張冬雪 羅 鵬 副教授（中國(guó)礦業(yè)大學(xué)管理學(xué)院 江蘇徐州 221116）

引言

當(dāng)前我國(guó)經(jīng)濟(jì)面臨下行壓力，制造業(yè)產(chǎn)能過剩，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)正處于調(diào)整升級(jí)期，同時(shí)人口紅利和勞動(dòng)力成本優(yōu)勢(shì)也不復(fù)存在，依托新的經(jīng)濟(jì)發(fā)展結(jié)構(gòu)并培育新的增長(zhǎng)點(diǎn)至關(guān)重要。隨著“一帶一路”倡議的持續(xù)推進(jìn)，我國(guó)積極發(fā)展與“一帶一路”沿線國(guó)家的經(jīng)濟(jì)合作關(guān)系。企業(yè)是投資的主體，企業(yè)對(duì)外直接投資目的地的選擇既有可能是順應(yīng)政府政策，也可能是基于自身的實(shí)際情況與經(jīng)營(yíng)戰(zhàn)略?！耙粠б宦贰背h是否真正促進(jìn)了我國(guó)企業(yè)對(duì)沿線國(guó)家的OFDI？在這種政策支持下，企業(yè)是否積極響應(yīng)了政府的號(hào)召？

“一帶一路”倡議自2013年提出以來，得到國(guó)內(nèi)外學(xué)者們的廣泛關(guān)注，研究角度和研究成果頗多?！耙粠б宦贰背h體現(xiàn)了中國(guó)遠(yuǎn)大的國(guó)際經(jīng)濟(jì)抱負(fù)，旨在繼續(xù)其強(qiáng)勁的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)（Yiping Huang，2016）。中國(guó)與“一帶一路”沿線國(guó)家的貿(mào)易關(guān)系不斷增強(qiáng)的同時(shí)，貿(mào)易集中化趨勢(shì)明顯，貿(mào)易競(jìng)爭(zhēng)加劇，但貿(mào)易互補(bǔ)大于貿(mào)易競(jìng)爭(zhēng)（李敬等，2017）。面對(duì)現(xiàn)階段中國(guó)經(jīng)濟(jì)產(chǎn)能過剩的事實(shí)，與“新絲綢之路”國(guó)家優(yōu)勢(shì)互補(bǔ)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)為中國(guó)過剩產(chǎn)能的轉(zhuǎn)出提供了可能性（劉育紅等，2012）。對(duì)于“一帶一路”地區(qū)的投資研究，大部分學(xué)者重點(diǎn)關(guān)注了中國(guó)對(duì)“一帶一路”沿線國(guó)家直接投資的影響因素（王穎等，2018；賀婭萍、徐康寧，2018；馬述忠、劉夢(mèng)恒，2016）。雖然我國(guó)企業(yè)對(duì)“一帶一路”沿線國(guó)家投資的潛力巨大，但沿線地區(qū)多為欠發(fā)達(dá)國(guó)家和新興經(jīng)濟(jì)體，投資環(huán)境比較復(fù)雜。因此，對(duì)于“一帶一路”地區(qū)的投資，應(yīng)當(dāng)基于分散化和差異化的準(zhǔn)則，加強(qiáng)投資環(huán)境評(píng)估，降低投資風(fēng)險(xiǎn)（張述存，2017；李笑影、李玲芳，2018）。雖然有學(xué)者實(shí)證考察了“一帶一路”倡議對(duì)出口增長(zhǎng)和對(duì)外直接投資風(fēng)險(xiǎn)的影響（孫楚仁等，2017；孫焱林、覃飛，2018），但是從微觀企業(yè)投資事件出發(fā)，研究“一帶一路”倡議這種政策效應(yīng)對(duì)于OFDI影響的文章很少。基于此，本文試圖借助新發(fā)展的雙重差分傾向得分匹配法，對(duì)“一帶一路”倡議是否影響中國(guó)對(duì)沿線國(guó)家OFDI的政策效果進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。

模型構(gòu)建與數(shù)據(jù)來源

（一）模型構(gòu)建

“一帶一路”倡議可以被看作是經(jīng)濟(jì)發(fā)展過程中的一項(xiàng)政策試驗(yàn)，因此可以用雙重差分法（DID）測(cè)度“一帶一路”倡議的實(shí)施對(duì)于中國(guó)對(duì)沿線國(guó)家OFDI的政策效果。本文參考孫焱林和覃飛（2018）的做法將2014年作為政策沖擊事件發(fā)生的年份。其中，虛擬變量BRI表示對(duì)外直接投資的企業(yè)是否屬于實(shí)驗(yàn)組。若企業(yè)i在實(shí)驗(yàn)期內(nèi)對(duì)外直接投資目的地為“一帶一路”國(guó)家或地區(qū)則屬于實(shí)驗(yàn)組，賦值為1；對(duì)于有對(duì)外直接投資行為，而目的地為非“一帶一路”國(guó)家或地區(qū)的企業(yè)作為控制組，賦值為0。虛擬變量t表示“一帶一路”倡議正式發(fā)布的年份，在2014年及之后的年份賦值1，其余年份賦值為0。本文根據(jù)DID方法的設(shè)定建立以下計(jì)量模型：

其中，下標(biāo)i和t分別表示第i個(gè)企業(yè)和第t年；被解釋變量LnOfdi為企業(yè)對(duì)外直接投資金額；Z為一系列控制變量；ε 是隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)，代表因個(gè)體和時(shí)間而變且影響中國(guó)企業(yè)OFDI的非觀測(cè)擾動(dòng)因素。

由計(jì)量模型的回歸方程可以看出，對(duì)于投資目的地為“一帶一路”國(guó)家或地區(qū)的企業(yè)（BRI=1），“一帶一路”倡議前后中國(guó)對(duì)沿線國(guó)家OFDI變化情況分別是β0+β1和β0+β1+β2+β3，變化幅度是△Yt=β2+β3。同樣地，對(duì)于投資目的地為非“一帶一路”國(guó)家或地區(qū)的企業(yè)（BRI=0），一帶一路倡議前后中國(guó)對(duì)“非一帶一路”國(guó)家OFDI變化情況分別為β0和β0+β2，即沒有受到“一帶一路”倡議影響的中國(guó)對(duì)非“一帶一路”國(guó)家OFDI前后變化幅度為△Y0=β2，因此，用實(shí)驗(yàn)組在“一帶一路”倡議前后中國(guó)OFDI的差異△Yt減去控制組在“一帶一路”倡議前后中國(guó)OFDI的差異△Y0，得到“一帶一路”倡議的實(shí)施對(duì)于中國(guó)對(duì)沿線國(guó)家OFDI的凈政策效應(yīng)△△Y=β3，這是本文DID方法估計(jì)的重要系數(shù)。如果“一帶一路”倡議促進(jìn)了中國(guó)對(duì)沿線國(guó)家OFDI，那么β3的系數(shù)應(yīng)該顯著為正。

（二）數(shù)據(jù)來源

在PSM-DID模型中，本文將中國(guó)企業(yè)對(duì)外直接投資金額的對(duì)數(shù)值作為被解釋變量。企業(yè)OFDI數(shù)據(jù)來自于《中國(guó)企業(yè)全球化報(bào)告》的附錄部分，并根據(jù)中國(guó)與全球化智庫、美國(guó)傳統(tǒng)基金會(huì)公開數(shù)據(jù)整理。本文樣本取自2000-2017年中國(guó)企業(yè)對(duì)外投資事件。對(duì)于初始樣本的處理，本文首先剔除金融行業(yè)數(shù)據(jù)和部分極值，并與萬德金融數(shù)據(jù)庫中A股上市公司進(jìn)行匹配，最終得到790個(gè)樣本。本文的一個(gè)關(guān)鍵解釋變量是“一帶一路”倡議（BRI），其與虛擬變量t的交互項(xiàng)BRI×t是本文關(guān)注的核心變量。為了控制其它因素的影響，本文還納入了一系列控制變量。企業(yè)投資目的地的選擇以及投資的規(guī)模要結(jié)合企業(yè)自身的經(jīng)營(yíng)狀況，因此企業(yè)的盈利能力（ROA）對(duì)其投資決策具有重要影響，本文用凈利潤(rùn)占總資產(chǎn)的比重來反映企業(yè)的盈利水平，其對(duì)應(yīng)財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)來自萬德金融數(shù)據(jù)庫。除了考慮企業(yè)自身的因素，東道國(guó)的經(jīng)濟(jì)環(huán)境狀況也影響著企業(yè)的投資行為，因此需要予以控制。本文選取了東道國(guó)的市場(chǎng)規(guī)模（LnOgdp）、東道國(guó)人均國(guó)民收入（PGNI）、經(jīng)濟(jì)自由度（LnFreedom）來衡量其對(duì)中國(guó)企業(yè)對(duì)外直接投資的影響。主要變量含義及數(shù)據(jù)來源見表1所示。

實(shí)證結(jié)果分析

（一）傾向得分匹配結(jié)果

傾向得分匹配法的思想源于匹配估計(jì)量，它的基本思路是先在未參與“一帶一路”倡議的控制組中找到某個(gè)企業(yè)j，使得j與參與“一帶一路”倡議的實(shí)驗(yàn)組中的企業(yè)i的可觀測(cè)變量盡可能相似（匹配），即Xi≈Xj，這樣便能夠相互比較。匹配估計(jì)量有助于解決DID中實(shí)驗(yàn)組和控制組在受到“一帶一路”倡議影響前不完全具備共同趨勢(shì)假設(shè)所帶來的問題。本文主要從企業(yè)的總資產(chǎn)（LnAsse）、所有者權(quán)益（LnEqu）、流動(dòng)資產(chǎn)（LnCur）、營(yíng)業(yè)總收入（LnInco）、凈利潤(rùn)（LnNetpro）等5個(gè)可觀測(cè)變量對(duì)實(shí)驗(yàn)組和控制組的樣本進(jìn)行匹配，采取的匹配方法是傾向得分的核匹配，然后通過Logit回歸估計(jì)傾向得分。表2中匹配后各個(gè)協(xié)變量的標(biāo)準(zhǔn)化偏差大幅縮小，并均小于10%，而且所有協(xié)變量的t檢驗(yàn)結(jié)果不拒絕實(shí)驗(yàn)組與控制組無系統(tǒng)性差異的原假設(shè)，這說明樣本傾向得分的匹配結(jié)果較好地平衡了數(shù)據(jù)，具有一定的可比性。

（二）平均影響效應(yīng)

本文運(yùn)用雙重差分法來考察“一帶一路”倡議的實(shí)施對(duì)于中國(guó)對(duì)沿線國(guó)家OFDI的影響，回歸結(jié)果如表3所示。在PSM處理前，可以發(fā)現(xiàn)，無論是否考慮控制變量的影響，模型（1）和模型（2）的DID交叉項(xiàng)BRI×t都通過了顯著性檢驗(yàn)，這表明在該模型設(shè)定下“一帶一路”倡議下中國(guó)對(duì)沿線國(guó)家OFDI具有顯著的正向影響?？刂谱兞康幕貧w結(jié)果表明，東道國(guó)的市場(chǎng)規(guī)模和東道國(guó)的人均國(guó)民收入未通過顯著性檢驗(yàn)，而企業(yè)的盈利能力和東道國(guó)的經(jīng)濟(jì)自由度對(duì)于中國(guó)企業(yè)OFDI具有顯著的負(fù)向影響。模型（3）和模型（4）報(bào)告的是樣本通過PSM處理后雙重差分模型的回歸結(jié)果。模型（3）的結(jié)果同樣顯示，在未加入控制變量時(shí)，其DID交叉項(xiàng)BRI×t的回歸系數(shù)在5%水平上顯著，且系數(shù)為正，這表明“一帶一路”倡議能顯著促進(jìn)中國(guó)對(duì)沿線國(guó)家OFDI。在模型（4）中，加入控制變量后，DID交叉項(xiàng)BRI×t的系數(shù)依然顯著為正，一定程度上說明了結(jié)果的穩(wěn)健性。其中，東道國(guó)的市場(chǎng)規(guī)模、東道國(guó)人均國(guó)民收入水平、企業(yè)的盈利能力、東道國(guó)的經(jīng)濟(jì)自由度的符號(hào)與模型（2）回歸結(jié)果基本一致。

表1 主要變量含義及數(shù)據(jù)來源

表2 匹配前后數(shù)據(jù)平衡性檢驗(yàn)

表3 “一帶一路”倡議對(duì)中國(guó)企業(yè)OFDI的影響

表4 “一帶一路”倡議對(duì)中國(guó)企業(yè)OFDI的動(dòng)態(tài)作用檢驗(yàn)

表5 “一帶一路”倡議對(duì)不同所有權(quán)性質(zhì)企業(yè)OFDI的政策影響

（三）動(dòng)態(tài)影響效應(yīng)

考慮到“一帶一路”倡議的政策效果發(fā)揮作用的時(shí)滯性，因此本文進(jìn)一步探討該倡議下中國(guó)對(duì)沿線國(guó)家OFDI的動(dòng)態(tài)影響效應(yīng)。由表4可以看出，在PSM處理前，無論是否考慮控制變量的影響，在模型（5）和模型（6）中可以看出只有BRI×t14和BRI×t15通過了顯著性檢驗(yàn)且系數(shù)為正，而DID交叉項(xiàng)BRI×t16以及BRI×t17的回歸系數(shù)均未通過顯著性檢驗(yàn)。在PSM處理后，模型（7）和模型（8）的DID交叉項(xiàng)依然是BRI×t14和BRI×t15通過了顯著性檢驗(yàn)，且系數(shù)為正。即“一帶一路”倡議在2014年和2015年顯著促進(jìn)了中國(guó)對(duì)沿線國(guó)家OFDI，在2016年和2017年作用并不明顯。原因可能是在該倡議提出初期，我國(guó)政府以及參與“一帶一路”倡議的國(guó)家和地區(qū)都出臺(tái)了很多短期優(yōu)惠政策和便利措施來鼓勵(lì)我國(guó)企業(yè)的投資，隨著政府成本的增加和投資企業(yè)數(shù)量的增多，加上“一帶一路”沿線地區(qū)復(fù)雜的投資環(huán)境，企業(yè)獲得的政策紅利不斷減少，因此投資的積極性降低。模型（6）和模型（8）中控制變量的回歸結(jié)果與平均影響效應(yīng)的回歸符號(hào)，趨勢(shì)基本保持一致。

（四）國(guó)有企業(yè)和非國(guó)有企業(yè)比較

鑒于國(guó)有企業(yè)和非國(guó)有企業(yè)的投資動(dòng)機(jī)可能存在差異，因此本文進(jìn)一步實(shí)證檢驗(yàn)“一帶一路”倡議對(duì)不同所有權(quán)性質(zhì)企業(yè)對(duì)沿線國(guó)家OFDI的影響。表5列示的是樣本在PSM處理后“一帶一路”倡議對(duì)不同所有權(quán)性質(zhì)企業(yè)OFDI政策影響的回歸結(jié)果。其中模型（9）和模型（10）列出了國(guó)有企業(yè)的回歸結(jié)果。在模型（9）中，可以看出雙重差分模型的交叉項(xiàng)SOE×BRI×t的回歸系數(shù)為0.88，在1%的水平上顯著為正；模型（10）納入控制變量后其交叉項(xiàng)的顯著程度雖然有所降低，不過依然在10%的水平上顯著為正，這意味著“一帶一路”倡議的實(shí)施能夠顯著促進(jìn)國(guó)有企業(yè)對(duì)沿線國(guó)家OFDI。模型（11）和模型（12）報(bào)告的是非國(guó)有企業(yè)的回歸結(jié)果。結(jié)果顯示，無論是否考慮控制變量的影響，其DID交叉項(xiàng)NonSOE×BRI×t的估計(jì)系數(shù)均未通過顯著性檢驗(yàn)，這表明“一帶一路”倡議對(duì)于非國(guó)有企業(yè)對(duì)沿線國(guó)家OFDI的政策效果并不明顯。控制變量的符號(hào)與平均影響效應(yīng)的回歸結(jié)果基本一致。

結(jié)論與建議

本文基于2000-2017年A股上市公司的財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)，從微觀樣本的對(duì)外投資事件入手，通過傾向得分匹配法遴選了“一帶一路”沿線國(guó)家和地區(qū)可供對(duì)比的企業(yè)樣本，然后借助雙重差分模型實(shí)證檢驗(yàn)了“一帶一路”倡議下中國(guó)對(duì)沿線國(guó)家OFDI的影響。

第一，從平均影響效應(yīng)來看，“一帶一路”倡議顯著地促進(jìn)了我國(guó)對(duì)沿線國(guó)家OFDI。該政策效應(yīng)的發(fā)揮具有一定的動(dòng)態(tài)效應(yīng)。在倡議實(shí)施后的前兩年中國(guó)對(duì)沿線國(guó)家OFDI影響顯著，后續(xù)年份的政策效果并不明顯，這意味著在“一帶一路”倡議的推進(jìn)過程中，我國(guó)企業(yè)積極響應(yīng)了政府的政策號(hào)召，取得了政策紅利。因此政府應(yīng)該繼續(xù)加強(qiáng)與“一帶一路”國(guó)家的發(fā)展戰(zhàn)略對(duì)接，為“一帶一路”建設(shè)提供全方位的服務(wù)，同時(shí)加強(qiáng)與沿線地區(qū)的交流與合作的深度和廣度。通過與沿線國(guó)家簽訂雙邊協(xié)議，建立更深層次的聯(lián)系，為中國(guó)企業(yè)在沿線國(guó)家OFDI提供長(zhǎng)期的政策支持和保障體系。

第二，“一帶一路”倡議的實(shí)施對(duì)不同所有權(quán)性質(zhì)企業(yè)對(duì)沿線國(guó)家OFDI影響存在差異，表現(xiàn)為“一帶一路”倡議促進(jìn)了國(guó)有企業(yè)OFDI，而對(duì)非國(guó)有企業(yè)的投資影響并不明顯。相比非國(guó)有企業(yè)，國(guó)有企業(yè)在“一帶一路”沿線國(guó)家和地區(qū)的OFDI受到的正面影響更為顯著，這表明國(guó)有企業(yè)往往擁有各種資源易得的特定優(yōu)勢(shì)，如融資渠道、信息資源、審批程序等。因此，政府應(yīng)進(jìn)一步完善投資信息的公開機(jī)制，對(duì)民間資本投資“一帶一路”給予實(shí)質(zhì)性的政策支持，充分調(diào)動(dòng)民營(yíng)企業(yè)的積極性，讓非國(guó)有企業(yè)享受到更多的政策紅利。