“一帶一路”倡議與企業投資風險

覃 飛，王儷蓉

（北京工商大學數學與統計學院，北京 102400）

一、引言

自加入世界貿易組織以來，中國對外投資迅速發展，跨國企業不斷涌現，使得中國成為了國際投資大國并向國際投資強國邁進（盧進勇等，2019）[1]。然而，不少企業在對外投資中缺乏經驗與風險規避意識，在當前中美貿易摩擦加劇、逆全球化思潮盛行以及經濟下行壓力增大的背景下遭受了巨大損失，因此中國企業“走出去”面臨的高風險問題備受關注（蔣冠宏，2015）[2]。尤其在“一帶一路”倡議實施之后，我國在推動企業高質量“走出去”參與構建全球價值鏈的同時，進一步形成了全方位對外開放的新格局。共建“一帶一路”合作伙伴具有文化背景多元以及政治局勢、經濟狀況與法治環境復雜的特征，這無疑給中國企業投資與經營帶來了更大挑戰。當前世界正在經歷百年未有之大變局，國際環境錯綜復雜，對外投資是我國深度融入全球經濟、尋求可持續發展新動力的重要手段，因此有效防范投資風險、提振市場投資信心是重中之重。第六屆“一帶一路”安全合作論壇指出，共建“一帶一路”面臨的風險與挑戰不可忽視，要積極推動我國海外利益保護的理論與實踐探索，思考和推進人類命運共同體建設中的“一帶一路”安全合作。①在此背景下，探討“一帶一路”倡議如何影響我國企業的投資風險及其機制，評估新時代經濟政策對微觀企業行為發揮的效力，這對理解當前經濟形勢具有深刻意義（饒品貴等，2016）[3]。

現有與“一帶一路”倡議實施的經濟效應相關的研究大致可分為兩類。第一類研究集中于宏觀層面上的實施效果，如探討共建“一帶一路”對我國及沿線各國之間的產業合作（趙東麒、桑百川，2016；李曉鐘、呂培培，2019）[4,5]、投資便利性（孔慶峰、董虹蔚，2015；張亞斌，2016）[6,7]、貿易產品與成本（De Soyres et al.，2019；李月、王飛，2023）[8,9]、出口潛力（Yu et al.，2020）[10]以及數字經濟（周芮帆等，2022）[11]等方面的經濟效應。第二類研究從微觀層面出發，考察共建“一帶一路”對企業產生的影響：一方面，共建“一帶一路”倡議在拉動上市企業出口（洪俊杰、詹遷羽，2021）[12]、提高企業投資水平與創新水平（陳勝藍、劉曉玲，2018；王桂軍、盧瀟瀟，2019）[13,14]、促進企業轉型升級（王桂軍、盧瀟瀟，2019）[15]以及緩解企業融資約束（徐思等，2019）[16]等方面發揮了積極作用；另一方面，共建“一帶一路”需付出巨大的國際化經營成本，當企業還沒有真正得到有效的金融支持時，盲目共建“一帶一路”反而會加重其融資約束（羅長遠、曾帥，2020）[17]。而且，“一帶一路”倡議可能會在一定程度上引起其他國家的敵對情緒。Jin et al.（2021）[18]發現，中國企業在“一帶一路”沿線國家尤其是歐洲國家的投資項目相比其他地區更容易陷入投資困境。綜上，共建“一帶一路”倡議對企業產生的經濟影響在學術界的觀點還存在偏差，對企業影響的微觀研究有待完善。

鑒于以上分析，本文基于微觀經濟個體角度，探討“一帶一路”倡議與企業投資風險之間的聯系及其影響機理。分析策略如下：首先，采用2012—2018 年A 股上市公司的財務數據，以同花順“一帶一路”概念板塊為基礎，對企業是否受到了“一帶一路”倡議的影響進行識別，分別建立實驗組和控制組；其次，將2015 年作為“一帶一路”政策沖擊的時點，通過構建雙重差分模型來考察“一帶一路”倡議對企業投資風險的影響，并采用傾向匹配得分、控制地理特征、更換因變量計算方法等一系列穩健性檢驗方法來驗證結論的可靠性；再次，從多個角度分析企業異質性和行業異質性，分別基于企業規模、企業內部治理水平、企業董事海外背景來分組考察共建“一帶一路”的投資風險降低效應在企業間的異質性，同時基于高新技術業、資本密集業、勞動密集業等角度考察不同行業受“一帶一路”影響的異質性；最后，對政府溝通、資金融通和經營暢通三種影響機制進行檢驗。

本文可能的理論貢獻有三點：第一，將“一帶一路”倡議與微觀企業的經濟活動相結合，為“一帶一路”倡議在微觀領域發揮積極作用提供了證據，豐富了相關文獻資料；第二，實證結果表明宏觀經濟政策是影響企業投資風險的一個重要因素，加之以往研究表明企業投資風險會受到多種因素的綜合影響，如公司治理、投資結構、持續時長（Buckley et al.，2007；李維安等，2012）[19,20]等，因此對企業投資風險的影響因素研究有所貢獻；第三，揭示了“一帶一路”倡議通過政府溝通、資金融通和經營暢通渠道降低企業投資風險的機制，為宏觀層面的經濟政策影響企業行為的渠道研究提供了新的思路。

二、理論分析

（一）“一帶一路”倡議與企業投資風險的特征性事實

吸收利用外國直接投資長期以來一直占據中國投資領域的主要位置。然而，隨著我國整體經濟實力的提升，中國外商直接投資單向流入的格局發生了根本性逆轉。近年來，我國對外直接投資額從2002年的27 億美元躍升至2015 年的1 456.7 億美元（谷媛媛、邱斌，2017）[21]，首次實現資本凈輸出，對外直接投資流量規模更是在2020 年躍升至全球首位。②“走出去”帶來了更多的機遇，但同時也蘊含著更多的風險。截至2014 年6 月，中國企業海外投資失敗或受阻的風險案例共130 起，涉及全球59 個國家或地區，總金額高達2 359.7 億美元。其中，“一帶一路”沿線國家發生的風險案例占總數的25.4%，總金額達565.2 億美元（李峰，2016）[22]?！耙粠б宦贰毖鼐€國家大多為發展中國家，付款能力和信用水平具有高度不確定性，經濟與法律體系也不夠完善，投資與貿易中的信息不對稱問題嚴重（李笑影、李玲芳，2018）[23]。并且，由于“一帶一路”沿線國家的地理位置特殊，共建“一帶一路”面臨著較大地緣政治壓力，極大增加了企業對外投資過程中的不確定性。因此，如何有效防范投資風險、保護投資利益是政府和企業共同面臨的迫切任務。

2015 年3 月28 日，《推動共建絲綢之路經濟帶和21 世紀海上絲綢之路的愿景與行動》正式發布，標志著“一帶一路”倡議勢在必行?！耙粠б宦贰背h作為政府調控宏觀經濟運行和實現政策目標的重要手段，對微觀經濟運行起著舉足輕重的作用（辛清泉等，2007）[24]。參與“一帶一路”建設可能會對重點企業產生資源傾斜效應，重點企業由于更加符合政策導向，在倡議實施前期擔任著關鍵角色，有獲得更多優質投資項目以及珍貴資源的機會，有利于保障企業投資項目的順利開展。同時，中國與“一帶一路”沿線國家簽署的投資協定和諒解備忘錄等合作文件可為重點企業提供制度性保障，有助于減少投資過程中面臨的各種不利因素，降低東道國波動的法律制度與政治環境所帶來的不確定性，推動企業對外投資順利進行。

將三年期內企業資產收益率的波動程度作為企業投資風險水平的代理變量（John et al.，2008；Boubakri et al.，2013）[25,26]，圖1 繪制了2012—2018年A 股上市公司平均投資風險的時間趨勢。圖1 顯示：在2015 年“一帶一路”倡議正式實施以后，控制組企業由于未受“一帶一路”倡議的影響，其投資風險水平呈逐步上漲趨勢；對于參與共建“一帶一路”倡議的實驗組企業，其投資風險水平在一開始有略微上漲，在實施落地后則呈現出下降趨勢，一定程度上表明“一帶一路”倡議對實驗組企業的投資風險具有有效控制作用。圖1 初步提供了“一帶一路”倡議對企業投資風險水平會產生降低效應的證據。

圖1 企業投資風險水平的平均增長趨勢

圖2 實驗組企業與控制組企業的平行趨勢假設檢驗

（二）“一帶一路”倡議降低投資風險的機制

1.“一帶一路”倡議降低投資風險的政府溝通機制。國際投資理論指出，跨國企業進行海外投資時面臨著一定的“外來者劣勢”（衣長軍等，2019）[27]。具體而言：一方面，東道國有自身特殊的經濟規則與法律體系，跨國企業在初期進行海外投資時很可能對其缺乏深入了解，以致于面臨較大不確定性；另一方面，由于各國之間默認存在的正式制度距離與非正式制度距離，跨國企業在當地取得市場合法性存在一定難度，而且需要投入大量的時間和物質成本來克服制度差異，從而降低了跨國投資的成功率?！敖z綢之路經濟帶”與“海上絲綢之路”這兩條貫穿亞歐非大陸的經濟帶涉及65 個國家與地區，這些國家尤其是中亞和中東等地區在文化、法律方面與我國差異較大，近年來部分國家甚至出現了極端主義、國內政局動蕩不安等局面。因此，我國政府把企業參與共建“一帶一路”上升到國家合作的高度，通過政府主導“溝通”來發揮作用。國有企業與重點企業是“一帶一路”倡議實施的“排頭兵”，與政府的聯系更加緊密，可以更好獲得“一帶一路”倡議的重視和引導（王玉主和李博藝，2020）[28]。相比于非重點企業，共建“一帶一路”中的重點企業和國有企業的跨國投資與經營能夠擁有更多與政策、政治相關方面的優勢（吳崇等，2021）[29]。具體而言：第一，在海外投資中，國有企業能獲得一定的母國網絡支持、海外利益保障等珍貴資源，如在面臨跨國投資相關的法律糾紛與爭議時，國有企業擁有更加權威、專業的人才隊伍和解決機制，極大降低了海外投資面臨的法律、政治等風險；第二，共建“一帶一路”的國有企業與重點企業更容易從政府的激勵政策、扶持性項目中持續獲利，因而在海外投資進程中有更強的風險抵抗力，在海外經營中的存活率更高（Buckley et al.，2007）[30]；第三，政府與沿線國家建立的多邊合作機制為國有企業和重點企業提供了國家層面上的保護，一定程度上可“替代”東道國的制度環境，維護企業合法權益（楊宏恩等，2016）[31]，助力企業跨國投資順利進行。

2.“一帶一路”倡議降低投資風險的資金融通機制?！耙粠б宦贰苯ㄔO項目多為五年以上的長期項目，短期收益具有較大不確定性，同時“一帶一路”沿線國家大部分是發展中國家，經濟發展狀況不均衡，付款能力和信用水平也存在高度不確定性（李笑影、李玲芳，2018）[23]，因此在較長一段時期內企業對外投資項目都需要承受較大的資金壓力。結合投資領域來看，“一帶一路”投資項目以交通、電信、能源等初期投入大、資金回收周期長的基礎設施建設為主，對企業的資本、資金有較高要求（徐思等，2019）[16]?，F有文獻表明，宏觀經濟政策在自上而下的推行過程中會受到政府和職能部門的大力支持，并會對企業投融資行為產生影響（Chen et al.，2017）[32]。為解決企業融資難的問題，“一帶一路”倡議成立了絲路基金和政策性銀行等專業機構，可為“一帶一路”建設項目提供中長期的金融支持，同時各大金融機構、證券交易所等也可為“一帶一路”重點企業提供綠色審批通道和融資成本優惠。而且，我國通過多邊合作鼓勵多邊開發機構與沿線國家開展聯合融資，通過多種渠道和形式推廣股權融資、PPP 項目融資等，促進企業自由靈活融資和投資，以保證投資項目的順利實施、如期完工（彭牧青，2020）[33]。在共建“一帶一路”初期，為鼓勵各地代表性企業參與，政府還會制定一系列完善的政府補貼、稅收優惠政策（楊興全等，2018）[34]，以改善企業內部財務狀況。此外，“一帶一路”倡議作為我國建交與合作的重要手段，受到了世界各地公眾與媒體的關注，參與企業也會相應受到外部利益相關者的關注，降低了企業與外部的信息不對稱?！耙粠б宦贰敝攸c企業擁有政府的“認證效應”，有利于企業樹立正面的社會形象，可向社會投資者傳達積極的信號，從而擴大企業的融資渠道。這些政策與因素在一定程度上保障了企業投資面臨不確定時有充沛的資金支持，避免由于資金壓力過大而引起投資危機。

3.“一帶一路”倡議降低投資風險的經營暢通機制。盡管我國政府近年來大大增強了海外利益保護意識，但企業自身的抵抗風險能力建設是一個相對漫長、全方位、系統化的過程?！白叱鋈ァ币馕吨髽I需要在日益嚴峻的全球競爭大環境中生存與發展，要求企業主動去研究應對經濟全球化挑戰的對策，打造自身國際競爭力，促進企業健康可持續發展，進而增強保護自身權益的能力，形成一個良性互動的循環機制。有研究表明，共建“一帶一路”在企業投資效率、經營績效、創新以及轉型升級等方面發揮了積極作用（王桂軍、盧瀟瀟，2019；李延喜等，2020；肖翔等，2022）[15,35,36]，對企業塑造核心競爭力、提高海外收益有顯著促進作用，有助于減少企業陷入海外投資與經營困境的可能性。首先，“一帶一路”倡議可推動企業進入廣闊的海外市場。一方面，可使得我國眾多具有產能供給優勢的制造業企業擁有更多發展機會，即能夠“順梯度”投資消化富余產能，使企業以更低的交易成本進行投資與合作（孔慶峰、董虹蔚，2015）[6]，有助于企業長期績效的提升和自身抵御風險能力的增強。另一方面，我國企業在管理和戰略層面上發展較晚，國際市場為我國企業提供了更多的物質、人才以及先進的管理理論等資源，可幫助企業因地制宜地吸收當地優秀人才，提高資源整合能力，并能更加充分地了解和掌握東道國當前的投資風險狀況。其次，在本土市場和國際市場的雙重競爭壓力下，跨國企業可以與國外技術領先型企業進行戰略合作，進行“逆梯度”投資吸收先進技術和經驗，促進創新與轉型升級（王桂軍、盧瀟瀟，2019）[15]，實現低投入、高效率的運營模式，從而更有能力管控和應對投資風險。

三、研究設計

（一）計量模型設定

為考察共建“一帶一路”倡議對中國企業投資風險水平的影響及作用機制，本文以“一帶一路”倡議的實施作為自然實驗，選取2012—2018 年作為樣本期間，通過構建雙重差分模型進行評估。為了更加精準地判斷企業是否實質性地受到了“一帶一路”倡議的影響，借鑒徐思等（2019）[16]的做法，通過同花順提供的“一帶一路”概念板塊來識別：將屬于同花順金融終端“一帶一路”概念板塊內的企業定義為受到“一帶一路”倡議影響的企業，納入實驗組；其他企業定義為未受到“一帶一路”倡議影響的企業，納入控制組。構建的雙重差分模型如下：

其中，Risk為企業i在第t年的投資風險水平；Treat虛擬變量在企業屬于實驗組時取值為1，在企業屬于控制組時取值為0；Post虛擬變量表示時間分組，處于2015—2018 年時取值為1，處于2012—2015 年時取值為0，雖然“一帶一路”概念的最早提出時間是2013 年9 月，但直到2015 年《愿景與行動》發布后倡議才真正進入實施階段，因此參考陳勝藍和劉曉玲（2018）[13]的做法，將2015 年作為“一帶一路”倡議的政策沖擊年份；Controls為一系列樣本企業特征控制變量；μ 為行業固定效應；λ 為年份固定效應；ε 是隨機誤差項；回歸系數β1需重點關注，其經濟意義可解釋為“一帶一路”倡議實施前后實驗組企業與控制組企業投資風險水平的變化情況。

（二）變量選取

1.企業投資風險水平。標準差是衡量不確定性的經典指標，因此借鑒John et al.（2008）[25]、Boubakri et al.（2013）[26]、蔣冠宏（2015）[2]的研究，以三年的觀測時間段為基礎，滾動計算企業資產收益率的波動程度，以此表示企業的投資風險水平。為了剔除行業異質性帶來的計量噪音，先從企業資產收益率中減去行業資產收益率的平均值：

其中，τ 為觀測時段，按照2010—2012 年、2011—2013 年、2012—2014 年、2013—2015 年、2014—2016 年、2015—2017 年、2016—2018 年共分為七個三年期觀測時間段；T為3；Riskit為i企業在τ 觀測時間段內的投資風險水平。

2. 企業特征。借鑒Jin et al.（2021）[18]、徐思等（2019）[16]、吳賈等（2014）[37]的研究，選取的企業特征變量有：交易規模（TS），以總營業收入與總資產的比值衡量，通常而言，企業交易規模越大，營業收入越高，抵抗風險能力就越強；資金狀況（Liq），以流動資產與總資產的比值衡量，企業資金狀況越好、經營性現金流越大，說明現金越充實、變現能力越強；經營性現金流（CF），以經營活動現金流量凈值與總資產的比值衡量；收入增長率（Growth），以收入每期的增長額與上期收入的比值衡量，企業收入增長率越高，說明營業收入的增長速度越快、面臨的風險相對越??；資本密集度（KL），用固定資產額和員工人數的比值表示，企業資本密集度越高，說明集資能力越強，抵抗風險能力也越強。

（三）樣本選取與數據來源

選用的A 股上市公司財務數據均來源于Wind數據庫，樣本時間跨度為2012—2018 年?！耙粠б宦贰背h發生于2013 年下半年，且在2015 年《愿景與行動》出臺后倡議才正式進入實施階段，因此參考陳勝藍和劉曉玲（2018）[13]的做法，選取2015 年及以后的年份為實驗期。對樣本的具體篩選原則如下：剔除金融類上市公司樣本；剔除資產值缺失的樣本；剔除所有者權益小于0 的樣本。行業分類以證監會行業分類為標準，實證回歸中對所有連續變量在5%分位兩端采取winsor2 縮尾處理。

四、實證結果與分析

（一）描述性統計

表1 為主要變量的描述性統計結果?？梢钥闯?，樣本企業中被解釋變量Risk的均值約為0.026，平均資產收益率的標準差為0.024，說明樣本企業總體投資風險適中且差異較小?？刂谱兞康慕Y果顯示：TS的均值為0.680，說明樣本企業的平均交易規模普遍較大；Liq的均值為0.599，表明樣本企業的平均流動能力良好；Growth的均值為0.170，說明樣本企業中大部分企業的營業收入情況良好，具有穩定的成長能力；KL的均值為36.180，說明各企業資本密集度較大，但其標準差為38.100，說明企業間的勞動力和資本分配情況存在較大差異。

表1 變量的描述性統計

（二）平行趨勢檢驗

雙重差分模型的使用隱含了一個重要假設，即若不存在政策事件的沖擊，則實驗組和控制組的時間趨勢應該是相同的，因此在運用雙重差分模型進行估計前先對實驗組和控制組的企業年度投資風險水平趨勢進行檢驗。為避免多重共線性的影響，剔除第一期的樣本。檢驗結果如圖1 所示，可見實驗組企業和控制組企業的投資風險水平在“一帶一路”倡議正式實施之前即在2012—2015 年間并不存在顯著差異，而在倡議實施之后則存在顯著差異，實驗組企業的投資風險水平顯著降低，初步驗證了前文預期。

（三）基準回歸

表2 列示了采用模型（1）進行基準回歸的結果，第（1）列是未引入控制變量但控制時間效應和行業固定效應的回歸結果，第（2）列是引入控制變量并控制時間效應的回歸結果，第（3）列是引入控制變量并同時控制時間和行業固定效應的回歸結果。結果顯示，Treat×Post的系數均顯著為負，表明相比于控制組企業，“一帶一路”倡議的實施顯著降低了實驗組企業的投資風險，符合理論預期。對比列（1）與列（3）、列（2）與列（3）可知，無論是否加入控制變量、是否控制行業特性，交叉項的核心估計系數都顯著為負，表明結果比較穩健。

表2 基準回歸

（四）穩健性檢驗

1.傾向得分匹配檢驗。由于受政策影響本身可能存在非隨機選擇的內生性問題，即企業是否會受到“一帶一路”的支持并沒有嚴格遵循隨機原則，這可能會導致實驗組企業和控制組企業本身在經營狀況、企業規模、發展階段等重要方面存在顯著差異，從而導致樣本選擇出現偏差，污染回歸結果。因此，借鑒Jin et al.（2021）[18]的方法，將傾向得分匹配與雙重差分模型結合起來再次對模型（1）進行檢驗。傾向得分匹配法的理論框架是“反事實推斷模型”，此處體現為將控制組個體按照各個企業特征“距離”相近的方法與實驗組個體進行匹配，使得匹配后的企業除是否受“一帶一路”影響外無顯著差異。在使用Logit 模型估計傾向得分時，選取的可觀測變量為企業資金狀況（LIQ）、營業收入占比（TS）、凈現金流（CF）、資產負債率（LEV）、企業規模（STAFF）等會影響企業是否加入“一帶一路”倡議的變量，采用最近鄰匹配法1:10 的配對方式對共同取值范圍內的個體進行匹配，ATT 值為-3.91。表3 列出了匹配前后“一帶一路”實驗組企業和控制組企業匹配變量的平衡性檢驗結果。匹配前后實驗組與控制組的核密度函數對比如圖3 所示。由表3 可以發現，匹配后所有協變量的樣本偏差均小于7.6，表明實驗組與控制組樣本沒有顯著差異。在此基礎上，利用模型（1）基于匹配后的樣本重新進行回歸，結果見表4 第（1）列，可以發現Treat×Post的回歸系數依然顯著為負，表明主要結論穩健。

表3 PSM 平衡性檢驗

表4 穩健性檢驗

圖3 匹配前、后的核密度函數

2.控制地理特征。鑒于不同省份之間存在差異以及同一省份不同城市之間也存在差異，致使“一帶一路”倡議給企業投資風險水平帶來的影響也會因企業所在地不同而存在差異，因此進一步控制企業所在省份特征因素以及企業所在城市特征因素。在主回歸的基礎上分別引入省份虛擬變量和城市虛擬變量，具體回歸結果見表4 第（2）列和第（3）列?？梢?，Treat×Post的回歸系數依然顯著為負，主要研究結論不變。

3.更換因變量窗口期。為進一步保證結果的穩健性，本部分更換衡量企業投資風險的滾動窗口期，使用資產收益率每五年內的滾動標準差來衡量企業投資風險，具體回歸結果見表4 第（4）列?？梢?，Treat×Post的回歸系數依然顯著為負，主要研究結論不變。

4.調整控制變量。為緩解控制變量引起的內生性問題，進一步控制初始年份控制變量（2012 年）與年份虛擬變量的交叉項，回歸結果見表4 第（5）列，結果依然保持穩健。

（五）異質性檢驗

1.企業異質性。由于國家宏觀政策對不同微觀企業個體產生的影響存在一定異質性，因此進一步考慮“一帶一路”倡議的投資風險降低效應在不同企業之間的差異。從規模異質性來看：大規模企業一般處于發展成熟期，資本雄厚，更加有能力和實力去融入東道國市場；小規模企業的各種制度、機制都不夠健全，自身抵御風險能力較弱，且資本有限，更可能面臨資金鏈斷裂的風險，從而出現投資風險（李勝旗、趙鑫鈺，2023）[38]。因此，預期“一帶一路”倡議對小規模企業的投資風險降低作用更加顯著。從企業內部治理異質性來看：企業內部治理是控制投資風險的重要手段，獨立董事規?？梢苑从称髽I內部治理的水平（秦海林、高軼瑋，2020）[39]，獨立董事有權干預企業內部重大事項，在財務、投資以及風險監控等領域實施有效監督，可減少管理層的自利行為，保障投資決策的獨立性和公正性；失效的內部治理機制往往表現為獨立董事規模過小、董事會權力過于集中，導致管理層做出單方面的投資決策，不利于風險的規避。因此，預期“一帶一路”倡議對獨立董事更少企業的投資風險降低效應更大。從董事會海外背景異質性來看：董事會的海外背景對企業跨國投資行為和績效有一定影響（張嬈，2015）[40]，能夠幫助企業更加精確地識別和把握海外市場狀況，增加投資決策成功的概率；對于無海外市場經驗的企業來說，在進行對外投資時需要面臨高昂的市場調研成本和開拓成本，相對缺乏對海外市場風險的了解，從而更加依賴于外部的政策性保障。因此，預期“一帶一路”倡議對董事海外背景少的企業的投資風險降低效應更加顯著。

表5 給出了分別基于企業規模、獨立董事人數、董事海外背景的分組檢驗結果。從第（1）和（2）列可以看出，Treat×Post的回歸系數在小規模企業中在5%的水平上顯著為負，而在大規模企業中并不顯著，說明“一帶一路”倡議對實驗組企業的投資風險降低作用集中在小規模企業。從第（3）和（4）列可以看出，Treat×Post的回歸系數只在獨立董事人數少的企業中顯著，即“一帶一路”倡議對實驗組企業的投資風險降低作用在內部治理差的企業中更大。從第（5）和（6）列可以看出，Treat×Post的回歸系數在董事海外背景少的企業中顯著為負，而在董事海外背景多的企業中并不顯著，表明“一帶一路”倡議對董事海外背景少的企業的投資風險降低作用更顯著。綜上，回歸結果均符合前文預期。

表5 企業異質性檢驗

2.行業異質性。在商務部發布的《“一帶一路”戰略下的投資促進研究》中，明確指出了“一帶一路”倡議的五大合作重點具體涉及的領域，包括交通、能源、信息技術、新能源、新材料、生態環境、科技等行業。③其中，基礎設施、交通、能源等行業多為資本密集型行業，信息技術、新材料、科技等多為高新技術行業，這兩者對資金的依賴都較大。相較于控制組企業，參與“一帶一路”倡議的企業能夠在更多渠道中獲取投資所需的資金、信貸支持、優惠政策等，因此預期高新技術業、資本密集業受“一帶一路”倡議的影響更大。同時，“一帶一路”沿線國家大多勞動力成本低廉，有助于我國勞動密集業的產能輸出，使得勞動密集業在對外投資中擁有天然的競爭優勢，風險較低，所以“一帶一路”倡議對其風險的降低作用可能相對不明顯，而更多作用于與高新技術相關的非勞動密集業。因此，預期非勞動密集業受到“一帶一路”倡議的風險降低作用更大。

基于以上分析，依據行業特征將樣本企業按是否為高新技術業、資本密集業、勞動密集業進行分組回歸的結果見表6。第（1）和（2）列為是否高新技術業的分組檢驗結果，可見在高新技術業樣本中Treat×Post的回歸系數在1%的水平上顯著為負，而在非高新技術業中交互項的系數不顯著，表明“一帶一路”倡議實施后，高新技術型企業的投資風險水平降低程度更大。第（3）和（4）列為是否資本密集業的分組檢驗結果，在資本密集業樣本中Treat×Post的回歸系數在1%的統計水平上顯著為負，在非資本密集業中則在5%的統計水平上顯著為負，表明“一帶一路”倡議的實施對資本密集型企業的投資風險降低效應更大。第（5）和（6）列為是否勞動密集業的分組檢驗結果，結果顯示“一帶一路”倡議對企業投資風險水平的降低作用主要集中在非勞動密集業。綜上，行業異質性檢驗結果均符合前文預期。

表6 行業異質性檢驗

五、機制檢驗

前文實證結果表明，“一帶一路”倡議顯著降低了實驗組企業的投資風險，為對其影響機制進行檢驗，接下來圍繞政府溝通、資金融通、經營暢通三種機制展開實證考察。

（一）政府溝通機制

國有企業和“一帶一路”重點省份的企業在倡議中擔任著領頭軍的關鍵角色。據國家信息中心統計，2019 年央企與地方國企在“一帶一路”建設中的影響力共占比56%，顯示了政府參與的積極效果（吳崇等，2021）[29]。同時，政府與相關職能部門依據各省份的地理特征、產業優勢、功能定位等劃分出了18 個“一帶一路”重點省份，并引導和激勵重點省份的企業積極響應政府號召，為其他省份和城市作出表率作用。為了驗證政府的引導和激勵機制，在此采用三重差分法，考察“一帶一路”倡議的實施對國有企業和重點省份企業的投資風險降低效應。為此，將基準模型（1）擴展為標準的三重差分回歸模型（4）和（5）：

其中，Treat×Post×State與Treat×Post×Key分別表示國有企業或重點省份企業、受“一帶一路”影響的企業與沖擊年份的三重交叉項；State=1 表示國有企業，State=0 表示非國有企業；Key=1 表示重點省份企業，Key=0 表示非重點省份企業。表7 的研究結果顯示，無論是否引入控制變量，三重交叉項Treat×Post×State與Treat×Post×Key的系數均分別在1%和5%的置信水平上顯著，表明國有企業與重點省份企業可及時與政府積極溝通，能更好獲得“一帶一路”倡議的引導和激勵，從而更好應對企業海外投資中的風險。

表7 政府溝通機制檢驗

（二）資金融通機制

項目投資的順利開展離不開充裕的資金，在“一帶一路”沿線地區投資周期與收益不確定性高的情況下，中長期的金融支持必不可少。前文理論分析指出，“一帶一路”倡議在企業信貸支持與資金融通方面做出了一系列優惠和保障政策，那么“一帶一路”倡議是否緩解了參與企業的資金壓力以減少投資進程中面臨的不確定性？為此，本部分從融資約束、政府補貼兩方面來考察“一帶一路”倡議的實施對企業資金融通的影響機制。在融資約束方面，為避免內生性的干擾，采用Hadlock and Pierce（2010）[41]構造的SA指數（見式（6））衡量企業融資約束的整體狀況，SA指數值越大，表明企業面臨的融資約束程度越嚴重。此外，采用流動性負債（Curdebt）、商業信用（Comcredit）、短期借款（Sholoan）等指標來反映企業的獲取信貸資金狀況。在政府補貼方面，分別采用政府補貼、稅率來衡量企業受到的政府資金補貼情況。采用模型（7）和（8）對資金融通機制進行檢驗。

其中，因變量FinStatus分別表示融資約束SA指數、流動性負債、商業信用、短期借款，并對流動性負債、商業信用、短期借款取自然對數（錢雪松、方勝，2017）[42]；因變量Gov（Tax）分別表示政府補貼、稅率。

模型（7）的檢驗結果如表8 所示。從第（1）列可以看出，以SA指數為因變量時，Treat×Post的回歸系數在1%的水平上顯著為負，表明相對于控制組企業，實驗組企業的融資約束狀況較輕，即“一帶一路”倡議通過緩解企業融資約束降低了實驗組企業的投資風險。從第（2）、（3）、（4）列可以看出，以流動性負債、商業信用、短期借款為因變量時，Treat×Post的回歸系數均在1%的水平上顯著為正，表明相對于控制組企業，實驗組企業的流動性負債、商業信用、短期借款更多，即“一帶一路”倡議通過給予實驗組企業更多的信貸支持降低了其投資風險。

模型（8）的檢驗結果如表9 所示。第（1）和（2）列的結果顯示，Treat×Post的系數均顯著為正，表明“一帶一路”倡議對實驗組企業的政府補貼增多。第（3）和（4）列的結果顯示，Treat×Post的系數均顯著為負，表明“一帶一路”倡議顯著降低了實驗組企業的稅率，給予了其更大的稅收優惠。

表9 資金融通之政府補貼機制檢驗

（三）經營暢通機制

面對變化多端的國際市場，核心競爭力能夠使企業更快地對投資環境變化和不確定性作出反應，是企業在海外投資中抵御風險的重要能力。共建“一帶一路”為企業提供了“順梯度”投資與“一帶一路”投資的機會與平臺，一方面有助于企業輸出過剩產能，提高企業績效，另一方面也有助于企業吸收先進技術與經驗，促進研發創新。為此，采用模型（9）分別從企業績效、創新產出兩個方面考察“一帶一路”倡議的實施對企業經營暢通的影響機制。

其中，Income分別采用企業凈利潤（Profit）、海外營業收入（Overseas）的自然對數來衡量；IInvention分別采用企業年度申請專利總數（Patent）、申請發明專利總數（Invention）的自然對數來衡量。表10 第（1）和（2）列的檢驗結果顯示，相比于控制組企業，“一帶一路”倡議顯著提高了實驗組企業的凈利潤和海外營業收入，即“一帶一路”倡議通過提升企業業績水平增強了其抵抗風險的能力。表10 第（3）和（4）列的檢驗結果顯示，相比于控制組企業，“一帶一路”倡議顯著提高了實驗組企業的專利申請數及發明專利申請數，即“一帶一路”倡議通過提升企業創新能力促進了其轉型升級，進而增強了其抵抗風險的能力。

表10 經營暢通機制檢驗

六、結論與建議

本文從微觀企業投資風險的角度切入，圍繞政府溝通、資金融通、經營暢通的三通機制分析了“一帶一路”倡議對企業投資風險產生的影響，并使用2012—2018 年A 股上市公司數據，構建雙重差分模型考察了“一帶一路”倡議對企業投資風險產生的經濟效應。研究結果顯示：第一，“一帶一路”倡議顯著降低了企業的投資風險水平；第二，“一帶一路”倡議對實驗組企業投資風險的降低作用在小規模、內部治理差、董事海外背景少的企業中，以及高新技術業、資本密集業、非勞動密集業等行業的企業中更加顯著；第三，“一帶一路”倡議通過政府溝通、資金融通、經營暢通的三通機制幫助企業降低了投資風險水平。

“一帶一路”倡議構建了新一輪經濟全球化開放格局，可助力中國企業實現可持續發展。我國與沿線國家的經貿合作將隨著“一帶一路”倡議步入高質量發展階段而不斷深化，中國企業在“走出去”時面臨的國際市場環境也將更加復雜和嚴峻。從長遠來看，企業有效防范投資風險是推動“一帶一路”高質量發展的重中之重?；诶碚摵蛯嵶C分析，提出三點建議。第一，“一帶一路”倡議能夠有效降低企業的投資風險水平，因此我國政府應進一步增進與沿線國家的戰略互信，提高與沿線各國經濟合作的質量和水平，在“一帶一路”中進一步為我國企業海外投資鋪路搭橋。第二，政府應當充分發揮引導和協調作用，重點扶持規模小、內部治理不完善、董事海外背景少的企業。同時，通過政策引導優勢行業如高新技術業、資本密集業、非勞動密集業積極通過“一帶一路”倡議拓展海外市場，汲取國外高新技術，向價值鏈高端邁進，推動我國產業升級與轉型。政府還應合理協調行業分布，避免行業扎堆和低層次的惡性競爭，降低企業遭受風險的可能性。第三，政府應加強與“一帶一路”參與企業的“溝通”，合理、高效地分配各類資源，保障“一帶一路”項目資金支持的可持續性，確保企業對外投資擁有長期穩定的融資渠道。鑒于“一帶一路”倡議能夠促進企業經營暢通，進而降低企業的投資風險，政府可引導部分企業特別是發展遇到瓶頸的大型傳統企業“走出去”，這不僅可降低其面臨的風險，還能使其轉移富余產能并提升核心競爭力，為我國產業結構的轉型與升級助力。