經濟政策不確定性與企業技術創新：經驗證據與機制分析

江 民 星，豐 興 亮，何 文 劍

(南京信息工程大學1.商學院；2.江北新區發展研究院，南京 210044)

一、引 言

企業是技術創新最重要的市場經濟主體，也是推動國家創新發展主要載體。市場是引導創新要素流動的關鍵力量[1]，國家“十四五”規劃綱要指出要突出企業創新主體地位，完善技術創新市場導向機制。企業技術創新是具有高風險、投入大和長期性等特征的投資活動，易受市場環境變化影響，而經濟政策不確定性是市場環境不斷變化重要誘因。因此，企業能否適應經濟政策不確定性變化，以及政策不確定性變化對企業技術創新會產生怎樣的影響，就成為經濟政策設計面臨的重要理論問題[2]。實踐方面，中國正處于改革深水區，宏觀經濟進入協調整合關鍵期，經濟發展中各類體制性、結構性與周期性問題亟待解決，經濟政策也隨之不斷調整和變動。因此，中國企業將持續處于不確定性政策環境之中[3-4]。在當前現實背景下，基于微觀數據定量分析經濟政策不確定性對中國企業技術創新影響及其作用機制，既是對政府關于政策改革對企業創新利弊影響關切的現實回應，也對企業應對政策不確定性提升創新管理水平具有重要現實意義。

從現有大多數研究來看，經濟政策不確定性涵義是指經濟主體無法準確把握政府是否、何時及如何改變現行政策，從而難以形成穩定政策預期[5-6]。從微觀角度來看，現有研究表明經濟政策不確定性的提高會強化企業融資約束[7]，增加企業經營風險，從而抑制了企業固定資產投資與經營投資[8-10]。但與此同時，政策不確定性也可能產生另一種效應，即促進企業預防性儲蓄，提高了企業現金持有水平[11-13]，甚至還會影響公司治理，如外部環境不確定性會抑制企業高管人事變更[14]。基于上述研究邏輯，現有關于經濟政策不確定性與企業技術創新關系的研究形成了兩種不同觀點。第一種觀點基于經濟政策不確定性能抑制企業投資的邏輯，認為創新作為企業的一項高風險投資，受融資約束與風險規避心理影響，企業會減少研發創新投入，從而抑制了企業技術創新[15-16]。另一種觀點認為企業技術創新不同于一般投資活動，具有較高的調整成本，需要企業持續性投入。不確定環境下企業通過技術創新能夠增強自我發展能力與競爭優勢，獲得市場勢力及超額利潤[17-18]。

既有研究為深入理解經濟政策不確定性與企業技術創新之間的關系提供了極有價值的線索，但仍有以下問題值得進一步思考。學界關于經濟政策不確定與企業技術創新之間的關系研究結論并不統一，主要原因是現有文獻關于二者關系的作用機制分析不夠，尤其是透過企業內部治理視角的機制探索顯得匱乏。事實上，企業創新行為表現僅是公司內部決策產生的顯性結果，而理清外部環境變化如何塑造相對隱性的企業內部治理行為，才是真正揭開企業創新行為變化原因的關鍵。現有計量模型可能因遺漏變量導致內生性問題，估計結果無偏性及穩健性值得商榷，因此上述內生性問題處理需進一步優化，同時估計結果穩健性也值得多方面檢驗。

本文首先構建“政策變化-內部治理-技術創新”的理論分析框架，試圖從理論上解釋經濟政策不確定性與企業技術創新可能的因果關系，同時基于產權性質、行業屬性與研發投資調整成本來解釋兩者關系的異質性，并從內部融資的直接效應與權力分散配置的間接效應兩條途徑解釋二者關系的作用機制；其次，本文利用2007—2019年A股非金融類上市公司面板數據，通過基準回歸、內生性處理與系列穩健性檢驗，驗證經濟政策不確定性與企業技術創新的因果關系及異質性規律，基于中介效應模型進行機制檢驗，從企業內部治理視角實證檢驗經濟政策不確定性對企業技術創新的兩種作用機制。本文研究結論可為企業技術創新管理及其投資決策提供政策啟示。

二、理論機制與研究假設

經濟政策不確定性增加促進了企業預防性儲蓄，提升企業現金持有水平[12，19-20]。同時，根據組織動態能力理論，為應對這種不確定變化，企業需要對組織活動進行調整與變革，促進企業創新決策分散配置[21]。因此，本文選取企業內部調整中的內部融資與權力配置兩個關鍵要素作為中介變量，嘗試從理論上解釋經濟政策不確定性影響企業技術創新的作用機制。同時，考慮到企業的產權性質、行業屬性與研發投資調整成本的差異，本文還討論了兩者關系在這三方面異質性表現。本文構建的理論分析框架如圖1所示。

圖1 理論分析框架

(一)經濟政策不確定性對企業技術創新影響分析

現有研究認為經濟政策不確定性抑制了企業的投資行為[6，8-9，22]。該觀點主要從實物期權理論出發，實物期權理論將企業投資機會與看漲期權相結合，由于投資項目存在不可逆性或沉沒成本，當不確定性增加時增加了實物期權價值，導致等待回報收益更大，這就意味著當不確定性上升時，企業對未來投資收益增加的預期會使企業主動減少當前投資[23]。從企業管理角度來看，經濟政策不確定性的增加提高了企業管理層對未來經濟政策形勢預判難度，以及強化了對外界風險的感知，因此管理者可能會推遲投資計劃以對沖風險[24]。從企業融資成本角度來看，即外部投資者視角，不確定性升高往往伴隨著企業投資失敗與違約概率上升，投資者會索要更高的風險補償，導致企業融資成本增加，從而企業投資受到抑制[15]。

現有研究表明，由于調整成本的存在，經濟政策不確定性對企業創新的影響與一般投資活動并不相同[25]。高調整成本的存在使得企業難以放棄已有投資，而企業的創新活動由于其較高的人力成本及其他投入使其具有較高的調整成本。首先，研發投入的較大一部分支出是支付工資給具有專業技能的技術人員、高級工程師等科研人員，而研發人員的工資剛性較高，很難通過降低工資來減少該項支出[26]。第二，研發人員通常掌握企業核心技術機密或研發項目計劃，研發人員的辭退或解聘可能泄露企業的技術機密導致被競爭對手超越。同時，一般企業研發項目一般由團隊組織開展，人員頻繁更迭大大增加團隊的溝通成本與時間成本。第三，企業研發給企業創造的無形資產與技術積累，它們的收益產生通常具有滯后性[27]，而在此之前解散團隊或辭退研發人員，企業將面臨更高的收益損失風險。即便對于技術較為成熟的產品而言，其周期性升級或技術維護也需產生較高的工資支出。除了研發人力成本以外，企業研發項目對研發設備、材料、廠房和土地等非人力要素也產生大量投資，而這些要素的調整或閑置會給企業帶來高昂的非生產性支出。因此，企業研發投入的高調整成本及研發收益滯后性特點，使得企業研發投資存在一定的“粘性”，即企業不會輕易對其進行大規模削減[27]。

經濟政策不確定性變動會導致市場信息不明朗，那么在不確定性市場環境下，企業創新決策又該如何制定呢？組織動態能力理論認為企業只有具備適應環境變化的動態能力才能在競爭中取得生存空間與競爭優勢[28]。在外部市場環境動蕩的情況下，企業可以通過“先動”來抓住機遇，通過加大技術創新力度獲得自我發展與競爭優勢，進而擴張市場勢力[29]。因此，當經濟政策的不確定性程度越高，企業動態適應性調整使創新導向更為明確，從而更能適應外部變動。除此之外，根據信息經濟學與博弈理論，經濟政策不確定性給市場中每個企業研發創新都帶來了沖擊，而信息不對稱使企業不易察覺到其競爭對手是否繼續研發投資。此時企業研發創新的等待價值就受到競爭對手行為影響：如果其他企業在等待期間進行研發創新，那么自身等待的價值就會減少或為零[20]，因而企業理性策略是繼續研發投資。

根據上述分析，創新活動具有高調整成本性質，使企業不會輕易削減創新投資，同時為適應不確定性環境，及受競爭對手策略性行為影響，企業的理性策略是選擇繼續研發投資。基于以上討論，本文提出研究假設H1：

H1：其他條件保持不變情況下，經濟政策不確定性提高促進了企業的技術創新。

(二)經濟政策不確定性對企業技術創新影響的異質性分析

環境既可被視為資源存儲地，也可被視為企業信息源[30]。經濟政策不確定性變化造成企業外部環境存在異質性，因而企業面臨的外部資源與信息影響程度存在差別，進而政策不確定性變化對企業創新的影響可能存在異質性表現。在我國，所有權性質差別是導致企業異質性的重要原因，也是多數學者考察企業技術創新異質性首要因素[31]。在資源與信息方面，國有企業相對于非國有企業均具有先天性優勢。在資源方面，由于國有企業本身角色特殊性，相比非國有企業其更易獲得外部融資，其財務預算具有軟約束[32-33]；相反，在經濟政策形勢不明朗和不確定時，非國有企業會面臨更高的金融摩擦，表現出更強的融資約束與較少的信貸供給[22]。另外，相較于非國有企業，國有企業與政府、高校及科研院所等聯系更為緊密，其更易獲得創新所需要的人才、關鍵技術和設備等資源；從信息方面，由于國有企業與政府關系更緊密，信息獲取具有天然優勢。因此，國有企業通過及時解讀政策，甚至提前充分掌握政策變動信息，使其可以及時乃至提前做出調整[34]，從而，信息優勢使國有企業可及時對研發創新項目進行調整；而非國有企業存在信息劣勢，導致其創新決策調整相對滯后。因此，上述兩類企業在資源與信息獲取存在差異性，經濟政策不確定性對兩類企業的技術創新影響具有異質性。

企業對創新風險的偏好也不盡相同。高技術行業的技術創新本身具有效率高、競爭強和迭代快等特點，不確定性風險更能給高科技行業內的企業帶來更多機遇[18]，因而高技術企業的風險偏好普遍比非高技術企業更強。在高科技競爭行列中，企業制勝關鍵是搶先于競爭對手開發出新技術和新產品，憑借高質量、高技術在市場中掌握更多話語權[35]。除此之外，高技術行業的產品生命周期更短，即使是已經具備話語權的企業，其技術一旦落后也容易被競爭對手取代[36]。因此，當政策不確定性增加時，相比于非高技術企業，高技術企業更傾向研發創新的風險投資。對于高技術企業與非高技術企業而言，經濟政策不確定性對兩類企業技術創新影響存在異質性。

當企業加大研究力度，其增加研發資源投入而產生向上調整資源成本，當減少或中斷研發，其放棄研究設備或遣散研發團隊而產生向下調整資源成本[37]。由于研發中的較高人力成本與設備投入，其向下調整時對未來再次向上調整成本往往高于企業在向上調整時對未來向下調整的成本[38]。這就意味著，在創新回報的滯后情況下，企業理性決策是選擇盡量向上調整資源成本而非輕易向下調整，即企業研發投資的調整成本特征使其具有成本粘性特征[39]。對于研發持續增長的企業，其研發創新的調整成本相對于研發投入不穩定的企業往往更高，產生的粘性程度也更強。因此，當經濟政策不確定性增加時，相比于研發投資調整成本較低的企業，調整成本較高的企業在創新投入與產出方面表現更好。基于以上分析，本文提出研究假設H2：

H2：(i)與非國有企業相比，經濟政策不確定性對國有企業的技術創新促進作用更明顯；(ii)與非高新技術企業相比，經濟政策不確定性對高技術企業的技術創新促進作用更明顯；(iii)與研發投資調整成本較低的企業相比，經濟政策不確定性對調整成本較高的企業的技術創新促進作用更明顯。

(三)經濟政策不確定性對企業技術創新影響機制分析

從外部融資視角來看，經濟政策不確定性提高使得企業投資失敗率與違約率上升，致使外部投資者索要更高風險補償，從而強化了企業融資約束[40-41]。此外，企業技術創新本身具有風險性，外部投資者據此提出較高風險溢價，因此企業技術創新天然面臨較強的融資約束。顯然，在經濟政策不確定性增加時，企業技術創新的融資約束將進一步強化。從內部融資視角來看，一方面，經濟政策不確定性增加，企業會更審慎地向外界提供商業信用[42]，同時為應對這種不確定風險，企業將提高預防性儲蓄，從而增加內部現金持有[12-13，19-20]；另一方面，政策不確定性風險增加導致企業外部融資成本增加，迫使企業轉向穩定持續的內部融資。已有研究表明企業外部融資會受諸多不確定性因素影響，而內部融資能夠為企業研發創新提供穩定資金投入，事實上已構成我國企業技術創新主要融資來源[43]。因此，經濟政策不確定性增加使企業提高現金持有，提高企業內部融資水平，進而促進了企業技術創新。基于此，本文提出以下研究假設H3a：

H3a：經濟政策不確定性提高了企業內部融資水平，進而促進企業技術創新，即內部融資在經濟政策不確定性與企業技術創新之間存在中介效應。

經濟政策不確定性的增加無疑加劇了企業外部環境變化。根據組織動態能力理論，企業為適應環境變化需要對組織活動進行調整與變革，從而間接影響企業行為。子公司分散于各地區與分行業，身處市場競爭的前沿“陣地”，不僅對市場信息了解更深入，而且能及時跟蹤并準確掌握經濟政策變動對市場行情影響，子公司技術創新決策能最大程度地貼近市場環境變化；相反，如果研發創新決策權力集中于母公司，母公司高層與子公司管理層之間的溝通與決策程序產生時間成本，更關鍵的是，這種情況下高層決策人員通常遠離各個子領域市場，難以及時、準確捕捉市場環境變化，從而可能導致創新決策滯后甚至失誤。此外，在外部信息不確定的情況下，將研發事項決策權下放給子公司的分散決策模式能夠提高研發效率。研究表明，將研發事項決策權下放至子公司，子公司可充分發揮獨特知識與信息優勢，制定最適宜研發計劃，規避繁瑣程序可能帶來成本，從而提高研發效率[44]。同時，決策權力下放對子公司管理層產生激勵效應，進而提高企業整體的技術創新水平與研發效率[21]。因此，經濟政策不確定性引發企業研發決策權力分散配置，從而促進企業技術創新。據此本文提出研究假設H3b：

H3b：經濟政策不確定性促進企業技術創新決策權力下放分散配置，進而促進企業技術創新，即企業創新決策權力分散配置在經濟政策不確定性與企業技術創新之間存在中介效應。

三、模型設定與數據

(一)樣本選取與數據來源

由于2007年新會計準則的實施，為保證財務數據統一性，本文選擇2007-2019年滬深兩市A股上市公司為樣本。參考現有文獻普遍做法，對初始樣本進行如下處理：(1)剔除金融類上市公司樣本；(2)剔除在樣本期內被ST、*ST處理樣本；(3)剔除IPO當年樣本；(4)剔除凈資產為負的財務指標異常公司樣本；(5)剔除關鍵變量缺失的樣本。最終得到22 325個觀測樣本。其中，衡量企業創新研發投入與產出的數據源于中國研究數據服務平臺(CNRDS)，經濟政策不確定性度量采用Baker等所構建的中國經濟政策不確定性指數[45](1)數據來源：https：//www.policyuncertainty.com/index.html。。上市公司財務指標數據來自國泰安(CSMAR)數據庫。衡量宏觀經濟發展水平的地區人均GDP數據來源于《中國城市統計年鑒》。為了避免異常值對回歸結果的影響，本文在計量模型中所有連續變量進行1%和99%縮尾處理。

(二)變量選取與說明

1.被解釋變量

企業技術創新。包含研發投入(lnrd)，研發投入強度(rda)與發明專利申請量(lninnopatent)。根據現有研究，企業技術創新是要素投入與成果產出兩方面體現，企業技術創新水平可從創新投入與產出進行衡量。創新投入方面，研發投入(R&D)在衡量創新投入方面被廣泛使用[46]。參考現有普遍做法，本文使用研發投入的絕對規模(lnrd)與相對規模(rda)作為創新投入代理變量，研發相對規模，即研發投入強度，通常用研發投入占總資產的比重加以測度。相對于絕對規模，該指標能夠更好地反應不同規模企業研發投入情況。創新產出方面，現有研究普遍使用專利數量來衡量創新產出。相對于專利授權量，專利申請量更能體現企業技術創新的動機[47]。我國專利分為發明專利、實用新型與外觀設計三種類型，發明專利通常代表企業高質量創新，而其他兩類的技術要求更低。因此，為捕捉企業高質量創新的真實動機，本文使用發明專利申請數作為創新產出的代理變量。由于專利數據呈右偏態分布以及包含0值，本文對發明專利申請數加1后取自然對數。

2.解釋變量

經濟政策不確定性(epu)。本文經濟政策不確定性以斯坦福大學和芝加哥大學聯合公布的宏觀經濟政策不確定性指數來衡量。該指數是根據美國、歐洲、加拿大、中國和印度等多個國家有代表性媒體報道，并利用文本挖掘技術等方法構造的一種各國宏觀經濟不確定性綜合度量指標[45]。中國經濟政策不確定性指數是以中國香港《南華早報》為基準進行關鍵詞搜索而構建。該指數為月度數據，本文利用一年內月度數據的幾何平均數將該指標處理為年度衡量指標。

3.控制變量

企業技術創新受企業資源與意愿影響。參考張峰等[16]、顧夏銘等的研究[18]，本文采用如下控制變量：公司規模(lnsize)，定義為總資產的自然對數值；上市年數(lnage)，定義為企業上市的時間年限自然對數值；資產收益率(roa)，定義為上市公司當年凈利潤與總資產的比值，用以測度企業盈利能力和資產利用效率；公司負債水平(lev)，定義為企業當年負債與總資產的比值，用以測度企業財務風險水平；第一大股東持股比例(top1)，定義為第一大股東持股數與總股數的比值，大股東態度與決策對某項創新計劃能否實施及其受重視程度有重要影響；董事會規模(lnboard)，定義為公司董事個數自然對數，體現了企業內部控制與治理情況；銷售增長率(growth)，定義為上市公司本期主營業務收入與上期主營業務收入之比減1，體現了企業的成長性；少數股東權益占比(mino)，定義為少數股東權益與所有者權益總計的比值，體現企業股權結構狀態；有形資產比率(tangibility)，定義為有形資產總額占總資產的比重，體現企業資產結構；現金流比率(cashflow)，定義為現金流與總資產的比值，體現了企業資金狀況[16，18]。規模與上市年數與企業的創新能力及創新經驗密切相關，一般而言規模越大的企業其知識儲備與學習能力越高，對創新越有利。上市時間越長的企業具有更為穩定的盈利能力和較好的聲譽機制，從而面臨較弱的融資約束。其余控制變量反映了企業盈利能力、資產結構、財務風險、資金狀況、治理結構等，這些因素與企業創新活動均密切相關。除了企業微觀層面的數據，本文在模型中還控制了城市層面的人均GDP。

4.異質性分組

產權性質(soe)，根據國泰安數據庫提供的企業股權性質設置虛擬變量，其中1為國有企業，0為非國有企業；行業性質(ind)，借鑒胡亞茹和陳丹丹[48]的方法，本文將醫藥、航天、電子及通信設備和計算機等行業定義為高技術行業，設置為虛擬變量1，其余為非高技術行業，設置為0；研發投資調整成本(adjust)，首先定義企業研發增長的虛擬變量，如果某年企業研發投入高于去年，則該虛擬變量定義為1，否則為0。若企業的該虛擬變量在樣本期間平均值高于其所處行業均值，那么該企業的研發投資具有較高的調整成本，設置虛擬變量adjust=1，否則該企業具有較低調整成本，那么adjust=0。本文的變量定義與測度如表1所示。

表1 變量定義與測度

(三)變量描述性統計

主要變量的描述性統計如表2所示，研發投入均值為17.679，研發強度為2.10%，與現有研究基本一致。從總體樣本來看，我國企業整體研發投入并不高，樣本最大值與最小值可以看出研發投入差異非常明顯。在2007-2019年之間，我國的經濟政策不確定的均值為3.099，標準差為2.172，表明我國經濟政策變動程度明顯。在控制變量中，樣本公司的資產規模平均為22.159，資產收益率平均為3.9%，負債水平均為44%，第一大股東持股比例平均為35.1%，少數股東權益平均為6.5%，有形資產比例平均為92.6%，現金流比例平均為-1.4%。從虛擬變量的均值可以看出國有企業占總樣本的42.3%，高技術行業樣本占總樣本的32%，研發投資調整成本較高的企業占總樣本55.4%。

表2 主要變量的描述性統計

(四)模型設定

為研究經濟政策不確定性對企業技術創新的影響，本文構建如下基準回歸模型：

(1)

為研究經濟政策不確定性對企業技術創新可能存在的內部機制，構建如下中介效應模型：

(2)

(3)

(4)

其中，Medi,t為中介變量，包括內部融資水平internali,t與企業母子公司間的權力配置ceni,t;當式(1)系數β1顯著時，如果式(2)系數β2與式(3)系數δ都顯著，說明存在中介效應，此時，當式(3)系數β3不顯著時，則表示存在完全中介效應；當β3顯著時，若系數β2×δ與β3符號相同，則存在部分中介效應，若異號，則存在遮掩效應。

四、實證結果與分析

(一)基準回歸結果與分析

表3是經濟政策不確定性對企業技術創新投入與產出影響的基準回歸結果。從創新投入方面來看，觀察(1)(2)(3)列，在模型中加入時間固定效應、城市固定效應與行業固定效應之后，經濟政策不確定性對創新投入與創新產出的回歸系數均在1%水平上顯著為正，表明經濟政策不確定的提高顯著促進了企業研發投入的增加；第(4)(5)(6)列將個體固定效應代替行業固定效應，核心解釋變量的系數依舊均在1%水平上顯著為正。因此，假設H1得以驗證。

表3 經濟政策不確定性與企業技術創新：基準回歸結果

(二)異質性分析

本文采用樣本分組回歸方法來研究經濟政策不確定性對企業技術創新影響異質性。表4報告了國有企業和非國有企業樣本分組回歸結果。創新的投入方面(第(1)-(4)列)，經濟政策不確定性的增加均顯著促進了兩類企業技術創新投入，且組間差異F值顯著，表明經濟政策不確定性在不同所有權性質表現并不相同。以研發投入作為被解釋變量時，國有企業樣本組epu估計系數大于非國有企業，而以投入強度作為被解釋變量時，前者則低于后者，但是兩者系數差異并不大。在創新的產出方面(第(5)、(6)列)，經濟政策不確定性的增加顯著促進了國有企業的創新產出，但非國有企業樣本組估計系數不顯著。因此，驗證了研究假設H2的第(i)部分。國有企業更多集中于國民戰略性的行業，掌控國民經濟命脈，在經濟政策不確定時國有企業的技術創新具有先導性與穩定性，為整個行業的基礎創新奠定穩定基石，向外界展示國家堅持創新發展的決心。

表4 產權性質異質性回歸結果

表5報告了高技術企業與非高技術企業樣本分組回歸結果。結果顯示，無論以創新投入還是以創新產出作為被解釋變量，組間差異F值均在1%的水平下顯著，并且高技術行業樣本組中epu的估計系數更大，這表明相較于非高技術企業，政策不確定性風險的增加對高技術企業的技術創新促進作用更大，從而驗證了假設H2的第(ii)部分。

表5 行業性質異質性回歸結果

表6報告了高水平研發投資調整成本與低水平研發投資調整成本分組回歸結果。結果顯示無論以創新投入還是以創新產出作為被解釋變量，組間差異F值在均在1%的水平下顯著，且高調整成本的樣本組中epu的估計系數更大，這表明相對于低調整成本企業，政策不確定性風險的增加對高調整成本的企業技術創新促進作用更大，從而驗證了假設H2的第(iii)部分，因此，高調整成本企業對技術創新更具有“依賴”性。

表6 調整成本異質性回歸結果

(三)穩健性檢驗

為保證回歸結果穩健性，本文首先討論了模型可能內生性問題，除此之外，本文通過解釋變量改變、替換被解釋變量、替換樣本、改變回歸方法、加入可能遺漏重要變量、更改聚類標準誤等方式進行穩健性檢驗，結果均表明基準回歸結果具有穩健性。

1.內生性討論

關于回歸模型中可能存在的遺漏變量問題，本文在基準回歸中采用了固定效應模型，同時加入了時間虛擬變量、城市固定效應，一定程度上緩解了遺漏變量對估計結果的影響。但考慮到模型可能存在反向因果問題，本文借鑒已有采用工具變量的做法，分別使用美國與印度的經濟政策不確定性指標作為工具變量，并進行兩階段回歸[16，18，49]。第一階段的回歸中美國與印度的經濟政策不確定指標均與中國經濟政策不確定指標顯著正相關(篇幅所限未加以展示)，表7直接報告了第二階段回歸結果，可以發現epu估計系數均顯著為正，說明基準模型的回歸結果具有穩健性。

表7 工具變量法第二階段回歸結果

2.替換解釋變量

Davis等(2)數據來源：https：//www.policyuncertainty.com/china_monthly.html。通過對《人民日報》和《光明日報》信息進行關鍵詞檢索，構建了一套全新的中國經濟政策不確定性指標。為避免單一指標可能產生測度偏誤，本文使用該指標作為解釋變量重新進行回歸。另外，參考李鳳羽和楊墨竹[8]的做法，本文還通過加權平均的方法重新度量經濟政策不確定性指數，加權方式為給各季度三個月份分別賦予權重1/6，1/3，1/2，然后再轉化為年度指標。表8報告了這兩種穩健性檢驗的回歸結果，可以發現，再加入控制變量、時間固定效應、企業個體固定效應和城市固定效應之后，解釋變量估計系數依然顯著為正，說明基準回歸結果具有穩健性。

表8 穩健性檢驗一

3.替換被解釋變量與回歸方法

本文改變基準模型被解釋變量測度方法，使用研發投入與營業收入的比值(rda_r1=研發投入/營業收入)來衡量企業的研發創新強度，估計結果見表9第(1)列；由于研發數據存在部分缺失值，本文將研發數據缺失值定義為0值后加入到回歸之中，得到新的研發強度(rda_r2)數據，估計結果為表9第(2)列，均顯示估計系數依然穩健可靠。同時，本文使用了子公司專利(lninno_r1)數據代替基準回歸的母子公司及合營聯營公司的專利總量數據進行回歸，回歸結果為9的第(3)列。在子公司專利樣本的回歸中，子公司的發明專利系數顯著為正，表明經濟政策不確定性增加顯著促進企業子公司發明專利數量增長，與之對比，第(4)列為使用母公司發明專利(lninno_r2)進行回歸的結果，解釋變量系數并不顯著。因此，經濟政策不確定性的增高，顯著提高了子公司創新產出，但對母公司創新產出沒有影響。這預示著存在母公司將研發事項決策權下放給子公司的可能性，為探究經濟政策不確定性對企業技術創新的影響機制提供線索。最后，考慮到企業研發投入與專利數據存在大量零值，本文還使用tobit回歸模型替代固定效應模型，回歸結果為表9的(5)(6)(7)列，估計結果仍然證明了基準結果的穩健性。

表9 穩健性檢驗二

4.遺漏變量與增量解釋力

行業因素同樣是影響企業創新的重要因素，本文在基準模型中使用了行業固定效應。進一步地，本文使用行業赫芬達爾指數來度量行業競爭狀況，回歸結果為表10的(1)(2)(3)列，其結果與基準回歸結果保持一致。根據熊彼特假說，行業競爭程度與企業技術創新呈正相關關系，而行業集中程度越高，越不利于企業的技術創新。有學者使用企業的營業收入波動來測度企業所面臨的環境不確定性，并且該不確定性對企業創新也產生了重要的影響[50-51]。因此，為保證宏觀經濟政策不確定性與企業的環境不確定性的作用不重疊，表10的(4)(5)(6)為在基準模型中引入企業經營業績波動(eu_sale)的回歸結果，結果表明經濟政策不確定性與企業的環境不確定性并不重疊，說明經濟政策不確定性對企業的技術創新具有增量解釋效力。

表10 穩健性檢驗三

五、機制檢驗

(一)中介變量設計

據前述機制分析，本文認為經濟政策不確定性對企業技術創新的影響存在兩種作用機制：(1)經濟政策不確定性-內部融資-企業技術創新；(2)經濟政策不確定性-研發決策下放-企業技術創新。機制(1)的邏輯解釋是：經濟政策不確定性提高了企業的內部融資水平，而內部融資又是企業技術創新的主要融資源泉，進而促進了企業的技術創新。機制(2)的邏輯解釋是：企業為適應不確定性環境，需要對組織進行變革以適應環境變化，母公司創新決策權力下放給子公司，子公司信息優勢及子公司管理層激勵效應，提高了企業技術創新水平。借鑒鞠曉生[43]的測度方式，本文使用企業期初現金及現金等價物與總資產的比值來度量企業內部融資(internal)水平，借鑒譚洪濤和陳瑤[21]企業研發創新權力配置的測度方式，本文使用以下公式進行測度企業研發創新的權力配置：

Pinasseti，t=β0+β1Passeti，t+εi，t

(5)

其中，Pinasset為母公司無形資產占集團無形資產的比例，使用母公司報表中無形資產項目除以合并報表對應項目計算得出，使用無形資產來度量一方面克服了母公司研發投入數據的可得性，另一方面能更為廣泛的包含企業的創新信息[43]。Passet表示母公司資產占集團的資產規模的比例，以母公司的總資產與合并報表總資產的比值計算得出。對式(5)進行回歸，回歸結果估計的殘差即為企業集團的研發集權程度(cenr)。當cenr越大時，說明在母公司占集團規模總體比例不變的情況下，母公司無形資產占比越大，其在集團中的研發事項就越集中于母公司，其研發事權的集權程度就越高，反之則越低。

(二)中介機制回歸結果分析

表11報告了內部融資的中介機制檢驗結果。結果顯示，第(2)列的解釋變量epu對中介變量internal的回歸系數β2在1%水平上顯著為正，說明經濟政策不確定的提高促進了企業內部融資水平的提高。第(3)列中的解釋變量epu的估計系數β3與中介變量internal的估計系數δ均顯著為正，因此β3×δ與β3同號，表明內部融資在經濟政策不確定性與企業技術創新之間產生部分中介效應作用，研究假設H3a得以驗證。

表11 內部融資中介機制估計結果

表12報告了研發決策權力配置的中介機制檢驗結果。從結果看出，第(2)列的解釋變量epu對中介變量回歸的估計系數β2在1%的水平上顯著為負，表明在經濟政策不確定提高時，企業更愿意將權力下放到各個子公司去開展業務。第(3)列中的解釋變量epu的估計系數β3在1%水平上顯著為正，中介變量cenr的系數δ顯著為負，此時β2×δ與β3同號，表明研發決策權力配置在經濟政策不確定性與企業技術創新之間存在部分中介效應，研究假設H3b得以驗證。

表12 研發決策權力配置中介機制估計結果

表12的結果驗證了經濟政策不確定性增加情況下，企業預防性儲蓄所增持的內部資金會被投入到創新研發活動中，這部分資金成為企業技術創新重要內源資金。同時，企業是環境中的企業，企業必然不能脫離外部環境而生產發展。組織理論認為組織結構要與戰略相匹配，而外部環境則是結構與戰略的導向，結構與戰略的匹配正是為了更好適應外界環境。表12實證結果很好地回應了該觀點：經濟政策不確定性會影響企業內部結構——通過企業研發決策權力分散配置來提高決策效率和子公司管理層激勵，促進企業技術創新，從而在最大程度上適應外部不確定性變化的環境。

六、研究結論與啟示

本文基于2007-2019年中國A股非金融類上市公司構造的面板數據，研究了經濟政策不確定性對企業技術創新的影響，并揭示了經濟政策不確定性對企業技術創新影響的作用機制。本文研究發現：經濟政策不確定性增加顯著促進了企業技術創新，通過內生性處理與系列穩健性檢驗之后，該結論仍然成立；經濟政策不確定性對企業創新的影響在不同產權性質、行業屬性與研發投資調整成本方面存在異質性。相比于非國有企業，國有企業在資源與信息獲取方面均有獨特優勢，經濟政策不確定性對國有企業的技術創新促進作用更明顯。相比于其他行業，經濟政策不確定性加劇了行業內的競爭，使高技術行業技術創新投入和產出均高于非高技術行業；調整成本使得企業研發投入難以削減，因此經濟政策不確定性增加時，高調整成本使企業創新投入和產出表現均高于低調整成本企業。中介機制研究表明，企業為規避風險而增加現金持有，提高了內部融資水平，從而研發活動獲得相對穩定資金支持；為應對政策不確定變化，公司將事務決策權下放給子公司，提高了技術創新決策效率與創新激勵，從而促進公司技術創新。

基于上述結論，本文獲得以下政策啟示。首先，從企業內部治理角度，經濟政策不確定性對企業創新促進作用，本質上是應對政策不確定性風險的企業內部決策結果——通過提高技術創新在市場中尋求自我發展。因此，在當前相對不確定性經濟政策環境下，應主動適應經濟政策不確定性變化，將政策不確定性視為自身發展的機遇而非阻礙。這種適應性的最主要策略就是企業需要保持適應性的組織結構變革。就企業技術創新策略而言，在政策不確定性增加時，企業應審慎地追加生產性投資規模，提高預防性儲蓄，為技術創新提供穩定持續地內部資金支持；當政策不確定性增加時，集團公司應將部分研發事項決策權下放給子公司，讓“聽見炮聲”的人決策，提高決策準確性和效率，從而在瞬息萬變的機遇中為企業技術創新提供正確方向和爭取先動優勢。其次，政策不確定性能多大程度上促進技術創新還取決于市場有效性：如果市場低效率，那么經濟政策變化不能導致要素有效配置，經濟政策變動可能使得企業技術創新促進的作用有限。因此，我國應堅持優化企業營商環境，構建一個公平、有序的市場競爭環境[52]，對于部分排他性的壟斷或市場集中度較高行業，要適當加以行政干預，確保創新的市場機制得以運行。最后，經濟政策不確定性是一個國內外因素綜合的結果。面對國際經濟不確定性，中國企業應提高自身實力，加大基礎研發力度與科研實力，以提高自身對抗外部不確定性風險能力；與此同時，國內處于經濟轉型期與改革深水區，各項產業發展政策制定需要充分考慮企業性質與行業特征，對于中小型民營企業，政策目標設定應給這些企業調整期限，使其充分適應市場環境變化，最大程度保護企業技術創新能力；對于高技術企業，政府部門應密切跟蹤市場變化，保持政策靈活性與導向前沿性，最大程度激發高技術企業的創新動力。