馬 姚 周 杰

（南京理工大學(xué)紫金學(xué)院，江蘇 南京 210000；中電環(huán)保股份有限公司，江蘇 南京 210000）

一、引言

我國“十四五”規(guī)劃指出，實現(xiàn)碳達(dá)峰、碳中和是我國經(jīng)濟(jì)社會系統(tǒng)性的深刻變革，并將其納入生態(tài)文明建設(shè)的整體布局中。環(huán)保產(chǎn)業(yè)在其中將起到重要作用，也將迎來重要的發(fā)展機(jī)遇。當(dāng)前我國環(huán)保產(chǎn)業(yè)處于初步發(fā)展階段，但保持著強(qiáng)勁的發(fā)展勢頭。截至2020 年，我國節(jié)能環(huán)保產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值達(dá)7.5 萬億元，近六年年均增速超過15%。同時，2019年我國環(huán)保產(chǎn)業(yè)營業(yè)收入達(dá)17800 億元，同比增長11.3%。生態(tài)環(huán)境部發(fā)布的《2020 年中國環(huán)保產(chǎn)業(yè)發(fā)展?fàn)顩r報告》顯示，小微型企業(yè)數(shù)量占比為72.2%，可見環(huán)保企業(yè)依然以小微型企業(yè)為主，企業(yè)的風(fēng)險承擔(dān)能力、自身競爭力水平還需進(jìn)一步提升。

隨著經(jīng)濟(jì)市場化程度的不斷加深，經(jīng)濟(jì)政策在其中的作用愈發(fā)重要。政府制定和出臺的一系列政策在一定程度上能夠有效調(diào)控宏觀經(jīng)濟(jì)，但對單一企業(yè)而言，則會面臨較大的不確定性。經(jīng)濟(jì)政策的頻繁變動會影響環(huán)保企業(yè)的經(jīng)營決策和發(fā)展規(guī)劃，實力相對雄厚的企業(yè)可以通過增加創(chuàng)新投入、獲得創(chuàng)新產(chǎn)出的方式提高自身的競爭力，微型企業(yè)則面臨較大的挑戰(zhàn)。同時，創(chuàng)新活動本身具有項目周期長、投資風(fēng)險大等特點(diǎn)，為獲得更多的資金支持，不得不通過開拓內(nèi)源渠道獲得資金，企業(yè)金融化在其中起到非常重要的作用。一方面，企業(yè)金融化能夠通過提高環(huán)保企業(yè)金融資產(chǎn)持有率，分散經(jīng)濟(jì)政策不確定性帶來的外部風(fēng)險，促進(jìn)企業(yè)在低風(fēng)險環(huán)境下開展創(chuàng)新活動；另一方面，企業(yè)金融化帶來的金融資產(chǎn)收益能夠多元化企業(yè)融資渠道，增加外部不確定性環(huán)境下的創(chuàng)新投入。然而，對于發(fā)展處于初步階段的眾多企業(yè)而言，通過持有金融資產(chǎn)獲得的投機(jī)套利收益可能會遠(yuǎn)高于項目投資帶來的主營業(yè)務(wù)收入，容易導(dǎo)致本末倒置，不利于環(huán)保企業(yè)自身的發(fā)展?？梢?，在企業(yè)金融化的影響下，經(jīng)濟(jì)政策不確定性對環(huán)保企業(yè)的影響程度對企業(yè)未來發(fā)展具有重要影響。

鑒于此，本文以我國上市環(huán)保企業(yè)為研究樣本，采用中介效應(yīng)模型探析企業(yè)金融化在經(jīng)濟(jì)政策不確定性影響創(chuàng)新投入中的作用效果，并納入企業(yè)異質(zhì)性能力作為調(diào)節(jié)變量，以獲取更有效的影響路徑。

二、文獻(xiàn)回顧

當(dāng)前關(guān)于經(jīng)濟(jì)政策不確定性、企業(yè)金融化和企業(yè)創(chuàng)新投入的研究主要基于以下幾方面展開：

第一，環(huán)保企業(yè)經(jīng)營活動層面。當(dāng)前，我國環(huán)保產(chǎn)業(yè)存在投資總量不足、融資來源單一等問題（李樹，2014），資金投入不足、技術(shù)效率下降是造成該局面的主要原因（郭朝先等，2015；趙娟霞等，2021）。從技術(shù)創(chuàng)新的角度出發(fā)，技術(shù)創(chuàng)新、行業(yè)規(guī)模擴(kuò)大能夠優(yōu)化融資環(huán)境（耿成軒和尤繼遠(yuǎn)，2021），但譚映宇等（2021）基于DPSIR模型研究發(fā)現(xiàn)，我國環(huán)保科技創(chuàng)新綜合指數(shù)較低，研發(fā)投入、研發(fā)人員總數(shù)等能夠有效推動環(huán)?？萍紕?chuàng)新能力提升。由此可見，我國環(huán)保企業(yè)當(dāng)前面臨著融資渠道匱乏、急需資金投入開展技術(shù)創(chuàng)新活動的尷尬局面。

第二，經(jīng)濟(jì)政策不確定性和企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新層面。不同的政策工具對環(huán)保產(chǎn)業(yè)發(fā)展具有較大差異性（李晟婷等，2021），經(jīng)濟(jì)金融政策工具雖對其產(chǎn)出激勵具有長效性，但其與環(huán)保產(chǎn)業(yè)的關(guān)聯(lián)度低于科技政策工具（黃清子等，2016）。姜英兵和崔廣慧（2019）研究發(fā)現(xiàn)，環(huán)保產(chǎn)業(yè)政策可以通過壓力效應(yīng)和激勵效應(yīng)加大環(huán)保投資，且主要體現(xiàn)在國有企業(yè)中。從經(jīng)濟(jì)政策角度出發(fā)，一方面，經(jīng)濟(jì)政策不確定性能夠通過選擇效應(yīng)（顧夏銘等，2018）、財務(wù)柔性（鄭瓊娥等，2018）等因素促進(jìn)企業(yè)開展技術(shù)創(chuàng)新活動；另一方面，經(jīng)濟(jì)政策不確定性會通過企業(yè)融資約束等一系列行為（張倩肖和馮雷，2018；Saleem et al.，2018）制約創(chuàng)新活動開展。因此，企業(yè)能力的異質(zhì)性會導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)政策不確定性對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新活動產(chǎn)生不同影響。

第三，經(jīng)濟(jì)政策不確定性、企業(yè)金融化和技術(shù)創(chuàng)新層面。企業(yè)采取金融化行為的動機(jī)主要體現(xiàn)在兩個方面：一方面為了增加金融資產(chǎn)的收益和企業(yè)的資金來源，另一方面是為了獲得“投機(jī)套利”。因此，企業(yè)金融化行為給技術(shù)創(chuàng)新活動帶來的影響需要具體分析。當(dāng)前學(xué)者的研究結(jié)果顯示，企業(yè)金融化行為會給企業(yè)研發(fā)投入帶來更多的負(fù)面影響，如導(dǎo)致企業(yè)融資約束增強(qiáng)（劉素榮等，2021）、儲蓄動機(jī)匱乏、套利動機(jī)增強(qiáng)（余芬等，2021）、增強(qiáng)對企業(yè)創(chuàng)新投入—產(chǎn)出的擠出效應(yīng)（史學(xué)智和陽鎮(zhèn)，2021；黃大禹等，2021）以及影響企業(yè)財務(wù)杠桿等（Jory et al.，2020；Schwarz&Dalmácio，2020）?？梢?，企業(yè)金融化行為更多會抑制企業(yè)的創(chuàng)新活動。然而，戴志敏等（2021）采用門檻效應(yīng)模型分析發(fā)現(xiàn)，適度的企業(yè)金融化水平有利于企業(yè)績效增加，且具有顯著的區(qū)域、行業(yè)和企業(yè)異質(zhì)性特征。同時，潘海英和王春鳳（2020）在加入經(jīng)濟(jì)政策不確定性因素后發(fā)現(xiàn)，經(jīng)濟(jì)政策不確定性減弱時能緩解企業(yè)金融化對創(chuàng)新投入的抑制作用，進(jìn)而提高創(chuàng)新效率。由此可見，企業(yè)金融化對技術(shù)創(chuàng)新的影響還需要具體問題具體分析。

綜上所述：第一，我國環(huán)保產(chǎn)業(yè)在資金來源、技術(shù)創(chuàng)新投入方面具有一定的不確定性，該問題會阻礙我國環(huán)保事業(yè)的發(fā)展；第二，我國環(huán)保產(chǎn)業(yè)仍處于初步發(fā)展階段，且環(huán)保企業(yè)的異質(zhì)性能力有較大差別，以環(huán)保企業(yè)為研究樣本，具有較強(qiáng)的研究意義；第三，企業(yè)金融化會抑制技術(shù)創(chuàng)新活動，但考慮經(jīng)濟(jì)政策不確定性這一變量后，其影響效果會具有較大改變?；诖?，本文以我國上市環(huán)保企業(yè)為研究樣本，采用企業(yè)金融化作為中介變量，研究經(jīng)濟(jì)政策不確定性對其創(chuàng)新投入的影響，以期為環(huán)保企業(yè)增加創(chuàng)新投入、提升競爭力提供參考。

三、理論分析及研究假設(shè)

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

首先，基于謹(jǐn)慎性原則層面。經(jīng)濟(jì)政策不確定性增強(qiáng)表示企業(yè)將會面臨較大的外部風(fēng)險，且是系統(tǒng)性風(fēng)險，該風(fēng)險增強(qiáng)對企業(yè)經(jīng)營決策、投資等均會產(chǎn)生較大影響。環(huán)保企業(yè)創(chuàng)新活動具有投入大、周期長、產(chǎn)出風(fēng)險大等特點(diǎn)，因此，部分企業(yè)為減緩?fù)獠坎淮_定性因素對企業(yè)的影響，往往會選擇增加儲蓄、減少投資，以留存更多現(xiàn)金預(yù)防外部性沖擊，繼而能夠用于研發(fā)投入的資金減少。同時，企業(yè)創(chuàng)新投入活動本身就具備不可逆性，即創(chuàng)新活動一旦投入資金，若不繼續(xù)實施下去，一定會給企業(yè)帶來較大的經(jīng)濟(jì)損失，可見創(chuàng)新活動具有較強(qiáng)的不確定性。當(dāng)企業(yè)外部經(jīng)濟(jì)政策不確定性增強(qiáng)時，其與創(chuàng)新活動的不確定性共同導(dǎo)致企業(yè)風(fēng)險增大，因此部分企業(yè)出于謹(jǐn)慎性原則的考慮，會選擇降低創(chuàng)新投入。

其次，基于激勵效應(yīng)層面。外部經(jīng)濟(jì)政策不確定性加大了企業(yè)面臨的挑戰(zhàn)，且企業(yè)決策者無法準(zhǔn)確預(yù)測不確定性的出現(xiàn)以及其帶來的影響程度。環(huán)保企業(yè)能夠?qū)崿F(xiàn)長久發(fā)展的重要渠道在于創(chuàng)新，以創(chuàng)新產(chǎn)出帶動生產(chǎn)效率提高。因此，為了企業(yè)的可持續(xù)發(fā)展以及增強(qiáng)自身抵御外部風(fēng)險的能力，企業(yè)決策者依然會選擇加大創(chuàng)新投入。一方面，創(chuàng)新投入在經(jīng)過一系列的研發(fā)活動后會給企業(yè)帶來更多收益，增強(qiáng)企業(yè)未來抵御風(fēng)險的能力，減緩?fù)獠坎淮_定性的沖擊；另一方面，加大創(chuàng)新投入能夠增強(qiáng)企業(yè)研發(fā)能力、創(chuàng)新能力，提高企業(yè)在行業(yè)或市場中的地位，增強(qiáng)企業(yè)競爭力。

基于此，結(jié)合顧夏銘等（2018）、孟慶斌和師倩（2017）的研究成果，本文提出研究假設(shè)H1a和H1b。

H1a：經(jīng)濟(jì)政策不確定性會加大環(huán)保企業(yè)創(chuàng)新投入。

H1b：經(jīng)濟(jì)政策不確定性會抑制環(huán)保企業(yè)創(chuàng)新投入。

（二）經(jīng)濟(jì)政策不確定性與企業(yè)金融化

企業(yè)金融化是企業(yè)增加金融資產(chǎn)持有、金融資產(chǎn)收益的表現(xiàn)。經(jīng)濟(jì)政策不確定性是導(dǎo)致宏觀經(jīng)濟(jì)市場波動的主要因素，由此加劇金融市場的震蕩，對金融資產(chǎn)投資帶來一定風(fēng)險。對于企業(yè)而言，一方面，當(dāng)金融資產(chǎn)投資面臨外部經(jīng)濟(jì)政策不確定性帶來的較大風(fēng)險時，出于謹(jǐn)慎性原則的考慮，可能會降低企業(yè)金融資產(chǎn)的持有率，將其轉(zhuǎn)化為現(xiàn)金資產(chǎn)，以預(yù)防外部動蕩帶來的風(fēng)險，導(dǎo)致企業(yè)金融化水平的下降（劉柳和屈小娥，2019）。另一方面，金融資產(chǎn)投資不確定性增強(qiáng)表明企業(yè)通過外部渠道獲得資金的成本增加，企業(yè)轉(zhuǎn)而依靠自身謀求更多收益。環(huán)保企業(yè)項目周期長、資金回籠慢，依靠金融資產(chǎn)投資相比于生產(chǎn)經(jīng)營活動能夠帶來更多收益（郭朝先等，2015）。在風(fēng)險較大的背景下，企業(yè)想要獲得更多收益會增加對流動性資金資產(chǎn)的持有率，加大多元化投資以降低外部風(fēng)險，由此導(dǎo)致企業(yè)金融化水平上升。

基于此，本文提出研究假設(shè)H2a和H2b。

H2a：經(jīng)濟(jì)政策不確定性會促進(jìn)環(huán)保企業(yè)金融化水平上升。

H2b：經(jīng)濟(jì)政策不確定性會抑制環(huán)保企業(yè)金融化水平上升。

（三）經(jīng)濟(jì)政策不確定性、企業(yè)金融化與企業(yè)創(chuàng)新投入

企業(yè)金融化對企業(yè)創(chuàng)新投入的影響可以從蓄水池效應(yīng)和擠出效應(yīng)兩方面進(jìn)行解釋。首先，企業(yè)金融化通過蓄水池效應(yīng)能促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新投入。當(dāng)企業(yè)金融化水平上升時，表明企業(yè)擁有較多的金融資產(chǎn)，且給企業(yè)帶來更多的金融資產(chǎn)收益。由此拓寬企業(yè)資金來源渠道，提高企業(yè)融資效率，能夠為企業(yè)實施研發(fā)活動提供更多的資金支持，促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新投入（王紅建等，2017）。其次，企業(yè)金融化會通過擠出效應(yīng)降低企業(yè)創(chuàng)新投入。當(dāng)企業(yè)持有更多金融資產(chǎn)且給企業(yè)帶來較多金融資產(chǎn)收益時，為了參與金融套利活動以謀求更高的收益，企業(yè)可能會加大金融資產(chǎn)持有率。在資金總量不變的情況下，企業(yè)只能減少創(chuàng)新投入，由此對創(chuàng)新投入產(chǎn)生擠出效應(yīng)（顧雷雷等，2020）。

進(jìn)一步結(jié)合上文分析可以得到，一方面，經(jīng)濟(jì)政策不確定性會通過激勵效應(yīng)促進(jìn)企業(yè)金融化水平上升，繼而在蓄水池效應(yīng)下提高企業(yè)創(chuàng)新投入、在擠出效應(yīng)下降低創(chuàng)新投入。另一方面，經(jīng)濟(jì)政策不確定性在謹(jǐn)慎性原則的作用下抑制企業(yè)金融化，導(dǎo)致企業(yè)資金來源減少，繼而創(chuàng)新投入下降。同時，在經(jīng)濟(jì)政策不確定性增強(qiáng)的背景下，企業(yè)放棄提升金融化水平以謀求外部風(fēng)險對自身沖擊水平下降，由此留存的現(xiàn)金資產(chǎn)會有所增加，可以促進(jìn)企業(yè)進(jìn)行創(chuàng)新投資，以獲得投資項目收益。

鑒于此，關(guān)于本文的理論分析主要得到以下假設(shè)結(jié)論：第一，經(jīng)濟(jì)政策不確定性通過激勵作用促進(jìn)企業(yè)金融化水平上升，繼而通過蓄水池效應(yīng)增加企業(yè)創(chuàng)新投入；第二，經(jīng)濟(jì)政策不確定性通過謹(jǐn)慎原則降低企業(yè)金融化水平，擠出效應(yīng)下迫使企業(yè)增加創(chuàng)新投入以謀求更多收益；第三，經(jīng)濟(jì)政策不確定性通過激勵作用提升企業(yè)金融化水平，繼而會對企業(yè)創(chuàng)新投入產(chǎn)生擠出效應(yīng)，即將降低企業(yè)創(chuàng)新投入；第四，經(jīng)濟(jì)政策不確定性通過謹(jǐn)慎性原則降低企業(yè)金融化，蓄水池作用下導(dǎo)致企業(yè)資金來源減少，迫使企業(yè)減少創(chuàng)新投入。

基于此，本文提出研究假設(shè)H3a和H3b。

H3a：企業(yè)金融化在經(jīng)濟(jì)政策不確定性促進(jìn)環(huán)保企業(yè)創(chuàng)新投入中具備中介效應(yīng)。

H3b：企業(yè)金融化在經(jīng)濟(jì)政策不確定性抑制環(huán)保企業(yè)創(chuàng)新投入中具備中介效應(yīng)。

四、研究設(shè)計與結(jié)果分析

（一）變量選取

1.被解釋變量。企業(yè)創(chuàng)新投入（lnINI），該指標(biāo)用于衡量環(huán)保企業(yè)在創(chuàng)新研發(fā)上的投入水平，當(dāng)前學(xué)者主要采用企業(yè)研發(fā)投入（劉婧等，2019）、研發(fā)支出增加值（馬黎政，2020）等進(jìn)行衡量，考慮到數(shù)據(jù)的可得性和研究的可行性，本文采用對數(shù)化后的企業(yè)研發(fā)投入衡量環(huán)保企業(yè)創(chuàng)新投入水平。

2.解釋變量。經(jīng)濟(jì)政策不確定性（EPU），是指企業(yè)對政府經(jīng)濟(jì)政策未來預(yù)計走向具有分歧，即無法準(zhǔn)確預(yù)測經(jīng)濟(jì)政策走向。針對該指標(biāo)的衡量，本文基于Baker et al.（2016）構(gòu)建的經(jīng)濟(jì)政策不確定性月度指數(shù)，對其進(jìn)行算數(shù)平均后獲得年度數(shù)據(jù)，以此衡量我國環(huán)保企業(yè)面臨的經(jīng)濟(jì)政策不確定性。

3.中介變量。企業(yè)金融化（CFI），當(dāng)前關(guān)于企業(yè)金融化的定義主要從兩個方面解釋，一方面，企業(yè)偏好于資本運(yùn)作的資源配置方式，即將企業(yè)資產(chǎn)運(yùn)用于投資而非生產(chǎn)經(jīng)營活動；另一方面，企業(yè)利潤來源打破傳統(tǒng)的單一化經(jīng)營利潤，資本運(yùn)作和投資等給企業(yè)帶來更多的資本增值?？梢?，前者是基于企業(yè)行為角度，從金融資產(chǎn)持有情況對企業(yè)金融化進(jìn)行的界定，后者是基于行為結(jié)果即金融資產(chǎn)收益進(jìn)行的界定?？紤]到本文以企業(yè)金融化為中介變量，主要考查企業(yè)金融化在經(jīng)濟(jì)政策不確定性影響環(huán)保企業(yè)創(chuàng)新投入的中介效應(yīng)，即關(guān)注企業(yè)金融化行為在其中的動態(tài)作用，同時金融資產(chǎn)持有情況直接影響資本增值水平，因此本文重點(diǎn)研究金融資產(chǎn)持有情況下的企業(yè)金融化水平。因此，借鑒馬黎政（2020）的研究成果，本文以金融資產(chǎn)占總資產(chǎn)的比重衡量環(huán)保企業(yè)金融化水平，其中，金融資產(chǎn)包括交易性金融資產(chǎn)、買入返售金融資產(chǎn)、可供出售金融資產(chǎn)、持有至到期投資凈額、發(fā)放貸款及墊款、衍生金融資產(chǎn)、長期債權(quán)投資凈額、長期股權(quán)投資凈額、房地產(chǎn)投資。

4.控制變量。影響環(huán)保企業(yè)創(chuàng)新投入的因素較多，參考劉柳和屈小娥（2019）、嚴(yán)復(fù)雷和史依銘（2021）等的研究成果，選擇資產(chǎn)回報率（ROA）、凈資產(chǎn)回報率（ROE）、資產(chǎn)負(fù)債率（AL）、托賓Q值（TQ）、杠桿率（LEV）、股權(quán)集中度（EC）、企業(yè)規(guī)模（lnAST）、企業(yè)屬性（OWN）以及企業(yè)成長能力（SA）作為本文的控制變量。

所有變量及釋義如表1所示。

表1 所有變量及釋義統(tǒng)計表

（二）模型設(shè)定

1.基于企業(yè)金融化的中介效應(yīng)模型設(shè)定。與一般回歸模型不同的是，中介效應(yīng)模型將納入解釋變量影響被解釋變量的中介變量，以此考查中介變量在其中是否起到橋梁作用，即是否具備中介效應(yīng)。根據(jù)中介效應(yīng)模型的一般形式，本文構(gòu)建基于企業(yè)金融化的中介效應(yīng)模型，具體如公式（1）至公式（3）所示。

其中，模型（1）用于分析經(jīng)濟(jì)政策不確定性對環(huán)保企業(yè)創(chuàng)新投入的總效應(yīng)，模型（2）主要分析經(jīng)濟(jì)政策不確定性對中介變量企業(yè)金融化的影響，模型（3）用于分析經(jīng)濟(jì)政策不確定性和企業(yè)金融化對環(huán)保企業(yè)創(chuàng)新投入的影響。因此，影響系數(shù)α1是影響總效應(yīng)程度的體現(xiàn)，β1×γ2用于表示間接效應(yīng)，γ1是直接效應(yīng)，中介效應(yīng)程度即為。但是，在實證分析的過程中，通常會出現(xiàn)影響系數(shù)不顯著的情況，即所得結(jié)果的解釋力度較低，因此還需要采取進(jìn)一步的檢驗，以驗證企業(yè)金融化是否為二者的中介變量。

中介效應(yīng)的檢驗步驟為：第一，對總效應(yīng)進(jìn)行檢驗。當(dāng)模型（1）中的α1通過顯著性檢驗時，表明具有中介效應(yīng)，反之具有遮掩效應(yīng)；第二，對間接效應(yīng)進(jìn)行檢驗。當(dāng)β1與γ2都顯著時，即間接效應(yīng)顯著，反之需要進(jìn)行Sobel 檢驗。若通過Sobel 檢驗則說明具有間接效應(yīng)，反之說明間接效應(yīng)不顯著；第三，對直接效應(yīng)進(jìn)行檢驗。在間接效應(yīng)顯著的基礎(chǔ)上檢驗γ1的顯著性，若未通過顯著性檢驗，說明直接效應(yīng)不顯著，即只具備中介效應(yīng)，中介效應(yīng)水平為。當(dāng)γ1通過顯著性檢驗時，繼續(xù)考查β1×γ2與γ1的符號是否相同，若相同，說明存在部分中介效應(yīng)；若相反，說明存在遮掩效應(yīng)，其效應(yīng)程度均為。

2.基于企業(yè)異質(zhì)性能力的調(diào)節(jié)效應(yīng)模型設(shè)定。參考顧夏銘等（2018）的研究成果發(fā)現(xiàn)，不同企業(yè)特征在經(jīng)濟(jì)政策不確定性影響企業(yè)創(chuàng)新投入中存在調(diào)節(jié)作用，即企業(yè)異質(zhì)性能力會對研究結(jié)果產(chǎn)生一定影響。基于此，本文在模型（1）至模型（3）的基礎(chǔ)上進(jìn)一步加入調(diào)節(jié)變量，即企業(yè)規(guī)模、企業(yè)屬性和企業(yè)成長能力，以驗證企業(yè)異質(zhì)性能力下產(chǎn)生的調(diào)節(jié)效應(yīng)，具體如公式（4）至公式（6）所示。

其中，Mv分別表示企業(yè)規(guī)模（lnAST）、企業(yè)屬性（OWN）和企業(yè)成長能力（SA），Zit表示一系列控制變量，即。

（三）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文以我國A股上市環(huán)保企業(yè)為研究樣本，探究在企業(yè)金融化的中介效應(yīng)下，經(jīng)濟(jì)政策不確定性對其創(chuàng)新投入的影響?？紤]到我國自2007年起頒布實施新的會計準(zhǔn)則，因此研究的時間區(qū)間定為2007～2020年，所有數(shù)據(jù)均來源于國泰安數(shù)據(jù)庫，對ST、ST*以及數(shù)據(jù)缺失嚴(yán)重的企業(yè)進(jìn)行剔除，并對樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行上下1%的縮尾處理，最終獲得1155組非平衡面板數(shù)據(jù)。

（四）變量描述性統(tǒng)計

對所有變量進(jìn)行描述性統(tǒng)計分析，統(tǒng)計角度涵蓋各變量的平均值、標(biāo)準(zhǔn)差、最小值、最大值，具體檢驗結(jié)果如表2所示。

表2 描述性統(tǒng)計結(jié)果

由表2可得，企業(yè)創(chuàng)新投入、經(jīng)濟(jì)政策不確定性、企業(yè)金融化的標(biāo)準(zhǔn)差分別為0.893、249.353 和0.114，說明3 項核心變量在時間分布和個體分布中存在一定差異，具備研究意義；企業(yè)規(guī)模、企業(yè)屬性、企業(yè)成長能力的標(biāo)準(zhǔn)差分別為96.961、0.479、1.256，說明環(huán)保企業(yè)在這三方面存在較大差異，因此進(jìn)行企業(yè)異質(zhì)性能力研究具有一定意義。

（五）模型估計及結(jié)果分析

1.基于企業(yè)金融化的中介效應(yīng)模型估計及分析。以本文構(gòu)建的模型（1）至模型（3）為基礎(chǔ)，對企業(yè)金融化在經(jīng)濟(jì)政策不確定性影響企業(yè)創(chuàng)新投入的中介效應(yīng)進(jìn)行實證分析，具體回歸結(jié)果如表3所示。三個模型回歸的總體結(jié)果顯示:第一，所有模型的豪斯曼檢驗結(jié)果均通過1%水平下的顯著性檢驗，即采取固定效應(yīng)模型進(jìn)行回歸較為合理；第二，模型中對個體效應(yīng)和時間效應(yīng)進(jìn)行控制，以消除內(nèi)生性問題；第三，所有模型的擬合優(yōu)度均大于0.6，說明模型結(jié)果具有較強(qiáng)的解釋力度。

表3 模型估計結(jié)果

首先，考查總效應(yīng)水平。模型（1）結(jié)果顯示，EPU回歸系數(shù)為0.028，且通過5%水平下的顯著性檢驗，表明經(jīng)濟(jì)政策不確定性每提高1%，將帶動企業(yè)創(chuàng)新投入增加0.028%，說明經(jīng)濟(jì)政策不確定性能提高環(huán)保企業(yè)創(chuàng)新投入，且總效應(yīng)為0.028，驗證了假設(shè)H1a。在經(jīng)濟(jì)政策不確定的宏觀背景下，環(huán)保企業(yè)發(fā)展過程中將會面臨更多挑戰(zhàn)，為了應(yīng)對日益變化的市場環(huán)境、提高企業(yè)可持續(xù)發(fā)展能力，環(huán)保企業(yè)需克服各種資金壓力加大創(chuàng)新投入，以謀求更多的創(chuàng)新產(chǎn)出。

其次，考查間接效應(yīng)水平。模型（2）和模型（3）的回歸結(jié)果顯示：第一，模型（2）中EPU的回歸系數(shù)β1通過1%的顯著性檢驗，對企業(yè)金融化的影響程度為0.004，說明經(jīng)濟(jì)政策不確定性能夠有效促進(jìn)環(huán)保企業(yè)金融化水平上升，驗證了假設(shè)H2a。此現(xiàn)象可以采用經(jīng)濟(jì)政策不確定性對企業(yè)金融化產(chǎn)生的激勵效應(yīng)進(jìn)行解釋，即環(huán)保企業(yè)自身具備企業(yè)規(guī)模小、項目投資周期長、投資回報慢等特點(diǎn)，為了應(yīng)對外部不確定性帶來的沖擊，環(huán)保企業(yè)會通過加大金融資產(chǎn)投資比重謀求更多收入，因此金融化水平上升。第二，模型（3）中CFI的回歸系數(shù)γ2為?0.592，但未通過顯著性檢驗，表明企業(yè)金融化對環(huán)保企業(yè)創(chuàng)新投入具有負(fù)向不顯著影響。原因可能在于，隨著國家和社會對環(huán)保事業(yè)的關(guān)注，環(huán)保企業(yè)雖然注重企業(yè)利潤的追求，但也會將投資重點(diǎn)逐漸從單純的利潤追求轉(zhuǎn)向環(huán)保產(chǎn)業(yè)發(fā)展，因此企業(yè)金融化水平上升帶來的擠出效應(yīng)被弱化。第三，回歸系數(shù)γ2未通過顯著性檢驗，因此需要進(jìn)行Sobel 檢驗。檢驗結(jié)果顯示，Sobel 統(tǒng)計量為2.108，對應(yīng)的顯著性水平為0.035，即通過5%水平下的顯著性檢驗，說明具備間接效應(yīng)，且間接效應(yīng)總水平為。

再者，考查中介效應(yīng)水平。模型（3）中EPU 的回歸系數(shù)γ1為0.025，且通過10%的顯著性檢驗，說明經(jīng)濟(jì)政策不確定性會對環(huán)保企業(yè)產(chǎn)生0.025 的直接效應(yīng)。綜合上述回歸結(jié)果，間接效應(yīng)為負(fù)（β1×γ2＜0）、直接效應(yīng)為正（γ1＞0），即企業(yè)金融化水平在其中起到遮掩效應(yīng)，且遮掩效應(yīng)總水平為0.085。

最后，對控制變量的分析以模型（3）為例，其中資產(chǎn)回報率和資產(chǎn)規(guī)模對環(huán)保企業(yè)創(chuàng)新投入具有顯著的促進(jìn)作用，凈資產(chǎn)回報率和資產(chǎn)負(fù)債率會顯著抑制環(huán)保企業(yè)創(chuàng)新投入，托賓Q 值具有正向不顯著作用，股權(quán)集中度、企業(yè)屬性和企業(yè)成長能力均具有負(fù)向不顯著影響。

2.基于企業(yè)異質(zhì)性能力的調(diào)節(jié)效應(yīng)模型估計及分析。由上文分析可知，企業(yè)金融化在經(jīng)濟(jì)政策不確定性影響企業(yè)創(chuàng)新投入中具有顯著的遮掩效應(yīng)，為進(jìn)一步探討不同企業(yè)特征在其中起到的調(diào)節(jié)作用，本文基于模型（4）至模型（6）再次進(jìn)行調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗。具體檢驗結(jié)果如表4所示。

表4 基于企業(yè)異質(zhì)性能力的調(diào)節(jié)效應(yīng)估計結(jié)果

通過表4呈現(xiàn)的結(jié)果，主要對各模型中交互項的系數(shù)進(jìn)行分析，獲得各調(diào)節(jié)變量在其中起到的作用：

首先，基于企業(yè)規(guī)模的調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗結(jié)果顯示，δ3、η3和η5未通過顯著性檢驗，φ3顯著為負(fù)，說明企業(yè)規(guī)模僅在“經(jīng)濟(jì)政策不確定性—企業(yè)金融化”過程中具有顯著的負(fù)向調(diào)節(jié)作用，即規(guī)模越大的環(huán)保企業(yè)，經(jīng)濟(jì)政策不確定性對其金融化水平的影響越小，規(guī)模越小的企業(yè)影響則越大。對于規(guī)模較大的環(huán)保企業(yè)而言，其具備較大的資產(chǎn)規(guī)模和較強(qiáng)的資金實力，競爭力和市場占有率也會隨之提升，融資渠道更多元化。當(dāng)外部環(huán)境出現(xiàn)較大不確定時，自身具備較強(qiáng)的抵御風(fēng)險能力使企業(yè)不必對持有的金融資產(chǎn)作出較大調(diào)整。

其次，基于企業(yè)屬性的調(diào)節(jié)效應(yīng)結(jié)果顯示，各交互項系數(shù)均未通過顯著性檢驗，說明企業(yè)屬性對環(huán)保企業(yè)“經(jīng)濟(jì)政策不確定性—企業(yè)金融化—企業(yè)創(chuàng)新投入”各階段路徑均不具備調(diào)節(jié)作用，表明國有企業(yè)和非國有企業(yè)在該過程中不存在顯著差異。隨著我國市場化和信息透明化程度的不斷加深，企業(yè)實力逐漸成為市場競爭的主要評判標(biāo)準(zhǔn)，對于關(guān)乎自然環(huán)境是否實現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展的環(huán)保企業(yè)而言，國有企業(yè)屬性在市場競爭中的作用逐漸被弱化。

再次，基于企業(yè)成長能力的調(diào)節(jié)效應(yīng)結(jié)果顯示，δ3、φ3、η3均顯著為負(fù)，η5則未通過顯著性檢驗，說明企業(yè)成長能力在“經(jīng)濟(jì)政策不確定性—企業(yè)創(chuàng)新投入”“經(jīng)濟(jì)政策不確定性—企業(yè)金融化”過程中均具有顯著的負(fù)向調(diào)節(jié)作用，但對“企業(yè)金融化—企業(yè)創(chuàng)新投入”路徑中不具備調(diào)節(jié)作用。說明對于企業(yè)成長能力較強(qiáng)的環(huán)保企業(yè)，經(jīng)濟(jì)政策不確定性對其創(chuàng)新投入和企業(yè)金融化的影響較小，而對成長能力較弱的環(huán)保企業(yè)存在較大影響。一方面，成長能力強(qiáng)的環(huán)保企業(yè)自身面臨較小的融資約束，擁有多元化的資金來源渠道，自身也具備更強(qiáng)的抵御風(fēng)險能力，因此對金融資產(chǎn)的持有情況不會受外界環(huán)境不確定性影響作出較大改變；另一方面，當(dāng)企業(yè)具備較強(qiáng)的成長能力時，短期內(nèi)企業(yè)可能認(rèn)為自身競爭實力較強(qiáng)，當(dāng)面臨外部不確定性因素時，發(fā)展重點(diǎn)會轉(zhuǎn)向提高市場占有率、社會聲譽(yù)等短期成效顯著的活動中，因此投資周期長、前期回報率低、投資風(fēng)險大的研發(fā)活動容易受到忽視。

（六）穩(wěn)健性檢驗

為驗證本文設(shè)定的中介效應(yīng)模型的穩(wěn)定性和科學(xué)性，在模型（1）至模型（3）的基礎(chǔ)上分別采用更換核心變量的方法進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗。其中，被解釋變量企業(yè)創(chuàng)新投入更換為企業(yè)研發(fā)資金投入強(qiáng)度（企業(yè)研發(fā)資金本期增加數(shù)/總資產(chǎn)），解釋變量更換為經(jīng)濟(jì)政策不確定性指數(shù)的幾何平均數(shù)。分別更換解釋變量和被解釋變量得到的回歸結(jié)果與前文基本一致，可以認(rèn)定模型構(gòu)建的合理性以及回歸結(jié)果的可信性。

五、結(jié)論與建議

本文通過構(gòu)建企業(yè)金融化為中介變量的回歸模型，以我國主板上市環(huán)保企業(yè)2007～2020年的數(shù)據(jù)為樣本，對經(jīng)濟(jì)政策影響環(huán)保企業(yè)創(chuàng)新投入進(jìn)行研究，主要得到以下結(jié)論：首先，經(jīng)濟(jì)政策不確定性對環(huán)保企業(yè)創(chuàng)新投入的總效應(yīng)水平為2.8%，直接效應(yīng)水平為2.5%，即經(jīng)濟(jì)政策不確定性會顯著促進(jìn)環(huán)保企業(yè)加大創(chuàng)新投入；其次，企業(yè)金融化在經(jīng)濟(jì)政策不確定性影響環(huán)保企業(yè)創(chuàng)新投入中具有8.5%的遮掩效應(yīng)，說明企業(yè)金融化在其中起到較大的影響作用；最后，考慮企業(yè)異質(zhì)性因素后進(jìn)行有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)分析，發(fā)現(xiàn)企業(yè)規(guī)模僅在“經(jīng)濟(jì)政策不確定性—企業(yè)金融化”過程中具有顯著的負(fù)向調(diào)節(jié)作用，企業(yè)屬性在各階段路徑中均不具備調(diào)節(jié)作用，企業(yè)成長能力在“經(jīng)濟(jì)政策不確定性—企業(yè)創(chuàng)新投入”和“經(jīng)濟(jì)政策不確定性—企業(yè)金融化”過程中具有顯著的負(fù)向調(diào)節(jié)作用，表明經(jīng)濟(jì)政策不確定性對企業(yè)規(guī)模較大、企業(yè)成長能力較強(qiáng)的環(huán)保企業(yè)的金融化水平和創(chuàng)新投入的影響較小。

為進(jìn)一步促進(jìn)環(huán)保企業(yè)在經(jīng)濟(jì)政策不確定的背景下提高創(chuàng)新投入，進(jìn)而帶動科技創(chuàng)新產(chǎn)出，推動我國環(huán)保產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，根據(jù)本文的實證分析結(jié)果提出如下建議：第一，審時度勢制定經(jīng)濟(jì)政策，最大力度減緩政策的不確定性。雖然經(jīng)濟(jì)政策不確定性能夠通過激勵效應(yīng)促進(jìn)環(huán)保企業(yè)加大創(chuàng)新投入，但創(chuàng)新產(chǎn)出需要企業(yè)進(jìn)一步采取有效的創(chuàng)新活動才能獲得，頻繁更迭經(jīng)濟(jì)政策會加大企業(yè)創(chuàng)新活動的實施力度，即便增加創(chuàng)新投入，帶來的創(chuàng)新產(chǎn)出和創(chuàng)新績效也可能會大打折扣。第二，環(huán)保產(chǎn)業(yè)部門和金融監(jiān)管部門應(yīng)該制定相關(guān)政策，增強(qiáng)激勵效應(yīng)和蓄水池效應(yīng)，為環(huán)保企業(yè)創(chuàng)新活動保駕護(hù)航。上文分析可知，激勵效應(yīng)能夠促進(jìn)環(huán)保企業(yè)在經(jīng)濟(jì)政策不確定性上升時加大創(chuàng)新投入、增加金融資產(chǎn)持有率，蓄水池效應(yīng)可提升企業(yè)金融水平，帶動創(chuàng)新投入增加。政府出臺相關(guān)扶持政策能夠進(jìn)一步夯實激勵效應(yīng)和蓄水池效應(yīng)帶來的正向產(chǎn)出。第三，針對不同規(guī)模、不同實力的環(huán)保企業(yè)，制定差異化的激勵措施。調(diào)節(jié)效應(yīng)模型結(jié)果顯示，企業(yè)規(guī)模、企業(yè)成長能力在經(jīng)濟(jì)政策不確定性和企業(yè)創(chuàng)新投入過程中具有顯著的調(diào)節(jié)作用，在激勵中小企業(yè)提高競爭力、提升抵御風(fēng)險能力的同時，還應(yīng)加大對大規(guī)模環(huán)保企業(yè)創(chuàng)新活動的督促，因此制定差異化的激勵措施能夠更好地實現(xiàn)環(huán)保產(chǎn)業(yè)整體水平提升。第四，對于環(huán)保企業(yè)而言，在實現(xiàn)企業(yè)利潤最大化的同時，更應(yīng)當(dāng)注重主營業(yè)務(wù)的發(fā)展，以提升自身競爭實力，實現(xiàn)企業(yè)的可持續(xù)發(fā)展。