唐菁菁 范利民 任佩潔

【摘要】運用中國和日本上市公司2012 ～ 2017年的季度數(shù)據(jù)，實證檢驗經(jīng)濟(jì)政策不確定性對中日上市公司投資行為的影響。研究結(jié)果表明，經(jīng)濟(jì)政策不確定性對日本企業(yè)投資行為的抑制作用明顯強(qiáng)于中國企業(yè)。進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)，日本企業(yè)的機(jī)構(gòu)投資者持股比例越高，經(jīng)濟(jì)政策不確定性對企業(yè)投資的抑制作用越強(qiáng)，這一現(xiàn)象在中國企業(yè)中并不顯著;中國企業(yè)的融資能力并不會增強(qiáng)經(jīng)濟(jì)政策不確定性對企業(yè)投資的抑制作用，但是在日本企業(yè)中這一情況正好相反。比較研究旨在為提升中國企業(yè)“走出去”的競爭力提供參考。

【關(guān)鍵詞】經(jīng)濟(jì)政策不確定性;中日上市公司;企業(yè)投資;股權(quán)結(jié)構(gòu)

【中圖分類號】F275 ? ? ?【文獻(xiàn)標(biāo)識碼】A ? ? ?【文章編號】1004-0994（2020）08-0024-9

一、引言

在我國 “一帶一路”倡議穩(wěn)步推進(jìn)的背景下，企業(yè)“走出去”并在“一帶一路”沿線國家進(jìn)行投資已經(jīng)成為我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的“新常態(tài)”。作為20世紀(jì)80年代以來的對外投資大國，日本毫無疑問將在眾多海外市場，特別是在“一帶一路”沿線國家與中國展開競爭。已有文獻(xiàn)分別對中國或日本企業(yè)的投資行為進(jìn)行了研究，但鮮有文獻(xiàn)以微觀企業(yè)視角對這一問題進(jìn)行比較研究，特別是缺少外部宏觀經(jīng)濟(jì)環(huán)境變化對中日企業(yè)投資行為影響的差異性研究。

近年來，在全球經(jīng)濟(jì)增速放緩的宏觀環(huán)境下，中日兩國均出臺了一系列經(jīng)濟(jì)改革政策，這些政策的推出在刺激經(jīng)濟(jì)發(fā)展的同時也增強(qiáng)了企業(yè)面臨的經(jīng)濟(jì)政策不確定性（EPU）。面對經(jīng)濟(jì)政策不確定性，中國企業(yè)和日本企業(yè)的投資行為所受到的影響是否有差異？中日兩國的經(jīng)濟(jì)政策不確定性會如何影響兩國企業(yè)的投資行為，進(jìn)而對兩國企業(yè)海外市場的競爭造成何種沖擊？對上述問題進(jìn)行比較研究，不僅可以讓我國理論界與實務(wù)界對中日兩國企業(yè)的投資特質(zhì)有更深刻的認(rèn)識，也可以為政府部門制定宏觀經(jīng)濟(jì)政策提供參考。

宏觀經(jīng)濟(jì)政策不確定性對微觀企業(yè)經(jīng)營的影響一直是學(xué)術(shù)界的研究熱點，但是如何量化經(jīng)濟(jì)政策不確定性爭議較大。直到Baker等[1] 構(gòu)建出經(jīng)濟(jì)政策不確定性指數(shù)來量化不確定程度后，國內(nèi)外學(xué)者對該問題的研究才取得了較大突破。運用該指數(shù)進(jìn)行的研究表明，在經(jīng)濟(jì)政策不確定性提高時，企業(yè)會顯著減少投資[2-4] 、減少銀行貸款[5] 、增加現(xiàn)金持有[6] 、抑制企業(yè)金融化[7] 、降低高管變更率[8] 等。Baker等[1] 針對中國和日本經(jīng)濟(jì)政策不確定性指數(shù)的計算原則和方法一致，區(qū)別在于數(shù)據(jù)采集對象不同，因此該指數(shù)在中日兩國之間具備可比性。

基于以上分析，本文以經(jīng)濟(jì)政策不確定性指數(shù)為核心解釋變量，以2012 ～ 2017年中日上市公司的季度數(shù)據(jù)為研究樣本，探究經(jīng)濟(jì)政策不確定性對中日企業(yè)投資行為造成的沖擊。研究結(jié)果表明，經(jīng)濟(jì)政策不確定性對中日上市公司的投資行為均產(chǎn)生了顯著的抑制效應(yīng)，但該現(xiàn)象在日本上市公司中更顯著?？紤]到中日企業(yè)在股權(quán)結(jié)構(gòu)及公司治理模式上的差異性，進(jìn)一步分析股權(quán)特征對中日上市公司的經(jīng)濟(jì)政策不確定性與投資行為關(guān)系的調(diào)節(jié)作用，發(fā)現(xiàn)股權(quán)集中度、股權(quán)制衡度及機(jī)構(gòu)持股比例對中日上市公司的調(diào)節(jié)效應(yīng)并不一致。此外，本文檢驗了融資能力對經(jīng)濟(jì)政策不確定性與投資行為關(guān)系的影響，發(fā)現(xiàn)中國企業(yè)的融資能力并不會增強(qiáng)經(jīng)濟(jì)政策不確定性對企業(yè)投資的抑制作用，但是在日本企業(yè)中這一情況正好相反。

本文可能的貢獻(xiàn)體現(xiàn)在以下三個方面：①與李鳳羽和楊墨竹[3] 、饒品貴等[4] 、譚小芬和張文婧[9] 等研究經(jīng)濟(jì)政策不確定性對中國上市公司投資影響的視角不同，本文主要關(guān)注經(jīng)濟(jì)政策不確定性對中日上市公司投資的影響差異。②本文手工收集日本上市公司股權(quán)結(jié)構(gòu)數(shù)據(jù)進(jìn)行實證分析，豐富了國內(nèi)學(xué)者對于日本企業(yè)公司治理特征與投資行為的研究。③日本企業(yè)可能是中國企業(yè)“走出去”面臨的主要競爭對手，本研究成果將為中國政府制定相關(guān)經(jīng)濟(jì)政策提供可靠的經(jīng)驗證據(jù)。

二、理論分析與研究假設(shè)

目前，學(xué)術(shù)界通常運用實物期權(quán)理論研究企業(yè)在不確定性環(huán)境下的投資決策問題。該理論認(rèn)為一個投資機(jī)會可以視為一個看漲期權(quán)，其投資價值等于預(yù)期的未來現(xiàn)金流量的現(xiàn)值與期權(quán)價值之和，當(dāng)這一投資的不可逆性和不確定性增強(qiáng)時，企業(yè)會選擇觀望，等待獲得更多的信息[2-4，10，11] 。崔學(xué)東[12] 、佐藤孝弘[13] 、尹小平和徐興[14] 等對日本企業(yè)經(jīng)營模式的相關(guān)研究表明，集團(tuán)主義文化一直以來是日本公司治理的主要模式，其與股東主權(quán)型治理模式有較大差異，在集團(tuán)主義文化的影響下，日本公司的經(jīng)營策略會相對保守。日本屬于發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體而中國屬于新興經(jīng)濟(jì)體，日本經(jīng)濟(jì)近年來發(fā)展相對緩慢，中國則保持了較高的經(jīng)濟(jì)增長率，因此日本企業(yè)的投資行為會更為謹(jǐn)慎，其對宏觀經(jīng)濟(jì)政策變化的反應(yīng)可能更為敏感。此外，日本企業(yè)相對于中國企業(yè)的經(jīng)營模式更加成熟、投資行為更加穩(wěn)健，當(dāng)外部政策發(fā)生變化時，其投資決策調(diào)整變更的速度可能更快?；谝陨戏治觯疚奶岢黾僭O(shè)1：

假設(shè)1：中日企業(yè)投資會由于經(jīng)濟(jì)政策不確定性的上升而減少，且對日本企業(yè)的影響效應(yīng)更為明顯。

盡管眾多學(xué)者對公司股權(quán)結(jié)構(gòu)與投資行為之間的關(guān)系展開了研究，但并未獲得一致結(jié)論。Shleifer和Vishny[15] 以及La Porta等[16] 的研究表明，為了實現(xiàn)自身利益最大化，第一大股東往往傾向于暗箱操作或者盲目投資，因此股權(quán)集中度越高，公司的投資比例越高。但是Alfredo等[17] 則提出了不同觀點，他們認(rèn)為分散的股權(quán)結(jié)構(gòu)將導(dǎo)致股東“搭便車”的現(xiàn)象出現(xiàn)，從而導(dǎo)致經(jīng)營者投資不理性，進(jìn)而影響投資效率。Gedajlovic等[18] 以日本制造業(yè)上市公司為樣本研究發(fā)現(xiàn)，不同的股東類型對企業(yè)投資支出產(chǎn)生不同的影響，即金融機(jī)構(gòu)持股比例與企業(yè)投資支出之間存在正相關(guān)關(guān)系，內(nèi)部投資者和外國投資者的持股比例與企業(yè)投資支出之間存在顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系，投資基金和養(yǎng)老基金與企業(yè)投資支出則沒有相關(guān)性。而以中國企業(yè)為樣本的研究表明，企業(yè)的股東所有權(quán)結(jié)構(gòu)與公司投資存在著顯著的相關(guān)關(guān)系，但是具體考慮到國有股權(quán)比例、第一大股東持股比例、股東控制權(quán)與現(xiàn)金流權(quán)比例以及機(jī)構(gòu)投資者比例等不同股權(quán)結(jié)構(gòu)，結(jié)果會有較大差異[19，20] 。結(jié)合以上論述，本文提出假設(shè)2：

假設(shè)2：中日企業(yè)投資對經(jīng)濟(jì)政策不確定性的敏感性會受到股權(quán)結(jié)構(gòu)的影響。

日本的公司治理結(jié)構(gòu)模式中，以主銀行為中心的金融機(jī)構(gòu)發(fā)揮著重要的作用。青木昌彥和帕特里克[21] 對日本獨特的主銀行制度進(jìn)行了如下定義：包括工商企業(yè)、各類銀行、其他金融機(jī)構(gòu)和管理當(dāng)局間一系列非正式的慣例、制度安排和行為在內(nèi)的公司融資和治理體制。尹小平、徐興[14] 進(jìn)一步指出，日本主銀行的公司治理功能遠(yuǎn)遠(yuǎn)超過其他國家的債權(quán)人功能，對于日本企業(yè)來說，主銀行不僅僅是外部治理參與主體，而且已經(jīng)成為內(nèi)部治理的核心力量。由此本文認(rèn)為日本企業(yè)的融資能力（可以作為企業(yè)與主銀行關(guān)聯(lián)的代理變量）會影響企業(yè)在面臨經(jīng)濟(jì)政策不確定性時的投資決策。

而在中國企業(yè)的治理模式中銀行發(fā)揮的作用相對較小，關(guān)于中國企業(yè)資產(chǎn)負(fù)債結(jié)構(gòu)與投資偏好的相關(guān)研究表明，中國企業(yè)的負(fù)債比率會對企業(yè)投資造成負(fù)面影響，債務(wù)融資會顯著抑制企業(yè)過度投資行為，并且這種負(fù)相關(guān)關(guān)系在高成長企業(yè)中更為明顯[22-25] 。因此，本文認(rèn)為中國企業(yè)在面臨經(jīng)濟(jì)政策不確定性的狀況下，融資能力同樣是影響其投資行為的因素之一。綜合以上分析，考慮到中日公司治理模式中對銀行依賴程度的差異，本文提出假設(shè)3：

假設(shè)3：中日企業(yè)投資與經(jīng)濟(jì)政策不確定性之間的關(guān)系會受到企業(yè)融資能力的影響，并且這一結(jié)果在日本企業(yè)中更為顯著。

三、數(shù)據(jù)選取與模型構(gòu)建

1. 數(shù)據(jù)來源。為確保中日上市公司的數(shù)據(jù)具有一致性和可比性，上市公司的財務(wù)數(shù)據(jù)主要來源于BVD公司的Osiris數(shù)據(jù)庫，涉及貨幣單位的數(shù)據(jù)均按當(dāng)期期末美元兌換本國貨幣的匯率折算成為美元?？紤]到模型的內(nèi)生性問題，解釋變量和控制變量均采用滯后一期數(shù)據(jù)，因此本文數(shù)據(jù)的時間跨度為2012年第4季度到2017年第4季度。中國公司的樣本來自滬深A(yù)股上市公司，而日本的公司樣本則來自東京證券交易所的上市公司。為保證公司行業(yè)分類的統(tǒng)一性，本文采用了全球行業(yè)分類標(biāo)準(zhǔn)（GICS）進(jìn)行分類，并將GICS一級行業(yè)代碼為40的金融類公司剔除，并運用GICS二級行業(yè)代碼將樣本分為20個行業(yè)組。在剔除了中國ST類上市公司后，最終得到2629家中國上市公司和2968家日本上市公司的公司—季度非平衡面板數(shù)據(jù)。經(jīng)濟(jì)政策不確定性指數(shù)來源于Baker等[1] 公布該數(shù)據(jù)的網(wǎng)站。中國上市公司的股權(quán)結(jié)構(gòu)數(shù)據(jù)來源于WIND數(shù)據(jù)庫，而日本上市公司的股權(quán)結(jié)構(gòu)數(shù)據(jù)來源于EDINET數(shù)據(jù)系統(tǒng)，通過上市公司的報表進(jìn)行手工收集。

2. 變量選取。

（1）被解釋變量——企業(yè)投資。已有文獻(xiàn)對企業(yè)投資的度量方法主要有兩種：一是基于資產(chǎn)負(fù)債表將固定資產(chǎn)、長期投資和無形資產(chǎn)的凈值變動計為企業(yè)投資[26] ;第二種是基于現(xiàn)金流量表將購買固定資產(chǎn)、無形資產(chǎn)及其他長期資產(chǎn)支付的現(xiàn)金計為企業(yè)投資[3，4] 。由于CSMAR數(shù)據(jù)庫公布的中國上市公司現(xiàn)金流量表中有第二種計算方法的相關(guān)數(shù)據(jù)，因此研究中國上市公司的投資問題一般以第二種方法來計算。但是Osiris數(shù)據(jù)庫中并沒有公布日本上市公司購買固定資產(chǎn)、無形資產(chǎn)及其他長期資產(chǎn)支付的現(xiàn)金變化，因此本文將采用第一種方法計算日本企業(yè)投資額，并根據(jù)期初總資產(chǎn)進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化。

（2）核心解釋變量——經(jīng)濟(jì)政策不確定性。本文采用Baker等[1] 所構(gòu)建的經(jīng)濟(jì)政策不確定性指數(shù)衡量經(jīng)濟(jì)政策不確定性，其中中國的指數(shù)根據(jù)《南華早報》提取，日本的指數(shù)則根據(jù)《朝日新聞》和《讀賣新聞》相關(guān)信息計算。參考Gulen和Ion[2] 、饒品貴等[4] 以及蔣騰等[5] 的處理方法，將季度中每個月的EPU賦予不同的權(quán)重，根據(jù)公式EPU=（[3PUIm+2PUIm-1+PUIm-26]）/100計算該季度EPU的加權(quán)平均值。其中，PUI為當(dāng)月的經(jīng)濟(jì)政策不確定性指數(shù)，下標(biāo)m代表月份，越臨近季度末的月份將賦予越大的權(quán)重，因為其對公司財務(wù)數(shù)據(jù)的影響更大。

（3）調(diào)節(jié)變量——股權(quán)結(jié)構(gòu)及融資能力?？紤]到中日公司治理模式的特點及現(xiàn)狀，為檢驗假設(shè)2，運用上市公司股權(quán)數(shù)據(jù)構(gòu)造了股權(quán)集中度、股權(quán)制衡度和機(jī)構(gòu)持股比例變量。其中，股權(quán)集中度包括第一大股東持股比例和前十大股東持股比例，而股權(quán)制衡度則以第二大股東至第十大股東持股總和與第一大股東持股之比衡量，機(jī)構(gòu)持股比例則以機(jī)構(gòu)投資者的持股數(shù)量占股本總數(shù)的比例衡量。為了檢驗假設(shè)3，本文構(gòu)造了融資約束指數(shù)和企業(yè)銀行貸款比例這兩個變量來衡量企業(yè)的融資能力。其中，融資約束指數(shù)采用Kaplan和Zinglas[27] 所構(gòu)造的KZ指數(shù)來衡量， KZ指數(shù)=1.2×營運資金/總資產(chǎn)+1.4×留存收益/總資產(chǎn)+3.3×息稅前利潤/總資產(chǎn)+0.6×股票總市值/負(fù)債賬面價值+0.999×銷售收入/總資產(chǎn)。KZ指數(shù)越大，表明企業(yè)受到的融資約束越大，也就是融資能力越弱。進(jìn)一步運用企業(yè)期末的銀行貸款總額除以總資產(chǎn)來表示企業(yè)的融資能力，這一比例越高說明企業(yè)能獲得銀行貸款的能力越強(qiáng)，也就是企業(yè)的融資能力越強(qiáng)。

（4）控制變量。參考現(xiàn)有文獻(xiàn)設(shè)置了企業(yè)規(guī)模（Asset）、企業(yè)年齡（Age）、財務(wù)杠桿（Lev）、托賓Q值（Q）、凈資產(chǎn)回報率（ROA）、經(jīng)營現(xiàn)金流比率（OCF）等控制變量，并且用宏觀經(jīng)濟(jì)指標(biāo)（GDP）來控制企業(yè)的投資機(jī)會。

本文涉及的變量定義及計算方法見表1。

3. 模型構(gòu)建。參考Baker等[1] 、Gulen和Ion[2] 以及李鳳羽和楊墨竹[3] 的相關(guān)研究模型，本文將采用以下回歸方程考察經(jīng)濟(jì)政策不確定性對中日企業(yè)投資的影響效應(yīng)。

Investit=α+β1EPUt-1+∑Controlit-1+∑Year+

∑Quarter+∑Industry+εit （1）

Investit=α+β1EPUt-1+β2ADJt-1+β3EPUt-1×

ADJt-1+∑Controlit-1+∑Year+∑Quarter+

∑Industry+εit （2）

回歸方程（1）為固定效應(yīng)模型，將被用于檢驗假設(shè)1。其中，β1是本文主要關(guān)注的系數(shù)，用于描述經(jīng)濟(jì)政策不確定性指數(shù)（EPU）對企業(yè)投資（Invest）的具體影響效應(yīng);i和t分別代表企業(yè)和年份;εit為回歸的殘差項;為控制年份、季度和行業(yè)對公司投資的影響效應(yīng)，加入了Year、Quarter和Industry等虛擬變量?；貧w方程（2）在回歸方程（1）的基礎(chǔ)上加入了一系列調(diào)節(jié)變量（ADJ）以及調(diào)節(jié)變量與經(jīng)濟(jì)政策不確定性指標(biāo)（EPU ×ADJ ）的交乘項，同樣采用滯后一期變量，此時β3為主要關(guān)注的系數(shù)，表示企業(yè)股權(quán)結(jié)構(gòu)或融資能力對企業(yè)投資與經(jīng)濟(jì)政策不確定性之間關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)，回歸方程（2）將用于檢驗假設(shè)2和假設(shè)3。

四、實證結(jié)果與分析

1. 描述性統(tǒng)計。對公司層面的連續(xù)變量進(jìn)行了1%水平的縮尾處理，然后對主要變量進(jìn)行了描述性統(tǒng)計。為更清晰地對中日企業(yè)的差異性進(jìn)行比較，將樣本分為中國組和日本組兩組，結(jié)果見表2。由表2可知，中日上市公司的Invest均值分別為4.2%、-0.7%，表現(xiàn)出明顯的差異，這一結(jié)果與“日本經(jīng)濟(jì)蕭條，企業(yè)投資相對低迷，而中國企業(yè)仍然保持了較高的投資比率”的現(xiàn)實情況相符。從核心解釋變量EPU來看，中國的經(jīng)濟(jì)政策不確定性相對較高，說明日本的經(jīng)濟(jì)政策相對較為穩(wěn)定。相對于中國企業(yè)，日本企業(yè)成立的時間普遍較長，因此日本公司年齡（Age）的自然對數(shù)明顯大于中國。中國證券市場屬于新興市場，所以中國上市公司的估值（Q）明顯大于日本上市公司。但是中國企業(yè)的融資約束指數(shù)（KZ）明顯高于日本，表明在中國金融市場融資約束仍然存在，這一影響也可以通過日本上市公司獲得銀行貸款的變量Loan（7.2%，高于中國組的4%）得以體現(xiàn)。從股權(quán)結(jié)構(gòu)來看，中國上市公司的股權(quán)相對更為集中，無論是第一大股東持股比例還是前十大股東持股比例的均值都高于日本上市公司，但是日本上市公司的股權(quán)制衡度和機(jī)構(gòu)持股比例均高于中國上市公司，表明中日公司治理模式存在差異。2013年至2017年中國GDP的季度同比增長率為7.965，而日本僅為1.126，表明中國經(jīng)濟(jì)的活力顯著強(qiáng)于日本，因此刺激了中國企業(yè)的投資。

2. 回歸結(jié)果及分析。

（1）基準(zhǔn)回歸檢驗。本文對中國和日本的經(jīng)濟(jì)政策不確定性與企業(yè)投資的關(guān)系進(jìn)行了基準(zhǔn)回歸，結(jié)果見表3。表3（1）（3）列中并未加入公司層面的控制變量，而是只考慮宏觀層面的經(jīng)濟(jì)政策不確定性和GDP增長率對企業(yè)投資的影響。與彭俞超等[7] 的回歸方法一致，本文采用了在行業(yè)層面的聚類標(biāo)準(zhǔn)誤（Cluster）并且控制了年份、季度和行業(yè)固定效應(yīng)?；貧w結(jié)果表明，經(jīng)過加權(quán)平均的季度EPU系數(shù)每上升一個單位，中國上市公司的平均投資將下降0.9%，日本上市公司的平均投資會下降5.1%，且均在1%統(tǒng)計水平上顯著，說明中國和日本的經(jīng)濟(jì)政策不確定性上升會顯著抑制企業(yè)投資，但是日本企業(yè)的敏感度和反應(yīng)速度均強(qiáng)于中國企業(yè)。同時，中日兩國的GDP增長率也成為影響企業(yè)投資的重要因素（GDP系數(shù)為正并且顯著）。在加入公司層面的控制變量后，EPU的系數(shù)及顯著性基本沒有發(fā)生變化。從控制變量來看，中日兩國的規(guī)模（Asset）越大、資產(chǎn)回報率（ROA）越高、成長性（Q）越好的上市公司，投資比率越高;而公司成立越久，投資比率越低。財務(wù)指標(biāo)與公司投資的相關(guān)性在中日企業(yè)中較為一致。表3的回歸結(jié)果驗證了假設(shè)1，即日本企業(yè)的投資行為比中國企業(yè)更為小心謹(jǐn)慎，且受到宏觀經(jīng)濟(jì)政策的影響更大。

（2）調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗。在獲得經(jīng)濟(jì)政策不確定性與中日企業(yè)投資關(guān)系的基準(zhǔn)回歸結(jié)果后，接下來將檢驗企業(yè)的股權(quán)結(jié)構(gòu)是否會對EPU與企業(yè)投資的相關(guān)性造成影響。

首先，考察股權(quán)集中度的影響，回歸結(jié)果見表4（限于篇幅，不再報告控制變量的回歸結(jié)果）。

通過表4可知，中日企業(yè)的股權(quán)集中度對EPU與企業(yè)投資關(guān)系的影響效應(yīng)存在著顯著的差異。通過表4（1）（2）列可以發(fā)現(xiàn)，中國企業(yè)的股權(quán)集中度對企業(yè)投資行為會造成一定的影響，第一大股東持股比例（TOP1t-1）越高，企業(yè)投資比率越低，但是當(dāng)企業(yè)面臨經(jīng)濟(jì)政策不確定性時，第一大股東的持股比例并未產(chǎn)生顯著作用（EPUt-1×TOP1t-1的系數(shù)不顯著）。而中國企業(yè)的前十大股東持股比例（TOP10t-1）越高，企業(yè)的投資比率越高，但是在企業(yè)面臨經(jīng)濟(jì)政策不確定性時，前十大股東的持股比例會強(qiáng)化經(jīng)濟(jì)政策不確定性對企業(yè)投資的抑制作用（EPUt-1×TOP10t-1的系數(shù)顯著為負(fù)），說明在外部經(jīng)濟(jì)環(huán)境不確定時，大股東會出于規(guī)避風(fēng)險的目的，延緩企業(yè)的投資活動并縮減投資規(guī)模。這一結(jié)果說明在中國企業(yè)中第一大股東在企業(yè)投資決策中“一言堂”的現(xiàn)象正在逐漸改變，特別是企業(yè)的外部經(jīng)營環(huán)境不穩(wěn)定時，其主要大股東（前十大股東）對投資決策的影響力增大。

但是在表4（3）（4）列日本組的回歸結(jié)果中，股權(quán)集中度變量以及股權(quán)集中度與EPU交乘項的系數(shù)均不顯著，這一結(jié)果與尹小平和徐興 [14] 的研究結(jié)論一致，即日本企業(yè)的股權(quán)資本存在空洞化現(xiàn)象。雖然近年來日本推進(jìn)了公司治理模式的改革，但是由于傳統(tǒng)集團(tuán)主義文化治理模式在日本企業(yè)中已經(jīng)根深蒂固，交叉持股的法人大股東相互控制，并不會主動干預(yù)對方的經(jīng)營，因此法人大股東的股東權(quán)力基本不會行使。所以在面臨外部宏觀經(jīng)濟(jì)政策波動時，股權(quán)集中度這一變量并不會對日本企業(yè)的投資行為產(chǎn)生影響。

其次，考察股權(quán)制衡度與機(jī)構(gòu)持股比例是否會對EPU與企業(yè)投資的關(guān)系造成影響，回歸結(jié)果見表5。通過表5仍然可以觀測到中日企業(yè)治理模式差異對EPU與企業(yè)投資的交互影響效應(yīng)的差異。

表5（1）（3）列檢驗了股權(quán)制衡度（TOPSt-1）對EPU與企業(yè)投資關(guān)系的影響，中國組的EPUt-1×TOPSt-1交乘項系數(shù)在1%的水平上顯著為負(fù)，表明中國上市公司的股權(quán)制衡度會增強(qiáng)經(jīng)濟(jì)政策不確定性對企業(yè)投資的抑制作用;日本組的交乘項的系數(shù)不顯著（與表4的結(jié)論一致）。表5（2）（4）列檢驗了機(jī)構(gòu)持股比例（Instt-1）對EPU與企業(yè)投資關(guān)系的影響，中國組中雖然機(jī)構(gòu)持股比例越高，公司的投資比例越低，但是與經(jīng)濟(jì)政策不確定性的交乘項（EPUt-1×Instt-1）并不顯著;而日本組中不管是機(jī)構(gòu)持股比例還是其與EPU的交乘項均顯著，其中機(jī)構(gòu)持股比例的系數(shù)為正，與中國組企業(yè)正好相反。這一結(jié)果是由中日企業(yè)的機(jī)構(gòu)投資者性質(zhì)差異所致，中國上市公司的機(jī)構(gòu)投資者主要包括券商、基金公司和保險公司等，銀行并不能直接持股上市公司;而日本上市公司的機(jī)構(gòu)投資者以信托銀行、商業(yè)銀行和養(yǎng)老基金為主，并且主銀行制是日本公司治理的主要模式，日本金融機(jī)構(gòu)投資者能為上市公司帶來的融資便利遠(yuǎn)大于中國。因此，日本企業(yè)中的機(jī)構(gòu)投資者持股比例越高，企業(yè)的融資能力越強(qiáng)，其投資比例也會越高。在面臨經(jīng)濟(jì)政策不確定性的環(huán)境下，金融機(jī)構(gòu)一般會收縮信貸規(guī)模，此時日本企業(yè)的融資能力被弱化，因此其投資所受到EPU的抑制效應(yīng)更顯著（日本組的EPUt-1×Instt-1顯著為負(fù)）。

最后，檢驗企業(yè)融資能力對中日上市公司投資與EPU關(guān)系的調(diào)節(jié)作用，回歸結(jié)果見表6。

表6中國組中的融資約束變量（KZt-1）以及該變量與EPU的交乘項系數(shù)均不顯著，這一發(fā)現(xiàn)與李鳳羽和楊墨竹[3] 的研究結(jié)果一致，表明在中國信貸市場中上市公司仍然占據(jù)較為主動的地位，企業(yè)面臨融資約束時并未對企業(yè)的投資造成影響。而如果中國企業(yè)與銀行的關(guān)系更為緊密（貸款占總資產(chǎn)比例越高），那么就能緩解企業(yè)受到外部經(jīng)濟(jì)政策不確定性對其投資行為的抑制作用[列（2）中EPUt-1×Loant-1系數(shù)為正且在10%置信區(qū)間顯著]。日本企業(yè)的情況與中國企業(yè)有較大差異，當(dāng)日本企業(yè)受到融資約束時，其投資能力將會下降[列（3）中KZt-1系數(shù)顯著為負(fù)]，并且會加強(qiáng)EPU對企業(yè)投資的抑制作用[列（3）中EPUt-1×KZt-1系數(shù)顯著為負(fù)]，但是其影響效果并不會太大，因為回歸系數(shù)均為-0.001。而日本企業(yè)與銀行的關(guān)系越緊密，EPU對日本企業(yè)投資的抑制作用越強(qiáng)，這是由于日本的銀行等金融機(jī)構(gòu)在向企業(yè)發(fā)放貸款的同時也會參與企業(yè)的經(jīng)營與管理，其便會從股東權(quán)益的視角對企業(yè)在宏觀經(jīng)濟(jì)環(huán)境不確定時的投資行為加以控制，因此EPUt-1×Loant-1的回歸系數(shù)為負(fù)且在10%置信區(qū)間顯著。

五、穩(wěn)健性檢驗

雖然前述實證結(jié)果已經(jīng)驗證了中日兩國經(jīng)濟(jì)政策不確定性會對企業(yè)投資產(chǎn)生顯著的抑制作用，但是這一相關(guān)關(guān)系有可能存在內(nèi)生性問題。首先，經(jīng)濟(jì)政策不確定性與企業(yè)投資有可能產(chǎn)生逆向因果關(guān)系，即由于企業(yè)投資意愿的下降會導(dǎo)致政府被迫改變既定的經(jīng)濟(jì)政策來促進(jìn)企業(yè)投資行為，造成經(jīng)濟(jì)政策不確定性增強(qiáng)。此外，前述控制變量主要考慮了企業(yè)自身的財務(wù)狀況，有可能忽略了其他影響企業(yè)投資行為的宏觀因素，從而產(chǎn)生遺漏變量的問題。

1. 工具變量回歸。為解決模型可能出現(xiàn)的內(nèi)生性問題，參考Wang等[28] 和彭俞超等[7] 的研究方法，運用中國和日本的主要貿(mào)易伙伴國的經(jīng)濟(jì)不確定性指數(shù)構(gòu)造工具變量。具體構(gòu)建方法為：選取美國、日本、韓國、英國、法國、德國、意大利這七個國家的經(jīng)濟(jì)政策不確定性指數(shù)，按照中國與這七個國家的進(jìn)出口總額占比為權(quán)重，加權(quán)平均獲得中國的EPU工具變量;而日本EPU工具變量的構(gòu)造方法與中國的一致，區(qū)別在于將七個加權(quán)國家中的日本EPU數(shù)據(jù)替換為中國EPU數(shù)據(jù)，按照日本對七國的貿(mào)易比重構(gòu)造EPU工具變量。此外，還將參考Wang等[28] 的做法，運用Baker等[1] 構(gòu)建的全球經(jīng)濟(jì)政策不確定性指數(shù)作為中日兩國EPU的工具變量。因為全球的EPU指數(shù)會影響中日兩國的EPU指數(shù)，但是對中日兩國企業(yè)的投資行為不會造成直接的影響，因此也有可能是合適的工具變量。為確保穩(wěn)健性，采用全球調(diào)整價格指數(shù)下前三個月EPU加權(quán)平均值作為第二種工具變量，而將球調(diào)整價格指數(shù)下第三個月EPU加權(quán)平均值作為第三種工具變量分別進(jìn)行了回歸，回歸結(jié)果見表7。

通過表7可以看到，這三種工具變量的回歸結(jié)果均非常顯著，雖然對中國和日本組的核心解釋變量系數(shù)造成了一定影響，但是基本結(jié)論仍然不變，即經(jīng)濟(jì)政策不確定性對日本企業(yè)投資的影響大于中國企業(yè)，而工具變量回歸中的Anderson 檢驗和Cragg-Donald 檢驗也說明本文選取的工具變量是有效可靠的。

2. 其他穩(wěn)健性檢驗。

（1）Gulen和Ion[2] 認(rèn)為，經(jīng)濟(jì)政策不確定性與企業(yè)投資之間關(guān)系的實證研究中的內(nèi)生性問題，主要是由遺漏企業(yè)未來投資機(jī)會變量引起的。由于已經(jīng)采用了托賓Q、企業(yè)經(jīng)營性凈現(xiàn)金流以及總資產(chǎn)收益率等控制變量來反映企業(yè)層面的投資機(jī)會，因此此處只需探討宏觀層面投資機(jī)會變量缺失對回歸結(jié)果的影響。參考李鳳羽、楊墨竹[3] 的方法，采用宏觀經(jīng)濟(jì)景氣指數(shù)（CI）代替GDP同比增長率作為宏觀層面投資機(jī)會的控制變量，對樣本進(jìn)行回歸，回歸結(jié)果并未發(fā)生改變。

（2）考慮到度量投資的核心被解釋變量（Invest）在計算過程中也有可能出現(xiàn)偏誤，或由中日會計準(zhǔn)則不一致而導(dǎo)致統(tǒng)計結(jié)果不準(zhǔn)確，因此采用固定資產(chǎn)原值（包括固定資產(chǎn)、在建工程、工程物資）的季度增長率來重新界定企業(yè)投資并進(jìn)行回歸，回歸結(jié)果并未發(fā)生顯著改變。

（3）改變EPU這一變量的計算方法，采用季度三個月中的EPU均值以及季度最后一個月的EPU分別作為度量經(jīng)濟(jì)政策不確定性的替代變量并進(jìn)行回歸，主要回歸結(jié)果均未發(fā)生明顯改變。

上述檢驗證實本文的結(jié)果是較為穩(wěn)健可靠的。

六、研究結(jié)論及建議

1. 研究結(jié)論。本文運用2012 ～ 2017年在滬深交易所上市的中國企業(yè)和在東京證券交易所上市的日本企業(yè)的季度數(shù)據(jù)為研究樣本，匹配Baker等[1] 計算的EPU指數(shù)來探究中日兩國經(jīng)濟(jì)政策不確定性對企業(yè)投資的影響。同時以中日企業(yè)的股權(quán)結(jié)構(gòu)和融資能力為切入點，分析其對兩國企業(yè)投資與經(jīng)濟(jì)政策不確定性關(guān)系的影響。研究發(fā)現(xiàn)：①中日兩國經(jīng)濟(jì)政策不確定性對企業(yè)投資均存在顯著的抑制作用，但是對日本企業(yè)的影響更大。②中國企業(yè)的前十大股東持股比例（股權(quán)集中度）越高，經(jīng)濟(jì)政策不確定性對企業(yè)投資的抑制作用越強(qiáng)，但是第一大股東持股比例并未造成影響，表明中國公司治理模式中“一言堂”現(xiàn)象在逐步改變，在日本企業(yè)中不存在這一問題。③日本企業(yè)的機(jī)構(gòu)投資者持股比例越高，經(jīng)濟(jì)政策不確定性對企業(yè)投資的抑制作用越強(qiáng)，在中國這一現(xiàn)象并不明顯。④中國公司中融資能力并不會增強(qiáng)經(jīng)濟(jì)政策不確定性對企業(yè)投資的抑制作用，但是在日本企業(yè)中這一情況正好相反，表明以主銀行為中心的金融機(jī)構(gòu)在日本的公司治理結(jié)構(gòu)模式中發(fā)揮著重要的作用。以上研究結(jié)果經(jīng)過工具變量等一系列的穩(wěn)健性測試后依然成立。

2. 建議。通過上述結(jié)論可知，經(jīng)濟(jì)政策不確定時，日本企業(yè)的投資行為受到宏觀經(jīng)濟(jì)沖擊比中國企業(yè)更大，也可以認(rèn)為日本企業(yè)對宏觀經(jīng)濟(jì)狀況變化的反應(yīng)更為敏感，而中國企業(yè)的投資行為對于宏觀經(jīng)濟(jì)變化的不敏感有可能使其承擔(dān)較大風(fēng)險。為了增強(qiáng)中國企業(yè)在海外市場的競爭力，政府部門在制定經(jīng)濟(jì)政策時要明確目標(biāo)，保持政策的長期一致與穩(wěn)定性，充分考慮經(jīng)濟(jì)政策可能對微觀企業(yè)造成的影響，使企業(yè)的預(yù)期與國家的宏觀經(jīng)濟(jì)目標(biāo)相一致。政府部門應(yīng)積極為企業(yè)創(chuàng)造良好的外部宏觀環(huán)境，為中國企業(yè) “走出去”給予足夠的政策支持，以順利推進(jìn)中國“一帶一路”倡議的實踐。