三、稳健性检验
因“一带一路”国际合作影响沿线国家外债风险可能存在滞后性，实验组和控制组国家外债风险的变化有可能不是真正由“一带一路”国际合作这一外生事件导致的。为了解决模型中处理变量对产出变量的作用机制的排他性，本章节采用Eissa和Liebman（1996）的安慰剂检验方法，将政策的实施时间前推，选取一个不受政策影响的样本区间，重新进行回归，以检验是否存在和本章节的假设类似的因果关系。因此，选取“一带一路”倡议提出之前的不受影响的年份进行回归，本章节假定“一带一路”倡议是在2010年1月1日提出，虚构一个实验组和控制组，虚拟实验期为2010年到2011年，虚拟对照期为2008年到2009年，即2008年到2011年4年共计200个样本观测值的面板数据对模型重新回归，采用与上文同样的DID模型，回归结果如表3.13所示：当因变量为Fordebt、Debtserv和Intliq时，处理效应T*D的系数均不显著，与文中主体部分的回归系数显著为负不同。回归结果表明：“一带一路”国际合作降低了沿线国家的外债风险，本章研究结论稳健。
表3.13 安慰剂检验：“一带一路”国际合作与沿线国家外债风险的回归结果
为缓解内生性问题，首先，本章在回归模型中通过控制国家层面的固定效应和纳入尽可能全面的控制变量，以降低变量遗漏可能带来的内生性问题。其次，考虑到国家间合作对国家外债风险的影响可能存在时间上的滞后效应，同时，也为了避免“一带一路”沿线国家外债风险对国际合作和国家经济发展可能存在的双向因果关系进而产生内生性问题，本章对被解释变量国家外债风险做了滞后一期的处理并且重新进行回归，表3.14报告了模型3.2“一带一路”国际合作度对沿线国家外债风险的影响的稳健性检验回归结果。当被解释变量为Fordebt时，BIT和BRI的回归系数分别为-0.112和-0.146，回归系数分别在5%和1%水平下显著为负，回归结果总体与本章研究结论一致。
续表
注：括号内为标准差；*、**、***分别表示在10%、5%、1%的水平下显著。
表3.14 “一带一路”国际合作度与国家外债风险的稳健性检验回归结果
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续表
注：括号内为标准差；*、**、***分别表示在10%、5%、1%的水平下显著。
此外，本章进一步使用ICRG提供的金融风险指标当作衡量国家外债风险的代理变量，该指标具体从外债负债率、汇率稳定性、外债占出口比率、经常性账户占出口比率和国际流动性风险等5个方面综合衡量国家的金融风险，对衡量国家外债风险有一定预测作用。表3.15报告了“一带一路”国际合作度与沿线国家外债风险的稳健性检验回归结果，回归结果支持本章节研究假设。
表3.15 “一带一路”国际合作度与沿线国家外债风险的稳健性检验回归结果
续表
注：括号内为标准差；*、**、***分别表示在10%、5%、1%的水平下显著。