潘劍平

（中國社會科學院大學 財經(jīng)戰(zhàn)略研究院，北京 102488）

一、引言

“一帶一路”倡議的提出對中國對外直接投資發(fā)展產(chǎn)生了重大影響。自2014 年“一帶一路”倡議被提出后，中國對外直接投資增速迅猛，在2015 年中國對外直接投資首次位列世界第二，流量達到1456.7 億美元。2020 年中國對外直接投資規(guī)模繼續(xù)擴大，流量超過1537.1 億美元，首次成為世界第一。中國對外直接投資在全球已逐漸成為不可忽視的部分，影響力逐年擴大，連續(xù)4 年對外直接投資流量在全球占比超過10%。但是，相比歐美國家而言，中國對外直接投資發(fā)展較晚，無論在存量規(guī)模還是在結(jié)構(gòu)組成上都與發(fā)達國家存在較大差距。截至2020 年底，中國和美國對外直接投資存量分別占全球的6.6%和20.8%，占GDP 比率分別為17.5%和38.9%，中國還未能充分發(fā)揮對外直接投資對中國經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的帶動作用。“一帶一路”建設(shè)給對外直接投資發(fā)展帶來了巨大的發(fā)展機遇，其促進了商品流通和資金融通，整合了沿線的對外直接投資資源，在促進“一帶一路”沿線國家經(jīng)濟發(fā)展，金融資源整合的同時，也給中國“一帶一路”沿線省域的對外直接投資發(fā)展帶來了新的契機。中國一直提倡強化貿(mào)易對“一帶一路”建設(shè)的支持，因此自倡議提出以來，從中央到沿線省域地方政府積極制定實施科學合理的貿(mào)易合作方案，改善區(qū)域?qū)ν庵苯油顿Y發(fā)展方式。隨著“一帶一路”倡議的實施，中國“一帶一路”沿線省域的對外直接投資的機會增加，區(qū)域間資源流動速度進一步加快，為沿線省域的經(jīng)濟和對外直接投資發(fā)展都注入了新的活力。“一帶一路”倡議的提出是優(yōu)化中國對外直接投資的全球布局，成為“走出去”戰(zhàn)略深入推進的必然路徑選擇。

縱觀現(xiàn)有文獻，雖有文獻研究了“一帶一路”倡議與對外直接投資的關(guān)系，但多集中于微觀企業(yè)層面，而立足于省域?qū)用嫜芯俊耙粠б宦贰背h對沿線省份對外直接投資的影響較少，實證檢驗則更少。文章則試圖通過回歸分析的方法來量化“一帶一路”倡議與沿線省市對外直接投資的帶動作用。亟需探討的是“一帶一路”倡議提出以來是否存在對沿線省域?qū)ν庵苯油顿Y(OFDI)的實際促進效應(yīng)，如果存在，是否存在異質(zhì)性的促進效果，以及其內(nèi)在影響機制，從而有助于厘清當前“一帶一路”倡議實施的政策效果，掌握新時期“一帶一路”倡議沿線地區(qū)經(jīng)濟增長的動力，為實現(xiàn)從對外投資大國到對外投資強國的歷史性跨越提供重要理論依據(jù)。

二、文獻綜述

1. 對外直接投資影響分析

以往文獻從制度政策、經(jīng)濟環(huán)境等因素就對外直接投資區(qū)位選擇的影響進行了研究。張為付(2008)就影響對外直接投資的支撐力、引力和張力進行了理論分析，然后根據(jù)經(jīng)典的對外直接投資理論建立了7 大假設(shè)，通過建立相關(guān)計量模型得到：對外直接投資規(guī)模受到政府支持、匯率水平、民營資本比例、出口規(guī)模、經(jīng)濟總量等因素的正面影響。程惠芳、阮翔(2004)討論了中國對外直接投資區(qū)位選擇的影響因素，運用引力模型研究發(fā)現(xiàn)雙邊貿(mào)易總量、人均收入與經(jīng)濟總規(guī)模將提升對外直接投資流量，兩國之間對外直接投資流量與經(jīng)濟相似程度呈現(xiàn)正向關(guān)系。李梅、柳士昌(2012)指出母國對外直接投資的逆向技術(shù)溢出作用，受到母國自身吸收能力的影響，存在明顯的門檻效應(yīng)特征。金融發(fā)展水平、對外開放程度、技術(shù)差異、經(jīng)濟發(fā)展、研發(fā)強度、人力資本等都會影響技術(shù)溢出的程度。除此之外，相關(guān)學者也提出政府干預(yù)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、人力資本、投資水平、對外開放水平等其他影響因素（趙云輝等，2020；古柳、宋婕，2020）。

2. “一帶一路”倡議對OFDI 影響分析

“一帶一路”倡議自提出以來，引起越來越多學者的關(guān)注，目前學者對于“一帶一路”倡議對OFDI 的相關(guān)研究可以根據(jù)作用對象分為國內(nèi)層面和國外層面兩個方面。國內(nèi)層面，楊英、劉彩霞(2015)的研究運用VAR 模型對中國加入WTO 以來對“一帶一路”沿線64 個國家的直接投資與國內(nèi)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級的相互關(guān)系進行實證，發(fā)現(xiàn)中國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級并不會受到“一帶一路”沿線國家投資的影響，相反中國之所以對“一帶一路”沿線國家進行直接投資，是出于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的需要；李惠茹、蔣俊(2019)關(guān)注中國出口貿(mào)易，認為“一帶一路”倡議有助于提振中國沿線地區(qū)的出口貿(mào)易，其運用雙重差分法進行政策評價，發(fā)現(xiàn)其促進作用不具有穩(wěn)定而持續(xù)的動態(tài)效應(yīng)且存在區(qū)域差異性；張建清、董潔明(2019)認為對外貿(mào)易會對“一帶一路”沿線省份的綠色全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生影響。國外層面，學者們傾向從“一帶一路”的貿(mào)易效應(yīng)展開研究，Trakoun(2017)對“一帶一路”倡議保持良好的支持態(tài)度，認為其對亞太地區(qū)的經(jīng)濟與商業(yè)都產(chǎn)生巨大的影響；Kaczmarski(2019)認為“一帶一路”倡議政策是一個旨在促進中國、歐洲和非洲之間的國際貿(mào)易以及建立一個新的國際經(jīng)濟秩序和安全體系的協(xié)定，并考察了歐亞經(jīng)濟聯(lián)盟作為“一帶一路”倡議的一部分的潛力。陳敏、陳淑梅(2019)從出口和進口兩個維度構(gòu)建隨機前沿引力模型，借助沿線國家的貿(mào)易暢通的水平量數(shù)據(jù)，實證探究“一帶一路”倡議對沿線國家貿(mào)易效率的影響，發(fā)現(xiàn)貿(mào)易效率還需進一步提升。

綜合上述分析可知，以往文獻主要集中在“一帶一路”背景下中國及各地區(qū)對外直接投資現(xiàn)狀與發(fā)展前景，從視角門檻、區(qū)域創(chuàng)新以及投資國區(qū)別等方面對OFDI 進行研究，未能直接從“一帶一路”倡議出發(fā)，分析政策對沿線地區(qū)對外直接投資帶動效果。基于此，文章以全國2011—2020 年面板數(shù)據(jù)為樣本，研究“一帶一路”倡議對中國沿線地區(qū)開放型經(jīng)濟發(fā)展水平的影響及其作用機制，并將該事件作為準自然實驗，構(gòu)建DID 模型進行因果識別。邊際貢獻有：第一，現(xiàn)有文獻以定性研究為主，量化“一帶一路”倡議與對外直接投資兩者關(guān)系的相關(guān)研究較少，即使有部分研究對該問題進行了量化研究，也未對其中的影響機制和作用機理進行系統(tǒng)討論。相比之下，文章通過構(gòu)建DID 模型進行因果識別，為解析“一帶一路”倡議的影響和作用提供了經(jīng)驗證據(jù)；第二，從區(qū)域差異的角度，分析了“一帶一路”倡議與對外直接投資之間關(guān)系的地區(qū)差異，通過模型擴展驗證了在“一帶一路”倡議不同地區(qū)以及不同內(nèi)外開放程度下的政策影響具有顯著的異質(zhì)性，該結(jié)論對“一帶一路”倡議具體行動方案的制定具有一定的借鑒意義；第三，文章對“一帶一路”倡議影響對外直接投資水平的作用機理進行了詳細梳理，并深入探討了中間的影響機制，使得結(jié)論更加豐富可靠，同時也為評估“一帶一路”倡議的作用效果提供了理論基礎(chǔ)。

三、研究設(shè)計

1. 模型設(shè)定

（1） 雙重差分法

雙重差分法能夠解決模型構(gòu)建的內(nèi)生性問題，能夠有效對外生事件沖擊的因果效應(yīng)進行識別，常被用于政策效果的分析和識別中。文章選取中國30 個省份分為實驗組和對照組，并用變量du 來表示。如果該省份屬于“一帶一路”沿線省份，則取值為1，否則為0。排除由于無法獲得完整數(shù)據(jù)的西藏和港澳臺地區(qū)后，共有17 個省份為實驗組，13 個省份為對照組。由于“一帶一路”倡議于2013 年底提出，文章根據(jù)王桂軍、盧瀟瀟(2019)的研究做法，設(shè)定時間虛擬變量dt，2014 年及以前取值為0，2014 年后取值為1。

基于上述分析構(gòu)建如下模型：

其中，下標i 和t 分別代表第i 個省份和第t 年，OFDI 表示各省的對外直接投資存量，對外直接投資取對數(shù)得到。X 表示一系列控制變量，具體變量定義及闡釋如下表1。ε 為隨機擾動項，文章重點關(guān)注du×dt 前的系數(shù)，該系數(shù)大小表示“一帶一路”倡議對沿線省域?qū)ν庵苯油顿Y的影響效果，該系數(shù)為正說明“一帶一路”倡議對中國沿線省域OFDI 發(fā)展具有正向的影響，該系數(shù)為負，則說明“一帶一路”倡議對中國沿線省域OFDI 發(fā)展具有負向影響。

表1 變量定義表

（2） 傾向得分匹配

雙重差分法使用必須滿足兩個前提條件：一是政策實施的時間是隨機的；二是政策實施地區(qū)發(fā)展的共同趨勢假定，即若沒有“一帶一路”倡議，“一帶一路”沿線省份與非沿線省份的OFDI 發(fā)展趨勢隨著時間推移不會出現(xiàn)系統(tǒng)性差異。但現(xiàn)實情況復(fù)雜多變，第二個條件往往無法得到完全滿足，因此采用PSM（傾向得分匹配） 方法來緩解選擇性偏差問題。PSM-DID方法即在進行傾向得分匹配后，再次進行雙重差分模型回歸，以期減緩樣本偏差問題，使估計結(jié)果更加穩(wěn)健。

2. 數(shù)據(jù)說明

文章以2011—2020 年全國30 個省份（除西藏和港澳臺地區(qū)） 為樣本構(gòu)建面板數(shù)據(jù)，分析沿線省域?qū)ν庵苯油顿Y受到“一帶一路”倡議政策影響的效果大小。所有數(shù)據(jù)均通過歷年《中國統(tǒng)計年鑒》、國家統(tǒng)計局、對外投資統(tǒng)計公報以及各省市統(tǒng)計年鑒整理計算得到，數(shù)據(jù)所涉及的美元匯率均以當年的平均匯率換算，對有價值的數(shù)據(jù)以2011 年為基期進行價值平減。

四、實證分析結(jié)果

1. 描述性統(tǒng)計與相關(guān)性分析

由表2 描述性統(tǒng)計結(jié)果可以看到，du 的平均值為0.567，說明大概有56.7%的省份為“一帶一路”沿線省份，并且由于實驗組和對照組分布較為均勻，也為后文實證結(jié)果的穩(wěn)健性提供了支撐。此外，不同省份之間lnrjGDP、urban、human 等變量之間變化差異較大，說明不同地區(qū)發(fā)展水平差異較大。

表2 各變量描述性統(tǒng)計情況

可以從表3 中看出各個省份對外直接投資對數(shù)(lnOFDI)與人均GDP 對數(shù)(lnrjGDP)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)(structure)、城市化水平(urban)、對外開放水平(open)、人力資本因素(human)、科技發(fā)展水平(technology)和外商直接投資(FDI)均成正相關(guān)且相關(guān)性在50%左右，與GDP 增長率(GDPgrow)和地方財政一般預(yù)算支出收入比(exin)成負相關(guān)且相關(guān)性分別是35%和60%。說明文章所選取的控制變量確實會對對外直接投資(OFDI)產(chǎn)生一定影響，因此這些重要的控制變量應(yīng)當在雙重差分的考慮范圍之內(nèi)。

表3 各變量相關(guān)性分析

2. 平行趨勢檢驗

接下來就前文回歸結(jié)果進行平行趨勢檢驗。只有當“一帶一路”倡議政策實施前，實驗組和對照組省份對外直接投資規(guī)模并不存在明顯的差異，才能夠排除政策實施并不是由地區(qū)事前特征內(nèi)生所決定，保證事件沖擊的外生條件。為了直觀考察“一帶一路”倡議對沿線省域?qū)ν庵苯油顿Y影響的大小，文章擬通過繪制實驗組和控制組對外直接投資發(fā)展的時間趨勢對照圖，觀察兩組省域的對外直接投資發(fā)展的變化趨勢，如圖1 所示。

由圖1 不難看出，以2014 年為時間節(jié)點，在2014 年之前，實驗組與對照組對外直接投資變化趨勢基本相同，2014 年之后，實驗組對外直接投資增速明顯高于對照組，兩者之間的差異逐漸擴大，表明“一帶一路”倡議確實會對沿線省域?qū)ν庵苯油顿Y存在影響，而且滿足平行趨勢。

圖1 時間趨勢圖

為了進一步直觀考察“一帶一路”倡議對沿線省域進口貿(mào)易發(fā)展是否存在影響，借鑒Cornaggia 等(2015)的研究方法，文章將2014 年設(shè)定為政策發(fā)生年，政策發(fā)生前一年為基期，取2011 年、2012 年、2014 年和2015 年分別與“一帶一路”倡議沿線省份作交乘得did2011、did2012、did2014 和did2015，結(jié)果如表4 所示。2014 年前的回歸結(jié)果均不顯著，說明政策發(fā)生前處理組和控制組OFDI 不存在明顯差異，滿足政策發(fā)生前處理組和控制組擁有同趨勢假設(shè)。

表4 平行趨勢檢驗回歸結(jié)果

3. DID 分析

根據(jù)表5，模型(1)～(4)是逐步加入控制變量的結(jié)果。文章du×dt 的回歸系數(shù)，因為其反映了受“一帶一路”倡議影響的省份和未受政策影響的省份對外直接投資發(fā)展的交互作用?？傮w來看，“一帶一路”倡議對沿線省份對外直接投資的凈效應(yīng)系數(shù)(du×dt)在1%的顯著性水平下顯著為正，初步說明“一帶一路”倡議能夠提高沿線省份的OFDI 水平。在加入控制變量后，雖然回歸系數(shù)的大小有所改變，但du×dt 系數(shù)顯著性水平保持不變，回歸系數(shù)大小為0.683，表明“一帶一路”倡議促進沿線省份對外直接投資水平，相比非“一帶一路”倡議促進沿線省份平均OFDI 上升68.3%，符合前文的理論分析。

表5 雙重差分回歸結(jié)果

控制變量方面，人均GDP、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、開放水平、人力資本因素、科技發(fā)展水平和外商直接投資均能對當?shù)氐膶ν庵苯油顿Y產(chǎn)生顯著的正向影響，GDP 增長率、地方財政一般預(yù)算和支出收入比、城市化水平為負且在1%的水平上顯著。文章在異質(zhì)性檢驗機制研究中對控制變量進一步討論。

4. PSM-DID 穩(wěn)健性檢驗

由于“一帶一路”沿線省份經(jīng)濟發(fā)展水平和各項控制變量指標均與非沿線省份差異較大，導(dǎo)致“一帶一路”沿線省份可能是由自身特征所決定，存在較為嚴重的自選擇問題。為了剔除沿線省份和非沿線省份的系統(tǒng)性差異，文章使用PSM-DID方法對前文結(jié)果進行穩(wěn)健性檢驗。文章選擇對實驗組和控制組進行1 對1 最近鄰匹配，對匹配后的樣本再一次進行雙重差分分析，以驗證結(jié)果的穩(wěn)健性。經(jīng)過PSM 方法后，文章排除了68 個樣本并用篩選后的回歸樣本進行PSM-DID 回歸，結(jié)果如表6 所示。未加入控制變量時，“一帶一路”倡議對OFDI 的回歸系數(shù)在1%的顯著性水平下顯著為正。加入控制變量后，回歸系數(shù)為0.548，表明“一帶一路”倡議對沿線省份對外直接投資提升了54.8%，且在1%的置信區(qū)間內(nèi)顯著，通過了穩(wěn)健性檢驗。

表6 PSM- DID 回歸結(jié)果

5. 異質(zhì)性分析

中國地域遼闊，不同地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平、文化習俗等都存在明顯的差異，表現(xiàn)出區(qū)域發(fā)展不平衡的特征。因此，受資源條件、經(jīng)濟基礎(chǔ)、區(qū)位特征等影響，考慮到“一帶一路”倡議沿線省份的差異，文章接下來分“一帶”（東部地區(qū)和西部地區(qū)） 與“一路”兩個區(qū)域討論“一帶一路”倡議效應(yīng)的異質(zhì)性。

表7 根據(jù)各省份所處位置將總樣本劃分為“一帶”和“一路”兩個子樣本。結(jié)果說明，“一帶一路”倡議對沿線省份對外直接投資的帶動作用在“一帶”和“一路”地區(qū)都顯著存在，但從系數(shù)大小來看，“一帶”地區(qū)回歸系數(shù)為0.588，“一路”地區(qū)回歸系數(shù)為0.516，且通過了似無相關(guān)檢驗存在明顯差異。說明政策的促進作用在“一帶”地區(qū)中更為顯著。這可能是因為“一帶”地區(qū)主要集中在對外開放程度較低的內(nèi)陸地區(qū)，缺乏對外直接投資的途徑和能力。因此在政策的推動下，尤其是“一帶一路”倡議提出面向中亞、西亞乃至歐洲開放的大門，其中內(nèi)陸地區(qū)發(fā)揮了樞紐和中心作用，使得沿線各省份積極推動企業(yè)“走出去”，政策效果立竿見影。相比之下，“一路”沿線省份本身對外開放程度更高，開放方式更加多元，因此對政策的響應(yīng)也不強烈。此外，表中結(jié)果還表明在“一帶”地區(qū)內(nèi)部，“一帶一路”倡議對于西部地區(qū)的對外直接投資促進效果較東部地區(qū)更為明顯，進一步驗證了上文的推理。

表7 地區(qū)分組回歸結(jié)果

6. 機制研究

借鑒黎文靖等(2014)的檢驗方法，采用交叉項回歸法，對其中的影響機制進行分析。其中，GDP 增長率(GDPgrow)和地方財政一般預(yù)算支出收入比(exin)，文章主要考慮了地區(qū)發(fā)展水平、地方財政狀況、外商投資額三個因素在中間發(fā)揮的機制作用，具體結(jié)果如表8 所示。其中，列(1)和列(2)分別是GDP 增長率(GDPgrow)和地方財政一般預(yù)算支出收入比(exin)的機制分析結(jié)果。從回歸結(jié)果來看，兩者與“一帶一路”倡議交叉項的回歸系數(shù)均在5%的顯著性水平下為負，其結(jié)果一定程度上對該省域?qū)ν庵苯油顿Y起到負向調(diào)節(jié)作用。這主要是因為，GDP 增長率越高的地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展速度越快，參與對外投資的意愿越低，考慮到經(jīng)濟發(fā)展速度快的地區(qū)可以通過自驅(qū)的方式來通過內(nèi)部需求帶動發(fā)展，而發(fā)展較為落后的地區(qū)可以通過對外直接投資快速帶動當?shù)亟?jīng)濟發(fā)展。地方財政一般預(yù)算支出收入比在一定程度上影響了市場配置資源的能力，因資源分配的多樣性導(dǎo)致干預(yù)了沿線地區(qū)的對外直接投資發(fā)展。同時，越是自然資源富足的地區(qū)越能自給自足，參與區(qū)際資源貿(mào)易的意愿越低。

表8 機制研究回歸結(jié)果

列(3)是外商直接投資的機制分析結(jié)果，與前面兩個機制不同，解釋變量與外商直接投資(FDI)的交叉項系數(shù)均在1%的顯著性水平下顯著為正，說明“一帶一路”倡議可以通過這種機制的相互作用最終達到提升中國沿線地區(qū)對外直接投資的發(fā)展水平。外商直接投資較高的地區(qū)，與其他國家資源流動的速度也進一步加快，從而帶動了對外直接投資明顯的增長，為沿線省域的經(jīng)濟和對外直接投資發(fā)展都注入了新的活力。

五、結(jié)論與啟示

文章基于2011—2020 年全國30 個省份的面板數(shù)據(jù)，探究了“一帶一路”倡議對沿線省域?qū)ν庵苯油顿Y發(fā)展的影響，在厘清文章的基本思路后，運用雙重差分法、穩(wěn)健性檢驗和異質(zhì)性分析等方法檢驗了其影響。研究發(fā)現(xiàn)，在其他變量不變的前提下，“一帶一路”倡議的政策效果對沿線省份對外直接投資的促進效果為68.3%，在PSM-DID 穩(wěn)健性檢驗下，“一帶一路”倡議的政策實施對沿線省份對外直接投資的促進效果為54.8%，作用十分顯著，“一帶一路”倡議確實有效提升了中國沿線省份的對外直接投資發(fā)展水平。從分片區(qū)來看，無論是“一帶”地區(qū)還是“一路”地區(qū)，“一帶一路”倡議都會顯著促進地區(qū)對外直接投資水平的提升，“一帶”地區(qū)的效果更為明顯?！耙粠А钡貐^(qū)西部對外直接投資水平的提升顯著高于東部。機制檢驗結(jié)果表明，GDP 增長速度越快、政府財政預(yù)算支出收入比越高對當?shù)貙ν庵苯油顿Y增長的抑制作用越強烈，而地區(qū)外商直接投資會顯著提升對外直接投資。

基于研究結(jié)論，得出以下啟示：

第一，大力發(fā)展“一帶一路”倡議沿線省份的人均GDP，優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，重視“一帶一路”倡議沿線省份經(jīng)濟協(xié)同發(fā)展。地方政府應(yīng)扶持中小企業(yè)發(fā)展，在社會保障上承擔起更大的責任，不斷提高居民收入水平，促進消費，進一步加快區(qū)域間資源流動的速度。

第二，進一步深入推進“一帶一路”倡議的實施，探索全球資源配置新途徑?！耙粠б宦贰背h為國內(nèi)沿線省份和國外沿線國家提供了良好發(fā)展的平臺，要充分發(fā)揮“一帶一路”要素的整合能力，完善國內(nèi)外在經(jīng)濟利益要素和資源要素有機串聯(lián)，加強對外投資建設(shè)，搭建與“一帶一路”沿線國家共享式發(fā)展的新平臺，深化與沿線國家貿(mào)易往來與合作，打造出立足于世界的民族品牌。

第三，更加重視“一帶一路”倡議與其他區(qū)域發(fā)展戰(zhàn)略的有機銜接。重視“一帶一路”倡議實施過程中沿線城市發(fā)展的區(qū)域差異性，因地制宜推進“一帶一路”建設(shè)。充分發(fā)揮京津冀、長江經(jīng)濟帶、粵港澳大灣區(qū)等區(qū)域性城市群在“一帶一路”建設(shè)中的平臺和樞紐作用，打造深度參與國際經(jīng)濟合作的新平臺，構(gòu)建與國際接軌的開放型經(jīng)濟新體制。