Вопросы экономики_2020_02

/О. Н. Найденова, В. В. Леонтьева / Вопросы экономики. 2020. № 2. С. 141—159

Таблица 1

Описательные статистики

Переменная N Среднее Стандартное Медиана Минимум Максимум
значение отклонение
Инвестиции 12 272 0,00
Индекс EPU 13 029 0,03 0,12 1,26 -0,46 0,97
Финансовый рычаг 12 244 1,35 0,42 0,54 0,82 2,19
Размер компании 12 955 0,55 0,33 11,91 0,00 1,74
Выручка 12 520 11,93 2,51 1,13 1,39 20,70
Денежный поток 12 300 1,45 1,28 0,03 0,00 9,13
Коэффициент 0,04 0,14 -0,69 0,75
Q Тобина 293
ROIC 1,17 1,06 0,86 0,02 5,97
Тип собственности И 414
7251 0,14 0,27 0,10 -1,17 1,46
0,85 0,35 1,00 0,00 1,00

И ст очник: базы данных R uslana и Amadeus (Bureau Van D ijk); данные по индексу
EPU — Economic Policy U ncertainty (w ww.policyuncertainty.com).

активов, однако может достигать 97%. При этом активы российских
компаний относительно низко оцениваются рынком — в среднем по­
казатель Q Тобина немного превышает 1. Также отметим, что 15%
выборки составляют компании с государственным участием.

Для исключения проблемы мультиколлинеарности в рамках регрес­
сионного анализа была построена матрица корреляции анализируемых
переменных (табл. 2). В связи с высокой корреляцией между перемен­
ными денежного потока и рентабельности инвестированного капитала
(0,74) денежный поток был исключен из модели.

Таблица 2

Корреляционная матрица

К п\-ч, 1юо3 Размер кно.)
Кон1=Г ш компании
ЮКCD Выручка 1
К ИCD КCаD .^ Денежный0,11 о
ЧCКD §г поток[0,06]О
1 К W Он Коэффицг0,17
Q Тобина[0,01]1
0,06 Тип собст­-0,03
[0,00] венности[0,03]

Инвестиции -0,05 1
Индекс EPU [0,00]
-0,06 1 1 1 1 1
Финансовый рычаг 0,10 [0,00]
[0,00] 0,04 -0,44 -0,08 0,07
Размер компании -0,04 [0,00] [0,00] [0,00] [0,26]
-0,10 [0,00] 0,09 0,74
Выручка [0,00] -0,10 0,15 [0,13] [0,00]
0,06 [0,00] [0,00] -0,08 -0,06
Денежный поток 0,15 [0,00] [0,00] [0,00]
Коэффициент [0,00] -0,22 -0,01 0,11
Q Тобина 0,02 [0,00] [0,84] [0,00]
ROIC 0,02 [0,08]
[0,71] 0,20 0,12
Тип собственности -0,03 -0,16 [0,00] [0,00]
[0,00] [0,01] -0,04
0,21 [0,00]
-0,04 0,00 [0,00]
[0,00] [0,69]
0,07
0,03 [0,00]
[0,02]

Примечание. В квадратных скобках представлено p -уalue.
И ст очник: базы данных R uslana и Amadeus (Bureau Van D ijk); данные по индексу
EPU — Economic Policy U ncertainty (w ww.policyuncertainty.com).

149

/О. Н. Найденова, В. В. Леонтьева / Вопросы экономики. 2020. № 2. С. 141—159

Результаты

В таблице 3 представлены результаты оценки уравнения (модели)
(1), а также ряд дополнительных моделей для проверки устойчивости
результатов. Во всех оцениваемых регрессиях используются индиви­
дуальные фиксированные эффекты.

Во-первых, тестируется устойчивость к исключению компаний, про­
существовавших не весь рассматриваемый период (модели 2 и 4), то есть
анализ проводится на сбалансированной панели. Во-вторых, включение
временных фиксированных эффектов позволяет протестировать устойчи­
вость влияния взаимодействия EPU и характеристик компании (модели
3 и 4) на инвестиции. В этом случае полученные коэффициенты отра­
жают влияние факторов при предположении о фиксированной разнице
в инвестициях между компаниями и одинаковом влиянии макроэконо-

Таблица 3

Результаты оценки влияния неопределенности экономической политики
на инвестиции на полной выборке

( о ( 2 ) (3) (4) (5) ( б )

t * CD к

л od л м3 s
CD К CD к
g Лщ gа ктч? тSа qj X od
s
t* m03 3I Ё В- m ^ CD’S ^ S
gs g S О Он о
ffl ЧВ - О !§ • ! CD о К мЫ И
О о_ rg « -S '
О Sк ин CD Д к ИМ CD CD Q h
СО « 0,010 К CD o § Й^
od m§ ч [0,015] Я Вч чА Ьg (D D S й
Ю 0,014 tr1 aj о Й^ r v 4 C%O
111 [0,011] СО ^ Щ ' О 4 ^ cd
-0,048"* QG « PQ к s P h
[0,010] -0,050*** -0,026 PО^
0,010 [0,011] [0,022] 5 Q-, ^
[0,015] -0,024 -0,013
0,013 [0,018] [0,014] ^®
[0,011] 0,023** 0,073*** C Q (D S
[0,011] [0,005]
Индекс EPU -0,026 0,019*** -0,026 -0,048*** -0,006
[0,022] -0,007 [0,003] [0,018] [0,010] [0,024]
Индекс EPU х ROIC -0,012 [0,027] 0,010 0,013
[0,013] -0,042" Да 0,024** [0,015] [0,015]
Индекс EPU x 0,072"* [0,017] [0,011] 0,014 0,010
Тип собственности [0,005] 0,093*** Да [0,011] [0,011]
Индекс EPU х 0,019*** [0,006] 6105 0,010 -0,003"
Размер компании [0,003] 0,030*** 0,044 [0,027] -0,004 [0,002]
Европейский индекс [0,004] -0,045*** [0,005]
EPU Да [0,017] -0,026 -0,030
Да 0,096*** [0,022] [0,023]
ROIC Нет [0,007] -0,012 -0,011
Нет 0,030*** [0,013] [0,013]
Финансовый рычаг 6105 [0,004] 0,072*** 0,077***
0,047 4284 [0,005] [0,006]
Размер компании 0,067 Да 0,019*** 0,019***
[0,003] [0,003]
Выручка Да
Да Да
Фиксированные 4284
индивидуальные эффекты 0,065 Нет Нет
Фиксированные
временные эффекты 6105 6105
N 0,047 0,048
R2

П римечание. В квадратных скобках представлены стандартные ошибки. *р < 0,1,
**р < 0,05, ***р < 0,01.

И ст очники: базы данных R uslana и Amadeus (Bureau Van D ijk); данные по индексу
EPU — Economic Policy U ncertainty (www.policyuncertainty.com); расчеты авторов.

150

/О. Н. Найденова, В. В. Леонтьева / Вопросы экономики. 2020. № 2. С. 141—159

мических факторов на все компании в каждый период. В-третьих, чтобы
разделить влияние неопределенности экономической политики России
и неопределенности экономической политики других стран на инвес­
тиции российских компаний, в модель были дополнительно включе­
ны европейский3 и глобальный4 индексы EPU. Эти индексы рассчита­
ны по той же методике (Baker et al., 2016) и опубликованы на сайте
www.policyuncertainty.com. Месячные данные индексов трансформирова­
ны с помощью геометрического среднего в годовые данные и включены
в модели с лагом один год. Кроме того, добавлено тестирование влияния
размера компании на взаимосвязь EPU и инвестиций (модель 6).

Результаты показывают, что неопределенность экономической
политики оказывает негативное воздействие на инвестиционную ак­
тивность компаний (модели 1, 2, 5). При увеличении индекса EPU на
одно стандартное отклонение инвестиции уменьшаются примерно на
0,02. Так как в среднем уровень инвестиций составляет 0,03, эффект
изменения неопределенности экономической политики не только ста­
тистически, но и экономически значим.

Кроме того, эффект взаимодействия индекса EPU и типа собствен­
ности компании оказался значимым и положительным, но только при
оценке на сбалансированной панели (модели 2 и 4). Непосредственный
эффект от типа собственности компаний нельзя оценить ввиду
постоянства переменной во времени и исключения ее при использова­
нии модели с фиксированными эффектами. В моделях коэффициент
при переменной взаимодействия равен 0,023 и 0,024 и значим на уровне
5%. Таким образом, гипотеза 3 не отвергается на сбалансированной
панели: отрицательный эффект неопределенности экономической по­
литики смягчается для компаний, в структуре собственности которых
нет государственных органов, однако эффект неустойчив5.

Переменная взаимодействия рентабельности инвестированного ка­
питала и индекса EPU не значима ни в одной модели. Следовательно,
гипотеза 2 отвергается. Рост рентабельности инвестированного капита­
ла не способствует смягчению негативного влияния неопределенности
экономической политики на инвестиции, что не согласуется с резуль­
татами, полученными ранее (Wang et al., 2014).

Кроме того, включение европейского индекса EPU (модель 5)
показало, что на инвестиционную активность российских компаний
влияет неопределенность экономической политики России, а не других
стран. Результаты для глобального индекса EPU аналогичны.

Значимый негативный эффект взаимодействия индекса EPU
и размера компании (модель 6) показывает, что неопределенность
экономической политики оказывает большее влияние на инвестиции
крупных компаний.

3Европейский индекс EPU рассчитан на основе анализа 10 газет Франции, Германии,
Италии, Испании и Великобритании.

4Глобальный индекс EPU представляет собой средневзвешенное по ВВП значение нацио­
нальных индексов EPU для Австралии, Бразилии, Канады, Чили, Китая, Франции, Германии,
Греции, Индии, Ирландии, Италии, Японии, Мексики, Нидерландов, России, Южной Кореи,
Испании, Швеции, Великобритании и США.

5Данный результат согласуется с предшествующим исследованием (Wang et al., 2014).

151

/О. Н. Найденова, В. В. Леонтьева / Вопросы экономики. 2020. № 2. С. 141—159

Также отметим, что влияние контрольных переменных на зависи­
мую соответствует ожидаемому. Коэффициенты перед переменной фи­
нансового рычага на сбалансированной выборке имеют отрицательный
знак, что согласуется с результатами исследований, проведенных на
российских данных (Аистов, Кузьмичева, 2012; Черкасова, Смирнова,
2012). Переменная выручки, как и в проведенных ранее исследованиях
(Черкасова, Теплова, 2011; Черкасова, Смирнова, 2012; Анкудинов и др.,
2018), а также размер компании (Анкудинов и др., 2018) оказывают по­
ложительное влияние на инвестиции. Переменная рентабельности капи­
тала не оказывает значимого влияния на инвестиции, что не согласуется
с результатами исследования (Теплова, Крылова, 2007), в котором было
обнаружено статистически значимое положительное влияние. Однако
следует учитывать наличие противоречивых точек зрения относительно
влияния рентабельности капитала на инвестиции. Показатель рентабель­
ности инвестиций имеет существенные ограничения и не должен быть
основанием для принятия инвестиционных решений (Dearden, 1969).

В таблице 4 представлены результаты оценки уравнения (2) для
подвыборки публичных компаний с включением показателя Q Тобина
(за исключением модели 8). Поскольку публичные компании в сред­
нем крупнее, чем непубличные, была оценена модель (8) для провер­
ки предположения об отсутствии влияния EPU на инвестиции более
крупных компаний. Во-первых, выборка была разделена на две части.
В первую включены компании, близкие по размеру к публичным ком­
паниям выборки. В качестве порогового был выбран минимальный
размер публичных компаний в выборке: компании с активами более
433,65 млн руб. вошли в подвыборку «крупные компании» (описа­
тельные статистики представлены в таблице 5). Кроме того, была
протестирована устойчивость результатов на подвыборке компаний,
просуществовавших весь период (модель 10), устойчивость к включе­
нию временных фиксированных эффектов (модель 9) и включению
европейского индекса EPU (модель И).

Результаты анализа показывают, что ни индекс EPU, ни эффекты
взаимодействия не значимы ни в одной из моделей.

Однако на инвестиции публичных российских компаний негатив­
ное влияние оказывают европейский индекс EPU (модель И ) и гло­
бальный индекс EPU. Это свидетельствует о значимых различиях
в поведении публичных и непубличных компаний. При увеличении
европейского индекса EPU на одно стандартное отклонение инвестиции
публичных компаний уменьшаются примерно на 0,019, а в среднем
уровень инвестиций публичных компаний составляет 0,05. Влияние
неопределенности европейской экономической политики на инвестиции
публичных компаний менее заметно, чем влияние неопределенности
российской экономической политики на инвестиции непубличных ком­
паний, однако остается достаточно существенным.

Таким образом, для публичных компаний гипотезы 2 и 3 откло­
няются, а гипотеза 1 не отклоняется только для внешней неопреде­
ленности экономической политики.

Влияние на уровень инвестиций контрольных переменных — вы­
ручка и размер компании — соответствует ожидаемому. Показатель

152

/О. Н. Найденова, В. В. Леонтьева / Вопросы экономики. 2020. № 2. С. 141—159

Таблица 4

Результаты оценки влияния неопределенности экономической политики
на инвестиции на выборке публичных компаний

(7) (8) (9) (10) (И) (12)

К
х кК
к ОD PD §

Юcd
Публичные
компании
Крупные
компании
Публичные
компании
(временные
эффекты)
Сбалансиро
ная панель
(публичные
компании)
Включение
европейског
индекса ЕР
Включение
европейског
индекса ЕР
Размер ком]

Индекс EPU -0,068 -0,066"* -0,074 0,035 -0,075 -0,295
[0,068] [0,015] [0,103] [0,201] [0,067] [0,223]
Индекс EPU x ROIC -0,038 0,037 0,084 -0,087 -0,047 -0,063
[0,107] [0,026] [0,067] [0,082] [0,106] [0,109]
Индекс EPU x 0,069 0,018 0,072 0,079
Тип собственности [0,070] [0,015] 0,082 -0,069 [0,069] [0,070]
Индекс EPU x [0,154] [0,376] 0,013
Размер компании -0,018 -0,094** -0,019 -0,046 -0,060" [0,012]
Европейский индекс [0,155] [0,040] [0,117] [0,144] [0,030]
EPU 0,043 -0,020 0,169*** 0,116* -0,005 0,014
[0,120] [0,023] [0,041] [0,061] [0,154] [0,158]
ROIC 0,117"* 0,086*** 0,072" 0,178*** 0,030 0,037
[0,039] [0,009] [0,036] [0,060] [0,120] [0,120]
Финансовый рычаг 0,087"* 0,030*** 0,044*** 0,046** 0,148*** 0,093**
[0,033] [0,007] [0,015] [0,022] [0,041] [0,045]
Размер компании 0,030" 0,113*** 0,082**
[0,014] Да Да Да [0,035] [0,033]
Выручка 0,029" 0,025*
Да Нет Да Да [0,014] [0,015]
Коэффициент Q Тобина 2781
Нет 0,049 248 119 Да Да
Фиксированные 0,121 0,156
индивидуальные эффекты 248 Нет Нет
Фиксированные 0,090
временные эффекты 248 248
N 0,109 0,096
R2

Примечание. В квадратных скобках представлены стандартные ошибки. *р< 0,1,
**р < 0,05, ***р < 0,01.

И ст очники: базы данных R uslana и Amadeus (Bureau Van D ijk); данные по индексу
EPU — Economic Policy U ncertainty (w ww.policyuncertainty.com); расчеты авторов.

Таблица 5

Описательные статистики подвыборки крупных компаний

Переменная N Среднее Стандартное Медиана Минимум Максимум
значение отклонение

Инвестиции 4215 0,05 0,13 0,02 -0,46 0,96

Индекс EPU 4287 1,37 0,42 1,26 0,82 2,19

Финансовый рычаг 4253 0,60 0,29 0,62 0,00 1,73

Размер компании 4317 14,61 1,42 14,24 12,99 20,70

Выручка 4262 1,04 0,73 0,91 0,00 5,58

Коэффициент Q Тобина 292 1,17 1,06 0,87 0,02 5,97
0,16 0,22 0,13 -0,99 1,46
ROIC 4056

Тип собственности 3070 0,81 0,39 1,00 0,00 1,00

И ст очники: базы данных Ruslana и Amadeus (Bureau Van Dijk); данные по индексу
EPU — Economic Policy U ncertainty (w ww.policyuncertainty.com).

153

/О. Н. Найденова, В. В. Леонтьева / Вопросы экономики. 2020. № 2. С. 141—159

Q Тобина, как и прежде (Теилова, Крылова, 2007), оказывает поло­
жительное влияние на инвестиции. На инвестиции публичных компа­
ний финансовый рычаг и рентабельность инвестированного капитала
статистически значимого влияния не оказывают.

Проверка устойчивости результатов
с учетом эндогенности индекса EPU

Возможность возникновения эндогенности связана с тем, что ин­
декс EPU не может быть строго экзогенной переменной, поскольку
политические силы могут оказывать влияние на новости, на которых
основан этот индекс.

В данной работе используется инструментальная переменная для
контроля эндогенности, которая отражает уровень неопределенности
экономической политики, но не зависит от публикаций в СМИ. В каче­
стве инструмента использовалась фиктивная переменная кризиса, при­
нимающая значение 1, если период выборки 2014и2015гг., иО в осталь­
ные годы (см. похожую методику в: Wang et al., 2014; Hristov, Roth,
2019; Ameer, 2014). Следует учитывать, что кризис представляет собой
общую неопределенность, в том числе неопределенность, вызванную
событиями на мировом рынке, а не только неопределенность россий­
ской экономической политики. Тем не менее адекватность переменной-
заменителя для неопределенности зависит от того, насколько сильно
она коррелирует с этим явлением (Jurado et al., 2015). Коэффициент
корреляции между фиктивной переменной кризиса и индексом EPU
составляет 0,85. Было обнаружено, что кризис вызывает снижение
корпоративных инвестиций (Duchin et al., 2010; Fakos et al., 2018).

Экономический кризис можно рассматривать как событие не­
определенности экономической политики, поскольку правительству
необходимо ее корректировать во время кризиса, а ожидания фирм
и их инвестиционное поведение в этот период меняются (Duchin et al.,
2010). Результаты оценки регрессий демонстрируют устойчивое отри­
цательное влияние неопределенности экономической политики на ин­
вестиции российских компаний и отсутствие эффекта для публичных
компаний (табл. 6).

***

Мы оценили влияние неопределенности экономической полити­
ки на инвестиции российских производственных компаний в 2009 —
2015 гг. В целом оно оказалось отрицательным. Наиболее сильно
эффект проявляется для крупных компаний. Негативный эффект не­
определенности экономической политики смягчается для компаний,
в структуре собственности которых нет государственных органов.
При этом более высокая рентабельность инвестированного капитала
не способствует смягчению негативного влияния неопределенности.
Кроме того, неопределенность российской экономической политики

154

/О. Н. Найденова, В. В. Леонтьева / Вопросы экономики. 2020. № 2. С. 141—159

Таблица 6

Оценка влияния неопределенности экономической политики
на инвестиции с использованием переменной кризиса

(13) (14) (15) (16) (17) (18) (19)

К g, кК QК QJ ^
оЩ
К g, КК КК
оЩ
1и нн ИчОWМ 11Оsи——'1 нн ОW 11——'
\ооОн CD а« 1 X vg £ х 1 йч s
vg £ х § ЛйК
ю3 вк йG ”к § ЛК ИМ X иО

Sоts К£ cкd Ъо
^К &§
PQ
.о C3Q S£ ШУ ^Л ^Еч S SU щР н 3 S£ ШУ ^Л кS Н °К CРDн
bs у§ S2 [£ГЗ
С§ с-> м ^ CQ VO S нS
bs у§ 2S £
VO SК Ойнн СсоЗ ^К Cl 2
. СО
с-> м ^ С
Он С Он

Кризис -0,036"* -0,072 -0,051*** -0,002 -0,073
[0,009] [0,059] [0,013] [0,022] [0,187]
Кризис х ROIC 0,009
[0,014] -0,161 0,022 0,011 -0,161 0,011 -0,179
Кризис х 0,010 [0,123] [0,024] [0,014] [0,121]
Тип собственности [0,010] [0,124] [0,014] 0,124**
Кризис х 0,111* 0,017 0,008 [0,060]
Размер компании -0,014 [0,061] [0,013] [0,010] 0,111* 0,009 -0,002
[0,009] [0,062] [0,010] [0,010]
ROIC -0,013 -0,002* 0,049
[0,014] [0,001] 0,0001" -0,003* [0,078]
Финансовый 0,067"* [0,010] [0,001] -0,039
рычаг [0,005] -0,020 -0,050*** -0,015 [0,116]
0,019"* [0,077] [0,018] [0,009] -0,020 -0,016* 0,177***
Размер компании [0,003] [0,077] [0,009] [0,042]
0,022 -0,022 -0,012 0,078**
Выручка Да [0,119] [0,023] [0,014] 0,022 -0,012 [0,036]
[0,119] [0,014] 0,048***
Коэффициент Нет 0,108*** 0,078*** 0,069*** [0,016]
Q Тобина [0,036] [0,009] [0,005] 0,108*** 0,075***
Фиксированные 6105 [0,037] [0,005] Да
индивидуальные 0,043 0,089*** 0,028*** 0,019***
эффекты [0,033] [0,007] [0,003] 0,089*** 0,019*** Да
Фиксированные [0,033] [0,003]
временные эффекты 0,033" 248
N [0,014] 0,033" 0,139
R2 [0,014]
Да Да Да
Да Да

Нет Нет Нет Нет Да

248 2781 6105 248 6105
0,104 0,044 0,043 0,104 0,045

Примечание. В квадратных скобках представлены стандартные ошибки. *р< 0,1,
**р < 0,05, ***р < 0,01.

И ст очники: базы данных R uslana и Amadeus (Bureau Van D ijk); данные по индексу
EPU — Economic Policy U ncertainty (w ww.policyuncertainty.com); расчеты авторов.

не оказывает статистически значимого влияния на инвестиционную
активность публичных компаний, однако она подвержена негативному
влиянию неопределенности на мировом рынке.

Негативное влияние неопределенности экономической политики на
инвестиции согласуется с результатами, полученными в зарубежных
исследованиях (Wang et al., 2014; Kang et al., 2014; Gulen, Ion, 2016).
Следует также отметить, что полученные результаты подтверждаются
данными опроса российских компаний о факторах, ограничивающих
их инвестиционную деятельность. Если в 2014 г. неопределенность
экономической политики ограничивала инвестиционную деятельность
34% организаций, то в 2015 г. доля таких компаний возросла до 66%6.

6 Росстат. Инвестиции в России. 2017: Стат. сб. http: www.gks.ru free_doc doc_2017
invest.pdf

155

/О. Н. Найденова, В. В. Леонтьева / Вопросы экономики. 2020. № 2. С. 141—159

Результат для публичных компаний отличается от того, что известно
из предыдущих исследований. Специфика публичных компаний в отно­
шении реакции на неопределенность экономической политики не связана
с их более крупным размером. Возможно, публичные компании менее чув­
ствительны к неопределенности экономической политики из-за большего
доступа к источникам финансирования за счет дополнительной эмиссии
акций и повышенных требований к отчетности и раскрытию информации.
Кроме того, выявлено, что на инвестиции публичных компаний оказывает
статистически значимое негативное влияние неопределенность экономи­
ческой политики, проводимой в других странах. Это можно объяснить
тем, что публичные компании более подвержены влиянию нестабильно­
сти геополитической ситуации и валютных курсов, которые могут быть
вызваны неопределенностью проводимой за рубежом политики.

Наше исследование заполняет пробел в исследовательском поле
в отношении влияния неопределенности экономической политики на
корпоративные инвестиции российских компаний и позволяет сделать
следующие выводы. Во-первых, доказанное отрицательное влияние
такой неопределенности на инвестиции производственных компаний
иллюстрирует важность прозрачности и стабильности экономической
политики. Путем снижения неопределенности политики можно создать
благоприятную инвестиционную среду. Во-вторых, следует обратить
внимание на то, что неопределенность оказывает меньшее негатив­
ное влияние на инвестиции компаний без государственного участия
в структуре капитала. Данный вывод важен в условиях значительной
доли государственного сектора в российской экономике.

Результаты, полученные для российских компаний, отличают­
ся от результатов предыдущих исследований и выявляют специфику
российских публичных компаний по отношению к неопределенности
экономической политики. Дальнейшие исследования могут быть посвя­
щены более глубокому анализу данного феномена и других факторов,
снижающих чувствительность инвестиционной деятельности компаний
к изменениям экономической политики.

Следует принимать во внимание ограничения, которые могут
оказывать влияние на интерпретацию результатов. Во-первых, ин­
декс неопределенности экономической политики — это приближенная
оценка экономической ситуации в стране, основанная на информации
из СМИ. СМИ, в свою очередь, могут быть субъективными и под­
вергаться влиянию государственных органов. Кроме того, специфика
российского индекса неопределенности экономической политики — ис­
пользование материалов только одного издания «Коммерсант». В связи
с этим полученные оценки могут быть смещены, поскольку одинаковые
события могут по-разному трактоваться в различных изданиях. Во-
вторых, объем выборки ограничен, особенно для публичных компаний,
поскольку данные о рыночной капитализации доступны только по
57 компаниям. Возможно, из-за малого размера выборки была обна­
ружена слабая статистическая значимость в регрессиях. В-третьих,
на эмпирических данных нельзя определить конкретный механизм
влияния участия государства в капитале компании на связь между
инвестиционными решениями и неопределенностью экономической

156

/О. Н. Найденова, В. В. Леонтьева / Вопросы экономики. 2020. № 2. С. 141—159

политики. Данный вопрос требует дополнительных исследований.
Наконец, следует с осторожностью распространять выводы на другие
компании, поскольку в выборке возможно смещение из-за ее ограни­
ченности, а также специфики производственной отрасли.

Список литературы / References

Аистов А. В., Кузьмичева Е. Е. (2012). Факторы принятия инвестиционных реше­
ний в условиях неопределенности: пример российских компаний Финансы
и кредит. № 18 (498). С. 25 —35. [Aistov А. V., Kuzmicheva Е. Е. (2012). Factors
of making investment decisions in conditions of uncertainty: An example of Russian
companies. Finansy i Kredit, No. 18 (498), pp. 25 —35. (In Russian).]

Анкудинов А. Б., Дашкин P. М., Дашкин Э. М. (2018). Оценка детерминант инвести­
ционной активности российских нефинансовых компаний Российское пред­
принимательство. Т. 19, № 4. С. 1175 —1188. [Ankudinov А. В., Dashkin R. М.,
Dashkin Е. М. (2018). Estimation of the determ inants of investment activity of
Russian non-financial companies. Russian Journal o f Entrepreneurship, Vol. 19,
No. 4, pp. 1175 —1188. (In Russian).] blips: doi.org 10.18334 rp. 19.4.38903

Всемирный банк (2019). Доклад об экономике России: Умеренные темпы роста эко­
номики —в центре внимания —неформальный сектор. N° 41. Вашингтон. [World
Bank (2019). Russia economic report: Modest growth —focus on informality.
No. 41. W ashington, DC.]

Теплова Т. В., Крылова М. C. (2007). Эмпирическое исследование факторов, опреде­
ляющих инвестиционную активность российских компаний Корпоративные
финансы. Т. 1, № 1. С. 22 —48. [Teplova Т. V., Krylova М. S. (2007). The empiri­
cal research of the factors determining the investment activity of Russian companies.
Journal o f Corporate Finance Research, Vol. 1, No. 1, pp. 22 —48. (In Russian).]
h ttp s: doi.org 10.17323 j.jcfr.2073-0438.1.1.2007.22-48

Черкасова В. А., Смирнова И. H. (2012). Зависимость инвестиционной активности
компании от стадий корпоративного жизненного цикла Корпоративные фи­
нансы. Т. 6, № 2. С. 45—57. [Cherkasova V. A., Smirnova I. N. (2012). Dependence
of investment activity of the company on stages of corporate life cycle. Journal of
Corporate Finance Research, Vol. 6, No. 2, pp. 45 —57. (In Russian).] hllps:
doi.org 10.17323 j .jcfr.2073-0438.6.2.2012.45-57

Черкасова В. А., Теплова О. Ю. (2011). Исследование факторов, влияющих на инвести­
ционную активность компаний Корпоративные финансы. Т. 5, N° 3. С. 5 —18.
[Cherkasova V. A., Teplova О. Yu. (2011). Research of factors which influence the invest­
ment activity of the companies. Journal o f Corporate Finance Research, Vol. 5, No. 3,
pp. 5 —18. (In Russian).] hllps: doi.org 10.17323 j.jcfr.2073-0438.5.3.2011.5-18

Яковлев A. (2009). Кто планирует инвестиции несмотря на кризис и что им
мешает? Вопросы экономики. N° 12. С. 100 —110. [Yakovlev А. (2009). W hat
kind of firms has investment programs in the crisis times and what kind of barriers
do they face? Voprosy Ekonomiki, No. 12, pp. 100 —110. (In Russian).] hllps:
doi.org 10.32609 0042-8736-2009-12-100-110

Abel A.B. (1983). Optimal investment under uncertainty. American Economic Review,
Vol. 73, No. 1, pp. 2 2 8 -2 3 3 .

Aggarwal R., Zong S. (2006). The cash flow—investment relationship: International evidence
of limited access to external finance. Journal o f Multinational Financial Management,
Vol. 16, No. 1, pp. 89—104. hllps: doi.org 10.1016 j.mulfin.2005.04.009

Aivazian V. A., Ge Y., Qiu J. (2005). The im pact of leverage on firm investment:
Canadian evidence. Journal o f Corporate Finance, Vol. 11, No. 1—2, pp. 277—291.
hllps: doi.org 10.1016 S0929-1199(03)00062-2

Ameer R. (2014). Financial constraints and corporate investment in Asian countries.
Journal o f A sian Economics, Vol. 33, pp. 44 —55. h ttp s ://d o i.o rg /1 0 .1 0 1 6 /
j.asieco.2014.05.004

157

/О. Н. Найденова, В. В. Леонтьева / Вопросы экономики. 2020. № 2. С. 141—159

Baker S. R., Bloom N., Davis S. J. (2016). M easuring economic policy uncertain­
ty. Q uarterly Journal o f Economics, Vol. 131, No. 4, pp. 1593 —1636. https:
doi.org 10.1093 qj e qj w02 4

Bloom N. (2014). Fluctuations in uncertainty. Journal o f Economic Perspectives, Vol. 28,
No. 2, pp. 153 —176. blips: doi.org 10.1257 jep.28.2.153

Chen S., Sun Z., Tang S., Wu D. (2011). Government intervention and investment
efficiency: Evidence from China. Journal o f Corporate Finance, Vol. 17, No. 2,
pp. 259 —271. blips: doi.org 10.1016 j.jcorpfin.2010.08.004

Dearden J. (1969). The case against ROI control. Harvard Business Review , Vol. 47,
No. 3, pp. 124-135.

Deng Y., Morck R., Wu J., Yeung B. (2011). M onetary and fiscal stimuli, ownership
structure, and China’s housing market. IR E S Working Paper Series, No. 16871.
http s: doi.org 10.213 9 /s srn .1775363

Duchin R., Ozbas О., Sensoy B.A. (2010). Costly external finance, corporate investment,
and the subprime mortgage credit crisis. Journal of Financial Economics, Vol. 97,
No. 3, pp. 418 —435. h ttp s: doi.org 10.1016 j .jfineco.2009.12.008

Faccio М., Masulis R.W., McConnell J.J. (2006). Political connections and corpo­
rate bailouts. Journal o f Finance, Vol. 61, No. 6, pp. 2597—2635. blips:
doi.org 10.213 9 /ssr n .676905

Fakos A., Sakellaris P., Tavares T. (2018), Investment slumps during financial crises: The role
of credit constraints. S S R N Electronic Journal, https://doi.org/10.2139/ssrn.3197369

Guariglia A., Liu X., Song L. (2008). Internal finance and growth: Microeconometric
evidence on Chinese firms. GEP Research Paper, No. 2008 37, University of
N ottingham . h tt ps: doi.org 10.213 9 /s srn .1420039

Gulen FL, Ion M. (2016). Policy uncertainty and corporate investment. R eview o f
Financial S tu d ies, Vol. 29, No. 3, pp. 523 —564. h ttp s ://d o i.o rg /1 0 .1 0 9 3 /rfs /
hhv050

Gurvich E., Prilepskiy I. (2015). The im pact of financial sanctions on the Russian
economy. Russian Journal o f Economics. Vol. 1, No. 4, pp. 359 —385. https:
doi.org 10.1016 j . ruje.2016.02.002

Hristov N., Roth M. (2019). U ncertainty shocks and financial crisis indicators. Deutsche
Bundesbank Discussion Paper, No. 36 2019.

Julio B., Yook Y. (2012). Political uncertainty and corporate investment cycles. Journal of
Finance, Vol. 67, No. 1, pp. 4 5 -8 3 . https://doi.Org/10.llll/j.1540-6261.2011.01707.x

Jurado K., Ludvigson S. C., Ng S. (2015). Measuring uncertainty. American Economic
R eview , Vol. 105, No. 3, pp. 1177—1216. https://doi.org/10.1257/aer.20131193

Kadapakkam P.-R., Kumar P.C., Riddick L.A. (1998). The impact of cash flows and
firm size on investment: The international evidence. Journal o f Banking & Finance,
No. 22, p. 2 9 3 -3 2 0 . blips: doi.org 10.1016 S0378-4266(97)00059-9

Kang W., Lee K., R atti R.A. (2014). Economic policy uncertainty and firm-level invest­
ment. Journal o f Macroeconomics, Vol. 39, pp. 42—53. https://doi.O rg/10.1016/j.
jm acro .2013.10.006

Khwaja A. I., Mian A. (2005). Do lenders favor politically connected firms? Rent
provision in an emerging financial market. Quarterly Journal of Economics,
Vol. 120, pp. 1371-1411. https://doi.org/10.1162/003355305775097524

Leuz C., Oberholzergee F. (2006). Political relationships, global financing, and corporate
transparency: Evidence from Indonesia. Journal of Financial Economics, Vol. 81,
No. 2, pp. 411 —439. https://doi.O rg/10.1016/j.jfineco.2005.06.006

Love I. (2003). Financial development and financing constraints: International evidence
from the structural investment model. R eview of Financial Studies, Vol. 16, No. 3,
pp. 765—791. h ttp s://d o i.o rg /1 0 .1 0 9 3 /rfs/h h g 0 1 3

Love I., Zicchino L. (2006). Financial development and dynamic investment behavior:
Evidence from panel VAR. Q uarterly R eview of Economics and Finance, Vol. 46,
No. 2, pp. 190—210. h ttp s: doi.org 10.1016 j .qref.2005.11.007

Pastor L., Veronesi P. (2013). Political uncertainty and risk premia. Journal o f
Financial Economics, Vol. 110, No. 3, pp. 520 —545, h ttp s://d o i.o rg /1 0 .1 0 1 6 /
j.jfineco.2013.08.007

158

/О. Н. Найденова, В. В. Леонтьева / Вопросы экономики. 2020. № 2. С. 141—159

Pindyck R. S. (1982). Adjustment costs, uncertainty, and the behavior of the firm.
American Economic R eview , Vol. 3, No. 72, pp. 415 —427.

Rodrik D. (1991). Policy uncertainty and private investment in developing countries.
Journal o f D evelopm ent Economics, Vol. 36, No. 2, pp. 229—242. blips: doi.
org 10.1016 0304-3878(91)90034-S

Sapienza P. (2004). The effects of government ownership on bank lending. Journal
of Financial Economics, Vol. 72, No. 2, pp. 357—384. blips: doi.org 10.1016
j.jfineco.2002.10.002

Stewart I., De D., Cole A. (2016). The D eloitte CFO survey Q2. Deloitte.
Sun W., Yang X., Xiao G. (2009). U nderstanding C hina’s high investment rate and

FDI levels: A comparative analysis of the return to capital in China, the United
States, and Japan. Journal o f International Commerce and Economics, Vol. 3,
No. 1, pp. 157-188.
World Bank (2004). World development report 2005: A better investment climate for
everyone. Washington, DC.
World Bank (2014). Russia economic report: Policy uncertainty clouds medium-term
prospects. No. 32. W ashington, DC.
Titman S. (1985). Urban land prices under uncertainty. American Economic R ev iew ,
Vol. 75, No. 3, pp. 5 0 5 -5 1 4 .
Vo X.V. (2018). Leverage and corporate investment — Evidence from Vietnam. Finance
Research L etters, Vol. 28, pp. 1—5. blips: doi.org 10.1016 j.frl.2018.03.005
Wang Y., Chen C. R., Huang Y. S. (2014). Economic policy uncertainty and corporate
investment: Evidence from China. P acific-B asin Finance Journal, Vol. 26,
pp. 227—243. h ttp s: doi.org 10.1016 j .pacfin.2013.12.008
Yang I., Koveos P., Barkley T. (2015). Perm anent sales increase and investment.
Journal o f E m pirical Finance, Vol. 34, pp. 15 —33. h ttp s ://d o i.o rg /1 0 .1 0 1 6 /
j.jempfin.2015.08.004

Economic policy uncertainty and investment of
Russian companies

Iuliia N. Naidenova*, Veronika V. Leonteva

Authors affiliation: HSE University (Perm, Russia).
* Corresponding author, email: [email protected]

This paper is devoted to determining the impact of economic policy uncertainty
on corporate investment of Russian manufacturing companies. By applying fixed
effects models on panel data, it was found that under increasing level of economic
policy uncertainty, the companies reduce their investment activity. The effect is most
pronounced for large companies. It is important to note that public companies are
not affected by the uncertainty of Russian economic policy, however, the European
and global economic policy uncertainty has a negative impact on their investments.
Testing the robustness by applying the methods of instrumental variables confirms
the results. The study suggests that maintaining transparency and stability of
economic policy can increase the level of corporate investment.

Keywords: economic uncertainty, policy uncertainty, corporate investment,
Russian companies.

JEL: D80, E22, E60, G18, G32.

159