东道国经济政策不确定性对企业OFDI的影响研究——基于中国企业大型投资数据库的经验证据

张馨月 吴信如

（华东师范大学经济与管理学部，上海 200062）

引 言

近年来，中国对外直接投资（OFDI）既蓬勃发展，又遭遇挑战。蓬勃发展体现在自2013年 “一带一路”倡议提出以来，中国企业大力走出去，对外投资规模快速上升。联合国贸发会议 《2021年世界投资报告》显示，中国2020年对外投资规模全球第一，规模为1330亿美元。而遭遇的挑战体现在包括：中国对外投资遭遇 “逆全球化”浪潮的冲击——贸易保护主义和世界投资活动缩减，外部环境发生明显变化，国际投资环境日趋复杂；来自东道国、母国和全球的经济政策不确定性①——近年来，包括由政府稳定性、对外资的抵触情绪和政策限制、地缘政治风险引发的政治问题，以及由汇率、利率、债务引发的经济金融问题，使得经济政策频繁变动所导致的各国经济政策不确定性水平上升成为常态。从商务部近些年发布的《中国对外直接投资统计公报》提供的宏观数据看，2017年以来中国企业对外直接投资规模下降。从微观企业看，我国企业屡屡遇到不测事件、遭受巨额损失。在此背景下，探究经济政策不确定性对中国企业对外直接投资的影响、作用机制以及异质性差异，有助于厘清在当前复杂多变的国际环境中我国企业对外直接投资面临的挑战和机遇，对于我国政府制定企业对外投资的监督和引导政策，帮助企业更加高效、稳健地 “走出去”，乃至更好地推进 “一带一路”倡议，具有重要的现实意义。

有关东道国经济政策不确定对中国对外直接投资影响的研究可以追溯到东道国风险（政治风险、经济金融风险）对中国OFDI的负面效应 （韦军亮和陈漓高，2009； 王海军和齐兰，2011）[1，2]。 得益于Baker等 （2016）[3]根据经济政策不确定性相关的词语在新闻报道中出现频率构造的经济政策不确定性指数，在此之后，已有少量文献开始关注经济政策不确定性对中国对外直接投资影响这一话题。其中绝大多数都是研究母国经济政策不确定性对中国OFDI的影响，如杨栋旭等 （2019）[4]利用企业层面数据，证实了我国经济政策不确定性与企业对外直接投资之间存在正相关关系。宫汝凯 （2019）[5]运用省份层级数据实证分析了转型期间中国OFDI快速扩张的原因，结果发现我国经济政策不确定性越高，地区OFDI的规模越大。有关东道国经济政策不确定性对中国OFDI的研究，仅有杨永聪和李正辉 （2018）[6]利用国别层级数据，研究发现中国对外直接投资与本国经济政策不确定性显著正相关，与东道国经济政策不确定性显著负相关。然而深入到微观企业层面，对于经济政策不确定性尤其是东道国经济政策不确定性与中国OFDI之间的关系仍需深入探讨。

本文可能的贡献有：（1）从微观企业层面，基于 “投资企业-东道国”视角，考察经济政策不确定性对企业对外直接投资行为的影响及驱动因素，丰富了企业对外直接投资影响因素的相关文献；（2）将母国的经济政策不确定性同时纳入分析框架，考虑到中国企业 “走出去”过程中，源自中国经济政策不确定性相对水平的作用力；（3）目前微观企业层面对外直接投资研究中较多使用商务部 《境外投资企业名录》数据，但该数据仅到2014年，存在时间滞后的问题，不能反应自2013年 “一带一路”倡议提出至今中国企业OFDI的全貌，特别是 “逆全球化”以来中国企业对外投资面临种种新的挑战。本文采用 “中国全球追踪数据库”②分析近年来中国对外直接投资的影响因素，试图弥补以往研究因数据不足所导致的缺陷；（4）多方面考察了经济政策不确定性对企业OFDI的异质性影响，涉及影响机制、投资方式、不同经济体、不同行业和所有制企业、不同投资时期等。

1 理论分析与研究假设

经济政策不确定性水平是企业投资决策的重要影响因素。近年来大量研究证实，经济政策不确定性通过实物期权效应、金融摩擦机制、预防储蓄机制对企业投资决策产生影响。根据实物期权效应，经济政策不确定性的上升增加了企业观望、等待的期权价值，由于投资具有不可逆性，企业变得更加谨慎，从而抑制或者延迟投资，直至经济政策不确定性得到缓解 （饶品贵等，2017）[7]。根据金融摩擦机制，经济政策不确定性水平的升高加大了金融市场中的摩擦——信贷供给减少，投资和融资成本升高，此时企业倾向于推迟或减少投资 （Gilchrist等，2014； Alessandri和Mumtaz，2014）[8，9]。 根据预防储蓄机制，面对经济政策不确定性冲击，企业为预防意外支出，倾向于持有更多的现金 （靳光辉等，2011）[10]，以应对未来可能发生的未知事件，从而减少或推迟当期投资。

经济政策不确定水平实际上反映了一个国家的宏观经济政策的稳定性，是企业投资该国面临的外部环境变化的一个重要来源。东道国经济政策不确定水平越高意味着一国经济政策波动越大、稳定性越差，企业投资该国面临的外部环境变化越大，那么企业的预期收益也越不稳定。因此，出于投资风险规避和资本保值增值的需求，企业往往更倾向于在宏观经济政策较为稳定、经济政策不确定性水平相对较低的国家进行投资活动。据此，本文提出如下假设：

假设1a：东道国经济政策不确定性与中国企业对外直接投资负相关，即东道国经济政策不确定性会抑制中国企业对外直接投资。

假设1b：东道国经济政策不确定性降低了中国企业对外直接投资的成功率，增加了企业对外直接投资过程中出现问题投资的可能性。

从母国角度来看，一国经济政策不确定性增加意味着国内企业面临经营环境变化。在相对封闭（不存在资本跨国流动）的经济环境下，国内经济政策不确定性升高时，企业会增加现金或其他资产的配置而减少对内投资。然而考虑在开放的经济环境下，企业可以通过对外投资的方式，在全球范围内寻求更加稳定的经营环境和收益更为稳健的投资项目，将资本在全球范围内进行更为有效的配置 （Julio和 Yook，2016；Bonaime等，2018）[11，12]。 因此，倘若一国国内经济政策不确定性上升导致企业经营环境变化，为规避国内经济政策不确定性，企业 “被迫”转向国际市场寻求机遇、谋求生存和发展，换句话说，倒逼企业通过国际化寻求技术升级并进一步拓展国外市场（贾宪军和胡海峰，2018）[13]，这意味着企业 “走出去”过程中，源自母国经济政策不确定性相对水平的作用力，构成了企业 “外向型”发展的 “推手”。据此，本文提出如下假设：

假设2a：母国经济政策不确定性与中国企业对外直接投资正相关，即母国经济政策不确定性会促进中国企业对外直接投资。

假设2b：母国经济政策不确定性不影响中国企业对外直接投资的成功率，与中国企业对外直接投资过程中出现问题的可能性无关。

2 研究设计

2.1 计量模型设定

为检验东道国经济政策不确定性对企业对外直接投资的影响，本文在投资引力模型的基础上，借鉴杨连星等 （2016）[14]的研究思路，构造如下计量方程：

其中，i代表企业，j代表东道国，t代表年份。OFDIi，j，t表示中国企业在东道国j年份t的对外投资情况。DEPUj，t表示东道国j在年份t的经济政策不确定性水平。Zj，t是控制变量。Countryi，t、Yeari，j分别代表国别和年度固定效应，εi，j，t为误差项。

考虑到国内经济政策不确定性对企业对外投资的相对水平的作用力（假设2），本文进一步引入母国经济政策不确定性，构建如下计量方程：

其中，CEPUj，t表示中国在年份t的经济政策不确定性水平。其他符号和变量的含义与式 （1）相同。

2.2 变量与数据说明

（1）被解释变量：对外直接投资

本文基于 “投资企业-东道国”视角，将投资主体的微观数据加总到国家层面，得到某一年中国企业对某一东道国的对外投资情况面板数据集。采用对外投资企业数量（Investnum）作为企业投资意愿的代理变量。采用对外投资企业投资金额（Investment）作为企业投资规模的代理变量。采用问题投资企业占总投资企业数量比例（Trouble）作为企业投资成败的代理变量。对外直接投资计算的相关数据来源于中国 “全球投资跟踪”数据库。基于数据可获得性以及中国OFDI的区位分布情况，本文的研究对象为16个年份在内的440家企业完成的1311个对外直接投资项目。

（2）解释变量：经济政策不确定性水平

东道国经济政策不确定性是本文关注的核心解释变量，考虑到不同国家之间的经济政策不确定性指标不可横向比较 （Baker等，2016）[3]，使用式 （3）计算当年经济政策不确定性指数较上年的变动率，来衡量东道国经济政策不确定（DEPU）和中国经济政策不确定性（CEPU）。为了进一步增加不同国家之间的可比性，本文还加入全球经济政策不确定性（GEPU）作为控制变量。经济政策不确定性指标的数据来源于斯坦福大学和芝加哥大学联合发布的月度经济政策不确定性指数（E-conomic Policy Uncertainty，EPU）。

（3）东道国宏观控制变量

考虑到中国企业对外直接投资的存在市场寻求动机、资源寻求动机、技术寻求动机等方面（Dunning 和 Lundan，2008）[15]，本文设置东道国宏观控制变量Zj，t，数据来源于世界银行世界发展指标（WDI）数据库：东道国GDP（lnGDP）与东道国人均GDP（lnPGDP）。选取东道国GDP和人均GDP的自然对数两个指标来衡量该国的经济发展水平；东道国的贸易依赖度（Trade）。选取东道国贸易总额占其GDP的比重衡量该国的贸易依赖度；东道国人力资源（Labor）。以东道国劳动力规模（实际参与劳动的人数）衡量该国的人力资源；东道国自然资源（Resource）。以燃料、矿石和金属的出口比例来衡量该国的资源丰裕度。

3 实证检验及结果分析

3.1 基准回归

本文使用面板负二项回归计数模型进行基准回归，以避免出现数量偏差而导致异方差问题。表1列 （1）和列 （3）报告了东道国经济政策不确定性（DEPU）与企业对外直接投资意愿（Invest-num）和投资规模（Investment）之间的关系。表1列（2）和列 （4）报告了加入母国经济政策不确定性（CEPU）的回归结果。结果显示：东道国经济政策不确定性（DEPU）的系数对中国企业对外投资意愿与投资规模的估计系数在1%水平上显著为负，表明东道国经济政策不确定性显著抑制了企业对外直接投资。母国经济政策不确定性（CEPU）对中国企业对外投资意愿与投资规模的估计系数在1%水平上显著为正，表明母国经济政策不确定性显著促进了企业对外直接投资。假设1a、2a得以验证，这意味着，东道国经济政策不确定性水平的下降以及国内经济政策不确定性水平的上升，分别在中国企业 “走出去”中发挥了 “引力”和“推力”的作用。

表1 经济政策不确定性对企业对外直接投资的影响：基准回归

为了检验经济政策不确定性对企业对外直接投资成败的影响，本文采用问题投资次数（Trouble）作为企业投资成败的代理变量进行回归分析，结果见表1列 （5）和列 （6）。可以发现，经济政策不确定性（DEPU）对问题投资次数的估计系数显著为正，表明东道国经济政策不确定性显著降低了企业对外直接投资的成功率，换句话说，显著增加了企业对外直接投资过程中出现问题投资的可能性。这是由于一旦东道国经济政策不确定上升，东道国政府可能将成本转移到境内的国外企业 （Büthe 和 Milner，2008）[16]，因此当东道国存在较高的经济政策不确定时，主要表现为投资成本的增加，这会直接影响企业投资的成败。假设1b得以验证。与此同时本文还发现，母国经济政策不确定性（CEPU）对问题投资次数的估计系数不显著，这说明母国经济政策不确定性不影响中国企业对外直接投资的成功率，并未显著增加企业对外直接投资过程中出现问题投资的可能性，与理论预期一致。假设2b得以验证。

控制变量结果与以往研究结果一致，全球经济政策不确定性（GEPU）对中国企业对外投资次数与投资金额的估计系数显著为正。如前所述，在开放的经济环境下，企业可以将资本在全球范围内进行更为有效的配置，此时的全球经济政策不确定性相当于机会成本，倘若全球经济政策不确定性整体升高，一国的经济政策不确定性相对减少，那么投资该国就具有比较优势。东道国自然资源（Resource）的回归系数值显著为正，表明中国OFDI的资源寻求动机较为明显。东道国经济发展水平度量指标GDP和人均GDP与中国在东道国OFDI并没有表现出显著的相关性，表明中国企业到经济规模更大的国家投资的倾向不明显。

3.2 稳健性检验

表2列示了本文所采用的两种稳健性检验方法的检验结果：（1）采用替换核心被解释变量的方法。由于CGIT数据库仅搜集了投资额在1亿美元以上对外直接投资的详细信息，为了更加全面地考虑经济政策不确定与对外直接投资之间的关系，本文分别采用中国第t年对j国的直接投资额流量（OFDI_f）③，中国第t年对j国的直接投资量存量（OFDI_s）进行稳健性检验，数据来源于商务部历年发布的 《中国企业对外投资统计公报》。列 （1）～（4）报告了替换核心被解释变量的回归结果，需要指出的是，这里根据变量类型采用的是面板固定效应模型，结果显示，东道国经济政策不确定性（DEPU）系数显著为负，母国经济政策不确定性（CEPU）系数显著为正；（2）由于前文中企业对外直接投资的数据既包括对外投资，还包括对外承包工程。本文的第2种稳健性采用剔除对外承包工程子样本的方法，估计结果如列（5）～（8）所示，可以看出，东道国经济政策不确定性（DEPU）系数显著为负，母国经济政策不确定性（CEPU）系数显著为正。综合来看，无论是替换被解释变量或是筛选样本，本文的基准回归结论依然是稳健可信的。

表2 经济政策不确定性对企业对外直接投资的影响：稳健性检验

4 经济政策不确定性影响企业对外直接投资的异质性分析

4.1 不同投资方式

企业会选择不同的投资方式进入东道国进行对外直接投资，而不同投资方式下经济政策不确定性对企业OFDI的影响可能存在差异。CGIT数据库提供了企业投资方式的信息，本文据此进行分组检验，结果见表3。分样本来看，东道国经济政策不确定性（DEPU）在跨国并购、承包工程、绿地投资3个子样本中均存在负向影响。相较于承包工程合同和绿地投资，东道国经济政策不确定性对跨国并购的抑制作用最强（在1%的水平上显著为正）。原因可能是，跨国并购是 “购买性”投资，沉没成本低，一旦发生东道国经济政策不确定性的冲击，企业可以出于规避风险的需要选择投资或者不投资。而承包工程合同和绿地投资建设周期长，沉没成本高，企业退出不易，前期所付出的多种成本大多不可逆转 （Carvalho，2015）[17]，即使出现由于经济政策不确定性冲击导致的投资不顺，企业也很难出于规避风险的需要选择投资或者不投资。与此同时，母国经济政策不确定性（CEPU）在这3个子样本中均存在正向影响，且对跨国并购和绿地投资的影响较大（在1%的水平上显著为正），这意味着母国经济政策不确定性对这些企业 “走出去”的推动作用也就较大。

表3 经济政策不确定性与对外直接投资：不同投资方式

4.2 不同所有制企业

中国企业OFDI与政府存在密切关联，国有企业的对外投资行为更多的是服务国家战略目标。那么，东道国经济政策不确定性对中国不同所有制企业的OFDI有何影响？基于此，本文将CGIT数据库与Wind数据库进行手工匹配，得到各投资主体的所有权性质。表4的分组检验结果发现，相较于国有企业而言，非国有企业的对外直接投资行为更为敏感，即东道国经济政策不确定性上升时，非国有企业的对外投资意愿和投资规模下降的程度更高。究其原因，由于国有企业具有 “特定所有权优势”和 “非市场动机”（蒋冠宏和蒋殿春，2012）[18]，抵抗外部环境变化的能力较强，即使面临外部经济政策不确定性，国有企业的对外投资行为受到的负面影响也将非常有限。然而，对于非国有企业，其投资决策行为更加符合竞争市场的发展规律，因而非国有企业对经济政策的波动更加敏感，当经济政策不确定上升时，需要通过及时调整发展策略以应对激烈的市场竞争，因此其对外投资行为受到的影响更大。

表4 经济政策不确定性与对外直接投资：不同股权性质

4.3 不同行业

除企业所有权性质外，经济政策不确定性对企业OFDI的抑制作用可能因行业属性差别而产生差异。根据前文分析，本文选取对外投资占比较大的能源行业、交通业和房地产业，分行业构建 “年份-国别”面板数据集。表5的分行业检验结果显示，交通业和房地产业的东道国经济政策不确定性（DEPU）估计系数显著为正，而能源行业和科技行业的东道国经济政策不确定性（DEPU）估计系数为负但不显著。原因可能在于：交通业易遭受双边政治形势冲击 （杨连星等，2016）[14]，房地产业属于自身风险较高的资本密集型行业，因此受到经济政策不确定的负面影响较大；而能源行业属于体现国家战略意图的资源获取型行业，多为政府主导下的国有企业开展。如前所述，国有企业担负着保障国家资源供应的 “非市场动机”，抵抗外部风险的能力较强，因而受到经济政策不确定的负面影响较小。

表5 经济政策不确定性与对外直接投资：不同行业

续 表

4.4 不同经济体

由于发达国家和发展中国家无论是在经济发展程度上还是在投资环境上均存在较大的差异，因而不同经济体经济政策不确定性可能对中国企业OFDI的影响有所不同。据此，本文将全体样本划分为发达经济体和新兴经济体两个子样本进行分组检验，结果如表6所示。可以看出，发达经济体样本中经济政策不确定性（DEPU）显著抑制了中国企业向发达经济体OFDI的投资意愿和投资规模，新兴经济体样本中经济政策不确定性（DEPU）则没有通过显著性检验。这说明相较于新兴经济体，发达国家经济政策不确定性对中国企业OFDI的抑制作用表现得更为明显。可能的原因在于，发达国家国际投资保护和增设投资壁垒等行为给中国企业OFDI带来了较大阻力。

表6 经济政策不确定性与对外直接投资：不同经济体

续 表

5 经济政策不确定性影响企业对外直接投资的拓展性分析

5.1 机制讨论：集约边际还是扩展边际？

前文发现东道国经济政策不确定性抑制了中国企业OFDI，这一政策效应可能来源于不同的机制。东道国经济政策不确定性影响初次到某国投资的中国企业，即通过扩展边际（Extensive Margin）产生最终抑制效应；另外，东道国经济政策不确定性影响已经进入某国的中国企业加大投资力度，即通过集约边际（Intensive Margin）产生最终抑制效应。参考金刚和沈坤荣 （2019）[19]的研究思路，本文根据企业所在行业是否首次在某个国家投资，整理得到 “已有投资者”和 “新入投资者”的对外投资情况面板数据集，进行分组检验。从表7列 （1）和列 （2）的OFDI扩展边际估计结果来看，对于新投资企业而言，东道国经济政策不确定性（DEPU）的估计系数在1%的水平上显著为负。从表7列 （3）和列 （4）的OFDI集约边际估计结果来看，对于已有投资企业而言，东道国经济政策不确定性（DEPU）的估计系数为负但并不显著。以上结果表明，东道国经济政策不确定性对企业OFDI的抑制作用，主要通过新进入企业的投资（扩展边际）而非已有企业的再投资（集约边际）。根据二元边际理论，可能的解释是，当东道国经济政策不确定上升时，企业在东道国的投资成本会随之增加 （王刚等，2021）[20]，企业投资门槛上升，东道国经济政策不确定对新进入企业的投资影响显著；另外，已投资企业由于考虑到初始投资的沉没成本和固定成本，以及可变成本的递减效应，东道国经济政策不确定对已有企业的再投资影响不显著。

表7 经济政策不确定性与对外直接投资：机制讨论

5.2 分时期对比：金融危机和“逆全球化”

自2008年全球金融危机爆发以来，全球经济发展受到巨大冲击，世界各国纷纷出台了一系列经济刺激政策，以推动经济复苏，使得全球经济政策不确定性水平大幅上升。基于此，本文对金融危机前后进行对比分析，结果见表8，可以发现：金融危机之前，2005～2008年，东道国经济政策不确定性（DEPU）与企业OFDI呈现正相关关系，表明这一时期东道国经济政策不确定对企业OFDI起到了一定的促进作用。这与前人研究的中国企业偏好在东道国政治风险较高的国家投资的结论相一致；金融危机之后，2008～2015年，东道国经济政策不确定性（DEPU）的系数为负，且通过了5%的显著性检验。进一步的，加入 “逆全球化”④之后，2008～2015年，东道国经济政策不确定性（DEPU）的系数为负，且通过了1%的显著性检验，显著性出现较大提升。综合来看，东道国经济政策不确定性对企业OFDI的影响呈现出明显的时变特征，这种抑制作用主要体现在2008年金融危机后，特别是在 “逆全球化”之后。

表8 经济政策不确定性与对外直接投资：不同时期

6 结论与政策建议

本文基于2005～2020年微观企业层面的数据，实证检验了东道国经济政策不确定性对企业OFDI的影响。实证结果表明：东道国经济政策不确定性显著抑制了中国企业OFDI的投资意愿和投资规模，并且降低了中国企业OFDI的成功率。母国经济政策不确定性对中国企业OFDI也有影响，具体来说，母国经济政策不确定性与中国OFDI的投资意愿和投资规模正相关，但是与中国企业OFDI的成功率之间的关系不显著。

东道国经济政策不确定性对企业OFDI的影响有明显的异质性，具体来看：区分不同投资方式的结果表明，无论是东道国经济政策不确定性还是母国经济政策不确定性均对跨国并购影响较大；相较于国有企业，非国有企业的对外直接投资行为更为敏感；相较于新兴经济体，发达国家经济政策不确定性对中国企业OFDI的抑制作用表现得更为明显；区分不同投资行业的结果表明，对于基础设施相关行业（房地产业和交通业），东道国经济政策不确定性具有显著的抑制作用。对于体现国家战略意图的资源获取型行业（能源行业），东道国经济政策不确定性的抑制作用不显著。

进一步研究发现，东道国经济政策不确定性主要通过扩展边际而非集约边际抑制企业的对外直接投资。东道国经济政策不确定性对企业对外直接投资的抑制作用主要体现在2008年金融危机后，特别是在 “逆全球化”之后。

本文研究结果有以下几方面政策含义：

（1）东道国经济政策不确定性总体上抑制了中国企业的对外直接投资，降低了中国企业对外直接投资的成功率，增加了出现问题投资的可能性。企业 “走出去”的进程中，应关注东道国经济政策的稳定性，着力提升自身所有权优势，增强抵御投资风险的能力。

（2）适度把握中国自身的经济政策不确定性对于OFDI的逆向调节作用，稳定的经济政策不但会增加外资流入的吸引力，而且有助于减少国内资本外流的倾向。在保持货币、财政、汇率以及贸易政策稳健性的基础上，加大对中高端领域制造业的投资力度，加快推进科技创新战略，改善科技创新环境，吸引其以国内投资为主，跨境投资为辅。

（3）经济政策不确定性对不同类型的企业存在异质性影响。对于不同类别的对外直接投资，应实行有针对性、更细化的分类监管，不断完善“走出去”的风险防控体系。具体来说，对于受东道国经济政策不确定性负面影响较小的能源行业，可以考虑给予一定的政策支持，鼓励这一类企业“走出去”。对于受经济政策不确定性负面影响较大的交通和房地产行业，应加强行业关注和政策支持，加强与世界各国的合作，为企业 “走出去”创造良好的国际环境。

（4）主要结论对 “一带一路”政策启示：“一带一路”沿线国家地缘政治经济复杂，地缘政治风险程度高，我国企业特别需要增强 “一带一路”建设过程中的风险防控能力，有效防范投资过程中面临的风险和挑战。

注释：

①《2021年世界投资报告》显示，2020年全球对外直接投资降至1万亿美元，不到峰值水平2015年2.03万亿美元的一半。

② “中国全球投资跟踪”数据库（China Global Investment Tracker）搜集整理了2005年以来中国企业对外投资额超过1亿美元的每笔投资信息（每笔投资额1亿美元以上），该数据库既包括绿地投资、也包括跨国并购，还包括承包工程合同数据。值得一提的是，这也是目前唯一一个公开中国企业对外投资是否出现问题的数据库，当非商业因素干扰导致项目搁浅（东道国政府终止投资或承包合同），则该投资被视为问题投资。

③由于流量数据中涵盖了大量零值和负值，本文使用ln[OFDI+（OFDI2+1）1／2]进行转换。

④2016年作为 “逆全球化”前后的分界点是考虑到，2016年发生了诸如英国脱欧、特朗普当选美国总统、意大利修宪公投失败等多起阻碍全球化进程的 “黑天鹅”事件，被广泛认为标志着 “逆全球化”的出现。