贸易政策不确定性如何影响企业创新：理论与实证

李 晓，陈 璇

（1.河北经贸大学马克思主义学院，石家庄 050061；2.河北师范大学马克思主义学院，石家庄 050024）

0 引言

近年来，我国各级政府采取多种举措鼓励和推动企业开展创新活动。在一系列政策赋能下，我国企业研发投入不断增加，促使专利申请量与授权量显著增加，创新能力逐步提升[1]。然而，在逆全球化思潮兴起的背景下，中美贸易摩擦引发实体清单管制、技术知识领域封锁等一系列事件，使得贸易政策不确定性呈上升趋势[2]。随着贸易政策不确定性提升，供应商断供、供应国限制出口等事件频繁发生，导致企业面临着核心技术、关键原材料断供的风险，严重影响创新活动顺利开展。

现有研究中，与本文相关的文献主要包括以下几类：一是关于贸易政策不确定性的测度。钱学锋和龚联梅（2017）[3]利用中国与区域全面经济伙伴关系协定和跨太平洋伙伴关系协定成员之间贸易协议数量，测度贸易政策不确定性。Handley 和Limão（2017）[4]利用文本研究方法，根据贸易政策变化频率构建“贸易政策不确定性指数”，用以测度贸易政策不确定性。李宏兵等（2022）[5]采用关税测量贸易政策不确定性。二是贸易政策不确定性的影响效应。就宏观层面而言，冯笑和苏二豆（2022）[6]研究发现，贸易政策不确定性上升显著降低城市经济韧性。就微观层面而言，王明益等（2022）[7]得出，贸易政策不确定性下降显著提升了我国制造业企业全要素生产率。三是企业创新的影响因素。姚树洁和蒋艺翅（2023）[8]认为，积极践行ESG发展理念可显著促进企业创新产出。

综上可知，已有文献集中于研究贸易政策不确定性测度及企业创新的影响因素，但将二者相结合的文献较少。当前，贸易政策不确定性上升会使企业面临关键原材料、中间品、核心技术等方面的断供风险，阻碍创新水平提高。由此，厘清贸易政策不确定性对企业创新的影响及作用机制，对于企业制定应对贸易政策不确定性的策略，实现高质量发展尤为关键。基于此，本文以2009—2021 年我国A股上市企业为研究对象，分析贸易政策不确定性对企业创新的影响及具体的影响机制，继而揭示贸易政策不确定性在不同条件下的异质性影响。

1 理论分析与研究假设

随着单边主义兴起和全球贸易保护主义抬头，企业创新过程中面临的贸易政策不确定性逐步上升。一方面，对外直接投资频率降低阻碍企业创新。贸易政策不确定性上升会阻碍企业发展进出口业务，抑制企业开展对外直接投资[9]。随着对外直接投资频次降低，企业获得逆向技术溢出效应的路径减少，阻滞创新活动顺利开展。另一方面，贸易成本增加阻碍企业创新。在贸易政策不确定性上升时，关税与非关税贸易壁垒增加将会提高企业贸易成本[10]。在贸易成本上升环境中，企业与贸易伙伴间的合作基础遭到破坏，阻滞企业嵌入全球价值链和融入世界生产分工体系，导致企业无法通过专业化分工获取先进创新要素与资源，影响创新活动开展[11]。本文综合已有研究成果，梳理贸易政策不确定性影响企业创新的具体作用路径。

1.1 对外直接投资的作用机制

对外直接投资能够助力企业充分利用全球范围内的创新资源、技术与市场，已成为创新要素获取的主要渠道之一[12]。同时，企业高质量的对外直接投资能够通过逆向技术溢出效应，或者直接获取互补性的技术，来提高创新能力。但随着贸易政策不确定性上升，企业信息搜寻成本增加，导致最佳投资机会成本上升，限制企业对外直接投资，阻碍创新能力提升[13]。同时，随着贸易政策不确定性提升，企业无法预判出口国贸易政策，会延迟或暂停对外直接投资，这在某种程度上会错失提升竞争力的契机，削弱创新积极性[14]，制约创新能力提升。因此，贸易政策不确定性会通过抑制对外直接投资而影响企业创新。

1.2 贸易成本的作用机制

随着贸易政策不确定性提升，企业与贸易伙伴信息不对称性增强，增加了企业在信息搜索方面的贸易成本。同时，在贸易政策不确定性上升时，企业面临的关税壁垒与非关税壁垒逐步强化，致使可变贸易成本与固定贸易成本增加[15]。企业贸易成本增加会抑制竞争效应与资源配置效应的发挥，阻碍企业创新能力提升。具体而言，贸易成本增加可能会使企业退出国际市场，难以激活竞争的正向激励效应，无法促使企业为在国际竞争中取胜而加大创新投入，进而抑制创新能力提升。综上可知，在贸易政策不确定性上升环境中，企业信息搜寻成本、可变贸易成本以及固定贸易成本均呈上升趋势，抑制企业创新能力提升。

1.3 财政补贴的作用机制

通常情况下，企业创新活动需要大量资金支持，且实际研发过程中存在较大风险与技术外溢损失[16]。若企业能够获得政府财政补贴，则不仅可以分担研发风险，还可以弥补技术外溢损失，有利于继续创新。但在贸易政策不确定性上升的环境中，政府部门对企业的研发补贴可能会被贸易伙伴国政府认定为补贴行为，使得企业成为被调查对象。随着反补贴调查开展，各级地方政府不得不调整研发补贴甚至取消部分补贴项目。此时，企业获得的财政补贴尤其是研发补贴会减少甚至为零，进而选择不开展或者延迟开展创新活动，最终阻碍创新能力提升。

综合以上分析，提出如下假设：

假设1：贸易政策不确定性上升会抑制企业创新。

假设2：贸易政策不确定性通过抑制对外直接投资、增加贸易成本、减少财政补贴作用于企业，阻碍企业创新。

2 研究设计

2.1 模型构建

2.1.1 基准回归模型

为检验贸易政策不确定性与企业创新二者间的具体关系，构建以下模型：

其中，i、t分别为企业和时间，INNOi，t表示企业创新水平，TPUi，t表示贸易政策不确定性，Controlsi，t表示一系列控制变量，Year、Ind、εi，t分别为年份固定效应、行业固定效应、残差项。基于假设1 可知，若主要考察对象β1小于0，则说明贸易政策不确定性会抑制企业创新；反之，则说明贸易政策不确定性会促进企业创新。

2.1.2 中介效应模型

为研究贸易政策不确定性对企业创新的具体作用机制，构建如下模型：

其中，Mi，t表示中介变量，包括对外直接投资、贸易成本与财政补贴。

2.2 变量设定

2.2.1 被解释变量

本文被解释变量为企业创新（INNO）。鉴于数据可得性，利用专利申请量衡量企业创新。由于发明专利具有较高的含金量，能够较好地体现企业创新能力，反映企业创新质量。因此，利用发明专利申请数量衡量企业创新，采用发明专利申请数加1取自然对数值表征。

2.2.2 解释变量

本文解释变量为贸易政策不确定性（TPU）。利用限制性关税与实际应用关税差值表征贸易政策不确定性。其中，限制性关税利用美国对非正常贸易关系国家征收的第二类关税刻画，实际应用关税利用最惠国关税刻画。具体计算方法如下：

其中，TPU1为利用差额法计算获得的贸易政策不确定性指数，i表示产品，为i类产品第二类关税，表示i类产品对应的最惠国关税。采用差额法测度贸易政策不确定性指数的优势在于并未对贸易政策不确定性造成低估或者高估。

2.2.3 中介变量

本文选取的中介变量主要包括对外直接投资（OFDI）、贸易成本（TAR）、财政补贴（SUB）。

对外直接投资以双重差分估计量DID 表示，若企业i在t时期进行对外直接投资，则DID=1；若企业i在t时期未进行对外直接投资，则DID=0。

参考Gervais和Jensen（2019）[17]的做法测算贸易成本，具体公式如下：

其中，Ris表示i地区s行业层面总体贸易额，Nis为地区i行业s产出种类，λis为生产成本对两地贸易的影响，τijs为产品跨区域交易时以“冰山成本”形式存在的贸易成本，θs为行业s产品替代弹性，Ejs表示地区j行业s总支出。D表示地区间距离，是J×J方阵。Ns、λs、Es均为J×1 矩阵。以式（2）为基础，采用参数变量{dij、Nis、λis、Ris、Ejs、θs} 以及迭代法求解贸易成本tis，利用tis并结合两地间距离dij测算i地区s行业与j地区合作伙伴间的贸易成本τijs，记为TAR。

利用企业营业外收入的政府补助作为财政补贴衡量指标。具体采用企业产品研发经费、专利补贴、税收返还、科研成果奖励以及人才引进、产业扶持等补贴刻画。

2.1 不同恶性肿瘤疾病组血浆Hsp90α表达水平比较 各恶性肿瘤疾病组血浆Hsp90α表达水平均明显高于健康对照组，差异有统计学意义(P<0.05)，见图1。

2.2.4 控制变量

为减少遗漏变量导致的内生性问题，在实证模型中增加一系列控制变量，主要包括：企业收益率（ROA），利用期末企业净利润与总资产的比值衡量；企业规模（SIZE），利用总资产的自然对数表示；企业年龄（AGE），采用当年年份与企业开业年份的差表示；企业负债率（LEV），利用期末总负债与总资产的比值表示；资本密集度（KLR），利用期末固定资产净值与员工人数比值的自然对数表征；企业固定资产率（FIX），利用固定资产与总资产的比值刻画；企业出口行为（EXP），设定为虚拟变量，若企业出口则取值为1，否则取值为0。

2.3 样本选择和数据来源

企业层面数据来源主要为海关贸易数据和上市企业年报。其中，海关贸易数据主要包括企业名称、企业性质、产品种类、出口日期、出口目的国、贸易方式等内容。根据研究需要，将原始月度数据加总到年度层面。上市企业年报中主要包括企业规模、企业年龄、企业固定资产总值等指标数据。本文根据电话号码后七位、邮政编码识别、企业名称对两套数据进行合并。将2009—2021年作为研究周期，获得16652家企业共计59887条数据。

贸易政策不确定性相关数据主要来自世界贸易组织官方网站公布的关税下载数据（TDF）、世界银行的世界一体化贸易解决方案（WITS）数据库。关税数据主要从WITS 数据库中获取美国第二类关税最惠关税税率，并依据HS6分位产品编码对转码数据与关税数据进行匹配，以获取产品层面的贸易政策不确定性指数。

3 实证检验

3.1 基准回归分析

利用上文构建的基准回归模型检验假设1，即贸易政策不确定性对企业创新的影响，结果如表1 所示。列（1）至列（3）为依次加入核心解释变量、控制变量、年份固定效应和行业固定效应的结果。结果显示，无论是否加入控制变量，以及是否控制年份和行业固定效应，贸易政策不确定性的回归系数均为负，且在1%的水平上显著，说明贸易政策不确定性对企业创新具有抑制作用，假设1 得到验证。

表1 基准回归结果

3.2 内生性问题

考虑到贸易政策不确定性与企业创新二者之间可能存在反向因果关系，利用工具变量法进行内生性检验。在具体检验过程中，选取贸易政策不确定性滞后两期与滞后三期作为工具变量，分别记为L2.TPU和L3.TPU，使用2SLS 法进行回归分析，结果如下页表2 列（1）和列（2）所示。在进行回归分析前，验证工具变量选取是否合理。检验结果显示，Klebergen-Paap rk LM、Klebergen-Paap rk Wald F获得的统计值远高于临界值，说明工具变量通过不可识别检验与弱工具变量检验。同时，Hansen 检验P 值大于0，说明工具变量接受“所有工具变量均外生”假设。综合上述结果可知，工具变量具有合理性。表2 结果显示，贸易政策不确定性滞后两期与滞后三期回归系数均通过显著性检验，这与预期相一致。第二阶段中，贸易政策不确定性回归系数为负，且通过显著性检验，说明控制内生性问题后，基准回归结果依然成立。此外，利用GMM和LIML 再次检验基准回归模型，结果见表2 列（3）和列（4）。该结果与2SLS 回归结果基本一致，说明基准回归结果的稳健性较强。

表2 内生性检验结果

3.3 稳健性检验

3.3.1 更换被解释变量

为确保基准回归结果的稳健性，使用企业研发投入重新衡量企业创新，并用研发费用与营业收入的比值刻画，记为RD，回归结果如下页表3 列（1）所示。贸易政策不确定性回归系数为-0.159，且在1%的水平上显著，表明贸易政策不确定性对企业创新具有显著抑制作用。此外，还采用企业专利申请量加1 取对数刻画企业创新，记为PAT，回归结果如表3列（2）所示。可以看出，贸易政策不确定性回归系数为-0.036，且在5%的水平上通过显著性检验，表明前文结论依旧成立。

表3 稳健性检验结果

3.3.2 更换核心解释变量

3.3.3 更换样本

选取具有代表性的高技术企业重新验证贸易政策不确定性对企业创新的影响，回归结果见表3列（4）。此外，考虑到2020 年企业经营活动受到客观环境因素影响较大，剔除2020 年观测值重新进行回归分析，结果如表3 列（5）所示。列（4）和列（5）的回归结果均表明，贸易政策不确定性对企业创新具有抑制作用，再次证明基准回归结果具有较强的稳健性。

3.4 机制分析

上文研究结果表明，贸易政策不确定性对企业创新具有显著抑制作用。控制内生性问题后，上述结果依然成立。在此基础上，探究贸易政策不确定性是否通过抑制对外直接投资、增加贸易成本和减少财政补贴三条路径对企业创新产生影响，具体结果如表4所示。

表4 机制分析结果

3.4.1 对外直接投资的中介效应

表4列（2）中贸易政策不确定性回归系数为-0.388，且在1%的水平上显著，表明贸易政策不确定性显著负向影响企业对外直接投资；列（3）中贸易政策不确定性回归系数为-0.156，仍旧在1%的水平上显著，说明贸易政策不确定性对企业创新具有直接影响。相较于未加入对外直接投资这一中介变量，加入对外直接投资变量后贸易政策不确定性的回归系数绝对值变小，表明贸易政策不确定性可通过对外直接投资影响企业创新。列（3）中，对外直接投资回归系数为0.251，且在1%的水平上显著，说明对外直接投资对企业创新具有显著促进作用。综合上述结果可知，贸易政策不确定性通过抑制对外直接投资阻碍企业创新。为检验该结果是否稳健，使用Sobel 方法开展辅助性检验。结果显示，z 统计量绝对值为13.658，在1%的水平上显著，证明对外直接投资在贸易政策不确定性对企业创新的影响过程中具有中介作用。

3.4.2 贸易成本的中介效应

表4 列（4）中贸易政策不确定性回归系数为0.149，且在1%的水平上显著。此结果说明贸易政策不确定性会增加企业贸易成本。列（5）中贸易政策不确定性回归系数为-0.196，且通过1%水平上的显著性检验，说明贸易政策不确定性对企业创新具有直接影响。与列（1）相比，贸易政策不确定性回归系数绝对值有所下降，说明贸易政策不确定性可通过贸易成本作用于企业创新。列（5）中贸易成本的回归系数为-0.273，且在1%的水平上显著，说明贸易成本越高，企业创新水平越低。综合上述结果可知，贸易政策不确定性会通过增加贸易成本抑制企业创新。对贸易成本中介效应进行Sobel检验，结果显示z统计量绝对值为4.796，且在1%的水平上显著，说明贸易成本是贸易政策不确定性影响企业创新的中介变量。

3.4.3 财政补贴的中介效应

表4列（6）中贸易政策不确定性回归系数为-0.138，在1%的水平上显著，说明贸易政策不确定性对财政补贴具有负向影响。列（7）中贸易政策不确定性的回归系数为-0.159，在1%的水平上显著，说明贸易政策不确定性对企业创新具有直接影响。列（7）中财政补贴回归系数为0.185，在1%的水平上显著，表明财政补贴能够提升企业创新能力。且列（7）中贸易政策不确定性的回归系数绝对值相较于列（1）有所下降，这说明贸易政策不确定性可通过财政补贴作用于企业创新。对财政补贴的中介效应进行Sobel 检验，结果显示z 统计量绝对值为9.857，且在1%的水平上显著，进一步证明财政补贴在贸易政策不确定性对企业创新的影响过程中具有中介作用。以上结果证明假设2成立。

4 异质性检验

4.1 产权性质的异质性分析

根据产权性质将企业分为国有企业与非国有企业。其中，国有企业记为1，非国有企业记为0。根据产权性质分组的回归结果见表5。

表5 基于产权性质的异质性检验结果

表5 列（1）中，贸易政策不确定性回归系数在国有企业和非国有企业中分别是-0.309 和-0.375，且均通过1%水平上的显著性检验。进一步对比回归系数的绝对值发现，贸易政策不确定性对非国有企业创新的冲击作用更大。可能的原因是，相较于国有企业，非国有企业更需要通过扩大进出口产品的规模与提升质量来提高自主创新能力，以期在激烈的国际竞争中获得一席之地。因此，在贸易政策不确定性上升时，非国有企业对外贸易受到的冲击更大，制约企业创新能力提升。同时，国有企业中列（2）至列（7）的中介效应回归结果显示，贸易政策不确定性对对外直接投资的回归系数为-0.152，且通过1%水平上的显著性检验，说明对外直接投资在贸易政策不确定性影响国有企业创新过程中具有中介效应。Sobel检验结果也表明对外直接投资具有中介作用。深入对比发现，贸易政策不确定性对国有企业对外直接投资的冲击作用明显小于非国有企业。究其原因，国有企业具有资源倾斜优势，且风险承担能力较强。在贸易政策不确定性影响下，企业对外投资活动受到的影响相对较小。因此，相较于非国有企业，国有企业对外直接投资受到贸易政策不确定性的影响较小。同时，贸易成本与财政补贴这两条中介路径不论是在国有企业还是在非国有企业中均依然成立。且Sobel检验结果表明，在非国有企业中，贸易成本、财政补贴均在贸易政策不确定性影响企业创新过程中具有中介作用。进一步观察回归系数发现，贸易政策不确定性对非国有企业贸易成本与财政补贴的冲击作用明显大于国有企业。

4.2 企业规模的异质性分析

依据企业规模大小，将高于企业规模平均数的企业划分为大规模企业，记为1，低于企业规模平均数的企业划分为中小规模企业，记为0，并开展实证分析，结果如下页表6所示。

表6 基于企业规模的异质性检验结果

表6 列（1）中，贸易政策不确定性回归系数在大规模企业和中小规模企业中分别为-0.297 和-0.352，且均在1%的水平上通过显著性检验。上述结果说明，相较于大规模企业，中小规模企业受到贸易政策不确定性的负向冲击作用更强。同时，大规模企业中贸易政策不确定性对对外直接投资的回归系数为-0.284，贸易政策不确定性对贸易成本的回归系数为0.157，贸易政策不确定性对财政补贴的回归系数为-0.131，均通过1%水平上的显著性检验。进一步观察发现，对外直接投资、贸易成本、财政补贴的回归系数分别为0.186、-0.176、0.086，且均通过1%水平上的显著性检验。综合上述结果可知，对外直接投资、贸易成本及财政补贴在贸易政策不确定性影响大规模企业创新过程中具有中介作用。中小规模企业中列（2）至列（7）的三步回归和Sobel 检验结果说明，在中小规模企业中，对外直接投资、贸易成本以及财政补贴在贸易政策不确定性影响企业创新过程中均具有中介作用。对外直接投资、贸易成本、财政补贴在贸易政策不确定性对中小规模企业创新的影响中发挥的作用更大。可能的原因是，大规模企业凭借自身雄厚的资金实力以及成熟的管理体系，可在国际市场上获得较大的竞争优势。因此，在贸易政策不确定性提升时，大规模企业对外直接投资、贸易成本以及财政补贴受到的影响较小。

5 结论与建议

本文在理论方面深入探究贸易政策不确定性对企业创新的影响效应和作用机制，并选取2009—2021年我国A股上市公司的相关数据进行实证检验。结果表明：（1）贸易政策不确定性对企业创新具有显著抑制作用。（2）从影响机制来看，贸易政策不确定性主要通过抑制对外直接投资、增加贸易成本以及减少财政补贴三条路径作用于企业创新。（3）企业对外直接投资、贸易成本以及财政补贴的中介效应会因企业产权性质、规模大小不同而存在差异。贸易政策不确定性对企业创新的抑制作用在非国有企业和中小规模企业中更为明显。

根据上述结论，提出如下建议：第一，多措并举实现贸易自由化。我国应致力于与贸易伙伴国签署贸易协定，打破贸易壁垒，逐步向局部地区实现自由贸易方向迈进，降低企业面临的反补贴调查概率，助力财政补贴赋能企业创新。第二，强化对外投资政策引领。政府部门要强化服务保障，建成“走出去”公共服务平台，赋能企业对外直接投资，助力企业创新。此外，企业应在国家一系列政策引导下，创新对外投资方式，进行绿地投资、收购并购、股权置换，以期多渠道获取先进技术，提升自主创新能力。第三，制定差异化创新策略。政府部门应针对不同企业制定相应指引策略，助力企业开展创新活动。政府部门可通过开展中小企业成长行动计划，推进中小企业“抱团出海”，鼓励“专精特新”中小企业走国际化路线，获得先进人才与技术，赋能创新活动。同时，政府部门还需根据非国有企业自身经营状况，培育一批关键行业的非国有领军企业，打造特色产业集群，继而助力非国有企业提升创新能力。