“一帶一路”倡議、融資約束與企業創新投入

閆華紅 薛雅心

【摘要】推動創新是“一帶一路”建設的內在要求， 為響應“一帶一路”倡議， 各地政府向相關企業提供政策支持， 這對企業創新產生了重要影響。 以滬深A股上市公司為研究對象， 探究“一帶一路”倡議下融資約束對企業創新投入的影響， 發現“一帶一路”倡議有利于提高企業創新投入水平， 而融資約束具有中介效應。 進一步從行業特征和產權性質兩方面進行研究， 發現“一帶一路”倡議對企業創新投入的提升作用主要集中于重點合作產業和非國有企業。

【關鍵詞】“一帶一路”;融資約束;企業創新投入;行業特征;產權性質

【中圖分類號】F275? ? ? 【文獻標識碼】A? ? ? 【文章編號】1004-0994（2021）14-0041-7

一、引言

黨的十八屆三中全會以來， 我國經濟發展進入一個新的歷史時期， 其中“一帶一路”建設成為構建開放型經濟新體系及內外經濟互動的核心內容。 國家主席習近平在發表題為《齊心開創共建“一帶一路”美好未來》的主旨演講中明確， 創新就是生產力， 中國將繼續實施共建“一帶一路”科技創新行動計劃。 創新是整體性的， 在加快推動建設創新型國家的過程中， 需要政府、市場和社會各界融入其中， 攜手共同營造一個宏觀的創新環境。 企業是共建“一帶一路”發展過程中的主體， 結合各地區特點， 國家發改委、外交部、商務部于2015年3月聯合發布《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》， 文件將上海市、天津市、寧波市、廣州市、深圳市、大連市、青島市、煙臺市、福州市、廈門市、泉州市、?？谑小⑷齺喪小⒄拷?、汕頭市、武漢市、長沙市、南昌市、合肥市、西安市、蘭州市、西寧市、重慶市和成都市列為重點建設節點城市。

踐行“一帶一路”倡議， 能夠為節點城市企業提供共享資源， 帶來發展機遇， 但與此同時也會讓“走出去”的企業承擔更多的資金風險和融資壓力。 “一帶一路”沿線企業進行創新活動時， 往往需要在前期進行大量投入， 并且該投入風險高、回報周期長， 尤其在對經濟環境不確定性較高的國家進行投資時， 風險敞口會繼續放大， 因此需要外部主體為企業的創新活動提供中長期的金融支持[1] 。 在“一帶一路”倡議全面推進的過程中， 國家層面構建了“一帶一路”倡議政策實施的政府支持體系， 同時國家稅務機關、滬深交易所和各大金融機構也積極響應該倡議， 為相關企業提供支持， 有效緩解了節點城市企業融資約束， 對沿線企業加快實施“走出去”戰略以及加大創新投入起到了推動作用。 可見， 在“一帶一路”倡議的指引下， 緩解融資約束作為一個促進創新投入的基本途徑， 極大地提高了沿線企業的發展能力。

鑒于此， “一帶一路”倡議的實施受到各級地方政府的高度重視， 政府出臺各項支持政策， 而受到倡議影響的企業可能因為符合政策導向而有效緩解融資約束， 刺激企業創新。 那么， 究竟“一帶一路”倡議是否會促進節點城市企業增加創新投入呢？ 融資約束是否在“一帶一路”倡議促進節點城市企業加大創新投入中發揮中介作用呢？ 目前雖有文獻研究“一帶一路”倡議對微觀企業個體產生的影響， 但并沒有對其作用路徑進行梳理， 本文對此進行有益補充， 試圖研究“一帶一路”倡議對節點城市企業創新的作用機制， 全面揭示“出臺‘一帶一路倡議→緩解融資約束→提升節點城市企業創新投入”的作用路徑。 本文將轉型背景下的宏觀經濟政策與微觀企業行為有機聯系起來， 全面考察了宏觀政策與企業行為之間的關系， 不僅有助于厘清宏觀經濟政策對企業創新的影響及作用機理， 也為“一帶一路”倡議的正面微觀經濟后果提供了證據支持。

二、理論研究與假設提出

“一帶一路”倡議作為國之創舉， 不僅刺激了節點城市企業的創新動機， 而且為創新帶來資源和資金支持， 最終提升節點城市企業的創新投入。 具體體現在以下兩個方面：

第一， 從動機角度來看， “一帶一路”倡議通過出臺相關政策鼓勵企業走出國門， 為擴大產品市場， 節點城市相關企業會加大創新投入以提高競爭力。 在“一帶一路”倡議下， 政府相繼出臺《西部陸海新通道總體規劃》《第三方市場合作指南和案例》等一系列相關政策鼓勵節點城市企業走出去， 為中國企業將產品或服務出口海外提供了一個真實存在的新平臺。 根據資本的逐利性， 任何一個市場參與者都不會輕易放過此次政策“良機”， 都會想盡辦法提高企業的國際競爭力， 從而獲取更多的市場份額， 消化政策“紅利”， 最終在該市場中站穩腳跟。 提高創新能力是提高國際競爭力的重要手段之一， 因此， 為提升創新能力， 節點城市企業會加大創新投入， 從而克服之前的產品定位趨同、產業結構布局重疊的弊病， 實現產品或服務差異化， 提升創新能力， 最終贏得更多的國際市場份額。

第二， 依據資源依賴理論， “一帶一路”倡議給節點城市企業帶來更多資源， 為企業創新提供了條件。 首先， “一帶一路”倡議所提供的平臺為企業獲取海量資源提供了便利， 有助于企業創新。 具體來說， 對于一些企業， 僅僅通過自研很難實現半路超車， 嚴重阻礙了企業創新的步伐， “一帶一路”倡議為節點城市企業提供了一個共建、共商、共享的資源平臺， 為企業之間交流、學習、借鑒甚至交易相關科研技術提供了便利。 利益相關者的推動可以促進企業積極進行轉型升級[2] ， 方便節點城市企業在“走出去”的同時學習先進技術， 增強資源獲取能力， 進而使節點城市企業有信心加大創新投入， 改進創新質量， 提升創新水平。 其次， 在“一帶一路”倡議下， 政府為節點城市企業提供資金支持， 促進創新投入。 企業創新活動具有長期性和戰略性， 獲取投資回報需要的時間較長、風險較大， 況且“走出去”的企業還需要面臨開展跨國經營活動的資金壓力和相關風險。 因此， 就目前而言， 節點城市企業靠自有資金很難維持“一帶一路”項目建設的需要， 投入創新的資金緊缺。 針對此問題， 政府向絲路基金新增資金和專項貸款用于支持“一帶一路”基礎設施建設、產能、金融合作。 研究表明， 受“一帶一路”倡議影響的節點城市得到的政府補助支持呈遞增趨勢[3] 。 而這些補助可以直接作為企業創新投入的資金， 減輕企業現金流不足的壓力， 使企業有更加充足的資金用于研發創新[4] 。 同時， 政府補助也能夠為節點城市企業研發創新活動分擔風險， 降低節點城市企業經營成本， 從而補償企業研發活動的正外部性溢出， 進而加大創新投入。

基于此， 本文認為“一帶一路”倡議刺激了節點城市企業進行自主研發， 提高其創新的積極性， 通過政府和企業共同激發和釋放“一帶一路”科技創新合作的發展活力， 推動各類創新主體提升科技創新能力和潛力， 進而提升節點城市企業的創新投入， 為建設創新型國家做出貢獻。 由此， 提出以下假設：

H1： “一帶一路”倡議有利于提高節點城市企業創新投入。

由于創新活動的高風險和高不確定性， 融資能力對企業創新活動至關重要[5] 。 自“一帶一路”倡議提出以來， 市場這只“看不見”的手和政府這只“看得見”的手均在發揮作用緩解節點城市企業的融資約束， 從而提升節點城市企業的創新投入。 具體體現在以下兩個方面：

首先， 從市場角度來看， 金融機構和企業具備一定的信號傳遞能力， 獲得“一帶一路”支持的企業會更受投資者的青睞， 吸引社會投資者的技術、設備、資金等支持， 緩解融資約束， 進而提升節點城市企業創新投入。 有研究表明， 銀行等金融機構具有信息發掘能力， 體現在會定期對企業研發活動進行嚴格的貸前調查、貸后檢查和風險管理， 并且對現金流向進行持續監督， 從而降低信息不對稱程度， 促進資源的優化配置[6] 。 在“一帶一路”倡議下， 政策性銀行根據貸款的項目或企業情況， 按照相關規定自主審核后進行信貸決策， 可以以較低的利率和較長的期限向指定項目發放貸款， 具有一定的指導性， 使“一帶一路”節點城市企業產生較高的信用擔保預期， 從而產生溢出效應， 即會促使商業銀行及證券機構將其貸款資源向節點城市企業傾斜， 此時節點城市企業也間接向外界傳遞了具有良好的發展前景和優質的投資項目等積極信號。 這也恰恰提高了投資者的投資意愿， 使投資者更有信心對節點城市企業進行投資， 為節點城市企業創新提供更有力的支持， 從而緩解了企業融資約束， 減少了企業資金鏈斷裂的風險， 為企業從事創新活動提供了有力保障， 影響企業的創新投入。

其次， 從政府角度來看， 在“一帶一路”倡議下， 我國政府各方面支持政策出臺， 填補了資金缺口， 緩解了節點城市企業的融資約束， 從而提升了節點城市企業創新投入。 具體地， 政府支持主要包括政府補助、稅收優惠以及政策性貸款三種形式。 在政府補助方面， 政府通過財政貼息、專項資金撥付和設立各項專項基金等相關措施支持企業在境外開展經營活動; 在稅收優惠方面， 我國企業“走出去”主要面臨兼并收購、重復征稅、歧視待遇、稅收抵免以及轉讓定價和反避稅調查五大風險， 為此， 我國政府與盡量多的沿線國家簽訂稅收協定[7] ， 讓國內企業在走向國際市場時享受更高程度的稅收公平， 從而有助于企業積極開拓國際市場; 在政策性貸款方面， 滬深交易所和各金融機構均積極響應， 通過擴大銀行授信、貸款利息優惠以及財政支持等為“一帶一路”相關企業提供支持。 在“一帶一路”倡議下， 政府通過以上三種支持方式可以降低節點城市獲取銀行貸款的成本及難度， 有利于調動節點城市企業的主觀能動性， 實現資源合理配置， 顯著緩解節點城市企業的融資約束， 同時獲得的資金可以直接作為節點城市企業的創新投入資金， 為企業創新活動提供充沛的資金支持， 也為其分擔了風險， 有助于降低節點城市企業的經營成本， 增加節點城市企業的留存收益， 增強節點城市企業的融資能力[8] ， 最終使得節點城市企業有更多的精力與現金流來加大創新投入。 由此， 提出以下假設：

H2： “一帶一路”倡議通過緩解節點城市企業融資約束來提高其創新投入。

三、研究設計

（一）樣本選擇與數據來源

本文以2008 ～ 2019年A股上市公司作為研究對象。 由于2013年9月為“一帶一路”概念最早提出的時間， 因此以2014 ～ 2019年A股上市公司為實驗組， 為保證實驗組與對照組的時間跨度一致， 選擇2008 ～ 2013年A股上市公司為對照組， 根據上市公司披露的相關信息研究分析“一帶一路”倡議、融資約束和企業創新投入之間的關系。 樣本篩選過程如下： ①剔除總資產或凈資產小于等于零的樣本; ②考慮到ST公司具有特殊性， 剔除ST公司樣本; ③剔除金融業樣本; ④剔除主變量缺失的樣本。 另外， 為降低極端值的影響， 本文對所有的連續變量在1%和99%分位上進行了縮尾處理。 本文最終樣本包括16054個公司—年度觀測值， 數據來自國泰安數據庫。

（二）變量定義與模型構建

1. 變量定義。

（1）被解釋變量： 創新投入。 借鑒石俊國等[9] 的研究， 本文以研發支出/營業收入衡量企業創新投入情況。

（2）解釋變量： “一帶一路”倡議政策。 借鑒陳勝藍和劉曉玲[10] 的研究， 本文以上文提到的《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》中列明的重點建設節點城市為參考依據， 按照企業注冊地是否位于上述重點建設節點城市判斷“一帶一路”倡議是否涉及該企業， 其中將注冊地位于倡議節點城市的企業作為實驗組， 將注冊地位于倡議節點城市之外的企業作為對照組。 Treat變量為虛擬變量， 實驗組樣本取值均為1， 其余取值為0; Policy變量為虛擬變量， 由于“一帶一路”概念最早提出時間為2013年9月， 故本文將2014 ～ 2019年樣本的Policy變量定義為1， 將2008 ～ 2013年樣本的Policy變量定義為0。

（3）中介變量： 融資約束。 借鑒嚴若森等[11] 的研究， 采用SA指數作為企業融資約束的代理變量。

（4）控制變量。 借鑒徐思等[12] 和楊興全等[13] 的研究， 選取如下變量作為控制變量： 公司規模、資產負債率、第一大股東持股比例、凈資產收益率、兼任情況、產權性質、科研人數以及年度和行業虛擬變量。 具體變量定義如表1所示。

2. 模型構建。 為探究“一帶一路”倡議企業創新投入的影響以及融資約束的中介效應， 本文使用雙重差分方法（DID）， 并參照溫忠麟和葉寶娟[14] 檢驗中介效應的方法， 構建本文的回歸模型。

為檢驗H1， 本文建立模型（1）：

RDi，t=α0+α1Treati，t+α2Policyi，t+α3Treati，t×

Policyi，t+α4Sizei，t+α5Levi，t+α6Shai，t+α7Roei，t+

α8Duali，t+α9Statei，t+α10RDPersoni，t+Year+

Industry+εi，t? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? （1）

為檢驗H2， 本文建立模型（2）和模型（3）：

SAi，t=β0+β1Treati，t+β2Policyi，t+β3Treati，t×

Policyi，t+β4Sizei，t+β5Levi，t+β6Shai，t+β7Roei，t+

β8Duali，t+β9Statei，t+β10RDPersoni，t+Year+

Industry+εi，t? ? ?（2）

RDi，t=γ0+γ1SAi，t+γ2Treati，t+γ3Policyi，t+

γ4Treati，t×Policyi，t+γ5Sizei，t+γ6Levi，t+γ7Shai，t+

γ8Roei，t+γ9Duali，t+γ10Statei，t+γ11RDPersoni，t+

Year+Industry+εi，t （3）

其中， i為樣本個體變量， t為時間變量， εi，t為模型誤差項。

四、實證分析

（一）描述性統計

數據整體描述性統計結果如表2所示， 被解釋變量企業創新投入的均值為1.45， 標準差為2.45， 最小值為0.00， 最大值為13.39， 表明各個企業的創新投入差異較大。 中介變量融資約束均值為-3.63， 表明企業均受到一定的融資約束。 控制變量中公司規模的均值為8.54， 標準差為1.42; 資產負債率的均值為0.50， 標準差為0.2; 第一大股東持股比例的均值為0.37， 標準差為0.16; 凈資產收益率的均值為0.07， 標準差為0.15; 科研人數的均值為1.78， 標準差為2.70， 最小值為0， 最大值為10.65， 說明樣本企業中科研人員的數量差異較大。

（二）回歸結果分析

本文使用雙重差分方法（DID）進行回歸的結果如表3所示。 其中列（1）被解釋變量為創新投入（RD）， 報告了“一帶一路”倡議是否增加了節點城市企業的創新投入， 交乘項Treat×Policy的系數為0.1267， 且在5%的水平上顯著， 說明“一帶一路”倡議確實對節點城市企業的創新投入有提高作用， 因此H1得以證明。 此外， 列（2）和列（3）報告的是融資約束在“一帶一路”倡議和企業創新投入之間是否存在中介作用， 被解釋變量分別是融資約束（SA）和創新投入（RD）。 由回歸結果可知： β3=0.0200， 在5%的水平上顯著; γ1=0.2823， 在1%的水平上顯著， 兩系數均顯著， 說明融資約束在“一帶一路”倡議與企業創新投入的關系中具有部分中介效應。 另外， 本文還采用Sobel Test檢驗該中介效應是否顯著， 報告的P值為0.03， 檢驗結果顯著， 表明融資約束在“一帶一路”倡議與企業創新投入的關系中存在部分中介效應， 具體表現為“一帶一路”倡議通過緩解融資約束為企業帶來資金支持， 從而提高企業創新投入， H2得以證明。

（三）穩健性檢驗

1. 基于控制省份特征的檢驗。 借鑒徐思等[12] 的研究， 考慮“一帶一路”節點城市企業所在省份可能存在一定的地域特殊性， 如某些省份出臺了相關政策專門用于激勵企業創新， 因此本文引入省份控制變量進行穩健性檢驗， 回歸結果見表4。 可以看出， 列（1）交乘項Treat×Policy的系數、列（2）交乘項Treat×Policy的系數以及列（3）融資約束（SA）的系數均顯著為正， 支持本文的主要結論。

2. 基于PSM配對樣本的檢驗。 由于A股公司的注冊地所在城市是否會作為“一帶一路”節點城市具有一定的隨機性， 因此滿足DID模型的外生性要求。 為了解決內生性問題， 且“一帶一路”節點城市企業的創新投入本身存在固有性質， 而非“一帶一路”倡議的影響， 本文借鑒王桂軍和盧瀟瀟[15] 的研究， 基于PSM配對樣本對模型重新進行回歸分析。 回歸結果如表5所示， 列（1）交乘項Treat×Policy的系數、列（2）交乘項Treat×Policy的系數以及列（3）融資約束（SA）的系數均顯著為正， 故結論依然保持不變。

3. 基于刪除試點當年觀測值的檢驗。 借鑒徐思等[12] 的研究， 考慮到“一帶一路”倡議是在2013年提出的， 本文將2008 ～ 2013年定義為“一帶一路”倡議提出前， 將2014 ～ 2019年定義為“一帶一路”倡議提出后， 出于穩健性考慮應該刪除試點當年（即2013年）數據重新進行回歸， 具體回歸結果見表6。 可以看出， 列（1）交乘項Treat×Policy的系數、列（2）交乘項Treat×Policy的系數以及列（3）融資約束（SA）的系數均顯著為正， 與主回歸結果不存在實質性差異。

五、進一步分析

前文實證結果表明， “一帶一路”倡議有利于提升企業的創新投入， 但“一帶一路”倡議可能并非對所有企業都會產生同等影響。 本文從行業特征和產權性質角度進行探究， 通過分組回歸研究“一帶一路”倡議對具有不同特征企業的創新投入的影響。

（一）基于行業特征的分析

在“一帶一路”倡議下， 商務部從該倡議整體戰略布局出發， 基于我國自身產業特點和沿途國家的實際情況， 明確將新興優勢產業、富裕產能產業和配套性支持產業作為“一帶一路”對外投資的重點產業， 其中界定的新興優勢產業包括基礎交通設施、信息工程、農業、電力工程和高新技術， 富余產能產業包括鋼鐵、房屋、礦資源開發和石油化工天然能源， 配套性支持產業包括金融、商務服務、交通運輸和商貿物流， 本文將這三大產業領域統稱為重點合作產業， 其余產業統稱為非重點合作產業。 重點合作產業為了加快對外投資合作的步伐， 在對外投資中占據主動地位， 會更注重提高企業自身的創新能力， 可能會提升企業創新投入。 因此， 本文預測“一帶一路”倡議提升企業創新投入的效果主要集中于重點合作產業。 回歸結果見表7， 其中列（1）和列（2）被解釋變量為創新投入（RD）， 報告了基于行業特征分組的檢驗結果。 結果顯示在重點合作產業中， 交乘項Treat×Policy的系數為0.1647， 且在10%的水平上顯著， 表明“一帶一路”倡議對節點城市重點合作產業中的企業創新投入有提高作用。 而在非重點合作產業中結果并不顯著， 說明“一帶一路”倡議對企業創新投入的提高效果主要集中于重點合作產業。

（二）基于產權性質的分析

研究政策對于企業行為的影響， 不能脫離行為動機的底層邏輯。 非國有企業的目標很明確是要實現利潤最大化、企業價值最大化， 因此相對國有企業來說， 非國有企業更有動機通過提高創新投入來提高自身的國際競爭力， 從而提高自身的市場份額， 最終實現企業目標。 國有企業除盈利目標之外， 還承擔了一定的社會責任， 而社會責任和創新投入的相關性較低。 故本文基于產權性質進一步分析“一帶一路”倡議對兩類企業創新投入提高作用的影響。

回歸結果見表7， 列（3）和列（4）的被解釋變量為創新投入（RD）， 報告了基于產權性質分組的檢驗結果。 結果顯示在非國有企業中， 交乘項Treat×Policy的系數為0.3299， 且在1%的水平上顯著， 表明“一帶一路”倡議確實對節點城市非國有企業的創新投入有提高作用。 而對國有企業創新投入的提高作用并不顯著， 說明了“一帶一路”倡議提升企業創新投入的效果主要集中于非國有企業。 因此。 兩類企業控股股東身份不同決定了兩類企業目標不同， 進而決定了“一帶一路”倡議對兩類企業提高創新投入意愿的刺激效果會有一定的差別。

六、研究結論與政策啟示

（一）研究結論

本文以2008 ～ 2019年A股上市公司為研究樣本， 探究“一帶一路”倡議是否會促進以及如何促進節點城市企業的創新投入。 研究結論表明， “一帶一路”倡議對節點城市企業創新投入有促進作用， 雖然踐行“一帶一路”倡議會讓企業面臨資金壓力、政治風險等， 但其拓展的市場也刺激了相關企業的創新意愿， 在一定程度上促使變壓力為動力， 進而提高節點城市企業創新投入。 進一步研究發現， 在“一帶一路”倡議和節點城市企業創新投入中存在融資約束的中介效應， 各項政府政策支持填補了資金缺口， 從而緩解了融資約束， 促進了“一帶一路”倡議的落實和推進， 提高了節點城市企業的創新投入。 從上述結果可以看出， 圍繞“一帶一路”倡議和創新型國家建設， 政府作為政策制定者和重要參與者， 發揮著重要作用。

（二）政策啟示

首先， 本文對“一帶一路”倡議和企業創新投入的關系進行實證研究， 結果表明“一帶一路”倡議在鼓勵節點城市企業努力投身于能夠提升其競爭力的創新的同時， 對于非節點城市企業的創新同樣具有重要的帶動作用。 其次， 創新需要加大資金支持， 融資瓶頸是“一帶一路”基礎設施互聯互通面臨的突出挑戰， 本文以融資約束作為中介變量， 研究“一帶一路”倡議提高企業創新投入的作用路徑。 目前雖有文獻研究“一帶一路”倡議對企業創新的影響， 但并沒有對其作用路徑進行梳理， 本文對此進行有益的補充， 不僅有利于分析該倡議對企業創新的影響及其作用路徑， 佐證該倡議的正面微觀經濟效應， 而且對發揮創新帶動性具有重要的實踐意義。 最后， 通過對行業特征和產權性質進行分組回歸發現， “一帶一路”倡議更加顯著地提升了重點合作產業和非國有企業的創新投入。 政府可以通過在重點合作產業和非國有企業中尋找發展前景良好的企業， 重點進行創新方面的指導， 化創新投入為創新產出， 從而節省資源、提高效率， 同時也要兼顧非重點合作產業和國有企業， 鼓勵其開展創新活動。

一、引言

黨的十八屆三中全會以來， 我國經濟發展進入一個新的歷史時期， 其中“一帶一路”建設成為構建開放型經濟新體系及內外經濟互動的核心內容。 國家主席習近平在發表題為《齊心開創共建“一帶一路”美好未來》的主旨演講中明確， 創新就是生產力， 中國將繼續實施共建“一帶一路”科技創新行動計劃。 創新是整體性的， 在加快推動建設創新型國家的過程中， 需要政府、市場和社會各界融入其中， 攜手共同營造一個宏觀的創新環境。 企業是共建“一帶一路”發展過程中的主體， 結合各地區特點， 國家發改委、外交部、商務部于2015年3月聯合發布《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》， 文件將上海市、天津市、寧波市、廣州市、深圳市、大連市、青島市、煙臺市、福州市、廈門市、泉州市、海口市、三亞市、湛江市、汕頭市、武漢市、長沙市、南昌市、合肥市、西安市、蘭州市、西寧市、重慶市和成都市列為重點建設節點城市。

踐行“一帶一路”倡議， 能夠為節點城市企業提供共享資源， 帶來發展機遇， 但與此同時也會讓“走出去”的企業承擔更多的資金風險和融資壓力。 “一帶一路”沿線企業進行創新活動時， 往往需要在前期進行大量投入， 并且該投入風險高、回報周期長， 尤其在對經濟環境不確定性較高的國家進行投資時， 風險敞口會繼續放大， 因此需要外部主體為企業的創新活動提供中長期的金融支持[1] 。 在“一帶一路”倡議全面推進的過程中， 國家層面構建了“一帶一路”倡議政策實施的政府支持體系， 同時國家稅務機關、滬深交易所和各大金融機構也積極響應該倡議， 為相關企業提供支持， 有效緩解了節點城市企業融資約束， 對沿線企業加快實施“走出去”戰略以及加大創新投入起到了推動作用。 可見， 在“一帶一路”倡議的指引下， 緩解融資約束作為一個促進創新投入的基本途徑， 極大地提高了沿線企業的發展能力。

鑒于此， “一帶一路”倡議的實施受到各級地方政府的高度重視， 政府出臺各項支持政策， 而受到倡議影響的企業可能因為符合政策導向而有效緩解融資約束， 刺激企業創新。 那么， 究竟“一帶一路”倡議是否會促進節點城市企業增加創新投入呢？ 融資約束是否在“一帶一路”倡議促進節點城市企業加大創新投入中發揮中介作用呢？ 目前雖有文獻研究“一帶一路”倡議對微觀企業個體產生的影響， 但并沒有對其作用路徑進行梳理， 本文對此進行有益補充， 試圖研究“一帶一路”倡議對節點城市企業創新的作用機制， 全面揭示“出臺‘一帶一路倡議→緩解融資約束→提升節點城市企業創新投入”的作用路徑。 本文將轉型背景下的宏觀經濟政策與微觀企業行為有機聯系起來， 全面考察了宏觀政策與企業行為之間的關系， 不僅有助于厘清宏觀經濟政策對企業創新的影響及作用機理， 也為“一帶一路”倡議的正面微觀經濟后果提供了證據支持。

二、理論研究與假設提出

“一帶一路”倡議作為國之創舉， 不僅刺激了節點城市企業的創新動機， 而且為創新帶來資源和資金支持， 最終提升節點城市企業的創新投入。 具體體現在以下兩個方面：

第一， 從動機角度來看， “一帶一路”倡議通過出臺相關政策鼓勵企業走出國門， 為擴大產品市場， 節點城市相關企業會加大創新投入以提高競爭力。 在“一帶一路”倡議下， 政府相繼出臺《西部陸海新通道總體規劃》《第三方市場合作指南和案例》等一系列相關政策鼓勵節點城市企業走出去， 為中國企業將產品或服務出口海外提供了一個真實存在的新平臺。 根據資本的逐利性， 任何一個市場參與者都不會輕易放過此次政策“良機”， 都會想盡辦法提高企業的國際競爭力， 從而獲取更多的市場份額， 消化政策“紅利”， 最終在該市場中站穩腳跟。 提高創新能力是提高國際競爭力的重要手段之一， 因此， 為提升創新能力， 節點城市企業會加大創新投入， 從而克服之前的產品定位趨同、產業結構布局重疊的弊病， 實現產品或服務差異化， 提升創新能力， 最終贏得更多的國際市場份額。

第二， 依據資源依賴理論， “一帶一路”倡議給節點城市企業帶來更多資源， 為企業創新提供了條件。 首先， “一帶一路”倡議所提供的平臺為企業獲取海量資源提供了便利， 有助于企業創新。 具體來說， 對于一些企業， 僅僅通過自研很難實現半路超車， 嚴重阻礙了企業創新的步伐， “一帶一路”倡議為節點城市企業提供了一個共建、共商、共享的資源平臺， 為企業之間交流、學習、借鑒甚至交易相關科研技術提供了便利。 利益相關者的推動可以促進企業積極進行轉型升級[2] ， 方便節點城市企業在“走出去”的同時學習先進技術， 增強資源獲取能力， 進而使節點城市企業有信心加大創新投入， 改進創新質量， 提升創新水平。 其次， 在“一帶一路”倡議下， 政府為節點城市企業提供資金支持， 促進創新投入。 企業創新活動具有長期性和戰略性， 獲取投資回報需要的時間較長、風險較大， 況且“走出去”的企業還需要面臨開展跨國經營活動的資金壓力和相關風險。 因此， 就目前而言， 節點城市企業靠自有資金很難維持“一帶一路”項目建設的需要， 投入創新的資金緊缺。 針對此問題， 政府向絲路基金新增資金和專項貸款用于支持“一帶一路”基礎設施建設、產能、金融合作。 研究表明， 受“一帶一路”倡議影響的節點城市得到的政府補助支持呈遞增趨勢[3] 。 而這些補助可以直接作為企業創新投入的資金， 減輕企業現金流不足的壓力， 使企業有更加充足的資金用于研發創新[4] 。 同時， 政府補助也能夠為節點城市企業研發創新活動分擔風險， 降低節點城市企業經營成本， 從而補償企業研發活動的正外部性溢出， 進而加大創新投入。

基于此， 本文認為“一帶一路”倡議刺激了節點城市企業進行自主研發， 提高其創新的積極性， 通過政府和企業共同激發和釋放“一帶一路”科技創新合作的發展活力， 推動各類創新主體提升科技創新能力和潛力， 進而提升節點城市企業的創新投入， 為建設創新型國家做出貢獻。 由此， 提出以下假設：

H1： “一帶一路”倡議有利于提高節點城市企業創新投入。

由于創新活動的高風險和高不確定性， 融資能力對企業創新活動至關重要[5] 。 自“一帶一路”倡議提出以來， 市場這只“看不見”的手和政府這只“看得見”的手均在發揮作用緩解節點城市企業的融資約束， 從而提升節點城市企業的創新投入。 具體體現在以下兩個方面：

首先， 從市場角度來看， 金融機構和企業具備一定的信號傳遞能力， 獲得“一帶一路”支持的企業會更受投資者的青睞， 吸引社會投資者的技術、設備、資金等支持， 緩解融資約束， 進而提升節點城市企業創新投入。 有研究表明， 銀行等金融機構具有信息發掘能力， 體現在會定期對企業研發活動進行嚴格的貸前調查、貸后檢查和風險管理， 并且對現金流向進行持續監督， 從而降低信息不對稱程度， 促進資源的優化配置[6] 。 在“一帶一路”倡議下， 政策性銀行根據貸款的項目或企業情況， 按照相關規定自主審核后進行信貸決策， 可以以較低的利率和較長的期限向指定項目發放貸款， 具有一定的指導性， 使“一帶一路”節點城市企業產生較高的信用擔保預期， 從而產生溢出效應， 即會促使商業銀行及證券機構將其貸款資源向節點城市企業傾斜， 此時節點城市企業也間接向外界傳遞了具有良好的發展前景和優質的投資項目等積極信號。 這也恰恰提高了投資者的投資意愿， 使投資者更有信心對節點城市企業進行投資， 為節點城市企業創新提供更有力的支持， 從而緩解了企業融資約束， 減少了企業資金鏈斷裂的風險， 為企業從事創新活動提供了有力保障， 影響企業的創新投入。

其次， 從政府角度來看， 在“一帶一路”倡議下， 我國政府各方面支持政策出臺， 填補了資金缺口， 緩解了節點城市企業的融資約束， 從而提升了節點城市企業創新投入。 具體地， 政府支持主要包括政府補助、稅收優惠以及政策性貸款三種形式。 在政府補助方面， 政府通過財政貼息、專項資金撥付和設立各項專項基金等相關措施支持企業在境外開展經營活動; 在稅收優惠方面， 我國企業“走出去”主要面臨兼并收購、重復征稅、歧視待遇、稅收抵免以及轉讓定價和反避稅調查五大風險， 為此， 我國政府與盡量多的沿線國家簽訂稅收協定[7] ， 讓國內企業在走向國際市場時享受更高程度的稅收公平， 從而有助于企業積極開拓國際市場; 在政策性貸款方面， 滬深交易所和各金融機構均積極響應， 通過擴大銀行授信、貸款利息優惠以及財政支持等為“一帶一路”相關企業提供支持。 在“一帶一路”倡議下， 政府通過以上三種支持方式可以降低節點城市獲取銀行貸款的成本及難度， 有利于調動節點城市企業的主觀能動性， 實現資源合理配置， 顯著緩解節點城市企業的融資約束， 同時獲得的資金可以直接作為節點城市企業的創新投入資金， 為企業創新活動提供充沛的資金支持， 也為其分擔了風險， 有助于降低節點城市企業的經營成本， 增加節點城市企業的留存收益， 增強節點城市企業的融資能力[8] ， 最終使得節點城市企業有更多的精力與現金流來加大創新投入。 由此， 提出以下假設：

H2： “一帶一路”倡議通過緩解節點城市企業融資約束來提高其創新投入。

三、研究設計

（一）樣本選擇與數據來源

本文以2008 ～ 2019年A股上市公司作為研究對象。 由于2013年9月為“一帶一路”概念最早提出的時間， 因此以2014 ～ 2019年A股上市公司為實驗組， 為保證實驗組與對照組的時間跨度一致， 選擇2008 ～ 2013年A股上市公司為對照組， 根據上市公司披露的相關信息研究分析“一帶一路”倡議、融資約束和企業創新投入之間的關系。 樣本篩選過程如下： ①剔除總資產或凈資產小于等于零的樣本; ②考慮到ST公司具有特殊性， 剔除ST公司樣本; ③剔除金融業樣本; ④剔除主變量缺失的樣本。 另外， 為降低極端值的影響， 本文對所有的連續變量在1%和99%分位上進行了縮尾處理。 本文最終樣本包括16054個公司—年度觀測值， 數據來自國泰安數據庫。

（二）變量定義與模型構建

1. 變量定義。

（1）被解釋變量： 創新投入。 借鑒石俊國等[9] 的研究， 本文以研發支出/營業收入衡量企業創新投入情況。

（2）解釋變量： “一帶一路”倡議政策。 借鑒陳勝藍和劉曉玲[10] 的研究， 本文以上文提到的《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》中列明的重點建設節點城市為參考依據， 按照企業注冊地是否位于上述重點建設節點城市判斷“一帶一路”倡議是否涉及該企業， 其中將注冊地位于倡議節點城市的企業作為實驗組， 將注冊地位于倡議節點城市之外的企業作為對照組。 Treat變量為虛擬變量， 實驗組樣本取值均為1， 其余取值為0; Policy變量為虛擬變量， 由于“一帶一路”概念最早提出時間為2013年9月， 故本文將2014 ～ 2019年樣本的Policy變量定義為1， 將2008 ～ 2013年樣本的Policy變量定義為0。

（3）中介變量： 融資約束。 借鑒嚴若森等[11] 的研究， 采用SA指數作為企業融資約束的代理變量。

（4）控制變量。 借鑒徐思等[12] 和楊興全等[13] 的研究， 選取如下變量作為控制變量： 公司規模、資產負債率、第一大股東持股比例、凈資產收益率、兼任情況、產權性質、科研人數以及年度和行業虛擬變量。 具體變量定義如表1所示。

2. 模型構建。 為探究“一帶一路”倡議企業創新投入的影響以及融資約束的中介效應， 本文使用雙重差分方法（DID）， 并參照溫忠麟和葉寶娟[14] 檢驗中介效應的方法， 構建本文的回歸模型。

為檢驗H1， 本文建立模型（1）：

RDi，t=α0+α1Treati，t+α2Policyi，t+α3Treati，t×

Policyi，t+α4Sizei，t+α5Levi，t+α6Shai，t+α7Roei，t+

α8Duali，t+α9Statei，t+α10RDPersoni，t+Year+

Industry+εi，t? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? （1）

為檢驗H2， 本文建立模型（2）和模型（3）：

SAi，t=β0+β1Treati，t+β2Policyi，t+β3Treati，t×

Policyi，t+β4Sizei，t+β5Levi，t+β6Shai，t+β7Roei，t+

β8Duali，t+β9Statei，t+β10RDPersoni，t+Year+

Industry+εi，t? ? ?（2）

RDi，t=γ0+γ1SAi，t+γ2Treati，t+γ3Policyi，t+

γ4Treati，t×Policyi，t+γ5Sizei，t+γ6Levi，t+γ7Shai，t+

γ8Roei，t+γ9Duali，t+γ10Statei，t+γ11RDPersoni，t+

Year+Industry+εi，t （3）

其中， i為樣本個體變量， t為時間變量， εi，t為模型誤差項。

四、實證分析

（一）描述性統計

數據整體描述性統計結果如表2所示， 被解釋變量企業創新投入的均值為1.45， 標準差為2.45， 最小值為0.00， 最大值為13.39， 表明各個企業的創新投入差異較大。 中介變量融資約束均值為-3.63， 表明企業均受到一定的融資約束。 控制變量中公司規模的均值為8.54， 標準差為1.42; 資產負債率的均值為0.50， 標準差為0.2; 第一大股東持股比例的均值為0.37， 標準差為0.16; 凈資產收益率的均值為0.07， 標準差為0.15; 科研人數的均值為1.78， 標準差為2.70， 最小值為0， 最大值為10.65， 說明樣本企業中科研人員的數量差異較大。

（二）回歸結果分析

本文使用雙重差分方法（DID）進行回歸的結果如表3所示。 其中列（1）被解釋變量為創新投入（RD）， 報告了“一帶一路”倡議是否增加了節點城市企業的創新投入， 交乘項Treat×Policy的系數為0.1267， 且在5%的水平上顯著， 說明“一帶一路”倡議確實對節點城市企業的創新投入有提高作用， 因此H1得以證明。 此外， 列（2）和列（3）報告的是融資約束在“一帶一路”倡議和企業創新投入之間是否存在中介作用， 被解釋變量分別是融資約束（SA）和創新投入（RD）。 由回歸結果可知： β3=0.0200， 在5%的水平上顯著; γ1=0.2823， 在1%的水平上顯著， 兩系數均顯著， 說明融資約束在“一帶一路”倡議與企業創新投入的關系中具有部分中介效應。 另外， 本文還采用Sobel Test檢驗該中介效應是否顯著， 報告的P值為0.03， 檢驗結果顯著， 表明融資約束在“一帶一路”倡議與企業創新投入的關系中存在部分中介效應， 具體表現為“一帶一路”倡議通過緩解融資約束為企業帶來資金支持， 從而提高企業創新投入， H2得以證明。

（三）穩健性檢驗

1. 基于控制省份特征的檢驗。 借鑒徐思等[12] 的研究， 考慮“一帶一路”節點城市企業所在省份可能存在一定的地域特殊性， 如某些省份出臺了相關政策專門用于激勵企業創新， 因此本文引入省份控制變量進行穩健性檢驗， 回歸結果見表4。 可以看出， 列（1）交乘項Treat×Policy的系數、列（2）交乘項Treat×Policy的系數以及列（3）融資約束（SA）的系數均顯著為正， 支持本文的主要結論。

2. 基于PSM配對樣本的檢驗。 由于A股公司的注冊地所在城市是否會作為“一帶一路”節點城市具有一定的隨機性， 因此滿足DID模型的外生性要求。 為了解決內生性問題， 且“一帶一路”節點城市企業的創新投入本身存在固有性質， 而非“一帶一路”倡議的影響， 本文借鑒王桂軍和盧瀟瀟[15] 的研究， 基于PSM配對樣本對模型重新進行回歸分析。 回歸結果如表5所示， 列（1）交乘項Treat×Policy的系數、列（2）交乘項Treat×Policy的系數以及列（3）融資約束（SA）的系數均顯著為正， 故結論依然保持不變。

3. 基于刪除試點當年觀測值的檢驗。 借鑒徐思等[12] 的研究， 考慮到“一帶一路”倡議是在2013年提出的， 本文將2008 ～ 2013年定義為“一帶一路”倡議提出前， 將2014 ～ 2019年定義為“一帶一路”倡議提出后， 出于穩健性考慮應該刪除試點當年（即2013年）數據重新進行回歸， 具體回歸結果見表6。 可以看出， 列（1）交乘項Treat×Policy的系數、列（2）交乘項Treat×Policy的系數以及列（3）融資約束（SA）的系數均顯著為正， 與主回歸結果不存在實質性差異。

五、進一步分析

前文實證結果表明， “一帶一路”倡議有利于提升企業的創新投入， 但“一帶一路”倡議可能并非對所有企業都會產生同等影響。 本文從行業特征和產權性質角度進行探究， 通過分組回歸研究“一帶一路”倡議對具有不同特征企業的創新投入的影響。

（一）基于行業特征的分析

在“一帶一路”倡議下， 商務部從該倡議整體戰略布局出發， 基于我國自身產業特點和沿途國家的實際情況， 明確將新興優勢產業、富裕產能產業和配套性支持產業作為“一帶一路”對外投資的重點產業， 其中界定的新興優勢產業包括基礎交通設施、信息工程、農業、電力工程和高新技術， 富余產能產業包括鋼鐵、房屋、礦資源開發和石油化工天然能源， 配套性支持產業包括金融、商務服務、交通運輸和商貿物流， 本文將這三大產業領域統稱為重點合作產業， 其余產業統稱為非重點合作產業。 重點合作產業為了加快對外投資合作的步伐， 在對外投資中占據主動地位， 會更注重提高企業自身的創新能力， 可能會提升企業創新投入。 因此， 本文預測“一帶一路”倡議提升企業創新投入的效果主要集中于重點合作產業。 回歸結果見表7， 其中列（1）和列（2）被解釋變量為創新投入（RD）， 報告了基于行業特征分組的檢驗結果。 結果顯示在重點合作產業中， 交乘項Treat×Policy的系數為0.1647， 且在10%的水平上顯著， 表明“一帶一路”倡議對節點城市重點合作產業中的企業創新投入有提高作用。 而在非重點合作產業中結果并不顯著， 說明“一帶一路”倡議對企業創新投入的提高效果主要集中于重點合作產業。

（二）基于產權性質的分析

研究政策對于企業行為的影響， 不能脫離行為動機的底層邏輯。 非國有企業的目標很明確是要實現利潤最大化、企業價值最大化， 因此相對國有企業來說， 非國有企業更有動機通過提高創新投入來提高自身的國際競爭力， 從而提高自身的市場份額， 最終實現企業目標。 國有企業除盈利目標之外， 還承擔了一定的社會責任， 而社會責任和創新投入的相關性較低。 故本文基于產權性質進一步分析“一帶一路”倡議對兩類企業創新投入提高作用的影響。

回歸結果見表7， 列（3）和列（4）的被解釋變量為創新投入（RD）， 報告了基于產權性質分組的檢驗結果。 結果顯示在非國有企業中， 交乘項Treat×Policy的系數為0.3299， 且在1%的水平上顯著， 表明“一帶一路”倡議確實對節點城市非國有企業的創新投入有提高作用。 而對國有企業創新投入的提高作用并不顯著， 說明了“一帶一路”倡議提升企業創新投入的效果主要集中于非國有企業。 因此。 兩類企業控股股東身份不同決定了兩類企業目標不同， 進而決定了“一帶一路”倡議對兩類企業提高創新投入意愿的刺激效果會有一定的差別。

六、研究結論與政策啟示

（一）研究結論

本文以2008 ～ 2019年A股上市公司為研究樣本， 探究“一帶一路”倡議是否會促進以及如何促進節點城市企業的創新投入。 研究結論表明， “一帶一路”倡議對節點城市企業創新投入有促進作用， 雖然踐行“一帶一路”倡議會讓企業面臨資金壓力、政治風險等， 但其拓展的市場也刺激了相關企業的創新意愿， 在一定程度上促使變壓力為動力， 進而提高節點城市企業創新投入。 進一步研究發現， 在“一帶一路”倡議和節點城市企業創新投入中存在融資約束的中介效應， 各項政府政策支持填補了資金缺口， 從而緩解了融資約束， 促進了“一帶一路”倡議的落實和推進， 提高了節點城市企業的創新投入。 從上述結果可以看出， 圍繞“一帶一路”倡議和創新型國家建設， 政府作為政策制定者和重要參與者， 發揮著重要作用。

（二）政策啟示

首先， 本文對“一帶一路”倡議和企業創新投入的關系進行實證研究， 結果表明“一帶一路”倡議在鼓勵節點城市企業努力投身于能夠提升其競爭力的創新的同時， 對于非節點城市企業的創新同樣具有重要的帶動作用。 其次， 創新需要加大資金支持， 融資瓶頸是“一帶一路”基礎設施互聯互通面臨的突出挑戰， 本文以融資約束作為中介變量， 研究“一帶一路”倡議提高企業創新投入的作用路徑。 目前雖有文獻研究“一帶一路”倡議對企業創新的影響， 但并沒有對其作用路徑進行梳理， 本文對此進行有益的補充， 不僅有利于分析該倡議對企業創新的影響及其作用路徑， 佐證該倡議的正面微觀經濟效應， 而且對發揮創新帶動性具有重要的實踐意義。 最后， 通過對行業特征和產權性質進行分組回歸發現， “一帶一路”倡議更加顯著地提升了重點合作產業和非國有企業的創新投入。 政府可以通過在重點合作產業和非國有企業中尋找發展前景良好的企業， 重點進行創新方面的指導， 化創新投入為創新產出， 從而節省資源、提高效率， 同時也要兼顧非重點合作產業和國有企業， 鼓勵其開展創新活動。

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