经济政策不确定性对环保企业创新投入的影响——基于企业金融化的中介效应研究

马 姚 周 杰

（南京理工大学紫金学院，江苏 南京 210000；中电环保股份有限公司，江苏 南京 210000）

一、引言

我国“十四五”规划指出，实现碳达峰、碳中和是我国经济社会系统性的深刻变革，并将其纳入生态文明建设的整体布局中。环保产业在其中将起到重要作用，也将迎来重要的发展机遇。当前我国环保产业处于初步发展阶段，但保持着强劲的发展势头。截至2020 年，我国节能环保产业产值达7.5 万亿元，近六年年均增速超过15%。同时，2019年我国环保产业营业收入达17800 亿元，同比增长11.3%。生态环境部发布的《2020 年中国环保产业发展状况报告》显示，小微型企业数量占比为72.2%，可见环保企业依然以小微型企业为主，企业的风险承担能力、自身竞争力水平还需进一步提升。

随着经济市场化程度的不断加深，经济政策在其中的作用愈发重要。政府制定和出台的一系列政策在一定程度上能够有效调控宏观经济，但对单一企业而言，则会面临较大的不确定性。经济政策的频繁变动会影响环保企业的经营决策和发展规划，实力相对雄厚的企业可以通过增加创新投入、获得创新产出的方式提高自身的竞争力，微型企业则面临较大的挑战。同时，创新活动本身具有项目周期长、投资风险大等特点，为获得更多的资金支持，不得不通过开拓内源渠道获得资金，企业金融化在其中起到非常重要的作用。一方面，企业金融化能够通过提高环保企业金融资产持有率，分散经济政策不确定性带来的外部风险，促进企业在低风险环境下开展创新活动；另一方面，企业金融化带来的金融资产收益能够多元化企业融资渠道，增加外部不确定性环境下的创新投入。然而，对于发展处于初步阶段的众多企业而言，通过持有金融资产获得的投机套利收益可能会远高于项目投资带来的主营业务收入，容易导致本末倒置，不利于环保企业自身的发展。可见，在企业金融化的影响下，经济政策不确定性对环保企业的影响程度对企业未来发展具有重要影响。

鉴于此，本文以我国上市环保企业为研究样本，采用中介效应模型探析企业金融化在经济政策不确定性影响创新投入中的作用效果，并纳入企业异质性能力作为调节变量，以获取更有效的影响路径。

二、文献回顾

当前关于经济政策不确定性、企业金融化和企业创新投入的研究主要基于以下几方面展开：

第一，环保企业经营活动层面。当前，我国环保产业存在投资总量不足、融资来源单一等问题（李树，2014），资金投入不足、技术效率下降是造成该局面的主要原因（郭朝先等，2015；赵娟霞等，2021）。从技术创新的角度出发，技术创新、行业规模扩大能够优化融资环境（耿成轩和尤继远，2021），但谭映宇等（2021）基于DPSIR模型研究发现，我国环保科技创新综合指数较低，研发投入、研发人员总数等能够有效推动环保科技创新能力提升。由此可见，我国环保企业当前面临着融资渠道匮乏、急需资金投入开展技术创新活动的尴尬局面。

第二，经济政策不确定性和企业技术创新层面。不同的政策工具对环保产业发展具有较大差异性（李晟婷等，2021），经济金融政策工具虽对其产出激励具有长效性，但其与环保产业的关联度低于科技政策工具（黄清子等，2016）。姜英兵和崔广慧（2019）研究发现，环保产业政策可以通过压力效应和激励效应加大环保投资，且主要体现在国有企业中。从经济政策角度出发，一方面，经济政策不确定性能够通过选择效应（顾夏铭等，2018）、财务柔性（郑琼娥等，2018）等因素促进企业开展技术创新活动；另一方面，经济政策不确定性会通过企业融资约束等一系列行为（张倩肖和冯雷，2018；Saleem et al.，2018）制约创新活动开展。因此，企业能力的异质性会导致经济政策不确定性对企业技术创新活动产生不同影响。

第三，经济政策不确定性、企业金融化和技术创新层面。企业采取金融化行为的动机主要体现在两个方面：一方面为了增加金融资产的收益和企业的资金来源，另一方面是为了获得“投机套利”。因此，企业金融化行为给技术创新活动带来的影响需要具体分析。当前学者的研究结果显示，企业金融化行为会给企业研发投入带来更多的负面影响，如导致企业融资约束增强（刘素荣等，2021）、储蓄动机匮乏、套利动机增强（余芬等，2021）、增强对企业创新投入—产出的挤出效应（史学智和阳镇，2021；黄大禹等，2021）以及影响企业财务杠杆等（Jory et al.，2020；Schwarz&Dalmácio，2020）。可见，企业金融化行为更多会抑制企业的创新活动。然而，戴志敏等（2021）采用门槛效应模型分析发现，适度的企业金融化水平有利于企业绩效增加，且具有显著的区域、行业和企业异质性特征。同时，潘海英和王春凤（2020）在加入经济政策不确定性因素后发现，经济政策不确定性减弱时能缓解企业金融化对创新投入的抑制作用，进而提高创新效率。由此可见，企业金融化对技术创新的影响还需要具体问题具体分析。

综上所述：第一，我国环保产业在资金来源、技术创新投入方面具有一定的不确定性，该问题会阻碍我国环保事业的发展；第二，我国环保产业仍处于初步发展阶段，且环保企业的异质性能力有较大差别，以环保企业为研究样本，具有较强的研究意义；第三，企业金融化会抑制技术创新活动，但考虑经济政策不确定性这一变量后，其影响效果会具有较大改变。基于此，本文以我国上市环保企业为研究样本，采用企业金融化作为中介变量，研究经济政策不确定性对其创新投入的影响，以期为环保企业增加创新投入、提升竞争力提供参考。

三、理论分析及研究假设

（一）经济政策不确定性与企业创新投入

首先，基于谨慎性原则层面。经济政策不确定性增强表示企业将会面临较大的外部风险，且是系统性风险，该风险增强对企业经营决策、投资等均会产生较大影响。环保企业创新活动具有投入大、周期长、产出风险大等特点，因此，部分企业为减缓外部不确定性因素对企业的影响，往往会选择增加储蓄、减少投资，以留存更多现金预防外部性冲击，继而能够用于研发投入的资金减少。同时，企业创新投入活动本身就具备不可逆性，即创新活动一旦投入资金，若不继续实施下去，一定会给企业带来较大的经济损失，可见创新活动具有较强的不确定性。当企业外部经济政策不确定性增强时，其与创新活动的不确定性共同导致企业风险增大，因此部分企业出于谨慎性原则的考虑，会选择降低创新投入。

其次，基于激励效应层面。外部经济政策不确定性加大了企业面临的挑战，且企业决策者无法准确预测不确定性的出现以及其带来的影响程度。环保企业能够实现长久发展的重要渠道在于创新，以创新产出带动生产效率提高。因此，为了企业的可持续发展以及增强自身抵御外部风险的能力，企业决策者依然会选择加大创新投入。一方面，创新投入在经过一系列的研发活动后会给企业带来更多收益，增强企业未来抵御风险的能力，减缓外部不确定性的冲击；另一方面，加大创新投入能够增强企业研发能力、创新能力，提高企业在行业或市场中的地位，增强企业竞争力。

基于此，结合顾夏铭等（2018）、孟庆斌和师倩（2017）的研究成果，本文提出研究假设H1a和H1b。

H1a：经济政策不确定性会加大环保企业创新投入。

H1b：经济政策不确定性会抑制环保企业创新投入。

（二）经济政策不确定性与企业金融化

企业金融化是企业增加金融资产持有、金融资产收益的表现。经济政策不确定性是导致宏观经济市场波动的主要因素，由此加剧金融市场的震荡，对金融资产投资带来一定风险。对于企业而言，一方面，当金融资产投资面临外部经济政策不确定性带来的较大风险时，出于谨慎性原则的考虑，可能会降低企业金融资产的持有率，将其转化为现金资产，以预防外部动荡带来的风险，导致企业金融化水平的下降（刘柳和屈小娥，2019）。另一方面，金融资产投资不确定性增强表明企业通过外部渠道获得资金的成本增加，企业转而依靠自身谋求更多收益。环保企业项目周期长、资金回笼慢，依靠金融资产投资相比于生产经营活动能够带来更多收益（郭朝先等，2015）。在风险较大的背景下，企业想要获得更多收益会增加对流动性资金资产的持有率，加大多元化投资以降低外部风险，由此导致企业金融化水平上升。

基于此，本文提出研究假设H2a和H2b。

H2a：经济政策不确定性会促进环保企业金融化水平上升。

H2b：经济政策不确定性会抑制环保企业金融化水平上升。

（三）经济政策不确定性、企业金融化与企业创新投入

企业金融化对企业创新投入的影响可以从蓄水池效应和挤出效应两方面进行解释。首先，企业金融化通过蓄水池效应能促进企业创新投入。当企业金融化水平上升时，表明企业拥有较多的金融资产，且给企业带来更多的金融资产收益。由此拓宽企业资金来源渠道，提高企业融资效率，能够为企业实施研发活动提供更多的资金支持，促进企业创新投入（王红建等，2017）。其次，企业金融化会通过挤出效应降低企业创新投入。当企业持有更多金融资产且给企业带来较多金融资产收益时，为了参与金融套利活动以谋求更高的收益，企业可能会加大金融资产持有率。在资金总量不变的情况下，企业只能减少创新投入，由此对创新投入产生挤出效应（顾雷雷等，2020）。

进一步结合上文分析可以得到，一方面，经济政策不确定性会通过激励效应促进企业金融化水平上升，继而在蓄水池效应下提高企业创新投入、在挤出效应下降低创新投入。另一方面，经济政策不确定性在谨慎性原则的作用下抑制企业金融化，导致企业资金来源减少，继而创新投入下降。同时，在经济政策不确定性增强的背景下，企业放弃提升金融化水平以谋求外部风险对自身冲击水平下降，由此留存的现金资产会有所增加，可以促进企业进行创新投资，以获得投资项目收益。

鉴于此，关于本文的理论分析主要得到以下假设结论：第一，经济政策不确定性通过激励作用促进企业金融化水平上升，继而通过蓄水池效应增加企业创新投入；第二，经济政策不确定性通过谨慎原则降低企业金融化水平，挤出效应下迫使企业增加创新投入以谋求更多收益；第三，经济政策不确定性通过激励作用提升企业金融化水平，继而会对企业创新投入产生挤出效应，即将降低企业创新投入；第四，经济政策不确定性通过谨慎性原则降低企业金融化，蓄水池作用下导致企业资金来源减少，迫使企业减少创新投入。

基于此，本文提出研究假设H3a和H3b。

H3a：企业金融化在经济政策不确定性促进环保企业创新投入中具备中介效应。

H3b：企业金融化在经济政策不确定性抑制环保企业创新投入中具备中介效应。

四、研究设计与结果分析

（一）变量选取

1.被解释变量。企业创新投入（lnINI），该指标用于衡量环保企业在创新研发上的投入水平，当前学者主要采用企业研发投入（刘婧等，2019）、研发支出增加值（马黎政，2020）等进行衡量，考虑到数据的可得性和研究的可行性，本文采用对数化后的企业研发投入衡量环保企业创新投入水平。

2.解释变量。经济政策不确定性（EPU），是指企业对政府经济政策未来预计走向具有分歧，即无法准确预测经济政策走向。针对该指标的衡量，本文基于Baker et al.（2016）构建的经济政策不确定性月度指数，对其进行算数平均后获得年度数据，以此衡量我国环保企业面临的经济政策不确定性。

3.中介变量。企业金融化（CFI），当前关于企业金融化的定义主要从两个方面解释，一方面，企业偏好于资本运作的资源配置方式，即将企业资产运用于投资而非生产经营活动；另一方面，企业利润来源打破传统的单一化经营利润，资本运作和投资等给企业带来更多的资本增值。可见，前者是基于企业行为角度，从金融资产持有情况对企业金融化进行的界定，后者是基于行为结果即金融资产收益进行的界定。考虑到本文以企业金融化为中介变量，主要考查企业金融化在经济政策不确定性影响环保企业创新投入的中介效应，即关注企业金融化行为在其中的动态作用，同时金融资产持有情况直接影响资本增值水平，因此本文重点研究金融资产持有情况下的企业金融化水平。因此，借鉴马黎政（2020）的研究成果，本文以金融资产占总资产的比重衡量环保企业金融化水平，其中，金融资产包括交易性金融资产、买入返售金融资产、可供出售金融资产、持有至到期投资净额、发放贷款及垫款、衍生金融资产、长期债权投资净额、长期股权投资净额、房地产投资。

4.控制变量。影响环保企业创新投入的因素较多，参考刘柳和屈小娥（2019）、严复雷和史依铭（2021）等的研究成果，选择资产回报率（ROA）、净资产回报率（ROE）、资产负债率（AL）、托宾Q值（TQ）、杠杆率（LEV）、股权集中度（EC）、企业规模（lnAST）、企业属性（OWN）以及企业成长能力（SA）作为本文的控制变量。

所有变量及释义如表1所示。

表1 所有变量及释义统计表

（二）模型设定

1.基于企业金融化的中介效应模型设定。与一般回归模型不同的是，中介效应模型将纳入解释变量影响被解释变量的中介变量，以此考查中介变量在其中是否起到桥梁作用，即是否具备中介效应。根据中介效应模型的一般形式，本文构建基于企业金融化的中介效应模型，具体如公式（1）至公式（3）所示。

其中，模型（1）用于分析经济政策不确定性对环保企业创新投入的总效应，模型（2）主要分析经济政策不确定性对中介变量企业金融化的影响，模型（3）用于分析经济政策不确定性和企业金融化对环保企业创新投入的影响。因此，影响系数α1是影响总效应程度的体现，β1×γ2用于表示间接效应，γ1是直接效应，中介效应程度即为。但是，在实证分析的过程中，通常会出现影响系数不显著的情况，即所得结果的解释力度较低，因此还需要采取进一步的检验，以验证企业金融化是否为二者的中介变量。

中介效应的检验步骤为：第一，对总效应进行检验。当模型（1）中的α1通过显著性检验时，表明具有中介效应，反之具有遮掩效应；第二，对间接效应进行检验。当β1与γ2都显著时，即间接效应显著，反之需要进行Sobel 检验。若通过Sobel 检验则说明具有间接效应，反之说明间接效应不显著；第三，对直接效应进行检验。在间接效应显著的基础上检验γ1的显著性，若未通过显著性检验，说明直接效应不显著，即只具备中介效应，中介效应水平为。当γ1通过显著性检验时，继续考查β1×γ2与γ1的符号是否相同，若相同，说明存在部分中介效应；若相反，说明存在遮掩效应，其效应程度均为。

2.基于企业异质性能力的调节效应模型设定。参考顾夏铭等（2018）的研究成果发现，不同企业特征在经济政策不确定性影响企业创新投入中存在调节作用，即企业异质性能力会对研究结果产生一定影响。基于此，本文在模型（1）至模型（3）的基础上进一步加入调节变量，即企业规模、企业属性和企业成长能力，以验证企业异质性能力下产生的调节效应，具体如公式（4）至公式（6）所示。

其中，Mv分别表示企业规模（lnAST）、企业属性（OWN）和企业成长能力（SA），Zit表示一系列控制变量，即。

（三）样本选择与数据来源

本文以我国A股上市环保企业为研究样本，探究在企业金融化的中介效应下，经济政策不确定性对其创新投入的影响。考虑到我国自2007年起颁布实施新的会计准则，因此研究的时间区间定为2007～2020年，所有数据均来源于国泰安数据库，对ST、ST*以及数据缺失严重的企业进行剔除，并对样本数据进行上下1%的缩尾处理，最终获得1155组非平衡面板数据。

（四）变量描述性统计

对所有变量进行描述性统计分析，统计角度涵盖各变量的平均值、标准差、最小值、最大值，具体检验结果如表2所示。

表2 描述性统计结果

由表2可得，企业创新投入、经济政策不确定性、企业金融化的标准差分别为0.893、249.353 和0.114，说明3 项核心变量在时间分布和个体分布中存在一定差异，具备研究意义；企业规模、企业属性、企业成长能力的标准差分别为96.961、0.479、1.256，说明环保企业在这三方面存在较大差异，因此进行企业异质性能力研究具有一定意义。

（五）模型估计及结果分析

1.基于企业金融化的中介效应模型估计及分析。以本文构建的模型（1）至模型（3）为基础，对企业金融化在经济政策不确定性影响企业创新投入的中介效应进行实证分析，具体回归结果如表3所示。三个模型回归的总体结果显示:第一，所有模型的豪斯曼检验结果均通过1%水平下的显著性检验，即采取固定效应模型进行回归较为合理；第二，模型中对个体效应和时间效应进行控制，以消除内生性问题；第三，所有模型的拟合优度均大于0.6，说明模型结果具有较强的解释力度。

表3 模型估计结果

首先，考查总效应水平。模型（1）结果显示，EPU回归系数为0.028，且通过5%水平下的显著性检验，表明经济政策不确定性每提高1%，将带动企业创新投入增加0.028%，说明经济政策不确定性能提高环保企业创新投入，且总效应为0.028，验证了假设H1a。在经济政策不确定的宏观背景下，环保企业发展过程中将会面临更多挑战，为了应对日益变化的市场环境、提高企业可持续发展能力，环保企业需克服各种资金压力加大创新投入，以谋求更多的创新产出。

其次，考查间接效应水平。模型（2）和模型（3）的回归结果显示：第一，模型（2）中EPU的回归系数β1通过1%的显著性检验，对企业金融化的影响程度为0.004，说明经济政策不确定性能够有效促进环保企业金融化水平上升，验证了假设H2a。此现象可以采用经济政策不确定性对企业金融化产生的激励效应进行解释，即环保企业自身具备企业规模小、项目投资周期长、投资回报慢等特点，为了应对外部不确定性带来的冲击，环保企业会通过加大金融资产投资比重谋求更多收入，因此金融化水平上升。第二，模型（3）中CFI的回归系数γ2为−0.592，但未通过显著性检验，表明企业金融化对环保企业创新投入具有负向不显著影响。原因可能在于，随着国家和社会对环保事业的关注，环保企业虽然注重企业利润的追求，但也会将投资重点逐渐从单纯的利润追求转向环保产业发展，因此企业金融化水平上升带来的挤出效应被弱化。第三，回归系数γ2未通过显著性检验，因此需要进行Sobel 检验。检验结果显示，Sobel 统计量为2.108，对应的显著性水平为0.035，即通过5%水平下的显著性检验，说明具备间接效应，且间接效应总水平为。

再者，考查中介效应水平。模型（3）中EPU 的回归系数γ1为0.025，且通过10%的显著性检验，说明经济政策不确定性会对环保企业产生0.025 的直接效应。综合上述回归结果，间接效应为负（β1×γ2＜0）、直接效应为正（γ1＞0），即企业金融化水平在其中起到遮掩效应，且遮掩效应总水平为0.085。

最后，对控制变量的分析以模型（3）为例，其中资产回报率和资产规模对环保企业创新投入具有显著的促进作用，净资产回报率和资产负债率会显著抑制环保企业创新投入，托宾Q 值具有正向不显著作用，股权集中度、企业属性和企业成长能力均具有负向不显著影响。

2.基于企业异质性能力的调节效应模型估计及分析。由上文分析可知，企业金融化在经济政策不确定性影响企业创新投入中具有显著的遮掩效应，为进一步探讨不同企业特征在其中起到的调节作用，本文基于模型（4）至模型（6）再次进行调节效应检验。具体检验结果如表4所示。

表4 基于企业异质性能力的调节效应估计结果

通过表4呈现的结果，主要对各模型中交互项的系数进行分析，获得各调节变量在其中起到的作用：

首先，基于企业规模的调节效应检验结果显示，δ3、η3和η5未通过显著性检验，φ3显著为负，说明企业规模仅在“经济政策不确定性—企业金融化”过程中具有显著的负向调节作用，即规模越大的环保企业，经济政策不确定性对其金融化水平的影响越小，规模越小的企业影响则越大。对于规模较大的环保企业而言，其具备较大的资产规模和较强的资金实力，竞争力和市场占有率也会随之提升，融资渠道更多元化。当外部环境出现较大不确定时，自身具备较强的抵御风险能力使企业不必对持有的金融资产作出较大调整。

其次，基于企业属性的调节效应结果显示，各交互项系数均未通过显著性检验，说明企业属性对环保企业“经济政策不确定性—企业金融化—企业创新投入”各阶段路径均不具备调节作用，表明国有企业和非国有企业在该过程中不存在显著差异。随着我国市场化和信息透明化程度的不断加深，企业实力逐渐成为市场竞争的主要评判标准，对于关乎自然环境是否实现可持续发展的环保企业而言，国有企业属性在市场竞争中的作用逐渐被弱化。

再次，基于企业成长能力的调节效应结果显示，δ3、φ3、η3均显著为负，η5则未通过显著性检验，说明企业成长能力在“经济政策不确定性—企业创新投入”“经济政策不确定性—企业金融化”过程中均具有显著的负向调节作用，但对“企业金融化—企业创新投入”路径中不具备调节作用。说明对于企业成长能力较强的环保企业，经济政策不确定性对其创新投入和企业金融化的影响较小，而对成长能力较弱的环保企业存在较大影响。一方面，成长能力强的环保企业自身面临较小的融资约束，拥有多元化的资金来源渠道，自身也具备更强的抵御风险能力，因此对金融资产的持有情况不会受外界环境不确定性影响作出较大改变；另一方面，当企业具备较强的成长能力时，短期内企业可能认为自身竞争实力较强，当面临外部不确定性因素时，发展重点会转向提高市场占有率、社会声誉等短期成效显著的活动中，因此投资周期长、前期回报率低、投资风险大的研发活动容易受到忽视。

（六）稳健性检验

为验证本文设定的中介效应模型的稳定性和科学性，在模型（1）至模型（3）的基础上分别采用更换核心变量的方法进行稳健性检验。其中，被解释变量企业创新投入更换为企业研发资金投入强度（企业研发资金本期增加数/总资产），解释变量更换为经济政策不确定性指数的几何平均数。分别更换解释变量和被解释变量得到的回归结果与前文基本一致，可以认定模型构建的合理性以及回归结果的可信性。

五、结论与建议

本文通过构建企业金融化为中介变量的回归模型，以我国主板上市环保企业2007～2020年的数据为样本，对经济政策影响环保企业创新投入进行研究，主要得到以下结论：首先，经济政策不确定性对环保企业创新投入的总效应水平为2.8%，直接效应水平为2.5%，即经济政策不确定性会显著促进环保企业加大创新投入；其次，企业金融化在经济政策不确定性影响环保企业创新投入中具有8.5%的遮掩效应，说明企业金融化在其中起到较大的影响作用；最后，考虑企业异质性因素后进行有调节的中介效应分析，发现企业规模仅在“经济政策不确定性—企业金融化”过程中具有显著的负向调节作用，企业属性在各阶段路径中均不具备调节作用，企业成长能力在“经济政策不确定性—企业创新投入”和“经济政策不确定性—企业金融化”过程中具有显著的负向调节作用，表明经济政策不确定性对企业规模较大、企业成长能力较强的环保企业的金融化水平和创新投入的影响较小。

为进一步促进环保企业在经济政策不确定的背景下提高创新投入，进而带动科技创新产出，推动我国环保产业的发展，根据本文的实证分析结果提出如下建议：第一，审时度势制定经济政策，最大力度减缓政策的不确定性。虽然经济政策不确定性能够通过激励效应促进环保企业加大创新投入，但创新产出需要企业进一步采取有效的创新活动才能获得，频繁更迭经济政策会加大企业创新活动的实施力度，即便增加创新投入，带来的创新产出和创新绩效也可能会大打折扣。第二，环保产业部门和金融监管部门应该制定相关政策，增强激励效应和蓄水池效应，为环保企业创新活动保驾护航。上文分析可知，激励效应能够促进环保企业在经济政策不确定性上升时加大创新投入、增加金融资产持有率，蓄水池效应可提升企业金融水平，带动创新投入增加。政府出台相关扶持政策能够进一步夯实激励效应和蓄水池效应带来的正向产出。第三，针对不同规模、不同实力的环保企业，制定差异化的激励措施。调节效应模型结果显示，企业规模、企业成长能力在经济政策不确定性和企业创新投入过程中具有显著的调节作用，在激励中小企业提高竞争力、提升抵御风险能力的同时，还应加大对大规模环保企业创新活动的督促，因此制定差异化的激励措施能够更好地实现环保产业整体水平提升。第四，对于环保企业而言，在实现企业利润最大化的同时，更应当注重主营业务的发展，以提升自身竞争实力，实现企业的可持续发展。