“一带一路”倡议、融资约束与企业创新投入

闫华红 薛雅心

【摘要】推动创新是“一带一路”建设的内在要求， 为响应“一带一路”倡议， 各地政府向相关企业提供政策支持， 这对企业创新产生了重要影响。 以沪深A股上市公司为研究对象， 探究“一带一路”倡议下融资约束对企业创新投入的影响， 发现“一带一路”倡议有利于提高企业创新投入水平， 而融资约束具有中介效应。 进一步从行业特征和产权性质两方面进行研究， 发现“一带一路”倡议对企业创新投入的提升作用主要集中于重点合作产业和非国有企业。

【关键词】“一带一路”;融资约束;企业创新投入;行业特征;产权性质

【中图分类号】F275      【文献标识码】A      【文章编号】1004-0994（2021）14-0041-7

一、引言

党的十八届三中全会以来， 我国经济发展进入一个新的历史时期， 其中“一带一路”建设成为构建开放型经济新体系及内外经济互动的核心内容。 国家主席习近平在发表题为《齐心开创共建“一带一路”美好未来》的主旨演讲中明确， 创新就是生产力， 中国将继续实施共建“一带一路”科技创新行动计划。 创新是整体性的， 在加快推动建设创新型国家的过程中， 需要政府、市场和社会各界融入其中， 携手共同营造一个宏观的创新环境。 企业是共建“一带一路”发展过程中的主体， 结合各地区特点， 国家发改委、外交部、商务部于2015年3月联合发布《推动共建丝绸之路经济带和21世纪海上丝绸之路的愿景与行动》， 文件将上海市、天津市、宁波市、广州市、深圳市、大连市、青岛市、烟台市、福州市、厦门市、泉州市、海口市、三亚市、湛江市、汕头市、武汉市、长沙市、南昌市、合肥市、西安市、兰州市、西宁市、重庆市和成都市列为重点建设节点城市。

践行“一带一路”倡议， 能够为节点城市企业提供共享资源， 带来发展机遇， 但与此同时也会让“走出去”的企业承担更多的资金风险和融资压力。 “一带一路”沿线企业进行创新活动时， 往往需要在前期进行大量投入， 并且该投入风险高、回报周期长， 尤其在对经济环境不确定性较高的国家进行投资时， 风险敞口会继续放大， 因此需要外部主体为企业的创新活动提供中长期的金融支持[1] 。 在“一带一路”倡议全面推进的过程中， 国家层面构建了“一带一路”倡议政策实施的政府支持体系， 同时国家税务机关、沪深交易所和各大金融机构也积极响应该倡议， 为相关企业提供支持， 有效缓解了节点城市企业融资约束， 对沿线企业加快实施“走出去”战略以及加大创新投入起到了推动作用。 可见， 在“一带一路”倡议的指引下， 缓解融资约束作为一个促进创新投入的基本途径， 极大地提高了沿线企业的发展能力。

鉴于此， “一带一路”倡议的实施受到各级地方政府的高度重视， 政府出台各项支持政策， 而受到倡议影响的企业可能因为符合政策导向而有效缓解融资约束， 刺激企业创新。 那么， 究竟“一带一路”倡议是否会促进节点城市企业增加创新投入呢？ 融资约束是否在“一带一路”倡议促进节点城市企业加大创新投入中发挥中介作用呢？ 目前虽有文献研究“一带一路”倡议对微观企业个体产生的影响， 但并没有对其作用路径进行梳理， 本文对此进行有益补充， 试图研究“一带一路”倡议对节点城市企业创新的作用机制， 全面揭示“出台‘一带一路倡议→缓解融资约束→提升节点城市企业创新投入”的作用路径。 本文将转型背景下的宏观经济政策与微观企业行为有机联系起来， 全面考察了宏观政策与企业行为之间的关系， 不仅有助于厘清宏观经济政策对企业创新的影响及作用机理， 也为“一带一路”倡议的正面微观经济后果提供了证据支持。

二、理论研究与假设提出

“一带一路”倡议作为国之创举， 不仅刺激了节点城市企业的创新动机， 而且为创新带来资源和资金支持， 最终提升节点城市企业的创新投入。 具体体现在以下两个方面：

第一， 从动机角度来看， “一带一路”倡议通过出台相关政策鼓励企业走出国门， 为扩大产品市场， 节点城市相关企业会加大创新投入以提高竞争力。 在“一带一路”倡议下， 政府相继出台《西部陆海新通道总体规划》《第三方市场合作指南和案例》等一系列相关政策鼓励节点城市企业走出去， 为中国企业将产品或服务出口海外提供了一个真实存在的新平台。 根据资本的逐利性， 任何一个市场参与者都不会轻易放过此次政策“良机”， 都会想尽办法提高企业的国际竞争力， 从而获取更多的市场份额， 消化政策“红利”， 最终在该市场中站稳脚跟。 提高创新能力是提高国际竞争力的重要手段之一， 因此， 为提升创新能力， 节点城市企业会加大创新投入， 从而克服之前的产品定位趋同、产业结构布局重叠的弊病， 实现产品或服务差异化， 提升创新能力， 最终赢得更多的国际市场份额。

第二， 依据资源依赖理论， “一带一路”倡议给节点城市企业带来更多资源， 为企业创新提供了条件。 首先， “一带一路”倡议所提供的平台为企业获取海量资源提供了便利， 有助于企业创新。 具体来说， 对于一些企业， 仅仅通过自研很难实现半路超车， 严重阻碍了企业创新的步伐， “一带一路”倡议为节点城市企业提供了一个共建、共商、共享的资源平台， 为企业之间交流、学习、借鉴甚至交易相关科研技术提供了便利。 利益相关者的推动可以促进企业积极进行转型升级[2] ， 方便节点城市企业在“走出去”的同时学习先进技术， 增强资源获取能力， 进而使节点城市企业有信心加大创新投入， 改进創新质量， 提升创新水平。 其次， 在“一带一路”倡议下， 政府为节点城市企业提供资金支持， 促进创新投入。 企业创新活动具有长期性和战略性， 获取投资回报需要的时间较长、风险较大， 况且“走出去”的企业还需要面临开展跨国经营活动的资金压力和相关风险。 因此， 就目前而言， 节点城市企业靠自有资金很难维持“一带一路”项目建设的需要， 投入创新的资金紧缺。 针对此问题， 政府向丝路基金新增资金和专项贷款用于支持“一带一路”基础设施建设、产能、金融合作。 研究表明， 受“一带一路”倡议影响的节点城市得到的政府补助支持呈递增趋势[3] 。 而这些补助可以直接作为企业创新投入的资金， 减轻企业现金流不足的压力， 使企业有更加充足的资金用于研发创新[4] 。 同时， 政府补助也能够为节点城市企业研发创新活动分担风险， 降低节点城市企业经营成本， 从而补偿企业研发活动的正外部性溢出， 进而加大创新投入。

基于此， 本文认为“一带一路”倡议刺激了节点城市企业进行自主研发， 提高其创新的积极性， 通过政府和企业共同激发和释放“一带一路”科技创新合作的发展活力， 推动各类创新主体提升科技创新能力和潜力， 进而提升节点城市企业的创新投入， 为建设创新型国家做出贡献。 由此， 提出以下假设：

H1： “一带一路”倡议有利于提高节点城市企业创新投入。

由于创新活动的高风险和高不确定性， 融资能力对企业创新活动至关重要[5] 。 自“一带一路”倡议提出以来， 市场这只“看不见”的手和政府这只“看得见”的手均在发挥作用缓解节点城市企业的融资约束， 从而提升节点城市企业的创新投入。 具体体现在以下两个方面：

首先， 从市场角度来看， 金融机构和企业具备一定的信号传递能力， 获得“一带一路”支持的企业会更受投资者的青睐， 吸引社会投资者的技术、设备、资金等支持， 缓解融资约束， 进而提升节点城市企业创新投入。 有研究表明， 银行等金融机构具有信息发掘能力， 体现在会定期对企业研发活动进行严格的贷前调查、贷后检查和风险管理， 并且对现金流向进行持续监督， 从而降低信息不对称程度， 促进资源的优化配置[6] 。 在“一带一路”倡议下， 政策性银行根据贷款的項目或企业情况， 按照相关规定自主审核后进行信贷决策， 可以以较低的利率和较长的期限向指定项目发放贷款， 具有一定的指导性， 使“一带一路”节点城市企业产生较高的信用担保预期， 从而产生溢出效应， 即会促使商业银行及证券机构将其贷款资源向节点城市企业倾斜， 此时节点城市企业也间接向外界传递了具有良好的发展前景和优质的投资项目等积极信号。 这也恰恰提高了投资者的投资意愿， 使投资者更有信心对节点城市企业进行投资， 为节点城市企业创新提供更有力的支持， 从而缓解了企业融资约束， 减少了企业资金链断裂的风险， 为企业从事创新活动提供了有力保障， 影响企业的创新投入。

其次， 从政府角度来看， 在“一带一路”倡议下， 我国政府各方面支持政策出台， 填补了资金缺口， 缓解了节点城市企业的融资约束， 从而提升了节点城市企业创新投入。 具体地， 政府支持主要包括政府补助、税收优惠以及政策性贷款三种形式。 在政府补助方面， 政府通过财政贴息、专项资金拨付和设立各项专项基金等相关措施支持企业在境外开展经营活动; 在税收优惠方面， 我国企业“走出去”主要面临兼并收购、重复征税、歧视待遇、税收抵免以及转让定价和反避税调查五大风险， 为此， 我国政府与尽量多的沿线国家签订税收协定[7] ， 让国内企业在走向国际市场时享受更高程度的税收公平， 从而有助于企业积极开拓国际市场; 在政策性贷款方面， 沪深交易所和各金融机构均积极响应， 通过扩大银行授信、贷款利息优惠以及财政支持等为“一带一路”相关企业提供支持。 在“一带一路”倡议下， 政府通过以上三种支持方式可以降低节点城市获取银行贷款的成本及难度， 有利于调动节点城市企业的主观能动性， 实现资源合理配置， 显著缓解节点城市企业的融资约束， 同时获得的资金可以直接作为节点城市企业的创新投入资金， 为企业创新活动提供充沛的资金支持， 也为其分担了风险， 有助于降低节点城市企业的经营成本， 增加节点城市企业的留存收益， 增强节点城市企业的融资能力[8] ， 最终使得节点城市企业有更多的精力与现金流来加大创新投入。 由此， 提出以下假设：

H2： “一带一路”倡议通过缓解节点城市企业融资约束来提高其创新投入。

三、研究设计

（一）样本选择与数据来源

本文以2008 ～ 2019年A股上市公司作为研究对象。 由于2013年9月为“一带一路”概念最早提出的时间， 因此以2014 ～ 2019年A股上市公司为实验组， 为保证实验组与对照组的时间跨度一致， 选择2008 ～ 2013年A股上市公司为对照组， 根据上市公司披露的相关信息研究分析“一带一路”倡议、融资约束和企业创新投入之间的关系。 样本筛选过程如下： ①剔除总资产或净资产小于等于零的样本; ②考虑到ST公司具有特殊性， 剔除ST公司样本; ③剔除金融业样本; ④剔除主变量缺失的样本。 另外， 为降低极端值的影响， 本文对所有的连续变量在1%和99%分位上进行了缩尾处理。 本文最终样本包括16054个公司—年度观测值， 数据来自国泰安数据库。

（二）变量定义与模型构建

1. 变量定义。

（1）被解释变量： 创新投入。 借鉴石俊国等[9] 的研究， 本文以研发支出/营业收入衡量企业创新投入情况。

（2）解释变量： “一带一路”倡议政策。 借鉴陈胜蓝和刘晓玲[10] 的研究， 本文以上文提到的《推动共建丝绸之路经济带和21世纪海上丝绸之路的愿景与行动》中列明的重点建设节点城市为参考依据， 按照企业注册地是否位于上述重点建设节点城市判断“一带一路”倡议是否涉及该企业， 其中将注册地位于倡议节点城市的企业作为实验组， 将注册地位于倡议节点城市之外的企业作为对照组。 Treat变量为虚拟变量， 实验组样本取值均为1， 其余取值为0; Policy变量为虚拟变量， 由于“一带一路”概念最早提出时间为2013年9月， 故本文将2014 ～ 2019年样本的Policy变量定义为1， 将2008 ～ 2013年样本的Policy变量定义为0。

（3）中介变量： 融资约束。 借鉴严若森等[11] 的研究， 采用SA指数作为企业融资约束的代理变量。

（4）控制变量。 借鉴徐思等[12] 和杨兴全等[13] 的研究， 选取如下变量作为控制变量： 公司规模、资产负债率、第一大股东持股比例、净资产收益率、兼任情况、产权性质、科研人数以及年度和行业虚拟变量。 具体变量定义如表1所示。

2. 模型构建。 为探究“一带一路”倡议企业创新投入的影响以及融资约束的中介效应， 本文使用双重差分方法（DID）， 并参照温忠麟和叶宝娟[14] 检验中介效应的方法， 构建本文的回归模型。

为检验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）

為检验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为样本个体变量， t为时间变量， εi，t为模型误差项。

四、实证分析

（一）描述性统计

数据整体描述性统计结果如表2所示， 被解释变量企业创新投入的均值为1.45， 标准差为2.45， 最小值为0.00， 最大值为13.39， 表明各个企业的创新投入差异较大。 中介变量融资约束均值为-3.63， 表明企业均受到一定的融资约束。 控制变量中公司规模的均值为8.54， 标准差为1.42; 资产负债率的均值为0.50， 标准差为0.2; 第一大股东持股比例的均值为0.37， 标准差为0.16; 净资产收益率的均值为0.07， 标准差为0.15; 科研人数的均值为1.78， 标准差为2.70， 最小值为0， 最大值为10.65， 说明样本企业中科研人员的数量差异较大。

（二）回归结果分析

本文使用双重差分方法（DID）进行回归的结果如表3所示。 其中列（1）被解释变量为创新投入（RD）， 报告了“一带一路”倡议是否增加了节点城市企业的创新投入， 交乘项Treat×Policy的系数为0.1267， 且在5%的水平上显著， 说明“一带一路”倡议确实对节点城市企业的创新投入有提高作用， 因此H1得以证明。 此外， 列（2）和列（3）报告的是融资约束在“一带一路”倡议和企业创新投入之间是否存在中介作用， 被解释变量分别是融资约束（SA）和创新投入（RD）。 由回归结果可知： β3=0.0200， 在5%的水平上显著; γ1=0.2823， 在1%的水平上显著， 两系数均显著， 说明融资约束在“一带一路”倡议与企业创新投入的关系中具有部分中介效应。 另外， 本文还采用Sobel Test检验该中介效应是否显著， 报告的P值为0.03， 检验结果显著， 表明融资约束在“一带一路”倡议与企业创新投入的关系中存在部分中介效应， 具体表现为“一带一路”倡议通过缓解融资约束为企业带来资金支持， 从而提高企业创新投入， H2得以证明。

（三）稳健性检验

1. 基于控制省份特征的检验。 借鉴徐思等[12] 的研究， 考虑“一带一路”节点城市企业所在省份可能存在一定的地域特殊性， 如某些省份出台了相关政策专门用于激励企业创新， 因此本文引入省份控制变量进行稳健性检验， 回归结果见表4。 可以看出， 列（1）交乘项Treat×Policy的系数、列（2）交乘项Treat×Policy的系数以及列（3）融资约束（SA）的系数均显著为正， 支持本文的主要结论。

2. 基于PSM配对样本的检验。 由于A股公司的注册地所在城市是否会作为“一带一路”节点城市具有一定的随机性， 因此满足DID模型的外生性要求。 为了解决内生性问题， 且“一带一路”节点城市企业的创新投入本身存在固有性质， 而非“一带一路”倡议的影响， 本文借鉴王桂军和卢潇潇[15] 的研究， 基于PSM配对样本对模型重新进行回归分析。 回归结果如表5所示， 列（1）交乘项Treat×Policy的系数、列（2）交乘项Treat×Policy的系数以及列（3）融资约束（SA）的系数均显著为正， 故结论依然保持不变。

3. 基于删除试点当年观测值的检验。 借鉴徐思等[12] 的研究， 考虑到“一带一路”倡议是在2013年提出的， 本文将2008 ～ 2013年定义为“一带一路”倡议提出前， 将2014 ～ 2019年定义为“一带一路”倡议提出后， 出于稳健性考虑应该删除试点当年（即2013年）数据重新进行回归， 具体回归结果见表6。 可以看出， 列（1）交乘项Treat×Policy的系数、列（2）交乘项Treat×Policy的系数以及列（3）融资约束（SA）的系数均显著为正， 与主回归结果不存在实质性差异。

五、进一步分析

前文实证结果表明， “一带一路”倡议有利于提升企业的创新投入， 但“一带一路”倡议可能并非对所有企业都会产生同等影响。 本文从行业特征和产权性质角度进行探究， 通过分组回归研究“一带一路”倡议对具有不同特征企业的创新投入的影响。

（一）基于行业特征的分析

在“一带一路”倡议下， 商务部从该倡议整体战略布局出发， 基于我国自身产业特点和沿途国家的实际情况， 明确将新兴优势产业、富裕产能产业和配套性支持产业作为“一带一路”对外投资的重点产业， 其中界定的新兴优势产业包括基础交通设施、信息工程、农业、电力工程和高新技术， 富余产能产业包括钢铁、房屋、矿资源开发和石油化工天然能源， 配套性支持产业包括金融、商务服务、交通运输和商贸物流， 本文将这三大产业领域统称为重点合作产业， 其余产业统称为非重点合作产业。 重点合作产业为了加快对外投资合作的步伐， 在对外投资中占据主动地位， 会更注重提高企业自身的创新能力， 可能会提升企业创新投入。 因此， 本文预测“一带一路”倡议提升企业创新投入的效果主要集中于重点合作产业。 回归结果见表7， 其中列（1）和列（2）被解释变量为创新投入（RD）， 报告了基于行业特征分组的检验结果。 结果显示在重点合作产业中， 交乘项Treat×Policy的系数为0.1647， 且在10%的水平上显著， 表明“一带一路”倡议对节点城市重点合作产业中的企业创新投入有提高作用。 而在非重点合作产业中结果并不显著， 说明“一带一路”倡议对企业创新投入的提高效果主要集中于重点合作产业。

（二）基于产权性质的分析

研究政策对于企业行为的影响， 不能脱离行为动机的底层逻辑。 非国有企业的目标很明确是要实现利润最大化、企业价值最大化， 因此相对国有企业来说， 非国有企业更有动机通过提高创新投入来提高自身的国际竞争力， 从而提高自身的市场份额， 最终实现企业目标。 国有企业除盈利目标之外， 还承担了一定的社会责任， 而社会责任和创新投入的相关性较低。 故本文基于产权性质进一步分析“一带一路”倡议对两类企业创新投入提高作用的影响。

回归结果见表7， 列（3）和列（4）的被解释变量为创新投入（RD）， 报告了基于产权性质分组的检验结果。 结果显示在非国有企业中， 交乘项Treat×Policy的系数为0.3299， 且在1%的水平上显著， 表明“一带一路”倡议确实对节点城市非国有企业的创新投入有提高作用。 而对国有企业创新投入的提高作用并不显著， 说明了“一带一路”倡议提升企业创新投入的效果主要集中于非国有企业。 因此。 两类企业控股股东身份不同决定了两类企业目标不同， 进而决定了“一带一路”倡议对两类企业提高创新投入意愿的刺激效果会有一定的差别。

六、研究结论与政策启示

（一）研究结论

本文以2008 ～ 2019年A股上市公司为研究样本， 探究“一带一路”倡议是否会促进以及如何促进节点城市企业的创新投入。 研究结论表明， “一带一路”倡议对节点城市企业创新投入有促进作用， 虽然践行“一带一路”倡议会让企业面临资金压力、政治风险等， 但其拓展的市场也刺激了相关企业的创新意愿， 在一定程度上促使变压力为动力， 进而提高節点城市企业创新投入。 进一步研究发现， 在“一带一路”倡议和节点城市企业创新投入中存在融资约束的中介效应， 各项政府政策支持填补了资金缺口， 从而缓解了融资约束， 促进了“一带一路”倡议的落实和推进， 提高了节点城市企业的创新投入。 从上述结果可以看出， 围绕“一带一路”倡议和创新型国家建设， 政府作为政策制定者和重要参与者， 发挥着重要作用。

（二）政策启示

首先， 本文对“一带一路”倡议和企业创新投入的关系进行实证研究， 结果表明“一带一路”倡议在鼓励节点城市企业努力投身于能够提升其竞争力的创新的同时， 对于非节点城市企业的创新同样具有重要的带动作用。 其次， 创新需要加大资金支持， 融资瓶颈是“一带一路”基础设施互联互通面临的突出挑战， 本文以融资约束作为中介变量， 研究“一带一路”倡议提高企业创新投入的作用路径。 目前虽有文献研究“一带一路”倡议对企业创新的影响， 但并没有对其作用路径进行梳理， 本文对此进行有益的补充， 不仅有利于分析该倡议对企业创新的影响及其作用路径， 佐证该倡议的正面微观经济效应， 而且对发挥创新带动性具有重要的实践意义。 最后， 通过对行业特征和产权性质进行分组回归发现， “一带一路”倡议更加显著地提升了重点合作产业和非国有企业的创新投入。 政府可以通过在重点合作产业和非国有企业中寻找发展前景良好的企业， 重点进行创新方面的指导， 化创新投入为创新产出， 从而节省资源、提高效率， 同时也要兼顾非重点合作产业和国有企业， 鼓励其开展创新活动。

一、引言

党的十八届三中全会以来， 我国经济发展进入一个新的历史时期， 其中“一带一路”建设成为构建开放型经济新体系及内外经济互动的核心内容。 国家主席习近平在发表题为《齐心开创共建“一带一路”美好未来》的主旨演讲中明确， 创新就是生产力， 中国将继续实施共建“一带一路”科技创新行动计划。 创新是整体性的， 在加快推动建设创新型国家的过程中， 需要政府、市场和社会各界融入其中， 携手共同营造一个宏观的创新环境。 企业是共建“一带一路”发展过程中的主体， 结合各地区特点， 国家发改委、外交部、商务部于2015年3月联合发布《推动共建丝绸之路经济带和21世纪海上丝绸之路的愿景与行动》， 文件将上海市、天津市、宁波市、广州市、深圳市、大连市、青岛市、烟台市、福州市、厦门市、泉州市、海口市、三亚市、湛江市、汕头市、武汉市、长沙市、南昌市、合肥市、西安市、兰州市、西宁市、重庆市和成都市列为重点建设节点城市。

践行“一带一路”倡议， 能够为节点城市企业提供共享资源， 带来发展机遇， 但与此同时也会让“走出去”的企业承担更多的资金风险和融资压力。 “一带一路”沿线企业进行创新活动时， 往往需要在前期进行大量投入， 并且该投入风险高、回报周期长， 尤其在对经济环境不确定性较高的国家进行投资时， 风险敞口会继续放大， 因此需要外部主体为企业的创新活动提供中长期的金融支持[1] 。 在“一带一路”倡议全面推进的过程中， 国家层面构建了“一带一路”倡议政策实施的政府支持体系， 同时国家税务机关、沪深交易所和各大金融机构也积极响应该倡议， 为相关企业提供支持， 有效缓解了节点城市企业融资约束， 对沿线企业加快实施“走出去”战略以及加大创新投入起到了推动作用。 可见， 在“一带一路”倡议的指引下， 缓解融资约束作为一个促进创新投入的基本途径， 极大地提高了沿线企业的发展能力。

鉴于此， “一带一路”倡议的实施受到各级地方政府的高度重视， 政府出台各项支持政策， 而受到倡议影响的企业可能因为符合政策导向而有效缓解融资约束， 刺激企业创新。 那么， 究竟“一带一路”倡议是否会促进节点城市企业增加创新投入呢？ 融资约束是否在“一带一路”倡议促进节点城市企业加大创新投入中发挥中介作用呢？ 目前虽有文献研究“一带一路”倡议对微观企业个体产生的影响， 但并没有对其作用路径进行梳理， 本文对此进行有益补充， 试图研究“一带一路”倡议对节点城市企业创新的作用机制， 全面揭示“出台‘一带一路倡议→缓解融资约束→提升节点城市企业创新投入”的作用路径。 本文将转型背景下的宏观经济政策与微观企业行为有机联系起来， 全面考察了宏观政策与企业行为之间的关系， 不仅有助于厘清宏观经济政策对企业创新的影响及作用机理， 也为“一带一路”倡议的正面微觀经济后果提供了证据支持。

二、理论研究与假设提出

“一带一路”倡议作为国之创举， 不仅刺激了节点城市企业的创新动机， 而且为创新带来资源和资金支持， 最终提升节点城市企业的创新投入。 具体体现在以下两个方面：

第一， 从动机角度来看， “一带一路”倡议通过出台相关政策鼓励企业走出国门， 为扩大产品市场， 节点城市相关企业会加大创新投入以提高竞争力。 在“一带一路”倡议下， 政府相继出台《西部陆海新通道总体规划》《第三方市场合作指南和案例》等一系列相关政策鼓励节点城市企业走出去， 为中国企业将产品或服务出口海外提供了一个真实存在的新平台。 根据资本的逐利性， 任何一个市场参与者都不会轻易放过此次政策“良机”， 都会想尽办法提高企业的国际竞争力， 从而获取更多的市场份额， 消化政策“红利”， 最终在该市场中站稳脚跟。 提高创新能力是提高国际竞争力的重要手段之一， 因此， 为提升创新能力， 节点城市企业会加大创新投入， 从而克服之前的产品定位趋同、产业结构布局重叠的弊病， 实现产品或服务差异化， 提升创新能力， 最终赢得更多的国际市场份额。

第二， 依据资源依赖理论， “一带一路”倡议给节点城市企业带来更多资源， 为企业创新提供了条件。 首先， “一带一路”倡议所提供的平台为企业获取海量资源提供了便利， 有助于企业创新。 具体来说， 对于一些企业， 仅仅通过自研很难实现半路超车， 严重阻碍了企业创新的步伐， “一带一路”倡议为节点城市企业提供了一个共建、共商、共享的资源平台， 为企业之间交流、学习、借鉴甚至交易相关科研技术提供了便利。 利益相关者的推动可以促进企业积极进行转型升级[2] ， 方便节点城市企业在“走出去”的同时学习先进技术， 增强资源获取能力， 进而使节点城市企业有信心加大创新投入， 改进创新质量， 提升创新水平。 其次， 在“一带一路”倡议下， 政府为节点城市企业提供资金支持， 促进创新投入。 企业创新活动具有长期性和战略性， 获取投资回报需要的时间较长、风险较大， 况且“走出去”的企业还需要面临开展跨国经营活动的资金压力和相关风险。 因此， 就目前而言， 节点城市企业靠自有资金很难维持“一带一路”项目建设的需要， 投入创新的资金紧缺。 针对此问题， 政府向丝路基金新增资金和专项贷款用于支持“一带一路”基础设施建设、产能、金融合作。 研究表明， 受“一带一路”倡议影响的节点城市得到的政府补助支持呈递增趋势[3] 。 而这些补助可以直接作为企业创新投入的资金， 减轻企业现金流不足的压力， 使企业有更加充足的资金用于研发创新[4] 。 同时， 政府补助也能够为节点城市企业研发创新活动分担风险， 降低节点城市企业经营成本， 从而补偿企业研发活动的正外部性溢出， 进而加大创新投入。

基于此， 本文认为“一带一路”倡议刺激了节点城市企业进行自主研发， 提高其创新的积极性， 通过政府和企业共同激发和释放“一带一路”科技创新合作的发展活力， 推动各类创新主体提升科技创新能力和潜力， 进而提升节点城市企业的创新投入， 为建设创新型国家做出贡献。 由此， 提出以下假设：

H1： “一带一路”倡议有利于提高节点城市企业创新投入。

由于创新活动的高风险和高不确定性， 融资能力对企业创新活动至关重要[5] 。 自“一带一路”倡议提出以来， 市场这只“看不见”的手和政府这只“看得见”的手均在发挥作用缓解节点城市企业的融资约束， 从而提升节点城市企业的创新投入。 具体体现在以下两个方面：

首先， 从市场角度来看， 金融机构和企业具备一定的信号传递能力， 获得“一带一路”支持的企业会更受投资者的青睐， 吸引社会投资者的技术、设备、资金等支持， 缓解融资约束， 进而提升节点城市企业创新投入。 有研究表明， 银行等金融机构具有信息发掘能力， 体现在会定期对企业研发活动进行严格的贷前调查、贷后检查和风险管理， 并且对现金流向进行持续监督， 从而降低信息不对称程度， 促进资源的优化配置[6] 。 在“一带一路”倡议下， 政策性银行根据贷款的项目或企业情况， 按照相关规定自主审核后进行信贷决策， 可以以较低的利率和较长的期限向指定项目发放贷款， 具有一定的指导性， 使“一带一路”节点城市企业产生较高的信用担保预期， 从而产生溢出效应， 即会促使商业银行及证券机构将其贷款资源向节点城市企业倾斜， 此时节点城市企业也间接向外界传递了具有良好的发展前景和优质的投资项目等积极信号。 这也恰恰提高了投资者的投资意愿， 使投资者更有信心对节点城市企业进行投资， 为节点城市企业创新提供更有力的支持， 从而缓解了企业融资约束， 减少了企业资金链断裂的风险， 为企业从事创新活动提供了有力保障， 影响企业的创新投入。

其次， 从政府角度来看， 在“一带一路”倡议下， 我国政府各方面支持政策出台， 填补了资金缺口， 缓解了节点城市企业的融资约束， 从而提升了节点城市企业创新投入。 具体地， 政府支持主要包括政府补助、税收优惠以及政策性贷款三种形式。 在政府补助方面， 政府通过财政贴息、专项资金拨付和设立各项专项基金等相关措施支持企业在境外开展经营活动; 在税收优惠方面， 我国企业“走出去”主要面临兼并收购、重复征税、歧视待遇、税收抵免以及转让定价和反避税调查五大风险， 为此， 我国政府与尽量多的沿线国家签订税收协定[7] ， 让国内企业在走向国际市场时享受更高程度的税收公平， 从而有助于企业积极开拓国际市场; 在政策性贷款方面， 沪深交易所和各金融机构均积极响应， 通过扩大银行授信、贷款利息优惠以及财政支持等为“一带一路”相关企业提供支持。 在“一带一路”倡议下， 政府通过以上三种支持方式可以降低节点城市获取银行贷款的成本及难度， 有利于调动节点城市企业的主观能动性， 实现资源合理配置， 显著缓解节点城市企业的融资约束， 同时获得的资金可以直接作为节点城市企业的创新投入资金， 为企业创新活动提供充沛的资金支持， 也为其分担了风险， 有助于降低节点城市企业的经营成本， 增加节点城市企业的留存收益， 增强节点城市企业的融资能力[8] ， 最终使得节点城市企业有更多的精力与现金流来加大创新投入。 由此， 提出以下假设：

H2： “一带一路”倡议通过缓解节点城市企业融资约束来提高其创新投入。

三、研究设计

（一）样本选择与数据来源

本文以2008 ～ 2019年A股上市公司作为研究对象。 由于2013年9月为“一带一路”概念最早提出的时间， 因此以2014 ～ 2019年A股上市公司为实验组， 为保证实验组与对照组的时间跨度一致， 选择2008 ～ 2013年A股上市公司为对照组， 根据上市公司披露的相关信息研究分析“一带一路”倡议、融资约束和企业创新投入之间的关系。 样本筛选过程如下： ①剔除总资产或净资产小于等于零的样本; ②考虑到ST公司具有特殊性， 剔除ST公司样本; ③剔除金融业样本; ④剔除主变量缺失的样本。 另外， 为降低极端值的影响， 本文对所有的连续变量在1%和99%分位上进行了缩尾处理。 本文最终样本包括16054个公司—年度观测值， 数据来自国泰安数据库。

（二）变量定义与模型构建

1. 变量定义。

（1）被解释变量： 创新投入。 借鉴石俊国等[9] 的研究， 本文以研发支出/营业收入衡量企业创新投入情况。

（2）解释变量： “一带一路”倡议政策。 借鉴陈胜蓝和刘晓玲[10] 的研究， 本文以上文提到的《推动共建丝绸之路经济带和21世纪海上丝绸之路的愿景与行动》中列明的重点建设节点城市为参考依据， 按照企业注册地是否位于上述重点建设节点城市判断“一带一路”倡议是否涉及该企业， 其中将注册地位于倡议节点城市的企业作为实验组， 将注册地位于倡议节点城市之外的企业作为对照组。 Treat变量为虚拟变量， 实验组样本取值均为1， 其余取值为0; Policy变量为虚拟变量， 由于“一带一路”概念最早提出时间为2013年9月， 故本文将2014 ～ 2019年样本的Policy变量定义为1， 将2008 ～ 2013年样本的Policy变量定义为0。

（3）中介变量： 融资约束。 借鉴严若森等[11] 的研究， 采用SA指数作为企业融资约束的代理变量。

（4）控制变量。 借鉴徐思等[12] 和杨兴全等[13] 的研究， 选取如下变量作为控制变量： 公司规模、资产负债率、第一大股东持股比例、净资产收益率、兼任情况、产权性质、科研人数以及年度和行业虚拟变量。 具体变量定义如表1所示。

2. 模型构建。 为探究“一带一路”倡议企业创新投入的影响以及融资约束的中介效应， 本文使用双重差分方法（DID）， 并参照温忠麟和叶宝娟[14] 检验中介效应的方法， 构建本文的回归模型。

为检验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）

为检验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為样本个体变量， t为时间变量， εi，t为模型误差项。

四、实证分析

（一）描述性统计

数据整体描述性统计结果如表2所示， 被解释变量企业创新投入的均值为1.45， 标准差为2.45， 最小值为0.00， 最大值为13.39， 表明各个企业的创新投入差异较大。 中介变量融资约束均值为-3.63， 表明企业均受到一定的融资约束。 控制变量中公司规模的均值为8.54， 标准差为1.42; 资产负债率的均值为0.50， 标准差为0.2; 第一大股东持股比例的均值为0.37， 标准差为0.16; 净资产收益率的均值为0.07， 标准差为0.15; 科研人数的均值为1.78， 标准差为2.70， 最小值为0， 最大值为10.65， 说明样本企业中科研人员的数量差异较大。

（二）回归结果分析

本文使用双重差分方法（DID）进行回归的结果如表3所示。 其中列（1）被解释变量为创新投入（RD）， 报告了“一带一路”倡议是否增加了节点城市企业的创新投入， 交乘项Treat×Policy的系数为0.1267， 且在5%的水平上显著， 说明“一带一路”倡议确实对节点城市企业的创新投入有提高作用， 因此H1得以证明。 此外， 列（2）和列（3）报告的是融资约束在“一带一路”倡议和企业创新投入之间是否存在中介作用， 被解释变量分别是融资约束（SA）和创新投入（RD）。 由回归结果可知： β3=0.0200， 在5%的水平上显著; γ1=0.2823， 在1%的水平上显著， 两系数均显著， 说明融资约束在“一带一路”倡议与企业创新投入的关系中具有部分中介效应。 另外， 本文还采用Sobel Test检验该中介效应是否显著， 报告的P值为0.03， 检验结果显著， 表明融资约束在“一带一路”倡议与企业创新投入的关系中存在部分中介效应， 具体表现为“一带一路”倡议通过缓解融资约束为企业带来资金支持， 从而提高企业创新投入， H2得以证明。

（三）稳健性检验

1. 基于控制省份特征的检验。 借鉴徐思等[12] 的研究， 考虑“一带一路”节点城市企业所在省份可能存在一定的地域特殊性， 如某些省份出台了相关政策专门用于激励企业创新， 因此本文引入省份控制變量进行稳健性检验， 回归结果见表4。 可以看出， 列（1）交乘项Treat×Policy的系数、列（2）交乘项Treat×Policy的系数以及列（3）融资约束（SA）的系数均显著为正， 支持本文的主要结论。

2. 基于PSM配对样本的检验。 由于A股公司的注册地所在城市是否会作为“一带一路”节点城市具有一定的随机性， 因此满足DID模型的外生性要求。 为了解决内生性问题， 且“一带一路”节点城市企业的创新投入本身存在固有性质， 而非“一带一路”倡议的影响， 本文借鉴王桂军和卢潇潇[15] 的研究， 基于PSM配对样本对模型重新进行回归分析。 回归结果如表5所示， 列（1）交乘项Treat×Policy的系数、列（2）交乘项Treat×Policy的系数以及列（3）融资约束（SA）的系数均显著为正， 故结论依然保持不变。

3. 基于删除试点当年观测值的检验。 借鉴徐思等[12] 的研究， 考虑到“一带一路”倡议是在2013年提出的， 本文将2008 ～ 2013年定义为“一带一路”倡议提出前， 将2014 ～ 2019年定义为“一带一路”倡议提出后， 出于稳健性考虑应该删除试点当年（即2013年）数据重新进行回归， 具体回归结果见表6。 可以看出， 列（1）交乘项Treat×Policy的系数、列（2）交乘项Treat×Policy的系数以及列（3）融资约束（SA）的系数均显著为正， 与主回归结果不存在实质性差异。

五、进一步分析

前文实证结果表明， “一带一路”倡议有利于提升企业的创新投入， 但“一带一路”倡议可能并非对所有企业都会产生同等影响。 本文从行业特征和产权性质角度进行探究， 通过分组回归研究“一带一路”倡议对具有不同特征企业的创新投入的影响。

（一）基于行业特征的分析

在“一带一路”倡议下， 商务部从该倡议整体战略布局出发， 基于我国自身产业特点和沿途国家的实际情况， 明确将新兴优势产业、富裕产能产业和配套性支持产业作为“一带一路”对外投资的重点产业， 其中界定的新兴优势产业包括基础交通设施、信息工程、农业、电力工程和高新技术， 富余产能产业包括钢铁、房屋、矿资源开发和石油化工天然能源， 配套性支持产业包括金融、商务服务、交通运输和商贸物流， 本文将这三大产业领域统称为重点合作产业， 其余产业统称为非重点合作产业。 重点合作产业为了加快对外投资合作的步伐， 在对外投资中占据主动地位， 会更注重提高企业自身的创新能力， 可能会提升企业创新投入。 因此， 本文预测“一带一路”倡议提升企业创新投入的效果主要集中于重点合作产业。 回归结果见表7， 其中列（1）和列（2）被解释变量为创新投入（RD）， 报告了基于行业特征分组的检验结果。 结果显示在重点合作产业中， 交乘项Treat×Policy的系数为0.1647， 且在10%的水平上显著， 表明“一带一路”倡议对节点城市重点合作产业中的企业创新投入有提高作用。 而在非重点合作产业中结果并不显著， 说明“一带一路”倡议对企业创新投入的提高效果主要集中于重点合作产业。

（二）基于产权性质的分析

研究政策对于企业行为的影响， 不能脱离行为动机的底层逻辑。 非国有企业的目标很明确是要实现利润最大化、企业价值最大化， 因此相对国有企业来说， 非国有企业更有动机通过提高创新投入来提高自身的国际竞争力， 从而提高自身的市场份额， 最终实现企业目标。 国有企业除盈利目标之外， 还承担了一定的社会责任， 而社会责任和创新投入的相关性较低。 故本文基于产权性质进一步分析“一带一路”倡议对两类企业创新投入提高作用的影响。

回归结果见表7， 列（3）和列（4）的被解释变量为创新投入（RD）， 报告了基于产权性质分组的检验结果。 结果显示在非国有企业中， 交乘项Treat×Policy的系数为0.3299， 且在1%的水平上显著， 表明“一带一路”倡议确实对节点城市非国有企业的创新投入有提高作用。 而对国有企业创新投入的提高作用并不显著， 说明了“一带一路”倡议提升企业创新投入的效果主要集中于非国有企业。 因此。 两类企业控股股东身份不同决定了两类企业目标不同， 进而决定了“一带一路”倡议对两类企业提高创新投入意愿的刺激效果会有一定的差别。

六、研究结论与政策启示

（一）研究结论

本文以2008 ～ 2019年A股上市公司为研究样本， 探究“一带一路”倡议是否会促进以及如何促进节点城市企业的创新投入。 研究结论表明， “一带一路”倡议对节点城市企业创新投入有促进作用， 虽然践行“一带一路”倡议会让企业面临资金压力、政治风险等， 但其拓展的市场也刺激了相关企业的创新意愿， 在一定程度上促使变压力为动力， 进而提高节点城市企业创新投入。 进一步研究发现， 在“一带一路”倡议和节点城市企业创新投入中存在融资约束的中介效应， 各项政府政策支持填补了资金缺口， 从而缓解了融资约束， 促进了“一带一路”倡议的落实和推进， 提高了节点城市企业的创新投入。 从上述结果可以看出， 围绕“一带一路”倡议和创新型国家建设， 政府作为政策制定者和重要参与者， 发挥着重要作用。

（二）政策启示

首先， 本文对“一带一路”倡议和企业创新投入的关系进行实证研究， 结果表明“一带一路”倡议在鼓励节点城市企业努力投身于能够提升其竞争力的创新的同时， 对于非节点城市企业的创新同样具有重要的带动作用。 其次， 创新需要加大资金支持， 融资瓶颈是“一带一路”基础设施互联互通面临的突出挑战， 本文以融资约束作为中介变量， 研究“一带一路”倡议提高企业创新投入的作用路径。 目前虽有文献研究“一带一路”倡议对企业创新的影响， 但并没有对其作用路径进行梳理， 本文对此进行有益的补充， 不仅有利于分析该倡议对企业创新的影响及其作用路径， 佐证该倡议的正面微观经济效应， 而且对发挥创新带动性具有重要的实践意义。 最后， 通过对行业特征和产权性质进行分组回归发现， “一带一路”倡议更加显著地提升了重点合作产业和非国有企业的创新投入。 政府可以通过在重点合作产业和非国有企业中寻找发展前景良好的企业， 重点进行创新方面的指导， 化创新投入为创新产出， 从而节省资源、提高效率， 同时也要兼顾非重点合作产业和国有企业， 鼓励其开展创新活动。

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