李 曉，陳 璇

（1.河北經(jīng)貿(mào)大學(xué)馬克思主義學(xué)院，石家莊 050061；2.河北師范大學(xué)馬克思主義學(xué)院，石家莊 050024）

0 引言

近年來，我國各級(jí)政府采取多種舉措鼓勵(lì)和推動(dòng)企業(yè)開展創(chuàng)新活動(dòng)。在一系列政策賦能下，我國企業(yè)研發(fā)投入不斷增加，促使專利申請量與授權(quán)量顯著增加，創(chuàng)新能力逐步提升[1]。然而，在逆全球化思潮興起的背景下，中美貿(mào)易摩擦引發(fā)實(shí)體清單管制、技術(shù)知識(shí)領(lǐng)域封鎖等一系列事件，使得貿(mào)易政策不確定性呈上升趨勢[2]。隨著貿(mào)易政策不確定性提升，供應(yīng)商斷供、供應(yīng)國限制出口等事件頻繁發(fā)生，導(dǎo)致企業(yè)面臨著核心技術(shù)、關(guān)鍵原材料斷供的風(fēng)險(xiǎn)，嚴(yán)重影響創(chuàng)新活動(dòng)順利開展。

現(xiàn)有研究中，與本文相關(guān)的文獻(xiàn)主要包括以下幾類：一是關(guān)于貿(mào)易政策不確定性的測度。錢學(xué)鋒和龔聯(lián)梅（2017）[3]利用中國與區(qū)域全面經(jīng)濟(jì)伙伴關(guān)系協(xié)定和跨太平洋伙伴關(guān)系協(xié)定成員之間貿(mào)易協(xié)議數(shù)量，測度貿(mào)易政策不確定性。Handley 和Lim?o（2017）[4]利用文本研究方法，根據(jù)貿(mào)易政策變化頻率構(gòu)建“貿(mào)易政策不確定性指數(shù)”，用以測度貿(mào)易政策不確定性。李宏兵等（2022）[5]采用關(guān)稅測量貿(mào)易政策不確定性。二是貿(mào)易政策不確定性的影響效應(yīng)。就宏觀層面而言，馮笑和蘇二豆（2022）[6]研究發(fā)現(xiàn)，貿(mào)易政策不確定性上升顯著降低城市經(jīng)濟(jì)韌性。就微觀層面而言，王明益等（2022）[7]得出，貿(mào)易政策不確定性下降顯著提升了我國制造業(yè)企業(yè)全要素生產(chǎn)率。三是企業(yè)創(chuàng)新的影響因素。姚樹潔和蔣藝翅（2023）[8]認(rèn)為，積極踐行ESG發(fā)展理念可顯著促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出。

綜上可知，已有文獻(xiàn)集中于研究貿(mào)易政策不確定性測度及企業(yè)創(chuàng)新的影響因素，但將二者相結(jié)合的文獻(xiàn)較少。當(dāng)前，貿(mào)易政策不確定性上升會(huì)使企業(yè)面臨關(guān)鍵原材料、中間品、核心技術(shù)等方面的斷供風(fēng)險(xiǎn)，阻礙創(chuàng)新水平提高。由此，厘清貿(mào)易政策不確定性對企業(yè)創(chuàng)新的影響及作用機(jī)制，對于企業(yè)制定應(yīng)對貿(mào)易政策不確定性的策略，實(shí)現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展尤為關(guān)鍵?；诖?，本文以2009—2021 年我國A股上市企業(yè)為研究對象，分析貿(mào)易政策不確定性對企業(yè)創(chuàng)新的影響及具體的影響機(jī)制，繼而揭示貿(mào)易政策不確定性在不同條件下的異質(zhì)性影響。

1 理論分析與研究假設(shè)

隨著單邊主義興起和全球貿(mào)易保護(hù)主義抬頭，企業(yè)創(chuàng)新過程中面臨的貿(mào)易政策不確定性逐步上升。一方面，對外直接投資頻率降低阻礙企業(yè)創(chuàng)新。貿(mào)易政策不確定性上升會(huì)阻礙企業(yè)發(fā)展進(jìn)出口業(yè)務(wù)，抑制企業(yè)開展對外直接投資[9]。隨著對外直接投資頻次降低，企業(yè)獲得逆向技術(shù)溢出效應(yīng)的路徑減少，阻滯創(chuàng)新活動(dòng)順利開展。另一方面，貿(mào)易成本增加阻礙企業(yè)創(chuàng)新。在貿(mào)易政策不確定性上升時(shí)，關(guān)稅與非關(guān)稅貿(mào)易壁壘增加將會(huì)提高企業(yè)貿(mào)易成本[10]。在貿(mào)易成本上升環(huán)境中，企業(yè)與貿(mào)易伙伴間的合作基礎(chǔ)遭到破壞，阻滯企業(yè)嵌入全球價(jià)值鏈和融入世界生產(chǎn)分工體系，導(dǎo)致企業(yè)無法通過專業(yè)化分工獲取先進(jìn)創(chuàng)新要素與資源，影響創(chuàng)新活動(dòng)開展[11]。本文綜合已有研究成果，梳理貿(mào)易政策不確定性影響企業(yè)創(chuàng)新的具體作用路徑。

1.1 對外直接投資的作用機(jī)制

對外直接投資能夠助力企業(yè)充分利用全球范圍內(nèi)的創(chuàng)新資源、技術(shù)與市場，已成為創(chuàng)新要素獲取的主要渠道之一[12]。同時(shí)，企業(yè)高質(zhì)量的對外直接投資能夠通過逆向技術(shù)溢出效應(yīng)，或者直接獲取互補(bǔ)性的技術(shù)，來提高創(chuàng)新能力。但隨著貿(mào)易政策不確定性上升，企業(yè)信息搜尋成本增加，導(dǎo)致最佳投資機(jī)會(huì)成本上升，限制企業(yè)對外直接投資，阻礙創(chuàng)新能力提升[13]。同時(shí)，隨著貿(mào)易政策不確定性提升，企業(yè)無法預(yù)判出口國貿(mào)易政策，會(huì)延遲或暫停對外直接投資，這在某種程度上會(huì)錯(cuò)失提升競爭力的契機(jī)，削弱創(chuàng)新積極性[14]，制約創(chuàng)新能力提升。因此，貿(mào)易政策不確定性會(huì)通過抑制對外直接投資而影響企業(yè)創(chuàng)新。

1.2 貿(mào)易成本的作用機(jī)制

隨著貿(mào)易政策不確定性提升，企業(yè)與貿(mào)易伙伴信息不對稱性增強(qiáng)，增加了企業(yè)在信息搜索方面的貿(mào)易成本。同時(shí)，在貿(mào)易政策不確定性上升時(shí)，企業(yè)面臨的關(guān)稅壁壘與非關(guān)稅壁壘逐步強(qiáng)化，致使可變貿(mào)易成本與固定貿(mào)易成本增加[15]。企業(yè)貿(mào)易成本增加會(huì)抑制競爭效應(yīng)與資源配置效應(yīng)的發(fā)揮，阻礙企業(yè)創(chuàng)新能力提升。具體而言，貿(mào)易成本增加可能會(huì)使企業(yè)退出國際市場，難以激活競爭的正向激勵(lì)效應(yīng)，無法促使企業(yè)為在國際競爭中取勝而加大創(chuàng)新投入，進(jìn)而抑制創(chuàng)新能力提升。綜上可知，在貿(mào)易政策不確定性上升環(huán)境中，企業(yè)信息搜尋成本、可變貿(mào)易成本以及固定貿(mào)易成本均呈上升趨勢，抑制企業(yè)創(chuàng)新能力提升。

1.3 財(cái)政補(bǔ)貼的作用機(jī)制

通常情況下，企業(yè)創(chuàng)新活動(dòng)需要大量資金支持，且實(shí)際研發(fā)過程中存在較大風(fēng)險(xiǎn)與技術(shù)外溢損失[16]。若企業(yè)能夠獲得政府財(cái)政補(bǔ)貼，則不僅可以分擔(dān)研發(fā)風(fēng)險(xiǎn)，還可以彌補(bǔ)技術(shù)外溢損失，有利于繼續(xù)創(chuàng)新。但在貿(mào)易政策不確定性上升的環(huán)境中，政府部門對企業(yè)的研發(fā)補(bǔ)貼可能會(huì)被貿(mào)易伙伴國政府認(rèn)定為補(bǔ)貼行為，使得企業(yè)成為被調(diào)查對象。隨著反補(bǔ)貼調(diào)查開展，各級(jí)地方政府不得不調(diào)整研發(fā)補(bǔ)貼甚至取消部分補(bǔ)貼項(xiàng)目。此時(shí)，企業(yè)獲得的財(cái)政補(bǔ)貼尤其是研發(fā)補(bǔ)貼會(huì)減少甚至為零，進(jìn)而選擇不開展或者延遲開展創(chuàng)新活動(dòng)，最終阻礙創(chuàng)新能力提升。

綜合以上分析，提出如下假設(shè)：

假設(shè)1：貿(mào)易政策不確定性上升會(huì)抑制企業(yè)創(chuàng)新。

假設(shè)2：貿(mào)易政策不確定性通過抑制對外直接投資、增加貿(mào)易成本、減少財(cái)政補(bǔ)貼作用于企業(yè)，阻礙企業(yè)創(chuàng)新。

2 研究設(shè)計(jì)

2.1 模型構(gòu)建

2.1.1 基準(zhǔn)回歸模型

為檢驗(yàn)貿(mào)易政策不確定性與企業(yè)創(chuàng)新二者間的具體關(guān)系，構(gòu)建以下模型：

其中，i、t分別為企業(yè)和時(shí)間，INNOi，t表示企業(yè)創(chuàng)新水平，TPUi，t表示貿(mào)易政策不確定性，Controlsi，t表示一系列控制變量，Year、Ind、εi，t分別為年份固定效應(yīng)、行業(yè)固定效應(yīng)、殘差項(xiàng)?；诩僭O(shè)1 可知，若主要考察對象β1小于0，則說明貿(mào)易政策不確定性會(huì)抑制企業(yè)創(chuàng)新；反之，則說明貿(mào)易政策不確定性會(huì)促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新。

2.1.2 中介效應(yīng)模型

為研究貿(mào)易政策不確定性對企業(yè)創(chuàng)新的具體作用機(jī)制，構(gòu)建如下模型：

其中，Mi，t表示中介變量，包括對外直接投資、貿(mào)易成本與財(cái)政補(bǔ)貼。

2.2 變量設(shè)定

2.2.1 被解釋變量

本文被解釋變量為企業(yè)創(chuàng)新（INNO）。鑒于數(shù)據(jù)可得性，利用專利申請量衡量企業(yè)創(chuàng)新。由于發(fā)明專利具有較高的含金量，能夠較好地體現(xiàn)企業(yè)創(chuàng)新能力，反映企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量。因此，利用發(fā)明專利申請數(shù)量衡量企業(yè)創(chuàng)新，采用發(fā)明專利申請數(shù)加1取自然對數(shù)值表征。

2.2.2 解釋變量

本文解釋變量為貿(mào)易政策不確定性（TPU）。利用限制性關(guān)稅與實(shí)際應(yīng)用關(guān)稅差值表征貿(mào)易政策不確定性。其中，限制性關(guān)稅利用美國對非正常貿(mào)易關(guān)系國家征收的第二類關(guān)稅刻畫，實(shí)際應(yīng)用關(guān)稅利用最惠國關(guān)稅刻畫。具體計(jì)算方法如下：

其中，TPU1為利用差額法計(jì)算獲得的貿(mào)易政策不確定性指數(shù)，i表示產(chǎn)品，為i類產(chǎn)品第二類關(guān)稅，表示i類產(chǎn)品對應(yīng)的最惠國關(guān)稅。采用差額法測度貿(mào)易政策不確定性指數(shù)的優(yōu)勢在于并未對貿(mào)易政策不確定性造成低估或者高估。

2.2.3 中介變量

本文選取的中介變量主要包括對外直接投資（OFDI）、貿(mào)易成本（TAR）、財(cái)政補(bǔ)貼（SUB）。

對外直接投資以雙重差分估計(jì)量DID 表示，若企業(yè)i在t時(shí)期進(jìn)行對外直接投資，則DID=1；若企業(yè)i在t時(shí)期未進(jìn)行對外直接投資，則DID=0。

參考Gervais和Jensen（2019）[17]的做法測算貿(mào)易成本，具體公式如下：

其中，Ris表示i地區(qū)s行業(yè)層面總體貿(mào)易額，Nis為地區(qū)i行業(yè)s產(chǎn)出種類，λis為生產(chǎn)成本對兩地貿(mào)易的影響，τijs為產(chǎn)品跨區(qū)域交易時(shí)以“冰山成本”形式存在的貿(mào)易成本，θs為行業(yè)s產(chǎn)品替代彈性，Ejs表示地區(qū)j行業(yè)s總支出。D表示地區(qū)間距離，是J×J方陣。Ns、λs、Es均為J×1 矩陣。以式（2）為基礎(chǔ)，采用參數(shù)變量{dij、Nis、λis、Ris、Ejs、θs} 以及迭代法求解貿(mào)易成本tis，利用tis并結(jié)合兩地間距離dij測算i地區(qū)s行業(yè)與j地區(qū)合作伙伴間的貿(mào)易成本τijs，記為TAR。

利用企業(yè)營業(yè)外收入的政府補(bǔ)助作為財(cái)政補(bǔ)貼衡量指標(biāo)。具體采用企業(yè)產(chǎn)品研發(fā)經(jīng)費(fèi)、專利補(bǔ)貼、稅收返還、科研成果獎(jiǎng)勵(lì)以及人才引進(jìn)、產(chǎn)業(yè)扶持等補(bǔ)貼刻畫。

2.1 不同惡性腫瘤疾病組血漿Hsp90α表達(dá)水平比較 各惡性腫瘤疾病組血漿Hsp90α表達(dá)水平均明顯高于健康對照組，差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義(P<0.05)，見圖1。

2.2.4 控制變量

為減少遺漏變量導(dǎo)致的內(nèi)生性問題，在實(shí)證模型中增加一系列控制變量，主要包括：企業(yè)收益率（ROA），利用期末企業(yè)凈利潤與總資產(chǎn)的比值衡量；企業(yè)規(guī)模（SIZE），利用總資產(chǎn)的自然對數(shù)表示；企業(yè)年齡（AGE），采用當(dāng)年年份與企業(yè)開業(yè)年份的差表示；企業(yè)負(fù)債率（LEV），利用期末總負(fù)債與總資產(chǎn)的比值表示；資本密集度（KLR），利用期末固定資產(chǎn)凈值與員工人數(shù)比值的自然對數(shù)表征；企業(yè)固定資產(chǎn)率（FIX），利用固定資產(chǎn)與總資產(chǎn)的比值刻畫；企業(yè)出口行為（EXP），設(shè)定為虛擬變量，若企業(yè)出口則取值為1，否則取值為0。

2.3 樣本選擇和數(shù)據(jù)來源

企業(yè)層面數(shù)據(jù)來源主要為海關(guān)貿(mào)易數(shù)據(jù)和上市企業(yè)年報(bào)。其中，海關(guān)貿(mào)易數(shù)據(jù)主要包括企業(yè)名稱、企業(yè)性質(zhì)、產(chǎn)品種類、出口日期、出口目的國、貿(mào)易方式等內(nèi)容。根據(jù)研究需要，將原始月度數(shù)據(jù)加總到年度層面。上市企業(yè)年報(bào)中主要包括企業(yè)規(guī)模、企業(yè)年齡、企業(yè)固定資產(chǎn)總值等指標(biāo)數(shù)據(jù)。本文根據(jù)電話號(hào)碼后七位、郵政編碼識(shí)別、企業(yè)名稱對兩套數(shù)據(jù)進(jìn)行合并。將2009—2021年作為研究周期，獲得16652家企業(yè)共計(jì)59887條數(shù)據(jù)。

貿(mào)易政策不確定性相關(guān)數(shù)據(jù)主要來自世界貿(mào)易組織官方網(wǎng)站公布的關(guān)稅下載數(shù)據(jù)（TDF）、世界銀行的世界一體化貿(mào)易解決方案（WITS）數(shù)據(jù)庫。關(guān)稅數(shù)據(jù)主要從WITS 數(shù)據(jù)庫中獲取美國第二類關(guān)稅最惠關(guān)稅稅率，并依據(jù)HS6分位產(chǎn)品編碼對轉(zhuǎn)碼數(shù)據(jù)與關(guān)稅數(shù)據(jù)進(jìn)行匹配，以獲取產(chǎn)品層面的貿(mào)易政策不確定性指數(shù)。

3 實(shí)證檢驗(yàn)

3.1 基準(zhǔn)回歸分析

利用上文構(gòu)建的基準(zhǔn)回歸模型檢驗(yàn)假設(shè)1，即貿(mào)易政策不確定性對企業(yè)創(chuàng)新的影響，結(jié)果如表1 所示。列（1）至列（3）為依次加入核心解釋變量、控制變量、年份固定效應(yīng)和行業(yè)固定效應(yīng)的結(jié)果。結(jié)果顯示，無論是否加入控制變量，以及是否控制年份和行業(yè)固定效應(yīng)，貿(mào)易政策不確定性的回歸系數(shù)均為負(fù)，且在1%的水平上顯著，說明貿(mào)易政策不確定性對企業(yè)創(chuàng)新具有抑制作用，假設(shè)1 得到驗(yàn)證。

表1 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

3.2 內(nèi)生性問題

考慮到貿(mào)易政策不確定性與企業(yè)創(chuàng)新二者之間可能存在反向因果關(guān)系，利用工具變量法進(jìn)行內(nèi)生性檢驗(yàn)。在具體檢驗(yàn)過程中，選取貿(mào)易政策不確定性滯后兩期與滯后三期作為工具變量，分別記為L2.TPU和L3.TPU，使用2SLS 法進(jìn)行回歸分析，結(jié)果如下頁表2 列（1）和列（2）所示。在進(jìn)行回歸分析前，驗(yàn)證工具變量選取是否合理。檢驗(yàn)結(jié)果顯示，Klebergen-Paap rk LM、Klebergen-Paap rk Wald F獲得的統(tǒng)計(jì)值遠(yuǎn)高于臨界值，說明工具變量通過不可識(shí)別檢驗(yàn)與弱工具變量檢驗(yàn)。同時(shí)，Hansen 檢驗(yàn)P 值大于0，說明工具變量接受“所有工具變量均外生”假設(shè)。綜合上述結(jié)果可知，工具變量具有合理性。表2 結(jié)果顯示，貿(mào)易政策不確定性滯后兩期與滯后三期回歸系數(shù)均通過顯著性檢驗(yàn)，這與預(yù)期相一致。第二階段中，貿(mào)易政策不確定性回歸系數(shù)為負(fù)，且通過顯著性檢驗(yàn)，說明控制內(nèi)生性問題后，基準(zhǔn)回歸結(jié)果依然成立。此外，利用GMM和LIML 再次檢驗(yàn)基準(zhǔn)回歸模型，結(jié)果見表2 列（3）和列（4）。該結(jié)果與2SLS 回歸結(jié)果基本一致，說明基準(zhǔn)回歸結(jié)果的穩(wěn)健性較強(qiáng)。

表2 內(nèi)生性檢驗(yàn)結(jié)果

3.3 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

3.3.1 更換被解釋變量

為確?；鶞?zhǔn)回歸結(jié)果的穩(wěn)健性，使用企業(yè)研發(fā)投入重新衡量企業(yè)創(chuàng)新，并用研發(fā)費(fèi)用與營業(yè)收入的比值刻畫，記為RD，回歸結(jié)果如下頁表3 列（1）所示。貿(mào)易政策不確定性回歸系數(shù)為-0.159，且在1%的水平上顯著，表明貿(mào)易政策不確定性對企業(yè)創(chuàng)新具有顯著抑制作用。此外，還采用企業(yè)專利申請量加1 取對數(shù)刻畫企業(yè)創(chuàng)新，記為PAT，回歸結(jié)果如表3列（2）所示。可以看出，貿(mào)易政策不確定性回歸系數(shù)為-0.036，且在5%的水平上通過顯著性檢驗(yàn)，表明前文結(jié)論依舊成立。

表3 穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

3.3.2 更換核心解釋變量

3.3.3 更換樣本

選取具有代表性的高技術(shù)企業(yè)重新驗(yàn)證貿(mào)易政策不確定性對企業(yè)創(chuàng)新的影響，回歸結(jié)果見表3列（4）。此外，考慮到2020 年企業(yè)經(jīng)營活動(dòng)受到客觀環(huán)境因素影響較大，剔除2020 年觀測值重新進(jìn)行回歸分析，結(jié)果如表3 列（5）所示。列（4）和列（5）的回歸結(jié)果均表明，貿(mào)易政策不確定性對企業(yè)創(chuàng)新具有抑制作用，再次證明基準(zhǔn)回歸結(jié)果具有較強(qiáng)的穩(wěn)健性。

3.4 機(jī)制分析

上文研究結(jié)果表明，貿(mào)易政策不確定性對企業(yè)創(chuàng)新具有顯著抑制作用?？刂苾?nèi)生性問題后，上述結(jié)果依然成立。在此基礎(chǔ)上，探究貿(mào)易政策不確定性是否通過抑制對外直接投資、增加貿(mào)易成本和減少財(cái)政補(bǔ)貼三條路徑對企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)生影響，具體結(jié)果如表4所示。

表4 機(jī)制分析結(jié)果

3.4.1 對外直接投資的中介效應(yīng)

表4列（2）中貿(mào)易政策不確定性回歸系數(shù)為-0.388，且在1%的水平上顯著，表明貿(mào)易政策不確定性顯著負(fù)向影響企業(yè)對外直接投資；列（3）中貿(mào)易政策不確定性回歸系數(shù)為-0.156，仍舊在1%的水平上顯著，說明貿(mào)易政策不確定性對企業(yè)創(chuàng)新具有直接影響。相較于未加入對外直接投資這一中介變量，加入對外直接投資變量后貿(mào)易政策不確定性的回歸系數(shù)絕對值變小，表明貿(mào)易政策不確定性可通過對外直接投資影響企業(yè)創(chuàng)新。列（3）中，對外直接投資回歸系數(shù)為0.251，且在1%的水平上顯著，說明對外直接投資對企業(yè)創(chuàng)新具有顯著促進(jìn)作用。綜合上述結(jié)果可知，貿(mào)易政策不確定性通過抑制對外直接投資阻礙企業(yè)創(chuàng)新。為檢驗(yàn)該結(jié)果是否穩(wěn)健，使用Sobel 方法開展輔助性檢驗(yàn)。結(jié)果顯示，z 統(tǒng)計(jì)量絕對值為13.658，在1%的水平上顯著，證明對外直接投資在貿(mào)易政策不確定性對企業(yè)創(chuàng)新的影響過程中具有中介作用。

3.4.2 貿(mào)易成本的中介效應(yīng)

表4 列（4）中貿(mào)易政策不確定性回歸系數(shù)為0.149，且在1%的水平上顯著。此結(jié)果說明貿(mào)易政策不確定性會(huì)增加企業(yè)貿(mào)易成本。列（5）中貿(mào)易政策不確定性回歸系數(shù)為-0.196，且通過1%水平上的顯著性檢驗(yàn)，說明貿(mào)易政策不確定性對企業(yè)創(chuàng)新具有直接影響。與列（1）相比，貿(mào)易政策不確定性回歸系數(shù)絕對值有所下降，說明貿(mào)易政策不確定性可通過貿(mào)易成本作用于企業(yè)創(chuàng)新。列（5）中貿(mào)易成本的回歸系數(shù)為-0.273，且在1%的水平上顯著，說明貿(mào)易成本越高，企業(yè)創(chuàng)新水平越低。綜合上述結(jié)果可知，貿(mào)易政策不確定性會(huì)通過增加貿(mào)易成本抑制企業(yè)創(chuàng)新。對貿(mào)易成本中介效應(yīng)進(jìn)行Sobel檢驗(yàn)，結(jié)果顯示z統(tǒng)計(jì)量絕對值為4.796，且在1%的水平上顯著，說明貿(mào)易成本是貿(mào)易政策不確定性影響企業(yè)創(chuàng)新的中介變量。

3.4.3 財(cái)政補(bǔ)貼的中介效應(yīng)

表4列（6）中貿(mào)易政策不確定性回歸系數(shù)為-0.138，在1%的水平上顯著，說明貿(mào)易政策不確定性對財(cái)政補(bǔ)貼具有負(fù)向影響。列（7）中貿(mào)易政策不確定性的回歸系數(shù)為-0.159，在1%的水平上顯著，說明貿(mào)易政策不確定性對企業(yè)創(chuàng)新具有直接影響。列（7）中財(cái)政補(bǔ)貼回歸系數(shù)為0.185，在1%的水平上顯著，表明財(cái)政補(bǔ)貼能夠提升企業(yè)創(chuàng)新能力。且列（7）中貿(mào)易政策不確定性的回歸系數(shù)絕對值相較于列（1）有所下降，這說明貿(mào)易政策不確定性可通過財(cái)政補(bǔ)貼作用于企業(yè)創(chuàng)新。對財(cái)政補(bǔ)貼的中介效應(yīng)進(jìn)行Sobel 檢驗(yàn)，結(jié)果顯示z 統(tǒng)計(jì)量絕對值為9.857，且在1%的水平上顯著，進(jìn)一步證明財(cái)政補(bǔ)貼在貿(mào)易政策不確定性對企業(yè)創(chuàng)新的影響過程中具有中介作用。以上結(jié)果證明假設(shè)2成立。

4 異質(zhì)性檢驗(yàn)

4.1 產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的異質(zhì)性分析

根據(jù)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)將企業(yè)分為國有企業(yè)與非國有企業(yè)。其中，國有企業(yè)記為1，非國有企業(yè)記為0。根據(jù)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)分組的回歸結(jié)果見表5。

表5 基于產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的異質(zhì)性檢驗(yàn)結(jié)果

表5 列（1）中，貿(mào)易政策不確定性回歸系數(shù)在國有企業(yè)和非國有企業(yè)中分別是-0.309 和-0.375，且均通過1%水平上的顯著性檢驗(yàn)。進(jìn)一步對比回歸系數(shù)的絕對值發(fā)現(xiàn)，貿(mào)易政策不確定性對非國有企業(yè)創(chuàng)新的沖擊作用更大。可能的原因是，相較于國有企業(yè)，非國有企業(yè)更需要通過擴(kuò)大進(jìn)出口產(chǎn)品的規(guī)模與提升質(zhì)量來提高自主創(chuàng)新能力，以期在激烈的國際競爭中獲得一席之地。因此，在貿(mào)易政策不確定性上升時(shí)，非國有企業(yè)對外貿(mào)易受到的沖擊更大，制約企業(yè)創(chuàng)新能力提升。同時(shí)，國有企業(yè)中列（2）至列（7）的中介效應(yīng)回歸結(jié)果顯示，貿(mào)易政策不確定性對對外直接投資的回歸系數(shù)為-0.152，且通過1%水平上的顯著性檢驗(yàn)，說明對外直接投資在貿(mào)易政策不確定性影響國有企業(yè)創(chuàng)新過程中具有中介效應(yīng)。Sobel檢驗(yàn)結(jié)果也表明對外直接投資具有中介作用。深入對比發(fā)現(xiàn)，貿(mào)易政策不確定性對國有企業(yè)對外直接投資的沖擊作用明顯小于非國有企業(yè)。究其原因，國有企業(yè)具有資源傾斜優(yōu)勢，且風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)能力較強(qiáng)。在貿(mào)易政策不確定性影響下，企業(yè)對外投資活動(dòng)受到的影響相對較小。因此，相較于非國有企業(yè)，國有企業(yè)對外直接投資受到貿(mào)易政策不確定性的影響較小。同時(shí)，貿(mào)易成本與財(cái)政補(bǔ)貼這兩條中介路徑不論是在國有企業(yè)還是在非國有企業(yè)中均依然成立。且Sobel檢驗(yàn)結(jié)果表明，在非國有企業(yè)中，貿(mào)易成本、財(cái)政補(bǔ)貼均在貿(mào)易政策不確定性影響企業(yè)創(chuàng)新過程中具有中介作用。進(jìn)一步觀察回歸系數(shù)發(fā)現(xiàn)，貿(mào)易政策不確定性對非國有企業(yè)貿(mào)易成本與財(cái)政補(bǔ)貼的沖擊作用明顯大于國有企業(yè)。

4.2 企業(yè)規(guī)模的異質(zhì)性分析

依據(jù)企業(yè)規(guī)模大小，將高于企業(yè)規(guī)模平均數(shù)的企業(yè)劃分為大規(guī)模企業(yè)，記為1，低于企業(yè)規(guī)模平均數(shù)的企業(yè)劃分為中小規(guī)模企業(yè)，記為0，并開展實(shí)證分析，結(jié)果如下頁表6所示。

表6 基于企業(yè)規(guī)模的異質(zhì)性檢驗(yàn)結(jié)果

表6 列（1）中，貿(mào)易政策不確定性回歸系數(shù)在大規(guī)模企業(yè)和中小規(guī)模企業(yè)中分別為-0.297 和-0.352，且均在1%的水平上通過顯著性檢驗(yàn)。上述結(jié)果說明，相較于大規(guī)模企業(yè)，中小規(guī)模企業(yè)受到貿(mào)易政策不確定性的負(fù)向沖擊作用更強(qiáng)。同時(shí)，大規(guī)模企業(yè)中貿(mào)易政策不確定性對對外直接投資的回歸系數(shù)為-0.284，貿(mào)易政策不確定性對貿(mào)易成本的回歸系數(shù)為0.157，貿(mào)易政策不確定性對財(cái)政補(bǔ)貼的回歸系數(shù)為-0.131，均通過1%水平上的顯著性檢驗(yàn)。進(jìn)一步觀察發(fā)現(xiàn)，對外直接投資、貿(mào)易成本、財(cái)政補(bǔ)貼的回歸系數(shù)分別為0.186、-0.176、0.086，且均通過1%水平上的顯著性檢驗(yàn)。綜合上述結(jié)果可知，對外直接投資、貿(mào)易成本及財(cái)政補(bǔ)貼在貿(mào)易政策不確定性影響大規(guī)模企業(yè)創(chuàng)新過程中具有中介作用。中小規(guī)模企業(yè)中列（2）至列（7）的三步回歸和Sobel 檢驗(yàn)結(jié)果說明，在中小規(guī)模企業(yè)中，對外直接投資、貿(mào)易成本以及財(cái)政補(bǔ)貼在貿(mào)易政策不確定性影響企業(yè)創(chuàng)新過程中均具有中介作用。對外直接投資、貿(mào)易成本、財(cái)政補(bǔ)貼在貿(mào)易政策不確定性對中小規(guī)模企業(yè)創(chuàng)新的影響中發(fā)揮的作用更大?？赡艿脑蚴牵笠?guī)模企業(yè)憑借自身雄厚的資金實(shí)力以及成熟的管理體系，可在國際市場上獲得較大的競爭優(yōu)勢。因此，在貿(mào)易政策不確定性提升時(shí)，大規(guī)模企業(yè)對外直接投資、貿(mào)易成本以及財(cái)政補(bǔ)貼受到的影響較小。

5 結(jié)論與建議

本文在理論方面深入探究貿(mào)易政策不確定性對企業(yè)創(chuàng)新的影響效應(yīng)和作用機(jī)制，并選取2009—2021年我國A股上市公司的相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。結(jié)果表明：（1）貿(mào)易政策不確定性對企業(yè)創(chuàng)新具有顯著抑制作用。（2）從影響機(jī)制來看，貿(mào)易政策不確定性主要通過抑制對外直接投資、增加貿(mào)易成本以及減少財(cái)政補(bǔ)貼三條路徑作用于企業(yè)創(chuàng)新。（3）企業(yè)對外直接投資、貿(mào)易成本以及財(cái)政補(bǔ)貼的中介效應(yīng)會(huì)因企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、規(guī)模大小不同而存在差異。貿(mào)易政策不確定性對企業(yè)創(chuàng)新的抑制作用在非國有企業(yè)和中小規(guī)模企業(yè)中更為明顯。

根據(jù)上述結(jié)論，提出如下建議：第一，多措并舉實(shí)現(xiàn)貿(mào)易自由化。我國應(yīng)致力于與貿(mào)易伙伴國簽署貿(mào)易協(xié)定，打破貿(mào)易壁壘，逐步向局部地區(qū)實(shí)現(xiàn)自由貿(mào)易方向邁進(jìn)，降低企業(yè)面臨的反補(bǔ)貼調(diào)查概率，助力財(cái)政補(bǔ)貼賦能企業(yè)創(chuàng)新。第二，強(qiáng)化對外投資政策引領(lǐng)。政府部門要強(qiáng)化服務(wù)保障，建成“走出去”公共服務(wù)平臺(tái)，賦能企業(yè)對外直接投資，助力企業(yè)創(chuàng)新。此外，企業(yè)應(yīng)在國家一系列政策引導(dǎo)下，創(chuàng)新對外投資方式，進(jìn)行綠地投資、收購并購、股權(quán)置換，以期多渠道獲取先進(jìn)技術(shù)，提升自主創(chuàng)新能力。第三，制定差異化創(chuàng)新策略。政府部門應(yīng)針對不同企業(yè)制定相應(yīng)指引策略，助力企業(yè)開展創(chuàng)新活動(dòng)。政府部門可通過開展中小企業(yè)成長行動(dòng)計(jì)劃，推進(jìn)中小企業(yè)“抱團(tuán)出?！保膭?lì)“專精特新”中小企業(yè)走國際化路線，獲得先進(jìn)人才與技術(shù)，賦能創(chuàng)新活動(dòng)。同時(shí)，政府部門還需根據(jù)非國有企業(yè)自身經(jīng)營狀況，培育一批關(guān)鍵行業(yè)的非國有領(lǐng)軍企業(yè)，打造特色產(chǎn)業(yè)集群，繼而助力非國有企業(yè)提升創(chuàng)新能力。