中國在“一帶一路”沿線國家OFDI的影響因素分析

胡冠宇，盧小蘭

（1.上海對外經(jīng)貿(mào)大學(xué) 金融管理學(xué)院，上海 201620；2.江漢大學(xué) 商學(xué)院，武漢 430056）

0 引言

根據(jù)世界銀行2016年數(shù)據(jù)，“一帶一路”沿線65個國家加上中國，國土總面積約占全世界總面積的1/4，現(xiàn)價美元計算的GDP約占世界GDP總和的30%，總?cè)丝诩s占世界總?cè)丝诘?2.1%，“一帶一路”沿線國家已成為極具發(fā)展?jié)摿Φ慕?jīng)濟合作走廊。但長期以來，中國對該區(qū)域的OFDI的潛力沒有充分發(fā)揮，中國在“一帶一路”沿線國家的OFDI存在投資規(guī)模偏小且近年來呈現(xiàn)下行的趨勢，空間布局過度集中于東南亞和西亞地區(qū)，且主要集中于東盟地區(qū)的租賃和商務(wù)服務(wù)業(yè)及制造業(yè)等問題。此外，中國在“一帶一路”沿線國家的OFDI還存在潛在的政治風險和經(jīng)濟風險。

現(xiàn)有文獻在OFDI傳統(tǒng)影響因素、OFDI類型、第三國效應(yīng)、政治制度影響等方面做出了重要貢獻。但可能存在如下不足：（1）從空間視角測算中國在“一帶一路”沿線國家OFDI潛力的文獻基本沒有。（2）相關(guān)文獻關(guān)于空間效應(yīng)的界定和結(jié)論存在觀點相悖的情況，如馬述忠和劉夢恒（2016）[1]得到市場潛力、空間滯后和空間誤差等系數(shù)均顯著為負，而熊彬和王夢嬌（2018）[2]得到市場潛力、空間滯后和空間誤差等系數(shù)均顯著為正，另李勤昌和許唯聰（2017）[3]、謝杰和劉任余（2011）[4]等也得到不盡相同的結(jié)論；（3）同時考慮空間效應(yīng)和政治制度因素對中國在“一帶一路”沿線國家的OFDI影響的文獻偏少，且現(xiàn)有研究中政策制度對OFDI影響的結(jié)論也不盡相同。

本文基于擴展的空間投資引力模型，合理確定OFDI的主要影響因素，重點考慮中國對“一帶一路”O(jiān)FDI的空間效應(yīng)和政治制度因素影響方向及程度，在此基礎(chǔ)上，測算中國在“一帶一路”沿線各國的OFDI潛力，為擴大中國在“一帶一路”沿線的OFDI規(guī)模及改善空間布局提供依據(jù)。

1 模型建立、變量設(shè)定和數(shù)據(jù)來源

1.1 空間面板模型構(gòu)建

空間計量模型主要有空間自相關(guān)模型（SAR）、空間誤差模型（SEM）和空間面板杜賓模型（SDM）。

其中，W為空間自相關(guān)項的權(quán)重矩陣，M為誤差項的空間權(quán)重矩陣；Wy表示因變量的空間滯后項，WX變量的空間滯后項。ρ為空間滯后系數(shù)，反映相鄰地區(qū)的因變量變動對某地區(qū)因變量的影響程度。λ為空間誤差項系數(shù)，反映相鄰地區(qū)的不可測因素對某地區(qū)的影響程度。r為自變量的空間相關(guān)系數(shù)，反映相鄰地區(qū)自變量的波動影響某地區(qū)因變量的程度。

基于原始的投資引力模型，對數(shù)線性化并加入主要影響因素和空間因素后，得到如下擴展的空間投資引力模型。

空間自回歸模型設(shè)定為：

其中，Lnofdiit用以衡量中國對外直接投資，是計量模型的被解釋變量。若ρ值顯著為正，表示中國在第三國的OFDI與中國在東道國的OFDI存在互補效，反之，存在擠出效應(yīng)、Lnsmp表示第三國市場潛力，其系數(shù)β1用于檢驗可觀測的第三國因素對中國在東道國OFDI的影響。結(jié)合ρ和β1的符號，可以判斷中國在“一帶一路”沿線國家的直接投資屬于那種類型。Politics和Polidiff分別表示東道國的政治制度情況以及中國與該國的政治制度差異，是本文的另一重要考察變量，其系數(shù)表示政治制度影響方向及程度。Control-variables為主要的控制變量，這些變量包括：Lnex（中國在東道國的出口）、LnGDP（東道國經(jīng)濟水平）、open（東道國開放程度）、infrastr（東道國基礎(chǔ)設(shè)施水平）、Lnres（東道國自然資源豐度）、Lnhitech（東道國高科技產(chǎn)值）、Lnpop（東道國人口總量）、Lndist（中國與東道國間距離）、CAFTA（同為東盟國家）和APEC（同為APEC國家）?？紤]到變量的指數(shù)增長特性，除了Politics和Polidiff存在負值，infrastr和open為百分數(shù)，CAFTA和APEC存在零值外，其他各變量均取自然對數(shù)形式。此外，ηi為空間固定效應(yīng)，θt時間固定效應(yīng)。

其中，若λ顯著為正，說明影響第三國OFDI的不可測度因素對中國在東道國的OFDI會產(chǎn)生間接的互補效應(yīng)，反之，則為擠出效應(yīng)。

空間面板杜賓模型設(shè)定為：

式（6）是式（4）的一般形式，其中，φ是解釋變量或控制變量的空間滯后系數(shù)，它反映自變量或控制變量對因變量的變動是否具有空間溢出效應(yīng)。

1.2 變量設(shè)定及數(shù)據(jù)來源

中國社會科學(xué)院發(fā)布的“一帶一路”沿線國家共65個，本文選取的研究對象為2007—2016年中國在63個沿線國家（因數(shù)據(jù)缺失，不丹和塞浦路斯除外）。

所有變量的數(shù)據(jù)來源及預(yù)期符號見表1。其中，因變量用中國在“一帶一路”沿線各國的對外直接投資存量來測度，數(shù)據(jù)來源于2007—2016年《中國對外直接投資統(tǒng)計公報》。核心解釋變量包括第三國市場潛力、空間滯后、各東道國政治制度質(zhì)量以及中國與東道國政治距離。第三國市場潛力由第三國的GDP和第三國與東道國間的距離計算得到，其中各國GDP數(shù)據(jù)來源于世界銀行《世界發(fā)展指標》，距離數(shù)據(jù)來源于CEPII遠程數(shù)據(jù)庫。由于6個全球治理指數(shù)取值區(qū)間均在[-2.5,2.5]區(qū)間，政治制度質(zhì)量綜合指數(shù)可由6個全球治理指數(shù)加總得到。政治制度距離則采用每年中國與各東道國政治制度質(zhì)量綜合指數(shù)差的絕對值來測度。

為檢驗空間面板模型的穩(wěn)定性，本文采用空間相鄰矩陣、地理距離矩陣、經(jīng)濟距離矩陣和經(jīng)濟地理距離嵌套矩陣4種不同的空間權(quán)重矩陣。4類空間權(quán)重矩陣的數(shù)據(jù)來源如下。其中，空間相鄰矩陣由世界地圖經(jīng)GeoDa軟件生成；地理距離權(quán)重矩陣由地理距離的倒數(shù)來構(gòu)建，其距離數(shù)據(jù)從CEPII遠程數(shù)據(jù)庫得到；經(jīng)濟特征權(quán)重矩陣利用2007—2016年各國平均人均GDP差的絕對值倒數(shù)構(gòu)建，其中，各年度人均GDP指標數(shù)據(jù)來源為世界銀行《世界發(fā)展指標》；經(jīng)濟地理嵌套權(quán)重矩陣由WN(?)=WG+(1-?)WE計算得到，其中，WG與WE分別為上述的標準化的地理距離權(quán)重矩陣和經(jīng)濟距離權(quán)重矩陣，?∈[0，1]。此外，本文對少量缺失數(shù)據(jù)進行了線性插補。變量的描述統(tǒng)計量如表2。

綜上所述，對于我國經(jīng)濟的發(fā)展和人民的日常生活，電力系統(tǒng)是一個相當重要的角色，起到了非常關(guān)鍵的作用。因此，在進行智能電網(wǎng)的建設(shè)工作時，對于繼電保護技術(shù)的應(yīng)用研究一定要進一步的加強，對于現(xiàn)代化的通信技術(shù)和網(wǎng)絡(luò)技術(shù)也必須要充分的利用，讓繼電保護裝置的升級工作能夠做得更好，讓繼電保護技術(shù)想自動化、智能化以及數(shù)字化方向的發(fā)展大大促進。對相關(guān)的繼電保護故障維修人員嗎，也應(yīng)該進一步的對其進行提高，對其進行定期的培訓(xùn)，讓自身的專業(yè)技能得到提高。只有做好上面這些工作，才能夠讓智能電網(wǎng)的建設(shè)和運行更加的安全可靠以及更加的高效。

表1 相關(guān)變量描述及數(shù)據(jù)來源

表2 變量基本描述性統(tǒng)計量

2 模型檢驗和結(jié)果分析

2.1 空間效應(yīng)檢驗

首先，檢驗中國在“一帶一路”沿線國家的OFDI和主要自變量的全局空間相關(guān)性。

表3（見下頁）給出偶數(shù)年時OFDI的空間相關(guān)性檢驗結(jié)果，其中嵌套矩陣W4和W5中?分別取0.6和0.4。檢驗結(jié)果表明，在空間相鄰矩陣、地理距離矩陣和地理經(jīng)濟嵌套矩陣下，OFDI空間正相關(guān)性均顯著；經(jīng)濟距離矩陣的情況下，空間相關(guān)系數(shù)為正但不顯著。下文中將主要采用空間相鄰矩陣和地理距離矩陣為權(quán)重矩陣進行分析。以地理距離空間權(quán)重矩陣分析得到主要自變量的全局空間相關(guān)系數(shù)如表4。從表3和表4可知，一方面，中國在空間相鄰的沿線國家的OFDI呈現(xiàn)出高高、低低的集聚現(xiàn)象。另一方面，沿線各國的第三國市場潛力、政治制度質(zhì)量、政治制度差異和其他社會經(jīng)濟特征也呈現(xiàn)空間集聚現(xiàn)象。

表3 中國在“一帶一路”沿線國家的OFDI空間相關(guān)性檢驗

表4 主要自變量及相關(guān)控制變量的空間相關(guān)性檢驗

接下來，以地理距離為空間權(quán)重矩陣，分別對2016年中國在沿線國家的OFDI、第三國市場潛力、東道國政治制度和中國與東道國政治制度差異進行局部空間相關(guān)性分析。

OFDI的空間LISA圖的結(jié)果表明，中國在沿線國家OFDI的HH集聚區(qū)主要分布了馬來西亞、新加坡、印度尼西亞、緬甸、阿富汗、菲律賓、泰國、烏茲別克斯坦、吉爾吉斯斯坦、印度、巴基斯坦、蒙古、哈薩克斯坦、阿聯(lián)酋、科威特、斯里蘭卡和沙特阿拉伯等國家，這些國家全部為亞洲國家；而LL集聚區(qū)主要為波黑、馬其頓、黎巴嫩、愛沙尼亞、阿爾巴尼亞、敘利亞、黑山、摩爾多瓦、波黑、克羅地亞、斯洛伐克、塞爾維亞、保加利亞、立陶宛、約旦、烏克蘭和斯洛文尼亞等中東歐國家。此外，第三國市場潛力的低值集聚地區(qū)主要位于新加坡、印度尼西亞、老撾、柬埔寨、越南、文萊、菲律賓等東盟國家，以及哈薩克斯坦、烏茲別克斯坦、吉爾吉斯斯坦和馬爾代夫、孟加拉、斯里蘭卡等中亞及南亞國家，這和OFDI的高值集聚區(qū)重合度較高。政治制度的高值集聚區(qū)域和政治制度差異的高集聚區(qū)幾乎一樣，主要是愛沙尼亞、捷克、克羅地亞、匈牙利、拉脫維亞、摩爾多瓦、波蘭、羅馬尼亞、塞爾維亞、斯洛文尼亞和匈牙利等中東歐國家，這些國家與OFDI的低值集聚區(qū)高度吻合。

為進一步驗證空間模型的適用性，采用LM-lag和LM-err統(tǒng)計量以及穩(wěn)健的LM-lag和LM-err統(tǒng)計量進行檢驗。表5中對OLS回歸結(jié)果進行LM檢驗，結(jié)果顯示空間誤差和空間滯后效應(yīng)非常顯著，即證實了使用SAR、SEM或SDM模型的可能性。繼續(xù)采用LR檢驗判斷SAR、SEM和SDM模型的適用性，LR檢驗結(jié)果拒絕了不存在SAR模型與SEM模型的原假設(shè)，Hausman檢驗結(jié)果表明隨機效應(yīng)模型的適用性?？紤]到本文需檢驗空間效應(yīng)的來源，選擇以SDM模型來檢驗空間滯后效應(yīng)和第三國市場潛力的直接效應(yīng)，同時以SEM模型檢驗第三國不可測因素的間接效應(yīng)，并使用極大似然法（MLE）來估計上述模型。

表5 空間模型適用性的LM檢驗

2.2 基于地理距離權(quán)重矩陣的空間面板模型估計

基于地理距離權(quán)重矩陣的SDM模型估計結(jié)果見下頁表6中第三欄，結(jié)果表明：

空間滯后系數(shù)ρ的符號均顯著為正。這表明中國在第三國的OFDI會對中國流向東道國的OFDI產(chǎn)生顯著的空間互補效應(yīng)。這與謝杰和劉任余（2011）[4]的結(jié)論基本一致，但這與馬述忠等（2016）[1]和刁秀華等（2017）[5]的結(jié)論相反。除模型4外，SDM模型中的第三國市場潛力（Lnsmp）系數(shù)均顯著為正。表明第三國市場潛力對中國在東道國的OFDI產(chǎn)生直接的互補效應(yīng)。這和Regelink和Elhorst（2015）[6]估計結(jié)果一致，但與馬述忠等（2016）[1]的結(jié)論相反。導(dǎo)致上述差異的可能有兩個原因：其一，本文的研究樣本涵蓋除不丹和塞浦路斯以外的63個“一帶一路”沿線國家。而馬述忠等（2016）[1]、刁秀華等（2017）[5]的樣本分別包括42個或44個國家，空間單元不同可能導(dǎo)致空間效應(yīng)的差異。其二，選取的樣本區(qū)間為2007—2016年。2013年“一帶一路”戰(zhàn)略開始實施，由于政策的執(zhí)行存在一定的時滯，相應(yīng)地，空間效應(yīng)的顯現(xiàn)可能存在一定時滯。結(jié)合第三國市場潛力和空間滯后項的符號，可以看出，中國在“一帶一路”沿線國家的OFDI類型為集聚垂直復(fù)合型投資。

政治制度變量（politcs）的系數(shù)不顯著，而政治制度差異（poldiff）的系數(shù)為負且通過10%的顯著性檢驗。表明中國在“一帶一路”沿線國家直接投資并不是簡單地偏好于政治制度較差的國家，而是傾向于向與中國政治制度差異性較小的國家投資。東道國政治制度與中國越接近，越有利于中國出口企業(yè)逾越“制度差異”，實施“走出去”戰(zhàn)略。這種結(jié)論支持“制度接近論”的觀點，與杜江和宋躍剛（2014）[7]的觀點一致。此外，制度差異還存在負向的空間溢出效果，即中國與東道國周邊的第三國的制度差異越小，越增加中國往東道國的OFDI。

母國出口（Lnex）系數(shù)為正且顯著性強，表明中國在“一帶一路”沿線國家的OFDI具有顯著的“貿(mào)易導(dǎo)向”特征，出口有利于企業(yè)熟悉東道國的制度環(huán)境和經(jīng)濟特征，有利于擴大母國在東道國的直接投資。東道國的經(jīng)濟規(guī)模（LnGDP）系數(shù)為正且顯著，表明中國在“一帶一路”沿線國家的OFDI具有“市場尋求”特征，反映了中國企業(yè)面對國內(nèi)市場飽和狀態(tài)下“走出去”的態(tài)度和決心。東道國開放度（open）系數(shù)為正且較為顯著，這反映中國的OFDI偏好對開放程度較高的國家。東道國的基礎(chǔ)設(shè)施水平（infras）系數(shù)顯著為正，表明中國的OFDI偏向基礎(chǔ)設(shè)施水平高的國家。此外，基礎(chǔ)設(shè)施還存在正向的空間溢出效果，即東道國周邊的第三國的基礎(chǔ)設(shè)施越好，中國在東道國的OFDI越多。東道國自然資源稟賦（Lnres）系數(shù)為正，但顯著性不高，這盡管一定程度表明中國在該地區(qū)的OFDI存在一定程度的自然資源尋求動機，但并不明顯。因此，中國的“一帶一路”倡議并非如西方國家所言的資源掠奪性質(zhì)的“馬歇爾”計劃。此外，自然資源稟賦還存在負向的空間溢出效果，即東道國周邊的第三國的資源稟賦越豐富，中國在東道國的OFDI會減少。東道國高科技產(chǎn)業(yè)出口變量（Lnhitech）完全不顯著，表明中國在“一帶一路”沿線國家不存在高技術(shù)尋求型OFDI動機。原因是沿線國家的高技術(shù)產(chǎn)業(yè)并不發(fā)達，中國在該地區(qū)的OFDI并不是高技術(shù)尋求導(dǎo)向。東道國人口（Lnpop）系數(shù)為正值且顯著，這表明“一帶一路”沿線國家的人口數(shù)量以及市場需求正向影響中國向“一帶一路”沿線國家的OFDI。中國與東道國間的距離（Lndist）顯著為負，表明中國與東道國的空間距離越遠，中國在“一帶一路”沿線國家的OFDI越少。此外，CAFTA和APEC系數(shù)符號分別為正和負，但都不顯著，表明中國在CAFTA國家進行投資的意愿較強。

表6 空間計量模型結(jié)果

此外，表6中基于地理距離空間矩陣的SEM模型8結(jié)果顯示，空間誤差項系數(shù)λ顯著為正，表明中國在“一帶一路”沿線國家OFDI的空間效應(yīng)還來源于第三國不可測因素的間接互補效應(yīng)。SEM模型8中其他變量的結(jié)論基本與SDM模型6一致。

2.3 基于空間相鄰和嵌套矩陣的空間面板模型估計

分別以空間相鄰和經(jīng)濟地理嵌套矩陣作為權(quán)重矩陣進行空間面板模型估計（本文只報告了以空間相鄰和地理距離為權(quán)重矩陣的估計結(jié)果，其他經(jīng)濟地理嵌套權(quán)重矩陣的結(jié)果基本相似）。表6中SDM模型1至SDM模型3和SEM模型7的估計結(jié)果與基于地理距離權(quán)重矩陣的空間面板模型估計結(jié)果基本相同?？傮w來看，第三國市場潛力的回歸系數(shù)穩(wěn)定為正，且較為顯著，進一步證實了第三國市場規(guī)模對在東道國OFDI的直接空間互補效應(yīng)。ρ和λ的符號為正且顯著性穩(wěn)定，證實了第三國OFDI和第三國不可測因素對東道國OFDI的集聚效應(yīng)和空間間接影響效應(yīng)。此外，第三國市場潛力變量系數(shù)和ρ的符號及其顯著的穩(wěn)定性聯(lián)合表明，中國在“一帶一路”沿線國家OFDI為集聚垂直復(fù)合型特點的穩(wěn)健性。不同于“強效制度”或“弱效制度”研究結(jié)論[5]，“一帶一路”沿線國家的政治制度質(zhì)量對中國的OFDI的流向影響基本不顯著。但政治制度差異越小，中國在“一帶一路”沿線國家的OFDI越大，即支持“制度接近論”觀點。此外，中國在“一帶一路”沿線國家的OFDI具有較強的貿(mào)易導(dǎo)向、基礎(chǔ)設(shè)施偏好和一定的資源尋求特點，且更偏向于投資經(jīng)濟體量大、人口數(shù)量多、空間距離近和開放程度高的國家。

2.4 穩(wěn)健性檢驗

分別基于空間相鄰和地理距離矩陣，并運用空間面板GMM估計進行穩(wěn)健性檢驗。表7報告了在不同空間權(quán)重矩陣下使用初始加權(quán)GMM估計、部分加權(quán)GMM估計和完全加權(quán)GMM估計的結(jié)果。

表7 空間面板模型的GMM穩(wěn)健性檢驗結(jié)果

與空間面板MLE估計結(jié)果不同的是，空間面板GMM估計結(jié)果表明，市場潛力的回歸系數(shù)為負，但基本不顯著性或在10%的水平下顯著，結(jié)合空間滯后系數(shù)顯著為正，這并不能推翻中國對東道國的OFDI為集聚垂直復(fù)合型的結(jié)論。東道國的政治制度依舊不顯著，并且政治制度差異為負，但其顯著性有所降低。此外，母國出口、東道國的經(jīng)濟規(guī)模、東道國的基礎(chǔ)設(shè)施、東道國的人口、與東道國的距離等變量系數(shù)的符號和顯著性變化不大，基本穩(wěn)定。但東道國的市場開放度、東道國自然資源、東道國高科技產(chǎn)品出口總值、是否同為CAFTA或APEC國家的系數(shù)的符號盡管都未改變，但更為顯著。這表明，基于GMM方法的空間面板數(shù)據(jù)估計，除具有SDM模型和SEM模型估計的一般結(jié)論外，更能體現(xiàn)OFDI的市場開放程度偏好和自然資源尋求特征，但也顯示中國在該地區(qū)的OFDI的絕非高科技導(dǎo)向型目的。此外，中國在該區(qū)域更傾向于向東盟國家進行投資，而對同為APEC的國家并不一定偏好對其投資。

穩(wěn)健性檢驗表明，空間面板GMM的估計結(jié)果與利用極大似然估計方法得到的SDM模型和SEM模型的結(jié)果基本一致，并進一步證明了中國OFDI的空間效應(yīng)、集聚垂直復(fù)合型特點、政治制度質(zhì)量和政治制度差異對OFDI的影響及其他控制變量影響效果的穩(wěn)健性。

2.5 投資潛力指數(shù)測算

投資潛力指數(shù)Pi由中國對國家i的OFDI的實際值與理論值的比值得到，其中理論值由SDM模型6計算得到。本文測算2016年中國在63個沿線國家的投資潛力指數(shù)，依據(jù)Pi值將中國對沿線各國的投資潛力劃分為“投資不足”、“投資適中”和“投資過度”3種類型，結(jié)果如表8。

表8 中國在“一帶一路”沿線國家投資潛力情況表

如表8所示，中國在“一帶一路”沿線的投資過度、投資適中和投資不足國家在收入類型或地域類型上各有分布。從收入類型上看，中國對高、中或低收入等不同類型國家均存在投資過度和投資不足的情況。從地域分布上看，中國對大多亞洲國家投資過度或適中，而對大部分歐洲國家投資不足。

3 結(jié)論及啟示

首先，中國在“一帶一路”沿線國家的OFDI呈現(xiàn)集聚垂直復(fù)合型的特點。中國在“一帶一路”沿線國家OFDI的空間效應(yīng)來源于空間集聚效應(yīng)、第三國市場潛力的直接互補效應(yīng)和第三國不可測因素的間接互補效應(yīng)。中國在對外投資時，不僅要關(guān)注雙邊關(guān)系，還應(yīng)足夠重視第三國效應(yīng)，努力實現(xiàn)區(qū)域協(xié)同發(fā)展，積極有效地實現(xiàn)“走出去”戰(zhàn)略。

其次，政治制度質(zhì)量對中國在“一帶一路”沿線國家的OFDI的影響基本不顯著，但中國在“一帶一路”沿線國家的OFDI偏好“制度接近”的國家。因此，中國需要進一步完善信息平臺服務(wù)，關(guān)注東道國政治和經(jīng)濟政策變動情況，為本國企業(yè)提供咨詢服務(wù)。

第三，中國在“一帶一路”沿線國家的OFDI具有較強的貿(mào)易導(dǎo)向、基礎(chǔ)設(shè)施偏好和一定的資源尋求特點，且更偏向于投資經(jīng)濟體量大、人口數(shù)量多、空間距離近和開放程度高的國家。中國應(yīng)加大與沿線國家的經(jīng)貿(mào)合作力度，增強貿(mào)易便利化程度，促進對外投資與對外貿(mào)易的協(xié)同發(fā)展。

最后，投資潛力指數(shù)顯示，中國對亞洲國家的投資潛力相對較小，對歐洲國家投資潛力巨大。中國應(yīng)拓展其他渠道謀求在亞洲國家的投資潛力再造，同時應(yīng)加速對歐洲國家的直接投資。

（責任編輯/易永生）