郭凈 張居營 霍家旭

摘? ?要：中國企業(yè)國際投資東道國數(shù)量眾多且國情復雜多樣，企業(yè)的國際投資面臨宏微觀多重風險，在構建東道國國家風險指標體系的基礎上，從微觀層面考察不同特質國際投資企業(yè)對東道國國家風險的反應，利用2014—2020年滬深兩市非金融類Ａ股上市公司數(shù)據(jù)，檢驗東道國國家風險對企業(yè)國際投資績效的影響，研究發(fā)現(xiàn)：東道國的宏觀風險水平越高，企業(yè)國際投資績效波動越大；基礎設施互聯(lián)互通、國際多元化能夠緩解東道國國家風險向企業(yè)國際投資績效的傳導，而凈資產收益率是東道國國家風險影響企業(yè)國際投資績效的重要渠道；根據(jù)異質性分析，東道國國家風險對不同特質企業(yè)存在差異化影響，中小型企業(yè)、非兩職合一企業(yè)以及非“四大”審計的企業(yè)更容易受到外部風險沖擊。

關鍵詞：國際投資績效；國家風險；東道國；設施聯(lián)通；國際多元化

中圖分類號：F830? 文獻標識碼：A? 文章編號：1674-2265（2023）04-0043-09

DOI：10.19647/j.cnki.37-1462/f.2023.04.006

一、引言

企業(yè)一直是“走出去”戰(zhàn)略的實施主體，但由于投資東道國國家的政治、經濟、社會、文化等情況復雜多樣，經濟發(fā)展水平、政治體制、地緣政治以及資源稟賦差異巨大，企業(yè)這種高不確定性的海外市場投資行為被視為一種“國際創(chuàng)業(yè)”（Reuber等，2018）[1]，這種海外識別市場、獲取機會并將其轉化為商業(yè)利潤的國際化過程充滿風險，而且內外環(huán)境復雜性帶來的風險也必然是多元、多重的。多項研究明確指出，客觀存在的國際風險、東道國的國家政治風險、行業(yè)風險，以及投資企業(yè)自身的國際投資經驗不足、對外部風險的識別、規(guī)避和防范能力不強等因素，使得國際投資風險很大，進而影響企業(yè)投資績效（孫焱林和覃飛，2018；李芳和歐陽舒永，2020）[2，3]。Miller（1992）[4]較早地提出可以從一般環(huán)境、行業(yè)和公司三方面的不確定性入手進行企業(yè)國際化風險的管理，為后續(xù)研究提供了“宏觀—中觀—微觀”的基本思路和框架。鑒于東道國環(huán)境尤其是宏觀環(huán)境因素往往造成系統(tǒng)性投資風險，因此，在國際投資領域，學者們關注宏觀環(huán)境風險因素較多，從政治、經濟、社會、市場等方面構建了投資風險評價或預警指標體系。唯物辯證法指出，外因是變化的條件，內因是變化的根據(jù)，外因通過內因起作用。那么面對同樣的東道國外部宏觀環(huán)境，企業(yè)的投資績效是否因企業(yè)特質而不同呢？

國際投資是世界投資活動的重要組成部分，無論是國際經濟合作還是國際商務領域的理論研究成果都在不斷豐富，但主要集中在投資方式（進入方式）及投資回報（國際化績效）方面，對投資績效波動的系統(tǒng)性研究相對較少，尤其是對國家風險等宏觀層面風險對微觀層面投資行為和風險影響的研究明顯不足，使得國家風險的相關研究缺少微觀著力點。本文以“一帶一路”沿線國家作為中國企業(yè)國際投資的主要東道國，側重考察東道國國家風險對不同特質企業(yè)國際投資績效的影響，并探討基礎設施互聯(lián)互通、投資企業(yè)的國際多元化程度以及凈資產收益率的中介效應，以期探索宏觀風險的微觀異質應對理論機制，從而豐富國際投資風險的理論研究成果，為海外投資企業(yè)風險防范和應對提供實踐啟示。

二、文獻綜述

國際投資風險的識別和分類是對投資績效或投資收益風險進行評價和預警的基礎，早期的學者們致力于梳理企業(yè)國際投資可能面臨的全部風險，并將其歸類，以此構建風險評價或預警指標體系。Miller（1992）[4]是最早對企業(yè)海外投資風險進行詳細分類的學者，他將海外投資風險按照宏觀（社會風險）、中觀（競爭風險）和微觀（企業(yè)內部風險）三個層面劃分。Brouthers（1995）[5]將企業(yè)海外投資風險分為企業(yè)自身造成的內部管理風險和東道國的市場環(huán)境風險。聶名華（2009）[6]具體提出了國家政治、恐怖與民族主義、政策與法律變動、匯率變動與匯兌、投資決策與經營、文化沖突和管理體制與道德等七大類風險。Brown等（2015）[7]從政府治理、經濟、社會和運營四個維度測量企業(yè)國際化風險。李一文和李良新（2014）[8]試圖在調查基礎上構建一個公認的、通用的海外投資國家風險模型，提出了政治、法律、經營、文化差異、自然等五大類風險。截至2021年，中國出口信用保險公司連續(xù)17年發(fā)布《國家風險分析報告》，主要是從政治風險、經濟風險、債務負擔、地緣政治、單邊主義等方面預測國家風險趨勢，另外也對全球行業(yè)風險和企業(yè)破產風險進行分析①。

“一帶一路”倡議作為區(qū)域合作的新模式，得到了沿線國家和地區(qū)的積極響應，這也為中國企業(yè)“走出去”創(chuàng)造了條件（孫焱林和覃飛，2018）[2]，清除了國際投資的技術性和機制性障礙（孔慶峰和董虹蔚，2015）[9]，企業(yè)進行國際多元化投資于微觀而言有助于分散經營風險（方慧和宋玉潔，2021）[10]，于宏觀而言促進了東道國經濟發(fā)展及其與中國的基礎設施互聯(lián)互通，具有一定的風險降低效應（尹華等，2021）[11]。但投資風險仍然是客觀存在的，對中國企業(yè)在沿線國家投資績效評價和預警的研究不斷增多，現(xiàn)有研究基本延續(xù)前述國際投資風險文獻的思路，從經濟、政治、文化、市場、商業(yè)環(huán)境等維度設計指標體系，利用評價體系量化各國風險并加以比較、分類或排序，忽視了企業(yè)多元化特征對宏觀風險的“內化”反應。部分學者采用企業(yè)微觀指標來度量其國際投資風險承擔，如企業(yè)的全要素生產率增長（John等，2008）[12]、 企業(yè)資產收益率的波動性（Miller，1992）[4]、企業(yè)總資產報酬率的波動性（文洋和藺順鋒，2019）[13]，這些研究的基本邏輯是企業(yè)國際投資風險越大，資本回報波動性越大。國際創(chuàng)業(yè)相關文獻中有這樣的潛在假設，即所有積極參與國際創(chuàng)業(yè)的企業(yè)的風險承擔性是一樣的，不同股權或不同治理機制都不改變其風險承擔性。但是面對不同東道國的復雜國情，不同企業(yè)如何根據(jù)國家風險程度做出適應環(huán)境變化的投資行為反應，仍有待研究探索。

三、研究設計

（一）樣本選擇

本文以滬深兩市非金融類Ａ股上市公司為樣本，考慮到 “一帶一路”倡議作為頂層設計于2013年下半年提出，但真正實施且簽署合作文件開始于2014年6月，因此，時間區(qū)間為2014—2020年。本文借鑒劉莉亞等（2015）[14]的思路，從國泰安海外關聯(lián)公司數(shù)據(jù)庫獲取發(fā)生海外直接投資事件的上市公司基本信息、海外關聯(lián)公司信息來匹配出存在對外直接投資（OFDI）的上市公司，然后再根據(jù)數(shù)據(jù)庫中公司發(fā)生投資的國家區(qū)域名稱信息，篩選出“一帶一路”對外直接投資上市公司樣本。將篩選后樣本的證券代碼與上市公司財務數(shù)據(jù)匹配，將篩選后樣本對外直接投資的國家名稱與本文構建的國家風險狀態(tài)值匹配，得到本文研究的初始面板數(shù)據(jù)。在此基礎上，對數(shù)據(jù)進行如下處理：（1）剔除樣本期間內有缺失值的上市公司數(shù)據(jù)；（2）剔除狀態(tài)為ST、*ST以及包含“退”的樣本；（3）對數(shù)據(jù)中的連續(xù)變量，均進行1%和99%分位數(shù)的縮尾處理；（4）對于同一上市公司同一年份投資不同國家的情況，按照股票代碼、時間生成東道國的風險加總，代表了上市公司在投資時面臨的風險狀態(tài)，然后將重復數(shù)據(jù)剔除。最終，共獲得到3559個非平衡面板數(shù)據(jù)觀測值。

（二）變量說明

1. 被解釋變量：企業(yè)國際投資績效。參考孫焱林和覃飛（2018）[2]、Boubakri等（2013）[15]衡量企業(yè)對外直接投資風險的做法，以對外直接投資上市公司的總資產報酬率（roa）為基礎，計算其T年滾動標準差來反映企業(yè)國際投資績效②，計算公式為：

[roaadjit=roait-1Njti∈θjroait] （1）

[riskfit=1T-1t=1T（roaadjitτ-1Tt=1Troaadjitτ）2]? （2）

其中，式（1）用企業(yè)總資產報酬率[roait]減去其年度—行業(yè)的均值[1Njti∈θjroait]，[θj]為[t]年[j]行業(yè)中的企業(yè)集合，[Njt]為[t]年行業(yè)[j]中的企業(yè)個數(shù)，得到的[roaadjit]就是去均值調整后的企業(yè)總資產報酬率。式（2）則對[roaadjit]求每一個連續(xù)T年滾動期內的標準差，[τ]表示觀測時間段，這里設定[T]=3，若[t]為2014年，則[τ]為2012—2014年時間段，[t]為2015年，則[τ]為2013—2015年時間段，以此類推③。由于得到的績效測度數(shù)據(jù)[riskfit]較為集中，本文對其進行如下變換：

[lnriskfit=ln （riskfit×100+1）]? ?（3）

2. 核心解釋變量：東道國國家風險。參考胡穎和王思琪（2021）[16]的研究，本文從經濟風險、法律風險、政治風險和經營風險四個方面刻畫東道國國家風險，具體指標設置與數(shù)據(jù)來源如表1所示。在此基礎上，采用熵值法得到各國的總風險指數(shù)及一級指標風險指數(shù)④。進一步將東道國國家風險指數(shù)與上市公司對外投資東道國匹配，經過加總、分等級處理生成每個上市公司東道國國家風險得分（[tri_riskfit]）?？紤]到國家風險水平對企業(yè)國際投資有滯后效應的內生性問題，對東道國國家風險得分做滯后一期處理。

3. 控制變量。借鑒孫焱林和覃飛（2018）[2]、宋利芳和武皖（2018）[17]等諸多學者做法，考慮到微觀層面影響企業(yè)對外直接投資風險的因素，本文加入以下控制變量：資產規(guī)模（Size）、董事人數(shù)（Board）、現(xiàn)金流比率（Cashflow）、機構投資者持股比例（INST）、上市年限（ListAge）、銷售期間費用率（Expense_rate）以及年度和企業(yè)固定效應。另外，考慮到企業(yè)對外投資因地理距離而產生的交通、交易成本，參考沈坤榮和金剛（2018）[18]的方法，以東道國與中國地理距離的對數(shù)（Lndis）作為企業(yè)國際投資績效的控制變量，數(shù)據(jù)來源于CEPII數(shù)據(jù)庫。

4. 中介變量。（1）基礎設施互聯(lián)互通?？紤]到目前國內缺少公開的權威性“一帶一路”建設測度指標，借鑒戴翔和王如雪（2022）[19]等的研究，從基礎設施互聯(lián)互通視角以班輪互通指數(shù)為代理指標。班輪互通指數(shù)來源于聯(lián)合國貿易和發(fā)展會議（UNCTAD）數(shù)據(jù)庫，從中獲取2014—2020年中國與沿線國家的雙邊班輪互通指數(shù)，并參照核心解釋變量的匹配方法，通過加總處理生成每個上市公司對外直接投資的基礎設施互聯(lián)互通水平（total_connect）。（2）投資企業(yè)的國際多元化程度（Divers）。參考方慧和宋玉潔（2021）[10]，以企業(yè)每年直接投資的東道國個數(shù)作為代理變量。（3）凈資產收益率。凈資產收益率（ROE）計算公式為“凈利潤/股東權益平均余額”，該指標度量的是企業(yè)運用自有資本獲得凈收益的能力。

（三）模型設定

為考察東道國國家風險對企業(yè)國際投資風險的影響，構建基準回歸模型，如（4）式所示。然后在此基礎上參考江艇（2022）[20]構造中介效應回歸模型，如（5）式所示。模型設定如下：

[lnriskfit=β0+β1L.tri_riskit+αiCVit+μi+φt+εit]??（4）

[Mediatorit=ν0+ν1L.tri_riskit+αiCVit+μi+φt+εit]（5）

其中，[i]表示地區(qū)，[t]表示年份，[lnriskfit]表示上市公司[i]在[t]年的國際投資績效；[L.tri_riskit]是滯后一期的東道國國家風險得分；[Mediator]為中介變量，分別為基礎設施互聯(lián)互通建設水平（total_connect）、投資企業(yè)的國際多元化程度（Divers）以及凈資產收益率（ROE）；[controls]為控制變量，[β0]、[ν0]、[γ0]為模型截距項，[μi]表示企業(yè)固定效應，[φt]表示時間固定效應，?表示隨機誤差項。

（四）描述性統(tǒng)計分析

主要變量的描述性統(tǒng)計結果如表2所示。其中，原始企業(yè)國際投資績效（riskf）的均值為0.0282，標準差為0.0356，相對較小。通過對數(shù)變換后，企業(yè)國際投資績效波動（lnriskf）的均值為1.0936，標準差為0.6370，有了明顯提升。東道國國家風險得分（tri_risk）的均值為0.8795，標準差為0.8354。此外，東道國國家風險的最小值和最大值之間相差較大，這說明不同企業(yè)在不同時期所面臨的東道國國家的風險水平差異較大。其他控制變量統(tǒng)計信息均與以往研究相近。

四、實證結果

（一）相關性檢驗

由于變量之間可能存在相關性，因此，需要在正式回歸之前進行相關性檢驗。Pearson相關檢驗結果顯示，各變量之間的相關系數(shù)絕對值均小于0.6，表明這些變量之間相關性較弱。此外，為了進一步確認變量之間的相關性程度，本文還進行了方差膨脹因子檢驗。檢驗結果顯示，變量的VIF值均小于10，模型平均VIF值為1.21，表明變量之間的多重共線性問題不嚴重。

（二）基準回歸結果

對公式（4）進行估計，被解釋變量為企業(yè)國際投資績效（lnriskf），解釋變量為滯后一期的東道國國家風險得分（L.tri_risk）。本文分別組合控制了時間和企業(yè)固定效應，并聚類穩(wěn)健標準誤到行業(yè)層面?；鶞驶貧w結果如表3所示：第（1）列是不考慮控制變量時的估計結果，該列中東道國國家風險得分（L.tri_risk）的系數(shù)估計值為0.0511，且在10%的水平上通過了顯著性檢驗。第（2）—（5）列分別組合控制了年度和行業(yè)固定效應，主要解釋變量的系數(shù)估計值分別呈現(xiàn)不顯著、不顯著、5%水平顯著、5%水平顯著，但均為正值。其中，第（5）列同時考慮控制變量以及時間和企業(yè)固定效應，其估計結果更為準確，此時，主要解釋變量的系數(shù)在5%的水平上顯著為正，表明東道國國家風險水平每提高1個單位，企業(yè)國際投資績效波動就上升5.94%。

控制變量中，資產規(guī)模（Size）、機構投資者持股比例（INST）的系數(shù)均顯著為負，說明企業(yè)資產規(guī)模越大，則企業(yè)實力越雄厚，績效波動越小。機構投資者能夠通過參與公司治理對企業(yè)進行監(jiān)督，提升企業(yè)信息披露質量，有助于企業(yè)在市場上的穩(wěn)健表現(xiàn)。在企業(yè)國際投資中，機構投資者也可憑借專業(yè)的投資經驗為其提供建議，有效化解風險（張瑞琛等，2022）[21]。因此，當機構投資者持股比例較高時，能夠在一定程度上降低企業(yè)國際投資績效波動。而上市年限（ListAge）、銷售期間費用率（Expense_rate）均與企業(yè)國際投資績效波動顯著正相關。這是因為公司在上市后融資機會和融資渠道往往會減少，還可能存在一定的過度投資行為，因此，公司上市后一段時間內財務風險會快速上升，進而投資績效的波動提高。較高的銷售期間費用率說明企業(yè)盈利存在困難，投資績效的不確定性增加。

（三）內生性處理和穩(wěn)健性檢驗

1. 工具變量法?？紤]到企業(yè)國際投資績效波動會影響企業(yè)下一期的投資決策，即企業(yè)會規(guī)避風險水平較高的國家，因此，本文引入工具變量來解決這一問題。由于解釋變量為東道國國家風險指數(shù)與企業(yè)對外投資國別匹配后加總得到的變量，鑒于指標數(shù)據(jù)的綜合性，同時參考方慧和宋玉潔（2021）[10] 的研究，選取WGI指標（世界治理指標）的六大指標平均值（L.WGI_risk）為工具變量。WGI指標是本文國家風險綜合指標中政治風險的二級指標，因此，與解釋變量具有一定的相關性；另外，國家治理水平并不直接影響企業(yè)對外投資收益的波動率，滿足外生性要求。表4第（1）—（2）列顯示了工具變量法兩階段的估計結果，一階段回歸中工具變量的估計系數(shù)在1%的水平上顯著為正，體現(xiàn)了工具變量的相關性要求，二階段回歸中主要解釋變量的估計系數(shù)在10%的水平上顯著為正，說明在緩解潛在內生性后本文結論依然成立。此外，弱工具變量檢驗的結果顯示F值為2333.7140，p值為0.000，表明不存在弱工具變量問題。

2. GMM估計。遺漏重要解釋變量也會導致模型的內生性問題并造成估計的偏誤，為解決這一問題，本文將被解釋變量的滯后一期項作為額外的工具變量加入模型，并進一步采用系統(tǒng)GMM回歸來檢驗前文結論的穩(wěn)健性。表4第（3）列顯示了GMM估計結果，可以看到Hansen檢驗的p值為0.4490，工具變量有效，滿足系統(tǒng)GMM使用條件，主要解釋變量的估計系數(shù)在1%的水平上顯著為正，驗證了前文結論。

3. 加入控制變量。為緩解遺漏變量的內生性問題，借鑒尹華等（2021）[11]的研究，本文將第一大股東持股比例（Top1，第一大股東持股數(shù)量/總股數(shù)）、大股東資金占用（Occupy，其他應收款/總資產）以及資產負債率（Lev，年末總負債/年末總資產）納入模型。表4中第（4）列的結果顯示，主要解釋變量的系數(shù)仍在5%的水平下顯著為正，支持了本文研究結論的穩(wěn)健性。

4. 替換被解釋變量。參考尹華等（2021）[11]的研究，本文計算總資產凈利潤（jlroa，凈利潤/平均總資產）的波動性，將公式（1）—（3）中的總資產報酬率（roa）更換為總資產凈利潤，得到 lnriskf2并對原被解釋變量進行替代。表5中第（1）列的結果顯示，主要解釋變量的系數(shù)在5%水平上顯著為正，說明本文結論穩(wěn)健。

5. 控制變量滯后一期。為進一步降低潛在的內生性，參考尹華等（2021）[11]的研究，本文將所有控制變量滯后一期進行回歸分析。表5中第（2）列的結果顯示，主要解釋變量的系數(shù)在10%水平上顯著為正，說明本文結論仍然穩(wěn)健。

6. 排除其他政策干擾。在“一帶一路”倡議提出后，國家、地方政府出臺了一系列政策對企業(yè)國際投資進行扶持，這些政策的實施可能會對本文的結果造成一定的外生沖擊，使得基準回歸的估計結果有偏。為此，本文進行排除其他政策干擾的穩(wěn)健性檢驗。一是排除自貿區(qū)政策的干擾。尹晨等（2018）[22]認為自貿區(qū)的設立能夠通過貢獻制度性公共產品、深化多邊合作、加強金融服務來降低對外投資的各種風險，本文參考劉文革和何彤彤（2022）[23]的研究，采用多期DID的方式，基于分批設立的21個自貿區(qū)，采用上市公司所在省份與設立時間構建DID變量，引入基準回歸中，實證結果見表5中第（3）列。二是排除重點對接行業(yè)政策的干擾。商務部劃定了“一帶一路”倡議重點對接行業(yè)，包括新興優(yōu)勢行業(yè)（如信息通信行業(yè)），以及產能過剩行業(yè)（如鋼鐵業(yè)、建筑業(yè)等），這些行業(yè)會獲得政府更多的財政補貼與稅收優(yōu)惠，從而降低對外投資中的經營成本，緩解融資壓力。本文借鑒羅長遠和曾帥（2022）[24]等的做法，按證監(jiān)會行業(yè)分類代碼區(qū)分出重點對接行業(yè)，在基準回歸中刪掉此類行業(yè)覆蓋的上市公司，實證結果見表5中第（4）列。排除其他政策干擾的實證結果均支持了本文結論。

五、傳導機制分析

上述研究表明東道國風險越大，那么整體而言跨國投資企業(yè)的資本回報波動性越大。下文著重討論宏觀風險作用于微觀企業(yè)投資績效波動的風險傳導機制。根據(jù)江艇（2022）[20]的研究，如果能夠從理論上推導出中介變量對被解釋變量存在影響，那么驗證傳導渠道時應著重考察解釋變量對中介變量影響是否顯著?；诖?，文章討論了基礎設施互聯(lián)互通、投資企業(yè)國際多元化程度以及凈資產收益率三個可能影響東道國國家風險向企業(yè)對外投資績效傳導的機制。

（一）基礎設施互聯(lián)互通的中介效應

基礎設施互聯(lián)互通的中介效應檢驗結果如表6第（1）列所示。東道國國家風險（L.tri_risk）的回歸估計系數(shù)在1%水平上顯著為正。東道國國家風險較高時，該國基礎設施建設往往不完善，與外部進行互聯(lián)互通的需求更強。結合既有研究，“一帶一路”倡議的實施能夠在一定程度上降低由于距離帶來的各項交易成本，實現(xiàn)投資合作的互聯(lián)互通，并間接促進東道國的經濟社會發(fā)展的正外部性（戴翔和王如雪，2022）[19]，有助于緩解東道國風險狀態(tài)對企業(yè)投資績效的直接影響，降低企業(yè)的對外投資波動性，具有“遮掩效應”。

（二）投資企業(yè)國際多元化程度的中介效應

投資企業(yè)國際多元化程度的中介效應檢驗結果如表6第（2）列所示。東道國國家風險（L.tri_risk）的回歸估計系數(shù)在1%水平上顯著為正，說明東道國國家風險較高時，投資企業(yè)往往會增加投資國家的數(shù)目，以更好地分散風險。現(xiàn)有文獻表明，多元化投資有助于降低企業(yè)的國際投資績效波動。根據(jù)Rugman（1976）[25]的研究，跨國公司有可能通過從事海外業(yè)務來降低他們的利潤風險，國際多元化為跨國公司提供了非跨國公司所不具備的顯著的降低風險的優(yōu)勢。方慧和宋玉潔（2021）[10]指出，在國際多元化的投資過程中，可復制和移植的管理與組織經驗、企業(yè)資源配置效率的提升、地理多元化對于需求端沖擊的有效分散均有助于降低企業(yè)的經營風險。因此，國際多元化能夠緩解東道國風險向企業(yè)投資績效的傳導，具有“遮掩效應”。

（三）凈資產收益率的中介效應

凈資產收益率的中介效應檢驗結果如表6第（3）列所示。東道國國家風險（L.tri_risk）的回歸估計系數(shù)在1%水平上顯著為負，說明東道國國家風險較高時，投資企業(yè)的業(yè)務、資金受到沖擊，凈資產收益率會出現(xiàn)一定程度的下降。方慧和宋玉潔（2021）[10]在研究中指出，東道國風險源以資金、物質、信息和人員作為風險載體，通過業(yè)務鏈、資金鏈和利益鏈路徑進行風險傳導，給微觀企業(yè)帶來經營風險。當企業(yè)遭受宏觀風險沖擊，其業(yè)務和資金會受到一定程度影響，母國投資企業(yè)的國際業(yè)務出現(xiàn)萎縮，營業(yè)規(guī)?？s水，資金周轉可能會出現(xiàn)危機，收益的波動性增加。

六、異質性分析

（一）基于企業(yè)規(guī)模的異質性分析

考慮到大型企業(yè)和中小企業(yè)在基本特征、經營模式、綜合實力等方面存在差異，本文構建的東道國國家風險得分對不同規(guī)模企業(yè)投資績效的影響作用差異有待進一步檢驗。表7中（1）、（2）列引入了企業(yè)規(guī)模來探討這一問題。其中，企業(yè)規(guī)模（Scale）是以分行業(yè)年度中位數(shù)為標準，大于該值的樣本取值為1，代表大型企業(yè)；反之則取值為0，代表中小企業(yè)。表7中結果顯示，第（1）列中東道國國家風險（L.tri_risk）的系數(shù)在5%水平上顯著為正，第（2）列中該系數(shù)不顯著，表明東道國國家風險得分更顯著地影響中小企業(yè)的投資績效。

中小企業(yè)的特點是規(guī)模較小、資金有限，容易受到技術、政治、體制和市場變化的影響。在中小企業(yè)的跨國經營中，復雜的國際環(huán)境無疑是一個巨大的挑戰(zhàn)，也使其跨國經營戰(zhàn)略的實施更為不易。一般而言，我國中小企業(yè)跨國經營的成功率和利潤率均低于大企業(yè)和企業(yè)集團（高國珍，2010）[26]。在對外投資過程中， 一方面，中小企業(yè)的融資能力和管理能力較弱，抵御風險能力有限，承擔對外投資機會成本與較長投資回收期的能力不足，無法通過長期在海外投資實現(xiàn)自身擴張。另一方面，中小企業(yè)也難以做到科學的投前評估和投后管理，盲目地對外直接投資會帶來資金鏈斷裂的隱患，若再無法及時收回現(xiàn)金流，則企業(yè)風險承擔會更高。因此，東道國遭受風險時，對外投資的中小企業(yè)會首當其沖，投資績效會有明顯波動。

（二）基于公司內部治理的異質性分析

在公司治理中，權力結構安排對其風險承擔、戰(zhàn)略決策等有重要影響。為討論內部治理結構的影響，本文引入是否兩職合一（Dual）變量探討企業(yè)內部公司治理結構的差異是否會影響國家風險得分對未來投資績效的解釋能力。其中，當董事長與總經理是同一個人時，兩職合一（Dual）取值為1，否則為0。表7中結果顯示，第（3）列中東道國國家風險（L.tri_risk）的系數(shù)在10%水平上顯著為正，第（4）列中該系數(shù)不顯著，表明東道國國家風險得分對非兩職合一的企業(yè)影響效果更強。

管家理論認為，兩職合一會激勵總經理成為公司的資產管家，提升企業(yè)績效（Boyd，1995）[27]。Brickley等（1997）[28]的研究也支持了該理論，他們認為，兩職合一能夠賦予高管權威的領導地位，有助于提升溝通和決策效率，有助于企業(yè)在危機時刻高效地做出決策。對于跨國或者跨地區(qū)經營的企業(yè)，其面臨的局勢遠比一般企業(yè)復雜，兩職合一有助于從企業(yè)整體出發(fā)進行更為穩(wěn)健的規(guī)劃和決策（李志國和張春雨，2009）[29]。在企業(yè)對外直接投資時，面對東道國錯綜復雜的形勢，非兩職合一的企業(yè)可能由于高管層信息溝通不暢，決策能力被削弱，因此，在受到外部風險沖擊時，收益率波動性也會更劇烈。

（三）基于公司外部治理的異質性分析

除了內部治理，外部治理同樣是企業(yè)治理的重要組成部分。其中，會計師出具的審計報告是外部治理的重要組成部分。為討論外部治理的效應，本文引入是否“四大”審計（Big4）變量探討公司外部治理的差異是否會影響東道國國家風險對企業(yè)投資績效的解釋能力。其中，當公司經由“四大”審計時，是否“四大”審計（Big4）取值為1，否則為0。表7中結果顯示，第（5）列中東道國國家風險（L.tri_risk）的系數(shù)在5%的水平上顯著為正，第（6）列中該系數(shù)不顯著，表明東道國國家風險對非“四大”審計的企業(yè)影響更大。

作為公司治理的重要機制，外部審計能夠真實客觀地披露公司的經營和財務狀況，降低企業(yè)可能存在的機會主義行為，保障會計質量的可靠性，減少外部投資者與公司之間的信息不對稱（何鑫萍，2018）[30]，最終發(fā)揮監(jiān)督代理人的公司治理角色。然而，現(xiàn)實情況是不同審計機構的審計質量不盡相同。郭照蕊和黃?。?015）[31]的研究表明，“四大”的審計質量更高，顯著抑制了上市公司的真實活動盈余管理。當企業(yè)在國際投資中面臨東道國風險時，“四大”審計機構更有可能及時報告相關風險，給予投資者合理的市場預期。因此，經由“四大”審計的企業(yè)在更嚴格的外部監(jiān)督下，管理的合規(guī)性得到更好保障，公司內部制度的缺陷能夠及時改進，經營決策也會更加穩(wěn)健，面對風險能夠采取更加有效的措施，進而降低投資績效波動。

七、結論與建議

（一）結論

第一，本文驗證了東道國國家的宏觀風險水平越高，企業(yè)國際投資績效波動越大這一研究假說。第二，通過影響機制分析檢驗發(fā)現(xiàn)，基礎設施互聯(lián)互通、投資企業(yè)國際多元化能夠緩解東道國國家風險向企業(yè)國際投資績效的傳導，而凈資產收益率具有推動作用。第三，根據(jù)異質性分析，不同特質企業(yè)對宏觀國家風險存在差異化反應。與大企業(yè)相比，中小型企業(yè)對外部環(huán)境變化更為敏感，融資與管理能力相對較弱，面對同樣的宏觀風險受到的沖擊更大；與兩職合一企業(yè)相比，非兩職合一企業(yè)可能由于高管層信息溝通不暢削弱決策能力，從而降低對外部風險的抵抗能力；與經由非“四大”審計的企業(yè)相比，“四大”審計的企業(yè)面對著更強的外部監(jiān)督，進行更嚴格的企業(yè)管理和更全面的風險披露，在受到外部風險沖擊時表現(xiàn)得更為穩(wěn)健。

（二）建議

宏觀外部環(huán)境風險是客觀存在的，科學、全面衡量宏觀風險對微觀風險的影響非常必要。國際投資企業(yè)在及時關注商務部、中國出口信用保險公司等發(fā)布的海外國家或國別風險報告的同時，可根據(jù)投資東道國的具體情況開發(fā)個性化風險預警指數(shù)，對宏觀風險進行隨時監(jiān)控，以便在第一時間發(fā)現(xiàn)風險前兆并及時做出應對措施。國際投資企業(yè)尤其是中小型企業(yè)要增強對宏觀環(huán)境的監(jiān)測能力，準確分析和評估宏觀風險可能帶來的經營損失，制定前瞻性風險應對策略。政府部門要推動完善基礎設施互聯(lián)互通，降低企業(yè)的運輸成本與交易成本，從而降低企業(yè)投資的波動性。企業(yè)在進行跨國投資時可提升國際多元化水平以分散風險，同時要加強內外部治理能力和水平，通過兩職合一等內部治理方式，暢通高管層信息渠道，建立風險應對的快速高效決策機制，以最大限度化解風險；盡量聘請“四大”等知名審計機構強化外部治理，提高會計信息質量，增強企業(yè)財務韌性，主動披露經營情況，穩(wěn)定市場主體預期，以應對宏觀風險沖擊。

注：

①中國出口信用保險公司發(fā)布2021年國家風險分析報告[EB/OL].（2022-10-6）https：//www.sinosure.com.cn/xwzx/xbdt/ 209665.shtml

②總資產報酬率的標準差本來是用來衡量企業(yè)風險的一個指標，而企業(yè)風險可以分為國內風險和東道國風險兩部分，由于這些對外直接投資企業(yè)同屬于中國制造業(yè)，因而可以認為國內風險變化一致，企業(yè)風險波動的主要原因在于對外直接投資的東道國不同，從而可以用總資產報酬率的標準差來衡量企業(yè)的對外直接投資績效。

③這里采用2012—2020年上市公司的總資產報酬率進行3年滾動計算，得到2014—2020年的[roa]標準差，即企業(yè)對外直接投資風險。

④限于篇幅，各國指標構建、測算具體過程從略，作者備索。

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