù)市值之和對總資產(chǎn)的比率來計算；有形資產(chǎn)比率以有形資產(chǎn)/總資產(chǎn)來計算；產(chǎn)權(quán)性質(zhì)取值1 時，企業(yè)為國有企業(yè)，取值0時，企業(yè)為民營企業(yè)。

（二）模型設(shè)計。

為了檢驗(yàn)假說1，本文借鑒顧夏銘等（2018）[3]的模型設(shè)計，構(gòu)建模型1：

為了檢驗(yàn)企業(yè)金融化的中介效應(yīng)，即假說2、2a、2b，本文借鑒溫忠麟和葉寶娟（2014）[9]提出的中介效應(yīng)檢驗(yàn)方法，構(gòu)建以下模型2和3：

檢驗(yàn)企業(yè)金融化的中介效應(yīng)，需要同時使用模型1、2、3。其中，假說2a 和2b 成立，則α1、β1和δ2顯著不為0，說明企業(yè)金融化發(fā)揮了中介效應(yīng)。如果0 ＜δ1＜α1，且δ2顯著異于0，說明企業(yè)金融化發(fā)揮了部分的中介效應(yīng)；如果δ1顯著為0，且δ2顯著異于0，則企業(yè)金融化發(fā)揮了完全的中介效應(yīng)；如果δ2顯著為0，則企業(yè)金融化完全不具有中介效應(yīng)。為了有效地消除模型的內(nèi)生性，以上模型中解釋變量和控制變量都滯后一期。

（三）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源。

本文選取我國滬深兩市的上市企業(yè)為研究樣本，時間跨度為2007—2018 年，公司數(shù)據(jù)來自CSAMR 數(shù)據(jù)庫，計算經(jīng)濟(jì)政策不確定性的月度數(shù)據(jù)來自Yun Huang and Paul Luk（2018）。[8]為了消除回歸的偏誤性，需在初始樣本中剔除研發(fā)投入為0、金融類、資不抵債、ST處理等四類上市公司，最終得到6257 個公司/年觀測值。同時，為消除數(shù)據(jù)異常值對回歸的影響，本文對樣本數(shù)據(jù)作1%水平的縮尾處理。

三、實(shí)證結(jié)果。

（一）變量的描述性統(tǒng)計。

表1 顯示了各變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。其中，經(jīng)濟(jì)政策不確定性（EPU）的均值143.298 小于中位數(shù)145.127，說明樣本期內(nèi)至少一半時間當(dāng)中我國宏觀經(jīng)濟(jì)政策不確定程度處于高位，而25分位數(shù)和75 分位數(shù)為135.136 和163.152，兩者相差較大，說明樣本期內(nèi)年度的經(jīng)濟(jì)政策不確定性變化比較大。企業(yè)R&D投資（RD）的均值為0.024，標(biāo)準(zhǔn)差為0.093，說明上市企業(yè)R&D 投資占總資產(chǎn)的份額平均超過了2%，但企業(yè)之間的差異還是比較大；RD均值0.024 超過了中位數(shù)0.012，表明超過50%的企業(yè)并未達(dá)到R&D 投資的平均水平。金融化程度（Fin）的均值為0.078，說明企業(yè)的金融資產(chǎn)投資占總資產(chǎn)的比例平均為7.8%，而Fin 的25 分位數(shù)為0.01，說明多數(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

（二）經(jīng)濟(jì)政策不確定性對企業(yè)創(chuàng)新的影響。

表2 的結(jié)果顯示了經(jīng)濟(jì)政策不確定性對企業(yè)R&D投資的影響。其中，第2列顯示了沒有控制變量的回歸結(jié)果，結(jié)果顯示，經(jīng)濟(jì)政策不確定性顯著促進(jìn)了企業(yè)的R&D投資，經(jīng)濟(jì)政策不確定性上升1單位，企業(yè)的R&D 投資將增加0.03%。第3 列顯示了含有控制變量的回歸結(jié)果，結(jié)果顯示，經(jīng)濟(jì)政策不確定性仍然對企業(yè)R&D 投資有顯著的正向影響，驗(yàn)證了假說1的結(jié)論。可能的原因在于，經(jīng)濟(jì)政策不確定性可以為上市公司帶來“機(jī)遇預(yù)期效應(yīng)”（劉志遠(yuǎn)等，2017），[7]（p15-27）這種效應(yīng)可能幫助公司對抗不確定性上升帶來的沖擊，使公司迎來一個難得的增強(qiáng)自身發(fā)展能力的機(jī)會，但這個機(jī)會并不能被輕而易舉地把握，需要公司增加R&D 投資、加強(qiáng)研發(fā)能力來加以識別和把握。

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

從控制變量來看，資產(chǎn)負(fù)債率（Lev）和企業(yè)年齡（Age）的回歸系數(shù)均不顯著，而其余變量的回歸系數(shù)都是顯著的。其中，資產(chǎn)報酬率（Roe）和現(xiàn)金凈流入（CF）的回歸系數(shù)均顯著為正，說明良好的盈利能力和現(xiàn)金流狀況可以為企業(yè)R&D 投資提供資金保障；托賓Q 值（Tb’Q）的回歸系數(shù)顯著為正，說明企業(yè)良好的成長性需要研發(fā)投入來支撐；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，就越可能從銀行獲得更多的信用貸款，以支持企業(yè)的R&D 投資；企業(yè)規(guī)模（Size）的回歸系數(shù)顯著為正，說明規(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)，表明非國有企業(yè)投入創(chuàng)新研發(fā)的資金比例高于國有企業(yè)，這可能是由于非國有企業(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 et al.（2017）、[2]（p1869-1901）顧夏銘等（2018）[3]基本一致。

（三）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的結(jié)果顯示了企業(yè)金融化在經(jīng)濟(jì)政策不確定性影響企業(yè)R&D 投資所發(fā)揮的中介效應(yīng)，其中第2—4 列顯示的是預(yù)防儲蓄型企業(yè)的結(jié)果。在第2列中，EPU回歸系數(shù)的顯著為正表明，在預(yù)防儲蓄型企業(yè)中，經(jīng)濟(jì)政策不確定性促進(jìn)了企業(yè)的R&D投資。第3 列中EPU 對Fin 的回歸系數(shù)和第4 列中Fin對RD的回歸系數(shù)均顯著為正，結(jié)合溫忠麟和葉寶娟（2014）[9]（p731-745）的中介效應(yīng)檢驗(yàn)，可以看出，企業(yè)金融化在經(jīng)濟(jì)政策不確定性促進(jìn)預(yù)防儲蓄型企業(yè)的R&D 投資的過程中發(fā)揮了中介效應(yīng)，即經(jīng)濟(jì)政策不確定性通過提升預(yù)防儲蓄型企業(yè)的金融化程度為R&D 投資儲備資金，這種中介效應(yīng)的大小為0.0130（=0.0265*0.4059）。因此，本文的假說2a得到證實(shí)。由第4 列中EPU 對RD 的回歸系數(shù)0.0157可以看出，經(jīng)濟(jì)政策不確定性對企業(yè)R&D投資的直接影響顯著為正，占經(jīng)濟(jì)政策不確定性對企業(yè)R&D 投資的總效應(yīng)的45.3%（=0.0130/（0.0130+0.0157）），說明在預(yù)防儲蓄型企業(yè)中，金融化在經(jīng)濟(jì)政策不確定性促進(jìn)企業(yè)R&D 投資的過程中發(fā)揮了非常重要的作用，這驗(yàn)證了預(yù)防儲蓄型企業(yè)中金融化的“蓄水池”作用。

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)

表3 的第5—7 列顯示了逐利型企業(yè)中金融化中介效應(yīng)的實(shí)證結(jié)果。第5列中EPU對RD的回歸系數(shù)同樣表明經(jīng)濟(jì)政策不確定性能夠促進(jìn)逐利型企業(yè)的R&D投資。第6列中EPU對Fin的回歸系數(shù)顯著為負(fù)，說明經(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Fin對RD的回歸系數(shù)并不顯著，依據(jù)溫忠麟和葉寶娟（2014）[9]（p731-745）的中介效應(yīng)檢驗(yàn)，我們無法直接判斷金融化是否具有中介效應(yīng)，需要采用bootstrap 方法來進(jìn)行檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表4。表4 的結(jié)果表明，金融化在經(jīng)濟(jì)政策不確定性影響逐利型企業(yè)的R&D 投資過程中發(fā)揮了中介效應(yīng)，假說2b得到了證實(shí)。只不過企業(yè)金融化的這種中介效應(yīng)只是部分的，因?yàn)橹薪樾?yīng)0.011小于經(jīng)濟(jì)政策不確定性對企業(yè)R&D投資的總效應(yīng)0.0058（=0.0011+0.0047）。

通過以上的回歸結(jié)果，我們還可以計算兩類企業(yè)中金融化的中介效應(yīng)占經(jīng)濟(jì)政策不確定性對企業(yè)R&D 投資的總效應(yīng)的比例。在預(yù)防儲蓄型企業(yè)中，金融化的中介效應(yīng)占總效應(yīng)的比例為45.3%，而逐利型企業(yè)中金融化中介效應(yīng)的占比為19%（=0.0011/（0.0011+0.0047）），這說明，在經(jīng)濟(jì)政策不確定性促進(jìn)企業(yè)R&D 投資的過程中，金融化在預(yù)防儲蓄型企業(yè)中所起的作用遠(yuǎn)遠(yuǎn)超過了在逐利型企業(yè)中的作用。

（四）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)（Baker et al.，2016；顧夏銘等，2018；Gulen and Ion，2015；等），[1]（p1593-1636）[3][10]（p523-564）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)中的中國部分，常被用來衡量中國宏觀經(jīng)濟(jì)政策的不確定程度。由于該指數(shù)為月度指數(shù)，故本文通過對12個月的月度指數(shù)取算術(shù)平均值，建立中國經(jīng)濟(jì)政策不確定性的年度指數(shù)，以衡量中國宏觀經(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基本無異。

2.采用研發(fā)投入占營業(yè)收入的比例來度量企業(yè)研發(fā)強(qiáng)度，對以上的實(shí)證結(jié)果進(jìn)行檢驗(yàn)，回歸結(jié)果與表1、表2一致。

3.本文在樣本選擇時，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)險能力較強(qiáng)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(fēng)險敏感度的調(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。

四、研究結(jié)論與建議

本文以滬深兩市非金融上市企業(yè)為研究樣本，通過企業(yè)金融化這個中介變量，實(shí)證檢驗(yàn)了經(jīng)濟(jì)政策不確定性對企業(yè)R&D 投資的影響。研究發(fā)現(xiàn)：在兩類不同金融化動機(jī)的企業(yè)中，經(jīng)濟(jì)政策不確定性都會促進(jìn)企業(yè)的R&D 投資，并且在這個影響過程中，企業(yè)金融化都會發(fā)揮部分的中介效應(yīng)，不過，這種中介效應(yīng)在預(yù)防儲蓄型企業(yè)中的重要性超過了在逐利型企業(yè)中的重要性。本文通過一系列的穩(wěn)健性檢驗(yàn)，均驗(yàn)證了以上結(jié)論的合理性。

本文的研究豐富了宏觀經(jīng)濟(jì)政策不確定性影響微觀企業(yè)行為這一領(lǐng)域的文獻(xiàn)，并為可能的影響機(jī)制作了有益的探索，也為研究企業(yè)創(chuàng)新的影響因素提供了新的研究視角。宏觀經(jīng)濟(jì)政策是企業(yè)運(yùn)營和發(fā)展的大環(huán)境，現(xiàn)行經(jīng)濟(jì)政策的變動對企業(yè)的行為和決策會產(chǎn)生重要的影響。就企業(yè)創(chuàng)新研發(fā)來說，當(dāng)政策穩(wěn)定時，企業(yè)傾向于平穩(wěn)發(fā)展；當(dāng)政策頻繁變動時，企業(yè)將基于不同的應(yīng)激反應(yīng)來加強(qiáng)研發(fā)以謀得自我發(fā)展。就金融化的中介效應(yīng)而言，經(jīng)濟(jì)政策不確定性引發(fā)企業(yè)資金的波動增加，為了平抑資金的波動，保證研發(fā)投入，企業(yè)就需要調(diào)整金融資產(chǎn)配置，增加或減少金融投資。因此，政府在制定實(shí)施宏觀經(jīng)濟(jì)政策時，應(yīng)充分考慮到在不同的宏觀經(jīng)濟(jì)政策環(huán)境下企業(yè)研發(fā)動機(jī)的差異性，在政策上更加注重引導(dǎo)創(chuàng)新研發(fā)動機(jī)強(qiáng)的企業(yè)，同時，政府應(yīng)進(jìn)一步改善企業(yè)的融資環(huán)境。

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