東道國社會信任與中國公司對外投資

【摘要】由于制度和文化差異， 中國公司在“一帶一路”沿線國進行投資時面臨著較高的風險和不確定性， 因此分析“一帶一路”沿線國的非正式制度（社會信任）對中國公司對外投資行為的影響， 對于推動共建“一帶一路”高質量發展具有重要意義。本文以2014 ～ 2022年在“一帶一路”沿線國設立子公司的中國公司為樣本， 分析東道國社會信任對中國公司對外投資的影響。研究發現， 東道國社會信任與中國公司對外投資正相關， 而東道國的監管環境弱化了社會信任對中國公司對外投資的影響。上述發現在經過一系列敏感性測試和內生性測試之后依然穩健。進一步研究表明， 東道國的內（外）群體信任阻礙（推動）了中國公司對外投資， 東道國社會信任有助于提高中國公司對外投資績效， 且東道國社會信任對中國公司對外投資的正向影響僅在位于社會信任水平較高省份的中國公司子樣本和實行投資區域多元化戰略的中國公司子樣本中得到支持。

【關鍵詞】“一帶一路”；社會信任；對外投資；非正式制度

【中圖分類號】F276.7" " " 【文獻標識碼】A" " " 【文章編號】1004-0994（2025）08-0003-9

一、 引言

2013年習近平總書記提出建設“一帶一路”倡議， “一帶一路”倡議旨在推動經濟要素在各國之間實現有序自由流動， 提高資源配置效率， 推進市場深度融合， 打造開放、 包容、 均衡和普惠的區域經濟合作架構。自“一帶一路”倡議提出至今， 越來越多的國家加入到“一帶一路”共建網絡中， “一帶一路”共建事業在全球范圍內得到廣泛響應。隨著“一帶一路”倡議的不斷推進， 中國企業在共建國家的綠地投資、 對外承包和跨國并購水平顯著提高（祝繼高，2023）。2023年1 ～ 9月， 中國企業在“一帶一路”共建國家的非金融類直接投資金額達1647.1億元人民幣， 新簽對外承包工程項目合同金額達8187.7億元人民幣①。根據《2022年度中國對外直接投資統計公報》， 2022年末中國境內投資者在全球共設立境外企業4.7萬家， 其中在共建“一帶一路”國家設立境外企業1.6萬家②。黨的二十大報告提出推動共建“一帶一路”高質量發展， 對外投資作為實現該目標的有力保障， 探究中國公司在“一帶一路”沿線國的對外投資行為對于優化資源配置、 推進我國高水平對外開放具有重要意義。

在“一帶一路”倡議的推動下， 中國企業對外投資呈現欣欣向榮之勢。但是， “一帶一路”沿線國與中國在制度、 文化等方面存在較大差異（杜興強等，2022）， 中國企業在對外投資中面臨著較高的風險和不確定性。根據祝繼高（2023）的研究， 2018年后參與“一帶一路”倡議的中國企業對海外風險的感知程度提高， 沿線國政策不確定性增大， 再加上部分國際輿論壓力和地緣政治矛盾， 導致中國公司在“一帶一路”沿線國的投資面臨復雜的營商環境。

影響中國公司在“一帶一路”沿線國進行投資的因素得到了學者的關注， 現有研究主要從三個角度展開。首先， 東道國經濟發展狀況（邸玉娜和由林青，2018）、 金融水平（劉志東和高洪瑋，2019）、 法制水平（王金波，2019）和信息透明度（祝繼高等，2020）等均會影響中國公司的投資行為。其次， 母國制度因素也發揮著重要作用， 陳勝藍和劉曉玲（2018）發現相較于位于非“一帶一路”倡議重點省份的企業， 位于“一帶一路”倡議重點省份的企業對外投資規模顯著提升。最后， 東道國與母國之間的地理距離（方慧和趙甜，2017）、 制度距離和文化距離（沈坤榮和金剛，2018）會阻礙中國公司對外投資， 而雙方密切的外交關系和經貿往來（呂越等，2019；劉曉光和楊連星，2016）則促進了中國公司對外投資?？梢?， 現有關于中國公司在“一帶一路”沿線國投資影響因素的研究主要基于正式制度展開， 對于非正式制度因素的關注較少。

根據Williamson（2000）的制度框架， 非正式制度（文化和習俗等）位于第一層次， 不僅影響著宏觀層面的正式制度和微觀層面的治理機制， 還塑造著個人行為、 組織價值觀和社會氛圍（Williamson，2000；Du等，2020）。尤其是當正式制度不夠完善時， 非正式制度會發揮重要的替代作用（Helmke和Levitsky，2004）。因此， 在“一帶一路”沿線國和中國存在較大差異的情況下， 有必要探討東道國非正式制度是如何幫助中國公司應對當地復雜的營商環境的。基于此， 本文關注東道國社會信任這一非正式制度， 探討其是否會促進中國公司對外投資， 從而補充現有關于“一帶一路”情境下非正式制度在促進中國公司對外投資作用方面的文獻。

本文可能的貢獻主要體現在以下三個方面： 第一， 以往文獻重點關注正式制度對中國公司在“一帶一路”沿線國對外投資的影響（邸玉娜和由林青，2018；劉志東和高洪瑋，2019；祝繼高等，2020；沈坤榮和金剛，2018）， 較少研究非正式制度對于促進中國公司在“一帶一路”沿線國進行投資的作用。本文研究發現東道國社會信任有利于推動中國公司對外投資， 回應了前期文獻對于非正式制度的關注（Williamson，2000；Du等，2020）。第二， 本文探討了東道國監管環境的調節作用， 發現其弱化了社會信任對中國公司投資行為的影響， 豐富了正式制度對公司行為的影響研究， 也豐富了關于正式制度與非正式制度之間交互作用的文獻（Alesina和Giuliano，2015）。第三， 通過將東道國的總體社會信任進一步劃分為內群體信任和外群體信任， 本文研究發現二者對于中國公司對外投資的影響存在不對稱性。較高的內群體信任與較高的“排外”心理有關（Fukuyama，2001；Ahmed，2007）， 從而阻礙了中國公司在當地的投資； 而較高的外群體信任增強了不同群體之間資源分享和交換的意愿（Ding等，2015）， 最終推動了中國公司的投資。上述結論有利于更好地理解社會信任在影響公司行為方面的作用（雷瑋等，2022）， 豐富了現有關于社會信任的文獻。

二、 文獻綜述與研究假設

（一） 社會信任相關研究

社會信任作為一種非正式制度， 對經濟社會和個體行為具有重要影響。以往文獻探討了個體之間的信任和地區層面的信任所產生的經濟后果。在針對個體信任的研究中， Gennaioli等（2015）和Kostovetsky（2016）研究發現投資者與基金經理之間的信任關系會影響雙方行為， 具體來說， 投資者對基金經理的信任有利于降低投資者對特定風險的感知， 并導致基金經理收取較高的費用， 而當基金公司的所有權變更時， 散戶投資者和費用率較高的投資者會出于對信任關系的重視而撤回資金。

除此之外， 更多文獻則探討了社會信任作為一種地區社會規范對宏觀經濟和微觀企業產生的影響。在宏觀層面， 信任作為一項在商業交易中廣泛涉及的重要社會資本， 在促進社會穩定和進步與經濟增長方面發揮著重要作用（呂朝鳳等，2019）。而從微觀企業的角度來看， 社會信任能夠幫助企業與不同利益相關者建立合作關系， 并應對外部環境沖擊（Lins等，2017）， 較高水平的社會信任還能通過增強情感互動的方式使企業從組織關系中提升人力資本（Goergen等，2013）、 獲取價值增值（Poppo等，2016）。此外， 社會信任對提升信息質量也有積極作用。Pevzner等（2015）研究發現社會信任能夠提高企業盈余信息含量， 雷光勇等（2014）發現位于高水平社會信任地區的企業選擇高質量審計師的概率更高， 收到非標審計意見的可能性更低。同時， 社會信任在改善公司治理機制（戴治勇，2014）和安排股權結構（雷瑋等，2022）等方面也發揮著重要作用。

基于上述文獻回顧可知， 目前對于社會信任的研究較少基于跨國情景探討“一帶一路”倡議下不同東道國社會信任水平對于中國公司對外投資行為的影響。不同國家的制度、 文化、 習俗等存在較大差異， 本文通過分析“一帶一路”沿線國社會信任對于中國公司投資行為的影響， 以補充現有社會信任在微觀層面經濟后果的研究。

（二） 東道國特質與跨國公司對外投資相關研究

現有研究主要從東道國制度環境、 經濟狀況、 東道國與母國的制度距離、 文化距離和外交關系等角度探討它們對跨國公司投資行為的影響。具體來說， 張寧寧等（2019）研究發現當“一帶一路”沿線國的制度風險較高時， 中國企業更傾向于采取合資模式。而當東道國的制度環境較好時， 跨國公司更傾向于通過全資控股的方式在東道國設立子公司（吳先明，2011）， 并提高對外投資進入的概率（蔣冠宏和蔣殿春，2012）。祝繼高等 （2020）研究發現較高的東道國信息透明度促進了中國公司在“一帶一路”沿線國的直接投資。此外， 東道國的經濟發展水平和經濟自由度也能夠吸引跨國投資（邸玉娜和由林青，2018；劉志東和高洪瑋，2019）。但當東道國與母國之間的地理、 制度和文化距離較大時， 中國公司的對外投資會減少（方慧和趙甜，2017；沈坤榮和金剛，2018）。而當東道國與母國的外交關系和經貿往來密切時， 中國公司的對外投資會增多（劉曉光和楊連星，2016）。

基于上述文獻回顧可知， 目前東道國特質和中國公司對外投資的研究較少關注社會信任這一非正式制度的作用。雷瑋等（2022）探討了東道國社會信任對中國公司海外子公司股權設計的影響， 但未關注公司對外投資行為本身。本文基于在“一帶一路”沿線國設立子公司的中國公司樣本， 探討東道國社會信任對中國公司對外投資的影響， 補充了相關研究。

（三） “一帶一路”沿線國社會信任對中國公司對外投資的影響

根據社會認同理論（Tajfel，1970；Tajfel和Turner，1979）， 個體會根據彼此之間的相似性來劃分內群體成員和外群體成員。“一帶一路”沿線國與中國在制度、 文化和經濟等方面存在差異（張建紅等，2010）， 中國公司對于東道國而言屬于外群體。個體傾向于給予具備相同（相似）特征的內群體成員較多的信任與合作， 而對外群體成員產生“外群體歧視”和較低認可（Ahmed，2007）。制度文化距離和空間地理距離所引起的陌生感與合法性缺失， 導致中國公司在東道國進行投資時面臨“外來者劣勢”（張繼德和張家軒，2022）以及較高的不確定性和交易成本（張俊彥等，2023）。以往文獻研究提出中國的政策支持（如“一帶一路”倡議和產業政策等）能夠促進中國公司對外投資（呂越等，2019；洪俊杰和張宸妍，2020）， 然而東道國的政策制度和保護主義有可能成為中國公司對外投資的阻礙（余官勝等，2020）。

雖然“一帶一路”沿線國與中國的制度差異不利于中國公司開展對外投資， 但是社會信任作為一種重要的非正式制度和社會資本（Zak和Knack，2001）， 反映了個體對其他個體的信任與態度（Alesina和Ferrara，2002）， 代表著個體對于其他成員可信度的期望（Dinesen和S?nderskov，2015）， 能夠在不同群體之間起到“粘合劑”的作用， 從而彌補制度差異對中國公司對外投資的不利影響。當東道國社會信任水平較高時， 東道國成員對于中國公司可靠性的期望較高， 有利于緩解中國公司在海外投資時面臨的“外來者劣勢”， 從而提高中國公司的對外投資意愿。

首先， 較高的社會信任能夠提高個體之間的合作意愿（雷瑋等，2022）， “一帶一路”沿線國的社會信任有利于促進東道國與中國公司之間的資源交換， 從而吸引中國公司進行投資。中國公司進入東道國后， 需要通過融入當地社會網絡來獲取合法性（Cantwell和Mudambi，2011）。一方面， 較高的社會信任有助于個體建立對于他人可靠性的期望。當東道國社會信任水平較高時， 社會成員對“陌生”中國公司的接受度較高， 提高了東道國經濟主體與中國公司的合作意愿（Lu等，2018；Lins等，2017）， 有助于中國公司融入當地社會網絡。另一方面， 較高的社會信任使社會成員劃分內群體和外群體的可能性降低（Fukuyama，2001）。當東道國社會信任水平較高時， 當地社會成員的“外群體歧視”較低， 更愿意接納中國公司并與其分享和交換資源（Ding等，2015）?，F有研究發現較高的社會信任有利于公司獲得商業信用和融資（張敦力和李四海，2012）。Lu等（2018）發現當中國某一省份社會信任水平較低時， 海外投資者在當地尋求合作的難度較大， 難以獲取資源支持。

其次， 社會信任有利于營造良好的信息環境（Murphy，2002）， “一帶一路”沿線國較高的社會信任水平有利于緩解個體之間的信息不對稱， 降低經濟主體在交易時所面臨的不確定性， 從而推動中國公司對外投資。由于制度文化差異和空間地理距離的影響， 中國公司在進行對外投資時難以對東道國的制度和文化環境形成全面深入的了解， 從而導致因違反規制而喪失合法性的可能性提升（雷瑋等，2022）。較高的社會信任水平有助于塑造良好的溝通氛圍， 改善信息環境， 不僅能夠加快信息向中國公司流動的速度， 降低中國公司在對外投資時因信息不對稱而喪失合法性的風險（Murphy，2002）， 還能促進中國公司的信息向東道國流動， 緩解企業與外部利益相關者之間的信息不對稱（Pevzner等，2015）， 增進東道國成員對中國公司的了解， 降低對“外來者”的排斥心理， 改善交易環境， 進一步降低中國公司在投資過程中面臨的不確定性。

最后， 社會信任有利于降低交易成本（Zaheer等，1998）， “一帶一路”沿線國較高的社會信任有助于降低中國公司的對外投資成本， 從而促進投資。Knack和Keefer（1997）提出在信任水平較高的社會中， 即便存在信息不對稱， 個體也較少依賴正式制度來執行協議， 尤其是在產生摩擦與分歧時， 交易主體更傾向于通過協商而非訴訟來解決問題。同時， 在以不確定性為特征的經濟交易中， 信任是對交易對手履行其交易義務的信心， 較高的社會信任能夠補充或替代與監管交易有關的法規（Arrow，1972）， 彌補不完備契約， 從而有利于降低契約締結成本（Zaheer等，1998）。因此， 當東道國社會信任水平較高時， 中國公司在對外投資中面臨的正式契約成本以及由未來可能發生的信任危機所導致的潛在違約成本都較低， 這進一步提高了中國公司的投資意愿。

綜上： “一帶一路”沿線國較高的社會信任水平有利于增強社會成員對于中國公司可靠性的期望， 提高與中國公司進行合作和資源交換的意愿； 同時， 較高的社會信任水平也有利于促進東道國與中國公司之間的信息交換， 降低交易甚至是后續經營中的不確定性； 此外， 東道國較高的社會信任水平能夠補充或者替代正式機制的作用， 降低中國公司在東道國的交易成本， 從而推動中國公司對外投資。基于此， 本文提出如下假設：

假設1： 限定其他條件， “一帶一路”沿線國社會信任與中國公司對外投資正相關。

（四） “一帶一路”沿線國監管環境的調節作用

根據Alesina和Giuliano（2015）的研究， 正式制度與非正式制度之間存在擠出效應（crowding-out effect）。當正式制度較為完備時， 非正式制度發揮的作用有限。當“一帶一路”沿線國監管環境較好時， 中國公司在交易中面臨的不確定性較低， 社會信任對于降低交易不確定性的積極作用有限， 因此較好的監管環境會削弱東道國社會信任對中國公司對外投資的正向影響。此外， Guiso等（2008）提出在對經濟主體的影響上， 作為非正式制度的社會信任對正式制度具有替代作用。因此， 本文預期當“一帶一路”沿線國監管環境較好時， 社會信任對于促進中國公司對外投資的作用有限?；诖耍?本文提出如下假設：

假設2： 限定其他條件， “一帶一路”沿線國監管環境弱化了社會信任對中國公司對外投資的正向影響。

三、 研究設計

（一） 樣本選擇與數據來源

本文初始樣本為2014 ～ 2022年中國A股上市公司， 以2014年作為樣本起始年度是因為“一帶一路”倡議自2014年開始實施。隨后， 對樣本按照如下標準進行篩選： （1）剔除金融與保險行業、 房地產行業的觀測值； （2）剔除ST類觀測值； （3）剔除子公司注冊地位于“避稅天堂”（如開曼群島）的觀測值； （4）剔除被解釋變量、 主要解釋變量和控制變量缺失的觀測值； （5）若東道國在樣本年度區間內還未加入“一帶一路”倡議， 則中國上市公司在該國的投資也不包含在內。最后， 本文獲得4079個公司—年度觀測值， 包含740家不同的上市公司。此外， 為避免極端值的影響， 本文對所有連續性變量按照1% 分位和99%分位進行縮尾處理。

本文所使用的數據包括國家層面和公司層面的數據： （1）東道國的社會信任數據來自世界價值觀調查 （World Values Survey，WVS）（Inglehart等，2022）， 該調查收集了覆蓋全球近90%人口的100多個國家的個體價值觀念和社會信任等數據， 調查從1981年開始， 一共進行了7輪③， 本文主要依靠第6輪和第7輪的調查結果構建東道國社會信任變量； （2）東道國的監管質量和法律環境數據來自全球治理指標數據庫（Worldwide Governance Indicators，WGI）； （3）東道國的GDP和GDP增長率數據來自世界銀行（World Bank）； （4）本文所采用的公司層面數據均來自國泰安CSMAR數據庫。

（二） 模型構建與變量設定

為了檢驗“一帶一路”沿線國社會信任對中國公司對外投資的影響， 本文構建了如下模型：

INVEST=α0+α1TRUST+α2BOARD+α3FIRST+

α4DUAL+α5INDR+α6SIZE+α7LEV+α8ROA+α9BTM+

α10AGE+α11STATE+α12LAW+α13GDP+α14GDP_G+

Year/Firm Dummies+ε" （1）

被解釋變量為中國公司對外投資， 具體使用中國公司在東道國設立子公司的數量（INVEST） 來衡量（Du和Zhao，2023）。解釋變量為東道國社會信任， 參照Dudley和Zhang（2016）的研究， 使用WVS中“一般來說， 您認為大多數人都可以信任， 還是與人打交道時需要非常小心？”， 計算出選擇“大多數人都可以信任”的被調查者占該國全部被調查者的比重（TRUST）來度量東道國社會信任。由于WVS調查按照輪次進行， 每輪涵蓋4 ～ 6個年度， 而每個國家在每輪中只被調查一次， 因此本文將基于WVS第6輪（2010 ～ 2014年）計算的東道國社會信任數據賦值到2014 ～ 2016年度， 將基于第7輪（2017 ～ 2022年）計算的數據賦值到2017 ～ 2022年度， 以此來構建TRUST變量。控制變量包括公司層面的微觀變量和東道國國家層面的宏觀變量。具體來說， 借鑒以往研究（雷瑋等，2022；王天韻和祝繼高，2024）， 控制了董事會規模（BOARD）、 第一大股東持股比例（FIRST）、 兩職合一（DUAL）、 獨立董事比例（INDR）、 公司規模（SIZE）、 財務杠桿（LEV）、 總資產收益率（ROA）、 賬面市值比（BTM）、 公司年齡（AGE） 和產權性質（STATE）。此外， 也控制了東道國的法律環境（LAW）、 GDP（GDP）和GDP增長率（GDP_G）。最后， 模型中還控制了公司和年度固定效應。變量的具體定義如表1所示。

為了檢驗“一帶一路”沿線國監管環境的調節作用， 本文按照模型（1）， 依據東道國監管環境的好壞對全樣本進行分組檢驗。當東道國的監管質量得分大于年度中位數時， 將對應觀測值劃分為監管環境好組， 否則為監管環境差組。若監管環境差組中TRUST的系數顯著高于監管環境好組， 則假設2得到支持。

四、 實證結果與分析

（一） 變量描述性統計

表2報告了主要變量的描述性統計結果。INVEST的均值為1.2895， 表明中國公司在東道國平均設有約1.29個子公司， INVEST的最大值為22， 3/4分位數為1， 表明中國公司在東道國的投資差異較大。TRUST的均值為0.2372， 表明約有23.72%的東道國被調查者認為“一般來說， 大多數人都可以信任”。控制變量中， STATE的均值為0.3023， 表明在“一帶一路”沿線國進行投資的中國公司中約有30.23%為國有企業。LAW的均值為-0.0937， 最小值為-1.468， 最大值為1.1996， 表明“一帶一路”沿線國的法律環境狀況差異較大。其他控制變量的值均在合理范圍內。

（二） 假設1和假設2的實證結果分析

表3報告了假設1和假設2的回歸結果。由于被解釋變量用中國公司海外子公司的數量衡量， 采用Poisson回歸模型。表3第（1）列為全樣本回歸結果， 變量TRUST的系數在5%的水平上顯著為正（α1=0.4603，z=2.07）， 支持了假設1， 表明“一帶一路”沿線國的社會信任水平越高， 越能夠吸引中國公司在該國進行投資。此外， 控制變量SIZE、 LEV、 ROA 和GDP_G的系數顯著為正， DUAL、 STATE和GDP的系數顯著為負， 與以往文獻一致（王天韻和祝繼高，2024；雷瑋等，2022）。表3第（2）列為東道國監管環境好子樣本， TRUST的系數在10%的水平上顯著為正 （α1=0.4179，z=1.73）； 第（3）列為東道國監管環境差子樣本， TRUST的系數在1%的水平上顯著為正（α1=2.3045，z=4.76）。這表明當東道國監管環境較差時， 社會信任對于促進中國公司對外投資的影響顯著更大（系數差異在1%的水平上顯著，chi2=12.15）， 說明作為非正式制度的社會信任與正式制度（監管環境）在影響公司行為方面存在擠出效應， 支持了假設2。

（三） 敏感性測試

1. 基于中國公司對外投資期末總投資額的敏感性測試。本文用中國公司對東道國子公司期末總投資額除以公司期末總資產（INVEST_AMOUNT）作為被解釋變量進行敏感性測試。表4 第（1）列中， TRUST的系數在1%的水平上顯著為正， 進一步支持了假設1。由表4第（2）和（3）列可知， 監管環境好組中TRUST的系數不顯著， 監管環境差組中TRUST的系數顯著為正， 說明東道國社會信任對中國公司對外投資行為的影響只存在于東道國監管環境差的子樣本中， 進一步支持了假設2。

2. 基于中國公司對外投資期末總投資額增加額的敏感性測試。本文用中國公司對東道國子公司期末總投資額的增加額除以公司期末總資產再乘以100（INVEST_

ADD）作為被解釋變量進行敏感性測試。表4 第（4）列中TRUST的系數顯著為正， 由第（5）和（6）列可知， 監管環境好組中TRUST的系數不顯著， 監管環境差組中TRUST的系數顯著為正， 為假設1和假設2提供了證據。

3. 基于排除個體特征后的國家層面社會信任氛圍的敏感性測試。借鑒Cui等（2023）的研究， 本文通過排除個體特征對信任態度的影響來度量國家層面的社會信任氛圍（TRUST_C）。具體來說， 本文構建了模型（2）， 通過引入國家層面固定效應的方式來獲得變量TRUST_C。

TRUST_P=β0+β1MALE+β2AGE+β3AGE2+

β4EDU+β5UNEMPLOY+β6INC_MED+β7INC_HIGH+

β8REL_N+Country Dummies+ε" " " "（2）

模型（2）中： TRUST_P為個體層面信任態度變量， 基于WVS數據， 當個體在“一般來說， 您認為大多數人都可以信任， 還是與人打交道時需要非常小心？”中選擇“大多數人都可以信任”時取值為1， 否則為0； MALE為被調查者性別， 男性取1， 否則為0； AGE為被調查者年齡， 用被調查者年齡的自然對數衡量； AGE2為被調查者年齡的平方項； EDU為被調查者受教育水平， 按照未受過教育、 小學、 初中、 高中、 高等專科、 大專、 本科、 碩士和博士依次從0賦值至8； UNEMPLOY為被調查者就業狀態， 失業取1， 否則為0； INC_MED和INC_HIGH為被調查者收入水平， 對于INC_MED的取值， 處于中等收入水平取1， 否則為0， 對于INC_HIGH的取值， 處于高等收入水平取1， 否則為0； REL_N為被調查者宗教信仰， 無宗教信仰取1， 否則為0。以上數據均來源于WVS。

由于TRUST_P為虛擬變量， 采用Logit回歸模型， 分別對第6輪（wave 6）和第7輪（wave 7）調查數據進行回歸， 具體回歸結果見表5 Panel A。通過對個體層面數據進行回歸， 本文將回歸得到的國家層面固定效應作為排除個體特征影響后的東道國國家層面的社會信任氛圍（TRUST_C）， 并以此作為TRUST的替代變量進行敏感性測試。表5 Panel B第（1）列中TRUST_C的系數顯著為正， 進一步支持了假設1。由表5 Panel B第（2）和（3）列可知， 監管環境好組中TRUST_C的系數不顯著， 監管環境差組中這一系數顯著為正， 為假設2提供了進一步的支持。

（四） 內生性測試

“一帶一路”沿線國的社會信任不太可能受到中國公司投資行為的影響， 所以反向因果并非本文關注的主要內生性問題。為緩解潛在遺漏變量和測量誤差所導致的內生性問題， 本文采用工具變量法對假設1和假設2進行測試。當一個國家的種族多樣性較高時， 種族之間更有可能產生隔閡， 從而導致社會分裂的可能性增加， 社會信任水平降低（Dinesen和S?nderskov，2015；Lu等，2018）。然而東道國的種族多樣性多由該國的歷史狀況決定（雷瑋等，2022）， 不太可能對中國公司的對外投資行為產生直接影響。因此， 本文采用種族多樣性（ETHICS，用1減去該國所有被調查者所屬種族的赫芬達爾指數衡量，數據來源于WVS）作為社會信任的工具變量。表6第（1）列為第一階段回歸結果， ETHICS的系數在1%的水平上顯著為負， 說明種族多樣性的提高會降低社會信任水平， 符合理論預期。表6第（2） ～ （4）列采用第一階段估計出的東道國社會信任（TRUST?）作為解釋變量重新檢驗假設1和假設2。第（2）列中TRUST?的系數顯著為正， 支持假設1。由第（3） 和 （4）列可知， 監管環境好組和監管環境差組中TRUST?的系數均顯著為正， 但系數差異檢驗在1%的水平上顯著， 進一步支持了假設2。上述結果表明， 在控制了潛在的內生性問題之后， 本文的主要發現依然成立。

五、 進一步分析

（一） 考慮東道國的內群體信任和外群體信任

內、 外群體社會信任有所不同， 內群體信任是指對于家人、 鄰居和熟人的信任， 而外群體信任是指對于陌生人、 不同宗教信仰或者不同國籍個體的信任（Delhey等，2011）。較高的外群體信任通常意味著較高的內群體信任， 但反之并不成立（Welzel和Delhey，2015）。內群體信任水平越高， 個體越有可能出現“排外”傾向（Fukuyama，2001）。由此可知， 當東道國內群體信任水平較高時， 中國公司難以融入該國社會網絡并獲取資源（雷瑋等，2022）， 從而阻礙投資。而當東道國外群體信任水平較高時， 當地成員對外群體成員的接受程度較高， 更愿意與其進行信息共享和資源交換（Ding等，2015）， 中國公司在該國進行投資所面臨的不確定性和成本較低（雷瑋等，2022）， 從而促進對外投資。因此， 本文預期東道國內（外）群體信任與中國公司對外投資負（正）相關。

本文構建如下兩個變量： （1）內群體信任（TRUST_IN）， 使用該國被調查者分別對于家人、 鄰居和熟人信任程度的均值進行衡量； （2）外群體信任（TRUST_OUT）， 使用該國被調查者分別對于第一次見面、 不同宗教信仰和其他國籍的個體信任程度的均值進行衡量。以上數據均來源于WVS。表7顯示， TRUST_IN的系數顯著為負， TRUST_OUT的系數顯著為正， 與理論預期一致， 表明東道國內群體信任和外群體信任對中國公司的對外投資行為產生了不一致的影響。具體而言， 東道國內群體信任阻礙了中國公司的對外投資， 而外群體信任會對中國公司的對外投資產生促進作用。

（二）考慮中國公司對外投資績效

較高水平的東道國社會信任推動了中國公司的對外投資行為， 那么是否也會產生較高的對外投資績效？為此， 本文進一步探討東道國社會信任與中國公司對外投資績效之間的關系。借鑒朱佳信等（2022）的研究， 采用海外子公司第t+1期的總資產收益率（INVEST_ROA）來度量對外投資績效， 數據來源于CSMAR。表8中TRUST的系數顯著為正， 說明較高水平的東道國社會信任能夠吸引中國公司投資并產生較高的投資績效， 這也進一步支持了假設1。

（三） 考慮中國公司所在省份的社會信任水平

社會信任作為重要的社會資本， 有利于提升企業價值并緩解融資約束（Poppo等，2016）。根據資源保存理論， 個體具有獲取、 保持、 培育和保護重要資源的傾向， 且資源損失的影響遠大于資源獲取的影響（Hobfoll，1989）。對于處在社會信任水平較高省份的公司而言， 該省份較高的社會信任是公司的重要資源。所以， 當位于這些省份的公司在“一帶一路”沿線國進行投資時， 會出于避免資源損失和保持資源的目的而重視東道國的社會信任狀況， 以讓這項重要的無形資源繼續在企業經營中發揮作用。因此， 本文預期“一帶一路”沿線國社會信任對中國公司對外投資的影響只存在于該中國公司所在省份社會信任水平較高的情況下。

本文依據中國綜合社會調查（Chinese General Social Survey，CGSS）數據計算不同省份的社會信任水平， 隨后按照中國公司辦公地所在省份的社會信任水平是否大于年度中位數來劃分高省份層面社會信任子樣本和低省份層面社會信任子樣本。由表9可知， 在高省份層面社會信任子樣本中， TRUST的系數顯著為正， 而低省份層面社會信任子樣本中TRUST的系數不顯著， 說明只有當中國公司所在省份的社會信任水平較高時， 東道國社會信任才會對中國公司的對外投資行為產生影響， 符合本文的預期。

（四） 考慮中國公司的投資區域戰略

企業對外投資采取多元化戰略的目的在于利用全球資源學習不同的技術與理念以獲取競爭優勢（Hsu等，2013）。當企業實施多元化戰略時， 需要同時面對來自不同東道國的制度差異、 文化差異和投資風險， 會更加重視東道國的社會信任水平。因此， 本文預期“一帶一路”沿線國社會信任對于中國公司對外投資的影響只存在于實施投資區域多元化戰略的公司中。本文根據中國公司是否在兩個及以上“一帶一路”沿線國設立子公司來劃分投資區域多元化子樣本和投資區域單一化子樣本。由表10可知， 在投資區域多元化子樣本中， TRUST的系數顯著為正， 而投資區域單一化子樣本中TRUST的系數不顯著， 說明只有當中國公司采取投資區域多元化戰略時， 東道國社會信任才會對中國公司的對外投資行為產生影響， 符合預期。

六、 總結

本文研究了“一帶一路”沿線國社會信任對中國公司對外投資行為的影響， 并檢驗了東道國監管環境的調節作用。研究發現， 當“一帶一路”沿線國社會信任水平較高時， 中國公司在東道國設立的子公司數量較多， 投資金額較高， 說明東道國較高的社會信任水平有助于降低中國公司在對外投資中面臨的不確定性和交易成本， 從而吸引中國公司投資。此外， 監管環境弱化了東道國社會信任對中國公司對外投資的正向影響， 說明在影響公司行為方面， 作為非正式制度的社會信任與正式制度之間存在擠出效應。本文進一步將社會信任分為內群體信任和外群體信任， 發現東道國內群體信任和外群體信任對中國公司的對外投資行為存在不對稱影響， 當內群體信任水平較高時， 中國公司對外投資較少， 而外群體信任有利于推動中國公司對外投資。本文還發現東道國社會信任有助于提高中國公司對外投資績效， 這進一步支持了東道國社會信任對于促進中國公司對外投資的積極作用。最后， 本文發現東道國社會信任對中國公司對外投資的正向影響僅存在于位于社會信任水平較高省份的中國公司子樣本和實施投資區域多元化戰略的公司子樣本中。

本文的研究結論有以下幾個方面的實踐意義： 首先， 本文的研究結論表明東道國較高的社會信任不僅能夠擴大中國公司的對外投資規模， 還能提升其對外投資績效， 這鼓勵中國公司在進行對外投資決策時， 適當地將“一帶一路”沿線國的社會信任狀況納入評估范圍， 合理分配人力、 物力和財力等資源， 降低投資成本、 提升投資效率， 更高質量地參與到“一帶一路”共建中。其次， 本文研究發現東道國的內群體信任和外群體信任存在不對稱影響， 較高水平的內群體信任與較高的“排外”傾向相關， 因此中國公司在“一帶一路”沿線國進行對外投資時， 可以進一步考慮內群體信任與外群體信任之間的差異， 選擇在外群體信任水平較高的地區進行投資， 以盡可能地降低“外來者劣勢”。再次， 本文的研究結論表明較高的地區社會信任水平有利于吸引外來投資， 因此政府和相關部門可以有意識地塑造當地開放、 合作的營商環境， 為外商投資提供良好的經營環境。最后， 本文研究發現社會信任與正式制度在影響公司對外投資時存在擠出效應， 這表明政府在推動高質量共建“一帶一路”的過程中， 可以加強與東道國的制度交流及合作， 為中國公司對外投資創造更加安全、 穩定的投資環境， 以進一步提升“一帶一路”倡議的可持續性與國際影響力。

本文的研究也存在以下兩方面的不足： 第一， 本文提出“一帶一路”沿線國社會信任水平對于中國公司對外投資的促進作用主要通過增強東道國與中國公司進行資源分享和交換的意愿、 降低交易的不確定性以及降低交易成本來實現， 然而現有文獻缺乏對上述概念的成熟度量方法（雷瑋等，2022）， 后續研究可以開發相關度量， 完善相應的中介機制檢驗。第二， 由于數據限制， 本文的主要解釋變量社會信任存在多年間保持不變的情形。即便社會信任作為一種非正式制度， 不太可能在短期內發生較大的改變， 但未來的研究依然可以尋找更為精細的年度數據， 以進一步探究東道國社會信任對中國公司對外投資行為的影響。

【 注 釋 】

① 參見https：//www.yidaiyilu.gov.cn/p/0QSPC56F.html。

② 參見https：//www.gov.cn/lianbo/bumen/202310/content_6907593.htm。

③ 第1輪涵蓋1981 ～ 1984年，第2輪涵蓋1990 ～ 1994年，第3輪涵蓋1995 ～ 1998年，第4輪涵蓋1999 ～ 2004年，第5輪涵蓋2005 ～ 2009年，第6輪涵蓋2010 ～ 2014年，第7輪涵蓋2017 ～ 2022年。

④ 第（1）列中的樣本觀測值3973小于描述性統計中的樣本觀測值4079，是因為在回歸時有106個觀測值由于是單一值（singletons）或被固定效應分離（separated by a fixed effect）而丟棄。其他列同理。

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