“一帶一路”倡議 與我國制造業(yè)上市公司競爭力

劉進 姚振玖 王雷

【摘要】針對“一帶一路”倡議提出后A股制造業(yè)上市公司競爭力的動態(tài)變化， 測算以改進后的CBCM體系為計算標準的樣本年度競爭力變量。 基于政策雙重效應傳導的理論機制， 運用傾向得分匹配法和雙重差分法相結(jié)合的方法， 實證研究“一帶一路”倡議對制造業(yè)上市公司競爭力的實際影響。 研究發(fā)現(xiàn)：“一帶一路”倡議對重點地區(qū)制造業(yè)上市公司競爭力的提升效果顯著; 倡議的支持效果更多地作用于重點地區(qū)的國有制造業(yè)企業(yè)， 而對非國有企業(yè)競爭力的提升效應有限; 其可能通過資源偏向和改善企業(yè)外部環(huán)境來提高企業(yè)競爭力， 而倡議實施所導致的政策陷阱可能會削弱倡議的實施效果。

【關(guān)鍵詞】雙重差分法;“一帶一路”倡議;制造業(yè);企業(yè)競爭力

【中圖分類號】F120.4? ? ? 【文獻標識碼】A? ? ? 【文章編號】1004-0994（2020）16-0153-8

一、引言

2013年9月和10月， 習近平總書記在哈薩克斯坦、印度尼西亞出訪時分別提出建設(shè)新時期“絲綢之路經(jīng)濟帶”[1] 和“21世紀海上絲綢之路”[2] 的合作倡議。 “一帶一路”倡議是依托合作理念、依靠多邊機制， 打通全世界開放格局的國家頂層設(shè)計。 經(jīng)過了六年多的發(fā)展， “一帶一路”倡議所帶來的政策積極效應愈發(fā)明顯。 習近平總書記在十九大報告中明確指出：我國經(jīng)濟已經(jīng)完成了由高速增長階段向高質(zhì)量發(fā)展階段的轉(zhuǎn)變。 而實現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展的首要任務就是深化供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革、著力發(fā)展實體經(jīng)濟， 加快建設(shè)制造強國。

制造業(yè)作為我國國民經(jīng)濟重要的支柱性產(chǎn)業(yè)， 是區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的中堅力量。 要加強“一帶一路”倡議對我國經(jīng)濟建設(shè)的拉動作用， 實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)的轉(zhuǎn)型升級， 關(guān)鍵在于實現(xiàn)制造業(yè)升級的目標。 中央經(jīng)濟工作會議明確強調(diào)了推動制造業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的重要性。 而競爭力作為衡量發(fā)展質(zhì)量的重要指標， 可以對我國制造業(yè)的發(fā)展情況進行評價[3] 。 研究我國制造業(yè)企業(yè)競爭力的變化趨勢， 能夠更好地分析“一帶一路”倡議的提出及其后續(xù)系列政策對我國制造業(yè)發(fā)展的動態(tài)影響， 對“一帶一路”倡議的推進與實現(xiàn)我國由制造大國到制造強國的轉(zhuǎn)變也具有重要的現(xiàn)實意義。

目前， 關(guān)于“一帶一路”倡議影響效應的文獻大多集中于宏觀層面的定量和定性研究， 對于微觀層面的定量研究較少[4，5] ， 也缺乏對制造業(yè)這一“一帶一路”倡議重點扶持行業(yè)的實證分析[6] 。 因此， 本文從微觀定量的角度出發(fā)， 針對制造業(yè)上市公司微觀層面研究其受“一帶一路”倡議的動態(tài)影響機制并提供相應的經(jīng)驗證據(jù)。

本文選取2006 ～ 2017年我國A股制造業(yè)上市公司的面板數(shù)據(jù)， 通過PSM-DID方法實證分析了“一帶一路”倡議對我國制造業(yè)企業(yè)競爭力影響的政策凈效應， 并分組檢驗“一帶一路”倡議對不同產(chǎn)權(quán)屬性企業(yè)的影響， 在此基礎(chǔ)上通過替代被解釋變量和反事實檢驗對實證結(jié)果進行了穩(wěn)健性檢驗。 研究發(fā)現(xiàn)：“一帶一路”倡議的實施對倡議重點惠及地區(qū)的制造業(yè)上市公司競爭力有明顯的正向影響; 國有企業(yè)相比非國有企業(yè)， 受到“一帶一路”倡議的積極影響更加顯著。

二、制度背景與研究假設(shè)

（一）“一帶一路”倡議提出的制度背景

“一帶一路”倡議是以習近平同志為核心的黨中央為應對全球形勢深刻復雜變化、統(tǒng)籌國際國內(nèi)大局而做出的重大戰(zhàn)略決策， 是新時期國家發(fā)展的重要規(guī)劃[7] 。 當前我國經(jīng)濟發(fā)展已步入新常態(tài)， 增速放緩， 由高速發(fā)展階段轉(zhuǎn)向了高質(zhì)量發(fā)展階段。 但是， 產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)不合理、地區(qū)發(fā)展不平衡、新舊動能轉(zhuǎn)換不到位等問題制約了我國經(jīng)濟的進一步發(fā)展， 尤其是實體經(jīng)濟作為經(jīng)濟增長引擎的作用未能得到凸顯。 當前世界處于百年未有之大變局中， 為了抓住“近代以來最好的發(fā)展時機”， 以習近平同志為核心的黨中央于2013年9月和10月分別提出了共建“絲綢之路經(jīng)濟帶”和“21世紀海上絲綢之路”的宏大倡議。 “一帶一路”倡議的宏偉構(gòu)想， 是在經(jīng)濟全球化程度不斷加深、世界經(jīng)濟復蘇乏力、我國經(jīng)濟體制改革進入深水區(qū)的背景下， 所提出的推動我國經(jīng)濟可持續(xù)健康發(fā)展、促進對外開放的戰(zhàn)略方針。 通過與沿線各國加深經(jīng)貿(mào)往來， 實現(xiàn)優(yōu)勢互補， 從而建設(shè)以互利共贏為核心的國際關(guān)系， 推動構(gòu)建人類命運共同體。

“一帶一路”倡議提出后， 我國制造業(yè)迎來了前所未有的發(fā)展機遇。 2013年11月的十八屆三中全會通過了《關(guān)于全面深化改革若干重大問題的決定》， 決定要求進一步放開一般制造業(yè)的投資準入， 為制造業(yè)發(fā)展注入新活力; 2014年中央經(jīng)濟工作會議進一步明確了要推進制造業(yè)開放策略; 2015年的中央經(jīng)濟工作會議特別提出了要研究對制造業(yè)進行減稅降負， 降低增值稅稅率。 此外， 絲路基金、“一帶一路”建設(shè)工作領(lǐng)導小組、亞投行等機構(gòu)的設(shè)立， 也為制造業(yè)企業(yè)的發(fā)展提供了暢通的融資渠道和良好的外部環(huán)境。

（二）理論分析與研究假設(shè)

目前關(guān)于“一帶一路”倡議實施效果的研究大多從宏觀層面出發(fā)， 探討其對中國和沿線國家的經(jīng)濟效應[1，2，8，9] ， 學者們探討了在“一帶一路”背景下的價值鏈構(gòu)建[10，11] 、貿(mào)易成本[12，13] 與產(chǎn)能合作 [14，15] 等問題。 而對于企業(yè)等微觀經(jīng)濟主體， 既有研究主要從對外投資[16，17] 、創(chuàng)新水平[18] 等方面進行了探討。 現(xiàn)有研究結(jié)論顯示， “一帶一路”倡議可以降低所扶持企業(yè)的對外投資風險[16] ， 也可以提高創(chuàng)新水平和研發(fā)能力[18] 。 從行業(yè)層面研究， 理論上， “一帶一路”倡議的持續(xù)推進會化解我國制造業(yè)的過剩產(chǎn)能、提高產(chǎn)業(yè)的國際競爭力[19] 。

從產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟學角度來看，? “一帶一路”倡議與以往的產(chǎn)業(yè)扶持政策有較高的相似程度， 但宏觀政策在不同的邏輯下可能對企業(yè)競爭力產(chǎn)生不同的影響[20] 。 本文基于“政府扶持”和“政策陷阱”兩條主線進行理論梳理， 并提出兩個競爭性的假設(shè)。

核心競爭力理論指出， 企業(yè)核心競爭力受到宏觀經(jīng)濟環(huán)境和企業(yè)所處產(chǎn)業(yè)環(huán)境的影響[21] ， 而產(chǎn)業(yè)扶持政策會通過直接或者間接的方式改善企業(yè)所處的外部環(huán)境， 從而對企業(yè)投資效率等競爭力構(gòu)成要素產(chǎn)生積極影響[22，23] ， 由此間接促進企業(yè)競爭力的提升。 因此本文提出， “一帶一路”倡議會通過改善外部環(huán)境這一作用路徑促進支持企業(yè)競爭力的提升。 陳冬華、姚振曄[24] 的研究表明， 自上而下的宏觀及產(chǎn)業(yè)政策會受到職能部門和地方政府的大力支持， 從而導致對支持企業(yè)的資源偏向。 楊興全等 [25] 對“五年規(guī)劃”的研究也支持了這一結(jié)論。 因此本文認為， “一帶一路”倡議會通過調(diào)節(jié)資源偏向這一路徑間接作用于企業(yè)的生產(chǎn)運營過程， 從而帶來企業(yè)競爭力的提升。

此外， “一帶一路”倡議會不會促使企業(yè)自發(fā)提高治理能力， 由此帶來競爭力的變化呢？ 外部制度和政策的改善是促使上市公司完善監(jiān)督治理機制的重要因素， 在企業(yè)國際化過程中， 管理層會收斂代理行為， 間接助力企業(yè)競爭力水平的提升[26] 。 Lazear和Rosen[27] 首先提出了企業(yè)競爭的錦標賽理論， 指出內(nèi)部薪酬激勵和職位晉升等高管激勵策略會抑制企業(yè)高管團隊的不作為行為， 從而降低代理成本并提升企業(yè)競爭力。 由于資源存在稀缺性， 企業(yè)必須盡量實現(xiàn)資源生產(chǎn)效率的最大化， 由此帶來核心競爭力的提升[28] 。? 因此， 本文提出“一帶一路”倡議對企業(yè)競爭力的另一個影響路徑， 即促使企業(yè)自發(fā)地完善自身的治理機制， 從而帶來競爭力的提升。

同時， 本文以《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》中劃分的“一帶一路”倡議重點地區(qū)為標準， 并基于以上分析， 提出假設(shè)：

H1：“一帶一路”倡議會提升重點地區(qū)制造業(yè)上市公司競爭力。

但根據(jù)Solow的經(jīng)濟增長理論， 由于邊際產(chǎn)出存在遞減的規(guī)律， 初期產(chǎn)出水平較低的經(jīng)濟系統(tǒng)可能有更快的增長速度， 即增長率與初始水平存在負相關(guān)關(guān)系[29] ， 因此， 并不能將地區(qū)經(jīng)濟增長全部歸因于政策的推動。 此外， 也有文獻表明， 政府干預可能會產(chǎn)生促進和抑制的雙重效應。 對西部大開發(fā)政策的實證研究發(fā)現(xiàn)， 配套政策缺失、軟投入約束等原因， 致使政策在執(zhí)行過程中可能過度注重短期增長而忽略長期目標， 從而誘發(fā)政策陷阱[30] 。 宏觀經(jīng)濟和產(chǎn)業(yè)扶持政策可能通過制約機制使得扶持地區(qū)和行業(yè)陷入政策陷阱， 導致核心競爭力下降、產(chǎn)能過剩和資源詛咒效應等負面影響[31] 。 盛明泉等[32] 也指出， 在我國特殊的制度背景下， 可能會產(chǎn)生對非國有企業(yè)的政策歧視。 宏觀政策的出臺可能會導致市場對政策支持企業(yè)的樂觀預期， 從而導致企業(yè)進行過度的非理性投資[23] ， 企業(yè)會通過忽略市場實際需求的快速投資來迎合政策并獲取支持[22] ， 進而對企業(yè)經(jīng)營造成負面影響， 最終降低企業(yè)的競爭力。

基于以上分析， 本文提出假設(shè)：

H2：“一帶一路”倡議會削弱重點地區(qū)制造業(yè)上市公司競爭力。

綜上所述， “一帶一路”倡議對企業(yè)競爭力的影響力如圖1所示。

三、研究設(shè)計

（一）模型構(gòu)建

雙重差分模型（Difference-in-Difference， 縮寫為DID）作為一種估計處理效應的工具方法， 由Heckman等[33] 最早提出。 由于其可以較好地克服困擾研究者的內(nèi)生性問題， 近年來在評價政策實施效應的研究中得到了廣泛的應用。

利用雙重差分模型研究“一帶一路”倡議政策效應的基本思想是，? “一帶一路”倡議作用于每個微觀企業(yè)個體的運行環(huán)境， 可被看作是準自然實驗。 其實施使樣本企業(yè)同時受到政策的影響， 并使政策重點惠及地區(qū)的企業(yè)與其他企業(yè)之間產(chǎn)生差異。 基于這種雙重差異， 我們可以有效地控制共時性政策和經(jīng)濟自然增長的影響， 以及政策重點地區(qū)與非重點地區(qū)的差異， 從而消除系統(tǒng)性差異， 并分離出“一帶一路”倡議的提出與實踐對制造業(yè)企業(yè)的經(jīng)濟效應。 根據(jù)雙重差分估計原理， 模型設(shè)置如下：

其中：Competitioni，t表示企業(yè)i在t年的競爭力指數(shù); Posti，t表示時間虛擬變量， 在“一帶一路”倡議實施之后賦值為1， 之前則賦值為0; Treati，t表示政策虛擬變量， 屬于“一帶一路”倡議重點地區(qū)的企業(yè)賦值為1， 否則賦值為0; βkControlsi，t表示一系列控制變量; εi，t為隨機擾動項。 雙重差分模型主要關(guān)注的是交互項系數(shù)β3， 其代表了“一帶一路”倡議對企業(yè)競爭力的凈效應， 如果“一帶一路”倡議顯著促進了支持企業(yè)的競爭力， 那么β3應顯著為正。

（二）樣本與數(shù)據(jù)來源

本文使用的數(shù)據(jù)來源于國泰安CSMAR經(jīng)濟金融研究數(shù)據(jù)庫， 選擇2006 ～ 2017年滬深A股制造業(yè)上市公司數(shù)據(jù)（按證監(jiān)會2012版行業(yè)分類標準）作為初始樣本， 剔除了主要數(shù)據(jù)缺失、ST（包括

?ST）、所有者權(quán)益小于零和2009年后上市的公司， 并對數(shù)據(jù)進行1%水平上的極端值縮尾處理， 共得到了760家上市公司的8813條面板數(shù)據(jù)。 其中， 重點地區(qū)企業(yè)382家， 非重點地區(qū)378家。 企業(yè)競爭力的測度主要依據(jù)金碚[34] 的研究成果， 使用財務指標賦權(quán)加總后的數(shù)值作為代理變量。 統(tǒng)計分析與實證檢驗使用Stata15.0軟件。

（三）變量的定義與度量

1. 被解釋變量。 以往學者從不同角度出發(fā)， 建立了一系列測度企業(yè)競爭力的方法， 主要包括綜合指數(shù)評價法、神經(jīng)網(wǎng)絡(luò)評價法、灰色系統(tǒng)評價法、模糊綜合評價法、主成分分析法等。 而我國的企業(yè)競爭力評價體系又以金碚[35] 提出的企業(yè)競爭力監(jiān)測指標體系（CBCM）影響最大， 該體系綜合考慮了規(guī)模因素、增長因素和效率因素三個方面作為企業(yè)競爭力的評價要素。 金碚的實證研究及理論體系構(gòu)建， 是以中國工業(yè)企業(yè)的國際競爭力作為主要研究樣本的。 因此， 該測評體系對本文所探討的制造業(yè)企業(yè)具有更強的適配性。

李鋼[36] 的實證研究結(jié)果表明， 在CBCM體系中， 出口收入比例這一項指標對企業(yè)競爭力的貢獻和相關(guān)性都較小， 且使用問卷調(diào)查測評在實務中缺乏可行性。 因此， 本文參照盛安琪等[37] 、張旭等[38] 的做法， 在研究中將這一指標剔除， 并按比例相應調(diào)整了其余指標的權(quán)重。

2. 解釋變量。 本文中的主要解釋變量是“一帶一路”倡議的政策虛擬變量（Treati，t）和時間虛擬變量（Posti，t）。 根據(jù)2015年3月28日國家發(fā)展改革委、外交部、商務部聯(lián)合發(fā)布的《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》中圈定的十八個“一帶一路”倡議重點省份， 將來自這些省份的企業(yè)賦值為1， 其余賦值為0; “一帶一路”倡議由習近平總書記在2013年下半年出訪哈薩克斯坦時正式提出， 參考徐思等[20] 的做法， 本文選用2014年作為政策實施的起始年份， 2014年之前年份賦值為0， 當年及之后年份賦值為1。

3. 控制變量。 為了控制其他因素對企業(yè)競爭力的影響， 本文參照畢茜等[39] 、盛安琪等[37] 學者的研究成果選取了一些重要的控制變量。 實證分析的主要變量釋義如表2所示。

（四）描述性統(tǒng)計

表3報告了實證研究所使用的主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。 經(jīng)過初步觀察， 政策虛擬變量Treat的均值為0.501， 接近0.5， 表明處理組數(shù)據(jù)與對照組數(shù)據(jù)數(shù)量近似相等。 另外， 各組變量標準差均較小， 證明觀察樣本之間不存在較大的離散性。

四、實證結(jié)果及分析

（一）傾向得分匹配

在進行雙重差分分析之前， 需要對樣本進行傾向得分匹配（PSM）， 從而使樣本數(shù)據(jù)具有可比性并在一定程度上消除內(nèi)生性[40] 。 前提是所選樣本需要滿足共同支撐假設(shè)和平行趨勢假設(shè)。 在以往的研究中， 研究者主要利用ROC曲線、共同支撐域條形圖和經(jīng)驗密度函數(shù)圖來驗證共同支撐假設(shè)[41] 。 圖2給出了傾向得分的共同支撐域條形圖。 可以看出， 絕大多數(shù)樣本觀測值均處在共同取值范圍之內(nèi)， 符合共同支撐假設(shè)條件。

Bertrand等[42] 的研究表明， 使用DID方法的另一個條件是在政策實施之前兩組樣本滿足共同趨勢假設(shè)。 即在“一帶一路” 倡議提出并實施之前， 重點地區(qū)企業(yè)與非重點地區(qū)企業(yè)的競爭力具有相同的變化趨勢。 因此， 本文檢驗了處理組企業(yè)與控制組企業(yè)的平均競爭力在2006 ～ 2017年之間的年度趨勢變化。 圖3為“一帶一路”重點地區(qū)企業(yè)與非重點地區(qū)企業(yè)平均競爭力的平行趨勢圖。 可以直觀地看出， 兩組企業(yè)的年度平均競爭力在倡議實施之前保持著基本一致的變化趨勢， 說明PSM-DID的樣本平行趨勢假設(shè)得以滿足。

本文采用最近鄰匹配法將屬于“一帶一路”重點地區(qū)的企業(yè)與和其特征類似的非重點地區(qū)企業(yè)進行樣本匹配， 并繪制了匹配前后兩組樣本的核密度分布圖， 如圖4所示。 觀察可知， 在經(jīng)過匹配之后， 處理組與控制組的核密度分布形態(tài)非常接近， 從而證明了樣本模型選擇的合理性。

此外， 表4還報告了傾向得分匹配之后平衡性檢驗的結(jié)果。 由表4可知， 各變量的標準化偏誤在匹配后都明顯縮小。 絕對值最大的報告值為6.6%， 大部分小于5%。 表明該匹配滿足平衡性假設(shè)， 匹配效果較好， 從而說明PSM估計結(jié)果可信。 基于以上結(jié)果， 可以進行雙重差分分析。

（二）雙重差分檢驗

1. 雙重差分分析。 表5報告了雙重差分的回歸結(jié)果。 第（1）列結(jié)果顯示， 總體交乘項Post×Treat的估計系數(shù)為0.0308， 在5%的水平上正向顯著。 表明相比于非重點地區(qū)的制造業(yè)企業(yè)， “一帶一路”倡議的實施對重點地區(qū)制造業(yè)企業(yè)的競爭力有著顯著的正向影響。 控制變量的總體回歸結(jié)果表明， 除監(jiān)事會規(guī)模（Board）在10%的水平上顯著之外， 其余控制變量都在1%的水平上呈現(xiàn)出正向顯著性。 說明大型企業(yè)受到“一帶一路”倡議的積極刺激明顯; 效益良好的企業(yè)更容易在政策激勵下進一步提高競爭力水平; 薪酬激勵水平和大股東制衡程度越高， 企業(yè)在倡議實施后的進步就越明顯; 成立時間較長的制造業(yè)企業(yè)會受到政策更明顯的積極影響。

2. 異質(zhì)性檢驗。 本文將“一帶一路”倡議對制造業(yè)企業(yè)競爭力的影響效應進行了評估， 但由于PSM-DID方法缺少對不同類別企業(yè)政策實施效果的檢驗， 因此針對性地提出以下問題：①“一帶一路”倡議對不同產(chǎn)權(quán)屬性企業(yè)的影響效應是否相同？②其對哪一類企業(yè)的影響更大？為了厘清此問題， 本文將“一帶一路”重點地區(qū)的樣本區(qū)分為國有企業(yè)和非國有企業(yè)進行異質(zhì)性檢驗。 實證檢驗結(jié)果見表5的第（2）、（3）列。

根據(jù)表5報告的實證結(jié)果， 國有企業(yè)相比非國有企業(yè)受到倡議的積極影響更大（國有企業(yè)中β=0.0465， 在5%的水平上顯著; 而非國有企業(yè)中β=

-0.004， 沒有呈現(xiàn)出統(tǒng)計學意義上的顯著性）。 與此同時， 監(jiān)事會規(guī)模對于國有制造業(yè)企業(yè)競爭力的提升效果不顯著。 但是對于非國有企業(yè)， 規(guī)模較大的監(jiān)事會可能會在一定程度上提高企業(yè)的競爭力。

五、穩(wěn)健性檢驗

（一）替代變量

為進一步確認結(jié)果的可靠性， 本文通過考慮對競爭力變量進行對數(shù)化處理來消除異方差。 由于測算得到的競爭力變量數(shù)據(jù)有相當多的負數(shù)值， 無法使用簡單的取對數(shù)處理。 因此， 本文參考Trigueiros[43] 的做法， 使用John和 Draper[44] 提出的“對數(shù)模量轉(zhuǎn)換法”對數(shù)據(jù)進行處理。 表6中的第（1）列報告了替代變量的檢驗結(jié)果， 交乘項估計系數(shù)為0.0116， 在1%的水平上呈現(xiàn)出顯著性， 表明在消除異方差影響之后， “一帶一路”倡議對重點地區(qū)制造業(yè)企業(yè)競爭力的提升效果依然顯著， 結(jié)論穩(wěn)健。

（二）反事實檢驗

為了檢驗實證結(jié)論的可靠性， 本文對模型進行了反事實檢驗。 反事實檢驗的基本假定是：企業(yè)競爭力的變化不是由“一帶一路”倡議的實施造成的， 而是隨時間推移， 由其他外生變量引致。 此時企業(yè)競爭力的變化與“一帶一路”倡議不存在因果聯(lián)系。 本文將倡議提出年份分別假定為2008年和2010年， 檢驗此時“一帶一路”倡議對樣本企業(yè)競爭力指標的影響。 檢驗結(jié)果見表6中的第（2）、（3）列。 檢驗結(jié)果表明， 無論虛假倡議提出年份設(shè)定在2008年還是2010年， 交乘項Post×Treat均無法通過顯著性檢驗。 說明除政策提出當年之外， 在其他年份無法得到正確的回歸估計結(jié)果， 即差分分析結(jié)果不是由常規(guī)隨機影響因素引起， 前文實證結(jié)論可信。

六、結(jié)論與政策啟示

本文基于“一帶一路”倡議， 以2006 ～ 2017年A股制造業(yè)上市公司為研究對象， 運用PSM-DID方法實證分析了“一帶一路”倡議對制造業(yè)上市公司競爭力的影響， 并加入企業(yè)規(guī)模、年齡、治理能力等控制變量以及產(chǎn)權(quán)屬性作為分組變量研究其對企業(yè)競爭力的調(diào)節(jié)作用。 研究發(fā)現(xiàn)：①“一帶一路”倡議對重點地區(qū)制造業(yè)上市公司競爭力的提升效果顯著; ②異質(zhì)性檢驗表明， “一帶一路”倡議的支持效果更多作用于重點地區(qū)的國有制造業(yè)企業(yè)， 而對非國有企業(yè)競爭力的提升效應有限; ③作用路徑分析表明， “一帶一路”倡議可能通過資源偏向和改善企業(yè)外部環(huán)境來提高企業(yè)競爭力， 而市場預期的提高或企業(yè)為迎合政策做出的非理性投資可能會削弱“一帶一路”倡議的實施效果。

“一帶一路”倡議自提出以來已近七年， 在這七年里， “一帶一路”倡議對我國乃至世界經(jīng)濟復蘇的貢獻都有目共睹。 “一帶一路”倡議的實施改善了國內(nèi)企業(yè)的投融資環(huán)境， 加快了企業(yè)“走出去”的步伐， 對沿線各國的經(jīng)濟發(fā)展都起到了良好的帶動作用。 不僅加強了國際經(jīng)貿(mào)聯(lián)系， 對人類命運共同體建設(shè)的推動效應也愈發(fā)明顯。 基于以上研究結(jié)果， 本文提出如下政策啟示。

首先， 本文的實證研究證明了“一帶一路”倡議作為我國在加速融入世界經(jīng)濟體系、構(gòu)建全方位開放新格局的背景下提出的重要頂層設(shè)計， 已經(jīng)對重點扶持行業(yè)產(chǎn)生了積極的政策影響效應， 特別是加強了制造業(yè)企業(yè)的核心競爭力。 因此， 我們應該更加緊密地圍繞在以習近平同志為核心的黨中央周圍， 更加堅定地推進“一帶一路”倡議和人類命運共同體建設(shè)的決心和信念。 與此同時， 各級政府和相關(guān)職能部門要推進配套政策措施的完善和具體落地， 加強對行業(yè)和企業(yè)的正確引導。 “一帶一路”倡議的實際落地需要培育長效機制， 明確對重點扶持行業(yè)的優(yōu)惠政策和期望目標， 還要與倡議沿線國家加深全方位合作程度， 優(yōu)勢互補， 引導企業(yè)走向正確的國際化發(fā)展道路。

其次， 制造業(yè)作為我國國民經(jīng)濟重要的支柱性產(chǎn)業(yè)， 是區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的中堅力量。 當前， 國際投資風險較大， 阻礙了世界經(jīng)濟的復蘇。 在國際形勢深刻復雜變化的當下， 我國制造業(yè)企業(yè)應該更加充分地領(lǐng)會“一帶一路”倡議精神， 堅定目標， 追求產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級、提升企業(yè)核心競爭力和國際化水平， 特別要著重提升國際競爭力， 為實現(xiàn)“兩個一百年”奮斗目標做出應有的貢獻。

最后， “一帶一路”倡議的作用路徑與以往的產(chǎn)業(yè)扶持政策較為相似， 可能對國有企業(yè)有著更加良好的扶持效果。 但以非國有企業(yè)為代表的民營經(jīng)濟作為我國基本經(jīng)濟制度的重要組成成分， 其發(fā)展同樣對激發(fā)我國經(jīng)濟活力、發(fā)揮我國獨特的制度優(yōu)勢有著十分關(guān)鍵的作用。 要實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)全方位轉(zhuǎn)型升級， 就不能忽略民營經(jīng)濟在其中扮演的重要角色。 國家應該為增進非國有企業(yè)的核心競爭力投入更多的資源， 解決當前非國有企業(yè)融資難、融資貴等問題。 還可以鼓勵非國有企業(yè)通過跨國并購、對外直接投資、項目合作等方式加強與海外組織的技術(shù)交流， 學習優(yōu)秀的管理經(jīng)驗和技術(shù)方法。 非國有企業(yè)應與國有企業(yè)一道， 創(chuàng)建更加具有競爭力、影響力的中國企業(yè)品牌， 共同推動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)型升級。

【 主 要 參 考 文 獻 】

[ 1 ]? ?習近平.弘揚人民友誼 共創(chuàng)美好未來[N].人民日報，2013-09-08.

[ 2 ]? ?習近平.攜手建設(shè)中國—東盟命運共同體[N].人民日報，2013-10-04.

[ 3 ]? ?賀正楚，曹德，吳艷.中國制造業(yè)發(fā)展質(zhì)量與國際競爭力的互動路徑[ J].當代財經(jīng)，2018（11）：88 ～ 99.

[ 4 ]? ?Fallon T.. The new silk road： Xi Jinping's grand strategy for eurasia[ J].American Foreign Policy Interests，2015（3）：140 ～ 147.

[ 5 ]? ?Huang Y.. Understanding China's Belt & Road initiative： Motivation， framework and assessment[ J].China Economic Review，2016（40）：314 ～ 321.

[ 6 ]? ?王雯，楊蓉.“一帶一路”倡議對中國制造業(yè)企業(yè)國際化程度的影響——基于雙重差分模型的估計[ J].企業(yè)經(jīng)濟，2018（11）：70 ～ 77.

[ 7 ]? ?袁新濤.“一帶一路”建設(shè)的國家戰(zhàn)略分析[ J].理論月刊，2014（11）：5 ～ 9.

[ 8 ]? ?韓永輝，羅曉斐，鄒建華.中國與西亞地區(qū)貿(mào)易合作的競爭性和互補性研究——以“一帶一路”戰(zhàn)略為背景[ J].世界經(jīng)濟研究，2015（3）：89 ～ 98.

[ 9 ]? ?孔慶峰，董虹蔚.“一帶一路”國家的貿(mào)易便利化水平測算與貿(mào)易潛力研究[ J].國際貿(mào)易問題，2015（12）：158 ～ 168.

[10]? ?孟祺.基于“一帶一路”的制造業(yè)全球價值鏈構(gòu)建[ J].財經(jīng)科學，2016（2）：72 ～ 81.

[11]? ?陳健，龔曉鶯.中國產(chǎn)業(yè)主導的“一帶一路”區(qū)域價值鏈構(gòu)建研究[ J].財經(jīng)問題研究，2018（1）：43 ～ 49.

[12]? ?劉洪鐸，蔡曉珊.中國與“一帶一路”沿線國家的雙邊貿(mào)易成本研究[ J].經(jīng)濟學家，2016（7）：92 ～ 100.

[13]? ?許統(tǒng)生，梁肖.中國加總貿(mào)易成本的測算及對制造業(yè)出口結(jié)構(gòu)的影響[ J].財貿(mào)經(jīng)濟，2016（3）：123 ～ 137.

[14]? ?肖進杰，楊文武.“一帶一路”建設(shè)中的制造業(yè)產(chǎn)能合作研究[ J].青海社會科學，2018（6）：31 ～ 36.

[15]? ?張海燕，鄭亞莉.“一帶一路”框架下產(chǎn)業(yè)合作的關(guān)聯(lián)擴散效應分析——以中捷產(chǎn)業(yè)合作為例[ J].浙江學刊，2018（5）：108 ～ 115.

[16]? ?孫焱林，覃飛.“一帶一路”倡議降低了企業(yè)對外直接投資風險嗎[ J].國際貿(mào)易問題，2018（8）：66 ～ 79.

[17]? ?鄭丹青.對外直接投資與全球價值鏈分工地位——來自中國微觀企業(yè)的經(jīng)驗證據(jù)[ J].國際貿(mào)易問題，2019（8）：109 ～ 123.

[18]? ?王桂軍，盧瀟瀟.“一帶一路”倡議可以促進中國企業(yè)創(chuàng)新嗎？[ J].財經(jīng)研究，2019（1）：19 ～ 34.

[19]? ?蘇杭.“一帶一路”戰(zhàn)略下我國制造業(yè)海外轉(zhuǎn)移問題研究[ J].國際貿(mào)易，2015（3）：18 ～ 21.

[20]? ?徐思，何曉怡，鐘凱.“一帶一路”倡議與中國企業(yè)融資約束[ J].中國工業(yè)經(jīng)濟，2019（7）：155 ～ 173.

[21]? ?陳元.后經(jīng)濟危機階段：加速發(fā)展路徑的強制性變遷[ J].管理世界，2009（9）：1 ～ 7.

[22]? ?王克敏，劉靜，李曉溪.產(chǎn)業(yè)政策、政府支持與公司投資效率研究[ J].管理世界，2017（3）：113 ～ 124.

[23]? ?張新民，張婷婷，陳德球.產(chǎn)業(yè)政策、融資約束與企業(yè)投資效率[ J].會計研究，2017（4）：12 ～ 18.

[24]? ?陳冬華，姚振曄.政府行為必然會提高股價同步性嗎？——基于我國產(chǎn)業(yè)政策的實證研究[ J].經(jīng)濟研究，2018（12）：112 ～ 128.

[25]? ?楊興全，尹興強，孟慶璽.誰更趨多元化經(jīng)營：產(chǎn)業(yè)政策扶持企業(yè)抑或非扶持企業(yè)？[ J].經(jīng)濟研究，2018（9）：133 ～ 150.

[26]? ?高雷，宋順林.治理環(huán)境、治理結(jié)構(gòu)與代理成本——來自國有上市公司面板數(shù)據(jù)的經(jīng)驗證據(jù)[ J].經(jīng)濟評論，2007（3）：35 ～ 40.

[27]? ?Lazear E. P.， Rosen S.. Rank-order tournaments as optimum labor contracts[ J].Journal of Political Economy，1981（5）：841 ～ 864.

[28]? ?紀良綱.提高我國商業(yè)規(guī)模效益研究[J].河北經(jīng)貿(mào)大學學報，1996（5）：59 ～ 63.

[29]? ?Sala-i-Martin X.. Cross-sectional regressions and the empirics of economic growth[ J].European Economic Review，1994（3-4）：739 ～?747.

[30]? ?劉瑞明，趙仁杰.西部大開發(fā)：增長驅(qū)動還是政策陷阱——基于PSM-DID方法的研究[ J].中國工業(yè)經(jīng)濟，2015（6）：32 ～ 43.

[31]? ?賈彥寧.東北振興戰(zhàn)略的政策評估及提升路徑研究——基于PSM-DID方法的經(jīng)驗估計[ J].經(jīng)濟問題探索，2018（12）：41 ～ 53.

[32]? ?盛明泉，張敏，馬黎珺等.國有產(chǎn)權(quán)、預算軟約束與資本結(jié)構(gòu)動態(tài)調(diào)整[ J].管理世界，2012（3）：151 ～ 157.

[33]? ?Heckman J. J.， Ichimura H.， Todd P. E.. Matching as an econometric evaluation estimator： Evidence from evaluating a job training?programme[ J].The Review of Economic Studies，1997（4）：605 ～ 654.

[34]? ?金碚.企業(yè)競爭力測評的理論與方法[J].中國工業(yè)經(jīng)濟，2003（3）：5 ～ 13.

[35]? ?金碚.競爭力經(jīng)濟學[M].廣州：廣東經(jīng)濟出版社，2003：1 ～ 278.

[36]? ?李鋼.財務指標對企業(yè)競爭力影響的實證分析[J].管理科學，2004（2）：72 ～ 77.

[37]? ?盛安琪，汪順，盛明泉.產(chǎn)融結(jié)合與實體企業(yè)競爭力——來自制造業(yè)樣本的實證分析[ J].廣東財經(jīng)大學學報，2018（1）：15 ～ 26.

[38]? ?張旭，宋超，孫亞玲.企業(yè)社會責任與競爭力關(guān)系的實證分析[ J].科研管理，2010（3）：149 ～ 157.

[39]? ?畢茜，李蕭言，于連超.環(huán)境稅對企業(yè)競爭力的影響——基于面板分位數(shù)的研究[ J].財經(jīng)論叢，2018（7）：37 ～ 47.

[40]? ?Rosenbaum P. R.， Rubin D. B.. The central role of the propensity score in observational studies for causal effects[ J].Biometrika，1983（1）：?41 ～ 55.

[41]? ?翟黎明，夏顯力，吳愛娣.政府不同介入場景下農(nóng)地流轉(zhuǎn)對農(nóng)戶生計資本的影響——基于PSM-DID的計量分析[ J].中國農(nóng)村經(jīng)濟，2017

（2）：2 ～ 15.

[42]? ?Bertrand M.， Duflo E.， Mullainathan S.. How much should we trust differences-in-differences estimates？[ J].The Quarterly Journal of?Economics，2004（1）：249 ～ 275.

[43]? ?Trigueiros D.. Improving the effectiveness of predictors in accounting-based models[ J].Journal of Applied Accounting Research，2019（2）：?207 ～ 226.

[44]? ?John J. A.， Draper N. R.. An alternative family of transformations[ J].Journal of the Royal Statistical Society： Series C （Applied Statistics），1980（2）：190 ～ 197.