“一带一路”倡议与企业研发国际化

刘振　张婷

【摘要】基于制度理论， 以“一带一路”倡议的出台作为准自然实验， 利用双重差分法（DID）， 理论分析和实证检验“一带一路”倡议与企业研发国际化的关系， 以及国内市场竞争和世界经济政策不确定性对二者关系的调节效应。 研究结果表明： “一带一路”倡议给予企业研发国际化的制度支持， 促进了企业研发国际化水平的提升; 在激烈的国内市场竞争和低世界经济政策不确定性的情境之下， “一带一路”倡议对企业研发国际化的促进作用更大。

【关键词】“一带一路”倡议;研发国际化;制度理论;双重差分法

【中图分类号】F273.1      【文献标识码】A      【文章编号】1004-0994（2021）22-0108-7

一、引言

研发国际化是企业跨国家边界整合全球创新资源提升创新能力的重要途径， 其前置影响因素一直是学术界关注的热点问题。 目前， 学术界主要从东道国影响因素[1] 和企業内部影响因素[2] 等方面展开研究， 鲜有学者从“一带一路”倡议的制度因素视角， 探究其对企业研发国际化的影响。 尤其在2013年， 我国提出“一带一路”倡议之后， 国内企业加快海外研发战略布局。 以A股非金融类上市公司在“一带一路”沿线国家设立的研发机构数为例， 2013 ～ 2019年在海外设立的研发机构数呈逐年递增趋势（见图1）。 那么， “一带一路”倡议对企业研发国际化究竟影响如何？

为考察“一带一路”倡议对企业研发国际化的影响， 有必要从以下三个方面展开研究。 第一， 为检验“一带一路”倡议的政策冲击效应， 有必要以“一带一路”倡议的出台作为准自然实验， 采取双重差分法（DID）检验“一带一路”倡议与企业研发国际化的关系， 揭示“一带一路”倡议的政策内涵。 第二， “一带一路”倡议与企业研发国际化的关系可能受到国内市场竞争环境的影响， 是激烈的国内市场竞争倒逼企业研发国际化以缓解国内市场竞争压力（即竞争逃离效应）， 还是低市场竞争形成的“垄断租金”使企业更有能力开展研发国际化[3] （即“熊彼特效应”）， 值得深入研究。 第三， 研发国际化使企业暴露在世界经济政策不确定性的风险之下， 可能会对企业国际化战略决策产生影响， 因此， 有必要探究世界经济政策不确定性对“一带一路”倡议与企业研发国际化关系的影响。 鉴于此， 本研究以A股非金融类上市公司为样本， 考察“一带一路”倡议与企业研发国际化的关系， 以及国内市场竞争和世界经济政策不确定性对二者关系的调节效应。 本文的研究结论不仅能够丰富和拓展研发国际化前置影响因素和“一带一路”倡议经济后果的相关文献， 而且在提升企业研发国际化水平方面， 能够为国内竞争环境的持续优化和世界经济政策不确定性的应对提供经验证据和理论指导。

二、研究假说

（一）“一带一路”倡议与企业研发国际化

研发国际化能便利企业获取海外创新资源， 但企业自身资源能力的匮乏、东道国存在的政治风险、文化距离和经济政策不确定性等因素会阻碍企业实施研发国际化战略[4] 。 对此， 制度理论认为， 增强母国支持性制度和完善东道国制度环境有助于提升国际化战略对企业的吸引力[5] 。

在母国支持性制度增强方面： “一带一路”倡议提出之后， 为鼓励中国企业积极参与“一带一路”沿线国家的投资、经营和创新活动， 中国政府对相关参与企业在研发补贴[6] 和税收优惠等方面给予了大量的资金支持[7] ， 在知识产权保护等方面给予更大的法律支持[8] ， 在人才引进和创新产品采购等方面给予更大的政策扶持[9] ， 这都有助于优化国内创新生态环境[10] ， 缓解企业在资金、人才和技术等方面创新资源不足的问题， 分散企业创新风险， 激发企业创新活力， 提升企业创新能力， 为企业参与研发国际化活动提供强有力的创新资源支持。

在东道国制度环境方面： 一方面， “一带一路”倡议降低了企业研发国际化所面临的沿线国家的制度不确定性。 其原因在于： “一带一路”倡议所搭建的“政策沟通”和“民心相通”桥梁， 不仅能够通过良好的“外交关系”和“民间交流”化解企业面临的“一带一路”沿线国家利益相关者的敌意[11] ， 而且能够推动双边互利合作协议的签订和落实[12] 。 譬如， 截至2020年12月17日， 中国已经同138个国家和31个国际组织签署202份共建“一带一路”合作文件， 弥补了制度环境较差导致的制度缺位[13] ， 为中国企业研发国际化获取东道国组织合法性提供了保障[14] ， 有效降低了中国企业嵌入东道国的壁垒和成本， 增强了研发国际化战略对中国企业的吸引力。 另一方面， “一带一路”倡议为中国企业“走出去”搭建的一系列合作平台[15] 为中国企业研发国际化提供了重要的创新环境和生态。 譬如， 在“一带一路”倡议下， 中国政府帮助“一带一路”沿线国家规划和建设了大量的科技园和孵化器; 与“一带一路”沿线国家共建了许多公共研发机构; 与“一带一路”沿线国家签订了知识产权合作关系协议等。 这都有助于优化东道国的创新生态环境， 有利于中国企业快速嵌入东道国创新网络， 提高中国企业获取海外创新资源的速度和效率， 降低企业创新风险， 激发企业创新活力[16] ， 刺激企业技术创新成果转化[17] ， 大大推进了中国企业研发国际化的进程。 因此， 本文提出以下假设：

H1： “一带一路”倡议对企业研发国际化水平提升具有促进作用。

（二）国内市场竞争的调节效应

国内市场竞争程度对企业研发国际化的影响主要存在“竞争逃离效应”假说和“熊彼特效应”假说。 “竞争逃离效应”假说认为国内市场竞争越激烈， 企业面临退出市场的威胁就越大[18] ， 为超越竞争对手， 提升企业的生存和发展能力[19] ， 企业不仅有动力通过增加创新投入来增强自身的竞争优势[20] ， 而且也有压力逃离国内市场的竞争威胁[21] ， 通过跨国经营寻求海外创新资源和开拓海外市场， 通过增强创新能力来增强自身的竞争优势。 “一带一路”倡议为企业“走出去”获取优质创新资源提供了支持性的制度， 为企业获取沿线国家的创新资源提供了制度保障[22] 。 此时， 国内市场竞争越激烈， 企业越愿意利用“一带一路”倡议提供的机遇实施研发国际化战略。 但“熊彼特效应”假说认为， 企业实施创新战略要求企业具有较高的内部融资能力[3] ， 国内市场竞争程度较低时， 市场垄断为潜在进入者构筑了较高的进入壁垒[23] ， 使得垄断企业更容易获得“垄断租金”， 对企业研发国际化的资金需要提供了补充。 相反， 市场竞争越激烈， 企业的垄断利润越少， 企业创新的资金压力越大， 创新投资减少， 从而抑制了“一带一路”倡议对企业研发国际化水平的促进作用。 基于上述分析， 本文提出以下备择假设：

H2a： 国内市场竞争程度越高， “一带一路”倡议对企业研发国际化水平的促进作用越大。

H2b： 国内市场竞争程度越低， “一带一路”倡议对企业研发国际化水平的促进作用越大。

（三）世界经济政策不确定性的调节效应

研发国际化活动使企业暴露在世界经济政策不确定性的风险之下， 使企业难以预知未来经济政策变化并及时进行调整[24] ， 影响企业对外投资决策和研发国际化活动[25] 。 因此， 世界经济政策不确定性程度不同， “一带一路”倡议对企业研发国际化的影响可能会产生差异。 首先， 根据风险对冲理论， 经济政策不确定性越高， 企业面临的外部风险越大[26] ， 为规避外部风险， 企业倾向于选择减少研发投资[24] 。 此时， 企业可能会更谨慎地选择研发国际化战略， 放缓研发国际化步伐。 其次， 根据实物期权理论， 经济政策不确定性的增大， 会产生延迟投资期权效应， 使得放缓研发国际化进程的投资决策更有价值[26] 。 此时， 企业会更倾向于延迟研发国际化战略布局， 从而减缓研发国际化进程。 最后， 根据预防性储蓄理论， 随着经济不确定性的增大， 企业面临未来现金流不确定性的压力也会加大， 为缓解未来现金短缺造成的压力， 企业会更加谨慎地进行投资， 预防性地减少甚至放弃现有投资机会[27] ， 从而对企业研发国际化具有一定程度的抑制作用。 基于上述分析， 本文提出以下假设：

H3： 世界经济政策不确定性越低， “一带一路”倡议对企业研发国际化的促进作用越大。

三、研究设计

（一）变量设计

1. 被解释变量。 借鉴Tang等[28] 和钟熙等[29] 的研究， 研发国际化深度（IRDD1）采用企业当年在海外设立的研发机构数加1后的自然对数， 研发国际化广度（IRDB1）采用企业当年在海外设立的研发机构所涵盖的国家或地区数加1后的自然对数， 稳健性检验则不加1取自然对数（IRDD2; IRDB2）。

2. 解释变量。 解释变量为政策冲击， 用企业分組与时间分组的交乘项来衡量。 企业分组（Treat）即处置组与对照组的设置为： 当企业在“一带一路”沿线国家设立研发机构时Treat取1， 否则取0。 借鉴王桂军和卢潇潇[15] 的做法， 时间分组（Time）即政策冲击时间的设置为： 当年份为2014年及以后时Time取1， 否则取0。

3. 调节变量。 借鉴郑莹等[30] 的做法， 国内市场竞争（Comp）的计算方式为“1-（企业销售收入/同年同行业销售收入之和）2 ”。 该数值越大， 表示国内市场竞争越激烈。 采用Davis[31] 构建的世界经济政策不确定性指数衡量世界经济政策不确定性（Unc）。 该数值越大， 表示世界经济政策不确定性越高。

4. 控制变量。 参考已有研究[2] ， 本文还控制了其他影响企业研发国际化的变量。 各变量详细定义见表1。

（二）模型设定

借鉴已有研究[15] ， 构建如下双重差分模型检验“一带一路”倡议对企业研发国际化的影响：

其中： i为企业个体， t为年份; IRD为企业研发国际化， 分别用IRDD1和IRDB1表示; Controli，t为控制变量; Firmi为企业个体固定效应; Yeart为年度固定效应; εi，t为随机扰动项。 若交乘项Treati×Timet的系数α1符号显著为正， 则H1得到验证。 而H2和H3则分别依据国内市场竞争程度和世界经济政策不确定性指数的中位数进行分组后对模型（1）进行回归， 通过比较系数进行假设验证。

（三）数据说明

本文初始研究样本为2007 ～ 2019年沪深A股上市公司。 除世界经济政策不确定性指数数据来自Economic Policy Uncertainty Index网站， 其他数据主要整理或来源于CSMAR数据库。 结合研究惯例和本研究特点， 在剔除金融类、ST类、未有或退出海外投资以及相关数据缺失的公司样本后， 最终获得10133个观察值。 为避免极端值对估计结果的干扰， 本文还对主要连续型变量在1%分位两端进行了缩尾处理。

四、实证结果及分析

（一）“一带一路”倡议与企业研发国际化

1. 描述性统计与相关性分析。 表2为主要变量的描述性统计与相关性分析结果。 其中， 企业研发国际化深度（广度）的均值为0.16（0.15）， 标准差为0.39（0.35）。 相关性系数表明， “一带一路”倡议的政策冲击与企业研发国际化在1%的置信水平上显著正相关， “一带一路”倡议对企业研发国际化的促进作用得到初步验证。 此外， 方差膨胀因子（VIF）结果显示： 单个变量的方差膨胀因子介于1.01 ～ 1.35之间， 且均值1.12小于2， 可认为变量间不存在严重的多重共线性。

2. DID估计结果。 表3的列（1）、列（2）为模型（1）的回归结果。 其中， Treat×Time的系数均在1%的置信水平上显著为正， 说明“一带一路”倡议能显著提升企业研发国际化水平， H1进一步得到验证。 此外， 参考已有研究[15] ， 分别在2014 ～ 2019年取1， 其他年份取0， 然后与Treat进行交乘， 得到Treat×Time2014 ～ Treat×Time2019后， 替代模型（1）中的Treat×Time再次进行回归， 以识别“一带一路”倡议对企业研发国际化水平影响的动态效应。 相应的列（3）、列（4）检验结果表明， 动态效应的交乘项系数均在1%的置信水平上显著为正， 且呈先增长后下降的复增长态势。

（二）“一带一路”倡议与企业研发国际化： 调节效应检验

表4中列（1） ～ （4）列示了国内市场竞争程度调节效应的检验结果。 将小于国内市场竞争中位数的作为国内市场竞争低组、大于等于国内市场竞争中位数的作为国内市场竞争高组分组回归后， 国内市场竞争高组的回归系数均大于国内市场竞争低组的回归系数（0.133>0.112; 0.121>0.109）， 且自抽样法（Bootstrap）的系数差异检验中P值均为0.000， 拒绝“组间系数估计值不存在显著差异”的原假设， 表明国内市场竞争程度越高， “一带一路”倡议对企业研发国际化水平的促进作用越大， H2a的“竞争逃离效应”假说得到验证。 同理， 列（5） ～ （8）的世界经济政策不确定性调节效应的检验结果表明， 世界经济政策不确定性越低， “一带一路”倡议对企业研发国际化的促进作用越大， H3得到验证。

五、稳健性检验

（一）工具变量法

为缓解处置组选择的内生性， 本文采用工具变量法。 由于“开发型”研发机构属于研发机构的一种（与内生变量相关）， 且为满足“一带一路”沿线国家的研发市场需求， 除“企业在‘一带一路沿线国家设置‘开发型研发机构→企业设置包括但不限于海外‘开发型研发机构→企业研发国际化进程提升”这一路径外， 基本可排除其他影响企业研发国际化水平提升的因素（与扰动项无关）。 因此， 企业是否在“一带一路”沿线国家设置“开发型”研发机构（IV）可作为处置组的有效工具变量。 一阶段回归模型设计如下：

表5列（1）结果显示： 工具变量交乘项与内生解释变量的交乘项显著正相关; 列（2）、列（3）第二阶段的回归结果未发生根本性变化， 且相应的检验也拒绝了工具变量不可识别和弱工具变量的假设。 因此， 在解决处置组选择的内生性问题后， 本文结论不变。

（二）三重差分法

为缓解对照组和处置组因地区差异无法满足时间趋势平行假设而造成的估计偏误， 参考已有研究[15] ， 采用三重差分法（DDD）并设计模型（3）如下：

其中： DDD为三重差分变量， 在政策冲击后（2014 ～ 2019年）， 企业为处置组且注册地在“一带一路”倡议重点影响的18个省份则DDD取1， 否则取0， 其他各项同前。 表5列（4）、列（5）的回归结果显示， 在缓解了可能存在的非平行趋势问题后， 本文的核心结论稳健。

（三）排除其他政策干扰

为排除2012年起实施的“营改增”政策通过影响税收， 进而影响企业研发国际化战略选择的干扰， 参考已有研究[15] ， 本文将该政策试点地区样本剔除后， 进行稳健性测试。 表5列（6）、列（7）显示， 当排除“营改增”政策干扰后， 本文结论仍然稳健。

（四）安慰剂检验与变量替换

为缓解可能由企业—年度层面变量遗漏而造成的估计结果偏误， 本文随机地将公司—年度层面的变量设置为处置组和对照组， 然后将该虚拟变量与政策冲击时间进行交乘， 并预期使用该虚拟交乘项回归后不会对企业研发国际化产生影响。 表6列（1） ～ （4）相应的平均效应和动态效应结果表明， 虚拟处置组并未对企业研发国际化产生显著的正向影响。 并且， 针对模型（1）重复上述构造和回归过程200次后， 图2和图3的估计系数和p值分布图均表明虚拟处置组和对照组的系数均值接近于0， 而真实的估计系数（右侧实线）明显属于异常值， 表明估计结果并不存在因遗漏变量而造成严重估计偏误。 此外， 表6列（5） ～ （8）替换研发国际化代理变量的回归结果亦与前文保持一致。

六、结论与政策建议

本文基于制度理论， 以“一带一路”倡议的出台作为准自然实验， 利用双重差分法（DID）， 理论分析和实证检验了“一带一路”倡议与企业研发国际化的关系， 以及国内市场竞争和世界经济政策不确定性对二者关系的调节效应。 研究发现： “一带一路”倡议对企业研发国际化水平具有促进作用; 国内市场竞争越激烈， “一带一路”倡议对企业研发国际化的促进作用越大， 研究结论进一步支持了“竞争逃离效应”假说; 世界经济政策不确定性越低， “一带一路”倡议对企业研发国际化的促进作用越大， 研究结论进一步支持了风险对冲理论、实物期权理论和预防性储蓄理论。

本文的政策启示在于： 第一， 为激发中国企业研发国际化动力， 政府不仅要发挥中国制度优势优化国内创新生态环境， 为企业海外创新提供资源和能力支持， 而且要积极培育国内市场的有序竞争， 打破市场垄断“惰性”， 增强企业“走出去”的动力。 第二， 为进一步推动“一带一路”建设高质量发展， 政府不仅要进一步加强“一带一路”的科技园、孵化器和研发机构等硬环境建设， 而且要加强知识产权保护、人才培育、创新资助、税收优惠等软环境构建， 通过降低东道国制度风险， 来降低企业的嵌入壁垒和压力。 第三， 为应对世界经济政策不确定性对企业研发国际化的负面冲击， 企业可采用柔性的研发国际化策略， 及时根据世界经济政策不确定性的变化采用收缩或进攻性的研发国际化策略。

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