胡浩然 宋顏群

(1.山東大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，山東 濟(jì)南 250100；2.山東財(cái)經(jīng)大學(xué) 財(cái)政稅務(wù)學(xué)院，山東 濟(jì)南 250014)

一、引言

改革開放以來，對外貿(mào)易在推動我國經(jīng)濟(jì)增長中發(fā)揮了不可替代的作用。我國外貿(mào)依存度由1978年的不到10%，增長到2006年的最高點(diǎn)67%。但隨著國內(nèi)人口紅利消失和勞動成本上升，美歐等發(fā)達(dá)國家(地區(qū))逆全球化貿(mào)易壁壘增加，以及越南、印度等發(fā)展中國家在傳統(tǒng)貿(mào)易領(lǐng)域展開同質(zhì)競爭，貿(mào)易條件惡化導(dǎo)致我國外貿(mào)依存度在2021年下降到30%左右。以往發(fā)展經(jīng)驗(yàn)表明，持續(xù)擴(kuò)大開放對支撐我國經(jīng)貿(mào)外循環(huán)起到了重要作用，2018年中央經(jīng)濟(jì)工作會議首次提出堅(jiān)持“制度型開放”的表述，旨在推動全方位對外開放。但是，外貿(mào)模式需要重視時代因素，加工貿(mào)易等傳統(tǒng)貿(mào)易模式的發(fā)展瓶頸愈發(fā)明顯。隨著互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)、網(wǎng)購、跨國物流和支付技術(shù)的發(fā)展，跨境電商新型外貿(mào)模式迅速崛起。與傳統(tǒng)貿(mào)易模式相比，跨境電商降低了地理距離的交易成本和貿(mào)易雙方的信息不對稱，促進(jìn)了外貿(mào)便利化[1][2]。2019年我國跨境電商零售進(jìn)出口總額為1862.1億元，較上年增長38.3%，而同期傳統(tǒng)外貿(mào)增速僅為3.4%，可見跨境電商新型外貿(mào)模式在我國貿(mào)易開放中的作用越來越大。

但是，貿(mào)易開放也可能帶來“不穩(wěn)定效應(yīng)”(destabilizing effects)，增加了發(fā)展中國家的經(jīng)濟(jì)不確定性[3]，進(jìn)而可能帶來經(jīng)濟(jì)波動和外部風(fēng)險[4]。因此，本文引入企業(yè)主動承擔(dān)風(fēng)險的概念。已有研究大多認(rèn)為，企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)(risk-taking)綜合反映了企業(yè)在投資、生產(chǎn)經(jīng)營中對盈利預(yù)期和不確定性的主動選擇，并愿意為之承擔(dān)風(fēng)險的傾向[5][6][7]。企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)也是保證經(jīng)濟(jì)長期增長的動力和源泉[8]。那么，在跨境電商新型貿(mào)易開放環(huán)境下，中國大力發(fā)展跨境電商是否會影響企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平？會產(chǎn)生怎樣的影響？其中的作用機(jī)制是什么？對于上述問題的研究，不僅有助于厘清新型貿(mào)易開放與企業(yè)主動承擔(dān)風(fēng)險之間的關(guān)系，而且有助于政府部門通過政策改革激勵企業(yè)主動面對新型貿(mào)易開放的風(fēng)險和挑戰(zhàn)，因而具有一定的理論價值。此外，本文的研究結(jié)論可以為當(dāng)前中國政府推進(jìn)跨境電商供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革提供決策依據(jù)，故也具有一定的現(xiàn)實(shí)意義。

我國跨境電商的快速發(fā)展與國家政策推動密切相關(guān)[9]，2015年以來中國國務(wù)院先后設(shè)立多批次跨境電商綜合試驗(yàn)區(qū)。本文結(jié)合滬深A(yù)股上市公司數(shù)據(jù)，研究我國跨境電商試驗(yàn)區(qū)設(shè)立對企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平的影響。本文的邊際貢獻(xiàn)可能在于：第一，在研究視角上，已有文獻(xiàn)主要從管理者特征、股權(quán)和公司治理結(jié)構(gòu)、外部制度等角度研究其對企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平的影響[5][6]，本文從數(shù)字經(jīng)濟(jì)時代跨境電商新型外貿(mào)模式的新視角對之展開分析，在一定程度上豐富和拓展了企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平影響因素的研究。第二，在研究方法上，已有研究主要使用宏觀數(shù)據(jù)描述中國的跨境電商發(fā)展問題，這容易產(chǎn)生內(nèi)生性。本文借鑒已有文獻(xiàn)的研究思路，以中國設(shè)立跨境電商試驗(yàn)區(qū)為準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，采用雙重差分法客觀評估跨境電商試驗(yàn)區(qū)政策的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)，有效減弱內(nèi)生性干擾。第三，在研究結(jié)論上，本文發(fā)現(xiàn)跨境電商試驗(yàn)區(qū)設(shè)立可以有效提升企業(yè)的風(fēng)險承擔(dān)水平，說明我國跨境電商企業(yè)能積極面對經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型中的機(jī)遇和挑戰(zhàn)，勇于追逐利潤，并愿意主動承擔(dān)風(fēng)險。

二、制度背景、文獻(xiàn)回顧與研究假設(shè)

(一)制度背景

為了激勵企業(yè)從供給側(cè)參與跨境電商新型外貿(mào)模式，2015年以來中國先后設(shè)立了六批次的跨境電商綜合試驗(yàn)區(qū)。截至2022年1月底，全國共有132個跨境電商綜合試驗(yàn)區(qū)，其中2015年國務(wù)院在杭州設(shè)立第一個跨境電商綜合試驗(yàn)區(qū)試點(diǎn)城市；2016年確定第二批試點(diǎn)城市名單，包括鄭州、廣州等12個城市；2018年確定第三批試點(diǎn)城市名單，包括北京、沈陽等22個城市；2019年石家莊、太原等24個城市獲批；2020年烏魯木齊、三亞等46個城市獲批；2022年鄂爾多斯、揚(yáng)州等27個城市獲批。由于本文上市公司的數(shù)據(jù)截至2019年，因此將前三批次的試點(diǎn)城市作為研究對象。

跨境電商試驗(yàn)區(qū)政策的主要措施有：一方面，在支付、物流、通關(guān)、退稅和結(jié)匯等環(huán)節(jié)給予先行先試，完善出口退稅政策，2018年10月對試驗(yàn)區(qū)電商出口企業(yè)實(shí)行免稅。另一方面，逐步放松跨境電商零售進(jìn)口的監(jiān)管，簡化進(jìn)口許可批件、注冊或備案等程序；進(jìn)口清單內(nèi)商品實(shí)行限額內(nèi)零關(guān)稅，進(jìn)口環(huán)節(jié)增值稅和消費(fèi)稅在按法定應(yīng)納稅額70%征收的基礎(chǔ)上，進(jìn)一步擴(kuò)大享受優(yōu)惠政策的商品范圍?？梢?，跨境電商試驗(yàn)區(qū)政策對企業(yè)的直接作用是降低了稅收負(fù)擔(dān)，類似于財(cái)稅政策的減稅措施?？缇畴娚淘囼?yàn)區(qū)政策的目標(biāo)是通過擴(kuò)大開放水平增加進(jìn)出口貿(mào)易和就業(yè)①。

本文進(jìn)一步計(jì)算出試驗(yàn)區(qū)和非試驗(yàn)區(qū)企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平的平均值，如圖1所示。從圖1可以發(fā)現(xiàn)，2010～2015年試驗(yàn)區(qū)和非試驗(yàn)區(qū)企業(yè)平均風(fēng)險承擔(dān)水平數(shù)值總體差異不大，2015年以后試驗(yàn)區(qū)企業(yè)平均風(fēng)險承擔(dān)水平相比非試驗(yàn)區(qū)企業(yè)出現(xiàn)明顯提升，初步說明跨境電商試驗(yàn)區(qū)政策可能提升了試驗(yàn)區(qū)內(nèi)企業(yè)的風(fēng)險承擔(dān)水平。

圖1 試驗(yàn)區(qū)和非試驗(yàn)區(qū)企業(yè)平均風(fēng)險承擔(dān)水平

(二)文獻(xiàn)回顧與研究假設(shè)

1.關(guān)于經(jīng)濟(jì)開放與企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)的文獻(xiàn)回顧。跨境電商新型外貿(mào)模式是我國新時期擴(kuò)大經(jīng)濟(jì)開放的重要途徑之一，屬于經(jīng)濟(jì)開放的研究范疇。擴(kuò)大經(jīng)濟(jì)開放存在正反兩方面作用：一方面，可以通過市場多元化的風(fēng)險分散機(jī)制熨平一國產(chǎn)出的波動性[10][11]，進(jìn)而增強(qiáng)企業(yè)抵御風(fēng)險的能力，提高風(fēng)險承擔(dān)水平[12][13][14]；另一方面，經(jīng)濟(jì)開放增加了我國的經(jīng)濟(jì)政策不確定性，不確定因素將降低銀行和外資企業(yè)主動承擔(dān)風(fēng)險的能力[15][16]。已有文獻(xiàn)在研究思路和研究方法等方面為本文提供了很好的借鑒，但未給出相對統(tǒng)一的研究結(jié)論。并且，跨境電商新型貿(mào)易開放模式與已有研究視角存在明顯不同，主要是其中的政策性因素，既包含稅收等優(yōu)惠措施，也包含明確的政策目標(biāo)。

2.研究假設(shè)。跨境電商試驗(yàn)區(qū)政策對企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)的影響，可能源于兩方面：一方面，直接源于跨境電商試驗(yàn)區(qū)設(shè)立的具體措施；另一方面，這些措施可能帶來衍生作用，進(jìn)而在其中起到間接影響。

第一，跨境電商試驗(yàn)區(qū)政策的具體措施是對試驗(yàn)區(qū)內(nèi)企業(yè)實(shí)施進(jìn)口減稅和出口退(免)稅?？梢灶A(yù)期的是，進(jìn)出口減稅措施有助于降低企業(yè)的稅收負(fù)擔(dān)。稅負(fù)是影響企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平的重要因素，高稅負(fù)通常帶來“資源擠壓”效應(yīng)和“財(cái)務(wù)危機(jī)”效應(yīng)，進(jìn)而降低企業(yè)對風(fēng)險項(xiàng)目的預(yù)期利潤和風(fēng)險承擔(dān)能力[17]。為了減小企業(yè)財(cái)務(wù)負(fù)擔(dān)，政府部門通常會通過財(cái)稅政策給企業(yè)減稅或補(bǔ)貼，這些政策是影響企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平的重要因素[18]。已有研究表明，政府的減稅和補(bǔ)貼措施顯著提升了企業(yè)的風(fēng)險承擔(dān)水平[19][20]。因此，從理論上看，企業(yè)稅率下降有助于提升企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平，在跨境電商試驗(yàn)區(qū)政策與企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)之間發(fā)揮直接作用。

第二，進(jìn)口減稅直接降低了企業(yè)的資金支出，出口退(免)稅帶來的稅收返還變相增加了企業(yè)的資金流入，有助于緩解企業(yè)的內(nèi)源融資約束[21]。一方面，企業(yè)有更充足的內(nèi)源資金用于技術(shù)創(chuàng)新[19][22]，技術(shù)創(chuàng)新顯然有助于企業(yè)搭建電商平臺、進(jìn)行數(shù)字化轉(zhuǎn)型和完善倉儲物流等，助推企業(yè)拓展跨境電商業(yè)務(wù)。另一方面，企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的基礎(chǔ)是不斷引進(jìn)研發(fā)型和創(chuàng)新型人才[23][24]，這一過程不僅可以吸引人才就業(yè)[25]，更可以改善企業(yè)的人才結(jié)構(gòu)。從現(xiàn)有研究的結(jié)論來看，企業(yè)加大研發(fā)創(chuàng)新投資有助于其抵御外部風(fēng)險[15]，企業(yè)研發(fā)強(qiáng)度與風(fēng)險承擔(dān)水平呈正相關(guān)關(guān)系[26][27]。由此可以推斷，跨境電商試驗(yàn)區(qū)政策的稅收優(yōu)惠可以激勵企業(yè)增加對研發(fā)創(chuàng)新的資金投入和人才引進(jìn)，從而間接提升企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平。

為更清晰地理解理論分析的邏輯，本文繪制如下邏輯框架，如圖2所示。并且，基于以上理論分析，本文提出研究假設(shè)：跨境電商試驗(yàn)區(qū)設(shè)立提高了試驗(yàn)區(qū)內(nèi)企業(yè)的風(fēng)險承擔(dān)水平。

圖2 邏輯框架圖

三、研究設(shè)計(jì)

(一)樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文主要使用2010～2019年中國滬深A(yù)股上市公司數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來自國泰安(CSMAR)數(shù)據(jù)庫和萬德(WIND)數(shù)據(jù)庫。由于跨境電商試驗(yàn)區(qū)政策的具體措施主要作用于關(guān)稅，而且該政策主要針對通過跨境電商途徑從事進(jìn)出口貿(mào)易的企業(yè)，因此本文保留外貿(mào)企業(yè)作為研究樣本。本文依據(jù)企業(yè)是否存在國外銷售收入判斷企業(yè)是否為外貿(mào)企業(yè)，國外銷售收入數(shù)據(jù)從國泰安上市公司數(shù)據(jù)庫中獲取。同時，本文剔除了全部的ST和*ST上市公司的樣本，主要考慮到這類公司經(jīng)營連續(xù)虧損兩年并面臨退市風(fēng)險，其股價和股票收益率的波動比較異常，因而可能影響本文的研究結(jié)論。此外，考慮到數(shù)據(jù)缺失問題，本文剔除了西藏地區(qū)的樣本。城市層面的數(shù)據(jù)來自《中國城市統(tǒng)計(jì)年鑒》。

(二)模型設(shè)定

為檢驗(yàn)跨境電商試驗(yàn)區(qū)設(shè)立對試驗(yàn)區(qū)內(nèi)企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平的影響，本文以中國分批設(shè)立跨境電商綜合試驗(yàn)區(qū)的改革作為準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，并使用多期雙重差分法(DID)進(jìn)行實(shí)證估計(jì)[28]。具體構(gòu)建以下計(jì)量模型：

(1)

式(1)中，j、c、p、i、t分別表示企業(yè)、地級市、省份、行業(yè)和年份。riskjt為j企業(yè)在t年的風(fēng)險承擔(dān)水平；Xjt表示j企業(yè)在t年的控制變量，Zct表示c城市在t年的控制變量；εjt為隨機(jī)擾動項(xiàng)；Treatc×Postt表示跨境電商試驗(yàn)區(qū)政策的影響效應(yīng)。β是本文主要關(guān)注的系數(shù)，當(dāng)β顯著大于0，說明跨境電商試驗(yàn)區(qū)設(shè)立有助于提升試驗(yàn)區(qū)內(nèi)企業(yè)的風(fēng)險承擔(dān)水平；相反，當(dāng)β顯著小于0，則說明跨境電商試驗(yàn)區(qū)設(shè)立將降低企業(yè)的風(fēng)險承擔(dān)水平。

為了排除其他潛在不可觀測因素的干擾，本文在公式(1)中引入企業(yè)固定效應(yīng)、年份固定效應(yīng)、省份與年份的聯(lián)合固定效應(yīng)。企業(yè)固定效應(yīng)(μj)用于刻畫不隨時間變化的企業(yè)固有特征，年份固定效應(yīng)(λt)用于刻畫不隨城市變化的時間因素。省份與年份的聯(lián)合固定效應(yīng)(Jpt)用于刻畫城市所處省份的時變宏觀環(huán)境，可以將控制組與實(shí)驗(yàn)組城市限定在同一省份內(nèi)部，增強(qiáng)可比性。為了盡可能控制不可觀測的行業(yè)特征因素對模型估計(jì)結(jié)果的干擾，本文借鑒Liu和Qiu(2016)的研究思路[29]，將行業(yè)特征因素的線性時間趨勢項(xiàng)(λi×T)作為控制變量加入公式(1)中。行業(yè)的時間趨勢為行業(yè)的虛擬變量與時間趨勢項(xiàng)(T=1,2,……)的交互項(xiàng)，例如將2010年設(shè)置為1，則2019年設(shè)置為10。為避免異常值對估計(jì)結(jié)果造成的干擾，本文對所有連續(xù)變量在上下1%水平進(jìn)行縮尾處理。

(三)變量定義

1.被解釋變量。由于所用數(shù)據(jù)和指標(biāo)定義的不同，現(xiàn)有研究衡量企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平的方法也存在不同。本文基于中國上市公司數(shù)據(jù)，以上市公司每日個股回報(bào)率的年標(biāo)準(zhǔn)差衡量企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平(risk)，將結(jié)果乘以250進(jìn)行年化處理，在此基礎(chǔ)上取自然對數(shù)衡量[30]，如公式(2)所示：

(2)

式(2)中，d表示股票市場的交易日，Rjdt為上市公司股票j在t年第d天考慮現(xiàn)金紅利再投資的日個股回報(bào)率。

2.解釋變量。Treatc為政策分組虛擬變量，本文將跨境電商綜合試驗(yàn)區(qū)的試點(diǎn)城市設(shè)置為1，其他城市設(shè)置為0。Postt為政策沖擊的時間虛擬變量，由于我國在2015年3月7日、2016年1月12日和2018年7月24日分別認(rèn)定了三批次的跨境電商綜合試驗(yàn)區(qū)試點(diǎn)城市名單，本文分別針對三個批次的城市名單設(shè)置政策沖擊時間虛擬變量。從三批次城市名單公布的時間來看，在公布當(dāng)年實(shí)際時間未滿1年，借鑒已有研究的做法[31]，本文將第一批次的城市在2015年設(shè)定為5/6，以后年份設(shè)置為1，其他年份設(shè)置為0；第二批次的城市名單在2016年設(shè)置為11/12，以后年份設(shè)置為1，其他年份設(shè)置為0；第三批次的城市名單在2018年設(shè)置為1/2，以后年份設(shè)置為1，其他年份設(shè)置為0。

3.控制變量。為控制政策分組帶來的城市選擇效應(yīng)以及企業(yè)、城市層面潛在因素的干擾，本文設(shè)置企業(yè)和城市層面的控制變量。企業(yè)層面的控制變量Xjt包括：企業(yè)規(guī)模，用上市公司總資產(chǎn)取自然對數(shù)衡量；企業(yè)年齡，用上市公司實(shí)際存續(xù)年限取自然對數(shù)衡量；薪酬?duì)顩r，用上市公司支付給職工以及為職工支付的現(xiàn)金與應(yīng)付職工薪酬之和除以員工總數(shù)取自然對數(shù)衡量；資本密集度，用上市公司固定資產(chǎn)凈額除以員工總數(shù)然后取自然對數(shù)衡量；國有虛擬變量和外資虛擬變量，根據(jù)上市公司所有制形式將國營或國有控股和集體公司歸類為國有企業(yè)，將外商獨(dú)資和中外合資公司歸類為外資企業(yè)，其他上市公司歸類為民營企業(yè)；資產(chǎn)負(fù)債率，用上市公司總負(fù)債除以總資產(chǎn)衡量；營業(yè)收入增長率，用上市公司營業(yè)收入的年增長率衡量；資產(chǎn)收益率，用上市公司凈利潤除以總資產(chǎn)衡量。城市層面的控制變量Zct包括：經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，用城市國內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)除以年末總常住人口取自然對數(shù)衡量；財(cái)政支出比例，用城市財(cái)政支出占GDP的比重衡量。

四、實(shí)證結(jié)果與分析

(一)描述性統(tǒng)計(jì)分析

本文主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)如表1所示。從表1中可知，企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平的最大值為3.005，最小值為1.144，均值為1.964，標(biāo)準(zhǔn)差為0.332，表明樣本企業(yè)存在不同程度的風(fēng)險承擔(dān)水平，且企業(yè)間存在較大差異。其他控制變量的結(jié)果與現(xiàn)有文獻(xiàn)基本一致，在此不再一一贅述。

表1 主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)

(二)基準(zhǔn)回歸分析

表2報(bào)告了本文的基準(zhǔn)回歸結(jié)果，計(jì)量模型控制了企業(yè)、年份、省份—時間固定效應(yīng)和行業(yè)的時間趨勢，并對回歸標(biāo)準(zhǔn)誤在城市層面進(jìn)行了聚類調(diào)整。第(1)～(6)列逐步加入企業(yè)、城市層面的控制變量，但交叉項(xiàng)Treat×Post的估計(jì)系數(shù)始終在5%或1%水平顯著為正，這些結(jié)果都表明跨境電商試驗(yàn)區(qū)設(shè)立有助于激勵企業(yè)積極應(yīng)對風(fēng)險性投資機(jī)會，進(jìn)而提高了企業(yè)的風(fēng)險承擔(dān)水平。其中，表2第(6)列為本文的基準(zhǔn)回歸模型，交叉項(xiàng)估計(jì)系數(shù)值為0.043。這意味著，從經(jīng)濟(jì)意義來講，跨境電商綜合試驗(yàn)區(qū)企業(yè)與非試驗(yàn)區(qū)企業(yè)相比大約提高了4.3%左右的風(fēng)險承擔(dān)水平，表明我國的跨境電商試驗(yàn)區(qū)設(shè)立有效提升了試驗(yàn)區(qū)內(nèi)企業(yè)主動承擔(dān)風(fēng)險的能力，支持了本文的研究假設(shè)。

表2 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

(三)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.平行趨勢檢驗(yàn)。雙重差分法估計(jì)有效的重要前提是實(shí)驗(yàn)組與對照組的被解釋變量(risk)需要滿足平行趨勢變化的假設(shè)。為了對此進(jìn)行檢驗(yàn)，本文將公式(1)中政策沖擊時間虛擬變量Postt替換為各年份的時間虛擬變量Yeart，然后再進(jìn)行估計(jì)，模型如公式(3)所示，并且以政策實(shí)施前一年(2014年)為基期。

(3)

為了直觀起見，本文將新交叉項(xiàng)Treat×Year的估計(jì)系數(shù)繪制在圖3中，其中實(shí)線部分刻畫了跨境電商試驗(yàn)區(qū)政策的邊際效應(yīng)，虛線部分描繪的是95%置信區(qū)間。從圖3可以清楚看出，邊際效應(yīng)線在2015年以前較為平坦，從2015年開始，邊際效應(yīng)線向右上方傾斜且幅度越來越大，這說明跨境電商試驗(yàn)區(qū)政策對企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平的提升作用逐步增強(qiáng)。同時，新交叉項(xiàng)Treat×Year的估計(jì)系數(shù)在2016年及以后年度均通過5%以內(nèi)的顯著性檢驗(yàn)，這說明跨境電商試驗(yàn)區(qū)政策的作用具有一定的滯后性。整體而言，實(shí)驗(yàn)組與對照組的企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平的變化在跨境電商試驗(yàn)區(qū)政策沖擊之前滿足平行趨勢假設(shè)。

2.預(yù)期效應(yīng)。在政策實(shí)施之前，通常會有媒體報(bào)道或者會議決策信息流出，同時也可能存在其他潛在政策的干擾。本文在公式(1)的基礎(chǔ)上，引入政策分組變量(Treatc)與政策前的年份虛擬變量(Yeart)的乘積項(xiàng)以檢驗(yàn)企業(yè)是否存在預(yù)期效應(yīng)。假設(shè)企業(yè)可能存在1～2年的預(yù)期時間，本文將新交叉項(xiàng)Treat×Year2014和Treat×Year2013加入公式(1)中，檢驗(yàn)結(jié)果如表3第(1)～(2)列所示?？梢园l(fā)現(xiàn)，新交叉項(xiàng)Treat×Year2014和Treat×Year2013的估計(jì)系數(shù)沒有通過顯著性檢驗(yàn)，同時交叉項(xiàng)Treat×Post的估計(jì)均系數(shù)顯著為正。這說明不存在明顯的預(yù)期效應(yīng)，跨境電商試驗(yàn)區(qū)設(shè)立具有較強(qiáng)的外生性。

圖3 跨境電商試驗(yàn)區(qū)政策對企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平(risk)的動態(tài)影響效應(yīng)

表3 穩(wěn)健性檢驗(yàn)：預(yù)期效應(yīng)、安慰劑檢驗(yàn)和更換指標(biāo)測算方法

3.安慰劑檢驗(yàn)。雙重差分法使用的前提條件是改革實(shí)施之前實(shí)驗(yàn)組和對照組需要滿足平行趨勢假設(shè)(圖3已經(jīng)證明)，則基本可以排除2015年以前存在其他政策的干擾。本文進(jìn)一步開展虛擬實(shí)驗(yàn)，分別假設(shè)真實(shí)有效的政策發(fā)生在2013年和2012年，重新進(jìn)行檢驗(yàn)，并且刪除政策發(fā)生后(2015～2019年)的樣本，檢驗(yàn)結(jié)果如表3第(3)(4)列所示?？梢园l(fā)現(xiàn)，新交叉項(xiàng)Treat×Year2013和Treat×Year2012的估計(jì)系數(shù)均沒有通過顯著性檢驗(yàn)，因而本文通過了反事實(shí)的安慰劑檢驗(yàn)。

4.更換被解釋變量的測算方法。本文嘗試使用更為常見的方法度量企業(yè)的風(fēng)險承擔(dān)水平，即用企業(yè)盈利的波動性來度量[6]。企業(yè)盈利(roa)用企業(yè)息稅前利潤與總資產(chǎn)的比率衡量。首先，為了剔除行業(yè)因素對企業(yè)roa的影響，本文用企業(yè)roa減去該企業(yè)所在行業(yè)roa的平均值。然后，計(jì)算企業(yè)在每一時間跨度內(nèi)經(jīng)行業(yè)調(diào)整的roa標(biāo)準(zhǔn)差，具體以3年為時間跨度進(jìn)行滾動計(jì)算。使用該方法測算得出企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平(σroa)并作為被解釋變量，回歸結(jié)果如表3第(5)列所示。結(jié)果顯示，交叉項(xiàng)Treat×Post的估計(jì)系數(shù)同樣顯著為正，說明更換企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平的測算方法沒有改變本文的基本結(jié)論。

5.樣本選擇性偏差。雙重差分法要求實(shí)驗(yàn)組和對照組是隨機(jī)分布的，本文在計(jì)量模型中加入了城市層面的控制變量以控制政策分組的選擇效應(yīng)，并且加入企業(yè)層面的控制變量以控制企業(yè)特征，但是依然可能存在樣本選擇性偏差。為解決這一問題，本文采用傾向得分匹配法(PSM)的近鄰匹配方式，將企業(yè)和城市層面的控制變量作為協(xié)變量，將實(shí)驗(yàn)組和對照組的樣本按照1∶1進(jìn)行配對，并利用匹配后的樣本對公式(1)進(jìn)行參數(shù)估計(jì)，回歸結(jié)果見表4第(1)列。結(jié)果顯示，交叉項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)在5%水平顯著為正，與表2第(6)列的回歸結(jié)果基本一致，充分說明樣本選擇性偏差沒有影響本文研究結(jié)論。

表4 穩(wěn)健性檢驗(yàn)：使用傾向得分匹配法、更換控制條件、保留相鄰地區(qū)和使用工具變量法

6.更換控制條件。上文為了控制行業(yè)不可觀測的產(chǎn)業(yè)特定因素的影響，在公式(1)中將行業(yè)特定的線性時間趨勢項(xiàng)作為控制變量加入模型中。為了穩(wěn)健性考慮，本文將行業(yè)的時間趨勢項(xiàng)更換為控制城市不可觀測特定因素的城市時間趨勢項(xiàng)，檢驗(yàn)結(jié)果如表4第(2)列所示。結(jié)果顯示，交叉項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)顯著為正，說明城市不可觀測的特定因素沒有對本文結(jié)論造成干擾。另外，表4第(3)列為沒有控制行業(yè)時間趨勢的檢驗(yàn)結(jié)果，結(jié)果發(fā)現(xiàn)交叉項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)仍然顯著為正，說明在放松控制條件后本文結(jié)論依然沒有發(fā)生改變。

7.保留相鄰地區(qū)。由于不同城市的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和數(shù)字經(jīng)濟(jì)化程度存在差異，因而實(shí)驗(yàn)組和對照組城市跨境電商新型外貿(mào)模式的發(fā)展?fàn)顩r也存在不同。為了消除實(shí)驗(yàn)組和對照組城市之間的異質(zhì)性，可以選擇具有相似性的城市進(jìn)行對比。由于地理位置相鄰的城市在經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r、區(qū)位、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)等方面具有較大的相似性[32]，本文參照已有文獻(xiàn)的做法，保留試驗(yàn)區(qū)試點(diǎn)城市以及與其地理位置相鄰的對照組城市的樣本，然后基于公式(1)重新進(jìn)行檢驗(yàn)?；貧w結(jié)果如表4第(4)列所示，可以發(fā)現(xiàn)交叉項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)仍然顯著為正，與本文基準(zhǔn)回歸結(jié)果一致。

8.工具變量法結(jié)合雙重差分法。跨境電商試驗(yàn)區(qū)的設(shè)立有助于促進(jìn)試驗(yàn)區(qū)跨境電商新型外貿(mào)模式的發(fā)展，進(jìn)而提升進(jìn)出口貿(mào)易。考慮到進(jìn)口貿(mào)易的擴(kuò)張可以影響企業(yè)主動承擔(dān)風(fēng)險的能力，同時試點(diǎn)城市進(jìn)出口貿(mào)易受到了跨境電商試驗(yàn)區(qū)政策的直接影響。因此，本文借鑒已有文獻(xiàn)的研究思路，將工具變量法與雙重差分法進(jìn)行結(jié)合(IV-DID)[31]。其中，以進(jìn)出口貿(mào)易的擴(kuò)張作為解釋變量，企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平作為被解釋變量，跨境電商試驗(yàn)區(qū)設(shè)立的外生政策沖擊作為工具變量。本文使用該方法意味著試點(diǎn)城市進(jìn)出口貿(mào)易的擴(kuò)張主要由跨境電商試驗(yàn)區(qū)政策決定。與此同時，考慮到試點(diǎn)城市整體進(jìn)出口與跨境電商業(yè)務(wù)進(jìn)出口存在相關(guān)但并不直接等同，并且城市進(jìn)出口貿(mào)易屬于地區(qū)層面相對宏觀的指標(biāo)，被解釋變量為企業(yè)層面的指標(biāo)，這在一定程度上會減弱內(nèi)生性。

本文用城市的進(jìn)出口額取自然對數(shù)(lntrade)衡量城市進(jìn)出口貿(mào)易的擴(kuò)張程度②，使用兩階段最小二乘法(2SLS)進(jìn)行檢驗(yàn)的結(jié)果如表4第(5)列所示。第二階段回歸中，lntrade為解釋變量，risk為被解釋變量，lntrade的估計(jì)系數(shù)顯著為正，說明城市進(jìn)出口貿(mào)易擴(kuò)張有助于提高企業(yè)的風(fēng)險承擔(dān)水平。第一階段回歸中，Treat×Post為解釋變量，lntrade為被解釋變量，Treat×Post的估計(jì)系數(shù)值為0.040且通過5%水平的顯著性檢驗(yàn)(未在表4中列示)，說明跨境電商試驗(yàn)區(qū)設(shè)立有助于推動試驗(yàn)區(qū)試點(diǎn)城市進(jìn)出口貿(mào)易的擴(kuò)張。綜合表明，跨境電商試驗(yàn)區(qū)設(shè)立促進(jìn)了試點(diǎn)城市進(jìn)出口貿(mào)易擴(kuò)張，且在進(jìn)出口貿(mào)易擴(kuò)張過程中提升了企業(yè)的風(fēng)險承擔(dān)水平。此外，Kleibergen-Paaprk LM統(tǒng)計(jì)量的p值小于0.1，拒絕工具變量與內(nèi)生變量無關(guān)的原假設(shè)；Wald F統(tǒng)計(jì)量為23.594且大于10，說明工具變量與內(nèi)生變量具有較強(qiáng)的相關(guān)性，不存在弱工具變量問題。由于Xtivreg2命令在Stata軟件中不能設(shè)置行業(yè)的時間趨勢，因而沒有控制行業(yè)的時間趨勢。

五、機(jī)制檢驗(yàn)與異質(zhì)性分析

(一)機(jī)制檢驗(yàn)

本文構(gòu)建中介效應(yīng)模型檢驗(yàn)跨境電商試驗(yàn)區(qū)設(shè)立對企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平的作用機(jī)制。中介變量用mid表示，中介效應(yīng)模型由如下兩個方程構(gòu)成：

(4)

μj+λt+νi×T+Jpt+εjt

(5)

對于中介效應(yīng)模型，本文一方面關(guān)注公式(4)中Treat×Post的估計(jì)系數(shù)β的顯著性和方向；另一方面，在公式(4)中β通過顯著性檢驗(yàn)的基礎(chǔ)上，需要關(guān)注公式(5)中中介變量(mid)的估計(jì)系數(shù)χ的顯著性和方向。在χ通過顯著性檢驗(yàn)的前提下，如果Treat×Post的估計(jì)系數(shù)β的顯著性出現(xiàn)下降或者不再顯著，又或者估計(jì)系數(shù)的絕對值變小，則說明中介變量在跨境電商試驗(yàn)區(qū)設(shè)立對企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平的影響中起到了渠道作用。

1.降低企業(yè)稅收負(fù)擔(dān)。如上文分析，跨境電商試驗(yàn)區(qū)設(shè)立的直接作用可能來自其具體措施，主要是降低試驗(yàn)區(qū)內(nèi)企業(yè)在出口退稅和進(jìn)口關(guān)稅等方面的稅收負(fù)擔(dān)。本文用上市公司營業(yè)稅金及附加與營業(yè)收入的比例衡量企業(yè)稅率(tax)，檢驗(yàn)結(jié)果如表5第(1)列所示。結(jié)果顯示，交叉項(xiàng)的系數(shù)在1%水平顯著為負(fù)，說明跨境電商試驗(yàn)區(qū)設(shè)立顯著降低了企業(yè)稅率(稅收負(fù)擔(dān))。結(jié)合表5第(2)列可以發(fā)現(xiàn)，tax的系數(shù)顯著為負(fù)，說明稅率越低，企業(yè)的風(fēng)險承擔(dān)水平越高。并且，第(2)列交叉項(xiàng)的系數(shù)顯著為正，但其顯著性和絕對值均小于表2第(6)列。因此，企業(yè)稅率下降是跨境電商試驗(yàn)區(qū)設(shè)立提高企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平的影響渠道，與上文分析一致。從經(jīng)濟(jì)效應(yīng)來看，跨境電商試驗(yàn)區(qū)設(shè)立通過降低企業(yè)稅率進(jìn)而提高企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平的中介效應(yīng)占總效應(yīng)的比例為8.0%(-0.011×(-0.311)/0.043)。這意味著，減稅措施在促進(jìn)我國跨境電商發(fā)展中起到了積極的直接作用。

表5 中介效應(yīng)檢驗(yàn)

2.增加研發(fā)創(chuàng)新投入。進(jìn)出口減稅措施有助于企業(yè)增加研發(fā)創(chuàng)新投入，而研發(fā)創(chuàng)新強(qiáng)度是影響企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平的重要因素[26][27]。本文用上市公司研發(fā)投入資金占營業(yè)收入的比例衡量創(chuàng)新資金投入(inno_z)；用上市公司研發(fā)人員數(shù)量占員工總數(shù)量的比例衡量創(chuàng)新人才投入(inno_r)。檢驗(yàn)結(jié)果如表5第(3)列和第(5)列所示，可以發(fā)現(xiàn)交叉項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)均顯著為正，說明跨境電商試驗(yàn)區(qū)設(shè)立提高了企業(yè)在資金和人才兩方面的研發(fā)創(chuàng)新投入。結(jié)合表5第(4)列和第(6)列的回歸結(jié)果，發(fā)現(xiàn)inno_z和inno_r的估計(jì)系數(shù)均顯著為正，說明企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新投入越高，企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平也越高。同時，表5第(4)列和第(6)列交叉項(xiàng)估計(jì)系數(shù)的顯著性和絕對值相比表2第(6)列均有所下降。綜合來看，研發(fā)創(chuàng)新投入是跨境電商試驗(yàn)區(qū)設(shè)立提高企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平的間接影響渠道，符合上文理論分析的推斷。從經(jīng)濟(jì)效應(yīng)來看，企業(yè)創(chuàng)新資金投入中介效應(yīng)占總效應(yīng)的比例為4.9%(0.009×0.233/0.043)，創(chuàng)新人才投入中介效應(yīng)占總效應(yīng)的比例為6.7%(0.022×0.131/0.043)。這表明需要重視資金和人才兩方面的研發(fā)創(chuàng)新投入，相比來看，新時期引進(jìn)創(chuàng)新型人才在促進(jìn)企業(yè)開拓跨境電商業(yè)務(wù)和抵御外部風(fēng)險中的作用更為明顯。

(二)異質(zhì)性分析

1.企業(yè)風(fēng)險的來源差異。上文以企業(yè)總體的風(fēng)險承擔(dān)水平作為被解釋變量，但是企業(yè)風(fēng)險既源于企業(yè)自身，又源于股票市場?？紤]到設(shè)立跨境電商試驗(yàn)區(qū)的減稅措施主要作用于企業(yè)層面，而股票市場的波動性與宏觀大環(huán)境有關(guān)。因此，從企業(yè)風(fēng)險來源差異角度看，跨境電商試驗(yàn)區(qū)設(shè)立對企業(yè)特質(zhì)風(fēng)險水平的影響可能更大。借鑒已有研究的做法[30]，本文以日個股回報(bào)率對綜合日市場回報(bào)率進(jìn)行市場模型回歸(公式6)，得到的系數(shù)即為企業(yè)的系統(tǒng)風(fēng)險承擔(dān)水平(system_risk)(公式7)；回歸模型的殘差的標(biāo)準(zhǔn)差，即為企業(yè)特質(zhì)的風(fēng)險承擔(dān)水平(idiosyn_risk)(公式8)。其中，Rjdt為股票j在t年第d天考慮現(xiàn)金紅利再投資的日個股回報(bào)率，Rdt為t年第d天以總市值加權(quán)平均法考慮現(xiàn)金紅利再投資計(jì)算的綜合日市場回報(bào)率。本文區(qū)分企業(yè)風(fēng)險的來源差異，檢驗(yàn)結(jié)果如表6第(1)(2)列所示?？梢园l(fā)現(xiàn)，交叉項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)均顯著為正，但估計(jì)系數(shù)在第(2)列的顯著性和絕對值均遠(yuǎn)大于第(1)列。這說明跨境電商試驗(yàn)區(qū)設(shè)立主要提高了企業(yè)特質(zhì)的風(fēng)險承擔(dān)水平，對企業(yè)在股票市場系統(tǒng)風(fēng)險的影響相對較小。本文認(rèn)為，影響市場系統(tǒng)性風(fēng)險的因素較多，可控性一般較弱，因而企業(yè)提升主動承擔(dān)市場系統(tǒng)性風(fēng)險的能力門檻較高。但是，特質(zhì)風(fēng)險來自企業(yè)自身，企業(yè)受到優(yōu)惠政策激勵而拓展跨境電商業(yè)務(wù)，既有享受優(yōu)惠政策的機(jī)遇，也有面對投資和擴(kuò)大生產(chǎn)的挑戰(zhàn)，屬于企業(yè)主動選擇的可控范圍。因此，跨境電商試驗(yàn)區(qū)設(shè)立對企業(yè)特質(zhì)風(fēng)險承擔(dān)水平的影響更為明顯。

表6 風(fēng)險承擔(dān)來源、區(qū)域和互聯(lián)網(wǎng)普及的差異性影響

Rjdt=ωj+ξj×Rdt+ψjdt

(6)

system_riskjt=ln(250×ξj)

(7)

(8)

2.區(qū)域的差異性?？缇畴娚绦滦屯赓Q(mào)模式發(fā)展的基礎(chǔ)是網(wǎng)絡(luò)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)。鑒于我國東中西部經(jīng)濟(jì)發(fā)展和基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)水平存在差異，東部地區(qū)的基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)更為完備。因此，本文區(qū)分區(qū)域進(jìn)行異質(zhì)性分析，東部地區(qū)的跨境電商新型外貿(mào)模式起步較早，發(fā)展程度也較高，因而跨境電商試驗(yàn)區(qū)設(shè)立帶來的作用可能更大。鑒于此，本文按照區(qū)域?qū)⑷珮颖緞澐譃闁|部地區(qū)和中西部地區(qū)兩個樣本組，檢驗(yàn)結(jié)果如表6第(3)(4)列所示?？梢园l(fā)現(xiàn)，交叉項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)在第(3)列顯著為正，在第(4)列沒有通過顯著性檢驗(yàn)，這說明跨境電商試驗(yàn)區(qū)政策提升東部地區(qū)企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平的作用更為顯著。原因可能在于，東部地區(qū)網(wǎng)絡(luò)基礎(chǔ)設(shè)施更為完備，跨境電商企業(yè)也更多，跨境電商試驗(yàn)區(qū)的減稅措施帶來的激勵效應(yīng)更大。

3.互聯(lián)網(wǎng)普及的重要性。中國經(jīng)濟(jì)相對發(fā)達(dá)的地區(qū)互聯(lián)網(wǎng)普及程度一般較高，這與當(dāng)?shù)剌^為完善的網(wǎng)絡(luò)基礎(chǔ)設(shè)施密切相關(guān)。同時，網(wǎng)絡(luò)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)是跨境電商等數(shù)字經(jīng)濟(jì)得以發(fā)展的基礎(chǔ)，跨境電商新型外貿(mào)模式依賴于網(wǎng)絡(luò)基礎(chǔ)設(shè)施的深度普及。因此，跨境電商試驗(yàn)區(qū)設(shè)立對高互聯(lián)網(wǎng)普及地區(qū)的企業(yè)帶來的作用可能更大。鑒于此，本文根據(jù)歷年各地區(qū)的互聯(lián)網(wǎng)普及率對全樣本按照三分位數(shù)進(jìn)行劃分，具體分為低普及率、中普及率和高普及率三個樣本組，回歸結(jié)果如表6第(5)～(7)列。結(jié)果顯示，交叉項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)在第(5)(6)列沒有通過顯著性檢驗(yàn)，在第(7)列顯著為正。這說明跨境電商試驗(yàn)區(qū)設(shè)立主要提升了高互聯(lián)網(wǎng)普及率地區(qū)企業(yè)的風(fēng)險承擔(dān)水平。這一結(jié)論帶來深刻啟示，對互聯(lián)網(wǎng)普及率低的地區(qū)，需要積極推動網(wǎng)絡(luò)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，促進(jìn)當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)快速融入數(shù)字經(jīng)濟(jì)時代。

4.行業(yè)屬性的差異性。與跨境電商業(yè)務(wù)密切相關(guān)的生產(chǎn)鏈上游行業(yè)是加工制造業(yè)，下游行業(yè)是零售行業(yè)，這些行業(yè)主要分布在第二產(chǎn)業(yè)。因此，跨境電商試驗(yàn)區(qū)的減稅措施對第二產(chǎn)業(yè)的作用可能更大。因此，本文首先將全樣本根據(jù)產(chǎn)業(yè)進(jìn)行分組，具體分為第一產(chǎn)業(yè)、第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)三個樣本組。由于第一產(chǎn)業(yè)僅有105個樣本，在回歸中因共線性而不能得出結(jié)果，因而我們主要分析跨境電商改革在第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)的異質(zhì)性影響，檢驗(yàn)結(jié)果如表7第(1)(2)列。可以發(fā)現(xiàn)，交叉項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)在第(1)列顯著為正，在第(2)列沒有通過顯著性檢驗(yàn)，說明跨境電商試驗(yàn)區(qū)設(shè)立主要提高了第二產(chǎn)業(yè)中企業(yè)的風(fēng)險承擔(dān)水平。

表7 行業(yè)的差異性影響

同時，本文根據(jù)上市公司的行業(yè)劃分標(biāo)準(zhǔn)，將行業(yè)分為工業(yè)、商業(yè)、公用事業(yè)、房地產(chǎn)業(yè)和金融業(yè)等不同門類。考慮到跨境電商生產(chǎn)鏈上游行業(yè)的加工制造業(yè)大多處于工業(yè)門類，下游行業(yè)的零售行業(yè)大多處于商業(yè)門類，本文將屬于工業(yè)和商業(yè)的樣本歸類為工商業(yè)樣本組，將公用事業(yè)、房地產(chǎn)業(yè)和金融業(yè)等其他行業(yè)的樣本歸類為其他行業(yè)樣本組，檢驗(yàn)結(jié)果如表7第(3)(4)列。結(jié)果顯示，交叉項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)在第(4)列顯著為正，在第(3)列沒有通過顯著性檢驗(yàn)，這說明跨境電商試驗(yàn)區(qū)設(shè)立主要提高了工商業(yè)中企業(yè)的風(fēng)險承擔(dān)水平。本文認(rèn)為，當(dāng)前我國熱門的跨境電商產(chǎn)品依然屬于傳統(tǒng)制造業(yè)的外貿(mào)產(chǎn)品，生產(chǎn)這類產(chǎn)品的企業(yè)受到減稅措施的優(yōu)惠更多，因而跨境電商試驗(yàn)區(qū)設(shè)立給這類企業(yè)帶來的作用也更大。

5.所有制形式的差異性。從所有制角度來看，我國上市公司中國有企業(yè)占37.7%，民營企業(yè)占55.3%。國有企業(yè)既受到政府的扶持，又是政策改革的先鋒，因而國有企業(yè)受到跨境電商試驗(yàn)區(qū)設(shè)立的引導(dǎo)作用可能更大。同時，我國早期電商企業(yè)大多是民營企業(yè)，例如阿里巴巴、京東商城等，這類企業(yè)從事跨境電商業(yè)務(wù)的門檻相對更低，受到跨境電商試驗(yàn)區(qū)設(shè)立的影響也較大[33]。鑒于所有制形式的差異，本文將全樣本劃分為民營企業(yè)、國有企業(yè)和外資企業(yè)三個樣本組，檢驗(yàn)結(jié)果見表8第(1)～(3)列。結(jié)果顯示，交叉項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)在第(1)(2)列顯著為正，在第(3)列沒有通過顯著性檢驗(yàn)。回歸結(jié)果表明，跨境電商試驗(yàn)區(qū)設(shè)立主要提高了國有企業(yè)和民營企業(yè)的風(fēng)險承擔(dān)水平，對外資企業(yè)的作用并不明顯。原因可能在于，國有企業(yè)既受到各級政府政策的扶持，也是國家政策的積極踐行者，因而受到跨境電商試驗(yàn)區(qū)設(shè)立的影響較大。同時，跨境電商業(yè)務(wù)門檻一般較低，民營企業(yè)較早拓展了跨境電商等新業(yè)態(tài)，減稅措施更加激勵民營企業(yè)積極參與跨境電商業(yè)務(wù)。相比來看，外資企業(yè)受到跨境電商試驗(yàn)區(qū)設(shè)立的影響較小，我國出口企業(yè)中的外資企業(yè)大多從事勞動密集型的加工貿(mào)易，在全球價值鏈分工體系中從事簡單加工、組裝和出口，因而這類企業(yè)進(jìn)行數(shù)字化轉(zhuǎn)型以及從事相關(guān)業(yè)務(wù)的積極性不高。因此，本文認(rèn)為，需要充分調(diào)動外資企業(yè)參與我國政策改革的積極性。

表8 企業(yè)所有制形式和企業(yè)規(guī)模的差異性影響

6.企業(yè)規(guī)模的差異性。從企業(yè)規(guī)模角度看，企業(yè)規(guī)模是銀行是否放貸的重要依據(jù)，企業(yè)可抵押資產(chǎn)越多則越容易從銀行獲得貸款，融資約束壓力越小[34]。大規(guī)模企業(yè)融資能力一般較強(qiáng)，抵御外部沖擊的能力也較強(qiáng)?？缇畴娚淘囼?yàn)區(qū)的減稅措施既激勵企業(yè)積極從事跨境電商業(yè)務(wù)，同時也影響企業(yè)的生產(chǎn)經(jīng)營行為，進(jìn)而增加企業(yè)運(yùn)營成本。大規(guī)模企業(yè)的融資約束一般較低，內(nèi)部化外部成本的能力較強(qiáng)，因而受到跨境電商試驗(yàn)區(qū)設(shè)立的影響可能更大。鑒于此，本文區(qū)分企業(yè)規(guī)模進(jìn)行分組檢驗(yàn)，具體用總資產(chǎn)衡量企業(yè)規(guī)模③，對全樣本按照三分位數(shù)劃分為小規(guī)模、中等規(guī)模和大規(guī)模三個樣本組，如表8第(4)～(6)列所示。結(jié)果顯示，交叉項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)在第(5)(6)列顯著為正，在第(4)列沒有通過顯著性檢驗(yàn)，這說明跨境電商試驗(yàn)區(qū)設(shè)立對提高中等規(guī)模和大規(guī)模企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平的作用更顯著。本文認(rèn)為，較大規(guī)模企業(yè)本身抵御外部風(fēng)險的能力較強(qiáng)，加之減稅措施激勵企業(yè)積極開拓海外業(yè)務(wù)，因而其主動承擔(dān)生產(chǎn)經(jīng)營風(fēng)險的能力進(jìn)一步提升；而小規(guī)模企業(yè)在享受減稅的優(yōu)惠政策的同時，需要為開拓跨境電商業(yè)務(wù)墊付成本，短期內(nèi)生產(chǎn)經(jīng)營活動需要做出調(diào)整，因而其主動承擔(dān)風(fēng)險的能力受到一定負(fù)面影響。

六、結(jié)論與政策建議

跨境電商新型貿(mào)易開放是當(dāng)前中國堅(jiān)持“制度型開放”新發(fā)展格局的一種體現(xiàn)。在不斷擴(kuò)大貿(mào)易開放的同時，企業(yè)主動進(jìn)行風(fēng)險投資的可能性增加。本文以中國設(shè)立跨境電商綜合試驗(yàn)區(qū)為準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，使用滬深A(yù)股上市公司數(shù)據(jù)，采用雙重差分法，研究跨境電商試驗(yàn)區(qū)設(shè)立對試驗(yàn)區(qū)內(nèi)企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平的影響及作用機(jī)制。本文研究發(fā)現(xiàn)，跨境電商試驗(yàn)區(qū)設(shè)立顯著提高了試驗(yàn)區(qū)內(nèi)企業(yè)的風(fēng)險承擔(dān)水平。機(jī)制檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，跨境電商試驗(yàn)區(qū)的進(jìn)出口減稅措施降低了試驗(yàn)區(qū)內(nèi)企業(yè)的稅收負(fù)擔(dān)，并以此為直接影響渠道降低了企業(yè)的風(fēng)險承擔(dān)水平。同時，跨境電商試驗(yàn)區(qū)設(shè)立也帶來了良好的創(chuàng)新效應(yīng)，研發(fā)創(chuàng)新的資金和人才投入提升是跨境電商試驗(yàn)區(qū)設(shè)立提高企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平的間接影響渠道。異質(zhì)性分析發(fā)現(xiàn)，跨境電商試驗(yàn)區(qū)設(shè)立主要提高了上市公司的特質(zhì)風(fēng)險承擔(dān)水平，對上市公司在股票市場中的系統(tǒng)風(fēng)險承擔(dān)水平的影響相對較小。此外，跨境電商試驗(yàn)區(qū)設(shè)立主要提高了東部地區(qū)、高互聯(lián)網(wǎng)普及地區(qū)、第二產(chǎn)業(yè)、民營企業(yè)、國有企業(yè)和大規(guī)模企業(yè)樣本組的企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平。

基于以上研究結(jié)論，本文提出如下政策建議：

第一，繼續(xù)推進(jìn)跨境電商試驗(yàn)區(qū)政策，不斷擴(kuò)大跨境電商綜合試驗(yàn)區(qū)試點(diǎn)城市范圍。本文研究發(fā)現(xiàn)，跨境電商新型貿(mào)易開放有助于激勵企業(yè)積極拓展海外業(yè)務(wù)，主動承擔(dān)投資風(fēng)險，這表明新時期中國堅(jiān)持“制度型開放”與提高企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)能力可以兼得。因此，需要進(jìn)一步深化改革福利，提升改革優(yōu)惠力度，擴(kuò)大跨境電商綜合試驗(yàn)區(qū)試點(diǎn)范圍，讓更多地區(qū)企業(yè)參與我國新時期的開放戰(zhàn)略。

第二，通過降低稅負(fù)或者增加補(bǔ)貼的方式提升企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)能力。跨境電商試驗(yàn)區(qū)設(shè)立提升企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)能力的重要影響渠道是降低稅負(fù)和激勵研發(fā)創(chuàng)新。因此，除設(shè)立跨境電商試驗(yàn)區(qū)外，政府部門應(yīng)當(dāng)實(shí)施更多的減稅降費(fèi)或者補(bǔ)貼政策以緩解企業(yè)的財(cái)務(wù)壓力，鼓勵企業(yè)增加對研發(fā)創(chuàng)新資金和創(chuàng)新型人才的投入，提升企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)能力。

第三，關(guān)注跨境電商試驗(yàn)區(qū)設(shè)立的政策效應(yīng)異質(zhì)性。跨境電商試驗(yàn)區(qū)的設(shè)立依賴于網(wǎng)絡(luò)基礎(chǔ)設(shè)施，經(jīng)濟(jì)落后和網(wǎng)絡(luò)基礎(chǔ)設(shè)施薄弱地區(qū)的企業(yè)數(shù)字化程度不高，無法享受跨境電商帶來的數(shù)字紅利。因此，政府應(yīng)當(dāng)加大對欠發(fā)達(dá)地區(qū)網(wǎng)絡(luò)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，促使欠發(fā)達(dá)地區(qū)搭上數(shù)字經(jīng)濟(jì)時代快車，為設(shè)立跨境電商試驗(yàn)區(qū)提供硬件設(shè)施支撐，鼓勵企業(yè)積極參與跨境電商新型外貿(mào)模式。

注釋：

①政府文件的鏈接：http://www.gov.cn/xinwen/2018-11/23/content_5342738.htm。

②由于目前還沒有獲得2019年城市的進(jìn)出口額數(shù)據(jù)，此部分樣本區(qū)間為2010～2018年。

③使用上市公司營業(yè)收入衡量企業(yè)規(guī)模的結(jié)果與此一致。