中國對“一帶一路”沿線國家直接投資的出口效應(yīng)研究

蔣 平

（中國人民銀行成都分行，四川 成都 610041）

一、引言

自2013 年習(xí)近平主席提出共建“絲綢之路經(jīng)濟(jì)帶”和“21 世紀(jì)海上絲綢之路”重大倡議（簡稱“一帶一路”）以來，中國與“一帶一路”沿線國家的經(jīng)濟(jì)合作發(fā)展迅猛。據(jù)商務(wù)部統(tǒng)計(jì)，2013年至2018年，中國對“一帶一路”沿線國家直接投資逾900億美元，年均增長5.2%。與此同時，中國與“一帶一路”沿線國家貨物貿(mào)易總額超6 萬億美元，年均增長4.0%，高于同期中國對外貿(mào)易增速，占中國貨物貿(mào)易總額的27.4%。顯然，在國際貿(mào)易保護(hù)主義抬頭的背景下，“一帶一路”正成為中國新一輪對外開放的增長點(diǎn)，為處于經(jīng)濟(jì)發(fā)展轉(zhuǎn)型期的中國帶來新的環(huán)境和機(jī)遇。

對外直接投資是替代還是促進(jìn)出口一直是該領(lǐng)域長期爭論的熱點(diǎn)問題?！耙粠б宦贰毖鼐€區(qū)域涉及諸多歐亞非國家，各國彼此間經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)、資源稟賦、宗教文化、制度環(huán)境等方面復(fù)雜迥異，這種異質(zhì)性可能會造成不同的投資動機(jī)，進(jìn)而對出口貿(mào)易產(chǎn)生不同影響。準(zhǔn)確把握對外投資對出口貿(mào)易的影響具有重要的理論價值和現(xiàn)實(shí)意義，將直接關(guān)乎“一帶一路”倡議中“貿(mào)易暢通”的有效推進(jìn)?；诖?，本文以擴(kuò)展的貿(mào)易引力模型為研究框架，采用2003～2019年中國對40個“一帶一路”沿線國家的直接投資與出口貿(mào)易的面板數(shù)據(jù)，考察中國對外直接投資的出口效應(yīng)。有別于以往研究對國別或地區(qū)進(jìn)行的主觀性分類，本文引入客觀的代理指標(biāo)，深入分析投資動機(jī)對出口效應(yīng)的異質(zhì)性影響，結(jié)論更為穩(wěn)健可靠。

二、文獻(xiàn)綜述

對外直接投資與出口貿(mào)易之間的關(guān)系一直是學(xué)術(shù)界關(guān)注和爭論的熱點(diǎn)問題。從理論分析看，Mun?dell（1957）最早基于資源稟賦理論，認(rèn)為在放松生產(chǎn)要素不可自由流動的假定下，對外投資對貿(mào)易存在替代效應(yīng)。Buckley &Casson（1981）分析認(rèn)為，為降低貿(mào)易壁壘推高的企業(yè)出口成本，對外直接投資與出口貿(mào)易表現(xiàn)為替代關(guān)系。20 世紀(jì)70 年代后，對外直接投資與出口貿(mào)易互補(bǔ)的觀點(diǎn)開始出現(xiàn)。Kojima（1978）發(fā)現(xiàn)，母國處于比較劣勢的“邊際產(chǎn)業(yè)”進(jìn)行對外直接投資，將產(chǎn)生出口促進(jìn)效應(yīng)。Helpman（1985）認(rèn)為由于要素稟賦的趨同，貿(mào)易的動因不在于比較優(yōu)勢，而是源于規(guī)模報(bào)酬遞增以及產(chǎn)品差異化。因此，國際直接投資會引致產(chǎn)業(yè)內(nèi)外、公司內(nèi)貿(mào)易的并存與增長。

隨著計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)的發(fā)展，關(guān)于對外直接投資與出口貿(mào)易之間的實(shí)證研究不斷涌現(xiàn)。諸多學(xué)者使用美國、歐盟、日本等發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體的數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)對外投資能顯著促進(jìn)出口增長（Mitze et al.，2010；Chiappini，2016；Tham et al.，2018）。但也有部分學(xué)者分析認(rèn)為，由于投資動因的多樣化，對外投資與出口間的關(guān)系可能存在差異。Gray（1998）研究發(fā)現(xiàn)，基于市場導(dǎo)向型的對外投資將會對出口產(chǎn)生替代作用，而成本導(dǎo)向型會產(chǎn)生顯著的促進(jìn)作用?？傮w而言，國外多數(shù)經(jīng)驗(yàn)研究支持對外投資促進(jìn)出口的觀點(diǎn)，但在行業(yè)或產(chǎn)品層面也能發(fā)現(xiàn)替代關(guān)系存在的證據(jù)。

隨著中國“走出去”步伐的加快，關(guān)于對外直接投資的“出口效應(yīng)”問題也日益引起關(guān)注。宏觀層面的研究普遍認(rèn)為中國對外直接投資存在出口創(chuàng)造效應(yīng)（王勝等，2014；宋勇超，2017）。還有部分學(xué)者基于微觀企業(yè)視角進(jìn)行探討。毛其琳和許家云（2014）采用傾向匹配得分的雙重差分方法研究發(fā)現(xiàn)，對外直接投資顯著提高了企業(yè)出口概率，存在明顯的促進(jìn)效應(yīng)。蔣冠宏和蔣殿春（2014）利用數(shù)據(jù)匹配法為2005～2007年間1498家對外投資企業(yè)建立可供比較的對照組，運(yùn)用DID法實(shí)證檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)企業(yè)對外直接投資存在出口效應(yīng)。但也有少量研究認(rèn)為中國對外直接投資與貿(mào)易之間為替代關(guān)系或不存在關(guān)系。例如，林志帆（2016）運(yùn)用2003～2014年中國對155國直接投資與出口貿(mào)易進(jìn)行實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，對外直接投資對出口不存在顯著影響，甚至在發(fā)達(dá)國家還產(chǎn)生替代作用。陳培如和冼國明（2018）引入對外投資的擴(kuò)展邊際和集約邊際二元分析框架，以2007～2015 年中國對184 個東道國的投資和出口為研究樣本，發(fā)現(xiàn)中國對外投資的集約邊際對出口具有顯著的替代效應(yīng)。

縱觀以往文獻(xiàn)研究，由于樣本選定和研究方法的不同，結(jié)論并未達(dá)成一致。而關(guān)于“一帶一路”對外直接投資與出口貿(mào)易之間關(guān)系的研究頗少，更未深入分析復(fù)雜投資區(qū)域背后的異質(zhì)性影響和投資動機(jī)差異。因此，本文試圖在梳理對外直接投資“出口效應(yīng)”作用機(jī)制的基礎(chǔ)上，系統(tǒng)考察中國對“一帶一路”沿線國家直接投資對出口貿(mào)易的影響。

三、理論分析

企業(yè)實(shí)施對外直接投資后如何影響企業(yè)出口呢？根據(jù)以往研究，對外直接投資的貿(mào)易效應(yīng)與投資動機(jī)密切相關(guān)。依照聯(lián)合國貿(mào)易與發(fā)展會議發(fā)布的《世界投資報(bào)告》，對外直接投資按照動機(jī)可劃分為四類：市場尋求型（Market-seeking）、資源尋求型（Resourceseeking）、效率尋求型（Efficiency-seeking）以及創(chuàng)新資產(chǎn)尋求型（Created-asset-seeking），不同類型對外直接投資對出口貿(mào)易的作用機(jī)制不盡相同。本文據(jù)此從四個方面來分析中國對“一帶一路”沿線國家直接投資的出口效應(yīng)。

市場尋求型對外直接投資大致可分為三種情況：第一種是為了規(guī)避或突破東道國的貿(mào)易障礙而進(jìn)行的投資；第二種是為了擴(kuò)大或維持在東道國原有的市場份額而進(jìn)行的投資；第三種是為了開拓東道國市場而進(jìn)行的投資。不同情況下將產(chǎn)生不同的貿(mào)易效應(yīng)。如果投資目的是出于規(guī)避貿(mào)易障礙或維持原有市場份額，那么投資發(fā)生前的母國對東道國的產(chǎn)品出口，將轉(zhuǎn)變?yōu)槟竾O(shè)立的海外子公司在東道國直接銷售，替代效應(yīng)將導(dǎo)致母國的出口量減少；與此同時，海外經(jīng)營所需要的原材料、中間產(chǎn)品、機(jī)器設(shè)備以及管理服務(wù)等均由境內(nèi)母公司提供，由此會帶動母國出口增加。如果投資目的是為了開拓東道國市場，那么國際市場份額的擴(kuò)大，將對母國出口貿(mào)易產(chǎn)生正向的促進(jìn)作用。

資源尋求型對外直接投資的主要目的是獲取東道國豐富的自然資源與能源。“一帶一路”沿線國家石油、天然氣、煤炭及鈾礦資源豐富，是全球重要的能源資源賦存中心。通常而言，境外資源的勘探與開發(fā)會帶動母國機(jī)械設(shè)備、生產(chǎn)技術(shù)、中間產(chǎn)品以及相關(guān)勞動力的輸出。因此，資源尋求型投資對母國出口存在較強(qiáng)的促進(jìn)關(guān)系。

效率尋求型對外直接投資是指母國投資者謀求將已經(jīng)處于或即將處于比較劣勢的“邊際產(chǎn)業(yè)”跨國轉(zhuǎn)移至勞動力廉價和土地資源豐富的發(fā)展中國家。母國通過對外直接投資將過剩的生產(chǎn)能力進(jìn)行跨國轉(zhuǎn)移，由此會帶動母國海外經(jīng)營所需要的原材料、中間產(chǎn)品、機(jī)器設(shè)備以及管理服務(wù)等出口增加。

創(chuàng)新資產(chǎn)尋求型對外直接投資的主要目的是通過高新技術(shù)、先進(jìn)制造等創(chuàng)新領(lǐng)域的合作，獲取東道國的技術(shù)外溢。直觀看，創(chuàng)新資產(chǎn)尋求型投資可能不直接影響出口，但是東道國的技術(shù)外溢有助于提升母國的創(chuàng)新能力，進(jìn)而提高產(chǎn)品的技術(shù)水平和出口競爭力。因此，創(chuàng)新資產(chǎn)尋求型投資對母國出口存在促進(jìn)關(guān)系。

綜上所述，本文依據(jù)對外直接投資的不同動機(jī)，分別探討可能產(chǎn)生的出口效應(yīng)，這為對外直接投資對出口貿(mào)易的影響提供了可能的傳導(dǎo)機(jī)制。

四、實(shí)證設(shè)計(jì)

（一）變量選取與數(shù)據(jù)來源

1.主要變量。本文考察不同投資動機(jī)下對外直接投資的“出口效應(yīng)”，因此，出口規(guī)模為被解釋變量，可通過中國對“一帶一路”沿線國家出口總額反映，記為EXP；對外投資和投資動機(jī)為核心解釋變量，對外投資可通過中國對“一帶一路”沿線國家投資流量反映，記為OFDI。

由于投資動機(jī)具有一定的主觀性，本文選取以下代理變量進(jìn)行衡量：GDP 增長率能反映市場增長潛力，代表市場尋求型動機(jī)，記為Motive1；礦物燃料和金屬出口占GDP 比重能反映資源稟賦，代表資源尋求型動機(jī)，記為Motive2；兩國間人均GDP 比值能反映勞動力成本，代表效率尋求型動機(jī)，記為Motive3；高度技術(shù)密集型產(chǎn)品出口占GDP 比重能反映技術(shù)輸出，代表創(chuàng)新資產(chǎn)尋求型動機(jī)，記為Motive4。

2.控制變量。為控制其他可能影響到出口的因素，本文引入的控制變量包括：

經(jīng)濟(jì)總量。根據(jù)貿(mào)易引力模型（Tinbergen，1962），兩國雙邊貿(mào)易規(guī)模與經(jīng)濟(jì)總量成正比。經(jīng)濟(jì)總量越大意味著東道國的市場吸收能力越強(qiáng)，越有利于中國對其出口。本文以國內(nèi)生產(chǎn)總值反映東道國的經(jīng)濟(jì)總量，記為GDP，預(yù)期系數(shù)為正值。

地理距離。根據(jù)貿(mào)易引力模型，兩國雙邊貿(mào)易規(guī)模與地理距離成反比。距離越遠(yuǎn)意味著國際貿(mào)易的運(yùn)輸成本越高，越不利于中國對其出口。本文以中國北京與東道國首都間的距離為標(biāo)準(zhǔn)予以衡量，記為Dist，預(yù)期系數(shù)為負(fù)值。

貿(mào)易依存度。反映一國對國際貿(mào)易市場的依賴程度。依存度越高，則該國設(shè)置的貿(mào)易壁壘越小，越有利于中國對其出口。本文根據(jù)國際通行標(biāo)準(zhǔn)，通過東道國進(jìn)出口總額占GDP比重予以衡量，記為Trade，預(yù)期系數(shù)為正值。

貨幣購買力。如果東道國貨幣相對于人民幣升值，則該國貨幣購買力增強(qiáng)，會促進(jìn)中國向其出口。本文以各國貨幣對美元匯率為標(biāo)準(zhǔn)，轉(zhuǎn)換為各國貨幣對人民幣匯率，然后分別計(jì)算各國歷年匯率變化，從而反映貨幣購買力變動情況，記為Currency，預(yù)期系數(shù)為負(fù)值。

3.數(shù)據(jù)來源。鑒于中國大規(guī)模對外投資始于2003 年，且規(guī)范化的對外直接投資統(tǒng)計(jì)制度也建立于該年，因此本文將樣本區(qū)間設(shè)定為2003～2019 年。本文所涉變量中EXP 數(shù)據(jù)來源于歷年《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》，OFDI 數(shù)據(jù)來源于歷年《中國對外直接投資統(tǒng)計(jì)公報(bào)》，各國GDP 數(shù)據(jù)來源于世界銀行，各國進(jìn)出口數(shù)據(jù)來源于聯(lián)合國貿(mào)易和發(fā)展會議，各國匯率數(shù)據(jù)來源于國際清算銀行（BIS），地理距離數(shù)據(jù)來源于法國國際經(jīng)濟(jì)學(xué)研究中心（CEPII）數(shù)據(jù)庫。

根據(jù)數(shù)據(jù)采集情況，對樣本進(jìn)行如下預(yù)處理：第一，剔除觀測值數(shù)量小于5 年的國家，以避免數(shù)據(jù)測量誤差引發(fā)系數(shù)估計(jì)偏誤，最終樣本國家為40 個。第二，對連續(xù)變量進(jìn)行對數(shù)化處理，以消除異方差和極端值影響，而回歸系數(shù)也將表現(xiàn)為更有經(jīng)濟(jì)意義的變量間彈性系數(shù)。

（二）模型構(gòu)建

自Tinbergen（1962）提出引力模型以來，經(jīng)發(fā)展完善，該模型已成為國際貿(mào)易研究的標(biāo)準(zhǔn)范式。盡管引力模型最早以經(jīng)驗(yàn)方程提出，但也具有深厚的理論基礎(chǔ)。無論是基于要素稟賦理論或比較優(yōu)勢理論，還是基于壟斷競爭的新貿(mào)易理論，都可以推導(dǎo)出某種形式的引力模型。在引力模型中引入其他可能影響雙邊貿(mào)易的控制變量，如地理距離、貿(mào)易依存度等因素后，模型的解釋力將顯著增強(qiáng)。本文由此構(gòu)建擴(kuò)展的貿(mào)易引力模型如方程（1）所示：

需要注意的是，引入交互項(xiàng)后，將無法直接判斷OFDI 對出口的影響方向和程度，因?yàn)槟Ｐ椭杏绊懴禂?shù)包括兩類：一類是直接影響系數(shù)α2，另一類是交互項(xiàng)的間接影響系數(shù)α7。對交互項(xiàng)中Motivej做均值化處理后，可將OFDI 對出口的偏效應(yīng)有效剝離出來。由此修正后的計(jì)量模型如方程（2）所示：

（三）估計(jì)方法

從模型的變量設(shè)定來看，內(nèi)生性問題可能主要來源于兩方面：一是被解釋變量的滯后項(xiàng)EXPi，t-1與回歸誤差項(xiàng)容易存在相關(guān)性；二是對外直接投資與出口之間可能存在雙向因果關(guān)系。為克服內(nèi)生性問題，本文運(yùn)用System GMM 方法進(jìn)行估計(jì)。首先，通過一階差分消除個體效應(yīng)μi，然后將水平變量lnEXPi，t-1、lnOFDIi，t的所有滯后項(xiàng)作為差分變量的工具變量，將一階差分變量的滯后項(xiàng)作為水平變量的工具變量，最后聯(lián)立差分方程和水平方程進(jìn)行參數(shù)估計(jì)?；貧w方程中控制時間固定效應(yīng)，以控制全球經(jīng)濟(jì)波動、突發(fā)政策等因素的共同沖擊。

五、實(shí)證結(jié)果

（一）描述性統(tǒng)計(jì)與相關(guān)性檢驗(yàn)

表1展示了主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。表2中的相關(guān)系數(shù)矩陣顯示，主要解釋變量之間的相關(guān)系數(shù)普遍不超過0.4，各變量回歸時的方差膨脹因子（VIF）均在5以內(nèi)，因此回歸結(jié)果不會受到多重共線性的嚴(yán)重干擾。

表1 主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)

表2 主要變量的相關(guān)性檢驗(yàn)

（二）實(shí)證結(jié)果分析

利用System GMM方法對動態(tài)計(jì)量模型進(jìn)行回歸分析的結(jié)果如表3所示。第（1）列為基準(zhǔn)模型估計(jì)結(jié)果，第（2）～（5）列為加入投資動機(jī)與OFDI交互項(xiàng)后的模型估計(jì)結(jié)果。

表3 計(jì)量模型的估計(jì)結(jié)果

表3 的結(jié)果顯示：所有模型的Wald 統(tǒng)計(jì)量都在1%的顯著性水平下拒絕解釋變量系數(shù)為零的原假設(shè)，聯(lián)合顯著性檢驗(yàn)通過；擾動項(xiàng)自相關(guān)性的Arrella?no-Bond檢驗(yàn)都在5%的顯著性水平下拒絕擾動項(xiàng)差分的二階自相關(guān)系數(shù)為零的原假設(shè)，說明模型的誤差項(xiàng)不存在序列自相關(guān)性，符合System GMM 使用條件；過度識別檢驗(yàn)Sargan 統(tǒng)計(jì)量對應(yīng)的P 值都大于0.1，表明不能拒絕所有工具變量都有效的原假設(shè)，即GMM的工具變量是有效的。實(shí)證結(jié)果分析如下：

第一，直接投資對出口具有顯著正向影響。根據(jù)表3 第（1）列，OFDI 的系數(shù)在5%的水平下顯著為正值，這說明在控制其他因素后，中國對“一帶一路”沿線國家直接投資每增加1個百分點(diǎn)，對應(yīng)出口約增加0.0402%。引入交互項(xiàng)后，如第（2）至第（5）列所示，OFDI 的系數(shù)依舊顯著為正。這一結(jié)果證明中國對“一帶一路”沿線國家直接投資具有顯著的出口促進(jìn)效應(yīng)，與現(xiàn)有文獻(xiàn)的研究結(jié)論基本一致（王勝等，2014；林創(chuàng)偉等，2019）。

第二，直接投資與市場尋求的交互項(xiàng)對出口具有顯著正向影響。根據(jù)表3 第（2）列，交互項(xiàng)lnOF?DI*Motive1的系數(shù)在1%的水平下顯著為正值，即東道國的市場潛力越大，OFDI的出口促進(jìn)效應(yīng)越強(qiáng)，這說明市場尋求是中國對“一帶一路”沿線國家OFDI的主要動機(jī)之一。與理論分析相反的是，市場尋求型投資并未呈現(xiàn)突破貿(mào)易壁壘的“替代效應(yīng)”，這可能與投資區(qū)域的特殊性有關(guān)。“一帶一路”沿線部分國家的政治和社會穩(wěn)定性較差，企業(yè)投資方式更傾向于設(shè)立商務(wù)服務(wù)機(jī)構(gòu)，既可以控制成本和風(fēng)險(xiǎn)，也有利于促進(jìn)母公司產(chǎn)品的出口與銷售。加上“一帶一路”沿線國家經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)薄弱，難以完全滿足投資生產(chǎn)條件，尤其高新技術(shù)設(shè)備、精密儀器等技術(shù)密集型產(chǎn)品大多需要依賴母公司出口提供。綜合以上因素，市場尋求型投資更多轉(zhuǎn)化為出口促進(jìn)效應(yīng)。

第三，直接投資與資源尋求的交互項(xiàng)對出口具有顯著正向影響。根據(jù)表3 第（3）列，交互項(xiàng)lnOF?DI*Motive2的系數(shù)在5%的水平下顯著為正值，即東道國的資源稟賦越多，OFDI的出口促進(jìn)效應(yīng)越強(qiáng)，這說明資源尋求是中國對“一帶一路”沿線國家OFDI的另一主要動機(jī)。中國與“一帶一路”沿線國家的貿(mào)易合作具有很強(qiáng)的互補(bǔ)性，沿線國家大多處于工業(yè)化初期階段，在初級產(chǎn)品特別是農(nóng)產(chǎn)品、礦產(chǎn)品和原材料出口方面具有優(yōu)勢；而中國在工業(yè)制成品方面具有優(yōu)勢，加強(qiáng)貿(mào)易合作與發(fā)展可以實(shí)現(xiàn)優(yōu)勢互補(bǔ)。通過雙邊合作，不僅為沿線國家能源資源的合理開發(fā)提供保障，而且海外資源的勘探與開發(fā)會帶動中國機(jī)械設(shè)備、中間產(chǎn)品以及相關(guān)勞動力的輸出。

第四，直接投資與效率尋求的交互項(xiàng)對出口具有顯著負(fù)向影響。根據(jù)表3 第（4）列，交互項(xiàng)lnOF?DI*Motive3的系數(shù)在1%的水平下顯著為負(fù)值，即東道國勞動力成本越低，OFDI 的出口替代效應(yīng)越強(qiáng)。隨著中國勞動力等生產(chǎn)要素成本上升，越來越多勞動密集型企業(yè)將生產(chǎn)活動轉(zhuǎn)移到海外成本“洼地”，進(jìn)而對中國出口產(chǎn)生替代效應(yīng)。

第五，直接投資與創(chuàng)新資產(chǎn)尋求的交互項(xiàng)對出口無顯著影響。根據(jù)表3 第（5）列，交互項(xiàng)lnOFDI*Mo?tive4的系數(shù)并不顯著，即東道國的技術(shù)水平并未對OFDI的“出口效應(yīng)”產(chǎn)生顯著影響，這說明中國對“一帶一路”沿線國家并不存在顯著的創(chuàng)新資產(chǎn)尋求型投資動機(jī)。

第六，從滯后項(xiàng)的情況來看，lnEXPi，t-1的系數(shù)在1%的水平下顯著為正值，充分反映出口慣性的存在，也說明模型中引入滯后項(xiàng)的合理性。從控制變量的情況來看，lnGDPi,t、lnDisti、Tradei,t以及Currencyi,t的系數(shù)在模型中普遍顯著，說明這些影響因素的控制是合理有效的。系數(shù)的符號也符合經(jīng)濟(jì)學(xué)理論預(yù)期，即“一帶一路”東道國的市場規(guī)模越大、貿(mào)易依存度越高、與中國地理距離越近、貨幣購買力越強(qiáng)，越有利于推動中國出口貿(mào)易增長。

（三）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

考慮到直接投資轉(zhuǎn)化成實(shí)際生產(chǎn)經(jīng)營能力需要一定的時滯，因此“出口效應(yīng)”可能相應(yīng)具有滯后性，本文將中國對“一帶一路”沿線國家直接投資存量作為核心解釋變量對模型進(jìn)行估計(jì)，以驗(yàn)證結(jié)論的穩(wěn)健性。同時，不考慮出口慣性的影響，重新設(shè)定計(jì)量模型，使用工具變量兩階段最小二乘法進(jìn)行估計(jì)。借鑒顧雪松等（2016）的方法，選定“一帶一路”沿線各國總?cè)丝跀?shù)占全球比例和能源產(chǎn)量占全球比例作為工具變量，主要原因在于這兩個變量是由自然條件生成的稟賦性因素，具有充分的外生性，與誤差項(xiàng)無關(guān)；同時，它們能影響市場尋求型投資和資源尋求型投資。

估計(jì)結(jié)果顯示，解釋變量lnOFDI 以及交互項(xiàng)的回歸系數(shù)符號和顯著性水平均與表3一致，其他控制變量的結(jié)果也沒發(fā)生實(shí)質(zhì)性變化，這說明實(shí)證分析的結(jié)論是穩(wěn)健的。

六、結(jié)論及建議

本文從投資動機(jī)出發(fā)，研究中國對“一帶一路”沿線國家直接投資對出口貿(mào)易的影響，實(shí)證結(jié)果表明：中國對“一帶一路”沿線國家的直接投資總體上存在顯著的出口促進(jìn)效應(yīng)。但從投資動機(jī)進(jìn)一步分析，出口效應(yīng)存在明顯的異質(zhì)性，資源尋求型和市場尋求型是主要投資動機(jī)，“一帶一路”沿線國家豐富的資源稟賦和廣闊的市場空間對中國直接投資具有顯著的促進(jìn)作用；效率尋求型投資存在顯著的出口替代效應(yīng)，東道國的低勞動力成本會吸引“邊際產(chǎn)業(yè)”轉(zhuǎn)移，進(jìn)而替代國內(nèi)出口；并未發(fā)現(xiàn)顯著的創(chuàng)新資產(chǎn)尋求型投資動機(jī)。

表4 穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

本文的研究結(jié)論對于我國“一帶一路”直接投資領(lǐng)域的政策制定具有一定參考價值。第一，應(yīng)繼續(xù)加強(qiáng)對“一帶一路”沿線國家的直接投資力度，尤其是在中美貿(mào)易爭端可能長期存在的形勢下，開拓“一帶一路”市場是改善中國國際貿(mào)易環(huán)境的重要途徑。第二，應(yīng)充分利用我國與“一帶一路”沿線國家經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的互補(bǔ)性，有針對性和前瞻性地投資海外資源產(chǎn)業(yè)鏈，為我國獲取境外能源資源提供保障，同時帶動生產(chǎn)設(shè)備和技術(shù)服務(wù)的出口。第三，應(yīng)通過雙邊或區(qū)域談判消除貿(mào)易壁壘，推動貿(mào)易規(guī)則的協(xié)調(diào)和互認(rèn)，進(jìn)一步提升貿(mào)易投資便利化和自由化。第四，在新興經(jīng)濟(jì)體的發(fā)展過程中，喪失比較優(yōu)勢的“邊際產(chǎn)業(yè)”轉(zhuǎn)移海外，這是優(yōu)化資源配置的合理現(xiàn)象，但國內(nèi)產(chǎn)業(yè)升級必須跟上，需警惕出現(xiàn)“產(chǎn)業(yè)空心化”。