徐光偉，殷皓洲

（1.常州大學商學院，江蘇 常州 213164；2.貴州財經(jīng)大學會計學院，貴州 貴陽 550025）

引言

進入21 世紀以來，世界不穩(wěn)定性不確定性因素增多?！?11”事件、國際金融危機、英國脫歐、美國大選、新冠疫情……，層出不窮的重大事件席卷全球，導致世界經(jīng)濟下行風險加劇。當前世界正處于百年未有之大變局，既面臨風險挑戰(zhàn)，也是重要機遇期。2018年6月，習近平總書記在中央外事工作會議上提出“當前中國處于近代以來最好的發(fā)展時期，世界處于百年未有之大變局”的重要論斷，并在此后不同場合中又多次強調(diào)。“變局”即外部環(huán)境處于不斷的變化中，未來是不確定的。過去的經(jīng)驗與教訓對于未來的指導作用逐漸減弱。人與組織的行為結(jié)果越來越無法預測，進而導致風險的產(chǎn)生。人類社會已經(jīng)進入風險社會這一新階段，但應對不確定性的知識體系仍未建立起來（李成威，2020）[2]。事實上，多數(shù)人不僅沒有意識到新階段的到來，而且世界觀的認知也未能及時轉(zhuǎn)變，仍保有“未來是確定”的觀念。因而，對于不確定性與風險的研究顯得尤為迫切且重要。

宏觀不確定性的微觀影響存在多方面的研究：一是不確定性下企業(yè)投資研究。由于延遲期權(quán)價值上升，不確定性推遲了實物資產(chǎn)投資（Bachmann 和 Bayer， 2013； 王 義 中 和 宋 敏 ，2014；李鳳羽和楊墨竹，2015）[3-5]。但不確定性提升了看漲期權(quán)價值，激勵了企業(yè)投入高風險的研發(fā)創(chuàng)新活動（Kraft 等，2013；顧夏銘等，2018）[6-7]。不確定性下企業(yè)的投資行為扭曲，資本配置偏向于金融資產(chǎn)等虛擬投資（徐光偉等，2020）[8]。二是不確定性下企業(yè)融資研究。不確定性上升，金融市場摩擦加劇，增加了資產(chǎn)價格波動風險，導致信貸利差擴大、股權(quán)風險溢價上升（Arellano 等，2012；Christiano 等，2014）[9-10]。外部融資受到約束、資金使用成本上升，企業(yè)將持有更多的儲備現(xiàn)金（王紅建等，2014）[11]。三是不確定性下企業(yè)風險承擔研究。不確定性會帶來違約風險上升，增加了企業(yè)破產(chǎn)的可能性。研究多支持不確定性與企業(yè)風險之間的正向關(guān)系（劉志遠等，2017；花馮濤和徐飛，2018；王博等，2019）[12-14]。但面對不確定性時，金融行業(yè)削弱主動風險承擔，加劇被動風險承擔及破產(chǎn)風險（顧海峰和于家珺，2019）[15]。

本文利用Baker等開發(fā)的中國EPU指數(shù)分析經(jīng)濟政策不確定性對企業(yè)風險的影響，研究2000—2019 年滬深A 股上市公司季度數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)：（1）經(jīng)濟政策不確定性攀升顯著抑制了企業(yè)風險水平，經(jīng)濟政策不確定性指數(shù)與企業(yè)風險呈現(xiàn)顯著負相關(guān)關(guān)系。（2）當不確定性下降，企業(yè)提高了風險水平；當不確定性攀升，企業(yè)降低了風險水平。（3）企業(yè)面臨經(jīng)濟政策不確定性時通過減少并購商譽、增加現(xiàn)金持有主動應對行為降低了企業(yè)風險。（4）資本成本強化了經(jīng)濟政策不確定性對企業(yè)風險的抑制作用。（5）不確定性的經(jīng)濟后果降低了企業(yè)投資支出，也削減了為員工支付的現(xiàn)金。

本文可能的貢獻在于：（1）不確定性的經(jīng)濟后果研究多集中在宏觀經(jīng)濟層面，研究提供了不確定性影響的微觀經(jīng)濟后果，有利于拓展不確定性的宏微觀傳導機制研究。（2）企業(yè)應對不確定性帶來的風險存在“機遇預期”與“損失規(guī)避”兩種解釋，研究支持“損失規(guī)避”假說，并發(fā)現(xiàn)“機遇預期”與“損失規(guī)避”效應是同時存在的，深化了不確定性與企業(yè)風險之間內(nèi)在機理研究。（3）面對世界百年未有之大變局，外部不穩(wěn)定性不確定性因素增多，研究為微觀主體主動應對還是被動承擔當前不確定性帶來的風險提供了有意義的參考。

一、理論分析與研究假設(shè)

實物期權(quán)理論認為外部不確定性上升時，企業(yè)對于未來行動作出決策缺乏有效信息，延遲做出抉擇是有價值的。許多研究基于實物期權(quán)理論證實不確定性具有負面效應（Bernanke，1983；Dixit 和Pindyck，1994）[16-17]。不確定性上升不僅減少了企業(yè)實物資產(chǎn)投資，而且增加了金融市場摩擦。不確定性對企業(yè)的影響主要有成本與收益兩條路徑（徐光偉等，2020）[8]。從財務(wù)管理的視角，企業(yè)風險由經(jīng)營風險和財務(wù)風險兩部分組成。不確定性攀升推遲了實物資產(chǎn)投資，主要源于實物資產(chǎn)轉(zhuǎn)換成本較高、投資不可逆（Gulen和Ion，2016）[18]，由此帶來的經(jīng)營風險上升。因此，企業(yè)不確定性下投資失敗的成本較高。Cooper和Haltiwanger（2006）[19]研究認為投資調(diào)整成本超過資本價值的一半。不確定性下實物資產(chǎn)投資不僅調(diào)整成本高，而且也會提高企業(yè)人力成本（Val?letta和Bengali，2013）[20]。

不確定性帶來的信息不對稱加劇了金融市場摩擦，提高了外部融資成本導致資產(chǎn)風險上升。國際金融危機爆發(fā)，金融市場摩擦加劇了市場波動 （Arellano 等 ， 2010； Christiano 等 ，2014）[21-22]。市場波動導致資產(chǎn)風險上升，高風險高回報提高了風險溢價，導致企業(yè)融資成本上升。當企業(yè)面臨外部融資約束時，債務(wù)成本上升增加了企業(yè)資不抵債的可能性，由此導致企業(yè)債務(wù)違約風險上升。不確定性攀升通過提高市場風險溢價增加了企業(yè)財務(wù)風險。 Gilchrist 等（2014）[23]研究發(fā)現(xiàn)不確定性上升，企業(yè)債券信用利差增大。說明異質(zhì)性波動影響信用利差信息，提高了企業(yè)債務(wù)違約風險。

但基于看漲期權(quán)視角認為，不確定性可能對企業(yè)存在正面影響。如果企業(yè)具有看漲期權(quán)特征，成本可視為期權(quán)價格。沉沒成本一定的情況下，不確定性上升反而提升企業(yè)期權(quán)價值。Kraft等（2013）[6]研究發(fā)現(xiàn)公司的市場價值與公司層面的波動性之間呈正相關(guān)關(guān)系，不確定性上升反而提升了公司市場價值。徐光偉等（2019）[24]研究發(fā)現(xiàn)不確定性帶來的沖擊減少了企業(yè)實物資產(chǎn)投資、增加了金融資產(chǎn)投資，同時提升了公司的市場價值，印證了不確定性下微觀主體存在資本逐利動機。Se?gal等（2015）[25]認為不確定性對未來經(jīng)濟活動影響依賴于是“好的”還是“壞的”不確定性。企業(yè)具有看漲期權(quán)特征，表現(xiàn)為成本一定而收益沒有上限，降低了企業(yè)未來的經(jīng)營風險。因此，不確定性攀升反而降低了企業(yè)風險水平。

不確定性具有兩面性，損失與機遇并存，因而影響企業(yè)風險承擔的過程中可能存在“損失規(guī)避”與“機遇預期”兩種不同的路徑（劉志遠等，2017）[12]。針對兩種截然相反的解釋（王菁華和茅寧，2019；薛龍，2019）[26-27]，需要進一步考察企業(yè)行為在不確定性與企業(yè)風險之間的作用。不論不確定性下“被動承擔”企業(yè)風險增加還是“主動應對”企業(yè)風險降低，實質(zhì)上都體現(xiàn)了企業(yè)面臨環(huán)境動蕩所做出的行動。當企業(yè)“主動應對”能夠減輕其面臨的風險時，說明企業(yè)的行為是有效的。而企業(yè)沒能有效減輕其面臨的風險，說明是“被動承擔”。現(xiàn)有關(guān)于不確定性與企業(yè)風險承擔的研究均未對企業(yè)主動行為在兩者中的作用予以足夠重視。少量研究關(guān)注到了經(jīng)濟政策不確定性下企業(yè)行為的主動性。邵林等（2020）[28]發(fā)現(xiàn)，董事網(wǎng)絡(luò)能夠緩解經(jīng)濟政策不確定性帶來的信息模糊風險，使企業(yè)主動適應風險沖擊。薛龍（2019）[27]以 2007—2016 年 A 股年度數(shù)據(jù)實證檢驗結(jié)果表明，經(jīng)濟政策不確定性與企業(yè)風險承擔負相關(guān)?；诖?，本文提出如下對立假設(shè)：

假設(shè)Ha：基于被動承擔視角，不確定性與企業(yè)風險正相關(guān)，不確定性攀升提高了企業(yè)風險水平。

假設(shè)Hb：基于主動應對視角，不確定性與企業(yè)風險負相關(guān)，不確定性攀升降低了企業(yè)風險水平。

三、研究設(shè)計

（一）樣本選取與數(shù)據(jù)來源

為了盡可能反映更多不確定性事件的影響，本文選取2000—2019 年間滬深A 股上市公司季度數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)數(shù)據(jù)，剔除：（1）金融保險行業(yè)；（2） ST、*ST 樣本；（3）10 年以下上市公司樣本；（4）財務(wù)數(shù)據(jù)不全的樣本。最終得到1718 家上市公司季度數(shù)據(jù)，共計113944 個觀測值。不確定性測度選擇Baker等開發(fā)的中國經(jīng)濟政策不確定指數(shù)月度數(shù)據(jù)，其他數(shù)據(jù)來源于CSMAR 數(shù)據(jù)庫。除宏觀變量與虛擬變量外，均對連續(xù)變量在1%水平上進行了Winsorize縮尾處理。

（二）變量定義

參考劉志遠等（2017）[12]度量企業(yè)風險承擔水平的方法，使用息稅前利潤（RBITDA）除以總資產(chǎn)計算的總資產(chǎn)收益率（ROA），息稅前利潤數(shù)據(jù)來源于CSMAR 盈利能力子庫。首先控制行業(yè)與時間效應計算總資產(chǎn)收益率均值，再使用公式（1）計算該樣本當期與行業(yè)均值的差異，然后使用公式（2）計算滯后五期的總資產(chǎn)收益率波動值得到企業(yè)風險水平（Risk）。

參考Gulen 和Ion（2016）、徐光偉等（2020）的做法，對經(jīng)濟政策不確定性月度指數(shù)加權(quán)平均計算季度指數(shù)，計算公式如下：

控制變量的選取主要借鑒劉志遠等（2017）[12]的做法，控制了財務(wù)杠桿、投資機會、成長性、年齡、企業(yè)規(guī)模等微觀企業(yè)特征變量和國內(nèi)生產(chǎn)總值、居民消費價格指數(shù)、企業(yè)景氣指數(shù)等宏觀環(huán)境變量。為了消除所有權(quán)性質(zhì)、地區(qū)、季度和行業(yè)的差異性，分別對其進行控制（表1）。

表1 變量定義

（三）模型建立

本文構(gòu)建如下多元回歸模型檢驗不確定性對企業(yè)風險的影響。后文進一步檢驗均以公式（4）為基礎(chǔ)，控制變量均與基本模型一致。本文解釋變量和被解釋變量均采用滯后變量計算得出。若通過模型滯后項克服內(nèi)生問題很可能會弱化兩者的關(guān)聯(lián)，故本文模型中的變量均選擇同一期間，后文將利用工具變量法和反因果試驗分析內(nèi)生性問題。

三、實證結(jié)果及分析

（一）描述性統(tǒng)計

表2報告了主要變量描述性統(tǒng)計結(jié)果。企業(yè)風險Risk變量均值為0.107，最小值為0.002，最大值為3.021，中值為0.020，75%分位數(shù)為0.042，表明存在部分企業(yè)風險極高的樣本，并且不同企業(yè)之間風險水平差異明顯。EPU 變量均值為1.806，最小值為0.517，最大值為6.898，表明在樣本期間內(nèi)中國的經(jīng)濟政策不確定性指數(shù)具有一定的波動性。其余變量不再贅述。

表2 主要變量描述性統(tǒng)計

（二）單變量分析

表3報告了Risk變量在不同分組情況下的均值與中值檢驗結(jié)果。以EPU 中值將樣本分為高低兩組，Risk 在高EPU 組均值為0.0553、中值為0.0196，Risk 在低 EPU 組均值為 0.1550、中值為0.0210。高EPU 組Risk 的均值和中值均在1%水平上顯著小于低組，初步說明不確定性與企業(yè)風險呈負向關(guān)系。所有權(quán)性質(zhì)分組檢驗結(jié)果顯示，國有企業(yè)的風險水平顯著低于非國有企業(yè)。將樣本分為2008 年金融危機前后兩組，Risk 均值、中值與EPU 分組檢驗結(jié)果較為接近，說明不確定性的變化與金融危機的發(fā)生具有內(nèi)在關(guān)聯(lián)。地區(qū)分組檢驗結(jié)果顯示，欠發(fā)達地區(qū)的企業(yè)風險較高。

表3 單變量分析

（三）基準回歸分析

表4 中（1）至（4）列依次加入企業(yè)特征變量、宏觀環(huán)境變量和虛擬變量進行回歸分析，EPU系數(shù)均在1%水平上顯著為負。結(jié)果證實不確定性抑制了企業(yè)風險水平。為了排除金融危機這一全球性事件對不確定性與企業(yè)風險的共同影響，本文將2007—2009 年樣本剔除，分別考察金融危機前與金融危機后不確定性對企業(yè)風險的影響。結(jié)果顯示，在排除金融危機影響后，EPU 系數(shù)仍在1%水平上顯著為負。財務(wù)杠桿與企業(yè)風險顯著正相關(guān)，高負債增加了企業(yè)的風險。其他控制變量，投資機會、成長性、企業(yè)規(guī)模與企業(yè)風險顯著負相關(guān)，投資機會越多、成長性越好、規(guī)模越大，企業(yè)風險水平越低。

表4 基準回歸分析結(jié)果

（四）穩(wěn)健性檢驗

第一，替換被解釋變量。分別計算兩期、三期、十期的企業(yè)風險水平，并以息稅折舊前利潤重新計算。第二，更換樣本。剔除季度因素，保留樣本期間持續(xù)經(jīng)營的企業(yè)，將解釋變量與被解釋變量按年度數(shù)據(jù)重新計算，EPU 取年度加權(quán)平均數(shù)，其他變量不變，使用固定效應模型對平衡面板數(shù)據(jù)回歸。表5 中（1）列為樣本總體，（2）列為去除2007、2008 和2009 年后的樣本。第三，改變模型設(shè)定。表5中（3）至（4）列分別列示了robust 后的固定效應與隨機效應回歸結(jié)果。第四，分組測試。以所有制和地區(qū)為分組變量分別進行回歸。第五，采用工具變量法。參考已有研究，選擇經(jīng)濟政策不確定性的全球指數(shù)和美國指數(shù)為工具變量。表5中（5）至（8）列分別為全球、美國、日本和韓國不確定性指數(shù)為工具變量的2SLS回歸。第六，反因果試驗。將模型中解釋變量與被解釋變量調(diào)換位置，排除反向因果關(guān)系。

表5 穩(wěn)健性檢驗結(jié)果

四、進一步分析

（一）時間效應檢驗

劉志遠等（2017）[12]認為經(jīng)濟政策不確定性對企業(yè)風險的影響存在“損失規(guī)避”和“機遇預期”兩種路徑。從風險承擔意愿而言，只有未來能夠獲得高額收益時，企業(yè)才會愿意承擔高風險。不確定性攀升下風險持續(xù)疊加，企業(yè)不僅無法獲取高額收益，而且還可能遭受巨大損失。不確定性并非單純上升，也存在著一定時期的下降。根據(jù)Baker等開發(fā)的中國經(jīng)濟政策不確定指數(shù)劃分出不同的時間年份。表6 中（1）列顯示只控制季度效應的結(jié)果，EPU 回歸系數(shù)顯著為負無變化。（2）列報告不確定性下降年度回歸結(jié)果，EPU回歸系數(shù)顯著為正，支持了“機遇預期”效應假說。（3）至（6）列是將樣本期間劃分區(qū)間，多數(shù)區(qū)間的結(jié)果與基本回歸一致，2013—2016 年EPU回歸系數(shù)在1%水平上顯著為正。所以，不確定性平穩(wěn)波動區(qū)間支持“機遇預期”假說，而不確定性劇烈波動且持續(xù)上升區(qū)間支持“損失規(guī)避”假說。

表6 時間效應檢驗結(jié)果

綜上所述，本文發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟政策不確定性與企業(yè)風險的關(guān)系并非簡單的正負相關(guān)，也并非完全是“機遇預期”或“損失規(guī)避”，而是與未來不確定性是否降低、企業(yè)能否獲得期望收益有關(guān)。當未來不確定性下降，企業(yè)生存環(huán)境趨于穩(wěn)定時，經(jīng)濟政策不確定性提高了企業(yè)風險水平，企業(yè)期望將高風險兌付為高收益。然而，在不確定性攀升的宏觀環(huán)境下，企業(yè)更偏向于規(guī)避高風險帶來的損失，通過積極應對降低企業(yè)風險水平。

（二）中介效應檢驗

不確定性與企業(yè)風險之間的負向關(guān)系驗證了存在一定程度的“損失規(guī)避”效應，但更重要的在于企業(yè)是否主動采取應對行為?；谝延醒芯亢蛿?shù)據(jù)的可得性，本文構(gòu)建了如下中介效應模型以檢驗企業(yè)主動應對行為的中介作用是否存在。其中，模型中介變量為Y。

表7中（1）至（3）列為商譽的中介效應。結(jié)果顯示，經(jīng)濟政策不確定性顯著抑制了企業(yè)商譽水平，EPU 仍顯著為負。（4）至（6）列為現(xiàn)金持有的中介效應。結(jié)果顯示，經(jīng)濟政策不確定性顯著增加了企業(yè)的現(xiàn)金持有水平，EPU 仍顯著為負。表7的結(jié)果說明企業(yè)在面臨經(jīng)濟政策不確定性時有減少并購商譽、增加現(xiàn)金持有水平等主動應對行為，并通過主動應對行為降低了企業(yè)風險。結(jié)果顯示部分中介效應成立，企業(yè)主動應對行為是有效的。

表7 中介效應檢驗結(jié)果

（三）調(diào)節(jié)效應檢驗

本文以當期有息債務(wù)與權(quán)益之和標準化，構(gòu)建一個估計的資本成本Capital。表8 中（1）至（2）列為Capital 的調(diào)節(jié)作用。結(jié)果顯示，資本成本與企業(yè)風險為顯著的負向關(guān)系，交互項顯著為正。說明資本成本強化了經(jīng)濟政策不確定性對企業(yè)風險的抑制作用。以考慮現(xiàn)金紅利再投資的季度個股回報率SR 為融資來源穩(wěn)定的代理變量，表8中（3）至（4）列的結(jié)果顯示，個股回報率強化了經(jīng)濟政策不確定性對企業(yè)風險的抑制作用。資本成本越高和個股回報率高，說明投資者從企業(yè)獲得的回報高。企業(yè)通過保障投資人的利益獲取融資層面的支持能幫助企業(yè)克服經(jīng)濟政策不確定性導致的風險。

表8 調(diào)節(jié)效應檢驗結(jié)果

（四）經(jīng)濟后果檢驗

現(xiàn)有研究在經(jīng)濟政策不確定性對企業(yè)投資的抑制作用方面已經(jīng)取得了一致的觀點，但其中的影響機制仍有待深入研究。抑制企業(yè)投資是否是經(jīng)濟政策不確定性降低企業(yè)風險的經(jīng)濟后果？利用投資活動現(xiàn)金流量作為企業(yè)投資變量Invest?ment。表9中（1）至（2）列為企業(yè)投資的經(jīng)濟后果，EPU 的系數(shù)依然顯著為負，與已有研究一致?，F(xiàn)有經(jīng)濟政策不確定性抑制企業(yè)投資的研究集中在資本投資，未涉及到人力投資的討論。表9中（3）至（4）列的因變量Employee 為支付給員工或為員工支付現(xiàn)金流量經(jīng)總資產(chǎn)標準化，EPU系數(shù)顯著為負，交乘項顯著為正，說明經(jīng)濟政策不確定性不僅減少了企業(yè)投資，也削減了對職工的現(xiàn)金支付。

表9 經(jīng)濟后果檢驗

五、研究結(jié)論

國際金融動蕩、全球化遭遇逆流、地緣政治風險上升，企業(yè)如何面對越來越不確定的外部環(huán)境？隨著世界政治經(jīng)濟環(huán)境動蕩加劇，不確定性研究再度升溫。研究不確定性對微觀企業(yè)風險的傳導機制具有重要的理論與現(xiàn)實意義。本文利用Baker 等[1]開發(fā)的中國 EPU 指數(shù)，以 2000—2019 年滬深A 股上市公司季度數(shù)據(jù)，實證檢驗經(jīng)濟政策不確定性對企業(yè)風險的影響及其作用機制，研究發(fā)現(xiàn)：（1）經(jīng)濟政策不確定性指數(shù)與企業(yè)風險水平之間呈顯著負相關(guān)關(guān)系，并經(jīng)過多種穩(wěn)健性檢驗結(jié)果依然顯著。說明不確定性攀升，企業(yè)風險反而下降，企業(yè)主動應對外部不確定性環(huán)境。（2）進一步將分為不確定性下降和上升兩種情況發(fā)現(xiàn)，當經(jīng)濟政策不確定指數(shù)處于下降時，企業(yè)風險水平上升，體現(xiàn)為“機遇預期”效應；當經(jīng)濟政策不確定指數(shù)處于上升時，企業(yè)風險水平下降，體現(xiàn)為“損失規(guī)避”效應。（3）經(jīng)濟政策不確定性通過減少企業(yè)商譽、增加現(xiàn)金持有影響企業(yè)風險水平，存在部分中介效應。商譽和現(xiàn)金持有可能是經(jīng)濟政策不確定性影響企業(yè)風險的中介路徑。（4）以估計的資本成本和個股回報率為調(diào)節(jié)變量發(fā)現(xiàn)，資本成本和個股回報率強化了經(jīng)濟政策不確定性對企業(yè)風險的抑制作用。（5）經(jīng)濟后果檢驗發(fā)現(xiàn)，不確定性顯著減少了企業(yè)投資支出，也削減企業(yè)支付給員工或為員工支付的現(xiàn)金。

研究的不足之處在于：（1）不確定性概念寬泛模糊，如何精確測度尚存爭議。本文使用Baker等[1]開發(fā)的中國經(jīng)濟政策不確定指數(shù)作為替代指標，雖然目前主流研究采用較為廣泛，但對其測量的理論基礎(chǔ)存在置疑。（2）本文嘗試探索宏觀不確定性對微觀企業(yè)風險影響的傳導機理與作用路徑，但可能還存在其他重要的中介效應或調(diào)節(jié)效應。如不確定性是否通過企業(yè)融資決策進一步影響企業(yè)風險承擔，管理者特征是否起到重要的調(diào)節(jié)作用，未來可做進一步探析。（3）如何感知預測未來不確定性趨勢是企業(yè)主動應對外部環(huán)境變化的關(guān)鍵。當然，對于不確定性的預測本身就存在不確定性。因此，不確定性與風險之間可能存在共生關(guān)系，如何解決其中內(nèi)生性問題也值得深入研究。