丁 杰

(福建江夏學院 金融學院, 福建 福州 350108)

一、引 言

自2013年習近平總書記提出“一帶一路”倡議以來,在共商、共建、共享原則指導下,截止2018年底,中國已累計與100多個國家簽署了172份合作文件,同40多個國家建立了雙邊產(chǎn)能與投資合作機制,政府間合作互動呈現(xiàn)一派繁榮之象。中國與“一帶一路”沿線國家在“五通”,即政策溝通、貿(mào)易暢通、設施聯(lián)通、資金融通、人心相通等方面的合作有效提高了沿線國家的投資便利化水平,使沿線國家的投資環(huán)境更具吸引力[1-2]。2014—2017年,中國對“一帶一路”沿線國家直接投資由136.6億美元增至167.1億美元,年均增長率7.0%,高于同期中國對外直接投資(OFDI)的年均增長率2.4%。2018年,中國全行業(yè)對外直接投資增長4.8%,其中向沿線國家直接投資同比增長8.9%,“一帶一路”倡議逐步從“大寫意”轉變到“工筆畫”階段。“一帶一路”倡議將成為引領國內國際雙循環(huán)新發(fā)展格局的重要實踐路徑[3-4]。近年來,中國企業(yè)“走出去”步伐的加快和“一帶一路”倡議的深入推進引起了國內外學者對中國對外直接投資,尤其是對“一帶一路”沿線國家直接投資的探討。學者們紛紛從宏觀、中觀、微觀層面對OFDI的區(qū)位、行業(yè)、時機選擇機制及OFDI對經(jīng)濟增長、產(chǎn)業(yè)升級和企業(yè)目標實現(xiàn)的影響展開一系列研究。其中,對外直接投資區(qū)位選擇和影響因素分析是眾學者研究的重點領域。但是通過考量沿線國家的異質性,研究對外直接投資效應的文獻卻顯得欠缺,難以形成系統(tǒng)的研究思路。

自1960年S.H.Hymer提出“壟斷優(yōu)勢理論”,開創(chuàng)對外直接投資研究先河以來,對外直接投資理論在Raymon Vernon的產(chǎn)品生命周期理論(1966)、PeterJ.Buckky的內部化理論(1976)、John H.Dunning的國際生產(chǎn)折衷理論(1977)和投資發(fā)展階段理論(1982)以及Sanjaya Lain的技術地方化理論(1983)的提出下不斷完善和發(fā)展。傳統(tǒng)理論主要從市場拓展、資源獲取、效率尋求等經(jīng)營擴張的角度對OFDI的影響因素進行分析。隨著研究的細化和深入以及企業(yè)對外直接投資行為的轉變,基礎設施、稅收優(yōu)惠、投資補貼、工資水平等成本因素,出口限制、關稅及非關稅壁壘等限制條件,貿(mào)易摩擦、經(jīng)濟穩(wěn)定、政治風險等經(jīng)營風險因素漸漸進入了研究者的視角[5-6]。21世紀以來,全球新一輪投資體制規(guī)則的變遷和國家間對外商直接投資的競爭引起了學者對制度質量、投資便利化條件、政府效率、意識形態(tài)、金融中心等國家軟要素的關注[7-10]。此外,還有一些學者基于國別特殊性或行業(yè)特殊性,將華人網(wǎng)絡[9]、政府承諾[11]、資源政策[12]、能耗技術[13]等因素納入研究范圍,使研究結果更具針對性和指導意義。

結合中國對外直接投資目標國的廣泛性和目標行業(yè)的復雜性,學者多從特定行業(yè)或區(qū)域出發(fā),對其中的機制進行探討?；粜肹14]運用主成分分析方法進行研究,結果顯示,基礎經(jīng)濟因子、投資環(huán)境因子和經(jīng)營成本因子是影響我國對外直接投資發(fā)展的主要因素。王文娟[15]通過對中國物流業(yè)對外直接投資進行分析發(fā)現(xiàn),較高制度質量、較近的制度距離和較低的通脹率都能有效拉動物流企業(yè)的對外直接投資?？电黐16]研究中資企業(yè)赴越南的投資行為發(fā)現(xiàn),東道國消費能力、匯率、開放程度等均對中資企業(yè)對外直接投資有影響。方國君[17]通過將非洲國家劃分為高收入和低收入國家并進行分析發(fā)現(xiàn),中國對兩者對外直接投資分別屬于市場尋求型和資源尋求型范疇。

“一帶一路”倡議提出以來,有關中國向“一帶一路”沿線國家對外直接投資的研究日益增多。周德才等[18]選擇13個“一帶一路”國家2006—2015年的面板數(shù)據(jù),使用動態(tài)面板門限模型(DPT)研究發(fā)現(xiàn),沿線國家金融發(fā)展程度在我國對其直接投資方面存在積極的門限效應,“一帶一路”沿線國家的政治和經(jīng)濟因素也顯著影響著我國對其直接投資。張麗[19]運用拓展引力模型進行實證分析發(fā)現(xiàn),地理距離、東道國GDP、勞動市場效率和技術準備水平對中國向“一帶一路”沿線國家直接投資具有顯著影響,其中地理距離為反向影響,其余變量為正向影響。王穎[20]運用拓展引力模型就中國對“一帶一路”沿線國家投資的影響因素進行實證分析發(fā)現(xiàn),東道國市場規(guī)模、東道國人均收入水平以及東道國資源稟賦是影響中國企業(yè)對其投資的主要因素,且中國對“一帶一路”沿線國家直接投資的影響因素差異較大。張亞斌[2]借助主成分分析法對投資便利化指標進行測算發(fā)現(xiàn),“一帶一路”沿線東道國投資便利化水平的提升可顯著拉動中國對其投資。熊彬[21]運用2005—2015年中國對沿線48個國家直接投資的數(shù)據(jù)構建空間面板模型,實證結果證實了第三國效應的三種來源:中國對外直接投資的集聚效應、第三國市場潛力和第三國不可測因素的顯著影響。

通過上述文獻分析可知,關于中國對外直接投資區(qū)位選擇的相關研究已經(jīng)相當豐富,但是這些研究視角仍沒有全面解釋中國OFDI,尤其是向“一帶一路”沿線國家OFDI的諸多新現(xiàn)象和新因素。投資誘發(fā)組合要素理論認為,投資直接誘發(fā)要素和間接誘發(fā)要素相互作用促使對外直接投資。資源、技術、管理及信息知識等屬于直接誘發(fā)要素,鼓勵投資的法規(guī)、政策、與東道國的協(xié)議和合作關系等屬于投資國間接誘發(fā)要素,東道國政局穩(wěn)定性、外資引進的優(yōu)惠政策、基礎設施建設、對外法規(guī)是否完善等屬于東道國間接誘發(fā)要素[22]?，F(xiàn)有研究多是以東道國的間接誘發(fā)要素為切入點,在前人研究的基礎上將研究對象變?yōu)檠鼐€國家,較少考慮母國層面的間接誘發(fā)因素,而政府對國際投資的規(guī)劃、管理、引導已日漸成為政府的重要工作內容[23]。政府通過外交活動加強與東道國關系、提升母國在國際社會上的影響力,也可以為母國企業(yè)海外投資創(chuàng)造機會并提供安全保障[24-26]。中國企業(yè)海外生產(chǎn)經(jīng)營的大規(guī)模、低成本特性使其OFDI行為更加依賴于政府推動。“一帶一路”倡議作為一項重大政府行動,其提出加強了中國與沿線各國的聯(lián)系和合作,并通過在巴基斯坦、泰國等國建立境外經(jīng)貿(mào)合作區(qū),提供信息交流平臺等中介服務,開展基礎設施建設合作等方式,鼓勵、促進中國企業(yè)向沿線國家直接投資。在現(xiàn)有研究基礎和“一帶一路”倡議背景下,本文基于2009—2017年全球176個國家的面板數(shù)據(jù),采用雙重差分法(DID),深入研究“一帶一路”倡議的對外直接投資效應,并對投資效應的異質性和作用機制進行分析探討,以期為“一帶一路”倡議走深走實提供經(jīng)驗支持和政策建議。

本文跳出了東道國范疇,從區(qū)域經(jīng)濟合作的角度出發(fā),以“一帶一路”沿線國家的投資發(fā)展為切入點,試圖探討外商投資對不同經(jīng)濟體的影響程度,根據(jù)區(qū)域差異性進行投資產(chǎn)生的影響異質性有哪些?外商投資產(chǎn)生的影響機理是什么?嘗試回答如何合理運用外商投資,促進“一帶一路”沿線國家的協(xié)作發(fā)展,并推動產(chǎn)業(yè)轉型升級,加快優(yōu)勢互補,促進產(chǎn)業(yè)鏈的重新布局。本文核心的創(chuàng)新點是將不同經(jīng)濟區(qū)域與不同經(jīng)濟走廊投資效應作比較,加速沿線國家的經(jīng)濟融合,提升國際國內雙循環(huán)力度,并為后續(xù)的投資策略提供借鑒。文章在176個國家9年的樣本數(shù)據(jù)的基礎上,采用雙重差分法,將個體效應和時間趨勢效應加以控制,更準確地測量“一帶一路”倡議的政策效應,增強研究結果的準確性和有效性。本文可能的邊際貢獻如下:第一,研究視角創(chuàng)新。外商投資的影響有不少學者研究,但是跳出東道國范疇,分析經(jīng)濟聯(lián)盟不同區(qū)域經(jīng)濟體影響的差異性的較少;特別是在“雙循環(huán)”背景下,通過提升外部區(qū)域的經(jīng)濟協(xié)作和優(yōu)勢互補,基于雙邊政治關系理論,將重點聚焦在“一帶一路”沿線國家對外直接投資效應差異性上。第二,研究方法創(chuàng)新。在應對全球疫情,促進經(jīng)濟復蘇的關鍵時期,掌握“一帶一路”沿線國家對外商投資效應的差異性,對于加速“一帶一路”區(qū)域經(jīng)濟體的協(xié)作,帶動中國企業(yè)的轉型升級、技術共享、資源互補有良好的促進作用。第三,研究結果創(chuàng)新。通過分析前人成果,總結投資異質性的影響機制,從而尋找有效投資路徑。本文通過吸納學界對于“外商投資”效應分析的系列成果,在參考現(xiàn)有文獻按國家所屬區(qū)域和經(jīng)濟發(fā)展水平進行異質性分析的基礎上,按經(jīng)濟發(fā)展?jié)摿?、?jīng)濟穩(wěn)定性和廉價勞動力進行分類,全面闡釋“一帶一路”倡議對外直接投資效應的異質性,為加速推進區(qū)域經(jīng)濟體的合作提供全面的經(jīng)驗支持;探究了“一帶一路”倡議對外直接投資效應發(fā)揮的潛在機制,發(fā)現(xiàn)基礎設施和獨特優(yōu)勢可能是促進中國向沿線國家投資的兩條有效路徑,從而得出在“一帶一路”倡議下,區(qū)域內政治合作對低人均GDP、高GDP增長率、高通脹率的新興發(fā)展中國家的促進作用更大。

二、文獻與假設

(一)“一帶一路”倡議的對外直接投資效應

從全球范圍來看,“政經(jīng)兩熱”日益成為國家關系主流,外交逐漸成為國家間開展經(jīng)濟合作的重要手段。良好的政治互信,有利于降低兩國的交易成本,減少交易的不確定性,進而促進雙邊經(jīng)濟合作的順利開展;領土爭端、軍事沖突、干涉內政等負面的政治關系對兩國間的經(jīng)貿(mào)活動會產(chǎn)生阻礙作用[27-29]。兩國元首和非元首通過會晤及電函溝通等方式,在外交活動中達成投資合作計劃、人員通關、交通運輸、貨幣結算、友好關系聯(lián)合聲明等經(jīng)濟類外交成果文件,通過簽訂投資協(xié)議、提高投資便利化、降低投資風險、給予投資優(yōu)惠政策、擴大投資合作領域等對OFDI產(chǎn)生直接和間接的正向影響效應[30]?；陔p邊政治關系的研究表明,雙邊貿(mào)易協(xié)定、自貿(mào)區(qū)、東道國的免簽資格等可有力促進兩國間的國際投資[31-32]。國家間的外交事務和外交活動是衡量雙邊政治關系的重要因素。研究表明,設立領事館、派駐經(jīng)貿(mào)團、駐外大使等外交行為可提升本國貿(mào)易額[33-34],且這種經(jīng)貿(mào)促進效應在發(fā)展中國家更明顯[35]。郭燁等人[36]研究發(fā)現(xiàn),中國國家主席和國務院總理與“一帶一路”沿線國家的雙邊高層會晤對中國對外直接投資具有顯著積極作用。閆雪凌等人[27]的研究還表明,中國領導人出訪效應大于東道國領導人來訪效應,且領導人訪問的當期促進效應逐漸增強。

本文主要研究“一帶一路”倡議的對外直接投資效應。“一帶一路”倡議提出的五年多來,我國與塔吉克斯坦、匈牙利、以色列、埃塞俄比亞和馬達加斯加等30個“一帶一路”國家外交關系級別得到明顯提升;2017年新簽約50份“一帶一路”框架下的各類合作協(xié)議,占五年來已簽署協(xié)議總數(shù)的近一半,戰(zhàn)略、政策對接和經(jīng)貿(mào)合作等類型的協(xié)議占比達50%;《一帶一路大數(shù)據(jù)報告2018》顯示,在國家間外交關系方面,我國與56.34%的“一帶一路”沿線國家保持戰(zhàn)略伙伴及以上的關系級別;各國政府根據(jù)國情,積極對接“一帶一路”倡議,如俄羅斯“歐亞經(jīng)濟聯(lián)盟”、蒙古“發(fā)展之路”、哈薩克斯坦“光明之路”等。雙邊友好的政治關系作為一種強大的政治保障,可以為本國企業(yè)對外投資創(chuàng)造機會并提供政治保護[37]。由此,本文提出假設1。

假設1:“一帶一路”倡議可以促進中國對“一帶一路”沿線國家的直接投資,即具有正的對外直接投資效應。

(二)“一帶一路”倡議對外直接投資效應的異質性

《中國“一帶一路”貿(mào)易投資發(fā)展研究報告》顯示,中國在“一帶一路”沿線國家和地區(qū)的合作伙伴較為集中,截至2017年底,中國在東南亞地區(qū)直接投資存量為818.6億美元,占中國在“一帶一路”沿線國家和地區(qū)投資存量總額的56.0%。整合政策執(zhí)行理論認為,當政策執(zhí)行是由多個組織共同參與時,組織內部的層級關系和組織間的合作關系是否協(xié)調都將直接影響政策執(zhí)行的效果[38]?！耙粠б宦贰背h及其框架下合作協(xié)議的執(zhí)行效果與政策合理性、明晰性、復雜度、協(xié)調性等政策層面因素,執(zhí)行組織素質、執(zhí)行制度質量等執(zhí)行主體因素,政策目標群體的了解程度、認知水平、接受程度以及政策執(zhí)行所需要的信息、人力、資金等資源因素息息相關?！耙粠б宦贰毖鼐€國家眾多,經(jīng)濟發(fā)展、制度建設、投資環(huán)境等差異明顯,各國對“一帶一路”倡議的利益訴求異乎不同,對外商投資的準入限制、管理規(guī)則、保護和支持政策也不盡相同,這勢必會影響企業(yè)對“一帶一路”倡議和政府間合作的響應程度。中國企業(yè)對“一帶一路”沿線國家投資時會面臨來自東道國在政治、經(jīng)濟、社會等各方面的投資風險,這些風險會導致企業(yè)投資福利的損失,影響合作基礎[39]。相關研究也表明,“一帶一路”倡議對中國對非鄰國的出口促進效應大于對鄰國的出口促進效應,對“一路”國家的出口促進效應大于對“一帶”國家的出口促進效應[40];對中巴、中西亞、孟中印緬、中蒙俄經(jīng)濟走廊的基礎設施效應顯著于新亞歐大陸橋走廊,對發(fā)達國家、新興市場國家的基礎設施效應顯著于其他發(fā)展中國家[41]。據(jù)此,本文提出假設2。

假設2:“一帶一路”倡議的對外直接投資效應具有異質性。

(三)“一帶一路”倡議對外直接投資效應的作用機制

共建“一帶一路”倡議的重要核心內涵是促進基礎設施建設和互聯(lián)互通,國際基礎設施合作有助于推進沿線國家的經(jīng)貿(mào)往來、文化交流和民心相通。能源設施、交通設施、通信設施是企業(yè)投資經(jīng)營需考慮的重要條件[42-43],基礎設施的改善也有助于提升中國對外直接投資的效率[44]。然而,“一帶一路”沿線發(fā)展中國家交通、電信等基礎設施不完善的現(xiàn)實成為倡議深入推進亟待解決的障礙因素,加上中國在基礎設施建設方面的人才和技術優(yōu)勢,“基建先行”也就成為倡議實施的理性和現(xiàn)實選擇?！?018年度“一帶一路”國家基礎設施發(fā)展指數(shù)》顯示,2014年以來,尤其是2017和2018年度,“一帶一路”沿線國家基礎設施指數(shù)大幅提升?，F(xiàn)有實證研究也表明[41],“一帶一路”倡議顯著促進了沿線國家的基礎設施建設水平。其次,基礎設施合作項目往往具有金額大、周期長、風險高的特點,項目建設的復雜性決定其開展離不開上下游企業(yè)、銀行、咨詢公司等關聯(lián)企業(yè)的支持。隨著中國與沿線國家基礎設施合作的推進,上下游配套企業(yè)和服務機構也紛紛跟隨項目承建公司,在“一帶一路”沿線國家設立分支機構、開展合并收購等一系列投資行為。由此,本文提出假設3。

假設3:“一帶一路”倡議可通過基礎設施路徑發(fā)揮其對外直接投資效應。

企業(yè)在投資過程中可能會遇到來自東道國嚴格的管制、市場準入與簽證程序等投資障礙,并面臨東道國制度不完善問題。良好的政治互信作為一種替代性的制度安排[45],能以國家力量為背書,從高層制度出發(fā)解決問題,為企業(yè)在東道國投資爭取相應保護[46]。在友好正式的雙邊政治關系中,地方政府能通過雙方社會資本的合作,賦予企業(yè)一種新的所有權優(yōu)勢,能夠有效地降低企業(yè)投資風險,顯著提升企業(yè)對外直接投資的成功率[47]?！耙粠б宦贰背h提出以來,中國政府借助政治外交促進經(jīng)貿(mào)合作的努力一直都沒有斷過,通過與沿線國家,尤其是開放水平不高、制度建設不完善、對外商投資限制較多的沿線國家舉行投資論壇、簽署投資合作文件等方式,增進雙邊了解、降低投資門檻、進行正式制度安排[48],不僅將這些國家拉入中國企業(yè)的投資視野,更讓中國企業(yè)在投資指導、設立流程、資金支持、人員入境等方面得到更多便利。例如,坦桑尼亞旨在通過人才培訓、人員交流、成立科研中心、搭建投資平臺等方式促進與中國在礦業(yè)投資領域的合作,阿布扎比也出臺了中國公民落地簽證及后續(xù)政策以加強中阿雙方的經(jīng)貿(mào)交流。相關便利措施的出臺使得中國企業(yè)相比于他國企業(yè)在“一帶一路”沿線國家的投資設立、生產(chǎn)經(jīng)營、風險防范更具優(yōu)勢,不僅降低了中國企業(yè)投資門檻和生產(chǎn)經(jīng)營風險,而且形成了中國企業(yè)在沿線國家投資經(jīng)營的獨特優(yōu)勢,“護城河”效應的發(fā)揮變相提高了他國競爭者在沿線國家的投資經(jīng)營難度。在以國家信用為區(qū)域合作背書的基礎上,提升了營商環(huán)境的穩(wěn)定性,加強技術轉移與人員交流的效率,重新定義企業(yè)所有權;結合“五通”的作用機制,加強了對外直接投資的促進作用,形成了區(qū)別于他國的投資和經(jīng)營優(yōu)勢,實證結果顯示,“五通”政策在沿線國家中的實踐效果更強[49],大大降低投資風險,提升企業(yè)對外投資的成功率,形成了獨特優(yōu)勢路徑。由此,本文提出假設4。

假設4:“一帶一路”倡議可通過獨特優(yōu)勢路徑發(fā)揮其對外直接投資效應。

三、研究設計

(一)計量模型設定及數(shù)據(jù)說明

評估某項政策影響效應的傳統(tǒng)方法是將該政策的實施用虛擬變量表示,回歸分析該政策的效應。但該方法在本研究中并不適用,因為“一帶一路”倡議從2013年被首次提出,相關配套政策、時間趨勢等因素的影響會摻雜在年份虛擬變量中,所得回歸結果并非純粹的政策效應。因此,本文參考Nancy等(2008)經(jīng)典文獻的做法,采用當前通用的政策評估工具——雙重差分法,設計計量模型式(1)來分析“一帶一路”倡議的對外直接投資效應。

ODIi,t=βTreati×Postt+γZi,t+δi+μt+εi,t

(1)

其中,被解釋變量ODIi,t表示中國在t年份向i國的直接投資流量。Treati為判斷國家i是否為“一帶一路”沿線國家的虛擬變量,若是,則取值為1,為實驗組,若不是,則取值為0,為控制組。Postt是代表政策發(fā)生的虛擬變量,當Postt=1時,表示t年份為政策沖擊發(fā)生的年份,本文即指“一帶一路”倡議提出后的年份。鑒于“一帶一路”倡議于2013年9月提出,故本文將2014—2017年設定為Postt=1,將2009—2013年設定為Postt=0。交乘項Treati×Postt表示政策效應的核心解釋變量,β則測量了“一帶一路”倡議對中國向沿線國家直接投資的凈影響。Zi,t表示其他可能影響OFDI的控制變量,筆者根據(jù)現(xiàn)有研究成果及中國對外直接投資的特殊性,選取東道國資源稟賦、經(jīng)濟發(fā)展水平、廉價勞動力、制度質量、市場發(fā)展?jié)摿徒?jīng)濟穩(wěn)定性作為控制變量。其中,為了對制度質量進行綜合有效的評估,本文選擇政府效率、制度質量、法律法規(guī)等6個指標,利用主成分分析法借助SPSS軟件進行制度質量的綜合測算。δi表示國家固定效應,μt表示時間固定效應,εi,t為隨機誤差項。各變量的具體定義及其他信息詳見表1。

表1 變量匯總

本文選取2009—2017年的年度數(shù)據(jù),由于部分國家的數(shù)據(jù)可得性的原因,選取63個“一帶一路”沿線國家作為實驗組,113個非“一帶一路”沿線國家為處理組,在數(shù)據(jù)處理過程中采用均值法、多重插值等方法對少量缺失數(shù)據(jù)進行補充,進行winsorize縮尾處理后得到平衡面板數(shù)據(jù)。各個變量的描述性統(tǒng)計見表2。

表2 各變量描述性統(tǒng)計

(二)PSM-DID實證檢驗

為證實控制變量的穩(wěn)健性,引入INS、LNRU、GDPG和LNNR四個控制變量,進行一階穩(wěn)健性檢驗。通過最近鄰匹配一階匹配、半徑一階匹配和核一階匹配3種方法分析模型顯著性,分析結果顯示其DID回歸結果皆不顯著。因此,對控制變量進一步剔除和添加,進行二階匹配。將INS、LNRU、GDPG、LNNR、c.LNNR#c.INS、c.LNNR#c.LNNR、c.GDPG#c.LNRU、c.LNNR#c.LNRU、c.INS#c.INS、c.LNRU#c.LNRU十個變量引入,對協(xié)變量的取值進行二階穩(wěn)健性檢驗。

二階匹配前后的協(xié)變量均值變化及效果圖如表3和圖1所示。經(jīng)過匹配后,多數(shù)協(xié)變量的特征值差異較小,匹配效果較合理。除了GDPG、c.LNNR#c.LNNR、c.GDPG#c.LNRU、c.INS#c.INS以外的協(xié)變量的%bias值均小于15%,且匹配后的%bias值明顯小于匹配前。匹配后%bias值的絕對化取值相比于匹配前都大幅下降,下降的幅度為46.8%～480.1%;協(xié)變量的t值在顯著性水平上顯著,均不拒絕“兩組間的協(xié)變量取值不存在系統(tǒng)性偏差”的原假設。

除GDPG和c.GDPG#c.LNRU這兩個協(xié)變量外,其余

圖1 二階匹配前效果圖

對比匹配前后兩條密度曲線圖,如圖2、圖3所示。兩組數(shù)據(jù)的偏差都較大,但是經(jīng)過匹配后,兩組數(shù)據(jù)的偏差相比于匹配前得到了進一步地縮小。從一定程度上可以說明匹配對于數(shù)據(jù)的處理有一定效果。

圖2 二階匹配前密度圖

圖3 二階匹配后密度圖

利用PSM后的樣本進行DID回歸,并將回歸結果與基準回歸結果進行比較。如表4所示,模型(1)是針對解釋變量和被解釋變量而進行的一元回歸,沒有加入控制變量,DID項系數(shù)為正數(shù),且在10%的顯著性水平上顯著,說明“一帶一路”倡議的政策效應對中國對外直接投資流量有顯著影響。模型(2)利用PSM進行穩(wěn)健性檢驗后,進行DID二階回歸分析。經(jīng)過多次變量的剔除與添加,可得二階匹配后的處理組、對照組剔除了內生性問題。加入了控制變量后,DID項系數(shù)為正數(shù),且在5%的顯著性水平上顯著,說明“一帶一路”倡議的政策效應和一系列控制變量對中國對外直接投資流量存在正向影響,其結果貼合經(jīng)濟事實。

表4 中國對外直接投資流量影響的回歸結果

針對控制變量,通貨膨脹率對中國對外直接投資流量呈正相關關系,且在5%的顯著性水平上顯著。隨著通貨膨脹率的增加,我國的物價上漲,導致出口成本增加,引起出口商品的減少和進口商品的增加,從而對外匯市場上的供求關系發(fā)生影響,使得中國對外直接投資流量增加。GDP增長率對中國對外直接投資流量呈負相關關系,且在1%的顯著性水平上顯著。自“十三五”規(guī)劃以來,中國GDP增長率持續(xù)降低,經(jīng)濟由以往的“增量”逐步向“提質”發(fā)展。結合國內經(jīng)濟趨勢與世界經(jīng)濟現(xiàn)狀,中國GDP增長率的放緩意味著GDP質量的提升,而穩(wěn)定高質量的經(jīng)濟發(fā)展狀況也會促進經(jīng)濟活力,增加中國對外直接投資流量的份額。

DID模型能較為準確地估計政策效應需滿足三個基本假設[41],即政策沖擊時間隨機性、實驗組和對照組選擇隨機性及共同趨勢假設。對于“一帶一路”沿線國家而言,其無法控制“一帶一路”倡議提出的時間,因而滿足了政策沖擊時間隨機性假設。而由于我國是出于對經(jīng)濟發(fā)展、國家關系、歷史淵源等多方面的考慮才提出的“一帶一路”倡議,實驗組選擇的隨機性假設難以滿足,本文將通過在模型中加入個體效應,以控制國家間不隨時間變化的差異,并加入人均GDP、制度質量等控制變量,以減輕國家間隨時間變化的差異。所謂共同趨勢假定即要求在政策發(fā)生時間點之前,處理組和控制組隨時間變化的趨勢大體相同。通過構造模型式(2),可以直觀準確地對中國在倡議提出前在沿線國家和非沿線國家的投資差異進行測算。

OFDIi,t=β1Treati×Year2010+β2Treati×Year2011+β3Treati×Year2012+β4Treati×Year2013+δi+μt+εi,t

(2)

其中,Year2010-Year2013分別表示2010—2013年的年份虛擬變量,β1～β4表示中國在這些年份對沿線國家和非沿線國家投資差異的系數(shù)。若系數(shù)顯著,則代表在“一帶一路”倡議提出前,中國對沿線和非沿線經(jīng)濟體的直接投資就存在差異,即不滿足共同趨勢假定?；貧w結果見表5,β1～β4均不顯著,即在倡議提出前的各個年份,中國對沿線和非沿線國家的投資流量均無顯著差異,共同趨勢檢驗通過。

表5 共同趨勢假設檢驗

綜上,本文數(shù)據(jù)基本滿足DID基本假設,接下來,筆者將使用stata14.0軟件完成相關數(shù)據(jù)操作,對“一帶一路”倡議的對外投資影響效應進行實證分析。

四、總體回歸分析

本文先后利用混合模型、隨機模型和固定效應模型進行回歸分析,并進行了異方差、LM、Hausman等檢驗,最終確定本樣本適用隨機效應模型。表6展示了回歸結果,其中,Trate×Post是本文關注的重點變量,若其系數(shù)顯著為正,則表示“一帶一路”倡議顯著促進了中國向“一帶一路”沿線國家的投資,顯著為負則說明政策存在顯著的抑制效應。模型(1)和(2)均是將所有沿線國家進行整體回歸,結果顯示,無論是否加入控制變量,倡議對中國向沿線國家直接投資的影響效應為正,但均不顯著。這在一定程度上佐證了本文假設1的正確性。東道國的制度質量與中國對其直接投資成正比,說明中國企業(yè)在進行OFDI區(qū)位選擇時注重政府效率、法律法規(guī)等軟條件對其生產(chǎn)經(jīng)營的影響;而東道國資源稟賦的系數(shù)顯著為負則說明,現(xiàn)階段中國企業(yè)對外投資并未表現(xiàn)出明顯的資源尋求傾向,有力抨擊了將“一帶一路”倡議視為“掠奪經(jīng)濟學”的“中國威脅論”言論。值得注意的是,不同于2014年之前的研究結果[50-51],也不同于僅將“一帶一路”沿線國家作為研究對象的研究結論[20-21],人均GDP、經(jīng)濟增長率、通貨膨脹率等控制變量的影響作用亦不顯著。

表6 “一帶一路”倡議的對外直接投資效應

政策實施往往受實施力度、配套政策、政府經(jīng)驗等因素的影響而無法收到立竿見影的效果,故其影響效應存在時間上的變化趨勢,鑒于此,本文通過構造政策效應與時間的交乘項,設計了以下模型:

OFDIi,t=β1Treati×Postt×Year2014+β2Treati×Postt×Year2015+β3Treati×Postt×Year2016+β4Treati×Postt×Year2017+γZi,t+δi+μt+εi,t

(3)

其中β1～β4分別表示在2014—2017年這四個年份“一帶一路”倡議的影響效應,模型式(3)的回歸結果見表6,顯示“一帶一路”倡議的對外直接投資效應雖有逐年增大的趨勢,但在各個年份仍然不顯著,模型式(4)中加入相關控制變量后回歸仍顯示相同結果。這說明從“一帶一路”沿線國家整體來看,“一帶一路”倡議的對外直接投資效應雖然為正,且其促進作用有隨合作推進逐漸加強的趨勢,但總體是不顯著的。

五、異質性研究

為驗證假設2,本文參考現(xiàn)有研究成果[35,40-41],基于總體分析其中部分控制變量不顯著的問題。根據(jù)前人的研究經(jīng)驗來看,外商直接投資與城市經(jīng)濟增長之間呈現(xiàn)非線性關系,但具有明顯的區(qū)域異質性特征[52],OFDI對區(qū)域固定資產(chǎn)投資均具有顯著的倒U型空間效應,并且區(qū)域內的影響遠大于區(qū)域間的影響,存在明顯的區(qū)域化現(xiàn)象[53],同時在東南亞南亞、中亞西亞和中東歐地區(qū)國家之間存在區(qū)域異質性[54]。

因此,將“一帶一路”沿線國家按照區(qū)域和特征進行細分,分類探討政策效應。

(一)區(qū)域異質性

首先,本文將“一帶一路”沿線國家細分為六大經(jīng)濟走廊,即中南半島、中巴、中蒙俄、中西亞、孟中印緬、新亞歐經(jīng)濟走廊,各經(jīng)濟走廊布局見表7,以分析“一帶一路”倡議背景下對外直接投資效應的區(qū)域性差異。

表7 六大經(jīng)濟走廊布局

表8回歸結果顯示,倡議對中巴經(jīng)濟走廊的促進作用最大,其次為中南半島經(jīng)濟走廊,對中蒙俄經(jīng)濟走廊雖具有促進效應,但效應并不顯著,對中西亞、孟中印緬經(jīng)濟走廊有輕微但不顯著的抑制效應,而對于新亞歐經(jīng)濟走廊則具有顯著的抑制作用,佐證了本文假設2。中南半島在歷史上就與我國聯(lián)系緊密,加之我國與東盟的各項合作機制及其蘊含的巨大市場潛力,新加坡、印度尼西亞、馬來西亞等國一直是我國對外直接投資的重要區(qū)域?！耙粠б宦贰背h提出以來,中國與新加坡第三方市場合作備忘錄的簽署、印尼等國外國直接投資咨詢部的設立以及其他配套支持的完善都催化了倡議促進效應的發(fā)揮。反觀新亞歐經(jīng)濟走廊,由于中國企業(yè)向其直接投資經(jīng)驗不足,銀行、保險等金融配套服務亦不健全,加上區(qū)域政治、匯率風險的存在以及部分國家出于參與倡議對其與歐盟關系影響的擔憂,影響了“16+1合作”及地方省市合作對企業(yè)投資的刺激;加上其他經(jīng)濟走廊投資機制的改善,減小了新亞歐經(jīng)濟走廊的投資吸引力,加強了其投資環(huán)境的相對劣勢,對中國向其直接投資形成了一定的擠出效應,故表現(xiàn)出政策的抑制效應。

本文進一步分析了“一帶一路”倡議對各經(jīng)濟走廊影響效應的時間走勢,回歸結果見表8。從時間趨勢分析可以看出,倡議對經(jīng)濟走廊的政策促進作用正在逐漸顯現(xiàn)。具體表現(xiàn)為,對中南半島、中巴和中蒙俄經(jīng)濟走廊政策促進作用顯著性和力度逐漸增大,對新亞歐經(jīng)濟走廊抑制作用逐漸減小。中西亞經(jīng)濟走廊作為世界石油寶庫和全球最重要的能源輸出地,“資源詛咒”效應明顯,宗教、軍事、文化狀況復雜,政治、經(jīng)濟、大國博弈風險較大,因此中國對其投資主要集中在阿聯(lián)酋、以色列、哈薩克斯坦等少數(shù)國家的能源和基建領域?？赡苁怯捎谕顿Y分布的國別集中性和行業(yè)集中性,中國向中西亞經(jīng)濟走廊的投資易受我國對外投資政策、產(chǎn)業(yè)政策、東道國經(jīng)濟和政治狀況等因素的影響而呈現(xiàn)出較大的波動性,從而影響“一帶一路”倡議直接投資效應的穩(wěn)定發(fā)揮。

表8 按經(jīng)濟走廊分析“一帶一路”倡議的政策效應

結合經(jīng)濟走廊的政策效應分析了政策上的時滯效應,見表9。因經(jīng)濟走廊的經(jīng)濟發(fā)展規(guī)模、政治形勢、人才技術資源的異質性,對政策的傳導時滯也具有差異性。從表9中可以看出,國家間的政治戰(zhàn)略合作,政治穩(wěn)定性加速了經(jīng)濟要素的傳導,但對政策的反應速度不同。

表9 按經(jīng)濟走廊分析“一帶一路”倡議的時滯效應

(二)特征異質性

現(xiàn)有關于國家特征異質性的研究大多是直接基于人均GDP將國家分為發(fā)展中國家和發(fā)達國家[41],但這一單一的劃分標準并不能全面解釋中國企業(yè)對外投資行為的復雜性。于是,本文在人均GDP分類的基礎上,考慮到總體分析中出現(xiàn)的市場發(fā)展?jié)摿?、?jīng)濟穩(wěn)定性、廉價勞動力對中國對外直接投資的影響效果不顯著,與現(xiàn)有研究成果有差異,按照人均GDP、GDP增長率、通貨膨脹率、農(nóng)村人口占比的大小將全部樣本分為兩組,分別測算其倡議的政策效應并進行對比。

“一帶一路”倡議對不同特征國家的政策效應見表10,分類指標后綴“-L”及“-H”分別表示此類指標下的低值組和高值組。結果顯示,倡議對中國向沿線國家對外直接投資的影響效應在低經(jīng)濟發(fā)展水平、高GDP增長率、高通貨膨脹率、勞動力廉價的國家更大且更顯著,佐證了本文的異質性假設2。這也從一定層面上解釋了總體分析中出現(xiàn)的經(jīng)濟發(fā)展水平、市場發(fā)展?jié)摿?、?jīng)濟穩(wěn)定性、廉價勞動力對中國對外直接投資的影響效果不顯著,與現(xiàn)有研究成果有差異。原因可能是“一帶一路”倡議的提出改變了東道國經(jīng)濟發(fā)展水平、經(jīng)濟穩(wěn)定性等因素對中國對外投資的作用力。以經(jīng)濟發(fā)展水平為例,企業(yè)本傾向于投資于經(jīng)濟發(fā)展水平更高、消費力更強的國家,即經(jīng)濟發(fā)展水平對對外直接投資的影響應顯著為正,而倡議的提出以及相關支持政策的完善提高了“一帶一路”沿線經(jīng)濟發(fā)展水平較低國家的投資吸引力,進而導致經(jīng)濟發(fā)展水平對對外直接投資的影響作用變得不顯著。即“一帶一路”倡議的提出弱化了經(jīng)濟發(fā)展不穩(wěn)定、居民消費水平不高等因素對吸引中國對其直接投資的負面作用,而加強了市場發(fā)展?jié)摿土畠r勞動力等因素的正向作用。所以說,“一帶一路”倡議引導我國對外投資更多流向不發(fā)達、發(fā)展尚不穩(wěn)定但具有較大市場發(fā)展?jié)摿Φ男屡d經(jīng)濟體,這既符合使中國發(fā)展紅利惠及更多不發(fā)達國家的倡議初衷,也符合中國企業(yè)實現(xiàn)長足發(fā)展的利益訴求。

表10 不同類型國家的政策效應

六、機制探討

(一)機制探討

為驗證假設3和4,本文設計了以下模型。其中,Porti,t表示東道國i在t年份的基礎設施水平,考慮到本文所選樣本中包含許多基礎設施不完善的不發(fā)達國家,并基于交通運輸設施在基礎設施中的重要和基礎地位,本文用港口基礎設施質量作為其代理變量,其值越大表示基礎設施水平越高;Resi,t表示東道國i在t年份對外商直接投資的限制程度,其值越大表示限制越小。β1和β2則是兩交乘項的相關系數(shù),若基礎設施路徑假設成立,β1應顯著為正,即“一帶一路”倡議通過提高基礎設施水平顯著促進政策效應的發(fā)揮;若獨特優(yōu)勢路徑假設成立,即“一帶一路”倡議的提出以及雙邊政治關系的加強,賦予中國企業(yè)在“一帶一路”沿線國家獨特的投資經(jīng)營優(yōu)勢而促進中國企業(yè)對其投資,那么“一帶一路”倡議及配套政策作為一種替代性的制度安排,在制度相對不完善、對外投資限制嚴格的國家應該會發(fā)揮更大的促進作用,即β2應顯著為負。

OFDIi,t=β1Treati×Postt×Resi,t+β2Treati×Postt+β3Treati×Resi,t+β4Postt×Resi,t+γZi,t+δi+μt+εi,t

(4)

OFDIi,t=β1Treati×Postt×Porti,t+β2Treati×Postt+β3Treati×Porti,t+β4Postt×Porti,t+γZi,t+δi+μt+εi,t

(5)

模型式(1)和式(2)展示了機制檢驗的回歸結果如表11所示,模型式(1)回歸結果顯示,β1和β2均在99%的置信水平上顯著,且兩系數(shù)值在加入了控制變量的模型式(2)中依舊顯著,佐證了本文的猜測,即基礎設施機制和獨特優(yōu)勢機制很可能是“一帶一路”倡議發(fā)揮對外直接投資促進效應的兩條路徑。

表11 機制檢驗和單差法穩(wěn)健性檢驗

(二)穩(wěn)健性檢驗

本文已在使用雙重差分法之前進行共同趨勢等檢驗,初步保證了模型的適用性和結論的可信度。為了進一步檢驗結果的穩(wěn)健性,本文還通過傳統(tǒng)的處理方式“單差法”檢驗“一帶一路”倡議的直接投資效應,回歸結果見表10的模型式(3)和模型式(4)。在控制了其他變量和國家效應以后,“一帶一路”倡議的估計系數(shù)均顯著為正,且在系數(shù)值和顯著性方面都遠高于表5中使用雙重差分法所得到的結果。這說明,采用“單差法”雖然能在一定程度上體現(xiàn)政策效果,但由于未考慮時間效應,導致其高估了“一帶一路”倡議對中國向沿線國家直接投資的增進作用,因此,采用雙重差分方法得出的結論更為可信。

此外,本文還將對外投資存量作為被解釋變量,進行全樣本、分區(qū)域、分國家類型回歸和時間趨勢檢驗,限于篇幅,本文僅在模型(1)—(8)展示部分結果如表12所示。可以看出,使用對外投資存量所得結果與使用對外投資流量時基本相同,只是在數(shù)值大小上有些許差異,佐證了上文研究結論的可靠性。

表12 倡議對中國對外直接投資存量的影響效應

七、結論與啟示

“一帶一路”倡議提出9年間,愿景和理念迅速轉化為行動和成果,為參與國人民帶來了實實在在的福祉。文章基于全球176個國家2009—2017年的樣本數(shù)據(jù),通過構建雙重差分模型,借助主成分分析等方法,對“一帶一路”倡議的對外直接投資效應進行探究。首先,實證分析結果顯示,“一帶一路”倡議的對外直接投資效應為正且具有隨時間逐漸增大的趨勢,但總體作用效果并不顯著。其次,進一步的區(qū)域異質性和特征異質性分析表明,“一帶一路”倡議的政策效應對中國向中南半島經(jīng)濟走廊和中巴經(jīng)濟走廊直接投資的影響效應顯著為正,對中蒙俄、中西亞、孟中印緬經(jīng)濟走廊的影響效應不顯著,對新亞歐經(jīng)濟走廊的影響效應則顯著為負;倡議促進中國對外投資更多投向了經(jīng)濟發(fā)展不穩(wěn)定、消費水平不高、經(jīng)濟增長潛力大的新興發(fā)展中國家。在一定層面上說明“一帶一路”倡議弱化了沿線新興發(fā)展中國家投資環(huán)境的相對劣勢、強化了其相對優(yōu)勢。再次,對對外投資效應作用機制進行探討和檢驗結果發(fā)現(xiàn),倡議通過提升沿線國家的基礎設施水平和為中國企業(yè)構造獨特優(yōu)勢的路徑,促進中國對其投資的增加。最后,為了保障研究結果的可信度,本文還通過共同趨勢假設檢驗、單差法以及使用對外投資存量作為因變量等方法進行模型適用性檢驗和穩(wěn)健性檢驗,檢驗結果均佐證了本研究的模型適用性和結論可靠性。

在“一帶一路”倡議背景下,構建“雙循環(huán)”新發(fā)展格局對我國對外開放路徑形成了有效參考。引導國內的產(chǎn)能向沿線國家有效釋放,同時進一步地緩解了國內的產(chǎn)能壓力,形成內部的良性競爭互動,同時加速我國經(jīng)濟的高質量發(fā)展,對企業(yè)轉型和生產(chǎn)升級帶來機遇,提高了我國產(chǎn)業(yè)的核心競爭力,最終形成區(qū)域內外的經(jīng)濟深度融合。加強與沿線國家合作的廣度與深度,提升多邊的政治互信,資源技術的互通,讓更多的資本走出去,讓更好的技術與資源引進來?；谝陨涎芯拷Y論,結合“一帶一路”倡議宗旨,本文提出以下政策建議:

第一,加強經(jīng)濟體的政策溝通協(xié)作,維護政治穩(wěn)定,推進高層戰(zhàn)略對接。在當前美國對中國的定位由“競爭合作伙伴”轉向“戰(zhàn)略競爭對手”的背景下,增強與沿線國家在政治和社會方面的溝通交流,推動實現(xiàn)“一帶一路”倡議與沿線國家戰(zhàn)略對接、優(yōu)勢互補。如俄羅斯的“大歐亞伙伴關系”倡議,頂層設計先行,完善相關應急機制、預警機制和風險評估機制,提高中國經(jīng)濟發(fā)展的潛力和抗風險能力,減少與美關系惡化所帶來的負面影響。通過政策支持,加強對低人均GDP、高GDP增長率、高通脹率的新興發(fā)展中國家進行投資,加快生產(chǎn)要素流轉、人員與技術的溝通,提升投資效應。

第二,根據(jù)經(jīng)濟體的發(fā)展異質性,加快互聯(lián)互通,階段性推進合作進程。面對目前“一帶一路”倡議投資效應區(qū)域分化和特征分化的現(xiàn)狀,中國政府應加強與中西亞、新亞歐經(jīng)濟走廊的政策溝通。針對企業(yè)投資經(jīng)營面對的匯率不穩(wěn)、政局混亂等風險和融資渠道狹窄、信息不暢、配套服務不完善等重點問題,與沿線國家進行雙邊重點磋商合作,將合作落到實處。在現(xiàn)有對沿線新興發(fā)展中國家投資的基礎上,加強對對外投資企業(yè)從投資到經(jīng)營的全周期,尤其是投資后經(jīng)營階段的服務,保證投資互惠互利、收益可期、風險可控、長久持續(xù)。

第三,積極推進基建先行,持續(xù)發(fā)力,強化中國企業(yè)在沿線國家的戰(zhàn)略優(yōu)勢?；ê献骱驼邷贤ㄓ行嵘恕耙粠б宦贰毖鼐€國家的投資環(huán)境,促進了中國企業(yè)在沿線國家投資經(jīng)營的獨特優(yōu)勢和前期積累的形成?；A設施建設提升了沿線國家的互聯(lián)互通的效率。區(qū)域合作應該由點到面,形成輻射合作的戰(zhàn)略思路。從單個企業(yè)到全產(chǎn)業(yè)鏈、單一經(jīng)營階段到全生命周期的模式,完成從點到線再到面的投資布局,增強投資階段的先行者牽引力和生產(chǎn)經(jīng)營階段的相互促進作用,利用現(xiàn)有重大基建項目的影響力和當?shù)厝A商投資網(wǎng)絡,逐漸完善東道國中國企業(yè)商會、投資服務機構的職能,形成更有利的投資和經(jīng)營環(huán)境。