“一帶一路”倡議對鋼鐵行業經營績效影響的實證研究

□田羽玄 包曉嵐（副教授/博士）（華中農業大學 湖北武漢 430070）

一、引言

國家發展改革委、外交部、商務部于2015年3月聯合發布了《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》。“一帶一路”倡議為我國和相關國家的發展提供了良好契機。目前，我國經濟發展進入新常態。鋼鐵行業是我國重要的戰略性基礎產業，但近年來鋼鐵行業整體發展速度變得緩慢，產能過剩問題愈發嚴重。解決鋼鐵行業產能過剩問題已刻不容緩。在“一帶一路”建設中，沿線國家尚需完善的基礎設施建設以及與周邊各國逐步加深的貿易，都會使鋼鐵行業的產品“走出去”，解決現階段產能過剩的問題。

“一帶一路”倡議提出后，目前大部分都是關于政策如何實施的宏觀理論研究，對鋼鐵行業帶來的影響方面的研究還只限于定性研究，尚無定量研究。葛淑君（2017）提出了鋼鐵行業該如何參與到“一帶一路”倡議建設中。于燕玲（2017）研究了“一帶一路”倡議下將如何化解國內鋼鐵行業的過剩產能。趙文報（2018）分析了鋼鐵行業的現存問題并探討了“一帶一路”倡議給鋼鐵行業帶來的機遇。

本文從實證方面探討“一帶一路”倡議是否已經給產能過剩的鋼鐵行業帶來積極正面的影響。鑒于目前多數研究主要是在理論上探討“一帶一路”將如何改善鋼鐵行業的現狀，而很少研究其是否已經改善了鋼鐵行業的狀況，本文將二者結合起來可以了解倡議提出后是否緩解了鋼鐵行業的產能過剩問題、推動了鋼鐵行業的轉型升級，從而促進經濟進一步發展。

二、理論分析與研究假設

根據均衡價格理論，倡議實施前我國鋼鐵行業的產能過剩使得鋼鐵產品的市場價格遠低于其均衡價格。在鋼鐵產能過剩以致國內需求無法內部消化的行情下，鋼鐵產品的市場價格遠低于均衡價格。“一帶一路”前期開啟的基礎設施建設勢必拉動鋼鐵需求（陳一和李友倩，2016），使得鋼鐵行業的凈利潤有所起色，并使鋼鐵企業經營績效得到初步提高；隨著“一帶一路”的逐步推進，我國與沿線周邊國家的貿易也會逐步展開，會有更多的鋼鐵產品“走出去”，隨著過剩產能的減少，鋼鐵行業會開始逐步優化產品結構、實現轉型升級，鋼鐵行業的經營績效會進一步提高，由此，本文提出假設1：

H1：“一帶一路”倡議實施后，參與該倡議的鋼鐵企業的經營績效得到提高。

造成商品市場價格過低的原因之一是多年來鋼鐵行業對創新的忽視。技術上的限制使鋼企只能生產大量的低端產品，我國鋼企面臨著產品嚴重過剩條件下的同質化競爭（張航燕和江飛濤，2011），目前的形勢促使鋼鐵企業投入更多資金到技術創新與產品研發上，為此，本文提出假設2：

H2：“一帶一路”倡議實施后，參與該倡議的鋼鐵企業的研發支出得到提高。

我國鋼鐵行業現階段的發展短板是技術落后，倘若補長這塊短板，鋼鐵行業就可實現轉型升級，凈利潤顯著提高，可供支配的資金增多，對研發支出的投資也會增多，研發支出的投入會增強企業創新的力度，進而提高經營績效。由此，本文提出假設3：

H3：鋼鐵企業研發費用的增加會使其經營績效得到提高。

根據中間效應理論，自變量可以通過中間變量來影響因變量。在本文中，“一帶一路”會影響鋼鐵行業上市企業對研發支出的投入水平，而鋼企對研發支出的投入又會影響到企業的經營績效。基于此，本文提出假設4：

H4：“一帶一路”會通過研發支出影響鋼鐵企業的經營績效。

表1 變量定義

三、研究設計

（一）變量選取

研發支出（R & D）反映了企業對創新的重視程度。衡量經營績效的指標主要有：凈資產收益率、托賓Q值、每股收益等，本文選取了每股收益（Eps）作為假設 2的被解釋變量，以此作為評價公司績效的指標。

本文選擇的解釋變量是“一帶一路”倡議的實施（B & R）與企業產權性質（Ppoc）的交乘項，也即雙重差分的估計量：“一帶一路”（B & R_Ppoc），其系數β3為所要研究的政策效應。

根據雙重差分法本身的模型要求，本文設置了時間虛擬變量（B & R）、政策虛擬變量（Ppoc），借鑒劉柏和王馨竹（2017）的研究，引入凈利潤（Profit）、資產負債率（Dar）、每股凈資產（Naps）、主營業務收入（Moi）、股本報酬率（Roe）、速動比率（Qr）、總資產（Asset）作控制變量。

（二）模型構建

本文中通過企業的產權性質來劃分控制組與實驗組，通過企業的產權性質與倡議實行前后來構建雙重差分模型。初步模型如下：

在確定了初步模型后，還要進一步確定模型形式。從表2的Hausman檢驗結果來看：chi2的值大于 0且 P值小于0.05，所以對于本文假設1拒絕隨機效應模型，選擇固定效應模型。首先對個體時刻固體效應模型進行F檢驗，根據表6的結果來看，P值小于0.05，F檢驗結果顯著，故假設1最終選擇個體時刻固體效應模型。

表2 “一帶一路”與研發支出的Hausman檢驗

從表3的Hausman檢驗結果來看，chi2的值小于0，又因為模型并沒有遺漏變量，且模型的其他設定沒有問題，故而對于假設1隨機效應模型的基本假設得不到滿足，選擇固定效應模型。根據第35頁表7的結果來看，P值小于0.05，所以F檢驗的結果是顯著的，故假設2也選擇個體時刻固體效應模型。結合對假設1與假設2所做的Hausman檢驗與F檢驗來看，最終模型如下：

其中Dependenti是我們所關注的效應變量，λi是個體固定效應，它取代了初步模型中的Ppoc，可以更為精確地反映個體特征；νt則取代了初步模型中B & R，可以更為精確地反映時間特征；Controli代表各個控制變量；Ppoc_B & R仍為改革時間與分組的交乘項，交乘項的系數β3表示控制了時間效應和其他控制變量之后政策對實驗組的處理效果，若β3為正，則說明“一帶一路”倡議對鋼鐵行業的經營績效產生了正面影響。

表3 “一帶一路”與每股收益的Hausman檢驗

（三）樣本選擇與數據來源

本文的財務數據來源于國泰安數據庫，選取2013—2017期間的鋼鐵行業上市企業做樣本。并做如下剔除：（1）剔除在當年度上市、被特殊處理ST、*ST的公司觀測；（2）為了避免強制性披露可能的干擾影響，剔除強制性披露社會責任信息的企業觀測。最后得到觀測值255個。數據處理主要采用 EXCEL、SPSS、STATA 14.0 進行。

（四）檢驗結果與分析

1.描述性統計。由于本文數據不是連續的，所以采用Spearman相關系數分析變量間關系。表4是變量的描述性統計數值。由表4可知，我國鋼鐵行業上市公司的每股收益（Eps）的均值為 0.001，由標準差 0.006遠小于 1可知，不同企業的不同年度的每股收益（Eps）的離散程度非常小；每股收益（Eps）的最小值為-0.033，最大值為 0.029，則說明個別企業存在每股收益（Eps）提高、降低幅度極大的情況。

表4 變量的描述性統計

研發支出（Lnrd）的均值為17.21，由標準差 5.28遠遠大于 1可知，研發支出（Lnrd）的離散程度非常大；研發支出（Lnrd）的最小值為 1，最大值為23.06，則說明個別企業存在研發支出（Lnrd）提高、降低幅度極大的情況。企業的產權性質（Ppoc）是虛擬變量，在平均值一欄顯示的是虛擬變量為1的樣本數占總體的比例，就本文的研究數據而言，企業的產權性質為國企的樣本數占總體的比例為52.94%。

圖1 中國鋼鐵行業近年行業總利潤

由圖1我國鋼鐵行業近年行業總利潤的趨勢變化可以看出，2013—2014年，鋼鐵行業的總利潤增長緩慢；2015年，鋼鐵行業總利潤為負，2016年行業總利潤有所回升，到了2017年時行業總利潤有了新的突破。由此可以看出 “一帶一路”對鋼鐵行業產生的影響。

2.相關性分析（見表5）。從表5可以看出，每股收益（Eps）與“一帶一路”（B & R_Ppoc）在5%的顯著性水平下是顯著正相關的，說明“一帶一路”倡議的提出使得鋼鐵行業企業的每股收益增加了。 同時，每股收益（Eps）與凈利潤（Lnprofit）、速動比率（Qr）、股本報酬率（Roe）、每股凈資產（Naps）都是顯著正相關，說明凈利潤、速動比率、股本報酬率、每股凈資產的增加會使得每股收益也增加；每股收益（Eps）與主營業務收入（Lnmoi）、總資產（Lnasset）亦是正相關，當企業的主營業務收入、總資產有所增加時，其每股收益也會相應的有所增加。只有資產負債率（Dar）與每股收益呈負相關，其增加會使每股收益減少。

表5 相關性分析

從表5可以看到，研發支出 （Lnrd）與 “一帶一路”（B & R_Ppoc）的相關性系數為正且顯著，說明“一帶一路”倡議的提出可以促進鋼鐵行業上市企業對于研發支出的投入。同時，研發支出（Lnrd）與主營業務收入（Lnmoi）、總資產（Lnasset）、凈利潤（Lnprofit）、股本報酬率（Roe）、資產負債率（Dar）、每股凈資產（Naps）呈正相關且顯著，說明主營業務收入、總資產、凈利潤、股本報酬率、資產負債率、每股凈資產的提高可以增加企業對創新的研發支出。但研發支出（Lnrd）與速動比率（Qr）呈負相關且顯著，說明速動比率的提高反而會使得這些企業的研發支出減少。

3.回歸結果及分析。

（1）“一帶一路”與每股收益、研發支出回歸分析。從表6數據可以看出，在控制了年度和企業的產權性質效應后，“一帶一路”（B & R）與產權性質（Ppoc）的交乘項系數為正，且在5%的顯著性水平下正相關，說明“一帶一路”提高了鋼鐵行業的每股收益，緩解了其產業的產能過剩，并驗證了假設1的成立。

“一帶一路”（B & R）與產權性質（Ppoc）的交乘項系數在 10%的顯著性水平下顯著正相關，說明“一帶一路”提高了鋼鐵行業的凈利潤，緩解了產業的產能過剩，并驗證了假設2的成立。

表6 “一帶一路”與每股收益、研發支出回歸結果

（2）研發支出與每股收益模型回歸分析。從表7的結果來看，雖然研發支出與每股收益是正相關，但并不顯著，這說明研發支出的增加確實可以提高每股收益，但“一帶一路”倡議實施的時間尚短，鋼鐵企業投入的研發支出費用還未收到預期的效果。倘若倡議實施的時間再長一些，或許會有顯著的回歸結果。但在當前情況下，假設3不成立。

綜合假設2與假設3的結果，“一帶一路”給鋼企研發支出帶來的影響是顯著的，但研發支出對每股收益的影響不顯著。為進一步檢驗“一帶一路”、研發支出與每股收益之間的中介效應，按照溫忠麟等（2014）提出的中介效應綜合檢驗流程，本文采用 Bootstrap法作進一步檢驗，作為對依次檢驗法的補充。中介檢驗的結果如表8所示，其中 BOOTLLCT=-0.0004，BOOTULCI=0，置信區間的端點取到0，這表明研發支出的中介效應邊緣性顯著，即“一帶一路”有通過研發支出影響鋼鐵企業的經營績效的趨勢，假設4成立。

表7 研發支出與每股收益模型回歸結果

表8 Bootstrap檢驗

4.平行趨勢檢驗。雙重差分模型的使用前提是平行趨勢假定，即對照組與實驗組在倡議實施前的變量增長率應該一致。為驗證平行趨勢假定，利用2013—2016年的數據，建立以下模型：

表9 “一帶一路”與每股收益、研發支出的平行假定趨勢檢驗

其中Ppoc仍然是分組虛擬變量，但此時B & R變為不同的年份虛擬變量，當年份為2013年時，B & R取值為1，反之為0；當年份為 2014時，B & R取值為1，反之為 0；以此類推。從而在倡議實施前得到3個年份虛擬變量，以及3個B & R_Ppoc的交乘項，此時的交乘項反映的是倡議實施前的某一年實驗組與對照組的差異。

如表9 所示，結合 Before3_Ppoc、Before2_Ppoc、Before1_Ppoc的回歸結果來看，每股收益和研發支出的三個交乘項各聯合不顯著，即假設1、假設2的平行趨勢假定的回歸結果都是不顯著的，這說明在“一帶一路”倡議實施前實驗組每股收益與對照組每股收益與研發支出都不存在明顯差別，故而本文的假設1與假設2皆滿足使用雙重差分模型的前提。

5.穩健性檢驗。在本文中，穩健性檢驗選取倡議實施前的年份進行處理，即2013—2015年間的數據來進行回歸（2015年為起始年份，數據不完整），如果不同構造方式下的雙重差分模型估計量的回歸結果依然顯著，則說明原來的估計結果有很大概率出現了偏差錯誤；反之則說明原來的估計結果沒有問題。

檢驗結果如表10所示，與每股收益相關的交乘項系數雖然為正，但不顯著；與研發支出相關的交乘項系數既不為正，也不顯著，這說明倡議實施時間改為 2015年后，“虛擬政策”對每股收益、研發支出的影響并不顯著，同時也驗證了假設 1、假設2，“一帶一路”倡議的實施，使得我國鋼鐵行業上市企業經營績效影響顯著提高。

表10 “一帶一路”與每股收益、研發支出的穩定性檢驗

三、研究結論與政策建議

本文對2013—2017年我國鋼鐵行業上市企業的數據為樣本進行了實證研究，探討了“一帶一路”倡議的實施給我國鋼鐵行業經營績效帶來的影響。實證結果表明：“一帶一路”倡議的實施拉動了鋼鐵行業的內外需求，緩解了產能過剩的問題，使得其凈利潤有所提高，轉變了其行業經營虧損的狀況，上市企業投入到創新上的研發支出有所增加，鋼鐵行業開始注重技術升級，并且有“一帶一路”通過研發支出對鋼鐵行業的經營績效產生了影響的趨勢。

但在本文的研究中，可以看出，民營企業的參與程度與對行業經營績效的提升都遠不及國有企業。建議相關部門應制定具體政策來推動民營企業參與到 “一帶一路”建設中：一是給予民營企業政策扶持，使之擁有和國營企業相同的競爭地位；二是在完善對“一帶一路”沿線國家投資風險評估體系的同時，依此給予民營企業財政和信貸支持；三是完善跨國貿易的相關律法，給民營企業一顆“定心丸”。