“一帶一路”倡議與資產誤定價

畢鵬 楊格

【摘要】以2010 ～ 2021年我國A股上市企業為樣本， 實證檢驗“一帶一路”倡議對資產誤定價的影響及作用路徑。研究發現， “一帶一路”倡議的實施顯著緩解了資產誤定價。異質性分析表明： “一帶一路”倡議同時緩解了國有企業與民營企業的資產誤定價， 意味著“一帶一路”倡議有效促成了“國進民進”的新格局； “一帶一路”倡議對資產誤定價的緩解作用在行業競爭度較低、 市場化程度較低的樣本中更加顯著； 相較于中、 東部地區， 該倡議對西部及東北地區上市企業資產誤定價的緩解作用更強。機制檢驗表明， “一帶一路”倡議主要通過緩解信息不對稱與代理問題兩個基本渠道緩解資產誤定價。經濟后果研究表明， “一帶一路”倡議通過緩解資產誤定價， 促進資源優化配置， 最終提升企業價值。

【關鍵詞】“一帶一路”；信息不對稱；代理問題；資產誤定價；企業價值

【中圖分類號】F830.9? ? ? 【文獻標識碼】A? ? ? 【文章編號】1004-0994（2024）04-0122-8

一、 引 言

“一帶一路”倡議由習近平總書記于2013年提出， 并倡導我國與“一帶一路”合作伙伴分別就對外經貿、 生態環境、 科學技術、 人文交流等領域展開深入合作， 實現優質資源互通有無， 提高資源配置效率， 促進經濟高質量發展。截至2022年， 伴隨各國與國際組織的積極響應， 我國已與147個合作伙伴、 32個國際組織共同簽署200余份與“一帶一路”倡議有關的合作文件， 社會與經濟效應不斷凸顯， 備受世界各國關注。宏觀層面上， 現有研究主要基于“一帶一路”倡議對合作伙伴以及我國所產生的經濟效應展開探討（Huang，2016；Du和Zhang，2018）； 微觀層面上主要討論了“一帶一路”倡議與企業投資（蔣冠宏，2017）、 產業升級（王桂軍和盧瀟瀟，2019a）、 研發與創新（王桂軍和盧瀟瀟，2019b）、 投資風險（孫焱林和覃飛，2018）、 要素配置（羅長遠和曾帥，2022）、 融資約束（羅長遠和曾帥，2020）所產生的積極影響。

然而， 作為資源配給與要素流通的主要載體， 資本市場是否會受到“一帶一路”倡議所產生的溢出效應的影響呢？資本市場的基本功能是利用價格的信號機制實現資源的優化配置。在有效的資本市場上， 價格通過引導稀缺資源流向來實現最優的回報。我國資本市場起步較晚， 正處于新興加轉軌的特殊時期， 資本市場上存在大量“噪音”， 長期存在著資產誤定價的金融“異象”（畢鵬和王生年，2021；畢鵬，2021）。資產誤定價不僅對投資者、 上市企業、 監管機構產生重要影響， 還能夠導致資源錯配、 引發股價崩盤風險， 危及金融安全， 并最終影響經濟實體發展。因此， 探究資產誤定價的影響因素與形成機理， 并采取相關舉措以減輕或緩解其對資本市場、 經濟實體所產生的危害具有較強的現實意義?；诖?， 本文試圖以資產誤定價為研究對象， 實證檢驗“一帶一路”倡議是否有助于資產價格回歸真實價值。

“一帶一路”倡議的提出為本文提供了一個“準自然實驗”場景。本文運用雙重差分法（DID）， 以2010 ～ 2021年我國A股上市企業為樣本， 實證檢驗了“一帶一路”倡議對資產誤定價的影響及作用路徑。與現有研究相比， 本文可能的貢獻體現在以下三個方面： 第一， 將轉型時期的宏觀經濟政策與微觀資本市場定價效率有機結合， 利用“一帶一路”倡議這一外生沖擊， 較為全面地考察了宏觀經濟政策與資產定價效率之間的關系， 有助于厘清宏觀政策對資本市場發揮作用的影響機理； 第二， 以資產誤定價為研究視角， 深化了對于我國資本市場金融“異象”的理解， 探究了“一帶一路”倡議的經濟效應與治理效應， 豐富了“一帶一路”倡議的經濟后果研究； 第三， 拓展了資本市場資產定價效率影響因素研究， 相關結論對提升我國資本市場有效性具有一定的政策指導意義。

二、 理論分析與研究假設

（一） “一帶一路”倡議與資產誤定價： 信息效應

信息經濟學指出， 信息效率用于衡量股票價格是否能夠真實反映上市公司基本面信息與公司市場價值。在一個完全有效的資本市場上， 股價能夠充分地反映上市公司已經披露或尚未披露的全部信息。然而， 現實中的市場并非完全有效， 存在自利動機的公司高管會采用策略性信息披露的手段， 有意隱瞞壞消息、 及時披露好消息。具有較高信息含量的公司特質信息無法融入股票價格， 并傳遞于資本市場， 導致資本市場對錯誤信息進行整合， 降低資產定價效率?，F有研究表明， 上市公司信息披露質量（胡軍和王甄，2015）、 信息傳遞精準性（楊玉龍等，2018）、 媒體關注與情緒（游家興和吳靜，2012）、 分析師跟蹤（Jiang等，2019）、 產業政策（陳冬華和姚振曄，2018）等均能夠對資產定價效率產生影響?！耙粠б宦贰背h是政府實現資源優化配置、 完成戰略目標的重要舉措， 是通過“有形之手”調節市場失靈的重要方式?！耙粠б宦贰背h對宏觀經濟與企業微觀資源配置均產生積極影響， 由此推斷： 該倡議的溢出效應同樣能夠對資本市場定價效率產生重要影響， 糾正市場失靈。

首先， “一帶一路”倡議響應企業有意愿披露更多的有關企業特有風險的信息?！耙粠б宦贰背h有別于正式的國家間區域協作制度設計， 因同時受到來自國家間的經濟發展水平與速度、 國家治理與政體、 宗教信仰與文化等方面的不同影響， 倡議響應企業會面臨諸如政治風險、 安全風險、 金融與投資風險、 市場風險等一系列不確定性風險。因此， 各類潛在的隱患與風險防范舉措將成為倡議響應企業重要的信息披露事項?，F有研究表明， 企業風險信息披露質量能夠對企業信息透明度（Miihkinen，2012）、 投資者市場反應（Beatty等，2019）、 企業融資水平與權益資本成本（王雄元和高曦，2018）產生重要影響。為了緩解企業融資約束， 穩定投資者、 債權人、 利益相關者等因企業面臨較高水平的不確定性及風險所產生的異常情緒， 倡議響應企業更有意愿進行特有風險信息披露， 并非采取策略性信息披露蓄意隱瞞企業潛在風險， 促使企業層面有效的特質信息能夠被市場識別并傳播， 緩解信息不對稱。

其次， “一帶一路”倡議響應企業有意愿披露更多的有關企業內部控制的信息。企業內部控制與信息披露質量是降低企業風險、 弱化投資者風險感知的良方， 具備較高的信息含量。張繼勛等（2011）研究指出， 企業內部控制信息披露與投資者投資決策積極性顯著正相關。受2008年《企業內部控制基本規范》頒布的影響， 我國上市企業在內部控制建設與信息披露等方面長期接受來自政府與相關職能部門的監管， 且市場上的投資者也更加偏好于利用“企業內控缺陷及解決措施”來評價企業的風險承擔水平， 進而做出投資決策。因倡議響應企業面臨較大的風險和不確定性， 為了向外界傳遞企業較高內部控制質量的信號， 其可能更有意愿披露企業內部控制信息， 以及存在的內部控制缺陷與改進舉措， 向市場、 投資者提供更具信息含量的信息， 緩解信息不對稱。

最后， “一帶一路”倡議響應企業有意愿降低財務重述頻次， 提升會計信息披露質量。存在自利動機的企業高管可能會采取策略性信息披露的方式有意隱瞞壞消息， 及時披露好消息， 進而實現自身利益最大化， 這也是企業發生財務重述的主要原因。當企業發生財務重述時， 意味著企業對已經發布的財報進行了信息修正或補充， 這也進一步反映了企業會計信息披露質量較低的真實情況。財務重述能夠誘發資本市場消極反應、 提高權益融資成本、 提升企業訴訟風險， 加劇信息不對稱。由于倡議響應企業面臨的風險更高， 其可能更有意愿降低財務重述頻次， 提高會計信息披露質量， 緩解信息不對稱。

（二） “一帶一路”倡議與資產誤定價： 治理效應

代理理論指出， 所有權與經營權兩權分離導致企業高管與股東之間的目標函數很難保持一致。企業高管出于自利動機， 更容易采取機會主義行為， 利用投資者的非理性情緒， 通過有意迎合的方式操縱股票價格進而謀取私利。此外， 大股東作為內部人， 憑借其得天獨厚的信息優勢， 通過信息操縱與盈余管理的方式抬高股價實現估值套利， 在損害中小股東利益的同時， 進一步加劇信息不對稱， 導致股票價格產生偏誤。已有研究發現， 代理問題是造成資本市場信息不對稱、 降低資本市場信息效率的重要原因（Cheung和Li，2016）， 能夠對資產定價效率產生重要影響。筆者認為， “一帶一路”倡議有可能發揮治理效應， 緩解上述代理問題， 進而對資本市場定價效率產生影響。

首先， “一帶一路”倡議與產業政策具備較高的相似性， 均體現了國家、 政府通過“有形之手”對宏觀經濟、 稀缺資源進行調控、 配置與監管， 進而實現經濟高質量發展的戰略目標。自“一帶一路”倡議提出以來， 雖然在國際經濟合作領域取得了眾多實質性成就， 但在一定范圍內仍備受詬病。為此， 我國出臺了一系列政策， 確?！耙粠б宦贰背h響應企業能夠實現國家政策經濟效益的最大化。其中， 以2018年出臺的《企業境外經營合規管理指引》最具代表性， 該指引明確了對“一帶一路”倡議響應企業的具體監管要求， 強化了國家及相關職能部門對倡議響應企業的監督與管理。此外， 境外投資者、 合作者在選擇標的企業進行投資與合作時， 也會產生強烈的監督與信息獲取動機。由此產生的“合力”構成了倡議響應企業天然的外部治理機制， 將會有效抑制企業高管機會主義行為， 強化公司治理， 緩解代理問題。

其次， “一帶一路”倡議響應企業更有意愿提升財務資源配置效率， 降低代理成本以及減少大股東的利益侵占， 實現企業價值與股東財富的最大化。倡議響應企業能夠獲取更多的財政補貼、 稅收優惠， 緩解融資約束， 從而賦能企業多元化經營， 提高企業成長性（徐思等，2019）。對于企業高管、 大股東、 中小股東而言， 通過提高財務資源配置效率， 將更多的資金或資本投放至海外更具潛力的市場上， 暢享“一帶一路”倡議創造的發展機遇與政策紅利將更具吸引力。由此， “一帶一路”倡議將在某種程度上抑制企業高管機會主義行為與大股東利益侵占行為， 從而緩解代理問題。

最后， “一帶一路”倡議秉承共商、 共建、 共享的基本原則， 通過強化基礎設施建設、 提高資源配置效率、 提升經濟要素流動速度， 實現和諧包容、 互利共贏的區域深度合作。倡議響應企業某種程度上反映了國家在世界范圍內的互利合作與共同發展的意愿， 會吸引更多分析師和投資者的關注。分析師作為資本市場不可或缺的信息中介， 憑借其獨有的專業素養和行業專長能夠對倡議響應企業相關信息進行有效挖掘、 分析、 解讀。再加上定期與不定期的跟蹤， 能夠對企業高管形成良好的外部監管與約束。此外， 投資者關注也能夠對企業高管的機會主義行為、 自利與利益侵占行為產生強烈的監督效應。為保護自身利益免受侵害， 中小股東有更加強烈的意愿對倡議響應企業進行監督。中小股東的“一致行動”能夠提高公司治理水平， 改善企業績效（鄭志剛等，2022）。由此可知， “一帶一路”倡議通過吸引更多的分析師、 投資者關注發揮監督、 治理效應， 從而緩解代理問題。

綜上所述， “一帶一路”倡議可能通過發揮信息效應與治理效應緩解資產誤定價。由此提出以下假設：

H1： “一帶一路”倡議與資產誤定價呈顯著負相關關系。

三、 研究設計

（一） 樣本選擇與數據來源

“一帶一路”倡議于2013年提出， 自2014年開始進入具體實施階段?；诖?， 本文利用部分上市企業于2014年開始響應“一帶一路”倡議為實驗場景， 選取2010 ～ 2021年我國A股上市企業為樣本， 考察“一帶一路”倡議對資產誤定價的影響。對數據進行如下處理： ①剔除金融、 保險類公司樣本； ②剔除ST、 ?ST樣本； ③剔除有關財務、 公司治理數據缺失的樣本； ④對所有連續變量進行1% ～ 99%水平上的縮尾處理。最終， 共獲得19022個樣本觀測值。上市企業財務與公司治理數據均來源于CSMAR數據庫， 統計軟件為STATA 16.0。

本文參考陳勝藍等（2018）的做法， 將注冊地位于“一帶一路”重點省份的企業作為處理組， 注冊地位于其他省份的， 視為控制組。在穩健性檢驗中， 參考徐思等（2019）的做法， 用上市企業是否屬于同花順“一帶一路”概念板塊這一標準， 將上市企業重新劃分為處理組與控制組。

（二） 變量定義

1. 解釋變量： “一帶一路”虛擬變量（Treat×Post）。具體地， 當企業注冊地位于“一帶一路”重點省份時， Treat取值為1， 否則為0； “一帶一路”倡議響應時間之后啞變量（Post）， 當時間區間定義為2014年之后（含2014年）時， Post取值為1， 否則為0。

2. 被解釋變量： 資產誤定價（Deviation和Misp）。當企業價值（V）/市場價值（P）≠1時， 意味著資產誤定價的情況存在。具體地， 企業價值（V）參考 Frankel和Lee（1998）的做法， 利用剩余收益模型計算得到； 企業的市場價值（P）采用上市企業當年所有交易日收盤價的均值進行測度。參考徐壽福和徐龍炳（2015）的方法， 構建變量Deviation=|1-V/P|和Misp=V/P， 用以衡量資產誤定價。Deviation越大， 代表資產誤定價程度越高； Misp>1代表股價被低估， Misp<1則代表股價被高估。

3. 控制變量。參考游家興和吳靜（2012）、 徐壽福和徐龍炳（2015）的研究， 本文對可能影響資產誤定價的相關變量進行控制， 包括： 企業規模（Size）、 資產負債率（Lev）、 企業成長性（Growth）、 市賬比（MB）、 盈利能力（Roa）、 企業年齡（Age）、 換手率（Turnover）、 董事會規模（Boardsize）、 獨立董事占比（Indratio）、 第一大股東持股比例（Top1）、 兩職合一（Dual）。同時考慮行業和年度的影響。變量定義如表1所示。

（三） 模型設定

參考羅長遠和曾帥（2022）、 徐思等（2019）的研究， 構建雙重差分模型（1）， 用以考察“一帶一路”倡議響應企業的資產誤定價發生的變化。

Deviationi，t/Mispi，t=α0+α1Treati，t+α2Posti，t+

α3Treati，t×Posti，t+α4Controlsi，t+Ind+Year+?i，t （1）

其中， Deviationi，t和Mispi，t分別代表企業i在第t年的資產誤定價情況； Treati，t×Posti，t為“一帶一路”虛擬變量， 當企業注冊地位于“一帶一路”重點省份， 且時間在2014年后（包含2014年）時， Treati，t×Posti，t取值為1， 否則為0； Controlsi，t為研究所需的控制變量合集。系數α3為本文關注的焦點， 它反映了“一帶一路”倡議實施前后， 倡議響應企業資產誤定價的變動情況。

四、 實證結果與分析

（一） 描述性統計

表2列示了主要變量的描述性統計結果?？梢钥吹?， 樣本企業中Deviation的均值為0.576， 最小值為0.017， 最大值為3.220； Misp的均值為0.665， 最小值為0.036， 最大值為3.113。上述統計結果意味著我國上市企業超半數存在著資產誤定價的情況， 且不同企業間該指標存在較大差異。Treat×Post的均值為0.391， 表明有39.1%的研究樣本來自“一帶一路”倡議實施當年及以后。

表3為進一步區分實驗組與對照組后資產誤定價變量的差異性檢驗結果?？梢园l現， 無論是均值檢驗還是中值檢驗， 實驗組的資產誤定價顯著低于控制組， 初步驗證了“一帶一路”倡議有助于緩解資產誤定價這一結論。

（二） 平行趨勢檢驗

雙重差分（DID）使用的隱含條件是倡議響應企業與非響應企業在“一帶一路”倡議實施前應當具有相同的趨勢。為確保雙重差分（DID）回歸結果準確無偏， 參考韓晶等（2020）的具體做法， 構建回歸模型（2）， 以2014年為基準， 把時間啞變量Post2014+k定義為倡議的沖擊年（K的取值范圍是［-4，4］， 用以考察倡議實施前后各4年）， 以此來檢驗倡議實施前實驗組與控制組是否具有相同的變化趨勢， 以及倡議實施之后的動態效應。

Deviationi，t/Mispi，t=β0+β1? ? ? ? ? Treati×Post2014+k+

β2Treati，t+β3Posti，t+β4Controlsi，t+Ind+Year+?i，t （2）

平行趨勢與動態效應檢驗結果如表4所示?？梢钥吹?， 2014年“一帶一路”倡議具體實施之前， 系數β1均為不顯著， 且變化較為平緩； 2014年后， 系數β1至少在5%的水平上顯著為負， 且隨著時間的推移， 具有上升趨勢， 即倡議響應企業與非響應企業滿足平行趨勢假定。

（三） Spearman相關性分析

經Spearman相關性分析發現， Treat×Post與Deviation、 Misp至少在5%的水平上負相關（限于篇幅，結果未列示，留存備索）。Spearman相關性分析結果同前文的差異性檢驗結果， 均初步驗證了H1。此外， Deviation、 Misp與其他各變量均存在顯著關系， 表明本文選用的控制變量的確會對資產誤定價產生影響， 變量選取比較合理； 各變量系數絕對值均小于0.5， 不存在嚴重的多重共線性問題。

（四） 基準回歸

表5為“一帶一路”倡議對資產誤定價的基準回歸結果。其中列（1）、 （2）、 （3）為Deviation的回歸結果； 列（4）、 （5）、 （6）為Misp的回歸結果。列（1）和（4）為僅控制行業、 年份的回歸結果； 列（2）和（5）為控制行業、 年份的同時， 對公司財務指標進行控制的結果； 列（3）和（6）為控制行業、 年份、 企業財務指標、 公司治理指標后的回歸結果。由表5中的回歸結果可知， “一帶一路”倡議與資產誤定價呈顯著負相關關系。

（五） 穩健性檢驗

為確保上述研究結論的穩健性， 本文分別采用固定效應模型回歸、 子樣本回歸、 PSM-DID、 安慰劑檢驗、 替換解釋變量測度指標等方法進行了穩健性測試， 結果與主回歸結果保持一致， 結論穩健。限于篇幅， 回歸結果未報告， 留存備索。

五、 截面異質性分析

（一） 基于產權性質的分組檢驗

國有企業是“一帶一路”倡議響應的主力軍（胡兵和王肖平，2021）。一方面， 國有企業具備雄厚的資本、 資金與人才儲備， 相較于民營企業而言在眾多領域更具優勢； 另一方面， 國有企業肩負更多的社會責任， 除滿足一般企業生產經營、 改善業績的基本目標外， 還承擔了諸如發展經濟、 促進就業等社會責任， 并積極響應黨和國家的號召， 發揮“領頭羊”的作用。民營企業作為我國經濟發展的生力軍， 在穩定經濟增長、 促進創新、 增加就業、 改善民生等方面同樣發揮了重要作用。近年來， 我國越來越重視民營企業發展， 制定了一系列促進民營企業發展的惠企舉措， 創造充足的市場空間， 支持、 鼓勵民營經濟快速發展。那么， “一帶一路”倡議對資產誤定價的影響是否會因產權性質不同而產生差異？本文將上市企業劃分為國有企業與民營企業兩組進行檢驗， 回歸結果如表6所示。從回歸結果中可以看到， “一帶一路”倡議（Treat×Post）與資產誤定價的回歸系數均至少在5%的水平上顯著為負， 表明在“一帶一路”倡議下， 國有企業、 民營企業的資產誤定價水平均得到了有效緩解， 實現了“國進民進”的新格局， 該倡議在緩解資產誤定價方面具有較強的“普適性”。

（二） 基于行業競爭度的分組檢驗

行業競爭是實現資源有效配置的重要方式之一。面臨較為激烈的行業競爭， 提高信息披露質量以緩解信息不對稱， 強化公司治理以緩解代理問題， 成為企業獲取稀缺資源、 爭取政策扶持、 吸引合作伙伴以提升行業競爭力的重要手段。理論上， 企業所處行業競爭度較高時， 企業面臨的競爭壓力與資源擠占壓力更大， 其更傾向于提高會計信息披露質量和公司治理水平以提升自身競爭力。由此可以推斷， 行業競爭度將會對資產誤定價產生重要影響。參考Khurana等（2018）的研究， 本文使用赫芬達爾指數（HHI）作為行業競爭度的測度指標（該指標越大， 意味著行業競爭度越低）， 根據中位數將研究樣本劃分為行業競爭度高組和低組兩個子樣本。利用模型（1）進行分組回歸， 回歸結果如表7所示?？梢钥吹?， “一帶一路”倡議虛擬變量與資產誤定價的顯著負相關關系僅出現于行業競爭度低組中， 表明“一帶一路”倡議對于行業競爭度較低的企業資產誤定價緩解效應更強； 而行業競爭度較高的企業因信息不對稱程度較低、 代理問題較少， 從而資產誤定價受“一帶一路”倡議的影響并不明顯。

（三） 基于市場化程度的分組檢驗

市場化程度能夠反映一個地區的資本市場要素發展狀況以及金融化水平。在市場化程度較高的地區， 企業經營活動面臨較完備的法制監管環境和較少的政府干預。較高的投資者保護水平使得利益相關者具有更強的意愿對上市企業進行監督， 并通過股票交易的方式頻繁地對企業資源和相關信息進行交換， 使得相關信息能夠在資本市場迅速傳遞。因此， 本文預期， 相較于市場化程度較高的企業而言， “一帶一路”倡議的信息效應和治理效應的發揮在市場化程度較低的企業中將更為顯著?；诖?， 借鑒楊興全等（2014）的研究， 構建市場化指數指標， 并利用中位數將研究樣本分為市場化程度高、 低兩組子樣本。利用模型（1）進行分組回歸， 回歸結果如表8所示?？梢钥吹?， “一帶一路”虛擬變量與資產誤定價的顯著負相關關系僅出現于市場化程度低組中， 表明“一帶一路”倡議對于市場化程度較低企業的資產誤定價緩解作用更強； 而市場化程度相對較高的企業可能因信息不對稱程度較低、 代理問題較少、 投資者保護程度較高等原因， 受“一帶一路”倡議的影響并不明顯。

（四） 基于企業注冊地所屬區域的差異檢驗

因“一帶一路”倡議涉及區域不同， 可能會對資產誤定價產生不同的影響?；诖?， 本文借鑒李蒼祺和謝識予（2019）的研究， 將我國31個?。ㄖ陛犑?、 自治區）劃分為東北、 東部、 中部以及西部四個不同區域， 并將東部與中部地區（簡稱“中東部地區”）劃分為一組， 東北與西部地區劃分為一組， 利用模型（1）進行分組檢驗， 回歸結果如表9所示?？梢钥吹?， “一帶一路”虛擬變量與資產誤定價的顯著負相關關系僅出現于西部及東北地區， 中東部地區則不顯著?？赡艿脑蚴牵?中東部地區市場經濟環境優越、 市場化程度更高、 具有良好的治理環境， 企業資產誤定價程度較低， 因而受倡議影響并不明顯； 西部及東北地區受經濟發展水平、 市場環境、 行業競爭與市場化程度等因素的影響， 發展相對滯后， 資產定價效率相對較低， 因而“一帶一路”倡議對西部及東北地區所發揮的效用更大。

六、 機制檢驗

（一） 基于信息不對稱的作用機制檢驗

如前文所述， “一帶一路”倡議響應企業傾向于披露更多的企業特質風險信息、 內部控制信息以減少企業財務重述， 提升信息披露質量。上述行為均能夠有效緩解信息不對稱， 進而對資產誤定價產生影響。借鑒現有研究， 利用修正的瓊斯模型估算可操控性應計利潤的絕對值|DA|度量信息不對稱， 該值越大， 意味著信息不對稱程度越高。借鑒溫忠麟等（2004）的研究， 構建模型（3）和（4）開展基于信息不對稱的中介效應檢驗。

|DAi，t|=β0+β1Treati，t×Posti，t+β2Treati，t+β3Posti，t+

β4Controlsi，t+Ind+Year? （3）

Deviationi，t/Mispi，t=γ0+γ1Treati，t×Posti，t+γ2|DAi，t|+

γ3Treati，t+γ4Posti，t+γ5Controlsi，t+Ind+Year （4）

表10列示了信息不對稱的中介效應檢驗結果。列（1） ～ （3）是基于Deviation的檢驗結果； 列（4） ～ （6）為基于Misp的檢驗結果。從列（1）中可以看到， Treat×Post與Deviation的負向顯著關系仍然存在。列（2）中Treat×Post的系數為-0.005， 在5%的水平上顯著為負， 表明“一帶一路”倡議能夠有效緩解信息不對稱。列（3）中， |DA|的系數為0.159， 在1%的水平上顯著， 表明信息不對稱能夠加劇資產誤定價。Treat×Post的系數為-0.019， 在1%的水平上顯著， 且小于列（1）中Treat×Post的系數， Sobel檢驗的結果為1.753， 超過臨界值， 以上結果表明， “一帶一路”倡議通過緩解信息不對稱（發揮信息效應）進而緩解資產誤定價的中介效應成立（Misp的檢驗邏輯同上，不再贅述）。

（二） 基于代理問題的作用機制檢驗

如前文所述， “一帶一路”倡議響應企業可能因接受國內外更加嚴格的監管而更有意愿提升財務資源配置效率， 從而降低代理成本、 吸引更多的分析師與投資者關注， 進而強化外部監督、 提高公司治理水平。上述行為有助于緩解代理問題， 進而對資產誤定價產生影響。Ang 等（2000）研究指出， 資產周轉率能夠較好地反映企業的管理效率， 資產周轉率越低意味著企業資產利用效率越低， 說明代理問題越嚴重。因此， 本文采用資產周轉率（Aetu）對代理問題進行測度， 借鑒溫忠麟等（2004）的研究構建模型（5）和（6）， 進行基于代理問題的中介效應檢驗。

Aetui，t=β0+β1Treati，t×Posti，t+β2Treati，t+β3Posti，t+

β4Controlsi，t+Ind+Year? （5）

Deviationi，t/Mispi，t=γ0+γ1Treati，t×Posti，t+γ2Aetui，t+

γ3Treati，t+γ4Posti，t+γ5Controlsi，t+Ind+Year? ?（6）

表11列示了“一帶一路”代理問題的中介效應檢驗結果。列（1） ～ （3）是基于Deviation的檢驗結果； 列（4） ～ （6）為基于Misp的檢驗結果。從列（1）中可以看到， Treat×Post與Deviation的負向顯著關系仍然存在。列（2）中Treat×Post的系數為0.018， 在5%的水平上顯著為正， 表明“一帶一路”倡議能夠有效提升資產周轉率， 從而緩解代理問題。列（3）中， Aetu的系數為-0.044， 在1%的水平上顯著， 表明代理問題越嚴重， 資產誤定價程度越高。Treat×Post的系數為-0.019， 在1%的水平上顯著， 且小于列（1）中Treat×Post的系數， Sobel檢驗的結果為1.822， 超過臨界值。以上結果表明， “一帶一路”倡議通過緩解代理問題（發揮治理效應）進而緩解資產誤定價的中介效應成立（Misp的檢驗邏輯同上，不再贅述）。

七、 經濟后果檢驗

基于前文分析可知， “一帶一路”倡議緩解了信息不對稱和代理問題， 降低了資產誤定價水平， 有助于提升資產定價效率。理論上， 資產定價效率的改善有助于優化資源配置， 提升資本配置效率， 最終提升企業價值?；谏鲜龇治?， 本文依據資產誤定價（Deviation）均值將研究樣本分為資產誤定價高組和低組兩個分樣本。借鑒現有研究， 采用TobinQ作為企業價值的代理變量， 進行分組檢驗。從表12的結果中可以看到， 在列（1）資產誤定價高組中， Treat×Post顯著提升了倡議響應企業的價值， 表明“一帶一路”倡議能夠有效緩解資產誤定價、 提高資源配置效率并最終提升企業價值。列（2）資產誤定價低組中并不顯著， 可能的原因是： 資產誤定價水平較低企業因信息透明度高、 公司治理水平高， 因而受倡議影響并不明顯。

八、 研究結論與啟示

本文以2010 ～ 2021年我國A股上市企業為樣本， 運用雙重差分法（DID）， 實證檢驗了“一帶一路”倡議對資產誤定價的影響及作用路徑。研究發現， “一帶一路”倡議的實施顯著緩解了資產誤定價。截面異質性分析表明， “一帶一路”倡議同時緩解了國有企業與民營企業的資產誤定價， 意味著“一帶一路”倡議有效促成了“國進民進”的新格局； “一帶一路”倡議對資產誤定價的緩解作用在行業競爭度較低、 市場化程度較低的樣本中更加顯著； 相較于中部、 東部地區， 該倡議對西部及東北地區上市企業資產誤定價的緩解作用更強。機制研究表明， “一帶一路”倡議主要通過緩解信息不對稱與代理問題兩個基本渠道緩解資產誤定價。經濟后果研究表明， “一帶一路”倡議通過緩解資產誤定價， 促進資源優化配置， 最終提升企業價值。

基于上述結論， 本文提出如下政策啟示： 第一， 國內企業應牢牢把握“一帶一路”倡議賦予的有利契機， 尤其是倡議響應的民營企業， 在有效利用國家、 政府所提供的利好政策的同時， 補足自身短板， 發揮自身優勢， 從根本上實現“國進民進”的企業發展目標， 提升企業價值。第二， 上市企業尤其是倡議響應企業， 應進一步提升信息披露質量、 強化公司治理， 在緩解信息不對稱與代理問題的同時， 幫助投資者更好地認識企業基本面信息、 資源配置與潛在風險以及企業未來成長性。第三， 政府要繼續發揮政策引導、 組織協調、 嚴格監管、 協同發展的功能。在關注“一帶一路”倡議對宏觀經濟產生影響的同時， 更應當重視“一帶一路”倡議對企業微觀層面的影響。

【 主 要 參 考 文 獻 】

畢鵬，王生年．QFII持股緩解了股價延遲嗎？——基于我國A股上市公司的經驗證據［ J］．中國地質大學學報（社會科學版），2021（4）：105 ～ 118．

畢鵬．陸港通交易機制緩解了資產誤定價嗎？［ J］．金融與經濟，2021（10）：4 ～ 11．

陳冬華，姚振曄．政府行為必然會提高股價同步性嗎？——基于我國產業政策的實證研究［ J］．經濟研究，2018（12）：112 ～ 128．

韓晶，孫雅雯，陳曦．“一帶一路”倡議與中國企業經營績效——基于不同類型產業政策效果的分析［ J］．國際商務（對外經濟貿易大學學報），2020（6）：31 ～ 45．

胡兵，王肖平．“一帶一路”倡議與中國企業績效——基于制造業上市公司微觀數據的分析［ J］．當代經濟研究，2021（2）：64 ～ 74．

胡軍，王甄．微博、特質性信息披露與股價同步性［ J］．金融研究，2015（11）：190 ～ 206．

蔣冠宏．中國企業對“一帶一路”沿線國家市場的進入策略［ J］．中國工業經濟，2017（9）：119 ～ 136．

李蒼祺，謝識予．“一帶一路”倡議對我國固定資產增加的影響——基于PSM-DID方法的研究［ J］．國際經濟合作，2019（2）：101 ～ 107．

羅長遠，曾帥．“一帶一路”建設對要素配置效率的影響——基于中國上市工業企業的研究［ J］．金融研究，2022（7）：154 ～ 170．

羅長遠，曾帥．“走出去”對企業融資約束的影響——基于“一帶一路”倡議準自然實驗的證據［ J］．金融研究，2020（10）：92 ～ 112．

孫焱林，覃飛．“一帶一路”倡議降低了企業對外直接投資風險嗎［ J］．國際貿易問題，2018（8）：66 ～ 79．

王桂軍，盧瀟瀟．“一帶一路”倡議與中國企業升級［ J］．中國工業經濟，2019a（3）：43 ～ 61．

王桂軍，盧瀟瀟．“一帶一路”倡議可以促進中國企業創新嗎？［ J］．財經研究，2019b（1）：19 ～ 34．

王雄元，高曦．年報風險披露與權益資本成本［ J］．金融研究，2018（1）：174 ～ 190．

溫忠麟．張雷，侯杰泰，劉紅云.中介效應檢驗程序及其應用［ J］．心理學報，2004（5）：614 ～ 620．

徐壽福，徐龍炳．信息披露質量與資本市場估值偏誤［ J］．會計研究，2015（1）：40 ～ 47+96．

徐思，何曉怡，鐘凱．“一帶一路”倡議與中國企業融資約束［ J］．中國工業經濟，2019（7）：155 ～ 173．

楊興全，張麗平，吳昊旻．市場化進程、管理層權力與公司現金持有［ J］．南開管理評論，2014（2）：34 ～ 45．

楊玉龍，吳文，高永靖，張倩男．新聞媒體、資訊特征與資本市場信息效率［ J］．財經研究，2018（6）：109 ～ 125．

游家興，吳靜．沉默的螺旋：媒體情緒與資產誤定價［ J］．經濟研究，2012（7）：141 ～ 152．

張繼勛，周冉，孫鵬．內部控制披露、審計意見、投資者的風險感知和投資決策：一項實驗證據［ J］．會計研究，2011（9）：66 ～ 73．

鄭志剛，李邈，雍紅艷，黃繼承．中小股東一致行動改善了公司治理水平嗎？［ J］．金融研究，2022（5）：152 ～ 169．

Ang J. S.， Cole R. A.， Lin J. W.. Agency Cost and Ownership Structure［ J］．Journal of Finance，2000（1）：81 ～ 106．

Beatty A.， C． Lin， H. Zhang. Are Risk Factor Disclosures Still Relevant？Evidence from Market Reactions to Risk Factor Disclosures Before and After the Financial Crisis［ J］．Contemporary Accounting Research，2019（2）：805 ～ 838．

Cheung W. M.， J. Li. Does Free Cash Flow Problem Contribute to Excess Stock Return Synchronicity［ J］．Review of Quantitative Finance and Accounting，2016（1）：123 ～ 140．

Du J．L.， Zhang Y. F.. Does One Belt One Road Initiative Promote Chinese Overseas Direct Investment？［ J］．China Economic Review，2018（1）：189 ～ 205．

Frankel R.， Lee C. M. C.. Accounting Valuation， Market Expectation， and Cross-Sectional Stock Returns［ J］．Journal of Accounting ＆ Economics，1998（3）：283 ～ 319．

Huang Y.. Understanding China's Belt & Road Initiative： Motivation，? Framework and Assessment［ J］．China Economic Review，2016（40）：314 ～ 321．

Jiang H. Y.， D. H. Zhou， J. H. Zhang. Analysts' Information Acquisition and Stock Price Synchronicity： A Regulatory Perspective from China［ J］．Accounting Horizons，2019（1）：153 ～ 179．

Khurana I. K.， Pereira R.， Zhang E.. Is Real Earnings Smoothing Harmful？ Evidence from Firm-Specific Stock Price Crash Risk［ J］．Contemporary Accounting Research，2018（1）：558 ～ 587．

Miihkinen A.. What Drives Quality of Firm Risk Disclosure？ The Impact of a National Disclosure Standard and Reporting Incentives Under IFRS［ J］．The International Journal of Accounting，2012（4）：437 ～ 468．

【基金項目】國家自然科學基金青年項目（項目編號：72302048）；黑龍江省哲學社會科學研究項目（項目編號：22GLE374）；黑龍江省省屬高等學?；究蒲袠I務費科研項目；對外經濟貿易大學國際商學院創新工程實驗室科研項目課題專項資金資助（項目編號：102/78220301）；佳木斯大學博士專項基金啟動項目：（項目編號：JMSUBZ2021-18）

【作者單位】1.佳木斯大學經濟與管理學院， 黑龍江佳木斯 154007；2.對外經濟貿易大學國際商學院， 北京 100029。 楊格為通訊作者