“一带一路”倡议与中国企业投资效率

王 欣 陈 铄

河海大学 商学院，江苏 南京 211100

一、引言

长期以来，依赖要素扩张与投资拉动的中国经济历经了飞速发展，创造了令人叹为观止的“中国奇迹”，但随着中国经济发展步入新常态，该发展模式逐渐难以为继。如何形成经济增长的持续动力，实现企业增值、产业升级、区域协调发展成为了中国政府亟需解决的关键问题。习近平总书记于2013年先后提出的共建“丝绸之路经济带”与“21世纪海上丝绸之路”的重大倡议，正是对现阶段这一问题的重要解答，该倡议旨在针对企业发展的内在需求与产业发展的阶段性特点，通过建设中国与“一带一路”沿线国家的合作共赢之路，深化“走出去”与“引进来”的对外开放新格局，实现经济的持续稳定增长。根据官方数据整理，中国企业在2014～2018年间，对沿线国家累计投资超过900亿美元，承包合同总额逾6000亿美元，且年均分别保持5.2%和11.9%的增长率。“一带一路”倡议在投资总量上取得了令人瞩目的成就，那么作为微观经济体的企业是否又在投资质量上得到了提升？或者说 ，“一带一路”倡议是否提升了企业投资效率？这是学界、业界和政府非常关注的问题。中国实行“一带一路”倡议至今已有5年时间，有必要对过去几年的实施效果做一个全面评估。这不仅有助于理解“一带一路”倡议实施以来的得与失，同时也是通过总结过去经验进而为“一带一路”倡议的下一步部署提供有益建议。

与本文密切相关的文献是研究企业投资效率的影响因素。企业投资效率主要受到内部治理因素和外部宏观环境的影响。已有文献从内部治理因素进行了丰富的研究，具体包括信息不对称(Myers and Majluf，1984[1])、融资约束(Whited，1992[2])、股权性质(邓可斌和曾海舰，2014[3])、产权属性(喻坤等，2014[4])等方面。同时，外部宏观环境也深刻作用于微观经济体的投资行为，并且往往与内部治理因素协同作用于企业投资效率，具体包括国际投资环境的不确定性(李童和皮建才，2019[5])、宏观经济的波动性(杨光等，2015[6])、制度环境的不规则性(汤萱等，2017[7])、市场摩擦(Bolton and Wang，2011[8])和资源要素误置(李童和皮建才，2019)等方面。

另一类与本文相关的文献则是考察“一带一路”倡议对经济的实质影响。目前文献多以宏观视角探究，主要从对外开放(刘卫东，2015[9])、地缘政治(李晓和李俊久，2015[10])、经济合作(陈继勇和刘燚爽，2018[11])、文化交流(王国刚，2015[12])、产能合作(杜龙政和林伟芬，2018[13])和外交风险(薛力，2015[14])等角度探究。与上述文献不同的是，少数文献从微观视角考察“一带一路”倡议的实质影响。虽然他们从对外投资风险(孙焱林和覃飞，2018[15])、企业升级(王桂军和卢潇潇，2019[16])、融资约束(徐思等，2019[17])和出口贸易(Esteves and Rua，2015[18])等角度深入研究，但遗憾的是，尚未有文献从投资视角研究“一带一路”倡议对微观经济体的实质影响。

鉴于此，本文将“一带一路”倡议的实施视为准自然试验，以2011～2017年中国上市公司为研究样本，系统地考察“一带一路”倡议的实施对中国企业投资效率的影响。本文的研究不仅丰富了“一带一路”倡议方面的研究文献，拓展了相关研究的理论视野，同时也有助于为国内企业“走出去”参与“一带一路”国家的经济建设提供经验证据。

二、理论机制与研究假说

作为深刻把握中国国情和世界发展基础上提出的国家倡议，“一带一路”倡议的经济效应一直是学术界研究的重点。其中，企业的投资活动是最为直接的响应，然而在现实生活中，投资效率常常受到融资约束和代理问题的双重影响，导致企业投资效率的偏离。一方面，由于市场的不完备性，企业通常面临着较高的外部融资成本，进而降低了投资效率；另一方面，企业内部治理的有效性也是影响投资效率的关键，代理成本理论认为，由于管理层与股东的根本利益不同，管理层为了牟取私利，可能采取有损股东价值的投资行为，导致投资效率的降低。因此，本文从融资约束和代理成本两条主线研究企业投资效率。

“一带一路”倡议通过间接信息效应和直接金融支撑，缓解企业融资约束，进而提升投资效率。间接信息效应具体包括以下两个方面。第一，减缓了外部投资者的信息不对称。基于信贷配给理论，投资机构需要花费较高的搜寻成本以平衡市场信息，高成本的投入使得投资机构缺乏主动性，从而错失部分有价值的客户，而企业参与“一带一路”倡议是向外部投资者释放“响应国家号召，顺应时代发展”的积极信号，这无疑降低了投资机构的搜寻成本，有助于吸引大量资本进入企业，从而降低融资约束，提升投资效率(Feldman and Kelley，2006[19])；此外，随着“一带一路”倡议的实施，“一带一路”大数据平台(1)习近平总书记在2017年召开的“一带一路”国际合作高峰论坛开幕式上指出，“要坚持创新驱动发展，加强在数字经济、人工智能、纳米技术、量子计算机等前沿领域合作，推动大数据、云计算、智慧城市建设，连接成21世纪的数字丝绸之路”。也在不断完善，外部投资者可通过“一带一路”大数据报告等多渠道信息降低投资风险溢价，进而降低企业的融资约束。第二，减缓了企业投资决策的信息不对称。从企业理性来看，企业都是基于效应最大化进行决策，当遇到经济波动、市场风险时可能会维持原有的投资行为，导致了传统自由贸易中的投资非效率。然而，“一带一路”倡议的沿线国家大多是具有发展潜力的低收入经济体，对交通、能源、电信等产业存在巨大需求，不仅为中国企业开辟了新的市场，而且在一定程度上提高了国内的需求水平，有效降低了企业的投资收益的不确定性，引发了企业的投资动机。

多渠道的直接金融支撑具体包括两个方面。一是国家补贴支持。“一带一路”沿线国家投资项目大多存在投入周期长，回报周期短的特点，导致企业由于较高的投资风险而缺乏投资动力。市场的“无形之手”无法解决的系统问题，常常需要政府的“有形之手”予以解决，政府提供的专项补贴、资金援助、税收优惠的多途径干预有效的对冲了投资风险；此外，由政府发起的丝路基金、亚洲基础设施投资银行、国家开发银行也为投资企业提供了充足的中长期资金支持，提高了企业的投资意愿(徐思等，2019)。二是多元化的融资补充。“一带一路”倡议作为国家级顶层倡议，在推行之初便受到地方政府的大力支持，而各级地方政府又在很大程度上决定了当地金融机构的发展方向。现有研究表明，“一带一路”倡议的重点企业更容易获得银行信贷，且还通过简化审批程序、融资成本优惠等配套金融服务满足企业的融资需求。与此同时，沪深交易所于2018年3月发布了《关于开展“一带一路”债券试点的通知》，境内外企业可在交易所发行债券，募集资金用于“一带一路”建设，有效消弭了企业的融资困境。

“一带一路”倡议存在的经营业务整合和管理组织重构的内部治理问题，加剧了代理成本，进而降低了投资效率。一是经营业务整合。通常来讲，海外被投资企业的管理者通常由海外企业自行选拔决定或是由投资企业委派，因此，企业管理者与股东间存在着文化或地理上的“跨国性”特征。具体包括文化距离和地理距离两个方面。文化距离加大了业务目标完成的不确定性。当股东与管理层间存在显著的文化差异时，股东在经营理念和经营决策上的显著差异，可能难以取得管理层的认同，导致股东的运营决策遭受“软抵抗”，使得管理层的行为偏离股东的预期，这种文化融合的沟壑将最终导致双方的经营目标冲突，使得企业过度投资(任曙明等，2019[20])。地理距离加大了经营业务的展开难度，降低了投资效率。“一带一路”倡议实施区域东牵亚太经济圈，西系欧洲经济圈，是世界范围内最长的经济大走廊。远距离的跨国投资复杂特性加大了股东对管理层的行为预测和监督的难度，使得管理层因投资失败所需承担的责任更易于被掩盖。一旦投资失败，管理层可很容易地将原因归结于东道国的政治经济环境等其他客观原因，这为管理层通过加剧投资进行“利己”行为创造了优越的外部条件，最终降低了企业的投资效率。

二是企业组织重构。根据组织理论，企业组织服务于企业战略和经营的全过程，且受到市场环境的深刻影响。参与“一带一路”倡议意味着企业资源要素的跨国流动，在此过程中，企业必然面临着市场环境的重大转变，需要企业从业务流程、组织架构等方面展开组织重构。然而，在跨国投资的特质风险与组织重构的固有风险的双重作用下，往往引起投资非效率。具体从两个方面体现。首先是业务流程转变。企业参与“一带一路”投资受到政治、宗教、法律、社会、金融环境等宏观风险以及项目运营、绩效管理、财务安全等微观风险的交织作用，投资风险的不确定性加大了企业对现有业务流程识别、评价、再造、转变的难度，容易导致投资效率的下降。其次是组织架构转变。根据对外投资的阶段不同，企业应对国际化战略的架构模式可被划分为传统组织结构和全球组织结构，前者主要包括出口部结构、母子公司结构、国际业务部结构，后者主要包括以全球市场为基础的职能、产品、地区和混合结构。目前，中国对“一带一路”沿线国家的投资仍处于发展阶段，企业大多采用传统的组织结构，通过新设国际业务部等出口部门，统辖经营大多数的国外业务，国内母公司与国外子公司之间保持松散的非正式联系，国外子公司享有较大的决策权和经营权，主要负责完成利润指标。然而，一旦国外子公司出现内部人控制倾向，便会引发内部科层的治理问题，导致投资过度。

从以上分析不难看出，“一带一路”倡议的提出，可能通过缓解融资约束和加剧代理成本对企业投资不足或投资过度产生缓解或加剧的双重作用，进而对投资效率产生不同影响。基于以上分析，本文提出两个假设：

H1：“一带一路”倡议通过降低融资约束缓解投资不足。

H2：“一带一路”倡议通过增加代理成本加剧投资过度。

三、研究设计

(一)数据来源与处理

本文样本数据主要有两个来源：微观企业数据主要来源于CSMAR数据库，企业对外投资数据来源于商务部《境外投资企业(机构)备案名录》。本文选择2011～2017年A股上市企业作为研究样本，并对数据做了如下处理：剔除了金融、保险行业的企业；删除了数据缺失和存在异常值的样本；为了消除离群值对研究结果的影响，对主要连续变量进行了1%分位数和99%分位数的Winsor处理。

(二)研究变量的选择

1. 投资效率。对于企业层面投资效率的变动，本文借鉴Richardson(2006)[21]的估计方法，从投资不足和投资过度来刻画投资效率的变动，具体模型设定如下：

investit=α0+α1sizeit-1+α2levit-1+α3cashit-1+α4ageit-1+α5tobinit-1

+α6roait-1α7investit-1+∑industry+∑year+ωit

(1)

其中，invest表示投资水平；size表示企业规模；lev表示资本结构；cash表示现金持有量；tobin表示成长机会；roa表示资产收益率；industry和year表示行业和年份虚拟变量，同时该模型所有解释变量都滞后一期。

本文将模型(1)的残差绝对值作为投资效率(IRaverage)的代理变量，该值越大，则非效率投资越多，投资效率越低；同时将残差大于0的部分作为投资过度(IRover)的代理变量，将残差小于0的部分取其绝对值作为投资不足(IRunder)的代理变量。

2. 控制变量。参照任曙明等(2019)的做法，本文选择企业基本特征、财务状况和治理因素等方面的控制变量。其中，企业基本特征的变量具体包括企业规模(size)、企业年龄(age)和资产负债率(lev)；财务状况包括现金流量(cashflow)、流动比率(currentratio)、总资产收益率(growth)和账面市值比(bookmarket)；治理因素包括董事会规模(board)、股东持股比例(stock)。具体变量定义如表1所示。

表1 主要变量定义

(三)研究模型

为了更好地识别“一带一路”倡议对企业投资效率的影响效应，本文将国家在2014年实施的“一带一路”倡议(2)本文选择2014年作为政策冲击时间，主要原因在于，“一带一路”倡议虽于2013年9月提出，但实际上是在2014年3月被写入政府工作报告。视为准自然实验，采用倍差法(DID)进行政策估计。具体来说，首先将上市企业数据与商务部颁布的《境外投资企业(机构)备案结果公开名录》中对外直接投资企业名单进行一一匹配，其次将参与“一带一路”倡议且投资目的地为沿线国家的企业作为实验组，将无对外投资行为的企业作为控制组。基准模型设定如下(3)需要说明的是，模型(2)中加入了时间固定效应和企业个体固定效应而没有加入企业分组变量(treat)和时间分组变量(year)，原因在于时间固定效应和企业固定效应更为细致地区分了样本，所以只需要加入交叉性treat×year即可，模型(2)实际是基于双向固定效应的DID模型。：

IRitj=β0+β1treati×yeart+β2Xit+ut+vi+provincetrendj+εit

(2)

其中，下标i、j、t分别表示企业、地区和年份。根据投资类型的划分，因变量IRit可分别作为企业投资不足(IRunder)、企业投资过度(IRover)和企业投资效率(IRaverage)。分组虚拟变量treat取1表示倡议企业，即实验组；取0表示非倡议企业，即为对照组。year表示时间虚拟变量，其中2014年之前的年份取值为0，2014年以及之后的年份取值为1。交叉项treat×year是本文关注的重点，其估计系数β1刻画了倡议企业与非倡议企业的投资效率在中国实行“一带一路”倡议前后的平均差异。具体而言，如果β1<0，则表示倡议企业的投资效率相对于非倡议企业获得了提升，即“一带一路”倡议提升了企业投资效率；反之，则表示“一带一路”倡议降低了企业投资效率。vi表示企业个体固定效应，控制企业层面不受时间冲击对企业投资效率的影响；ut表示时间固定效应，用于控制宏观经济波动对企业投资效率的影响；provincetrendj表示省份时间趋势，控制地区层面随时间变化的不可观测因素对企业投资效率的影响。为了更为准确地估计“一带一路”倡议对企业投资效率的影响，本文加入控制变量Xit、随机误差项εit。

模型(2)是本文研究的基准模型，但这一模型只是平均意义上，掩盖了政策实施效果可能在不同时间维度上的差异性。为了更为深入地探讨“一带一路”倡议在不同时间上呈现的政策效应，本文参照孙焱林和覃飞(2018)的做法，将基准模型(2)扩展成模型(3)：

(3)

其中，2014year～2017year是2014～2017年的虚拟变量，其他符号含义和上述模型一致；βt为交叉项估计系数，用来识别“一带一路”倡议对企业投资效率的动态效果和变化趋势。

四、估计结果与分析

(一)DID基准回归：静态效应与动态效应估计

表2汇报了“一带一路”倡议对企业投资效率的基准回归结果。其中第(1)列放入控制变量、企业固定效应、时间固定效应和省份时间趋势，以此作为比较基础。结果发现，交叉项treat×year的估计系数显著为负，表明参与倡议企业(对应对“一带一路”沿线国家投资的企业，即为实验组)的投资效率相对于非倡议企业(无对外投资行为企业，即为对照组)在实行“一带一路”倡议之后提升幅度更大，即表明“一带一路”倡议提升了企业投资效率。第(2)列中加入了逐年估计的交叉项treat×2014year、treat×2015year、treat×2016year和treat×2017year，并分别放入控制变量、企业固定效应、时间固定效应和省份时间趋势，作为政策动态效应估计的基准模型。从第(2)列估计结果可以看出，交叉项treat×2014year和treat×2015year均不显著，即“一带一路”倡议在实施的前两年对企业投资效率无明显影响；但交叉项treat×2016year和treat×2017year显著为负，即“一带一路”倡议在实施的后两年对企业投资效率呈现提升效应。

表2第(3)列和第(4)列表示投资不足组的回归结果，其中第(3)列以投资不足(IRunder)作为因变量，主要考察投资不足组的静态效应，结果发现交叉项treat×year的估计系数在1%的水平下显著为负，说明“一带一路”倡议能够有效缓解企业投资不足，提升投资效率。第(4)列则是考察投资不足组的动态效应，结果发现交叉项treat×2014year、treat×2016year、treat×2017year的估计系数均显著为负，且估计系数呈现增大趋势。这说明对于投资不足的企业样本而言，“一带一路”倡议稳步提升企业投资效率，政策红利不断放大。第(5)列和第(6)列表示投资过度组的回归结果，其中第(5)列是以投资过度(IRover)作为因变量，主要考察投资过度组的静态效应，结果发现交叉项treat×year的估计系数在10%的水平下显著为正，“一带一路”倡议加剧了企业投资过度，降低投资效率。第(6)列则是考察投资过度组的动态效应，结果发现只有交叉项treat×2014year的估计系数显著为正，说明对于投资过度的企业样本而言，“一带一路”倡议在实行的第一年加剧了企业的投资过度，但企业投资过度行为逐渐改善。

表2 DID基准回归：静态效应与动态效应估计

注：*、**与***分别表示10%、5%与1%的显著性水平。表3～表5同

(二)内生性问题：工具变量法

在研究“一带一路”倡议影响企业投资效率的过程中，计量模型可能存在实验组选择的内生性问题，这就需要寻找工具变量以提高模型估计的无偏性和一致性。根据工具变量的构造原理，工具变量的选取需要满足相关性和外生性的条件，即与内生变量相关且与外生变量不相关。本文借鉴Agrawal et al.(2017)[22]选取工具变量的思路，通过寻找历史上的影响因素来构造工具变量(4)Agrawal.et al.(2017)等分别选取1947年美国洲际高速公路系统、1528～1850年美国主要勘探路线作为城市交通基础建设的工具变量。。古代“丝绸之路”与当代“一带一路”倡议有着深刻的渊源关系，从相关性假定来看，“一带一路”倡议是对古代“丝绸之路”的发展和传承，“一带一路”倡议涉及的地区和路线大致基于古代“丝绸之路”展开。并且，“一带一路”倡议途经地区的经济文化也与古代“丝绸之路”途径各地的文明一脉相承；从外生性假定来看，古代“丝绸之路”对现代企业的影响除了古代“丝绸之路”→“一带一路”倡议→现代企业投资效率这一路径，再无其他路径影响，即外生性假定满足。

本文研究的内生变量treat是以交叉项treat×year的形式出现的，因此，本文在使用古代“丝绸之路”作为工具变量(iv)时，也是以iv×year的形式出现。对应的第一阶段回归如下：

treati×yeart=λ0+λ1(ivi×yeart)+λ2Xit+ut+vi+provincetrendj+εit

(4)

其中，iv为虚拟变量，样本企业对外直接投资国家为古代“丝绸之路”沿线国家取1(5)本文结合世界地图和历史文献整理出古代“丝绸之路”沿线国家，其中陆上“丝绸之路”主要涉及蒙古、俄罗斯、哈萨克斯坦、吉尔吉斯斯坦、乌兹别克斯坦、塔吉克斯坦、土库曼斯坦、阿富汗、巴基斯坦、伊朗、土耳其；海上“丝绸之路”具体包括越南、柬埔寨、马来西亚、新加坡、印度尼西亚、缅甸、孟加拉国、印度、斯里兰卡、马尔代夫、 也门、阿曼、沙特阿拉伯、埃及、厄立特里亚、吉布提、索马里、利比亚突尼斯、意大利。，其余则取0；其他变量定义与上文的模型(2)一致。

表3汇报了工具变量的回归结果。第一阶段回归结果显示，交叉项iv×year估计系数在1%的水平下显著为正，且F值大于10，不存在弱工具变量问题。第二阶段回归结果显示，再加入工具变量后，交叉项treat×year估计系数在10%的水平下依然显著为负。这说明考虑实验组选择的内生性问题后，本文的实证结果依然成立。

(三)机制分析：“融资约束”和“代理成本”

从前述实证结果看出，“一带一路”倡议通过缓解企业投资不足、加剧企业投资过剩双重作用于投资效率。那么接下来的问题是，造成上述的原因是什么呢？从前文分析可知，“一带一路”倡议可能通过降低融资约束进而缓解投资不足，并且也可能通过代理问题加剧投资过度。为了验证该机制，本文借鉴Baron and Kenny(1986)[23]的方法构建中介效应模型探究“一带一路”倡议对企业投资效率的影响机制。检验模型设置如下：

IRunderitj(IRoveritj)=ϑ0+ϑ1(treati×yeart)+ϑ2Xit+γi+μj+δt+ωit

(5)

fcitj(acitj)=η0+η1(treati×yeart)+η2Xit+γi+μj+δt+ωit

(6)

IRunderitj=κ0+κ1(treati×yeart)+κ2fcitj+κ3Xit+γi+μj+δt+ωit

(7)

IRoveritj=φ0+φ1(treati×yeart)+φ2acitj+φ3Xit+γi+μj+δt+ωit

(8)

其中，fc表示融资约束；ac表示代理成本；其他各项与模型(2)相同。本文参照姜付秀等(2016)[24]的做法，利用SA指数(-0.737size+0.043size2-0.04age)测度上市企业的融资约束，size=ln(企业资产总额/1000000)，age=企业上市年限，由此计算出的该指数为负，且绝对值越大表示融资约束越严重。ac则是用经营费用率来表示，具体为(管理费用+销售费用)/营业收入。该值越大表示股东与管理层的代理问题越严重。

表4中，模型1～模型3为融资约束的中介效应检验。第一阶段(模型1)结果表明，“一带一路”倡议对投资不足显著为负，说明“一带一路”倡议缓解了企业投资不足。第二阶段(模型2)结果表明，“一带一路”倡议对融资约束显著为负，说明相对对照组企业，实验组企业参与“一带一路”倡议之后，融资约束缓解。为了进一步验证“一带一路”倡议是否会通过影响融资约束进而缓解投资不足，还需第三阶段的检验。将融资约束纳入方程后可以发现模型3的交互项treat×year系数降低，且融资约束与投资不足正相关，假设1成立；模型4～模型6为投资不足的中介效应检验。第一阶段(模型4)结果显示，“一带一路”倡议对投资过度显著为正，说明“一带一路”倡议加剧了企业投资过度。第二阶段(模型5)结果显示，交互项treat×year的估计系数为0.0267，说明“一带一路”倡议加剧了企业代理问题。进一步在模型4的基础上加入代理成本变量，结果显示交互项treat×year的估计系数不显著，说明“一带一路”倡议增加了代理成本进而引发企业投资过度，假设2成立。

表4 作用机制检验：融资约束和代理成本的中介效应检验

(四)稳健性检验

本文分别做了平行趋势检验、倾向得分匹配检验、安慰剂检验和置换变量检验，篇幅有限，未予完整报告，备索。稳健性检验表明：本文的平行趋势假定满足，且“一带一路”倡议具有良好的外生性；在考虑样本“选择性偏误”时，结果依然稳健；通过安慰剂检验发现，在计算政策效应时，未发现其他非观测因素的干扰；采用投资—投资机会敏感度来捕捉投资效率时，发现结果未发生改变。

(五)进一步分析

对于经济转型过程中的中国而言，“国退民进”还是“国进民退”一直都是学界关注的重点。西方经济学的观点认为，国有企业是政府干预经济下的产物，其效率明显低于民营企业；也有另外一部分学者指出，国有企业存在产权优越性，由于政策和资源优势，国有企业往往比民营企业表现得更好。 “一带一路”倡议本质属于国家宏观经济政策，旨在通过政府的“有形之手”帮助企业发展。企业的产权属性在响应“一带一路”倡议时是否会有所不同？对此类问题的回答不仅能够回应“国退民进”还是“国进民退”的争议，同时也能够为“一带一路”倡议的后续工作提供参考。

表5汇报了国有企业和非国有企业分样本回归结果。第(1)列和第(2)列分别是国有企业样本的静态效应和动态效应估计。第(3)列和第(4)列分别是民营企业样本的静态效应和动态效应估计。从静态效应来看，国有企业投资效率的交叉项treat×year的估计系数在10%的水平下显著为负；民营企业投资效率的交叉项treat×year的估计系数在5%的水平下显著为负。这表明“一带一路”倡议均显著提升了国有企业和民营企业的投资效率，但对民营企业的促进效果更为显著。从动态效应来看，国有企业投资效率交叉项系数treat×2016year和treat×2017year都在5%的水平上显著为负，表明在“一带一路”倡议实施后第三年开始提升国有企业投资效率。民营企业投资效率的交叉项系数treat×2017year在5%的水平上显著为负，这表明“一带一路”倡议实施后第四年开始提升非国有企业投资效率。这一结论意味着 “一带一路”倡议存在政策滞后性，国有企业能够凭借政策红利占得先机，民营企业虽然不具备国有企业的先发优势，但凭借着响应国家号召，也能逐步提升投资效率。综上所述，在“一带一路”倡议的大背景下，无论是“国进民退”还是“民进国退”，都不是化解问题的主要矛盾，当下应当解决的问题是如何响应国家政策打造新型合作机制以构建“国民同进”的新格局。

表5 基于产权属性的分样本回归

五、结论与建议

本文以中国实施“一带一路”倡议为准自然实验，采用倍差法系统地估计了“一带一路”倡议对企业投资效率的影响。从整体上来看，“一带一路”倡议显著提升了企业投资效率，并且该效应具有明显的滞后性，呈现逐渐增强态势；从投资类型来看，“一带一路”倡议缓解了企业投资不足，并且该效应呈现逐渐增强趋势；“一带一路”倡议加剧了企业投资过度，但该效应呈现逐渐缓解趋势；从内在机制来看，“一带一路”倡议通过降低融资约束缓解企业投资不足，却提升了代理成本进而加剧企业投资过度。

根据上述研究结论，本文认为政府有必要鼓励更多的企业“走出去”，拓宽“一带一路”倡议的广度和深度。国内企业应当利用“一带一路”营造的宽松融资环境，主动参与沿线国家经济建设，进一步开拓企业的市场空间，提升“一带一路”倡议的广度。同时，“一带一路”倡议建设中存在政治、经济和文化等方面的差异，使得中国企业“走出去”时面临错综复杂的投资风险，因此，政府有必要完善中国与沿线国家的风险防控问题，为中国企业“走出去”保驾护航，进而拓宽“一带一路”倡议的深度。“一带一路”倡议缓解企业投资不足的同时，也需时刻加强对投资过度问题的重视。地方政府在参与“一带一路”倡议时，应该因地制宜，充分考虑当地的实际情况后进一步将政策细分，以达到最大限度地发挥资源配置的作用。除此之外，政府还应设立投资过度的风险预警机制，并实时监控企业投资行为，避免恶性竞争和盲目投资。中国企业应当因势导利，打造“国民同进”的新环境。国有企业应该充分发挥其“主力军”身份，帮助更多的民营企业分得“一带一路”倡议的政策蛋糕。同时，国家在政策上应该积极鼓励国有企业与民营企业构建“功能互补、利益相关”的协调合作关系，进而打造“国民同进”的新环境以带动国有企业和民营企业的有机结合。