“一带一路”倡议对中国企业高质量发展的影响研究

刘和旺，袁震宇，郑世林

(1.湖北大学 商学院，湖北 武汉 430062； 2.中国社会科学院 数量经济与技术经济研究所，北京 100732)

一、引言

开放是一个国家或地区走向繁荣富强的必由之路。如何借力于更高水平、更高质量的开放助推中国经济高质量发展是当前一个亟须解决的重要问题。2013年习近平总书记提出“一带一路”倡议，该倡议是党中央在国际国内形势发生深刻变化的时代背景下以全新理念推动的新一轮对外开放战略。十九届五中全会公报进一步明确提出“要建设更高水平开放型经济新体制，全面提高对外开放水平，推动贸易和投资自由化便利化，推进贸易创新发展，推动共建‘一带一路’高质量发展”。随着“一带一路”倡议的提出和深入落实，中国与“一带一路”国家的经济联系大大增强,外贸格局也发生了显著变化，一大批重大项目和产业园区相继落地见效。“一带一路”沿线国家资源、技术、信息与人才等互联互通促进了中国对沿线参与国的出口增长[1]75-86，也为更高水平对外开放助推中国经济高质量发展提供了良好的契机。

在此背景下，本文关注的主要问题是：“一带一路”倡议能否助推中国企业实现高质量发展(1)本文在黄速建等(2018)[2]19-41的基础上将“企业高质量发展”定义为“企业在一定时间内经营和成长过程中所展现出的经济价值高水平、高附加值和高效率实现，以及企业持续成长和持续创造价值的能力”。企业高质量发展的核心途径主要是基于自身发展的动力转换和效率变革等引起的，创新能力是新时代衡量经济高质量发展的重要标志及手段。[3]80-94，何种类型的企业实现了高质量发展，从长期来看，其政策效应呈现何种变化趋势，其背后的作用机理又是什么呢？上述问题不仅是一个重要的理论问题，而且也牵涉到更高水平开放能否助推中国企业高质量发展(经济高质量发展的微观基础)的重要的实践问题。为了回答上述问题，本文基于2012—2016年上市公司数据，以“一带一路”倡议为准自然实验，采用双重差分法实证研究了“一带一路”倡议对中国企业高质量发展的影响。

二、文献述评

现有“一带一路”政策效应文献集中于如下两个方面：一是企业高质量发展文献。从企业内部来看，企业高质量发展的影响因素包括企业产权性质、公司治理结构、公司战略[2]19-41、技术创新、要素配置效率[4]5-23和对外经济关系[5]110-128等，究其根本动力在于创新驱动和效率提升[3]80-94。二是政策效应文献。与本文研究主题和研究方法最为接近的是将中国加入世界贸易组织(WTO)这一事件作为准自然实验来识别对外开放政策效应的文献。已有学者证实了对外开放政策对本土企业的积极影响，主要集中于提高企业全要素生产率[6]97-110、改善资源配置效率[7]38-49、提升出口产品质量[8]31-38和促进产业升级[9]66-79等方面。上述研究主要从中国对外贸易这一角度来考察对外开放政策对企业的影响。

与之不同，“一带一路”倡议则偏重以基础设施建设和产能合作为代表的对外投资。目前学术界关于“一带一路”倡议政策效应的文献较多，微观层面的研究相对较少，主要集中于“一带一路”倡议对投资风险[9]66-79、投资水平[10]187-202、融资约束[11]155-173、产业结构升级[12]29-42、企业高质量出口[13]80-98和企业升级[14]43-61等方面的研究，但鲜有文献系统研究“一带一路”倡议对企业高质量发展的影响。尽管王桂军、卢潇潇(2019)研究了一带一路对全要素生产率(TFP)的影响[14]43-61，但TFP是衡量企业高质量发展的一个重要而非唯一的指标，高质量发展还应体现在企业增加值率(EVA)和全球价值链攀升等动态指标以及是否具有创新驱动等方面，因此本文试图弥补这一不足。

三、模型构建与变量选取

(一)理论建模

本文以新增长理论为基础，参考毛其淋等[15]181-210的思路，假定企业高质量发展水平不仅受到对外开放的影响，而且还取决于研发资本的平均积累水平。由此本文构建如下的生产函数形式：

Y=A(Open，R，t)F(K,L)

(1)

其中，Y表示国内生产总值，Open表示对外开放水平，R表示研发资本积累的平均水平，K表示物质资本投入，L表示劳动力投入量。此时，“一带一路”倡议主要通过技术溢出效应对产出增长起作用，这体现在方程式(1)的A(Open，R，t)项中。A(·)代表希克斯中性(Hicks-neutral)技术进步的效率函数，使得整个生产函数外生地向外移动。

“一带一路”倡议以政策沟通、设施联通、贸易畅通、资金融通和民心相通为主要内容，该倡议的实施主要通过国际贸易和外商直接投资(FDI或OFDI)两个渠道影响一国的技术水平。在国际贸易方面，出口贸易与国际市场接触会通过出口贸易部门边出口边学习(“干中学”)效应、国际市场竞争效应和规模经济效应来引致企业技术创新和资源重新配置。在外国直接投资方面，将通过技术扩散效应、演示模仿效应、产业链关联效应、人员培训效应等途径更快地提高东道国的生产率水平[16]1127-1142。

同时，“一带一路”的实施带来了更大程度的开放，引致商品和要素(劳动、资本、技术和信息)等在更大范围、更深程度上自由流动或优化配置，进而影响一个地区的技术水平。因此，在式(1)的基础上进一步引入区域市场整合(一体化)对技术水平的影响，得到：

Y=A(Open，I，R，t)F(K,L)

(2)

其中，I代表区域市场一体化。我们假定式(2)中的A(·)项及其组成部分是多元组合，即：

(3)

将上式(3)带入式(2)，得到：

(4)

其中i表示地区，t表示年份，Ai，0表示初始的生产效率水平，λi表示外生的生产率变化，δi、øi和γi分别表示对外开放、区域市场整合和研发资本积累对产出的影响参数。

对式(4)两端同时除以F(Ki，t，Li，t)，再取自然对数即可得到高质量发展(全要素生产率TFP)的计算公式：

lnTFPi,t=lnAi，0+λit+δilnOpeni,t+øiIi,t+γilnRi,t

(5)

以上分析可得，“一带一路”倡议可能会通过技术创新和资源的重新配置，从而降低企业生产成本和交易成本，最终实现企业的高质量发展。

(二)实证模型设定

本文实证模型采用双重差分模型(DID)。对于政策冲击时间的确定，由于“一带一路”倡议真正上升为国家层面的政策是在2014年3月的政府工作报告中，因此本文借鉴孙楚仁等(2017)[17]83-96的做法，将2014年作为政策冲击事件发生的年份。处理组和控制组的设置参考王桂军和卢潇潇(2019)[14]43-61的做法，通过企业名称对上市公司和中国商务部网站公布的《境外投资企业(机构)名录》进行匹配，将投资目的国是“一带一路”沿线国家的企业设置为处理组，将没有参与对外直接投资的企业作为控制组，以避免投资目的国为非“一带一路”沿线国家的企业对本文结论的影响。

Developmentit=α1+β1Treatit×Postit+λX+μi+σt+εit

(6)

Mechnismit=α1+β1Treatit×Postit+λX+μi+σt+εit

(7)

式(6)是检验“一带一路”倡议对企业高质量发展的实证模型。其中，被解释变量Developmentit为企业高质量发展水平；虚拟变量Treatit表示企业是否属于处理组，若企业i在实验期内对外直接投资的目的地包含在64个“一带一路”沿线国家和地区内，则属于处理组，取值为1，否则属于控制组，取值为0；Postit为时间虚拟变量，表示“一带一路”倡议发生的基年(2014年)，在2014年及以后年份取值为1，其他年份取值为0；交互项Treatit×Postit(即双重差分项)的系数β1反映“一带一路”倡议对企业高质量发展的影响；X为企业和城市特征的控制变量，包括企业所有制类型、企业年龄、企业规模、企业成长能力、资本结构、现金流量、城市人口数量和城市人均GDP；εit是随机误差项，代表因个体和时间改变且影响企业对外直接投资风险的非观测扰动因素；μi为个体固定效应；σt为时间固定效应。

式(7)机制检验模型的设定参照任胜钢等(2019)[4]5-23的做法。其中，Mechnismit是机制变量，可能的机制包括技术创新效应和资源配置优化，其余控制变量与基本回归模型大体一致。

(三)变量及指标选取

控制变量：选取和度量参考王桂军和卢潇潇(2019)[14]43-61的研究。其中，企业规模以员工总数的自然对数表示；企业年龄以企业成立时间的自然对数表示；国有企业(SOE)赋值为1；成长能力以企业营业收入增长率表示；资本结构以企业资产负债率表示；现金流量以企业营业活动产生的现金流量净额与营业收入的比值表示；企业治理结构以前十大股东持股比例表示。城市层面的控制变量有城市经济水平(城市人均GDP的对数)和城市人口水平(城市人口的对数)。

本文企业数据来自国泰安数据库的A股上市公司2012—2016年的数据。(3)目前可获得的较为准确的《境外投资企业(机构)名录》数据截至2017年。我们选择政策实施(2014年)前后各2年的数据，之所以选择这一时段数据，是因为从2012年起中国经济增速回落步入新常态，因此，时间上限选择在2012年，时间下限的选择主要是因为在此期间处理组企业数目相对稳定增加(增加10余家)，从2012年的120余家增加到160家左右，而2017年，处理组增加到230余家，鉴于此，我们选取了政策前后各2年的数据。这一时段选择与现有研究[11]155-173，[14]43-61大体一致。在稳健性检验中，数据时段更新到2017年。数据的初步处理参考了现有文献，对主要的连续变量在1%水平上进行了缩尾处理。主要变量的描述性统计如表1所示。主要变量的描述性统计与现有研究[11]155-173，[14]43-61基本一致。

③“专利申请、有效专利和有效发明”计量单位是100件。

四、实证分析

(一)基本回归结果

本文首先基于前述实证模型(式6)，用全要素生产率衡量企业的高质量发展。表2第(1)列仅控制了Treat(处理组控制组虚拟变量)、交互项DID(Treat×Post)和时间—个体双向固定效应；第(2)列进一步控制了企业层面和城市层面的特征变量；第(3)列则在第(2)列的基础上加入了行业固定效应；第(4)列使用行业与年份的交互项；第(5)列和第(6)列使用ACF修正后的全要素生产率；在第(7)列，我们加入了2017年的数据。从回归结果来看，在加入企业和城市层面的控制变量后，本文关心的交互项系数始终显著为正。这是由于“一带一路”倡议扩大了我国对外开放水平，为我国企业在海外市场的发展提供了良好的政策环境，从而推动企业高质量发展。

表2 基本回归结果

(二)稳健性检验(4)此外，研究发现政策效应存在地区和行业异质性问题，即东部地区和重点合作产业尤其是新兴优势产业更为显著。限于篇幅，未予讨论。

1.更换指标的稳健性检验。(5)先后使用基于GMM的一步估计法、OP法和经过ACF修正后的OP法重新计算了企业的全要素生产率，结果仍然是稳健的，未予报告。表3(1)是以“价值链攀升”(GVC)指标所度量的高质量发展的回归结果，从中不难发现，“一带一路”倡议提升了处理组企业所在行业的全球价值链地位。同时，我们用“企业增加值”(Addv)和“息税前利润”(Profit)来度量企业高质量发展。表3第(2)(3)列显示回归结果显著为正，这与上文的基本回归结果保持一致。此外，还参考陈丽姗和傅元海(2019)[23]108-128采用企业销售EVA率(Evah)作为衡量企业高质量发展的指标，表3第(4)列的回归结果表明，我们的结论依然是稳健的。

表3 更换指标的稳健性检验(6)Treat与2013年的交互项(DID13)在回归时由于共线性问题被删除，固在表4(6)(7)和图1中没有报告。

2.更换处理组与控制组。考虑到处理组和控制组的选择会直接影响本文的研究结论。为此，本文参考卢盛峰等(2021)[13]80-98的做法，将企业所在地是“一带一路”沿线核心城市及重要港口城市(共37个)的作为处理组，其余企业作为控制组进行稳健性检验。回归结果如表3第(5)列所示，在控制了城市特征变量后，DID的系数在10%的水平上显著为正。

3.平行趋势和政策动态效应检验。如图(1)所示，在政策时点之前，处理组和控制组高质量度量指标(全要素生产率)没有显著差异，但在政策实施之后处理组和控制组全要素生产率差距开始扩大。同时，本文检验了“一带一路”倡议对企业高质量发展的动态效应。从表3第(6)(7)列可以看出在2014年即政策实施后，回归系数是显著为正的且逐年增加，也就是说“一带一路”倡议对企业高质量发展呈现逐渐增强的效应。

4.PSM-DID检验。考虑到政策本身可能存在非随机选择样本所导致的内生性问题，本文进一步采用PSM-DID方法进行稳健性检验。将企业特征和城市特征，包括企业年龄、企业规模、成长能力、资本结构、现金流量、企业治理结构、城市人均GDP和城市人口水平作为协变量，使用倾向得分匹配法对控制组样本进行匹配筛选。(7)匹配适用条件和匹配有效性检验等补充细节限于篇幅没有报告。表3第(8)列的结果可以看出，基于倾向得分匹配后的新样本，DID的系数仍然是显著为正的，进一步说明本文回归结果具有稳健性。

5.排除其他政策干扰。2011年11月16日，财政部和国家税务总局印发了《营业税改征增值税试点方案》(简称营改增)，该方案从2012年起以上海等地区作为试点，至2013年在全国范围内铺开。相关研究发现“营改增”改革能够促使企业增加设备和存货，促进了企业总投资，激励了企业的研发创新[26]3-13。“营改增”是分阶段、分地区逐步实施的，DID模型可能无法将其对企业的影响剔除干净。由于“营改增”主要针对交通运输和现代服务业，为了排除干扰，我们在样本中只保留农业、矿业与制造业进行稳健性检验。结果如表3第(9)列所示，表明在排除“营改增”干扰后，DID的系数依然显著为正，这说明我们的结论是稳健的。

(三)作用机制检验

基于前文“一带一路”倡议对企业高质量发展的作用机理分析，本文首先检验“一带一路”倡议是否会加剧企业面临的市场竞争。我们选取行业内企业数和市场竞争程度来作为度量指标，其值越高说明行业内企业市场份额越分散，行业内市场竞争也就越激烈。回归结果显示，“一带一路”倡议显著提升了市场竞争程度，催生了更多的市场主体(企业)，加剧了市场竞争，进而倒逼企业通过创新(技术创新和组织创新)或优化资源配置来实现高质量发展，以应对更强的市场竞争。(8)限于篇幅，回归结果没有报告。

技术创新是企业转换增长动力实现高质量发展的根本途径。为检验“一带一路”倡议是否通过促进技术创新影响企业高质量发展，技术创新采用创新数量和质量度量(9)创新数量指标使用企业专利申请数的水平值和对数值，企业创新质量指标参考诸竹君等(2020)[18]175-192使用企业专利持有数(有效专利)和有效专利中有效发明占比(有效发明/有效专利)。专利数据来自国泰安经济金融(CSMAR)。。本文分别以企业专利申请数量(Apply和Lnapply)和“有效专利”(“企业专利持有数”Epatent和“有效专利占比”Invenri(10)企业专利有三种类型，在研发难度和创新程度上依次为发明专利、实用新型和外观设计[18]175-192。)来衡量企业技术创新的数量和质量。表4第(1)～(4)列的回归结果表明，“一带一路”倡议显著地促进了企业的技术创新水平，提升了技术创新的质量，可能的原因如下：首先，企业面临国内外其他企业的激烈竞争，由此倒逼企业加大研发投入，加大产品和工艺创新力度；其次，“一带一路”倡议缓解了企业的融资约束(11)本文借鉴使用SA指数来度量融资约束，SA=-0.737×Size+0.043×Size2-0.04×Age。限于篇幅，回归结果没有在正文中报告。,缓解了进行技术创新内源性融资的压力；最后，对“一带一路”沿线国家的直接投资和并购有助于参与企业技术创新数量和质量齐升。这是因为对外直接投资不仅可以为企业自主研发提供资金支持，而且还可以帮助企业分摊研发(R&D)费用，同时，对“一带一路”沿线发达国家以跨国并购方式的投资也可以直接获得研发成果和科研人才。

表4 机制检验：技术创新效应和资源配置效应

为了检验资源配置这一机制，我们采用两种方法来识别：一是参考韩超等(2017)[25]115-134的做法，使用资源错配度(Misallo)来作为资源配置的代理变量；二是借鉴徐升艳等(2018)[19]44-61的方法测度源配置效应。(12)资源错配使用全要素生产率离散度来衡量(以同省份同行业内75%分位企业TFP与25%分位企业TFP之比衡量资源错配的程度)；徐升艳等(2018)[19]44-61的方法是将技术创新指标作为新的自变量加入公式(1)的回归模型中，从而来确定企业全要素生产率(TFP)的增长有多少归功于技术进步，又有多少归功于资源优化配置。从表4第(5)(6)列的回归结果可以看出，“一带一路”倡议优化了我国企业资源配置。其原因可能有：一是国际产能合作，企业可以将其富余产能转移到国外子公司，从而集中国内要素资源建设更低能耗、更高附加值的生产环节和新产品研发，继续保持企业的比较优势，获得更多的海外收益，为企业的长期发展提供充足的资金；二是促进生产要素在全球范围内自由流动和配置。

我们进一步探究“一带一路”倡议能否通过上述两种机制节约企业生产成本和交易成本，实现高质量发展。具体地，企业生产成本下降可能是因为规模经济和范围经济引致，交易成本下降可能是因为“一带一路”贸易和投资便利化引致[27]80-98。企业生产成本和交易成本分别参照孙浦阳等(2018)[27]136-151和吴海民等(2015)[28]114-129的方法进行测度(13)前者以“(企业员工工资+中间品投入)/营业收入”和“固定资产净额/营业收入”分别作为企业可变成本(VC)和固定成本(FC)的代理变量来衡量；后者用“管理费用/总资产”(企业内部，管理性交易成本)、“销售费用/营业收入”和“财务费用/总负债”(企业外部，市场性交易成本)来衡量，我们将三种费用加总作为企业总交易成本(Tcost)。。表4第(7)(8)列的回归结果显示，企业的固定成本(FC)显著降低，而可变成本(VC)没有显著减少，这可能是因为企业通过技术进步或国际产能合作，提升了企业生产率，节约了生产成本。表4第(9)列的回归结果显示，“一带一路”倡议显著降低了企业的交易成本(Tcost)，进而降低了总成本。

五、结论与政策建议

本文采用双重差分法较为全面地研究了“一带一路”倡议对促进企业高质量发展的影响。研究发现：“一带一路”倡议显著促进了企业以全要素生产率和全球价值链地位攀升等指标衡量的高质量发展，且这种效应在考察期内逐年增强。经过一系列稳健性检验后本文结论依然成立。进一步研究发现，“一带一路”倡议是通过倒逼企业通过技术创新(创新数量和质量)和资源优化配置进而降低生产成本和交易成本，来实现高质量发展。为此，提出共建“一带一路”助推中国经济高质量发展的两方面的建议：

第一，以高质量制度型开放激活企业活力。我国企业要充分发挥自身的“比较优势”，利用好国内外两个市场、两种资源，进一步形成“一带一路”更大范围、更宽领域、更深层次的高质量对外开放，促进我国在全球价值链地位的攀升，以制度型开放促进制度性变革(14)迟福林：《以制度型开放与制度性变革全面激发市场活力》，《中国日报网》，2020年11月14日。，进一步促进贸易和投资的便利化，加强对外投资的引导和风险防范教育，因企施策，降低各类企业“走出去”过程中所面临的制度性交易成本，为我国经济高质量发展增添新动力。

第二，进一步推动创新赋能，促进企业高质量发展。创新居于新发展理念的首位，企业是技术创新的主体，要认识到开放对企业创新的积极影响，相关政策需要将如何激励企业提升科技创新质量摆在突出位置。