“一帶一路”倡議可以促進(jìn)中國企業(yè)創(chuàng)新嗎？

王桂軍，盧瀟瀟，2

（1. 廣西大學(xué) 商學(xué)院，廣西 南寧 530004；2. 廣西大學(xué) 中國—東盟研究院，廣西 南寧 530004）

一、引 言

2011-2013年中國GDP增速持續(xù)走低，經(jīng)濟(jì)發(fā)展呈L形增長態(tài)勢，中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展由高速增長階段步入中高速增長的新常態(tài)階段。中國改革開放以來，特別是最近二十年“以量擴(kuò)張”的發(fā)展模式帶來的問題逐漸凸顯，中國經(jīng)濟(jì)在取得飛躍式增長的同時開始面臨著越發(fā)緊迫的發(fā)展瓶頸，因此，克服發(fā)展瓶頸、擺脫發(fā)展困境就成為了中國政府的當(dāng)務(wù)之急。在此背景下，習(xí)近平主席于2013年先后提出了建設(shè)“絲綢之路經(jīng)濟(jì)帶”和“21世紀(jì)海上絲綢之路”的倡議（簡稱“一帶一路”倡議）。2015年3月，國家發(fā)改委聯(lián)合外交部、商務(wù)部又進(jìn)一步頒布了《推動共建絲綢之路經(jīng)濟(jì)帶和21世紀(jì)海上絲綢之路的愿景與行動》（以下簡稱《愿景與行動》），“一帶一路”倡議從頂層設(shè)計進(jìn)入了務(wù)實推進(jìn)階段。

新經(jīng)濟(jì)增長理論認(rèn)為，技術(shù)進(jìn)步是經(jīng)濟(jì)增長的引擎（Romer，1990），而創(chuàng)新是技術(shù)進(jìn)步的關(guān)鍵，經(jīng)濟(jì)發(fā)展本質(zhì)上是一個技術(shù)、產(chǎn)業(yè)不斷創(chuàng)新，結(jié)構(gòu)不斷變化的過程（林毅夫，2010）。在“一帶一路”倡議穩(wěn)步推進(jìn)的同時，中共十九大報告指出，創(chuàng)新是引領(lǐng)發(fā)展的第一動力，是經(jīng)濟(jì)增長的重要支撐，并強(qiáng)調(diào)進(jìn)一步實施創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展的重要戰(zhàn)略。2018年6月，習(xí)主席在青島上合峰會上提出的“五觀”理念中，更是將“創(chuàng)新”作為發(fā)展觀之首。由此可見，L形增長背景下，創(chuàng)新對中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展非常重要。因此，研究“一帶一路”倡議對中國企業(yè)創(chuàng)新的影響具有重要的現(xiàn)實和政策意義，但目前來看，該領(lǐng)域的研究尚不多見。

此外，不同類型的企業(yè)在“一帶一路”倡議下的創(chuàng)新行為是否存在差異也同樣具有研究意義。比如：（1）中國產(chǎn)業(yè)政策傾向于鼓勵發(fā)展大企業(yè)和企業(yè)集團(tuán)主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)升級（高良謀和李宇，2009），產(chǎn)業(yè)升級實質(zhì)上是企業(yè)技術(shù)水平的普遍提升（Humphrey和Schmitz，2000），但已有研究中，關(guān)于大企業(yè)與技術(shù)創(chuàng)新的關(guān)系并沒有達(dá)成一致意見。①從現(xiàn)有文獻(xiàn)看，關(guān)于大企業(yè)與技術(shù)創(chuàng)新的研究可以分為三個流派：第一類是熊彼特流派，認(rèn)為大企業(yè)相比小企業(yè)更有創(chuàng)新積極性；第二類是以阿羅為代表的反對熊彼特流派，認(rèn)為小企業(yè)更有創(chuàng)新潛力；第三類是以曼斯菲爾德為代表的倒U形流派，認(rèn)為企業(yè)規(guī)模和企業(yè)創(chuàng)新水平之間存在倒U形關(guān)系。因此，更加深入地探討“一帶一路”倡議對不同規(guī)模企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響，可以為中國產(chǎn)業(yè)政策的制定提供理論借鑒。（2）在中國特殊的制度背景下，國有企業(yè)是中國經(jīng)濟(jì)的中堅力量和民眾意愿體現(xiàn)，其在各個產(chǎn)業(yè)中占據(jù)著重要地位，對國民經(jīng)濟(jì)的發(fā)展具有深遠(yuǎn)的影響。然而，國有企業(yè)雖然占據(jù)了大量的生產(chǎn)要素，但要素配置效率低下，阻礙了中國的經(jīng)濟(jì)增長（Brandt等，2008；劉瑞明和石磊，2010；王永進(jìn)和劉燦雷，2016）。為了擺脫國有企業(yè)對經(jīng)濟(jì)增長的拖累效應(yīng)，國家在堅持國企改革的同時，對國有企業(yè)采取了一系列的救助手段，但效果并不理想。那么，“一帶一路”倡議是否可以提高國有企業(yè)的創(chuàng)新水平，進(jìn)而以技術(shù)進(jìn)步的方式使國有企業(yè)擺脫拖累效應(yīng)呢？對這個問題的研究對破解國企拖累效應(yīng)具有現(xiàn)實意義。（3）對于發(fā)展中國家而言，產(chǎn)業(yè)升級是通過資本密集型部門資本質(zhì)量的不斷提升而實現(xiàn)的（殷德生，2012），技術(shù)創(chuàng)新是資本質(zhì)量提升的重要前提，“一帶一路”倡議對不同資本密集型企業(yè)的創(chuàng)新效應(yīng)是否存在顯著差異？“一帶一路”倡議是否會通過提升創(chuàng)新水平而促進(jìn)產(chǎn)業(yè)升級呢？這些問題同樣值得深入研究。

有鑒于此，本文試圖從企業(yè)創(chuàng)新的視角研究“一帶一路”倡議對個體企業(yè)的微觀效應(yīng)?！耙粠б宦贰背h可視為一次準(zhǔn)自然實驗，就中國本土而言，其對各個省份的影響并不相同，依據(jù)不同省份（市、區(qū)）的地理位置和經(jīng)濟(jì)功能可以確定“一帶一路”倡議重點影響的?。ㄊ小^(qū)）（陳勝藍(lán)和劉曉玲，2018），這給我們的研究提供了使用雙重差分模型（DID）的機(jī)會。因此，本文借助“一帶一路”倡議形成的準(zhǔn)自然實驗環(huán)境，基于2012-2017年中國上市公司數(shù)據(jù)并利用DID模型，經(jīng)驗考察了“一帶一路”倡議對中國企業(yè)創(chuàng)新的影響，研究發(fā)現(xiàn)：相對于非重點影響地區(qū)的企業(yè)，“一帶一路”倡議顯著提高了重點影響?。ㄊ?、區(qū)）企業(yè)的創(chuàng)新水平。在替換企業(yè)創(chuàng)新的代理變量進(jìn)行穩(wěn)健性測試，以及排除政府其他扶持政策、非平行趨勢和內(nèi)生性問題的干擾后，上述結(jié)論仍然穩(wěn)健。進(jìn)一步地，我們從對外直接投資和環(huán)境不確定性視角考察了“一帶一路”倡議影響中國企業(yè)創(chuàng)新的作用路徑，結(jié)果顯示：“一帶一路”倡議對中國企業(yè)創(chuàng)新的促進(jìn)效應(yīng)嚴(yán)重依賴于企業(yè)的對外直接投資，而環(huán)境不確定性對“一帶一路”倡議與企業(yè)創(chuàng)新的中介效應(yīng)并不明顯。此外，我們還按照企業(yè)規(guī)模、所有制類別和資本密集度進(jìn)行了分樣本回歸，結(jié)果表明，“一帶一路”倡議對大型企業(yè)、國有企業(yè)和資本密集型企業(yè)的創(chuàng)新激勵效應(yīng)尤為顯著，這意味著，“一帶一路”倡議不僅可以緩解國有企業(yè)對經(jīng)濟(jì)增長的拖累效應(yīng)，而且可以從技術(shù)創(chuàng)新層面助力中國產(chǎn)業(yè)升級及價值鏈攀升。

本文的邊際貢獻(xiàn)在于：首先，從企業(yè)創(chuàng)新這一微觀視角考察“一帶一路”倡議的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)，不僅豐富了“一帶一路”倡議的相關(guān)文獻(xiàn)，而且補(bǔ)充了“一帶一路”倡議影響企業(yè)創(chuàng)新的實證研究；其次，本文還豐富了企業(yè)創(chuàng)新宏觀影響因素的相關(guān)研究，為創(chuàng)新理論的研究提供了新的視角；再次，本文在利用DID模型的基礎(chǔ)上，使用工具變量法緩解了可能存在的內(nèi)生性問題，保證了論文結(jié)論的嚴(yán)謹(jǐn)性；最后，本研究為政府和企業(yè)提供了重要的政策啟示，為“一帶一路”倡議的后續(xù)部署和配套產(chǎn)業(yè)政策的制定提供了理論支持。

二、理論分析與研究假設(shè)

技術(shù)創(chuàng)新是一個周期長、失敗率高且收益不確定的復(fù)雜過程（Hsu等，2014），企業(yè)的創(chuàng)新行為不僅取決于企業(yè)規(guī)模、企業(yè)融資能力及內(nèi)部治理結(jié)構(gòu)等微觀層面的因素，而且取決于企業(yè)家對外部宏觀環(huán)境的判斷?！耙粠б宦贰背h是超越傳統(tǒng)地緣經(jīng)濟(jì)的全球化經(jīng)濟(jì)理論，強(qiáng)調(diào)全球治理，是推動世界各國經(jīng)濟(jì)增長并實現(xiàn)全球經(jīng)濟(jì)振興的大膽探索（佟家棟，2017），其在改善中國的福利和貿(mào)易條件并為中國企業(yè)“走出去”提供新機(jī)遇的同時，也給企業(yè)帶來了不確定性和挑戰(zhàn)。因此，“一帶一路”倡議下企業(yè)是否會提高自身的技術(shù)創(chuàng)新水平缺乏一定的先驗性，這取決于企業(yè)對“一帶一路”倡議帶來的機(jī)遇和不確定性的權(quán)衡。

“一帶一路”倡議為中國企業(yè)的對外直接投資創(chuàng)造了新的機(jī)遇。其一，在“一帶一路”倡議中，基礎(chǔ)設(shè)施的互聯(lián)互通是優(yōu)先著眼點，基礎(chǔ)設(shè)施互聯(lián)互通建設(shè)將直接帶來中國交通、能源和通信等產(chǎn)業(yè)的對外直接投資（Du和Zhang，2018）；其二，現(xiàn)有文獻(xiàn)普遍認(rèn)為，一國基礎(chǔ)設(shè)施水平的提高對引進(jìn)外資具有顯著的正向效應(yīng)（Cheng和Kwan，2000；Bellak等，2009），因此，“一帶一路”倡議在改善參與國基礎(chǔ)設(shè)施質(zhì)量和可用性之后，可以進(jìn)一步提高中國對這些國家的直接投資水平；其三，基礎(chǔ)設(shè)施的改善也有助于促進(jìn)貿(mào)易發(fā)展（Manchin，2013），而貿(mào)易便利化的提升又可以間接地促進(jìn)中國對“一帶一路”參與國的直接投資。因此，我們認(rèn)為，“一帶一路”倡議對中國企業(yè)對外直接投資的影響是顯著正向的。

在已有研究中，大部分學(xué)者認(rèn)為，對外直接投資可以明顯地提高企業(yè)的創(chuàng)新水平（Pradhan和Singh，2009；毛其淋和許家云，2014；趙宸宇和李雪松，2017），這是因為：首先，企業(yè)創(chuàng)新的高風(fēng)險和收益不確定等特性決定了其需要充裕的資金支持，企業(yè)對外直接投資可以實現(xiàn)規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)，降低產(chǎn)品成本，進(jìn)而增加企業(yè)利潤，為公司的研發(fā)創(chuàng)新活動提供豐厚的資金；其次，通過市場規(guī)模的擴(kuò)大，企業(yè)可以將外圍研發(fā)項目配備給海外子公司，從而使國內(nèi)母公司集中財力進(jìn)行核心技術(shù)的研發(fā)，增強(qiáng)公司的創(chuàng)新能力（趙偉等，2006）；再次，跨國公司不僅面臨著本土市場的競爭壓力，而且在海外市場也要同擁有先進(jìn)技術(shù)的企業(yè)進(jìn)行競爭，現(xiàn)有研究指出，市場競爭對企業(yè)創(chuàng)新具有顯著的促進(jìn)作用（張杰等，2014），因此，本土市場和海外市場的雙重競爭壓力也會推動企業(yè)不斷地進(jìn)行創(chuàng)新；最后，政府部門為對外直接投資企業(yè)提供了諸如稅收優(yōu)惠、海關(guān)服務(wù)及外匯支持等便利條件，這也能間接地提高企業(yè)的創(chuàng)新意愿?；谝陨鲜聦?，“一帶一路”倡議在提高中國企業(yè)對外直接投資之后，可能會進(jìn)一步地提高中國企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新水平。

然而，“一帶一路”倡議在為中國企業(yè)“走出去”提供機(jī)遇的同時也給企業(yè)帶來了一定的風(fēng)險和不確定性：首先，“一帶一路”沿線風(fēng)險種類冗雜，同時存在政治風(fēng)險、宗教風(fēng)險、法律風(fēng)險、環(huán)境風(fēng)險、社會風(fēng)險和金融風(fēng)險等宏觀風(fēng)險以及項目運(yùn)營風(fēng)險、管理風(fēng)險及財務(wù)風(fēng)險等微觀風(fēng)險；其次，“一帶一路”倡議推進(jìn)所面臨的風(fēng)險相互重疊組合，這不僅體現(xiàn)在政治和宗教等宏觀風(fēng)險的相互交織，而且體現(xiàn)在宏觀風(fēng)險和微觀風(fēng)險的重疊（尹晨等，2018）。這些風(fēng)險導(dǎo)致的環(huán)境不確定性會使得“一帶一路”倡議對中國企業(yè)創(chuàng)新的影響存在一定變數(shù)。

現(xiàn)有研究中，關(guān)于環(huán)境不確定性與企業(yè)創(chuàng)新之間的關(guān)系并沒有定論。部分學(xué)者認(rèn)為，環(huán)境不確定性會顯著提高企業(yè)的創(chuàng)新水平（Damanpour和 Evan，1984；Tidd，2001；肖婷和李垣，2010）；另有學(xué)者認(rèn)為，隨著環(huán)境不確定性的提高，企業(yè)資金約束、市場競爭壓力及突發(fā)性事件等問題會接踵而至，這可能會導(dǎo)致企業(yè)管理者出現(xiàn)短視行為，只注重企業(yè)短期效益而忽視對利于企業(yè)長期發(fā)展的研發(fā)項目的投資，從而顯著地降低企業(yè)的創(chuàng)新水平（黃學(xué)軍和吳沖鋒，2006；聶輝華等，2008；Caggese，2012）。在最近的研究中，有學(xué)者發(fā)現(xiàn)，環(huán)境不確定性與企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新之間存在著倒U形關(guān)系（袁建國等，2015），當(dāng)企業(yè)所面臨的不確定性低于某一臨界值時可以顯著地激勵企業(yè)進(jìn)行創(chuàng)新，而當(dāng)環(huán)境不確定性高于這一臨界值時會對企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)生抑制效應(yīng)。我們更傾向于這一觀點，因為環(huán)境不確定性主要通過企業(yè)管理者決策影響企業(yè)創(chuàng)新行為，適度的環(huán)境不確定性可以對企業(yè)形成一定的生存壓力，迫于企業(yè)的生存和持續(xù)發(fā)展，企業(yè)管理者往往會通過技術(shù)創(chuàng)新來應(yīng)對外部環(huán)境的沖擊，但當(dāng)企業(yè)面臨的外部不確定性較大時，企業(yè)管理者通常會注重短期企業(yè)績效及期權(quán)價值的提高而不敢嘗試跨期長且風(fēng)險高的創(chuàng)新活動，比如，在面臨財務(wù)危機(jī)和破產(chǎn)風(fēng)險時，企業(yè)往往不再進(jìn)行創(chuàng)新活動（Kerr和Nanda，2009）。因此，“一帶一路”倡議對中國企業(yè)創(chuàng)新是促進(jìn)還是抑制取決于其為企業(yè)帶來的環(huán)境不確定性的強(qiáng)弱。

基于上述分析，我們整理歸納了“一帶一路”倡議影響中國企業(yè)創(chuàng)新的理論框架，如圖1所示。圖中，“一帶一路”倡議促進(jìn)了中國企業(yè)的對外直接投資，進(jìn)而可能會通過規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)和海外研發(fā)分?jǐn)偟嚷窂竭M(jìn)一步提高中國企業(yè)的創(chuàng)新水平。與此同時，“一帶一路”倡議又可能會改變企業(yè)面臨的外部環(huán)境，從而通過環(huán)境不確定性影響中國的企業(yè)創(chuàng)新，但由于環(huán)境不確定性與企業(yè)創(chuàng)新之間的倒U形關(guān)系，不能確定這一影響效應(yīng)是提高還是降低，因此使得“一帶一路”倡議對中國企業(yè)創(chuàng)新的影響效應(yīng)存在不確定性。具體來講，一方面，如果在“一帶一路”倡議背景下，中國企業(yè)面臨的環(huán)境不確定性低于倒U形的臨界點，那么“一帶一路”倡議在整體上可能會顯著地提高中國企業(yè)的創(chuàng)新水平；另一方面，如果中國企業(yè)在“一帶一路”倡議背景下所面臨的環(huán)境不確定性超過臨界點，那么環(huán)境不確定性的創(chuàng)新抑制效應(yīng)會在一定程度上抵消對外直接投資的創(chuàng)新促進(jìn)效應(yīng)，從而導(dǎo)致“一帶一路”倡議對中國企業(yè)創(chuàng)新的影響效應(yīng)出現(xiàn)不顯著甚至為負(fù)的情況。

圖1 “一帶一路”倡議影響中國企業(yè)創(chuàng)新的理論框架

那么，“一帶一路”倡議通過環(huán)境不確定性會對中國企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)生怎樣的影響呢？是促進(jìn)還是抑制？這個問題雖然缺乏一定的先驗性，但我們可以通過“一帶一路”倡議的實施背景進(jìn)行初步分析?！耙粠б宦贰背h背景下，中國企業(yè)“走出去”雖然面臨著諸多風(fēng)險，但這并不會給企業(yè)帶來過度不利的環(huán)境，因為：首先，在“一帶一路”倡議推進(jìn)的初期，合作國家主要是低收入經(jīng)濟(jì)體，具有投資潛力大且發(fā)展迅速的特點，這為中國企業(yè)創(chuàng)造了潛力巨大的海外投資市場；其次，諸如上海合作組織、東南亞國家聯(lián)盟、中阿合作論壇以及中非合作網(wǎng)等國際政治合作大大降低了中國企業(yè)對“一帶一路”倡議合作國家進(jìn)行貿(mào)易投資所面臨的政策不確定性和政治風(fēng)險，可以說，與傳統(tǒng)的自由貿(mào)易相比，“一帶一路”倡議下的對外貿(mào)易具有更多的政治支持和政府間的協(xié)調(diào)。因此，我們認(rèn)為，雖然“一帶一路”倡議下中國企業(yè)在“走出去”時面臨著一定的不確定性，但這種不確定性并沒有給企業(yè)帶來過度不利的環(huán)境，其至少不會抑制中國的企業(yè)創(chuàng)新。

綜上，基于對“一帶一路”倡議影響中國企業(yè)創(chuàng)新的理論分析，我們提出如下研究假設(shè)：

H1：“一帶一路”倡議會顯著地提高中國企業(yè)的創(chuàng)新水平；

H2：“一帶一路”倡議會通過對外直接投資顯著地提高中國企業(yè)的創(chuàng)新水平；

H3：“一帶一路”倡議至少不會通過環(huán)境不確定性降低中國企業(yè)的創(chuàng)新水平。

三、研究設(shè)計

（一）模型設(shè)計與變量定義。近年來，很多研究使用雙重差分模型（DID）估計政策的實施效應(yīng)，該模型的基本原理在于通過比較處理組和控制組的差異來判斷政策是否有效。因此，要想使用DID模型估計“一帶一路”倡議對企業(yè)創(chuàng)新的影響效應(yīng)，就必須找到處理組和控制組企業(yè)?？蓪?015年《愿景與行動》的頒布視為一次準(zhǔn)自然實驗，就中國本土而言，其對各個?。ㄊ?、自治區(qū)）的影響并不相同，依據(jù)不同省（市、自治區(qū)）的地理位置和經(jīng)濟(jì)功能可以確定該“實驗”重點影響的?。ㄊ小⒆灾螀^(qū)），這給我們尋找處理組和控制組企業(yè)提供了條件。具體地，我們參照陳勝藍(lán)和劉曉玲（2018）的做法，將“一帶一路”倡議重點影響的18個?。ㄊ?、自治區(qū)）①具體包括新疆、陜西、甘肅、寧夏、青海、內(nèi)蒙古西北6?。ㄗ灾螀^(qū)），黑龍江、吉林、遼寧東北3省，廣西、云南、西藏西南3省（自治區(qū)），上海、福建、廣東、浙江、海南沿海5?。ㄊ校┮约皟?nèi)陸地區(qū)重慶。作為處理組，而將未受重點影響的省（市、自治區(qū)）作為控制組。進(jìn)一步地，我們注意到，“一帶一路”倡議的提出恰逢中國流轉(zhuǎn)稅改革（營業(yè)稅改征增值稅，“營改增”政策），現(xiàn)有文獻(xiàn)指出，分時段、分地區(qū)實施的“營改增”政策會對企業(yè)的創(chuàng)新行為產(chǎn)生影響（王桂軍和曹平，2018；袁建國等，2018），因此，為了獲得一個更加“干凈”的樣本，我們剔除了率先實施“營改增”政策的省（市、自治區(qū)）②包括上海、北京、江蘇、安徽、福建、廣東、天津、湖北和浙江。，只保留了在同一時間實施“營改增”政策的?。ㄊ?、自治區(qū)）。這樣，即使“營改增”政策會影響到企業(yè)的創(chuàng)新行為，其對我們的處理組和控制組企業(yè)的影響幅度也是同等的，會被DID模型的兩次差分剔除。具體模型設(shè)計如下：

其中，Innovationit表示第i個企業(yè)第t年的創(chuàng)新水平，現(xiàn)有文獻(xiàn)一般采用研發(fā)投入、專利數(shù)量和新產(chǎn)品產(chǎn)值測度企業(yè)創(chuàng)新，鑒于中國上市公司并不公布與新產(chǎn)品有關(guān)的數(shù)據(jù)，我們主要利用研發(fā)投入和專利數(shù)量衡量企業(yè)的創(chuàng)新水平。具體來講，首先以研發(fā)強(qiáng)度（lnRD）作為企業(yè)創(chuàng)新的代理變量進(jìn)行回歸分析，然后利用企業(yè)是否從事創(chuàng)新活動（Innov_part）和企業(yè)專利申請數(shù)量③中國專利數(shù)量分為三類：發(fā)明、實用新型和外觀設(shè)計，本文采用的專利申請數(shù)量是指三種專利申請數(shù)量之和。（lnPatent）進(jìn)行穩(wěn)健性測試，具體變量的定義見表1。

表1 主要變量定義

續(xù)表1 主要變量定義

虛擬變量Treat是對樣本企業(yè)的分組，Treat=1代表受“一帶一路”倡議重點影響的省（市、自治區(qū)）的企業(yè)（處理組），Treat=0代表未受重點影響?。ㄊ?、自治區(qū)）的企業(yè)（控制組）；虛擬變量Policy表示“一帶一路”倡議的影響時間，《愿景與行動》提出當(dāng)年及以后年份Policy取值為1（2015-2017年），提出之前的年份取值為0（2012-2014年）。Treat×Policy是企業(yè)分組與時間分組的交互項，其系數(shù)β3是我們重點關(guān)注的，根據(jù)假設(shè)H1，β3應(yīng)該顯著為正。

Xit為控制變量組，參照已有研究（袁建國等，2015；王桂軍和曹平，2018），我們控制了企業(yè)層面的企業(yè)規(guī)模、企業(yè)年齡、財政補(bǔ)貼、科技人員數(shù)量、資本結(jié)構(gòu)、成長能力、盈利能力和現(xiàn)金流量等特征變量，同時，我們還控制了企業(yè)所在?。ㄊ?、自治區(qū)）的GDP、年度固定效應(yīng)以及行業(yè)固定效應(yīng)，其中行業(yè)分類依據(jù)證監(jiān)會2012年的行業(yè)分類標(biāo)準(zhǔn)，取兩位行業(yè)代碼。具體變量定義見表1。

（二）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源。本文以“一帶一路”倡議前后3年為時間窗口（2012-2017年），選取了處理組和控制組省份的中國A股上市公司作為初始樣本，并根據(jù)一貫做法，剔除金融保險類、ST類和主要變量存在缺失的樣本，最終得到1 144家上市公司的6 732條觀測值。數(shù)據(jù)來源方面，研發(fā)投入和企業(yè)層面的財務(wù)數(shù)據(jù)均來自WIND數(shù)據(jù)庫和CSMAR數(shù)據(jù)庫；專利數(shù)據(jù)通過國家知識產(chǎn)權(quán)局網(wǎng)站手工整理而得。為了消除極端值對估計結(jié)果的影響，我們對主要連續(xù)型變量進(jìn)行了1%的Winsorize縮尾處理。此外，為了緩解潛在異方差及序列自相關(guān)對估計結(jié)果的干擾，本文在接下來的回歸中均采用穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤估計，并在公司層面進(jìn)行聚類（cluster）。

（三）主要變量描述性統(tǒng)計。描述性統(tǒng)計結(jié)果顯示①限于文章篇幅，統(tǒng)計描述結(jié)果未列示，備索。，研發(fā)強(qiáng)度代理變量lnRD的均值為13.552，標(biāo)準(zhǔn)差為7.18，最小值為0，中位數(shù)為16.743，最大值為22.454，說明樣本總體中不同企業(yè)之間的創(chuàng)新水平差異較大；企業(yè)是否從事創(chuàng)新活動的二值變量Innov_part的均值為0.789，說明樣本總體中有78.9%的樣本企業(yè)在2012-2017年參與了創(chuàng)新活動，樣本企業(yè)總體創(chuàng)新意愿較高。

四、實證結(jié)果與作用機(jī)制檢驗

（一）DID檢驗結(jié)果及分析。表2匯報了“一帶一路”倡議是否促進(jìn)了中國企業(yè)創(chuàng)新的DID估計結(jié)果。第（1）列我們在加入控制變量的同時對年度固定效應(yīng)和行業(yè)固定效應(yīng)進(jìn)行了控制，結(jié)果顯示，我們所關(guān)心的交互項Treat×Policy的回歸系數(shù)等于0.709且在1%的水平上高度顯著（t值=3.22）。進(jìn)一步地，我們在第（1）列的基礎(chǔ)上，利用固定效應(yīng)模型（FE）對企業(yè)固定效應(yīng)進(jìn)行了控制，估計結(jié)果如第（2）列所示，較第（1）列的混合回歸（OLS）結(jié)果，F(xiàn)E估計結(jié)果中交互項Treat×Policy的系數(shù)有所下降，這說明企業(yè)不隨時間變化的固定特征是影響企業(yè)創(chuàng)新的遺漏變量，如果不加以控制可能會高估“一帶一路”倡議對企業(yè)創(chuàng)新的整體影響效應(yīng)，控制后雖然系數(shù)值有所下降，但其依然為正且在5%的水平上顯著。這些結(jié)果表明，我們不能從統(tǒng)計上拒絕假設(shè)H1。因此，“一帶一路”倡議確實提高了重點影響?。ㄊ?、自治區(qū)）企業(yè)的創(chuàng)新水平。

表2 DID模型檢驗結(jié)果

（二）內(nèi)生性問題：工具變量法。利用DID模型進(jìn)行政策效應(yīng)估計需要一個重要前提-政策的實施需滿足外生性要求，即政策對處理組樣本的選擇應(yīng)該是隨機(jī)的。從“一帶一路”倡議提出的背景看，新疆、陜西和甘肅等省（市、自治區(qū)）被選中顯然不是隨機(jī)的，但我們研究的樣本為上市公司，雖然重點影響?。ㄊ?、自治區(qū)）被選中是非隨機(jī)事件，但作為上市公司，在選址時并沒有預(yù)測到選址地區(qū)會被將來的“一帶一路”倡議影響，因此，從這個角度看，上市公司被選中滿足外生性要求。但“一帶一路”倡議除了對被影響?。ㄊ?、自治區(qū)）的選擇為非隨機(jī)外，其對被影響產(chǎn)業(yè)的選擇也是非隨機(jī)的，比如互聯(lián)互通的建設(shè)更傾向于帶動交通、能源和通訊等基礎(chǔ)設(shè)施產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，那么，如果各產(chǎn)業(yè)在處理組和控制組之間分布是不均勻的，本文的政策變量（Treat）便會存在一定的內(nèi)生性。因此，有必要進(jìn)一步緩解這一內(nèi)生性問題。

現(xiàn)有文獻(xiàn)主要用工具變量法（IV）來解決內(nèi)生性問題。工具變量的選擇需要滿足兩個條件：一是相關(guān)性，是指工具變量需與內(nèi)生變量相關(guān)；二是外生性，是指工具變量需要與隨機(jī)擾動項不相關(guān)。在已有文獻(xiàn)中，較為經(jīng)典的研究有，Acemoglu等（2001）利用當(dāng)?shù)貧W洲人口死亡率作為殖民制度的工具變量研究了殖民政策對經(jīng)濟(jì)增長的影響；Duranton等（2014）利用高速公路系統(tǒng)規(guī)劃作為州際高速公路的工具變量研究了州際高速公路對美國城市貿(mào)易的影響。在本文中，我們借鑒Acemoglu和Duranton使用工具變量的思想，并參考陳勝藍(lán)和劉曉玲（2018）在研究“一帶一路”倡議影響公司投資時的做法，使用古代“絲綢之路”途徑?。ㄊ?、自治區(qū)）作為政策分組（Treat）的工具變量。該工具變量在理論上基本滿足有效工具變量的兩個條件：首先，2013年習(xí)近平主席首次提出“一帶一路”倡議時，復(fù)興古代“絲綢之路”便是重要目標(biāo)之一，也就是說，“一帶一路”重點影響?。ㄊ?、自治區(qū)）與古代“絲綢之路”途徑省（市、自治區(qū)）是高度相關(guān)的，第一個條件成立；其次，古代絲綢之路與現(xiàn)代企業(yè)在時間上相差久遠(yuǎn)，目前來看，除了“古代絲綢之路途徑?。ㄊ小⒆灾螀^(qū)）→一帶一路重點影響?。ㄊ小⒆灾螀^(qū)）→現(xiàn)代企業(yè)創(chuàng)新”這一關(guān)系外，古代絲綢之路途徑省（市、自治區(qū)）與現(xiàn)代企業(yè)創(chuàng)新之間不再存在其他關(guān)系，滿足“排他性約束”，即古代絲綢之路途徑?。ㄊ?、自治區(qū)）與模型（1）中的擾動項不相關(guān)，第二個條件也成立。

在實證分析中，我們首先設(shè)置工具變量IV（IV等于1表示古代“絲綢之路”途徑省（市、自治區(qū)），IV等于0表示其他省（市、自治區(qū)）），然后利用兩階段最小二乘法（2SLS）進(jìn)行估計。需要注意的是，在模型（1）中存在兩個內(nèi)生變量Treat和Treat×Policy，因此2SLS的第一階段需對這兩個變量分別做回歸，結(jié)果如表 3第（1）至（2）列所示，可以看出，第（1）列 IV的系數(shù)和第（2）列IV×Policy的系數(shù)均在1%的水平上高度顯著，且Kleibergen-Paap Wald統(tǒng)計量和Kleibergen-Paap LM統(tǒng)計量對應(yīng)的p值均遠(yuǎn)小于1%，這說明在第一階段的回歸中，工具變量與原內(nèi)生變量高度相關(guān)，不存在不可識別和弱工具變量的問題。表3中第（3）列匯報了2SLS第二階段的估計結(jié)果，我們重點關(guān)注的交互項系數(shù)值為正且在10%的水平上顯著。這說明，在緩解了政策實施可能存在的內(nèi)生性問題后，本文的研究結(jié)論保持不變。

表3 內(nèi)生性問題：工具變量法

（三）“一帶一路”倡議如何影響中國企業(yè)創(chuàng)新。在理論機(jī)制分析部分，我們認(rèn)為“一帶一路”倡議可以通過促進(jìn)對外直接投資和改變環(huán)境不確定性影響中國的企業(yè)創(chuàng)新。上一部分的DID估計結(jié)果表明，“一帶一路”倡議顯著地促進(jìn)了重點影響省（市、自治區(qū)）的企業(yè)創(chuàng)新，那么這種影響效應(yīng)是否是通過對外直接投資和環(huán)境不確定性實現(xiàn)的呢？該部分我們將進(jìn)一步地進(jìn)行中介效應(yīng)檢驗。

在中介變量的衡量上，對于對外直接投資（OFDI），我們參考多數(shù)學(xué)者的做法（趙宸宇和李雪松，2017；閻虹戎等，2018），基于中國商務(wù)部網(wǎng)站手工整理了2012-2017年《境外投資企業(yè)（機(jī)構(gòu)）名錄》，然后根據(jù)企業(yè)名稱對樣本公司和《境外投資企業(yè)（機(jī)構(gòu)）名錄》進(jìn)行匹配，最終得到樣本公司是否參與對外直接投資的二值離散變量ofdiit，其中，ofdiit=1表示第i個企業(yè)第t年參與了對外直接投資，反之，ofdiit=0表示第i個企業(yè)第t年沒有參與對外直接投資。需要注意的是，如果直接使用類別變量ofdi作為中介變量進(jìn)行估計分析，可能會因為變量量綱問題使得估計結(jié)果出現(xiàn)偏誤，因此，我們在操作中，先利用Probit模型估算出企業(yè)發(fā)生對外直接投資行為的概率，然后對此概率進(jìn)行z-score標(biāo)準(zhǔn)化處理以作為中介變量進(jìn)行中介效應(yīng)檢驗。

對于環(huán)境不確定性（EU），我們參考已有文獻(xiàn)的做法（申慧慧等，2012；袁建國等，2015），先分別將企業(yè)銷售收入和年度變量作為被解釋變量與解釋變量進(jìn)行OLS回歸，以估計出隨機(jī)擾動項，然后以擾動項作為非正常銷售收入，用非正常銷售收入除以銷售收入得到未經(jīng)行業(yè)調(diào)整的企業(yè)環(huán)境不確定性水平，最后將未經(jīng)行業(yè)調(diào)整的企業(yè)環(huán)境不確定性水平除以行業(yè)環(huán)境不確定性的中位數(shù)得到中介變量-企業(yè)環(huán)境不確定性水平。為了避免量綱問題對估計結(jié)果的影響，我們同樣對企業(yè)環(huán)境不確定性水平進(jìn)行了z-score標(biāo)準(zhǔn)化處理。

在模型設(shè)計上，我們參考潘彬和金雯雯（2017）的做法，利用溫忠麟等（2004）在Sobel檢驗的基礎(chǔ)上構(gòu)造的中介效應(yīng)檢驗程序來識別“一帶一路”倡議影響中國企業(yè)創(chuàng)新的作用機(jī)制，檢驗?zāi)Ｐ驮O(shè)計如下：

其中，OFDI和EU分別為中介變量對外直接投資和環(huán)境不確定性；μ為隨機(jī)擾動項，其他各項與模型（1）定義相同。根據(jù) Sobel檢驗的原理，中介效應(yīng)由 δ3×γ4衡量，若 δ3、γ4全部顯著則表明中介效應(yīng)顯著，無需進(jìn)行Sobel檢驗；若δ3、γ4至少一個顯著則需進(jìn)行Sobel檢驗，Sobel檢驗顯著則中介效應(yīng)顯著。需要說明的是，與標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布有所不同，5%顯著性水平上Sobel檢驗統(tǒng)計量的臨界值為 0.97 左右（MacKinnon 等，2002）。

在檢驗“一帶一路”倡議影響中國企業(yè)創(chuàng)新的作用機(jī)制時，我們在所有的回歸中均同時控制了年度固定效應(yīng)和企業(yè)個體固定效應(yīng)。其中，模型（2）與模型（1）相同，估計結(jié)果即表2第二列，系數(shù)β3等于0.490且在5%的水平上顯著，即可以認(rèn)為，“一帶一路”倡議促進(jìn)中國企業(yè)創(chuàng)新的總體效應(yīng)為0.490。根據(jù)Sobel檢驗的程序需進(jìn)一步檢驗系數(shù)δ3和γ4。

表4第（1）至（2）列匯報了“一帶一路”倡議是否會通過對外直接投資影響中國企業(yè)創(chuàng)新的估計結(jié)果?？梢钥闯觯诘冢?）列對模型（3）的回歸結(jié)果中，交互項Treat×Policy的系數(shù)δ3為正且在1%的水平上顯著，這說明“一帶一路”倡議確實顯著地促進(jìn)了中國企業(yè)的對外直接投資；進(jìn)一步地，在第（2）列對模型（4）的回歸結(jié)果中，OFDI的系數(shù)為0.622且在5%的水平上顯著，這說明對外直接投資對企業(yè)創(chuàng)新具有顯著的激勵效應(yīng)。因此，基于以上檢驗程序，在系數(shù)β3顯著的前提下，系數(shù)δ3和γ4均顯著，無需進(jìn)行Sobel檢驗。具體來看，“一帶一路”倡議通過對外直接投資對中國企業(yè)創(chuàng)新的間接影響效應(yīng)δ3×γ4等于0.136，占總效應(yīng)（0.490）的27.80%。這充分說明，來自對外直接投資的中介效應(yīng)顯著。

表4 作用機(jī)制檢驗：對外直接投資和環(huán)境不確定性的中介效應(yīng)

進(jìn)一步地，表4第（3）至（4）列匯報了“一帶一路”倡議是否會通過環(huán)境不確定性影響中國企業(yè)創(chuàng)新的估計結(jié)果?？梢钥闯?，系數(shù)δ3和γ4均不顯著，終止中介效應(yīng)檢驗。這一方面說明，“一帶一路”倡議并沒有對企業(yè)面臨的環(huán)境不確定性產(chǎn)生顯著影響；另一方面說明，“一帶一路”倡議下的環(huán)境不確定性并不是影響中國企業(yè)創(chuàng)新的顯著因素?；谝陨蟽牲c，我們可以認(rèn)為，來自環(huán)境不確定性的中介效應(yīng)不顯著。

綜上，我們不能從統(tǒng)計上拒絕假設(shè)H2和H3。也就是說，“一帶一路”倡議確實可以通過促進(jìn)中國企業(yè)的對外直接投資進(jìn)一步地提高企業(yè)的創(chuàng)新水平，且“一帶一路”倡議至少不會通過環(huán)境不確定性顯著地降低中國企業(yè)的創(chuàng)新水平。更加具體地，我們通過上述檢驗發(fā)現(xiàn)，“一帶一路”倡議也不會通過環(huán)境不確定性提高中國企業(yè)的創(chuàng)新水平，因此，環(huán)境不確定性并不是“一帶一路”倡議影響中國企業(yè)創(chuàng)新的作用路徑。值得注意的是，由對外直接投資的中介效應(yīng)占比及第（2）列中交互項Treat×Policy的系數(shù)γ3依然顯著可知，“一帶一路”倡議對中國企業(yè)的創(chuàng)新促進(jìn)效應(yīng)除了對外直接投資外，還可以通過其他路徑實現(xiàn)，這也完全符合現(xiàn)實情況，囿于文章的篇幅，對此我們不再深入分析。

五、穩(wěn)健性測試①

① 限于文章篇幅，本文沒有列出穩(wěn)健性測試部分的檢驗圖表，如有需要，可向作者索要。

（一）排除政府其他扶持政策的干擾。通過對表2結(jié)果的分析，我們并不能從統(tǒng)計上拒絕假設(shè)H1，但這里仍然存在著一個疑問，即政府的其他扶持政策會不會對估計結(jié)果造成干擾？首先，我們認(rèn)為，國家層面的功能性政策扶持不會對本文的結(jié)論產(chǎn)生影響，這是因為，國家的基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)、科技投入和人力資本培養(yǎng)等政策手段往往是在全國范圍內(nèi)鋪開，是對整個市場的“普惠式”扶持（黃先海和陳勇，2003），這些手段對處理組和控制組企業(yè)的干擾是等效的，本文使用的DID模型通過兩次差分便可將其剔除。但需要注意的是，地方政府推出的扶持政策對處理組和控制組的影響可能是不對等的，那么，會不會存在以下可能：處理組企業(yè)在“一帶一路”倡議后恰好因為地方政府的扶持而提高了技術(shù)創(chuàng)新水平？也就是說，處理組企業(yè)創(chuàng)新水平的提高并不是“一帶一路”倡議造成的。接下來，我們對此疑問予以檢驗。

中國地方政府一般會通過財政補(bǔ)貼和所得稅優(yōu)惠對當(dāng)?shù)仄髽I(yè)進(jìn)行扶持。因此，如果在“一帶一路”倡議實施之后處理組和控制組企業(yè)受到不同力度的扶持，那么他們所獲得的財政補(bǔ)貼及所得稅優(yōu)惠應(yīng)該會出現(xiàn)明顯差異，相反，如果處理組與控制組的財政補(bǔ)貼及所得稅優(yōu)惠在樣本區(qū)間（2012-2017年）內(nèi)無顯著差異，則可證明處理組企業(yè)創(chuàng)新水平的提高確實是由“一帶一路”倡議造成的。具體地，我們?nèi)匀皇褂肈ID模型進(jìn)行檢驗，模型設(shè)計如下：

其中，Sub表示財政補(bǔ)貼，用企業(yè)所得財政補(bǔ)貼金額的自然對數(shù)表示；Tax表示所得稅優(yōu)惠力度，用實際所得稅稅率表示，計算公式為（所得稅費(fèi)用-遞延所得稅費(fèi)用）/（調(diào)整前的稅前會計利潤-遞延所得稅費(fèi)用/名義稅率）；X為控制變量組，我們控制了一系列可能影響企業(yè)被扶持力度的特征變量，包括：企業(yè)規(guī)模（Size）、企業(yè)年齡（Age）、成長能力（Growth）、企業(yè)性質(zhì)（Nature，國有企業(yè)為1，否則為0）；其他各項定義與模型（1）相同。

估計結(jié)果顯示，在對財政補(bǔ)貼和所得稅優(yōu)惠的回歸中，我們所關(guān)心的交互項系數(shù)均沒有達(dá)到常規(guī)的顯著性水平（10%），這說明，在樣本區(qū)間內(nèi)，處理組和控制組企業(yè)所受到的政策扶持并不存在顯著差異。因此，我們認(rèn)為，處理組企業(yè)創(chuàng)新水平的提高確實是由“一帶一路”倡議帶來的，本文結(jié)論不變。

（二）平行趨勢檢驗。運(yùn)用DID模型進(jìn)行政策效應(yīng)估計時，除了政策的實施需滿足外生性要求外，處理組和控制組在政策實施前還需保持相同的變化趨勢（Bertrand，2004）。為了使研究結(jié)論更加嚴(yán)謹(jǐn)，需進(jìn)一步地進(jìn)行平行趨勢檢驗。首先，我們繪制了處理組和控制組企業(yè)的研發(fā)強(qiáng)度平行趨勢圖，該圖顯示，在“一帶一路”倡議之前，處理組和控制組企業(yè)研發(fā)強(qiáng)度的增長趨勢基本保持平行，這表明，本文樣本數(shù)據(jù)符合DID模型使用的前提條件。其次，我們還將實驗時間提前2年，以2011-2012年作為實驗前期間，2013-2014年作為實驗后期間進(jìn)行了安慰劑對照檢驗，檢驗結(jié)果顯示，在使用2013年這一虛擬政策實施時間進(jìn)行估計時，交互項Treat×Policy的系數(shù)在OLS和FE的回歸結(jié)果中均不顯著，這進(jìn)一步說明，處理組和控制組企業(yè)在2015年之前基本滿足平行趨勢，兩組企業(yè)在時間趨勢上并不存在顯著差異。

（三）利用傾向得分匹配法進(jìn)行匹配檢驗。由于本文選取的處理組和控制組包含了各個行業(yè)的企業(yè)，這使得兩組企業(yè)在公司特征上可能存在差異，這些差異有可能會進(jìn)一步地對本文的基本結(jié)論造成影響。因此，在該部分我們利用傾向得分匹配法（PSM）進(jìn)一步地配比了控制組進(jìn)行DID估計以緩解這一影響可能造成的偏差。具體來講，先基于企業(yè)層面的控制變量對處理組與控制組進(jìn)行Logit估計以獲得傾向得分，然后根據(jù)卡尺匹配的方法對兩組企業(yè)進(jìn)行得分匹配（卡尺選擇0.001），最后利用模型（1）重新進(jìn)行DID回歸。

處理組和控制組在匹配前后標(biāo)準(zhǔn)化偏差的差異圖顯示，匹配前，兩組企業(yè)除了成長能力（Growth）外，其他變量均存在較大差異；匹配后，各變量的標(biāo)準(zhǔn)化偏差基本在0附近（小于10%）。這說明，經(jīng)過PSM配比之后，處理組和控制組的數(shù)據(jù)達(dá)到了均衡，很好地解決了兩組企業(yè)在個體特征上的系統(tǒng)性差異。進(jìn)一步地，匹配后的DID估計結(jié)果顯示，不管是OLS還是FE回歸，交互項Treat×Policy的系數(shù)至少在10%的水平上顯著為正，這與表2的結(jié)果保持了良好的一致性，這表明，即使排除了處理組與控制組企業(yè)特征的差異，本文的研究結(jié)論依然不變。

（四）改變企業(yè)創(chuàng)新代理變量。

1. 采用未來一期的研發(fā)投入作為企業(yè)創(chuàng)新的代理變量?！对妇芭c行動》于2015年3月提出，這可能會造成在提出當(dāng)年“一帶一路”倡議的創(chuàng)新促進(jìn)效應(yīng)無法顯現(xiàn)的情況。因此，在該部分，我們利用未來一期的研發(fā)投入作為被解釋變量進(jìn)行估計以緩解“一帶一路”倡議影響效應(yīng)的滯后性問題。結(jié)果顯示，在沒有控制企業(yè)固定效應(yīng)的OLS回歸中，交互項系數(shù)為正且在1%的水平上顯著，當(dāng)控制企業(yè)固定效應(yīng)之后，系數(shù)依然在5%的水平上顯著為正，這說明，即使考慮了“一帶一路”倡議影響效應(yīng)的滯后性問題，本文結(jié)論仍然不變。

2. 采用企業(yè)是否參與創(chuàng)新及專利申請數(shù)量作為企業(yè)創(chuàng)新的代理變量。除了研發(fā)強(qiáng)度外，企業(yè)是否參與創(chuàng)新與創(chuàng)新產(chǎn)出也是企業(yè)創(chuàng)新的主要衡量指標(biāo)，因此，在該部分我們以企業(yè)是否參與創(chuàng)新（Innov_part）及企業(yè)專利申請數(shù)量（lnPatent）作為企業(yè)創(chuàng)新的代理變量進(jìn)行穩(wěn)健性測試（變量定義見表1）。需要說明的是，企業(yè)是否參與創(chuàng)新為0-1二值離散變量，因此，以其作為企業(yè)創(chuàng)新的代理變量時，使用Logit模型估計。結(jié)果顯示，在對企業(yè)是否參與創(chuàng)新的Logit估計結(jié)果中，我們所關(guān)心的交互項系數(shù)在5%的水平上顯著為正，這說明，“一帶一路”倡議顯著地提高了重點影響?。ㄊ?、自治區(qū)）企業(yè)的創(chuàng)新意愿，被影響企業(yè)更加積極地參與了創(chuàng)新。進(jìn)一步地，在以專利數(shù)量作為企業(yè)創(chuàng)新代理變量的OLS和FE估計結(jié)果中，交互項系數(shù)至少在5%的水平上顯著為正，這說明“一帶一路”倡議同樣提高了重點影響省（市、自治區(qū)）企業(yè)的專利申請數(shù)量。

綜上，即使改變企業(yè)創(chuàng)新的代理變量，本文結(jié)論依然穩(wěn)健。

六、分樣本回歸

為了進(jìn)一步檢驗“一帶一路”倡議對中國不同類型企業(yè)的影響，我們按照企業(yè)規(guī)模、所有制類別以及資本密集度進(jìn)行了分樣本回歸。

（一）不同企業(yè)規(guī)模的分樣本分析。表5匯報了“一帶一路”倡議對不同規(guī)模企業(yè)創(chuàng)新水平的影響。①我們以資產(chǎn)總額自然對數(shù)（Size）的均值對企業(yè)規(guī)模進(jìn)行劃分，大于均值的定義為大型企業(yè)，小于均值的定義為中小型企業(yè)。第（1）至（2）列為“一帶一路”倡議影響大型企業(yè)創(chuàng)新的估計結(jié)果，第（1）列只控制了企業(yè)層面的特征變量、年度固定效應(yīng)和行業(yè)固定效應(yīng)，第（2）列在第（1）列的基礎(chǔ)上進(jìn)一步控制了企業(yè)固定效應(yīng)，可以看出，交互項Treat×Policy的系數(shù)至少在10%的水平上顯著為正；而第（3）至（4）列在對中小型企業(yè)樣本的回歸中，只有OLS估計結(jié)果中的交互項系數(shù)在10%的水平上顯著為正，當(dāng)控制了企業(yè)固定效應(yīng)之后，交互項系數(shù)沒有通過常規(guī)水平的顯著性檢驗。這些結(jié)果說明，“一帶一路”倡議更能提升大型企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新水平，可能是因為：“一帶一路”倡議下，相較于中小企業(yè)，由于市場勢力強(qiáng)和資金充裕等原因，大企業(yè)更容易“走出去”，進(jìn)而可以通過對外直接投資的規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)和研發(fā)分?jǐn)偟葯C(jī)制更快地提升技術(shù)創(chuàng)新水平。這意味著，在“一帶一路”倡議下，中國產(chǎn)業(yè)政策的制定在兼顧大企業(yè)的同時，應(yīng)該加大對中小企業(yè)的扶持力度，以期提高其技術(shù)創(chuàng)新水平，最終實現(xiàn)整個產(chǎn)業(yè)的升級。

表5 分樣本回歸：不同規(guī)模企業(yè)

（二）不同所有制類別的分樣本分析。表6匯報了“一帶一路”倡議對中國不同所有制企業(yè)創(chuàng)新水平的影響。第（1）至（2）列為“一帶一路”倡議影響國有企業(yè)創(chuàng)新的估計結(jié)果，結(jié)果顯示，交互項Treat×Policy的系數(shù)至少在10%的水平上顯著為正；第（3）至（4）列為“一帶一路”倡議影響非國有企業(yè)創(chuàng)新的估計結(jié)果，可以看出，在OLS回歸中交互項Treat×Policy的系數(shù)在10%的水平上顯著為正，但在FE回歸中交互項系數(shù)沒有達(dá)到常規(guī)的顯著性水平（10%）。以上信息說明，“一帶一路”倡議顯著地提高了國有企業(yè)的創(chuàng)新水平，但對非國有企業(yè)的創(chuàng)新促進(jìn)效應(yīng)并不明顯。這是因為：“一帶一路”倡議是以建設(shè)基礎(chǔ)設(shè)施互聯(lián)互通為主導(dǎo)的一體化計劃，因此，尤能提高基礎(chǔ)設(shè)施產(chǎn)業(yè)的OFDI，而國有企業(yè)在中國基礎(chǔ)設(shè)施領(lǐng)域占據(jù)著主導(dǎo)地位，所以，相較于非國有企業(yè)，“一帶一路”倡議更能提高國有企業(yè)的創(chuàng)新水平。上述結(jié)果意味著，“一帶一路”倡議可以從技術(shù)進(jìn)步方面緩解國有企業(yè)對經(jīng)濟(jì)增長的拖累效應(yīng)。需要注意的是，政府也應(yīng)出臺相關(guān)政策為非國有企業(yè)的OFDI創(chuàng)造機(jī)會，使其能發(fā)揮重要的補(bǔ)充作用。

表6 分樣本回歸：不同所有制企業(yè)

續(xù)表6 分樣本回歸：不同所有制企業(yè)

（三）不同資本密集度的分樣本分析。表7匯報了“一帶一路”倡議對中國不同資本密集度企業(yè)創(chuàng)新水平的影響①我們以企業(yè)資產(chǎn)總額/企業(yè)員工總數(shù)的自然對數(shù)定義企業(yè)資本密集度（KL），并以KL的樣本均值為臨界點，KL大于均值的樣本視為資本密集型企業(yè)，KL小于均值的樣本視為非資本密集型企業(yè)。。第（1）至（2）列為“一帶一路”倡議影響資本密集型企業(yè)創(chuàng)新水平的估計結(jié)果，可以看出，不管有沒有控制企業(yè)固定效應(yīng)，我們關(guān)心的交互項系數(shù)至少在5%的水平上顯著為正，這充分說明，“一帶一路”倡議可以顯著地提高資本密集型企業(yè)的創(chuàng)新水平。而在非資本密集型企業(yè)的估計結(jié)果中，交互項系數(shù)均沒有達(dá)到10%的顯著性水平，這表明，“一帶一路”倡議對非資本密集型企業(yè)的創(chuàng)新影響并不顯著。對于發(fā)展中國家而言，產(chǎn)業(yè)升級是通過資本密集型部門的資本質(zhì)量不斷提升實現(xiàn)的（殷德生，2012），上述結(jié)果意味著，“一帶一路”倡議不僅可以提升企業(yè)的創(chuàng)新能力，而且可能通過對資本密集型企業(yè)創(chuàng)新水平的激勵效應(yīng)進(jìn)一步助力中國產(chǎn)業(yè)升級。

表7 分樣本回歸：不同資本密集度企業(yè)

七、結(jié)論與啟示

“一帶一路”倡議擔(dān)負(fù)著尋求經(jīng)濟(jì)增長之道和實現(xiàn)全球化再平衡等重要使命，科技創(chuàng)新與技術(shù)進(jìn)步是經(jīng)濟(jì)增長的重要引擎，研究“一帶一路”倡議對中國企業(yè)創(chuàng)新的影響效應(yīng)極具現(xiàn)實意義。本文以2015年3月國家發(fā)改委聯(lián)合外交部、商務(wù)部頒布的《推動共建絲綢之路經(jīng)濟(jì)帶和21世紀(jì)海上絲綢之路的愿景與行動》為切入點，利用2012-2017年中國上市公司數(shù)據(jù)，并基于雙重差分模型經(jīng)驗研究了“一帶一路”倡議對企業(yè)創(chuàng)新的影響效應(yīng)。研究發(fā)現(xiàn)，相較于非重點影響?。ㄊ?、自治區(qū)）的企業(yè)，“一帶一路”倡議顯著地提高了重點影響省（市、自治區(qū)）企業(yè)的創(chuàng)新水平，該結(jié)論通過了一系列的穩(wěn)健性檢驗。進(jìn)一步地，我們從對外直接投資和環(huán)境不確定性視角考察了“一帶一路”倡議影響中國企業(yè)創(chuàng)新的作用路徑，結(jié)果顯示，“一帶一路”倡議對中國企業(yè)創(chuàng)新的促進(jìn)效應(yīng)嚴(yán)重依賴于企業(yè)的對外直接投資，而環(huán)境不確定性對“一帶一路”倡議與企業(yè)創(chuàng)新的中介效應(yīng)并不明顯。此外，我們還基于企業(yè)規(guī)模、所有制類別及資本密集度進(jìn)行了分樣本回歸，結(jié)果顯示：“一帶一路”倡議對大型企業(yè)、國有企業(yè)和資本密集型企業(yè)的創(chuàng)新激勵效應(yīng)尤為突出。這意味著，“一帶一路”倡議不僅可以緩解國有企業(yè)對經(jīng)濟(jì)增長的拖累效應(yīng)，而且可以從技術(shù)創(chuàng)新層面助力中國產(chǎn)業(yè)升級及價值鏈攀升。

本文不僅補(bǔ)充了“一帶一路”倡議與企業(yè)創(chuàng)新的相關(guān)研究，而且為“一帶一路”倡議的理論研究提供了一個新的微觀視角。與此同時，也給企業(yè)和政府提供了以下幾點啟示：

首先，本文的中介效應(yīng)檢驗表明，對外直接投資是“一帶一路”倡議影響中國企業(yè)創(chuàng)新的重要路徑，因此，國家應(yīng)在《愿景與行動》的框架下繼續(xù)深化雙邊和多邊貿(mào)易策略，完善國內(nèi)金融和產(chǎn)業(yè)政策，為中國企業(yè)的對外直接投資保駕護(hù)航。此外，中介效應(yīng)檢驗亦表明，“一帶一路”倡議下，中國企業(yè)“走出去”并沒有面臨著過于不利的外部不確定性，且從企業(yè)創(chuàng)新角度看，“一帶一路”背景下的外部不確定性至少不會產(chǎn)生負(fù)向效應(yīng)。因此，在這樣的政策紅利下，中國企業(yè)，特別是發(fā)展遇到瓶頸的大型傳統(tǒng)企業(yè)應(yīng)該堅定“走出去”戰(zhàn)略，一方面可以將國內(nèi)部分傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)或邊際產(chǎn)業(yè)的富余產(chǎn)能轉(zhuǎn)移到更低梯度的發(fā)展中國家，實現(xiàn)“騰籠換鳥”戰(zhàn)略，另一方面可以整合國外資源為我所用，利用研發(fā)資源共享、戰(zhàn)略技術(shù)聯(lián)盟和研發(fā)人才合作等手段進(jìn)一步開展創(chuàng)新研發(fā)活動，反補(bǔ)“一帶一路”倡議的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)。

其次，本文分樣本回歸結(jié)果表明，“一帶一路”倡議雖然顯著地提高了大型企業(yè)、國有企業(yè)及資本密集型企業(yè)的創(chuàng)新水平，但對中小企業(yè)、非國有企業(yè)及非資本密集型企業(yè)的創(chuàng)新激勵效應(yīng)并不明顯。因此，國家應(yīng)制定并出臺與“一帶一路”倡議相匹配的扶持政策，以鼓勵中小企業(yè)、非國有企業(yè)和勞動密集型企業(yè)對外直接投資，提高研發(fā)創(chuàng)新投入，為中國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整與升級助力。

本文不足之處及未來研究展望：其一，本文結(jié)論顯示OFDI是“一帶一路”倡議促進(jìn)中國企業(yè)創(chuàng)新的重要機(jī)制，但Sobel檢驗結(jié)果顯示這不是唯一的；其二，創(chuàng)新是產(chǎn)業(yè)升級的關(guān)鍵，“一帶一路”倡議在促進(jìn)中國企業(yè)創(chuàng)新之后是否會進(jìn)一步地助力中國產(chǎn)業(yè)升級？囿于篇幅和研究主題，我們對以上兩點未做深入探討，這既是本文的研究不足，也是未來的研究方向。