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(guó)—東盟研究院，廣西 南寧 530004）

一、引 言

2011-2013年中國(guó)GDP增速持續(xù)走低，經(jīng)濟(jì)發(fā)展呈L形增長(zhǎng)態(tài)勢(shì)，中國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展由高速增長(zhǎng)階段步入中高速增長(zhǎng)的新常態(tài)階段。中國(guó)改革開放以來(lái)，特別是最近二十年“以量擴(kuò)張”的發(fā)展模式帶來(lái)的問題逐漸凸顯，中國(guó)經(jīng)濟(jì)在取得飛躍式增長(zhǎng)的同時(shí)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(guó)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(jiǎn)稱“一帶一路”倡議）。2015年3月，國(guó)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(dòng)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(dòng)》（以下簡(jiǎn)稱《愿景與行動(dòng)》），“一帶一路”倡議從頂層設(shè)計(jì)進(jìn)入了務(wù)實(shí)推進(jìn)階段。

新經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)理論認(rèn)為，技術(shù)進(jìn)步是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)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(gè)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(shí)，中共十九大報(bào)告指出，創(chuàng)新是引領(lǐng)發(fā)展的第一動(dòng)力，是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的重要支撐，并強(qiáng)調(diào)進(jìn)一步實(shí)施創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展的重要戰(zhàn)略。2018年6月，習(xí)主席在青島上合峰會(huì)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(zhǎng)背景下，創(chuàng)新對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展非常重要。因此，研究“一帶一路”倡議對(duì)中國(guó)企業(yè)創(chuàng)新的影響具有重要的現(xiàn)實(shí)和政策意義，但目前來(lái)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(guó)產(chǎn)業(yè)政策傾向于鼓勵(lì)發(fā)展大企業(yè)和企業(yè)集團(tuán)主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)升級(jí)（高良謀和李宇，2009），產(chǎn)業(yè)升級(jí)實(shí)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?gòu)默F(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(gè)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(duì)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(duì)不同規(guī)模企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響，可以為中國(guó)產(chǎn)業(yè)政策的制定提供理論借鑒。（2）在中國(guó)特殊的制度背景下，國(guó)有企業(yè)是中國(guó)經(jīng)濟(jì)的中堅(jiān)力量和民眾意愿體現(xiàn)，其在各個(gè)產(chǎn)業(yè)中占據(jù)著重要地位，對(duì)國(guó)民經(jīng)濟(jì)的發(fā)展具有深遠(yuǎn)的影響。然而，國(guó)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(guó)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)（Brandt等，2008；劉瑞明和石磊，2010；王永進(jìn)和劉燦雷，2016）。為了擺脫國(guó)有企業(yè)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的拖累效應(yīng)，國(guó)家在堅(jiān)持國(guó)企改革的同時(shí)，對(duì)國(guó)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(guó)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(guó)有企業(yè)擺脫拖累效應(yīng)呢？對(duì)這個(gè)問題的研究對(duì)破解國(guó)企拖累效應(yīng)具有現(xiàn)實(shí)意義。（3）對(duì)于發(fā)展中國(guó)家而言，產(chǎn)業(yè)升級(jí)是通過資本密集型部門資本質(zhì)量的不斷提升而實(shí)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(duì)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(huì)通過提升創(chuàng)新水平而促進(jìn)產(chǎn)業(yè)升級(jí)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(duì)個(gè)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(shí)驗(yàn)，就中國(guó)本土而言，其對(duì)各個(gè)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(diǎn)影響的?。ㄊ?、區(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(huì)。因此，本文借助“一帶一路”倡議形成的準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)環(huán)境，基于2012-2017年中國(guó)上市公司數(shù)據(jù)并利用DID模型，經(jīng)驗(yàn)考察了“一帶一路”倡議對(duì)中國(guó)企業(yè)創(chuàng)新的影響，研究發(fā)現(xiàn)：相對(duì)于非重點(diǎn)影響地區(qū)的企業(yè)，“一帶一路”倡議顯著提高了重點(diǎn)影響?。ㄊ小^(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(cè)試，以及排除政府其他扶持政策、非平行趨勢(shì)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(duì)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(guó)企業(yè)創(chuàng)新的作用路徑，結(jié)果顯示：“一帶一路”倡議對(duì)中國(guó)企業(yè)創(chuàng)新的促進(jìn)效應(yīng)嚴(yán)重依賴于企業(yè)的對(duì)外直接投資，而環(huán)境不確定性對(duì)“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(duì)大型企業(yè)、國(guó)有企業(yè)和資本密集型企業(yè)的創(chuàng)新激勵(lì)效應(yīng)尤為顯著，這意味著，“一帶一路”倡議不僅可以緩解國(guó)有企業(yè)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的拖累效應(yīng)，而且可以從技術(shù)創(chuàng)新層面助力中國(guó)產(chǎn)業(yè)升級(jí)及價(jià)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(shí)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(gè)周期長(zhǎng)、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(duì)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(dòng)世界各國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)并實(shí)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(guó)的福利和貿(mào)易條件并為中國(guó)企業(yè)“走出去”提供新機(jī)遇的同時(shí)，也給企業(yè)帶來(lái)了不確定性和挑戰(zhàn)。因此，“一帶一路”倡議下企業(yè)是否會(huì)提高自身的技術(shù)創(chuàng)新水平缺乏一定的先驗(yàn)性，這取決于企業(yè)對(duì)“一帶一路”倡議帶來(lái)的機(jī)遇和不確定性的權(quán)衡。

“一帶一路”倡議為中國(guó)企業(yè)的對(duì)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(diǎn)，基礎(chǔ)設(shè)施互聯(lián)互通建設(shè)將直接帶來(lái)中國(guó)交通、能源和通信等產(chǎn)業(yè)的對(duì)外直接投資（Du和Zhang，2018）；其二，現(xiàn)有文獻(xiàn)普遍認(rèn)為，一國(guó)基礎(chǔ)設(shè)施水平的提高對(duì)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(guó)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(guó)對(duì)這些國(guó)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(guó)對(duì)“一帶一路”參與國(guó)的直接投資。因此，我們認(rèn)為，“一帶一路”倡議對(duì)中國(guó)企業(yè)對(duì)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(duì)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?yàn)椋菏紫?，企業(yè)創(chuàng)新的高風(fēng)險(xiǎn)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(duì)外直接投資可以實(shí)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(rùn)，為公司的研發(fā)創(chuàng)新活動(dòng)提供豐厚的資金；其次，通過市場(chǎng)規(guī)模的擴(kuò)大，企業(yè)可以將外圍研發(fā)項(xiàng)目配備給海外子公司，從而使國(guó)內(nèi)母公司集中財(cái)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(guó)公司不僅面臨著本土市場(chǎng)的競(jìng)爭(zhēng)壓力，而且在海外市場(chǎng)也要同擁有先進(jìn)技術(shù)的企業(yè)進(jìn)行競(jìng)爭(zhēng)，現(xiàn)有研究指出，市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)對(duì)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(chǎng)和海外市場(chǎng)的雙重競(jìng)爭(zhēng)壓力也會(huì)推動(dòng)企業(yè)不斷地進(jìn)行創(chuàng)新；最后，政府部門為對(duì)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?shí)，“一帶一路”倡議在提高中國(guó)企業(yè)對(duì)外直接投資之后，可能會(huì)進(jìn)一步地提高中國(guó)企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新水平。

然而，“一帶一路”倡議在為中國(guó)企業(yè)“走出去”提供機(jī)遇的同時(shí)也給企業(yè)帶來(lái)了一定的風(fēng)險(xiǎn)和不確定性：首先，“一帶一路”沿線風(fēng)險(xiǎn)種類冗雜，同時(shí)存在政治風(fēng)險(xiǎn)、宗教風(fēng)險(xiǎn)、法律風(fēng)險(xiǎn)、環(huán)境風(fēng)險(xiǎn)、社會(huì)風(fēng)險(xiǎn)和金融風(fēng)險(xiǎn)等宏觀風(fēng)險(xiǎn)以及項(xiàng)目運(yùn)營(yíng)風(fēng)險(xiǎn)、管理風(fēng)險(xiǎn)及財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)等微觀風(fēng)險(xiǎn)；其次，“一帶一路”倡議推進(jìn)所面臨的風(fēng)險(xiǎn)相互重疊組合，這不僅體現(xiàn)在政治和宗教等宏觀風(fēng)險(xiǎn)的相互交織，而且體現(xiàn)在宏觀風(fēng)險(xiǎn)和微觀風(fēng)險(xiǎn)的重疊（尹晨等，2018）。這些風(fēng)險(xiǎn)導(dǎo)致的環(huán)境不確定性會(huì)使得“一帶一路”倡議對(duì)中國(guó)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(huì)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(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)壓力及突發(fā)性事件等問題會(huì)接踵而至，這可能會(huì)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(duì)利于企業(yè)長(zhǎng)期發(fā)展的研發(fā)項(xiàng)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(guó)等，2015），當(dāng)企業(yè)所面臨的不確定性低于某一臨界值時(shí)可以顯著地激勵(lì)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(shí)會(huì)對(duì)企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)生抑制效應(yīng)。我們更傾向于這一觀點(diǎn)，因?yàn)榄h(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(duì)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(huì)通過技術(shù)創(chuàng)新來(lái)應(yīng)對(duì)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(shí)，企業(yè)管理者通常會(huì)注重短期企業(yè)績(jī)效及期權(quán)價(jià)值的提高而不敢嘗試跨期長(zhǎng)且風(fēng)險(xiǎn)高的創(chuàng)新活動(dòng)，比如，在面臨財(cái)務(wù)危機(jī)和破產(chǎn)風(fēng)險(xiǎn)時(shí)，企業(yè)往往不再進(jìn)行創(chuàng)新活動(dòng)（Kerr和Nanda，2009）。因此，“一帶一路”倡議對(duì)中國(guó)企業(yè)創(chuàng)新是促進(jìn)還是抑制取決于其為企業(yè)帶來(lái)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(guó)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(guó)企業(yè)的對(duì)外直接投資，進(jìn)而可能會(huì)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(guó)企業(yè)的創(chuàng)新水平。與此同時(shí)，“一帶一路”倡議又可能會(huì)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(guó)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(duì)中國(guó)企業(yè)創(chuàng)新的影響效應(yīng)存在不確定性。具體來(lái)講，一方面，如果在“一帶一路”倡議背景下，中國(guó)企業(yè)面臨的環(huán)境不確定性低于倒U形的臨界點(diǎn)，那么“一帶一路”倡議在整體上可能會(huì)顯著地提高中國(guó)企業(yè)的創(chuàng)新水平；另一方面，如果中國(guó)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(diǎn)，那么環(huán)境不確定性的創(chuàng)新抑制效應(yīng)會(huì)在一定程度上抵消對(duì)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(duì)中國(guó)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(guó)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(huì)對(duì)中國(guó)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(gè)問題雖然缺乏一定的先驗(yàn)性，但我們可以通過“一帶一路”倡議的實(shí)施背景進(jìn)行初步分析?！耙粠б宦贰背h背景下，中國(guó)企業(yè)“走出去”雖然面臨著諸多風(fēng)險(xiǎn)，但這并不會(huì)給企業(yè)帶來(lái)過度不利的環(huán)境，因?yàn)椋菏紫龋凇耙粠б宦贰背h推進(jìn)的初期，合作國(guó)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(diǎn)，這為中國(guó)企業(yè)創(chuàng)造了潛力巨大的海外投資市場(chǎng)；其次，諸如上海合作組織、東南亞國(guó)家聯(lián)盟、中阿合作論壇以及中非合作網(wǎng)等國(guó)際政治合作大大降低了中國(guó)企業(yè)對(duì)“一帶一路”倡議合作國(guó)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(xiǎn)，可以說(shuō)，與傳統(tǒng)的自由貿(mào)易相比，“一帶一路”倡議下的對(duì)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(guó)企業(yè)在“走出去”時(shí)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(lái)過度不利的環(huán)境，其至少不會(huì)抑制中國(guó)的企業(yè)創(chuàng)新。

綜上，基于對(duì)“一帶一路”倡議影響中國(guó)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(huì)顯著地提高中國(guó)企業(yè)的創(chuàng)新水平；

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

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

三、研究設(shè)計(jì)

（一）模型設(shè)計(jì)與變量定義。近年來(lái)，很多研究使用雙重差分模型（DID）估計(jì)政策的實(shí)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(lái)判斷政策是否有效。因此，要想使用DID模型估計(jì)“一帶一路”倡議對(duì)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(dòng)》的頒布視為一次準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，就中國(guó)本土而言，其對(duì)各個(gè)?。ㄊ小⒆灾螀^(qū)）的影響并不相同，依據(jù)不同?。ㄊ?、自治區(qū)）的地理位置和經(jīng)濟(jì)功能可以確定該“實(shí)驗(yàn)”重點(diǎn)影響的?。ㄊ?、自治區(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(diǎn)影響的18個(gè)省（市、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省（自治區(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(diǎn)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(guó)流轉(zhuǎn)稅改革（營(yíng)業(yè)稅改征增值稅，“營(yíng)改增”政策），現(xiàn)有文獻(xiàn)指出，分時(shí)段、分地區(qū)實(shí)施的“營(yíng)改增”政策會(huì)對(duì)企業(yè)的創(chuàng)新行為產(chǎn)生影響（王桂軍和曹平，2018；袁建國(guó)等，2018），因此，為了獲得一個(gè)更加“干凈”的樣本，我們剔除了率先實(shí)施“營(yíng)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(shí)間實(shí)施“營(yíng)改增”政策的省（市、自治區(qū)）。這樣，即使“營(yíng)改增”政策會(huì)影響到企業(yè)的創(chuàng)新行為，其對(duì)我們的處理組和控制組企業(yè)的影響幅度也是同等的，會(huì)被DID模型的兩次差分剔除。具體模型設(shè)計(jì)如下：

其中，Innovationit表示第i個(gè)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(cè)度企業(yè)創(chuàng)新，鑒于中國(guó)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(lái)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(dòng)（Innov_part）和企業(yè)專利申請(qǐng)數(shù)量③中國(guó)專利數(shù)量分為三類：發(fā)明、實(shí)用新型和外觀設(shè)計(jì)，本文采用的專利申請(qǐng)數(shù)量是指三種專利申請(qǐng)數(shù)量之和。（lnPatent）進(jìn)行穩(wěn)健性測(cè)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(duì)樣本企業(yè)的分組，Treat=1代表受“一帶一路”倡議重點(diǎn)影響的省（市、自治區(qū)）的企業(yè)（處理組），Treat=0代表未受重點(diǎn)影響省（市、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(shí)間，《愿景與行動(dòng)》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(shí)間分組的交互項(xiàng)，其系數(shù)β3是我們重點(diǎn)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(guó)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(cái)政補(bǔ)貼、科技人員數(shù)量、資本結(jié)構(gòu)、成長(zhǎng)能力、盈利能力和現(xiàn)金流量等特征變量，同時(shí)，我們還控制了企業(yè)所在?。ㄊ小⒆灾螀^(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(huì)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(lái)源。本文以“一帶一路”倡議前后3年為時(shí)間窗口（2012-2017年），選取了處理組和控制組省份的中國(guó)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(xiǎn)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(cè)值。數(shù)據(jù)來(lái)源方面，研發(fā)投入和企業(yè)層面的財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)均來(lái)自WIND數(shù)據(jù)庫(kù)和CSMAR數(shù)據(jù)庫(kù)；專利數(shù)據(jù)通過國(guó)家知識(shí)產(chǎn)權(quán)局網(wǎng)站手工整理而得。為了消除極端值對(duì)估計(jì)結(jié)果的影響，我們對(duì)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(duì)估計(jì)結(jié)果的干擾，本文在接下來(lái)的回歸中均采用穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤估計(jì)，并在公司層面進(jìn)行聚類（cluster）。

（三）主要變量描述性統(tǒng)計(jì)。描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果顯示①限于文章篇幅，統(tǒng)計(jì)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(shuō)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(dòng)的二值變量Innov_part的均值為0.789，說(shuō)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(dòng)，樣本企業(yè)總體創(chuàng)新意愿較高。

四、實(shí)證結(jié)果與作用機(jī)制檢驗(yàn)

（一）DID檢驗(yàn)結(jié)果及分析。表2匯報(bào)了“一帶一路”倡議是否促進(jìn)了中國(guó)企業(yè)創(chuàng)新的DID估計(jì)結(jié)果。第（1）列我們?cè)诩尤肟刂谱兞康耐瑫r(shí)對(duì)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(xiàng)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?cè)诘冢?）列的基礎(chǔ)上，利用固定效應(yīng)模型（FE）對(duì)企業(yè)固定效應(yīng)進(jìn)行了控制，估計(jì)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(jì)結(jié)果中交互項(xiàng)Treat×Policy的系數(shù)有所下降，這說(shuō)明企業(yè)不隨時(shí)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(huì)高估“一帶一路”倡議對(duì)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(jì)上拒絕假設(shè)H1。因此，“一帶一路”倡議確實(shí)提高了重點(diǎn)影響省（市、自治區(qū)）企業(yè)的創(chuàng)新水平。

表2 DID模型檢驗(yàn)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(jì)需要一個(gè)重要前提-政策的實(shí)施需滿足外生性要求，即政策對(duì)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?。ㄊ?、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(diǎn)影響?。ㄊ小⒆灾螀^(qū)）被選中是非隨機(jī)事件，但作為上市公司，在選址時(shí)并沒有預(yù)測(cè)到選址地區(qū)會(huì)被將來(lái)的“一帶一路”倡議影響，因此，從這個(gè)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(duì)被影響?。ㄊ?、自治區(qū)）的選擇為非隨機(jī)外，其對(duì)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(dòng)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(huì)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(lái)解決內(nèi)生性問題。工具變量的選擇需要滿足兩個(gè)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(dòng)項(xiàng)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(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)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(duì)美國(guó)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(shí)的做法，使用古代“絲綢之路”途徑?。ㄊ小⒆灾螀^(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(gè)條件：首先，2013年習(xí)近平主席首次提出“一帶一路”倡議時(shí)，復(fù)興古代“絲綢之路”便是重要目標(biāo)之一，也就是說(shuō)，“一帶一路”重點(diǎn)影響?。ㄊ小⒆灾螀^(qū)）與古代“絲綢之路”途徑?。ㄊ小⒆灾螀^(qū)）是高度相關(guān)的，第一個(gè)條件成立；其次，古代絲綢之路與現(xiàn)代企業(yè)在時(shí)間上相差久遠(yuǎn)，目前來(lái)看，除了“古代絲綢之路途徑?。ㄊ?、自治區(qū)）→一帶一路重點(diǎn)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(dòng)項(xiàng)不相關(guān)，第二個(gè)條件也成立。

在實(shí)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?。ㄊ?、自治區(qū)），IV等于0表示其他?。ㄊ小⒆灾螀^(qū)）），然后利用兩階段最小二乘法（2SLS）進(jìn)行估計(jì)。需要注意的是，在模型（1）中存在兩個(gè)內(nèi)生變量Treat和Treat×Policy，因此2SLS的第一階段需對(duì)這兩個(gè)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(jì)量和Kleibergen-Paap LM統(tǒng)計(jì)量對(duì)應(yīng)的p值均遠(yuǎn)小于1%，這說(shuō)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(shí)別和弱工具變量的問題。表3中第（3）列匯報(bào)了2SLS第二階段的估計(jì)結(jié)果，我們重點(diǎn)關(guān)注的交互項(xiàng)系數(shù)值為正且在10%的水平上顯著。這說(shuō)明，在緩解了政策實(shí)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(guó)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(duì)外直接投資和改變環(huán)境不確定性影響中國(guó)的企業(yè)創(chuàng)新。上一部分的DID估計(jì)結(jié)果表明，“一帶一路”倡議顯著地促進(jìn)了重點(diǎn)影響?。ㄊ?、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(duì)外直接投資和環(huán)境不確定性實(shí)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(yàn)。

在中介變量的衡量上，對(duì)于對(duì)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(guó)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(duì)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(duì)外直接投資的二值離散變量ofdiit，其中，ofdiit=1表示第i個(gè)企業(yè)第t年參與了對(duì)外直接投資，反之，ofdiit=0表示第i個(gè)企業(yè)第t年沒有參與對(duì)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(jì)分析，可能會(huì)因?yàn)樽兞苛烤V問題使得估計(jì)結(jié)果出現(xiàn)偏誤，因此，我們?cè)诓僮髦校壤肞robit模型估算出企業(yè)發(fā)生對(duì)外直接投資行為的概率，然后對(duì)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(yàn)。

對(duì)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(guó)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(jì)出隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)，然后以擾動(dòng)項(xiàng)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(duì)估計(jì)結(jié)果的影響，我們同樣對(duì)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(jì)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(yàn)的基礎(chǔ)上構(gòu)造的中介效應(yīng)檢驗(yàn)程序來(lái)識(shí)別“一帶一路”倡議影響中國(guó)企業(yè)創(chuàng)新的作用機(jī)制，檢驗(yàn)?zāi)Ｐ驮O(shè)計(jì)如下：

其中，OFDI和EU分別為中介變量對(duì)外直接投資和環(huán)境不確定性；μ為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)，其他各項(xiàng)與模型（1）定義相同。根據(jù) Sobel檢驗(yàn)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(wú)需進(jìn)行Sobel檢驗(yàn)；若δ3、γ4至少一個(gè)顯著則需進(jìn)行Sobel檢驗(yàn)，Sobel檢驗(yàn)顯著則中介效應(yīng)顯著。需要說(shuō)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(yàn)統(tǒng)計(jì)量的臨界值為 0.97 左右（MacKinnon 等，2002）。

在檢驗(yàn)“一帶一路”倡議影響中國(guó)企業(yè)創(chuàng)新的作用機(jī)制時(shí)，我們?cè)谒械幕貧w中均同時(shí)控制了年度固定效應(yīng)和企業(yè)個(gè)體固定效應(yīng)。其中，模型（2）與模型（1）相同，估計(jì)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(guó)企業(yè)創(chuàng)新的總體效應(yīng)為0.490。根據(jù)Sobel檢驗(yàn)的程序需進(jìn)一步檢驗(yàn)系數(shù)δ3和γ4。

表4第（1）至（2）列匯報(bào)了“一帶一路”倡議是否會(huì)通過對(duì)外直接投資影響中國(guó)企業(yè)創(chuàng)新的估計(jì)結(jié)果?？梢钥闯?，在第（1）列對(duì)模型（3）的回歸結(jié)果中，交互項(xiàng)Treat×Policy的系數(shù)δ3為正且在1%的水平上顯著，這說(shuō)明“一帶一路”倡議確實(shí)顯著地促進(jìn)了中國(guó)企業(yè)的對(duì)外直接投資；進(jìn)一步地，在第（2）列對(duì)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(shuō)明對(duì)外直接投資對(duì)企業(yè)創(chuàng)新具有顯著的激勵(lì)效應(yīng)。因此，基于以上檢驗(yàn)程序，在系數(shù)β3顯著的前提下，系數(shù)δ3和γ4均顯著，無(wú)需進(jìn)行Sobel檢驗(yàn)。具體來(lái)看，“一帶一路”倡議通過對(duì)外直接投資對(duì)中國(guó)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(shuō)明，來(lái)自對(duì)外直接投資的中介效應(yīng)顯著。

表4 作用機(jī)制檢驗(yàn)：對(duì)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(bào)了“一帶一路”倡議是否會(huì)通過環(huán)境不確定性影響中國(guó)企業(yè)創(chuàng)新的估計(jì)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(yàn)。這一方面說(shuō)明，“一帶一路”倡議并沒有對(duì)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(shuō)明，“一帶一路”倡議下的環(huán)境不確定性并不是影響中國(guó)企業(yè)創(chuàng)新的顯著因素?；谝陨蟽牲c(diǎn)，我們可以認(rèn)為，來(lái)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(jì)上拒絕假設(shè)H2和H3。也就是說(shuō)，“一帶一路”倡議確實(shí)可以通過促進(jìn)中國(guó)企業(yè)的對(duì)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(huì)通過環(huán)境不確定性顯著地降低中國(guó)企業(yè)的創(chuàng)新水平。更加具體地，我們通過上述檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，“一帶一路”倡議也不會(huì)通過環(huán)境不確定性提高中國(guó)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(guó)企業(yè)創(chuàng)新的作用路徑。值得注意的是，由對(duì)外直接投資的中介效應(yīng)占比及第（2）列中交互項(xiàng)Treat×Policy的系數(shù)γ3依然顯著可知，“一帶一路”倡議對(duì)中國(guó)企業(yè)的創(chuàng)新促進(jìn)效應(yīng)除了對(duì)外直接投資外，還可以通過其他路徑實(shí)現(xiàn)，這也完全符合現(xiàn)實(shí)情況，囿于文章的篇幅，對(duì)此我們不再深入分析。

五、穩(wěn)健性測(cè)試①

① 限于文章篇幅，本文沒有列出穩(wěn)健性測(cè)試部分的檢驗(yàn)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(duì)表2結(jié)果的分析，我們并不能從統(tǒng)計(jì)上拒絕假設(shè)H1，但這里仍然存在著一個(gè)疑問，即政府的其他扶持政策會(huì)不會(huì)對(duì)估計(jì)結(jié)果造成干擾？首先，我們認(rèn)為，國(guó)家層面的功能性政策扶持不會(huì)對(duì)本文的結(jié)論產(chǎn)生影響，這是因?yàn)?，?guó)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(guó)范圍內(nèi)鋪開，是對(duì)整個(gè)市場(chǎng)的“普惠式”扶持（黃先海和陳勇，2003），這些手段對(duì)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(duì)處理組和控制組的影響可能是不對(duì)等的，那么，會(huì)不會(huì)存在以下可能：處理組企業(yè)在“一帶一路”倡議后恰好因?yàn)榈胤秸姆龀侄岣吡思夹g(shù)創(chuàng)新水平？也就是說(shuō)，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(lái)，我們對(duì)此疑問予以檢驗(yàn)。

中國(guó)地方政府一般會(huì)通過財(cái)政補(bǔ)貼和所得稅優(yōu)惠對(duì)當(dāng)?shù)仄髽I(yè)進(jìn)行扶持。因此，如果在“一帶一路”倡議實(shí)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(cái)政補(bǔ)貼及所得稅優(yōu)惠應(yīng)該會(huì)出現(xiàn)明顯差異，相反，如果處理組與控制組的財(cái)政補(bǔ)貼及所得稅優(yōu)惠在樣本區(qū)間（2012-2017年）內(nèi)無(wú)顯著差異，則可證明處理組企業(yè)創(chuàng)新水平的提高確實(shí)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(yàn)，模型設(shè)計(jì)如下：

其中，Sub表示財(cái)政補(bǔ)貼，用企業(yè)所得財(cái)政補(bǔ)貼金額的自然對(duì)數(shù)表示；Tax表示所得稅優(yōu)惠力度，用實(shí)際所得稅稅率表示，計(jì)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(huì)計(jì)利潤(rùn)-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(zhǎng)能力（Growth）、企業(yè)性質(zhì)（Nature，國(guó)有企業(yè)為1，否則為0）；其他各項(xiàng)定義與模型（1）相同。

估計(jì)結(jié)果顯示，在對(duì)財(cái)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(xiàng)系數(shù)均沒有達(dá)到常規(guī)的顯著性水平（10%），這說(shuō)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(shí)是由“一帶一路”倡議帶來(lái)的，本文結(jié)論不變。

（二）平行趨勢(shì)檢驗(yàn)。運(yùn)用DID模型進(jìn)行政策效應(yīng)估計(jì)時(shí)，除了政策的實(shí)施需滿足外生性要求外，處理組和控制組在政策實(shí)施前還需保持相同的變化趨勢(shì)（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(shì)檢驗(yàn)。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(shì)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(zhǎng)趨勢(shì)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(shí)驗(yàn)時(shí)間提前2年，以2011-2012年作為實(shí)驗(yàn)前期間，2013-2014年作為實(shí)驗(yàn)后期間進(jìn)行了安慰劑對(duì)照檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果顯示，在使用2013年這一虛擬政策實(shí)施時(shí)間進(jìn)行估計(jì)時(shí)，交互項(xiàng)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(shuō)明，處理組和控制組企業(yè)在2015年之前基本滿足平行趨勢(shì)，兩組企業(yè)在時(shí)間趨勢(shì)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(yàn)。由于本文選取的處理組和控制組包含了各個(gè)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(huì)進(jìn)一步地對(duì)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(jì)以緩解這一影響可能造成的偏差。具體來(lái)講，先基于企業(yè)層面的控制變量對(duì)處理組與控制組進(jìn)行Logit估計(jì)以獲得傾向得分，然后根據(jù)卡尺匹配的方法對(duì)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(zhǎng)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(shuō)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(gè)體特征上的系統(tǒng)性差異。進(jìn)一步地，匹配后的DID估計(jì)結(jié)果顯示，不管是OLS還是FE回歸，交互項(xiàng)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(lái)一期的研發(fā)投入作為企業(yè)創(chuàng)新的代理變量。《愿景與行動(dòng)》于2015年3月提出，這可能會(huì)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(wú)法顯現(xiàn)的情況。因此，在該部分，我們利用未來(lái)一期的研發(fā)投入作為被解釋變量進(jìn)行估計(jì)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(xiàng)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(shuō)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(qǐng)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(qǐng)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(cè)試（變量定義見表1）。需要說(shuō)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(shí)，使用Logit模型估計(jì)。結(jié)果顯示，在對(duì)企業(yè)是否參與創(chuàng)新的Logit估計(jì)結(jié)果中，我們所關(guān)心的交互項(xiàng)系數(shù)在5%的水平上顯著為正，這說(shuō)明，“一帶一路”倡議顯著地提高了重點(diǎn)影響省（市、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(jì)結(jié)果中，交互項(xiàng)系數(shù)至少在5%的水平上顯著為正，這說(shuō)明“一帶一路”倡議同樣提高了重點(diǎn)影響?。ㄊ小⒆灾螀^(qū)）企業(yè)的專利申請(qǐng)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(yàn)“一帶一路”倡議對(duì)中國(guó)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(bào)了“一帶一路”倡議對(duì)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(duì)數(shù)（Size）的均值對(duì)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(jì)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(xiàng)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(duì)中小型企業(yè)樣本的回歸中，只有OLS估計(jì)結(jié)果中的交互項(xiàng)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(xiàng)系數(shù)沒有通過常規(guī)水平的顯著性檢驗(yàn)。這些結(jié)果說(shuō)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?yàn)椋骸耙粠б宦贰背h下，相較于中小企業(yè)，由于市場(chǎng)勢(shì)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(duì)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(guó)產(chǎn)業(yè)政策的制定在兼顧大企業(yè)的同時(shí)，應(yīng)該加大對(duì)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(shí)現(xiàn)整個(gè)產(chǎn)業(yè)的升級(jí)。

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(bào)了“一帶一路”倡議對(duì)中國(guó)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(guó)有企業(yè)創(chuàng)新的估計(jì)結(jié)果，結(jié)果顯示，交互項(xiàng)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(guó)有企業(yè)創(chuàng)新的估計(jì)結(jié)果，可以看出，在OLS回歸中交互項(xiàng)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(xiàng)系數(shù)沒有達(dá)到常規(guī)的顯著性水平（10%）。以上信息說(shuō)明，“一帶一路”倡議顯著地提高了國(guó)有企業(yè)的創(chuàng)新水平，但對(duì)非國(guó)有企業(yè)的創(chuàng)新促進(jìn)效應(yīng)并不明顯。這是因?yàn)椋骸耙粠б宦贰背h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(jì)劃，因此，尤能提高基礎(chǔ)設(shè)施產(chǎn)業(yè)的OFDI，而國(guó)有企業(yè)在中國(guó)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(guó)有企業(yè)，“一帶一路”倡議更能提高國(guó)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(guó)有企業(yè)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的拖累效應(yīng)。需要注意的是，政府也應(yīng)出臺(tái)相關(guān)政策為非國(guó)有企業(yè)的OFDI創(chuàng)造機(jī)會(huì)，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(bào)了“一帶一路”倡議對(duì)中國(guó)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(duì)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(diǎn)，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(jì)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(xiàng)系數(shù)至少在5%的水平上顯著為正，這充分說(shuō)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(jì)結(jié)果中，交互項(xiàng)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(duì)非資本密集型企業(yè)的創(chuàng)新影響并不顯著。對(duì)于發(fā)展中國(guó)家而言，產(chǎn)業(yè)升級(jí)是通過資本密集型部門的資本質(zhì)量不斷提升實(shí)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(duì)資本密集型企業(yè)創(chuàng)新水平的激勵(lì)效應(yīng)進(jìn)一步助力中國(guó)產(chǎn)業(yè)升級(jí)。

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(zhǎng)之道和實(shí)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(zhǎng)的重要引擎，研究“一帶一路”倡議對(duì)中國(guó)企業(yè)創(chuàng)新的影響效應(yīng)極具現(xiàn)實(shí)意義。本文以2015年3月國(guó)家發(fā)改委聯(lián)合外交部、商務(wù)部頒布的《推動(dòng)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(dòng)》為切入點(diǎn)，利用2012-2017年中國(guó)上市公司數(shù)據(jù)，并基于雙重差分模型經(jīng)驗(yàn)研究了“一帶一路”倡議對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的影響效應(yīng)。研究發(fā)現(xiàn)，相較于非重點(diǎn)影響?。ㄊ小⒆灾螀^(qū)）的企業(yè)，“一帶一路”倡議顯著地提高了重點(diǎn)影響?。ㄊ?、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(yàn)。進(jìn)一步地，我們從對(duì)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(guó)企業(yè)創(chuàng)新的作用路徑，結(jié)果顯示，“一帶一路”倡議對(duì)中國(guó)企業(yè)創(chuàng)新的促進(jìn)效應(yīng)嚴(yán)重依賴于企業(yè)的對(duì)外直接投資，而環(huán)境不確定性對(duì)“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(duì)大型企業(yè)、國(guó)有企業(yè)和資本密集型企業(yè)的創(chuàng)新激勵(lì)效應(yīng)尤為突出。這意味著，“一帶一路”倡議不僅可以緩解國(guó)有企業(yè)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的拖累效應(yīng)，而且可以從技術(shù)創(chuàng)新層面助力中國(guó)產(chǎn)業(yè)升級(jí)及價(jià)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(gè)新的微觀視角。與此同時(shí)，也給企業(yè)和政府提供了以下幾點(diǎn)啟示：

首先，本文的中介效應(yīng)檢驗(yàn)表明，對(duì)外直接投資是“一帶一路”倡議影響中國(guó)企業(yè)創(chuàng)新的重要路徑，因此，國(guó)家應(yīng)在《愿景與行動(dòng)》的框架下繼續(xù)深化雙邊和多邊貿(mào)易策略，完善國(guó)內(nèi)金融和產(chǎn)業(yè)政策，為中國(guó)企業(yè)的對(duì)外直接投資保駕護(hù)航。此外，中介效應(yīng)檢驗(yàn)亦表明，“一帶一路”倡議下，中國(guó)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(huì)產(chǎn)生負(fù)向效應(yīng)。因此，在這樣的政策紅利下，中國(guó)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(jiān)定“走出去”戰(zhàn)略，一方面可以將國(guó)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(guó)家，實(shí)現(xiàn)“騰籠換鳥”戰(zhàn)略，另一方面可以整合國(guó)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(dòng)，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(guó)有企業(yè)及資本密集型企業(yè)的創(chuàng)新水平，但對(duì)中小企業(yè)、非國(guó)有企業(yè)及非資本密集型企業(yè)的創(chuàng)新激勵(lì)效應(yīng)并不明顯。因此，國(guó)家應(yīng)制定并出臺(tái)與“一帶一路”倡議相匹配的扶持政策，以鼓勵(lì)中小企業(yè)、非國(guó)有企業(yè)和勞動(dòng)密集型企業(yè)對(duì)外直接投資，提高研發(fā)創(chuàng)新投入，為中國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整與升級(jí)助力。

本文不足之處及未來(lái)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(guó)企業(yè)創(chuàng)新的重要機(jī)制，但Sobel檢驗(yàn)結(jié)果顯示這不是唯一的；其二，創(chuàng)新是產(chǎn)業(yè)升級(jí)的關(guān)鍵，“一帶一路”倡議在促進(jìn)中國(guó)企業(yè)創(chuàng)新之后是否會(huì)進(jìn)一步地助力中國(guó)產(chǎn)業(yè)升級(jí)？囿于篇幅和研究主題，我們對(duì)以上兩點(diǎn)未做深入探討，這既是本文的研究不足，也是未來(lái)的研究方向。