“一帶一路”國(guó)家基礎(chǔ)設(shè)施質(zhì)量與中國(guó)對(duì)外直接投資

崔巖+于津平

摘 要 中國(guó)提出的“一帶一路”倡議，強(qiáng)調(diào)基礎(chǔ)設(shè)施互聯(lián)互通對(duì)沿線各國(guó)經(jīng)貿(mào)關(guān)系發(fā)展具有積極意義，認(rèn)為“一帶一路”國(guó)家基礎(chǔ)設(shè)施質(zhì)量的提高將有助于增進(jìn)中國(guó)企業(yè)的直接投資，提高中國(guó)與沿線各國(guó)的產(chǎn)能合作水平。然而，學(xué)術(shù)界對(duì)此觀點(diǎn)的論證和檢驗(yàn)仍然不足。本文采用2006-2014年的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，實(shí)證研究“一帶一路”國(guó)家基礎(chǔ)設(shè)施質(zhì)量與其利用中國(guó)直接投資的關(guān)系。研究發(fā)現(xiàn)：“一帶一路”國(guó)家基礎(chǔ)設(shè)施質(zhì)量的改善可以促進(jìn)中國(guó)對(duì)外直接投資，促進(jìn)效應(yīng)隨東道國(guó)基礎(chǔ)設(shè)施質(zhì)量和人均收入水平的變化而變化?；A(chǔ)設(shè)施越薄弱、人均收入越低的國(guó)家，基礎(chǔ)設(shè)施質(zhì)量改善對(duì)中國(guó)對(duì)外直接投資的促進(jìn)作用越大。

關(guān)鍵詞 “一帶一路” 基礎(chǔ)設(shè)施質(zhì)量 對(duì)外直接投資

一、 引言

國(guó)際金融危機(jī)以來，面對(duì)世界經(jīng)濟(jì)再平衡的嚴(yán)峻挑戰(zhàn)，中國(guó)出于經(jīng)濟(jì)發(fā)展、地緣政治等方面的多重考慮，適時(shí)提出“一帶一路”倡議，旨在發(fā)揮沿線國(guó)家的資源稟賦優(yōu)勢(shì)，利用各國(guó)之間的經(jīng)濟(jì)互補(bǔ)性，最大限度挖掘區(qū)域合作潛力和發(fā)展空間。“一帶一路”倡議強(qiáng)調(diào)基礎(chǔ)設(shè)施互聯(lián)互通對(duì)沿線各國(guó)經(jīng)貿(mào)關(guān)系發(fā)展的積極意義，認(rèn)為“一帶一路”國(guó)家基礎(chǔ)設(shè)施質(zhì)量的提高將有助于中國(guó)企業(yè)的直接投資，提高中國(guó)與沿線各國(guó)的產(chǎn)能合作水平。然而，學(xué)術(shù)界對(duì)此觀點(diǎn)的論證和檢驗(yàn)仍然不足。

“一帶一路”國(guó)家基礎(chǔ)設(shè)施質(zhì)量的改善能夠帶動(dòng)中國(guó)企業(yè)對(duì)外直接投資嗎？一般而言，東道國(guó)基礎(chǔ)設(shè)施條件是影響企業(yè)對(duì)外直接投資的重要因素，東道國(guó)的基礎(chǔ)設(shè)施質(zhì)量越高，吸引直接投資的能力越強(qiáng)。但如果考慮多國(guó)競(jìng)爭(zhēng)和貿(mào)易投資相互影響等諸多因素的存在，可以發(fā)現(xiàn)，“一帶一路”國(guó)家基礎(chǔ)設(shè)施質(zhì)量改進(jìn)對(duì)中國(guó)對(duì)其直接投資的作用并非顯而易見。首先，基礎(chǔ)設(shè)施的改進(jìn)可以降低東道國(guó)對(duì)外貿(mào)易的運(yùn)輸成本和交易成本，使企業(yè)出口更加便利化，有可能會(huì)使中國(guó)企業(yè)選擇出口而不是對(duì)外直接投資。其次，基礎(chǔ)設(shè)施僅僅是影響東道國(guó)吸引外資的因素之一，東道國(guó)制度、資源稟賦和市場(chǎng)規(guī)模均會(huì)影響區(qū)位優(yōu)勢(shì)，單純的基礎(chǔ)設(shè)施改進(jìn)未必會(huì)對(duì)東道國(guó)吸引直接投資產(chǎn)生顯著的促進(jìn)效應(yīng)。最后，基礎(chǔ)設(shè)施具有公共產(chǎn)品性質(zhì)，東道國(guó)基礎(chǔ)設(shè)施的改善并非局限于影響中國(guó)的對(duì)外直接投資，也會(huì)對(duì)其他國(guó)家的直接投資產(chǎn)生影響，而其他國(guó)家的直接投資則有可能對(duì)中國(guó)的對(duì)外直接投資產(chǎn)生擠出效應(yīng)。因此，如果沒有實(shí)證研究的支撐，很難從理論分析上得出“一帶一路”沿線國(guó)家基礎(chǔ)設(shè)施質(zhì)量改進(jìn)必然會(huì)促進(jìn)中國(guó)對(duì)外直接投資的結(jié)論。

“一帶一路”國(guó)家橫跨亞、歐、非大陸，各國(guó)現(xiàn)有基礎(chǔ)設(shè)施質(zhì)量的差異性很大，改進(jìn)基礎(chǔ)設(shè)施質(zhì)量的緊迫性和基礎(chǔ)設(shè)施改進(jìn)的邊際效應(yīng)也會(huì)不同。為此，本文應(yīng)用Hansen（2000）提出的門檻回歸模型，基于2006-2014年中國(guó)在“一帶一路”沿線國(guó)家直接投資的數(shù)據(jù)，以基礎(chǔ)設(shè)施質(zhì)量與人均收入水平作為門檻變量，來考察沿線國(guó)家基礎(chǔ)設(shè)施質(zhì)量對(duì)中國(guó)直接投資的影響。與已有研究相比，本文的不同之處在于：第一，聚焦“一帶一路”沿線國(guó)家，在數(shù)據(jù)可獲得的前提下，盡可能多的將沿線各國(guó)納入樣本；第二，研究中國(guó)對(duì)外直接投資對(duì)東道國(guó)基礎(chǔ)設(shè)施的依賴性，檢驗(yàn)基礎(chǔ)設(shè)施互聯(lián)互通先行帶動(dòng)中國(guó)對(duì)外直接投資觀點(diǎn)的正確性；第三，采用面板門檻模型定量評(píng)價(jià)沿線國(guó)家基礎(chǔ)設(shè)施質(zhì)量與中國(guó)對(duì)外直接投資間的非線性關(guān)系，并檢驗(yàn)兩者之間的關(guān)系是否會(huì)因?yàn)榛A(chǔ)設(shè)施質(zhì)量、人均收入的影響而發(fā)生結(jié)構(gòu)性改變。

本文余下的結(jié)構(gòu)安排為：第二部分為文獻(xiàn)綜述，第三部分為影響機(jī)制分析，第四部分為模型設(shè)定和數(shù)據(jù)說明，第五部分為模型檢驗(yàn)和結(jié)果分析，第六部分為結(jié)論與啟示。

二、文獻(xiàn)綜述

關(guān)于外商直接投資流入的決定因素，早期大量文獻(xiàn)主要集中在一些傳統(tǒng)因素，如勞動(dòng)力成本、市場(chǎng)規(guī)模、資源稟賦、經(jīng)濟(jì)開放度與政治因素等。學(xué)者們關(guān)于基礎(chǔ)設(shè)施對(duì)外商直接投資影響的研究始于20世紀(jì)70年代末。Root 和Ahmed（1979）以1966—1970年70個(gè)發(fā)展中國(guó)家作為樣本，開創(chuàng)性地研究基礎(chǔ)設(shè)施在吸引外商直接投資過程中扮演的重要角色，研究發(fā)現(xiàn)基礎(chǔ)設(shè)施便利化會(huì)增加?xùn)|道國(guó)制造業(yè)外資的流入。Loree和Gusinger（1995）在探討美國(guó)對(duì)外直接投資的區(qū)位因素時(shí)，采用1977和1982年48個(gè)國(guó)家的投資數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，結(jié)果顯示，東道國(guó)的通訊基礎(chǔ)設(shè)施、交通基礎(chǔ)設(shè)施與美國(guó)直接投資的流入呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系。Mody和Srinivisan（1998）對(duì)比研究1981—1990年美國(guó)、日本跨國(guó)公司海外投資的推動(dòng)因素時(shí)，發(fā)現(xiàn)東道國(guó)良好的基礎(chǔ)設(shè)施對(duì)吸引美國(guó)、日本的投資都具有積極影響，但日本投資者對(duì)基礎(chǔ)設(shè)施的便利性更為敏感。Hoang和Huyen（2015）采用調(diào)查問卷分析越南清化省吸引外商直接投資的主要因素，結(jié)果表明基礎(chǔ)設(shè)施的質(zhì)量以及運(yùn)輸、物流的低成本對(duì)外國(guó)投資者的決策有顯著影響。

隨著我國(guó)經(jīng)濟(jì)的高速增長(zhǎng)，對(duì)外直接投資大量增加。我國(guó)對(duì)外直接投資的決定因素也得到國(guó)內(nèi)學(xué)者的關(guān)注。董艷等（2011）基于2005—2007年中國(guó)在90個(gè)國(guó)家和地區(qū)對(duì)外投資的數(shù)據(jù)，通過極限邊界分析法找到了中國(guó)對(duì)外直接投資的顯著影響因素，并專門針對(duì)中國(guó)在非洲國(guó)家的投資行為進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)，結(jié)果發(fā)現(xiàn)基礎(chǔ)設(shè)施是影響中國(guó)對(duì)非洲國(guó)家直接投資的顯著決定因素，基礎(chǔ)設(shè)施越好的國(guó)家，越容易吸引到中國(guó)的投資。陳巖等（2012）從資源與制度的視角研究了中國(guó)對(duì)非洲投資的決定因素，選取2003—2009年中國(guó)在27個(gè)非洲國(guó)家直接投資流量數(shù)據(jù)，實(shí)證結(jié)果顯示航空基礎(chǔ)設(shè)施與通訊基礎(chǔ)設(shè)施顯著正向影響中國(guó)對(duì)非洲的投資。胡翠平（2015）基于2004—2012年中國(guó)對(duì)38個(gè)發(fā)達(dá)國(guó)家和63個(gè)發(fā)展中國(guó)家對(duì)外直接投資數(shù)據(jù)，對(duì)比分析中國(guó)在兩類國(guó)家投資影響因素的異同，結(jié)果發(fā)現(xiàn)無論是對(duì)發(fā)達(dá)國(guó)家還是發(fā)展中國(guó)家，中國(guó)均偏好于基礎(chǔ)設(shè)施良好的國(guó)家。宋維佳等、閆大穎的研究結(jié)果也證實(shí)了東道國(guó)基礎(chǔ)設(shè)施對(duì)中國(guó)對(duì)外直接投資具有顯著的正向影響。

盡管有不少文獻(xiàn)證實(shí)了基礎(chǔ)設(shè)施在吸引外資中起到的積極作用，但也有些研究表明東道國(guó)基礎(chǔ)設(shè)施的改善并不影響外資的流入。Mudambi（1995）選用1985—1990年44個(gè)國(guó)家的面板數(shù)據(jù)分析了跨國(guó)公司開展對(duì)外直接投資的區(qū)位決定因素，實(shí)證結(jié)果顯示東道國(guó)基礎(chǔ)設(shè)施不是顯著影響跨國(guó)公司進(jìn)行海外直接投資的決定因素。Asiedu（2002）使用1988—1997年非洲地區(qū)面板數(shù)據(jù)檢驗(yàn)了撒哈拉以南非洲地區(qū)吸引外商直接投資的因素與發(fā)展中國(guó)家是否相同。結(jié)果顯示良好的基礎(chǔ)設(shè)施對(duì)非撒哈拉以南非洲地區(qū)吸引外商直接投資具有積極影響，但對(duì)撒哈拉以南非洲地區(qū)吸引外商直接投資影響不顯著。Quazi（2005）基于1995—2000年東亞7國(guó)的面板數(shù)據(jù)研究國(guó)內(nèi)投資環(huán)境對(duì)吸引外資的作用，結(jié)果顯示當(dāng)?shù)鼗A(chǔ)設(shè)施質(zhì)量對(duì)外商直接投資的影響不顯著，Chan et al.（2014）的研究也得出了類似結(jié)論。endprint

縱觀現(xiàn)有對(duì)基礎(chǔ)設(shè)施與外商直接投資關(guān)系的研究，學(xué)者們并沒有形成一致意見，在以下方面還有待進(jìn)一步深入與完善：第一，大多數(shù)研究在探討基礎(chǔ)設(shè)施對(duì)外商直接投資的影響時(shí)，基于傳統(tǒng)的線性回歸方程，忽視了兩者之間可能存在的非線性關(guān)系，即東道國(guó)基礎(chǔ)設(shè)施對(duì)外商直接投資的影響可能隨著基礎(chǔ)設(shè)施或其他經(jīng)濟(jì)變量的變化而變化；第二，基礎(chǔ)設(shè)施涉及面較廣，包括交通基礎(chǔ)設(shè)施、電力基礎(chǔ)設(shè)施以及電信基礎(chǔ)設(shè)施等。單以公路密度、鐵路密度或電話使用人數(shù)作為基礎(chǔ)設(shè)施的代理變量，無法客觀準(zhǔn)確地評(píng)價(jià)基礎(chǔ)設(shè)施的發(fā)展水平，進(jìn)而可能帶來研究結(jié)果的偏誤?；诖?，本文在分析東道國(guó)基礎(chǔ)設(shè)施影響母國(guó)直接投資的機(jī)制時(shí)，將采用《全球競(jìng)爭(zhēng)力報(bào)告》中整體基礎(chǔ)設(shè)施的評(píng)分?jǐn)?shù)據(jù)，基于面板門檻模型檢驗(yàn)“一帶一路”沿線國(guó)家基礎(chǔ)設(shè)施質(zhì)量與中國(guó)對(duì)外直接投資的非線性關(guān)系。

三、機(jī)制分析

母國(guó)企業(yè)對(duì)外直接投資一般源于兩種考慮：一是利用當(dāng)?shù)氐氖袌?chǎng)；二是利用當(dāng)?shù)氐囊?，如自然資源、勞動(dòng)力和戰(zhàn)略資產(chǎn)等。東道國(guó)基礎(chǔ)設(shè)施的改善通過提高當(dāng)?shù)氐慕?jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，增強(qiáng)交通便捷性與交流便利性，進(jìn)而影響市場(chǎng)利用型和要素利用型外商直接投資。

（一）東道國(guó)基礎(chǔ)設(shè)施影響市場(chǎng)利用型外商直接投資

基礎(chǔ)設(shè)施的改善無論是新建還是維護(hù)、更新原有設(shè)施，都需要大量的基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)?；A(chǔ)設(shè)施建設(shè)對(duì)經(jīng)濟(jì)的影響分為短期效應(yīng)和長(zhǎng)期效應(yīng)。從短期來看，作為一種投入要素，基礎(chǔ)設(shè)施投資擴(kuò)大社會(huì)總需求，在有效需求不足、要素和資源閑置的狀況下，還會(huì)通過乘數(shù)效應(yīng)帶動(dòng)幾倍于投資額的社會(huì)總需求，振興投資國(guó)的經(jīng)濟(jì)。增加基礎(chǔ)設(shè)施投資不僅可以帶動(dòng)母國(guó)從事基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)企業(yè)的對(duì)外直接投資，而且可以通過刺激東道國(guó)國(guó)民收入的增長(zhǎng)，使?jié)M足東道國(guó)各類需求的直接投資增加。從長(zhǎng)期來看，基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)有助于消除地區(qū)之間的自然地理障礙，縮短地理空間距離，通過降低運(yùn)輸成本和交易成本，產(chǎn)生深化分工、促進(jìn)競(jìng)爭(zhēng)、形成知識(shí)外溢，提高勞動(dòng)生產(chǎn)率，推動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用李平、王春暉、于國(guó)才：《基礎(chǔ)設(shè)施與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的文獻(xiàn)綜述》，載《世界經(jīng)濟(jì)》，2011年第5期，第93-116頁(yè)。據(jù)世界銀行測(cè)算，對(duì)于發(fā)展中國(guó)家來說，基礎(chǔ)設(shè)施投資每增加10%，長(zhǎng)期GDP增長(zhǎng)率將提高一個(gè)百分點(diǎn)沈夢(mèng)溪：《“一帶一路”基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)的資金瓶頸和應(yīng)對(duì)之策》，載《國(guó)際貿(mào)易》，2016年第11期，第33-37頁(yè)。東道國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)帶來的需求提升可以帶來市場(chǎng)利用型外商直接投資的增多。

但東道國(guó)基礎(chǔ)設(shè)施條件改善也可能會(huì)減少市場(chǎng)利用型投資。Hirsch指出，跨國(guó)公司進(jìn)入國(guó)外市場(chǎng)的兩種可選方式為出口與對(duì)外直接投資，企業(yè)綜合國(guó)內(nèi)外生產(chǎn)成本、運(yùn)輸成本、銷售成本等因素進(jìn)行決策。由于東道國(guó)基礎(chǔ)設(shè)施條件改善降低了企業(yè)的出口成本，可能驅(qū)使企業(yè)采用出口的方式進(jìn)入他國(guó)市場(chǎng)，而非對(duì)外直接投資。

（二）東道國(guó)基礎(chǔ)設(shè)施影響要素利用型外商直接投資

在全球價(jià)值鏈分工體系下，母國(guó)企業(yè)通過對(duì)外直接投資，實(shí)現(xiàn)要素和資源的重新整合，不斷優(yōu)化原有價(jià)值鏈和形成新的價(jià)值鏈，以保持或增強(qiáng)其在全球價(jià)值鏈中位置裴長(zhǎng)洪：《吸引外商投資的新增長(zhǎng)點(diǎn)：理論與實(shí)踐依據(jù)--最近幾年外商投資重要特征分析》，載《中國(guó)工業(yè)經(jīng)濟(jì)》，2009年第4期，第30-41頁(yè)。UNCTAD研究結(jié)果顯示，一國(guó)利用外資存量與其全球價(jià)值鏈參與度存在明顯的正相關(guān)，這意味著吸引外資可能是發(fā)展中國(guó)家參與全球價(jià)值鏈并提高參與程度的一個(gè)重要途徑白光裕、莊芮：《全球價(jià)值鏈與國(guó)際投資關(guān)系研究--中國(guó)的視角》，載《國(guó)際貿(mào)易》，2015年第6期，第16-20頁(yè)。

全球價(jià)值鏈的發(fā)展使得產(chǎn)品不同生產(chǎn)環(huán)節(jié)和階段，被分布在不同國(guó)家和地區(qū)，在完成最終產(chǎn)品和服務(wù)提供之前，“中間環(huán)節(jié)和階段”需要經(jīng)過多次跨境流動(dòng)。電力、通訊以及交通等各種基礎(chǔ)設(shè)施成為一國(guó)與外界建立市場(chǎng)聯(lián)系并融入全球價(jià)值鏈的重要載體周浩、鄭筱婷：《交通基礎(chǔ)設(shè)施質(zhì)量與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)：來自中國(guó)鐵路提速的證據(jù)》，載《世界經(jīng)濟(jì)》，2012年第1期，第78頁(yè)-97頁(yè)。東道國(guó)基礎(chǔ)設(shè)施主要通過兩條途徑影響要素利用型投資：一是降低運(yùn)輸成本和生產(chǎn)成本，二是提高市場(chǎng)進(jìn)入的便利程度。東道國(guó)在自然資源、勞動(dòng)力和其他資產(chǎn)上的要素越充裕、價(jià)格越便宜、通向外界的基礎(chǔ)設(shè)施越便利，吸引的外商直接投資越多，全球價(jià)值鏈的參與度越高。尤其是在全球經(jīng)濟(jì)疲軟的大背景下，成本和風(fēng)險(xiǎn)越來越成為企業(yè)進(jìn)行海外區(qū)位投資，實(shí)現(xiàn)資源優(yōu)化配置的首要考慮因素。

四、模型設(shè)定與數(shù)據(jù)說明

鑒于“一帶一路”國(guó)家基礎(chǔ)設(shè)施質(zhì)量與中國(guó)對(duì)外直接投資的關(guān)系可能會(huì)因?yàn)榛A(chǔ)設(shè)施質(zhì)量和人均收入水平的影響而發(fā)生結(jié)構(gòu)性改變。本文基于Hansen（2000）的門檻回歸分析模型，先后以基礎(chǔ)設(shè)施和人均收入作為門檻變量，通過構(gòu)建如下的門檻回歸模型，考察“一帶一路”沿線國(guó)家基礎(chǔ)設(shè)施質(zhì)量與中國(guó)對(duì)外直接投資的非線性關(guān)系：

其中，被解釋變量FDI為中國(guó)在“一帶一路”沿線國(guó)家的直接投資額；核心解釋變量infra為“一帶一路”沿線國(guó)家基礎(chǔ)設(shè)施質(zhì)量；control是其他控制變量；I（·）為指示函數(shù)，滿足括號(hào)中的條件，則I=1，反之，I=0；qjt為門檻變量，γ1為門檻值；α0 為常數(shù)項(xiàng)，α1 、α2 、α3為對(duì)應(yīng)變量的系數(shù)；ε為誤差項(xiàng)；下標(biāo)j代表“一帶一路”國(guó)家，t代表年份；ln為自然對(duì)數(shù)符號(hào)。式（1）為存在一個(gè)門檻值的情況，如果存在更多的門檻值，則式（1）的設(shè)定形式可類推。

（二）變量的選擇

1.被解釋變量：對(duì)外直接投資額（FDI）。中國(guó)對(duì)“一帶一路”沿線國(guó)家對(duì)外直接投資總額，折算成2010年不變美元價(jià)格。

2.核心解釋變量：基礎(chǔ)設(shè)施質(zhì)量（infra）。基礎(chǔ)設(shè)施質(zhì)量以《全球競(jìng)爭(zhēng)力報(bào)告》中對(duì)“一帶一路”沿線國(guó)家的評(píng)估分值（1—7分）來體現(xiàn)，1分指基礎(chǔ)設(shè)施極不發(fā)達(dá)，7分指基礎(chǔ)設(shè)施極為發(fā)達(dá)。該報(bào)告將基礎(chǔ)設(shè)施劃分為兩類：一類是交通基礎(chǔ)設(shè)施，包含公路、鐵路、港口和航空；另一類為電力電信基礎(chǔ)設(shè)施，涵蓋電力供應(yīng)、固定電話和移動(dòng)電話。endprint

3.控制變量：由于“一帶一路”沿線大部分國(guó)家仍處于發(fā)展中階段，不具有中國(guó)對(duì)外直接投資所尋求的研發(fā)能力、管理經(jīng)驗(yàn)與營(yíng)銷網(wǎng)絡(luò)等戰(zhàn)略資源。因此，本文排除了中國(guó)在“一帶一路”沿線國(guó)家開展投資是基于戰(zhàn)略資源利用的考慮。為檢驗(yàn)中國(guó)在沿線國(guó)家的投資是否基于市場(chǎng)利用、自然資源利用和勞動(dòng)力資源利用，本文在基礎(chǔ)回歸模型中加入 “一帶一路”國(guó)家的經(jīng)濟(jì)規(guī)模、自然資源稟賦、勞動(dòng)力成本作為控制變量，同時(shí)引入開放度與制度質(zhì)量以確保模型回歸結(jié)果的穩(wěn)定性。其中，“一帶一路”沿線國(guó)家的經(jīng)濟(jì)規(guī)模（gdp）以2010年不變美元價(jià)格的國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值表示，取對(duì)數(shù)后進(jìn)入模型；自然資源稟賦（nr）以油氣和其他礦物資源出口在總出口中的比重來表示；勞動(dòng)力成本（pgdp）以2010年不變美元價(jià)格計(jì)算的人均GDP表示，取對(duì)數(shù)后進(jìn)入模型；開放度（open）以貨物進(jìn)出口在GDP中的比重來表示；制度質(zhì)量（rol）以法治情況來表示，因?yàn)榉ㄖ吻闆r測(cè)量了一個(gè)國(guó)家的法律對(duì)契約履行、產(chǎn)權(quán)保護(hù)和司法治理的質(zhì)量，與投資直接相關(guān)。法治情況數(shù)值范圍為-2.5—2.5，數(shù)值越大，代表法治情況越好。

（三）數(shù)據(jù)來源

中國(guó)對(duì)“一帶一路”沿線國(guó)家直接投資的數(shù)據(jù)來源于中國(guó)商務(wù)部《2014年中國(guó)對(duì)外直接投資統(tǒng)計(jì)公報(bào)》?！耙粠б宦贰毖鼐€國(guó)家的GDP數(shù)據(jù)、人均GDP數(shù)據(jù)、油氣和其他礦物資源出口在總出口中的比重?cái)?shù)據(jù)以及貨物進(jìn)出口在GDP中的比重?cái)?shù)據(jù)來源于世界銀行WDI數(shù)據(jù)庫(kù)。法治情況數(shù)據(jù)來源于世界銀行WGI數(shù)據(jù)庫(kù)。

本文首先采集了中國(guó)2006—2014年在“一帶一路”沿線58個(gè)國(guó)家對(duì)外直接投資的數(shù)據(jù)。同時(shí)，我們進(jìn)一步采集了沿線國(guó)家相關(guān)的經(jīng)濟(jì)和制度環(huán)境方面的數(shù)據(jù)。由于面板門檻模型要求數(shù)據(jù)為平衡面板，在剔除缺失數(shù)據(jù)之后，中國(guó)對(duì)“一帶一路”沿線投資的國(guó)家樣本數(shù)為34個(gè)/年34個(gè)“一帶一路”國(guó)家為：阿爾巴尼亞、亞美尼亞、阿塞拜疆、巴林、保加利亞、柬埔寨、克羅地亞、塞浦路斯、捷克、埃及、愛沙尼亞、格魯吉亞、匈牙利、印度、印度尼西亞、以色列、約旦、哈薩克斯坦、拉脫維亞、立陶宛、馬來西亞、巴基斯坦、菲律賓、波蘭、羅馬尼亞、俄羅斯、新加坡、斯洛伐克、斯洛文尼亞、斯里蘭卡、泰國(guó)、土耳其、烏克蘭、越南。表1報(bào)告了變量主要數(shù)據(jù)描述性特征。

五、模型檢驗(yàn)和結(jié)果分析

（1）變量的平穩(wěn)性檢驗(yàn)

面板門檻回歸模型要求模型中各變量為平穩(wěn)變量，因此，本文先對(duì)各變量采用ADF方法進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，來考察各變量的平穩(wěn)性，結(jié)果如表2所示。由表2可知，絕大多數(shù)變量都在1%的顯著性水平下拒絕存在單位根假設(shè)，這說明變量是平穩(wěn)的，可以進(jìn)行下一步的分析。

（二）門檻效應(yīng)回歸結(jié)果與分析

本文在構(gòu)建模型的基礎(chǔ)上采用Stata13.0軟件進(jìn)行回歸分析，首先檢驗(yàn)樣本數(shù)據(jù)是否存在門檻效應(yīng)，在存在門檻效應(yīng)情況下進(jìn)一步估計(jì)門檻值。在進(jìn)行此操作時(shí)設(shè)置400個(gè)網(wǎng)格搜尋點(diǎn)，并進(jìn)行300次“bootstrap法”重復(fù)。

1.基礎(chǔ)設(shè)施質(zhì)量作為門檻變量

我們檢驗(yàn)基礎(chǔ)設(shè)施質(zhì)量作為門檻變量是否存在門檻效應(yīng)（結(jié)果見表3）。表3依次列出了單門檻、雙門檻和三門檻的F統(tǒng)計(jì)值和相應(yīng)的P值，由表3可知，單門檻的F統(tǒng)計(jì)量在1%的水平下顯著，而雙門檻和三門檻的F統(tǒng)計(jì)值在統(tǒng)計(jì)上并不顯著，說明本文的模型存在單門檻效應(yīng)。

在存在門檻效應(yīng)基礎(chǔ)上，經(jīng)過檢驗(yàn)得到的門檻估計(jì)值為1.612，95%的置信區(qū)間為（1.607，1.619），圖1的似然比函數(shù)圖顯示了基礎(chǔ)設(shè)施質(zhì)量的門檻估計(jì)值和置信區(qū)間。在存在一個(gè)門檻值條件下的模型參數(shù)估計(jì)結(jié)果見表4。

由表4回歸結(jié)果可知，“一帶一路”國(guó)家基礎(chǔ)設(shè)施質(zhì)量的提升對(duì)中國(guó)對(duì)外直接投資具有顯著的促進(jìn)作用，當(dāng)沿線國(guó)家基礎(chǔ)設(shè)施質(zhì)量低于1.612時(shí)，當(dāng)?shù)鼗A(chǔ)設(shè)施的改善對(duì)中國(guó)對(duì)外直接投資的影響顯著為正，在保持其他變量不變的前提下，基礎(chǔ)設(shè)施質(zhì)量每提升1%，將帶來中國(guó)直接投資增加4.646%。當(dāng)沿線國(guó)家基礎(chǔ)設(shè)施質(zhì)量跨越了門檻值1.612之后，當(dāng)?shù)鼗A(chǔ)設(shè)施的改善仍然可以顯著促使中國(guó)對(duì)外直接投資的增長(zhǎng)，但增長(zhǎng)的幅度已大幅下降，在控制住其他變量的前提下，基礎(chǔ)設(shè)施質(zhì)量每提高1%，將帶來中國(guó)對(duì)其投資增加3.349%。可見，“一帶一路”沿線國(guó)家基礎(chǔ)設(shè)施的改善對(duì)中國(guó)對(duì)外直接投資的促進(jìn)作用不僅存在門檻效應(yīng)，也呈現(xiàn)出邊際效率遞減的特征。

“一帶一路”沿線國(guó)家的GDP是顯著影響中國(guó)對(duì)其投資的因素，沿線國(guó)家經(jīng)濟(jì)規(guī)模越大，市場(chǎng)越大，中國(guó)對(duì)其投資越多，這說明中國(guó)在“一帶一路”沿線的投資具有市場(chǎng)利用的特征。沿線國(guó)家人均GDP的系數(shù)顯著為負(fù)，自然資源稟賦的系數(shù)并不顯著，這說明總體而言，中國(guó)在沿線的投資屬于勞動(dòng)要素利用型，而不是資源要素利用型。原因可能在于中國(guó)對(duì)外直接投資起步較晚，截至2014年末，中國(guó)對(duì)外直接投資存量為8826.4億美元，是美國(guó)對(duì)外直接投資存量的13.9%，英國(guó)對(duì)外直接投資存量的55.7%。盡管“一帶一路”沿線東南亞與東歐地區(qū)均處于世界重要成礦帶上，礦產(chǎn)資源種類齊全，但自然資源豐富的投資市場(chǎng)已被西方發(fā)達(dá)國(guó)家所占據(jù)，中國(guó)企業(yè)的投資空間有限。沿線國(guó)家基礎(chǔ)設(shè)施的改善在短期和長(zhǎng)期均可以拉動(dòng)國(guó)內(nèi)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，市場(chǎng)規(guī)模的擴(kuò)大吸引了中國(guó)市場(chǎng)利用型直接投資；同時(shí)，沿線各國(guó)基礎(chǔ)設(shè)施的完善提高了通向外界的便利性，進(jìn)而吸引了中國(guó)勞動(dòng)要素利用型直接投資。但“一帶一路”沿線國(guó)家基礎(chǔ)設(shè)施的改善對(duì)中國(guó)對(duì)外直接投資影響的邊際效率遞減特征表明沿線國(guó)家基礎(chǔ)設(shè)施質(zhì)量不是越高越好，基礎(chǔ)設(shè)施質(zhì)量已經(jīng)達(dá)到比較高的水平，通過繼續(xù)改善基礎(chǔ)設(shè)施來吸引外資的作用已經(jīng)不大，因?yàn)楫?dāng)沿線國(guó)家基礎(chǔ)設(shè)施達(dá)到一定水平后，繼續(xù)加大基礎(chǔ)設(shè)施的投入，會(huì)擠占其他產(chǎn)業(yè)部門發(fā)展所需的資源，引起資源配置的扭曲，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的放緩以及市場(chǎng)規(guī)模的減小，進(jìn)而降低對(duì)中國(guó)直接投資的吸引力。

此外，“一帶一路”沿線國(guó)家經(jīng)濟(jì)開放度和制度都是顯著影響中國(guó)對(duì)外直接投資的因素，沿線國(guó)家經(jīng)濟(jì)開放度越高，中國(guó)對(duì)其投資越多。沿線國(guó)家制度質(zhì)量越好，中國(guó)對(duì)其投資越少。原因可能在于制度質(zhì)量越好的國(guó)家，對(duì)契約履行和產(chǎn)權(quán)保護(hù)等的要求越高，嚴(yán)格的要求增加了中國(guó)企業(yè)在沿線國(guó)家的投資成本，從而抑制了中國(guó)企業(yè)的投資。endprint

表5統(tǒng)計(jì)了“一帶一路”沿線國(guó)家基礎(chǔ)設(shè)施質(zhì)量門檻通過情況。2006年，沿線有32個(gè)國(guó)家基礎(chǔ)設(shè)施處于門檻值以下水平，跨越門檻值的國(guó)家只有馬來西亞和新加坡。到2014年，沿線大多數(shù)國(guó)家基礎(chǔ)設(shè)施依舊薄弱，基礎(chǔ)設(shè)施質(zhì)量提升較為緩慢。基礎(chǔ)設(shè)施跨越門檻值的國(guó)家只新增了巴林一個(gè)國(guó)家，沿線仍有31個(gè)國(guó)家基礎(chǔ)設(shè)施處于門檻值以下水平，這些國(guó)家應(yīng)重點(diǎn)著手加強(qiáng)基礎(chǔ)設(shè)施的建設(shè)，提升基礎(chǔ)設(shè)施質(zhì)量。

2.人均收入作為門檻變量

我們首先檢驗(yàn)人均收入作為門檻變量是否存在門檻效應(yīng)，表6依次列出了單門檻、雙門檻和三門檻的F統(tǒng)計(jì)值和相應(yīng)的P值。由表6可知，單門檻的F統(tǒng)計(jì)量在5%的水平下顯著，而雙門檻和三門檻的F統(tǒng)計(jì)值在統(tǒng)計(jì)上并不顯著，說明人均收入作為門檻值時(shí)模型存在單門檻效應(yīng)。

在存在門檻效應(yīng)基礎(chǔ)上，經(jīng)過檢驗(yàn)得到的門檻估計(jì)值為10.302，95%的置信區(qū)間為（10.262，10.309），在存在一個(gè)門檻值條件下的模型參數(shù)估計(jì)結(jié)果見表7。

由表7的回歸結(jié)果可知，當(dāng)“一帶一路”沿線國(guó)家人均收入水平低于10.302時(shí)，當(dāng)?shù)鼗A(chǔ)設(shè)施質(zhì)量的提升對(duì)吸引中國(guó)直接投資起到了促進(jìn)作用，且在1%的顯著水平上顯著。當(dāng)人均收入水平超過10.302時(shí)，沿線國(guó)家基礎(chǔ)設(shè)施質(zhì)量的提升對(duì)吸引中國(guó)直接投資仍然起著顯著促進(jìn)作用，但基礎(chǔ)設(shè)施的彈性系數(shù)明顯減小，由3.946下降為2.574。這說明“一帶一路”沿線國(guó)家基礎(chǔ)設(shè)施質(zhì)量對(duì)中國(guó)對(duì)外直接投資的影響效應(yīng)存在基于人均收入水平的門檻特征。當(dāng)人均收入提高到一定水平，沿線國(guó)家基礎(chǔ)設(shè)施質(zhì)量對(duì)中國(guó)直接投資的影響系數(shù)呈現(xiàn)下降的態(tài)勢(shì)，即經(jīng)濟(jì)較發(fā)達(dá)的國(guó)家基礎(chǔ)設(shè)施改善對(duì)中國(guó)直接投資的正向影響效果不如經(jīng)濟(jì)落后國(guó)家的影響效果。

人均收入較高的國(guó)家基礎(chǔ)設(shè)施質(zhì)量的改善對(duì)中國(guó)對(duì)外直接投資的影響較小，可能的原因是：一方面，基礎(chǔ)設(shè)施的建設(shè)周期長(zhǎng)、投資大，人均收入較高的國(guó)家擁有較強(qiáng)的資金實(shí)力便于開展基礎(chǔ)設(shè)施的建設(shè)，因而具有良好的基礎(chǔ)設(shè)施條件。當(dāng)?shù)鼗A(chǔ)設(shè)施的改善通常只需維護(hù)、更新原有設(shè)施即可，不需要大規(guī)模的基礎(chǔ)設(shè)施新建，因此，當(dāng)?shù)鼗A(chǔ)設(shè)施改善帶來的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、市場(chǎng)規(guī)模擴(kuò)大的效應(yīng)較為有限，進(jìn)而吸引到的中國(guó)直接投資較少。另一方面，人均收入較高的國(guó)家，良好基礎(chǔ)設(shè)施帶來的便利性，降低了母國(guó)企業(yè)在當(dāng)?shù)氐慕?jīng)營(yíng)成本，但基礎(chǔ)設(shè)施持續(xù)改善引起的母國(guó)企業(yè)成本降低會(huì)呈現(xiàn)出邊際遞減的特征，進(jìn)而對(duì)中國(guó)直接投資不那么具有吸引力。

控制變量中，沿線國(guó)家GDP和人均GDP是顯著影響中國(guó)對(duì)外直接投資的因素，但自然資源稟賦并不是顯著影響因素。對(duì)比GDP和人均GDP的系數(shù)估計(jì)值可知，中國(guó)對(duì)“一帶一路”沿線國(guó)家的直接投資更多的是基于市場(chǎng)利用的考慮，而非勞動(dòng)要素利用。原因可能在于盡管近年來沿海地區(qū)生產(chǎn)成本上升較快，但中國(guó)中西部地區(qū)較低的勞動(dòng)力成本可以為東部地區(qū)制造業(yè)企業(yè)提供足夠的產(chǎn)能轉(zhuǎn)移空間，中國(guó)企業(yè)無須為了降低成本開展大規(guī)模的海外投資。誠(chéng)然，“一帶一路”沿線如越南和柬埔寨等國(guó)勞動(dòng)力價(jià)格低廉，但通貨膨脹的壓力以及海外經(jīng)營(yíng)面臨的風(fēng)險(xiǎn)與不確定性使得這些國(guó)家更低的勞動(dòng)力成本優(yōu)勢(shì)不是很有吸引力。此外，沿線國(guó)家的經(jīng)濟(jì)開放度和制度質(zhì)量影響中國(guó)對(duì)其直接投資，且在統(tǒng)計(jì)上是顯著的。

表8統(tǒng)計(jì)了“一帶一路”沿線國(guó)家人均收入門檻通過情況。2006年，沿線32個(gè)國(guó)家人均收入水平?jīng)]有跨越門檻值，跨越門檻值的只有塞浦路斯和新加坡兩個(gè)國(guó)家。到2014年，沿線仍然有32個(gè)國(guó)家未跨越人均收入的門檻值，這些國(guó)家基礎(chǔ)設(shè)施質(zhì)量的提升均可以帶來中國(guó)對(duì)外直接投資的大幅增加，人均收入跨越門檻值的是以色列和新加坡兩個(gè)國(guó)家。

（三）內(nèi)生性處理

由上文分析可知，“一帶一路”沿線國(guó)家基礎(chǔ)設(shè)施質(zhì)量的改善促進(jìn)中國(guó)對(duì)外直接投資的增加?！?014年中國(guó)對(duì)外直接投資公報(bào)》顯示，中國(guó)在沿線國(guó)家，如東盟地區(qū)對(duì)外直接投資存量為476.33億美元。其中，15.2%的比重流向電力、熱力、燃?xì)獾刃袠I(yè)，3.1%的比重流向交通運(yùn)輸、倉(cāng)儲(chǔ)、郵政行業(yè)?？梢姡A(chǔ)設(shè)施是中國(guó)在沿線國(guó)家的主要投資領(lǐng)域，沿線國(guó)家基礎(chǔ)設(shè)施質(zhì)量的提升可能是中國(guó)對(duì)其投資的結(jié)果。這意味著，變量基礎(chǔ)設(shè)施質(zhì)量與對(duì)外直接投資之間可能存在內(nèi)生性問題。內(nèi)生性問題會(huì)導(dǎo)致最小二乘法估計(jì)是有偏和非一致的。通常的處理方法是尋找一個(gè)與基礎(chǔ)設(shè)施質(zhì)量相關(guān)的外生變量作為工具變量，進(jìn)行兩階段最小二乘估計(jì)。

參照現(xiàn)有文獻(xiàn)Lai R K.，“Does Public Infrastructure Reduce Private Inventory”，MPRA Paper，No.4756，2006.盛丹、包群、王永進(jìn)：《基礎(chǔ)設(shè)施對(duì)中國(guó)企業(yè)出口行為的影響：“集約邊際”還是“擴(kuò)展邊際”》，載《世界經(jīng)濟(jì)》2011年第1期，第17-36。，我們采用各個(gè)國(guó)家所處的經(jīng)度和1985年各國(guó)通訊基礎(chǔ)設(shè)施投資在總投資中的比重作為基礎(chǔ)設(shè)施質(zhì)量的工具變量經(jīng)度數(shù)據(jù)來源于法國(guó)智庫(kù)國(guó)際經(jīng)濟(jì)研究中心（CEPII），通訊基礎(chǔ)設(shè)施投資比重?cái)?shù)據(jù)根投入產(chǎn)出數(shù)據(jù)庫(kù)（Eora MRIO Database）計(jì)算所得。選用這兩個(gè)變量的原因在于：

（1）各國(guó)所處的經(jīng)度。經(jīng)度是一國(guó)地理指標(biāo)，地理和地形對(duì)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)具有重要影響。地理?xiàng)l件較好的地區(qū)，基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)周期短、成本低，通常具有較好的基礎(chǔ)設(shè)施水平。地理?xiàng)l件較差的地區(qū)，基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)周期長(zhǎng)、成本高，往往伴隨基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)不足，基礎(chǔ)設(shè)施水平落后。因此，各國(guó)所處的經(jīng)度與其基礎(chǔ)設(shè)施質(zhì)量之間具有較強(qiáng)的相關(guān)性。同時(shí)，經(jīng)度對(duì)應(yīng)的地理和地形狀況是在長(zhǎng)期的地殼運(yùn)動(dòng)中形成的，滿足外生性條件。

（2）1985年各國(guó)通訊基礎(chǔ)設(shè)施投資在總投資中的比重。1985年各國(guó)通訊基礎(chǔ)設(shè)施投資的比率反映了過去各國(guó)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)的狀況。由于基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)具有一定的歷史延續(xù)性，早期基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)投入較大的國(guó)家，往往擁有較好的基礎(chǔ)設(shè)施水平，再建和維護(hù)基礎(chǔ)設(shè)施的成本相對(duì)較低，從而使得當(dāng)前的基礎(chǔ)設(shè)施質(zhì)量較高。因此，該工具變量與基礎(chǔ)設(shè)施質(zhì)量之間存在較強(qiáng)的相關(guān)性。1985年各國(guó)通訊基礎(chǔ)設(shè)施的投資比率與模型隨機(jī)誤差項(xiàng)基本不相關(guān)，滿足外生性條件。endprint

運(yùn)用工具變量我們采用兩階段最小二乘法進(jìn)行了回歸，回歸結(jié)果如表9所示。由第一階段的F值可知，選取的工具變量與內(nèi)生變量具有較強(qiáng)的相關(guān)性，過度識(shí)別檢驗(yàn)結(jié)果表明，選取的工具變量是外生的?；貧w結(jié)果表明，“一帶一路”國(guó)家基礎(chǔ)設(shè)施質(zhì)量對(duì)中國(guó)對(duì)外直接投資的影響顯著為正，在控制其他因素不變的前提下，沿線國(guó)家基礎(chǔ)設(shè)施質(zhì)量每提升1%，中國(guó)對(duì)其投資增加19.784%。沿線國(guó)家基礎(chǔ)設(shè)施質(zhì)量的改善確實(shí)帶動(dòng)中國(guó)對(duì)外直接投資的增長(zhǎng)，這表明本文的結(jié)果是較為穩(wěn)健的。

六、結(jié)論與啟示

“一帶一路”倡議提出以來，盡管國(guó)內(nèi)各界反應(yīng)熱烈，然而，關(guān)于沿線各國(guó)基礎(chǔ)設(shè)施的改善對(duì)中國(guó)直接投資影響的定量分析十分鮮見，本文基于2006-2014年中國(guó)在“一帶一路”沿線國(guó)家直接投資的數(shù)據(jù)，應(yīng)用門檻回歸模型，以基礎(chǔ)設(shè)施質(zhì)量和人均收入作為門檻變量，探討在不同的門檻值下，沿線國(guó)家基礎(chǔ)設(shè)施質(zhì)量對(duì)中國(guó)對(duì)外直接投資的影響，本文得到如下結(jié)論。

1.“一帶一路”沿線國(guó)家基礎(chǔ)設(shè)施質(zhì)量的改善對(duì)中國(guó)直接投資具有顯著的促進(jìn)作用，這一促進(jìn)作用隨著東道國(guó)基礎(chǔ)設(shè)施質(zhì)量與人均收入水平的變化而變化。沿線國(guó)家基礎(chǔ)設(shè)施質(zhì)量對(duì)中國(guó)企業(yè)投資的影響存在基于基礎(chǔ)設(shè)施質(zhì)量的單門檻效應(yīng)。低于門檻值的基礎(chǔ)設(shè)施質(zhì)量提升對(duì)中國(guó)對(duì)外直接投資增長(zhǎng)具有正向作用，而過高的基礎(chǔ)設(shè)施水平對(duì)中國(guó)對(duì)外直接投資增長(zhǎng)的作用有限。2014年，“一帶一路”沿線國(guó)家基礎(chǔ)設(shè)施水平跨越門檻值的有巴林、馬來西亞和新加坡三個(gè)國(guó)家，剩余31個(gè)國(guó)家基礎(chǔ)設(shè)施水平未跨越門檻值。

2.沿線國(guó)家基礎(chǔ)設(shè)施質(zhì)量對(duì)中國(guó)對(duì)外直接投資的影響存在基于人均收入的單門檻變化特征。人均收入低于門檻值時(shí)，沿線國(guó)家基礎(chǔ)設(shè)施質(zhì)量提升對(duì)中國(guó)直接投資具有正向影響，當(dāng)人均收入高于門檻值后，沿線國(guó)家基礎(chǔ)設(shè)施質(zhì)量對(duì)中國(guó)直接投資的影響系數(shù)呈現(xiàn)下降的態(tài)勢(shì)?，F(xiàn)階段，只有以色列和新加坡兩國(guó)的人均收入跨越了門檻值，余下32個(gè)國(guó)家人均收入尚未跨越門檻值。在采用工具變量處理內(nèi)生性問題后，沿線國(guó)家基礎(chǔ)設(shè)施對(duì)中國(guó)對(duì)外直接投資的正向影響依舊穩(wěn)健。

本文的政策啟示在于，要想實(shí)現(xiàn)中國(guó)對(duì)外直接投資的增長(zhǎng)，提升“一帶一路”沿線國(guó)家的基礎(chǔ)設(shè)施質(zhì)量是十分必要的，但基礎(chǔ)設(shè)施質(zhì)量的提升并非越高越好。沿線國(guó)家基礎(chǔ)設(shè)施質(zhì)量達(dá)到一定水平后，繼續(xù)加大基礎(chǔ)設(shè)施的投入，會(huì)引起資源配置的扭曲，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的放緩，降低對(duì)中國(guó)直接投資的吸引力。同時(shí)，在提升沿線國(guó)家基礎(chǔ)設(shè)施質(zhì)量時(shí)，需優(yōu)先考慮那些基礎(chǔ)設(shè)施較弱、人均收入較低的國(guó)家，因?yàn)檫@些國(guó)家基礎(chǔ)設(shè)施的改善會(huì)帶來中國(guó)對(duì)外直接投資的大幅增長(zhǎng)。

值得注意的是，“一帶一路”國(guó)家基礎(chǔ)設(shè)施質(zhì)量的提升是促進(jìn)中國(guó)對(duì)外直接投資增長(zhǎng)必要的物質(zhì)條件。要想實(shí)現(xiàn)中國(guó)在沿線國(guó)家投資的健康發(fā)展，除了改善“一帶一路”國(guó)家基礎(chǔ)設(shè)施之外，還需要中國(guó)企業(yè)提升自身國(guó)際化經(jīng)營(yíng)水平，提高海外經(jīng)營(yíng)能力和適應(yīng)能力?！耙粠б宦贰毖鼐€國(guó)家和地區(qū)在政治制度、經(jīng)濟(jì)政策、法律、宗教和文化上存在多樣性，政府需建設(shè)對(duì)外投資的信息服務(wù)系統(tǒng)，建立對(duì)外直接投資的風(fēng)險(xiǎn)防范措施等，以促進(jìn)“一帶一路”倡議的落實(shí)。

參考文獻(xiàn)：

[1]白光裕，莊芮.全球價(jià)值鏈與國(guó)際投資關(guān)系研究--中國(guó)的視角[J].國(guó)際貿(mào)易，2016（6）：16-20.

[2]陳巖，馬利靈，鐘昌標(biāo).中國(guó)對(duì)非洲投資決定因素：整合資源與制度視角的經(jīng)驗(yàn)分析[J].世界經(jīng)濟(jì)，2012（10）：91-112.

[3] 董艷，張大永，蔡棟梁.走進(jìn)非洲--中國(guó)對(duì)非洲投資決定因素的實(shí)證研究[J].經(jīng)濟(jì)學(xué)（季刊），2011（2）：675-690.

[4] 胡翠平.中國(guó)企業(yè)順向與逆向OFDI的動(dòng)因及影響因素對(duì)比分析[J].國(guó)際經(jīng)貿(mào)探索，2015（5）：86-98.

[5]李平，王春暉，于國(guó)才.基礎(chǔ)設(shè)施與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的文獻(xiàn)綜述[J].世界經(jīng)濟(jì)，2011（5）：93-116.

[6] 裴長(zhǎng)洪.吸引外商投資的新增長(zhǎng)點(diǎn)：理論與實(shí)踐依據(jù)--最近幾年外商投資重要特征分析[J].中國(guó)工業(yè)經(jīng)濟(jì)，2009（4）：30-41.

[7]沈夢(mèng)溪.“一帶一路”基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)的資金瓶頸和應(yīng)對(duì)之策[J].國(guó)際貿(mào)易，2016（11）：33-37.

[8]盛丹，包群，王永進(jìn).基礎(chǔ)設(shè)施對(duì)中國(guó)企業(yè)出口行為的影響：“集約邊際”還是“擴(kuò)展邊際”[J].世界經(jīng)濟(jì)，2011（1）：17-36.

[9]宋維佳，許宏偉.對(duì)外直接投資區(qū)位選擇影響因素研究[J].財(cái)經(jīng)問題研究，2012（10）：44-50.

[10]閻大穎.中國(guó)企業(yè)對(duì)外直接投資的區(qū)位選擇及其決定因素[J].國(guó)際貿(mào)易問題，2013（7）：128-135.

[11]周浩，鄭筱婷.交通基礎(chǔ)設(shè)施質(zhì)量與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)：來自中國(guó)鐵路提速的證據(jù)[J].世界經(jīng)濟(jì)，2012（1）：78-97.

[12]Asiedu E. On the Determinants of Foreign Direct Investment to Developing Countries： Is Africa Different？ [J]. World Development， 2002，30（1）： 107-119.

[13]Chan M W L， Hou K， Li X， Mountain D C. Foreign Direct Investment and Its Determinants： A Regional Panel Causality Analysis [J]. The Quarterly Review of Economics and Finance， 2014， 54（4）：579-589.

[14]Hansen B E. Sample Splitting and Threshold Estimation[J].Econometrica， 2000， 68（3）：575-603.endprint

[15] Hirsch S. An International Trade and Investment Theory of the Firm [J].Oxford Economic Papers， 1976， 28（2）：258-270.

[16]Hoang L， Huyen B. Determinant of the Factors Affecting Foreign Direct Investment （FDI） Flow to ThanhHoa Province in Vietnam[J]. Procedia-Social and Behavioral Sciences， 2015， 172（1）：26-33.

[17]Lai R K. Does Public Infrastructure Reduce Private Inventory[R].MPRA Paper， 2006， No.4756.

[18]Loree D W， Gusinger S E. Policy and Non-policy Determinants of U.S. Equity Foreign Direct Investment [J].Journal of International Business Studies， 1995，26（2）： 281-299.

[19]Mody A， Srinivisan K. Japanese and U.S. Firms as Foreign Investors： Do They March to the Same Tune？ [J]. Canadian Journal of Economics， 1998， 31（4）：778-799.

[20]Mudambi R. The MNE Investment Location Decision： Some Empirical Evidence [J]. Managerial and Decision Economics，1995， 16（3）：249-257.

[21]Quazi R. Economic Freedom and Foreign Direct Investment in East Asia[R].International Academy of Business and Public Administration Disciplines （IABPAD） meetings， 2005.

[22]Root F R， Ahmed A. Empirical Determinants of Manufacturing Direct Foreign Investment in Developing Countries [J]. Economic Development and Structural Change， 1979， 27（4）：751-767.

（責(zé)任編輯：宋沐川）endprint