陳勝藍，劉曉玲

（內(nèi)蒙古大學 經(jīng)濟管理學院，內(nèi)蒙古 呼和浩特 010021）

一、引 言

中國過去幾十年的經(jīng)濟增長主要依賴出口和投資，而支撐這兩項增長的驅(qū)動力是制造業(yè)的快速發(fā)展。目前，勞動力成本和生產(chǎn)成本不斷上漲，這兩項經(jīng)濟驅(qū)動力正在逐漸失去動力，導致中國經(jīng)濟增速放緩。為此，中國維持經(jīng)濟增長的一大嘗試是復興古代“絲綢之路”，建立絲綢之路經(jīng)濟帶以及21世紀海上絲綢之路，即“一帶一路”倡議。2015年3月，由國務院批準，協(xié)同其他部門共同制定“一帶一路”倡議的詳細規(guī)劃，發(fā)布了《推動共建絲綢之路經(jīng)濟帶和21世紀海上絲綢之路的愿景與行動》?！耙粠б宦贰背h對中國的對外貿(mào)易和經(jīng)濟發(fā)展具有重要意義；然而，關(guān)于微觀層面的經(jīng)濟主體如何響應“一帶一路”倡議卻還缺乏深入的研究和全面的認識。

由于政策實施對經(jīng)濟產(chǎn)生影響需要較長的時間窗口，而考察“一帶一路”倡議提出后微觀經(jīng)濟主體的響應程度可以在短期內(nèi)為評估其產(chǎn)生的經(jīng)濟效應提供經(jīng)驗證據(jù)。微觀經(jīng)濟主體是經(jīng)濟發(fā)展的重要組成部分，但目前已有研究主要考察“一帶一路”倡議影響的國家宏觀經(jīng)濟發(fā)展狀況，①①Fallon（2015）和Huang（2016）從總體上介紹了中國“一帶一路”倡議提出的背景、框架以及倡議目標等；許家云等（2017）考察了中國與“一帶一路”倡議影響的國家之間的制度、文化差異對兩者之間雙邊貿(mào)易的影響。而對微觀經(jīng)濟主體的定量考察則相對比較缺乏。①基于公司層面的數(shù)據(jù)，Gao（2017）考察了制度差異對中國公司向“一帶一路”國家直接投資的影響；Chen等（2017）使用2009?2014年的公司數(shù)據(jù)構(gòu)建了“一帶一路”沿線國家的融資需求指數(shù)。但是，這些研究主要考察“一帶一路”倡議對其所涉及國家的影響，并沒有考察中國本土企業(yè)對這一倡議的響應程度。本文通過考察“一帶一路”倡議所影響的重點省份的上市公司投資如何響應這一倡議來填補這一研究領域的空白。公司的投資和快速發(fā)展是當?shù)亟?jīng)濟增長的重要微觀渠道，對存在異質(zhì)性的公司特征進行定量分析可以為政策制定者和市場提供更加豐富和深入的理解。

公司投資如何響應“一帶一路”倡議實際上是對機遇和挑戰(zhàn)的權(quán)衡，因此在先驗上并不能確認公司投資對“一帶一路”倡議的響應程度，公司可能選擇等待或增加投資來響應該倡議的實施。一方面，面對“一帶一路”倡議實施過程中的風險因素，延遲投資可以產(chǎn)生正向的期權(quán)價值（Bernanke，1983；Kim和Kung，2017），這會導致公司投資表現(xiàn)出消極的響應；另一方面，“一帶一路”倡議帶來國內(nèi)需求水平的提高，這可以降低公司未來收益的不確定性，改善預期未來投資機會，進而提高公司的投資動機。而且，由于“一帶一路”倡議的跨國性，公司可以通過有序的經(jīng)濟一體化緩解融資約束（Chen等，2017），進而提高公司的投資能力，最終導致公司投資做出積極的響應（Aghion等，2005）。本文使用“一帶一路”倡議提出所形成的準自然實驗情境展開研究，主要具有以下優(yōu)勢：第一，“一帶一路”倡議提出所帶來的外生變化，有利于克服內(nèi)生性問題的干擾。由于“一帶一路”倡議的提出并不依賴于微觀層面的公司特定戰(zhàn)略目標，這種相對外生的特征有利于建立“一帶一路”倡議與公司投資響應之間的因果效應。第二，中國這一研究情境可以從微觀層面為研究經(jīng)濟政策實施影響實體經(jīng)濟增長的重要中間渠道提供新的視角。

基于“一帶一路”倡議提出所形成的準自然實驗情境，本文以中國資本市場2013?2016年上市公司為研究樣本，使用雙重差分法和工具變量法這兩種方法來建立“一帶一路”倡議與公司投資響應之間的因果效應。首先，本文使用雙重差分方法分析政策實施后公司投資響應的程度。該方法比較了注冊地位于“一帶一路”重點省份的公司（處理組）和注冊地位于其他省份的公司（控制組）在“一帶一路”倡議提出前后投資水平的差異。研究結(jié)果表明，在控制了公司和年度固定效應后，重點省份的上市公司積極響應“一帶一路”倡議，其投資水平提高了10.11%。

雙重差分方法估計有效性的一個重要假定是處理組的選擇是隨機的，但“一帶一路”重點省份的選擇與公司投資的響應程度可能是同時被決定的。為了緩解這一狀況，本文借鑒城市經(jīng)濟學最近關(guān)于州際高速公路的研究，使用州際高速公路系統(tǒng)規(guī)劃、鐵路探測路線作為工具變量（Duranton 等，2014；Agrawal等，2017）的思想和 Tsoutsoura（2015）在準自然實驗研究中使用工具變量的方法，使用古代“絲綢之路”途經(jīng)省份作為“一帶一路”重點省份的工具變量來緩解處理組選擇可能存在的內(nèi)生性問題?！耙粠б宦贰笔墙⒃诠糯敖z綢之路”基礎之上的，因此該工具變量會直接影響公司注冊地所在省份被選為重點省份的可能性，但是不會直接影響當?shù)厣鲜泄就顿Y對“一帶一路”倡議的響應程度。使用工具變量方法有效緩解了處理組選擇的內(nèi)生性問題，可以更加可靠地估計“一帶一路”倡議與公司投資響應之間的因果關(guān)系。研究結(jié)果表明，在使用了工具變量后，本文的基本結(jié)論保持不變，因而進一步加強了本文的因果推斷。

為什么公司會積極響應“一帶一路”倡議呢？本文從以下兩個方面進一步展開分析：第一，由于開拓國外市場受到較高成本的限制（Melitz，2003），全要素生產(chǎn)率較低的公司對貿(mào)易成本降低帶來的投資機會改善更敏感，因此生產(chǎn)率較低的公司會增加投資以積極響應“一帶一路”倡議。第二，低成本加成的公司由于具有較低的市場勢力，往往面臨更激烈的市場競爭（余淼杰和袁東，2016），因此成本加成較低的公司對“一帶一路”倡議帶來的投資機會改善更加敏感，很可能會增加投資以積極響應“一帶一路”倡議。與以上分析一致，本文的檢驗結(jié)果表明，公司投資對“一帶一路”倡議的積極響應主要來自于全要素生產(chǎn)率較低和成本加成較低的公司。

接下來，本文進行了一系列穩(wěn)健性測試來進一步保證基本研究問題的因果效應：第一，使用雙重差分方法進行估計需要滿足平行趨勢假定，依據(jù)Roberts和Whited（2013）的建議，本文執(zhí)行了相應的測試來驗證平行趨勢假定。第二，借鑒Bakke等（2016）的做法，本文將“一帶一路”倡議的提出時間提前2年，并考察公司投資對這一虛擬的政策實施的響應程度。第三，為了控制公司層面的其他特征差異對本文研究結(jié)果的干擾，本文使用傾向得分匹配法重新配比了控制組進行檢驗，以保證基本研究結(jié)果的穩(wěn)健性。

本文的主要貢獻有以下幾個方面：第一，本文對“一帶一路”倡議產(chǎn)生經(jīng)濟效應的定量分析有所貢獻，補充了微觀經(jīng)濟主體如何響應“一帶一路”倡議的經(jīng)驗證據(jù)，在一定程度上可以打開“一帶一路”倡議促進宏觀經(jīng)濟增長的“黑箱”，揭示其對經(jīng)濟產(chǎn)生影響的微觀途徑。已有考察“一帶一路”的研究主要是從整體上介紹“一帶一路”倡議提出的背景、框架和發(fā)展策略等（Fallon，2015；Huang，2016；盧偉和李大偉，2016）；也有少數(shù)研究為“一帶一路”倡議產(chǎn)生的經(jīng)濟效應提供了經(jīng)驗證據(jù)，以中國與“一帶一路”國家之間的制度文化差異為研究視角，許家云等（2017）實證考察了其對兩者之間雙邊貿(mào)易量的影響，Gao（2017）實證考察了其對中國公司向“一帶一路”國家進行直接投資的影響。但是，這些研究主要考察“一帶一路”倡議對“一帶一路”沿線國家的影響，并沒有考察中國本土企業(yè)如何響應這一倡議的實施及其響應程度在中國不同區(qū)域和異質(zhì)性公司特征上的橫截面差異。

第二，本文對公司投資的影響因素研究有所貢獻。公司投資決策受到眾多因素的影響，包括宏觀層面的經(jīng)濟政策不確定性（Gulen和Ion，2016）、行業(yè)層面的產(chǎn)品市場競爭（Akdo?u和MacKay，2012）以及公司高管特征（Hu和Liu，2015）等。最近，相關(guān)研究開始關(guān)注貿(mào)易政策變化對公司投資的影響，基于進口關(guān)稅降低帶來的準自然實驗變化，F(xiàn)résard和Valta（2016）考察了公司投資如何響應進入威脅的增加，Martin和Otto（2017）考察了由進口關(guān)稅下降帶來的供應商和客戶之間“套牢”問題的外生變化對處于供應鏈不同位置的公司投資決策的影響。本文則通過考察公司投資對中國“一帶一路”倡議的響應程度，為這一領域的研究提供了補充的經(jīng)驗證據(jù)。

第三，本文使用準自然實驗展開研究，這在一定程度上可以緩解內(nèi)生性問題的干擾?！耙粠б宦贰背h的提出并不依賴于微觀層面的公司特定戰(zhàn)略目標，這種相對“外生”的特征有利于緩解內(nèi)生性問題帶來的干擾。Duranton等（2014）和Agrawal等（2017）使用高速公路規(guī)劃和鐵路探測線路作為當前高速公路發(fā)展水平的工具變量這一思想，以及“一帶一路”倡議的建設和發(fā)展是建立在古代“絲綢之路”基礎之上的前提，為本文緩解處理組選擇的內(nèi)生性問題提供了較為合適的工具變量。本文使用準自然實驗和工具變量相結(jié)合的方法，為“一帶一路”倡議與公司投資響應之間的因果效應提供了更加可靠的經(jīng)驗證據(jù)，并且為考察“一帶一路”倡議的經(jīng)濟效應的辨識策略提供了參考。

本文的后續(xù)部分安排如下：第二部分進行了相關(guān)文獻的梳理，并提出了相應的研究假說；第三部分展示了數(shù)據(jù)來源及研究設計；第四部分匯報了主要的實證結(jié)果及其分析；最后是本文的結(jié)論與政策建議。

二、文獻綜述與研究假說

在全球化和貿(mào)易自由化過程中，中國因成為世界上最大的制造中心而受益，并且中國已經(jīng)成為亞洲經(jīng)濟發(fā)展的驅(qū)動力。然而，在近幾年，中國國內(nèi)經(jīng)濟發(fā)展速度放緩，影響了全球和區(qū)域之間的貿(mào)易。為了應對經(jīng)濟發(fā)展減速這一問題，中國政府在最近幾年制定了眾多的對外貿(mào)易政策，其中之一就是復興古代“絲綢之路”，建立絲綢之路經(jīng)濟帶（通過中亞和西亞連接中國大陸和歐洲）以及21世紀海上絲綢之路（通過海路到達非洲和歐洲，連接中國和東南亞）。就中國而言，“一帶一路”倡議的提出對各地區(qū)具有不同程度的影響，依據(jù)不同地區(qū)的經(jīng)濟功能和作用，確定了18個“一帶一路”重點省份，包括：新疆、陜西、甘肅、寧夏、青海、內(nèi)蒙古西北6?。缓邶埥?、吉林、遼寧東北3??；廣西、云南、西藏西南3省；上海、福建、廣東、浙江、海南沿海5省市以及內(nèi)陸地區(qū)重慶。相比于非重點省份，重點省份由于其區(qū)位優(yōu)勢和交通樞紐地位，在基礎設施建設、貿(mào)易政策等方面受到了更多的支持。

目前，考察“一帶一路”倡議的相關(guān)研究大多是定性研究，主要從整體上介紹“一帶一路”倡議提出的背景、框架和發(fā)展策略等（Fallon，2015；Huang，2016；盧偉和李大偉，2016），缺乏對“一帶一路”倡議產(chǎn)生影響的微觀作用渠道的考察?！耙粠б宦贰背h旨在通過政策溝通、設施聯(lián)通、貿(mào)易暢通、資金融通和民心相通這“五通”形成內(nèi)外聯(lián)動、海陸統(tǒng)籌的對外開放新布局，復興古代“絲綢之路”，促進經(jīng)濟增長。公司的投資和快速發(fā)展是當?shù)亟?jīng)濟增長的重要微觀渠道。但是，公司投資對“一帶一路”倡議的響應程度仍然是一個實證問題。

由于沿線國家眾多，國家在推進“一帶一路”建設中面臨政治和安全等風險（盧偉和李大偉，2016）；而且，一些“一帶一路”沿線國家宗教氛圍濃厚，宗教問題帶來的風險也加大了“一帶一路”倡議實施過程中的不確定性因素（丁劍平和方琛琳，2017）。已有研究表明不確定性會抑制公司投資（Gulen和Ion，2016）?？紤]到“一帶一路”倡議實施過程中的風險因素和不確定性，公司會選擇維持原有的最佳投資水平，對“一帶一路”倡議實施采取觀望的消極響應。這與實物期權(quán)理論一致，即由于投資具有不可逆轉(zhuǎn)性，不確定性的存在會抑制公司投資的響應程度，因為不確定性下的延遲投資可以創(chuàng)造有價值的期權(quán)（Bernanke，1983；Kim和Kung，2017）。

然而，“一帶一路”沿線國家主要是具有快速發(fā)展?jié)摿Φ牡褪杖虢?jīng)濟體，會為中國的出口和對外直接投資創(chuàng)造新的市場，提高國內(nèi)需求水平，進而改善公司投資和經(jīng)營環(huán)境。首先，公司可以通過投資來提升新產(chǎn)品和提高產(chǎn)品差異化程度，以及通過滿足已有客戶需求來提高競爭地位，最終實現(xiàn)公司價值最大化?！耙粠б宦贰背h通過發(fā)展與沿線國家的貿(mào)易往來，在一定程度上提高了國內(nèi)需求水平，降低了公司未來收益的不確定性，改善了公司預期投資機會，進而提高了公司的投資動機。其次，由于“一帶一路”倡議的跨國性，公司可以通過有序的經(jīng)濟一體化緩解融資約束，進而提高公司的投資能力（Campello等，2010；Chen等，2017）。因此，我們可以預期公司會通過增加投資來響應“一帶一路”倡議的實施，這也反映了在良好的開拓國外市場的政策支持下，國內(nèi)未來投資機會將有所改善（Aghion等，2005）。基于以上分析，本文提出如下研究假說：

假說1：“一帶一路”倡議提出后，相比于非重點省份的上市公司，受“一帶一路”倡議影響的重點省份上市公司具有更高的投資水平。

“一帶一路”倡議通過加強沿線國家的基礎設施建設和提供貿(mào)易政策支持，在很大程度上降低了中國與沿線國家的貿(mào)易成本，為公司的經(jīng)營和投資創(chuàng)造了良好的機會。公司投資對“一帶一路”倡議的響應程度取決于公司對投資機會的敏感性。

Melitz（2003）研究表明，由于進入國外市場存在較高的固定成本，在一定程度上阻礙了全要素生產(chǎn)率較低的公司進行投資以開拓國外市場。而且，激烈的市場競爭會淘汰無效率的公司，進而促使公司為了生存而加強創(chuàng)新和提高投資（Bloom等，2016）。由于全要素生產(chǎn)率較低的公司投資需求較高，以及從貿(mào)易成本和貿(mào)易壁壘降低中受益較大，對“一帶一路”倡議帶來的投資機會更加敏感，因此其會提高投資水平來積極響應“一帶一路”倡議。據(jù)此，本文提出如下研究假說：

假說2：公司投資對“一帶一路”倡議的積極響應主要來自于全要素生產(chǎn)率較低的公司。

成本加成可以揭示公司在國際貿(mào)易中的市場力量，一般使用價格成本比來衡量（余淼杰和袁東，2016）。低成本加成的公司由于處于激烈的產(chǎn)品市場競爭中，需要通過研發(fā)和投資來維持和擴大市場份額，抵御進入威脅；因此，其對“一帶一路”倡議帶來的投資機會更加敏感，會迅速提高投資水平來積極響應“一帶一路”倡議。據(jù)此，本文提出如下研究假說：

假說3：公司投資對“一帶一路”倡議的積極響應主要來自于成本加成較低的公司。

三、研究設計

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

2015年3月28日，國家發(fā)展和改革委員會、外交部、商務部聯(lián)合發(fā)布了《推動共建絲綢之路經(jīng)濟帶和21世紀海上絲綢之路的愿景與行動》，并且選擇了18個省份作為“一帶一路”重點省份。本文利用這一外生事件作為準自然實驗，選取2013?2016年中國A股上市公司為研究對象來考察公司投資對“一帶一路”倡議的響應程度。為了緩解其他事件的干擾，本文將研究樣本限定在“一帶一路”倡議前后2年，關(guān)注短窗口下公司投資的響應程度。根據(jù)研究需要，本文刪除了以下樣本：（1）金融和保險行業(yè)的公司；（2）其他數(shù)據(jù)缺失的觀測值。為避免極端值對本文研究結(jié)果的影響，本文對所有的連續(xù)變量在1%和99%分位數(shù)上進行了縮尾處理（Winsorize）。為了控制潛在的異方差和序列相關(guān)性問題，本文對所有回歸系數(shù)的標準誤都使用異方差調(diào)整和在公司層面上進行了“聚類”（Cluster）處理。上市公司財務數(shù)據(jù)來源于深圳國泰安信息技術(shù)有限公司（CSMAR），省級層面的經(jīng)濟發(fā)展水平數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計局數(shù)據(jù)庫。

（二）模型設定與變量定義

為了檢驗公司投資對“一帶一路”倡議的響應程度，本文構(gòu)建了如下回歸模型：為了控制其他因素的影響，本文加入了一些公司特征作為控制變量；考慮到中國不同省份之間經(jīng)濟發(fā)展狀況的顯著差異可能對研究結(jié)果造成干擾，本文在回歸模型中還加入了隨時間變化的省級層面的經(jīng)濟狀況作為控制變量。具體的研究模型如下：

其中，Invest為公司投資水平，使用公司構(gòu)建固定資產(chǎn)、無形資產(chǎn)和其他長期資產(chǎn)支付的現(xiàn)金以及處置固定資產(chǎn)、無形資產(chǎn)和其他長期資產(chǎn)收回的現(xiàn)金凈額的差值與期初總資產(chǎn)的比值來衡量。Treat為虛擬變量，如果上市公司注冊地所在省份屬于“一帶一路”倡議重點省份則取值為1，否則為0。Post為“一帶一路”倡議提出的虛擬變量，“一帶一路”倡議提出當年及以后年度（2015?2016年）取值為1，提出之前（2013?2014年）取值為0。Age為公司年齡變量，使用公司成立年數(shù)的自然對數(shù)來衡量；OCF為公司經(jīng)營活動現(xiàn)金流量變量，使用公司經(jīng)營活動產(chǎn)生的現(xiàn)金流量與期初總資產(chǎn)的比率來衡量；Size為公司規(guī)模變量，使用公司總資產(chǎn)的自然對數(shù)來衡量；Cash為公司現(xiàn)金持有水平變量，使用貨幣資金、短期投資以及交易性金融資產(chǎn)三項之和與總資產(chǎn)的比率來衡量；Lev為公司資本結(jié)構(gòu)變量，使用公司負債總額與資產(chǎn)總額的比率來衡量；Tobin’q為公司價值變量，使用公司總資產(chǎn)的市場價值與賬面價值的比率來衡量。省級層面的控制變量包括地區(qū)人口密度Density、地區(qū)總?cè)丝赑op、地區(qū)生產(chǎn)總值GDP、地區(qū)就業(yè)人口Emp和地區(qū)工資水平Salary。在模型設定中，控制變量除了經(jīng)營活動現(xiàn)金流量OCF和公司年齡變量Age以外，其余均使用滯后1期變量。具體變量定義如表1所示。

為了控制不同行業(yè)公司投資響應程度的差異，本文根據(jù)中國證監(jiān)會2012年修訂的《上市企業(yè)行業(yè)分類指引》設置行業(yè)虛擬變量（制造業(yè)按兩位代碼設置）；為了控制不同年度宏觀因素的影響，本文設置了年度虛擬變量。同時，本文也使用固定效應模型，通過公司固定效應控制了納入“一帶一路”重點省份的公司與未納入“一帶一路”重點省份的公司之間的固有差異；通過時間固定效應控制了“一帶一路”倡議提出前后因宏觀環(huán)境變化而帶來的差異。系數(shù)β3估計了雙重差分的結(jié)果，如果“一帶一路”倡議重點省份的上市公司投資積極響應該倡議的實施，那么可以預期β3顯著為正。

（三）主要變量描述性統(tǒng)計

表2報告了主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。對于公司層面，公司投資水平Invest的均值（中值）為5.4%（3.6%）；變量Treat的均值為0.484，表示有48.4%的公司注冊地位于“一帶一路”倡議的18個重點省份；公司上市年齡變量Age的均值（中值）為2.065（2.303），經(jīng)營活動現(xiàn)金流量變量OCF的均值（中值）為 4.8%（4.7%），公司規(guī)模變量Size的均值（中值）為 22.128（21.971），現(xiàn)金持有水平變量Cash的均值（中值）為17.7%（14.4%），資產(chǎn)負債率變量Lev的均值（中值）為43.9%（42.6%），公司價值變量Tobin’q的均值（中值）為 2.538（1.952）。

固定資產(chǎn)投資項目由于多人參與項目建議書、科研報告、初步設計報告的編寫，報告要經(jīng)過反復的修訂，產(chǎn)生了非常多版本，經(jīng)常發(fā)現(xiàn)編寫、修訂或匯總的文件版本不一致的現(xiàn)象，給工作帶了巨大的麻煩。通過信息化系統(tǒng)，對文件進行版本控制和審簽流程控制。對任何檢出檢入、修訂的文件自動進行版本編號與控制，同時在信息系統(tǒng)內(nèi)對文件進行審簽流程，從而保證文件的唯一性和有效性，解決文件報告版本混亂的問題。

對于省級層面，地區(qū)人口密度變量Density的均值（中值）為7.802（7.803），地區(qū)總?cè)丝谧兞縋op的均值（中值）為 8.522（8.620），地區(qū)生產(chǎn)總值變量GDP的均值（中值）為 10.271（10.218），地區(qū)就業(yè)人口變量Emp的均值（中值）為6.656（6.628），地區(qū)工資水平變量Salary的均值（中值）為8.407（8.578）。

表 1 變量定義與說明

表 2 主要變量描述性統(tǒng)計

續(xù)表 2 主要變量描述性統(tǒng)計

四、實證結(jié)果與分析

（一）公司投資如何響應“一帶一路”倡議

實際上，公司投資對“一帶一路”倡議如何響應是對機遇和風險的權(quán)衡。因此，在先驗上，公司投資對“一帶一路”倡議的響應程度是不確定的。表3報告了公司投資對“一帶一路”倡議響應程度的回歸結(jié)果。在列（1）中，本文控制了行業(yè)和年度固定效應。為了排除公司層面的一些不可觀測的因素對基本研究結(jié)果的影響，本文在列（2）中進一步控制了公司固定效應。交互項Treat×Post的系數(shù)反映了相對于非重點省份公司，重點省份公司投資對“一帶一路”倡議實施的響應程度。結(jié)果表明，Treat×Post的回歸系數(shù)在兩種模型中均在5%的水平上顯著為正（列（1）的系數(shù)為 0.0055，t=2.28；列（2）的系數(shù)為 0.0049，t=2.05），這說明“一帶一路”倡議提出后，重點省份上市公司提高了投資水平以積極響應，而且顯著高于非重點省份上市公司。這為本文的研究假說1提供了支持的經(jīng)驗證據(jù)。而且，這個結(jié)果在經(jīng)濟上也具有顯著性。以列（2）更嚴格的控制為例，相對于樣本投資水平的均值，重點省份的上市公司積極響應“一帶一路”倡議的實施，其投資水平提高了10.11%。

表 3 “一帶一路”倡議與公司投資

續(xù)表 3 “一帶一路”倡議與公司投資

（二）工具變量回歸結(jié)果

使用雙重差分方法估計“一帶一路”倡議提出對公司投資水平的因果效應，最理想的研究情境應該是處理組的選擇是隨機的，也就是說，處理組的選擇不會受到其他影響公司投資響應程度的可觀測與不可觀測因素的干擾。事實上，“一帶一路”重點省份的選擇與公司投資的響應程度可能是同時被決定的。比如，公司投資響應程度較高的省份更可能被納入“一帶一路”重點省份（更可能實現(xiàn)倡議目標），或者公司投資響應程度較低的省份更可能被納入“一帶一路”重點省份（重點監(jiān)控），這就導致處理組的選擇可能受到內(nèi)生性偏誤的干擾，從而影響其估計的準確性。

因此，本文使用工具變量方法來解決潛在的缺失變量問題。借鑒城市經(jīng)濟學最近關(guān)于州際高速公路的研究，本文使用歷史上州際高速公路系統(tǒng)計劃、鐵路、勘探線路作為工具變量（Duranton等，2014；Agrawal等，2017）的思想和Tsoutsoura（2015）在準自然實驗研究中使用工具變量的方法，①Duranton等（2014）以及Agrawal等（2017）分別使用1947年美國州際高速公路系統(tǒng)計劃、19世紀末美國鐵路網(wǎng)絡和1528?1850年美國主要勘探路線等歷史線路作為城市交通基礎設施發(fā)展水平的工具變量。使用中國古代“絲綢之路”作為“一帶一路”重點省份的工具變量。這個工具變量理論上滿足有效工具變量的兩個條件：第一，中國“一帶一路”倡議是在古代“絲綢之路”的基礎上展開的，其主要目標之一就是復興古代“絲綢之路”，因此，“一帶一路”重點省份的選擇與古代“絲綢之路”途徑的省份具有較高的相關(guān)性。第二，古代“絲綢之路”并不會直接影響公司投資對“一帶一路”倡議的響應程度，因此該工具變量滿足外生性條件。

在模型（1）中，內(nèi)生的重點省份虛擬變量Treat在單獨項和交互項中均有出現(xiàn)，因此在模型中存在兩個內(nèi)生變量，本文使用是否為古代“絲綢之路”途經(jīng)省份（IV）作為Treat的工具變量，使用交互項（IV×Post）作為Treat×Post的工具變量。相應的第一階段模型如下：其中，IV為虛擬變量，公司注冊地所在省份屬于古代“絲綢之路”途徑省份則取值為1，否則為0。為了估計公司投資對“一帶一路”倡議的響應程度，本文使用工具變量方法重新估計了模型（1）。這一辨識策略利用了兩種不同的差異來源：“一帶一路”倡議實施提供了時間序列的差異，工具變量則提供了處理組選取在橫截面上的外生差異。這可以幫助本文更加可靠地建立“一帶一路”倡議與公司投資響應之間的因果效應。

表4的Panel A報告了古代“絲綢之路”途徑省份與“一帶一路”重點省份之間關(guān)系的第一階段回歸結(jié)果。結(jié)果表明，處于古代“絲綢之路”的省份更可能被選為“一帶一路”重點省份。F值大于10則表明該工具變量滿足相關(guān)性條件。Panel B報告了第二階段的回歸結(jié)果，Treat×Post的回歸系數(shù)均顯著為正（列（1）的系數(shù)為 0.0082，t=2.01；列（2）的系數(shù)為 0.0072，t=2.24），這表明在緩解了處理組選擇可能存在的內(nèi)生性問題后，基本研究結(jié)論保持不變。

表 4 工具變量回歸結(jié)果

（三）為什么公司投資會響應“一帶一路”倡議

1. 全要素生產(chǎn)率。Melitz（2003）研究表明，由于進入國外市場存在較高的固定成本，這在一定程度上阻礙了全要素生產(chǎn)率較低的公司進行投資以開拓國外市場。而且，激烈的市場競爭會淘汰無效率的公司，進而促使公司為了生存而加強創(chuàng)新和提高投資（Bloom等，2016）。全要素生產(chǎn)率較低的公司往往投資需求較高，以及從貿(mào)易成本和貿(mào)易壁壘降低中受益較大，對“一帶一路”倡議帶來的投資機會更加敏感，因此其會顯著提高投資水平來積極響應“一帶一路”倡議。為了驗證這一假說，依據(jù)已有研究（Giannetti等，2015），本文對“柯布?道格拉斯”生產(chǎn)函數(shù)兩邊同時取對數(shù)后進行回歸來計算公司的全要素生產(chǎn)率，具體回歸模型如下：

其中，income為公司銷售商品提供勞務收到的現(xiàn)金，asset為公司總資產(chǎn)，labor為公司員工人數(shù)，cost為公司購買商品接受勞務支付的現(xiàn)金。將等式（4）在每一年度每一行業(yè)內(nèi)進行回歸，所得到的回歸殘差即為所要估計的全要素生產(chǎn)率。本文將計算所得的全要素生產(chǎn)率按照中值劃分為高、低兩組并進行分組檢驗，結(jié)果如表5所示。在表5中，Treat×Post的回歸系數(shù)在高全要素生產(chǎn)率組均不顯著（列（1）的系數(shù)為 0.0014，t=0.43；列（2）的系數(shù)為 0.0015，t=0.45），在低全要素生產(chǎn)率組均在5%的水平上通過顯著性檢驗（列（3）的系數(shù)為0.0087，t=2.38；列（4）的系數(shù)為0.0085，t=2.17）。結(jié)果表明，公司投資對“一帶一路”倡議的積極響應主要來自于全要素生產(chǎn)率較低的公司樣本組中，從而驗證了本文的研究假說2。

表 5 橫截面差異：全要素生產(chǎn)率

表 6 橫截面差異：成本加成

（四）穩(wěn)健性檢驗①限于篇幅，本文沒有給出穩(wěn)健性檢驗的圖表。如有需要，可向作者索取。

1. 平行趨勢檢驗。使用雙重差分方法進行檢驗的一個重要前提是處理組公司與控制組公司在外生變動之前具有平行趨勢，即不存在處理效應時，結(jié)果變量在處理組和控制組中的變化趨勢是相近的。本文依據(jù)Roberts和Whited（2013）的做法，執(zhí)行了如下測試來檢驗平行趨勢假定是否滿足：第一，本文繪制了處理組公司和控制組公司投資水平的均值和95%置信區(qū)間在2013?2016年的變化趨勢圖。該圖顯示，在“一帶一路”倡議提出之前（2015年之前），處理組和控制組公司的投資水平基本滿足平行趨勢；在2015年之后，處理組公司的投資水平呈上升趨勢，表明其積極響應“一帶一路”倡議的實施，而控制組公司的投資水平變化趨勢基本保持不變。第二，不同于將重點省份虛擬變量（Treat）與“一帶一路”倡議提出虛擬變量（Post）直接做交互，本文分別使用每一個年度虛擬變量與重點省份虛擬變量（Treat）相乘，以觀察平均處理效應的時間趨勢。結(jié)果表明，重點省份虛擬變量（Treat）與“一帶一路”倡議提出之前年度的交互項的回歸系數(shù)均不顯著，與提出當年及以后年度的交互項的回歸系數(shù)均顯著為正。處理效應前兩組樣本投資水平的非顯著性差異能夠在一定程度上說明本文的樣本選擇滿足平行趨勢假定，這為雙重差分方法的有效性提供了支持的經(jīng)驗證據(jù)。

2. 安慰劑對照測試（Placebo Test）。為了提供進一步的證據(jù)加強本文基本研究問題的因果效應，排除處理組和控制組公司在“一帶一路”倡議提出之前本身存在的特征差異，以及難以在模型中加以控制的不可觀測的缺失變量對研究結(jié)論的干擾，本文借鑒Bakke等（2016）的做法，進行了安慰劑對照測試。本文將“一帶一路”倡議的提出時間提前2年，使用2011?2012年為事件前期間，2013?2014年為事件后期間，然后考察公司投資對這一虛擬的政策實施的響應程度。在實證檢驗中，本文保持對處理組和控制組的設定，這意味著本文在對照測試中對處理組和控制組公司的選擇與基本研究問題是一致的。如果本文的基本結(jié)論是由于處理組和控制組公司之間一些難以觀測的固有差異所導致的，那么使用虛擬的“一帶一路”倡議提出時間也可以得出相同的結(jié)果。結(jié)果表明，交互項Treat×Post的回歸系數(shù)均不顯著。由此可見，處理組和控制組公司之間在“一帶一路”倡議提出前就存在的固有差異對本文基本研究結(jié)論的干擾較小。

3. 使用傾向得分匹配法配比控制組。為了進一步排除處理組和控制組的一些公司特征差異對基本研究結(jié)論的影響，本文重新配比了控制組進行檢驗，以保證基本研究結(jié)果的穩(wěn)健性。具體來說，本文采用傾向得分匹配法，依據(jù)公司特征為每一個處理組樣本配比了一個最相近的控制組樣本。為了避免不好的配比以及樣本損失過多，本文把卡尺設置為0.01，配比過程允許重置抽樣。配比變量主要包括公司年齡（Age）、經(jīng)營活動現(xiàn)金流量（OCF）、公司規(guī)模（Size）、現(xiàn)金持有水平（Cash）、資產(chǎn)負債率（Lev）和公司價值（Tobin’q）。最后，本文使用配比的控制組樣本重新檢驗了模型（1），其結(jié)果與表3中的結(jié)果基本一致，從而進一步排除了處理組和控制組在一些公司特征上不完全可比的考慮對基本結(jié)論的干擾，說明本文的結(jié)果具有一定的穩(wěn)健性。

4. 其他穩(wěn)健性測試?？紤]到公司投資對“一帶一路”倡議的響應程度可能受到行業(yè)特征以及各省經(jīng)濟發(fā)展水平等因素的影響，為了進一步排除缺失變量偏誤的干擾，本文進一步加入省份以及“行業(yè)×年度”高維固定效應進行檢驗，以控制省級層面以及行業(yè)發(fā)展、行業(yè)構(gòu)成等隨時間變化的行業(yè)層面的投資響應程度差異，其結(jié)果基本保持一致，從而為本文基本研究結(jié)論的穩(wěn)健性提供了進一步的支持證據(jù)。

五、研究結(jié)論與政策建議

本文考察中國“一帶一路”倡議提出與公司投資響應程度之間的因果效應，研究發(fā)現(xiàn)：首先，在控制了公司和年度固定效應后，“一帶一路”倡議提出后，重點省份的上市公司積極響應該倡議的實施，其投資水平提高了10.11%。在使用古代“絲綢之路”途經(jīng)省份作為“一帶一路”重點省份的工具變量來緩解處理組選擇可能存在的內(nèi)生性問題后，基本結(jié)論保持不變，從而進一步加強了本文的因果推斷。接下來，本文從公司異質(zhì)性角度考察不同公司對“一帶一路”倡議響應程度在橫截面上的差異，結(jié)果表明，公司投資對“一帶一路”倡議的積極響應主要來自于全要素生產(chǎn)率較低和成本加成較低的公司中。最后，本文進行了一系列穩(wěn)健性測試來保證基本研究問題的因果效應。

本文的研究有效地克服了以往研究中存在的內(nèi)生性問題，為公司投資決策的影響因素研究提供了補充的經(jīng)驗證據(jù)。而且，本文的研究為“一帶一路”倡議實施產(chǎn)生的經(jīng)濟影響提供了定量分析的證據(jù)，補充了經(jīng)濟政策實施促進實體經(jīng)濟增長的微觀作用渠道的相關(guān)研究。本文對于理解經(jīng)濟政策的真實效應及其后續(xù)改革具有一定的政策啟示，具體包括以下兩方面：第一，微觀經(jīng)濟主體是經(jīng)濟發(fā)展的重要組成部分，在“一帶一路”倡議實施過程中，應充分調(diào)動和發(fā)揮微觀經(jīng)濟主體，尤其是上市公司的積極性，進而促進地方經(jīng)濟的轉(zhuǎn)型和發(fā)展。而且，本文研究發(fā)現(xiàn)，重點省份與非重點省份的上市公司投資對“一帶一路”倡議的響應程度存在顯著差異，因此，政府在制定經(jīng)濟政策時應充分考慮各個省市的發(fā)展定位和未來發(fā)展目標，并針對這些特征采取相應的配套措施以保證經(jīng)濟政策的有效實施。第二，對于上市公司的戰(zhàn)略調(diào)整而言，公司管理層應善于識別國家宏觀經(jīng)濟戰(zhàn)略中的機遇和風險因素。本文研究發(fā)現(xiàn)，“一帶一路”倡議提出對異質(zhì)性公司具有差異化的影響，因此公司管理層在調(diào)整公司財務決策時應充分考慮公司自身特征與“一帶一路”倡議目標的協(xié)調(diào)，以使公司最小化經(jīng)濟政策調(diào)整帶來的風險，最大化政策帶來的發(fā)展機會，實現(xiàn)公司決策的合理調(diào)整和利益最大化。國家宏觀經(jīng)濟政策的實施需要不同地區(qū)及當?shù)匚⒂^經(jīng)濟主體的積極響應，不同地區(qū)和微觀經(jīng)濟主體的發(fā)展也需要國家相應政策的支持，只有兩者互相協(xié)調(diào)配合，相輔相成，才能實現(xiàn)經(jīng)濟政策的有效實施，并最終促進經(jīng)濟發(fā)展水平的提高。

目前，對于“一帶一路”倡議促進經(jīng)濟增長的微觀途徑研究相對比較缺乏，未來研究可以從以下幾個方面進行考察：首先，可以將“一帶一路”倡議對公司投資決策的影響進一步細化和深入，考察“一帶一路”倡議對公司創(chuàng)新投資、并購決策以及投資效率等的影響。其次，可以考察“一帶一路”倡議對公司其他財務決策的影響，如融資和現(xiàn)金持有等。最后，本文主要考察了公司異質(zhì)性對“一帶一路”倡議和公司投資之間關(guān)系的差異化影響，對其作用渠道卻未深究，這也是值得進一步研究的方向。

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