“一帶一路”國家設(shè)施聯(lián)通對中國對外直接投資效率的影響

劉春艷，趙 軍，徐 俊

（新疆大學經(jīng)濟與管理學院，新疆烏魯木齊 830046）

一、引言

“一帶一路”倡議是中國推動新一輪高水平對外開放的重大決策，必將對中國企業(yè)“走出去”產(chǎn)生重要影響。對外直接投資是中國企業(yè)“走出去”的一種重要表現(xiàn)形式，根據(jù)中國商務(wù)部公布的數(shù)據(jù)，截至2020年末，中國在“一帶一路”國家的對外直接投資存量達到2 007.9 億美元，占對外直接投資存量總額的7.8%，而2013年僅為715.3 億美元；從流量看，2020年中國在“一帶一路”國家對外直接投資的流量為225.4億美元，占對外直接投資流量總額的14.7%，自2013年以來年平均增長率高達7.4%，遠高于中國在其他國家對外直接投資增速①。考慮到中國在“一帶一路”國家對外直接投資規(guī)模和范圍的繼續(xù)擴大，如何推動中國對外直接投資從“走出去”向“走上去”轉(zhuǎn)型，成為著力推動中國高質(zhì)量對外開放的重要研究內(nèi)容。

作為“一帶一路”倡議的先行棋，基礎(chǔ)設(shè)施的互聯(lián)互通為沿線各國深化合作提供了堅實基礎(chǔ)[1]。根據(jù)世界經(jīng)濟論壇公布的數(shù)據(jù)，“一帶一路”國家基礎(chǔ)設(shè)施聯(lián)通平均得分已從2005年的3.42 提高到2020年的4.26②。隨著“一帶一路”合作進一步加深，沿線國家基礎(chǔ)設(shè)施聯(lián)通是否對中國對外直接投資效率產(chǎn)生積極影響，如何從促進基礎(chǔ)設(shè)施聯(lián)通的角度挖掘中國對外直接投資潛力、促進投資效率提升，回答這些問題有助于發(fā)揮基礎(chǔ)設(shè)施聯(lián)通在提升中國對“一帶一路”國家直接投資效率中的先行作用。鑒于此，本文選取“一帶一路”沿線36國作為研究樣本，借助時變隨機前沿模型進行對外直接投資效率測算，分析沿線國家基礎(chǔ)設(shè)施聯(lián)通對中國對外直接投資效率的影響作用，并通過馬爾可夫鏈計算對外直接投資潛力的轉(zhuǎn)移概率矩陣，探討中國在“一帶一路”國家對外直接投資潛力的動態(tài)演進特征，進而從“一帶一路”國家設(shè)施聯(lián)通視角提出加快釋放中國對外直接投資潛力的對策建議。

二、文獻綜述

隨著中國對外開放步伐的加快，學者們圍繞中國對外直接投資效率展開了豐富討論。在投資效率的測度與分析方面，由于能夠?qū)δＰ碗S機擾動項中的投資非效率項進行分析，隨機前沿分析方法成為分析對外直接投資效率的主要方法之一。巴克利（Buckley）等[2]、胡浩等[3]運用隨機前沿引力模型估算了中國對外直接投資效率，并對影響因素進行了分析。隨著中國與“一帶一路”國家合作的推進，相關(guān)研究聚焦到沿線國家的發(fā)展情況對中國對外直接投資效率提升的影響。范（Fan）等[4]分析了“一帶一路”國家的經(jīng)濟自由度、投資自由度、貿(mào)易自由度、金融自由度、財政自由度等因素對中國對外直接投資效率的影響。高越和張孜豪[5]探討了“一帶一路”國家制度質(zhì)量對中國對外直接投資效率的影響。張友棠和楊柳[6]從金融異質(zhì)性角度探討了中國在“一帶一路”國家的對外直接投資效率提升問題。

近年來，隨著多邊和雙邊區(qū)域經(jīng)貿(mào)協(xié)議的簽訂，東道國的制度質(zhì)量、金融服務(wù)等“軟聯(lián)通”對中國對外直接投資的吸引效應(yīng)得到快速釋放，而基礎(chǔ)設(shè)施由于具有建設(shè)周期長、投入金額大以及收益回報慢等特點，沒能像“軟聯(lián)通”那樣很快得到改善，但基礎(chǔ)設(shè)施聯(lián)通對中國對外直接投資區(qū)位選擇的相對重要性正在凸顯[7-8]?；A(chǔ)設(shè)施的互聯(lián)互通能夠有效降低國際運輸成本，提高信息傳遞有效性，從而吸引中國對外直接投資進入。如齊俊妍和任奕達[9]發(fā)現(xiàn)，盡管“一帶一路”國家數(shù)字基礎(chǔ)設(shè)施水平參差不一，但東道國設(shè)施聯(lián)通水平提高有助于中國對外直接投資流入。鄒忠全等[10]發(fā)現(xiàn)，交通、信息和金融基礎(chǔ)設(shè)施聯(lián)通與中國在東盟的對外直接投資呈正相關(guān)。熊彬和王夢嬌[11]從空間維度考察中國對外直接投資的影響因素，發(fā)現(xiàn)通信基礎(chǔ)設(shè)施薄弱的國家對中國對外直接投資產(chǎn)生了擠出效應(yīng)。事實上，基礎(chǔ)設(shè)施聯(lián)通對中國在“一帶一路”國家的對外直接投資效率提升亦具有重要作用，但僅有部分學者在探討東道國投資便利化時關(guān)注到了基礎(chǔ)設(shè)施聯(lián)通對中國對外直接投資效率的影響，如劉永輝和趙曉暉[12]將交通基礎(chǔ)設(shè)施與電力基礎(chǔ)設(shè)施納入投資便利化的指標體系，分析了中國在中東歐國家的對外直接投資效率。

通過文獻梳理，發(fā)現(xiàn)圍繞東道國基礎(chǔ)設(shè)施聯(lián)通與資金來源國對外直接投資效率的研究尚待補充。同時，基礎(chǔ)設(shè)施涉及居民生活與社會生產(chǎn)的方方面面，“一帶一路”國家在交通、通信、能源、公共服務(wù)等基礎(chǔ)設(shè)施聯(lián)通情況方面存在較大差異，可能會制約中國在“一帶一路”國家的對外直接投資效率提升。因此，本文借助時變隨機前沿引力模型和馬爾可夫鏈方法，實證分析基礎(chǔ)設(shè)施聯(lián)通對中國在“一帶一路”國家對外直接投資效率提升的異質(zhì)性影響以及中國對外直接投資潛力的動態(tài)演進特征。與現(xiàn)有研究相比，本文可能的邊際貢獻在于：（1）從“一帶一路”國家基礎(chǔ)設(shè)施水平切入，剖析中國對外直接投資非效率項的影響因素，擴展了研究視角；（2）從交通、通信、能源和公共服務(wù)四種基礎(chǔ)設(shè)施類型刻畫“一帶一路”國家的設(shè)施聯(lián)通水平，豐富了基礎(chǔ)設(shè)施聯(lián)通與中國對外直接投資效率提升的研究內(nèi)容；（3）進一步討論了在不同投資時期、不同地理區(qū)位、不同發(fā)展階段下對外直接投資效率的異質(zhì)性，并預(yù)測了對外直接投資潛力的動態(tài)演變趨勢，為釋放中國在“一帶一路”國家對外直接投資潛力提供相應(yīng)的參考。

三、研究設(shè)計

（一）理論模型設(shè)定

在米烏森（Meeusen）等[13]、艾格納（Aigner）等[14]研究基礎(chǔ)上，本文構(gòu)建了中國對外直接投資效率的理論模型：

其中，ODIit代表t時期中國對“一帶一路”國家i的實際對外投資額，xit代表一系列直接影響中國對“一帶一路”國家i直接投資額與投資效率的影響因素，βi為xit的待估計系數(shù)向量。ωit為隨機誤差項，τit為t時期中國對“一帶一路”國家i直接投資的非效率因素，ωit與τit相互獨立。借鑒董有德和夏文豪[15]的研究，將ωit設(shè)定為均值為零的正態(tài)分布，將τit設(shè)定為半正態(tài)截斷分布。ODI*it代表t時期中國對“一帶一路”國家i的直接投資潛力，即克服所有非效率因素后，中國對外直接投資在前沿面所擁有的最優(yōu)值。ODIEit為t時期中國對“一帶一路”國家的對外直接投資效率，是中國在“一帶一路”國家進行的實際對外投資水平與對外直接投資潛力的比值。當t時期中國對“一帶一路”國家i的對外直接投資的非效率因素不存在時，τit=0，說明中國在i國的對外直接投資達到了前沿面的最優(yōu)水平；當t時期中國對“一帶一路”國家i的對外直接投資存在非效率因素影響時，τit＞0，說明中國在i國的對外直接投資水平低于前沿面的最優(yōu)水平，即對外投資的實際水平小于對外投資潛力。

為了對中國在“一帶一路”國家對外直接投資效率進行估計，對式（1）取對數(shù)，得到隨機前沿模型的線性公式：

考慮到中國在“一帶一路”國家的對外投資效率可能會隨著時間的變化而變化，將效率值的時變性納入模型考慮因素中，構(gòu)建式（5）：

其中，T為衡量中國在“一帶一路”國家投資效率的基準期，δ為衡量投資效率時變性的時間效應(yīng)參數(shù)。δ＞0 代表τit隨時間減小，意味著對外直接投資效率隨時間提升；δ＜0代表τit隨時間增加，意味著對外直接投資效率隨時間降低；δ=0 代表τit不隨時間變化而變化，對外直接投資效率不隨時間變化。

進一步地，借鑒巴茨（Battese）等[16]的研究，構(gòu)建一步法對外直接投資非效率模型，如式（6）所示，針對性地考察非效率因素在中國對“一帶一路”國家的對外直接投資效率中的影響作用。

其中，Xit為一系列影響中國在“一帶一路”國家的對外直接投資非效率的因素；αi為Xit的待估計系數(shù)向量，用于衡量變量Xit在對外直接投資非效率τit中的影響程度；θit為隨機擾動項，服從高斯分布。

（二）計量模型設(shè)定

根據(jù)理論模型，構(gòu)建時變隨機前沿模型，對中國在“一帶一路”國家的對外直接投資效率進行實證分析，表達式如式（7）所示：

其中，ODIit表示t時期中國對“一帶一路”沿線i國的對外直接投資的存量；gdpit為“一帶一路”國家t時期的市場潛力；pgdpit為“一帶一路”國家t時期的經(jīng)濟發(fā)展水平；popit為“一帶一路”國家t時期的勞動力豐裕程度；controlit為其他因素，包括“一帶一路”國家t時期的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（indit）、對外開放程度（openit）、自然資源水平（fuelit）、技術(shù)水平（techit），以及中國與“一帶一路”國家間的距離成本（disit）、共同邊界（contig）以及是否有共同語言（csl）等因素；ωit為隨機擾動項，τit為中國對外直接投資的非效率因素，i代表“一帶一路”沿線國家，j為年份。

為進一步探討基礎(chǔ)設(shè)施聯(lián)通對中國在“一帶一路”國家的對外直接投資非效率的影響，本文從交通、通信、能源與公共服務(wù)四個方面量化“一帶一路”國家基礎(chǔ)設(shè)施聯(lián)通水平，構(gòu)建“一帶一路”國家基礎(chǔ)設(shè)施的對外直接投資非效率模型，如式（8）所示：

其中，τit與式（4）一致，為本文所關(guān)注的t時期中國在“一帶一路”沿線i國的對外投資非效率項，TFit、CFit、EFit、SFit分別代表t時期“一帶一路”i國的交通、通信、能源、公共服務(wù)基礎(chǔ)設(shè)施聯(lián)通情況，υit為隨機擾動項。

為避免變量遺漏導(dǎo)致效率估計偏誤，借鑒陶長琪和王志平[17]的研究，將式（8）中影響中國對外直接投資非效率項的基礎(chǔ)設(shè)施聯(lián)通因素與式（7）中所有對外直接投資效率的影響因素共同納入式（9），構(gòu)建一步法模型進行分析。

（三）變量選取與數(shù)據(jù)說明

考慮到數(shù)據(jù)的完整性，本文最終選取“一帶一路”36 個國家③作為研究樣本。在隨機前沿模型的指標選取方面，本文借鑒嚴佳佳等[18]的思路，以國內(nèi)生產(chǎn)總值衡量“一帶一路”國家市場潛力，以人均GDP 表征“一帶一路”國家經(jīng)濟發(fā)展水平，以人口總量指標衡量“一帶一路”國家勞動力豐裕情況，以工業(yè)增加值占GDP 的比值衡量“一帶一路”國家產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，以進出口總額與GDP 的比值表征“一帶一路”國家的對外開放程度，以燃料出口比重衡量“一帶一路”國家的自然資源水平，以信息通信技術(shù)（ICT）服務(wù)出口占比衡量“一帶一路”國家高技術(shù)品出口情況，以兩國的雙邊距離表征中國與“一帶一路”國家間的距離成本。

在“一帶一路”國家基礎(chǔ)設(shè)施聯(lián)通指標選擇方面，借鑒姜慧和孫玉琴[19]的研究，選取航空貨運量與鐵路貨運量之和表征“一帶一路”國家交通基礎(chǔ)設(shè)施聯(lián)通水平；借鑒胡再勇等[20]的研究，選取每百人固定電話用戶數(shù)、每百人移動電話用戶數(shù)與每百人互聯(lián)網(wǎng)用戶數(shù)的平均值表征“一帶一路”國家通信基礎(chǔ)設(shè)施聯(lián)通水平；借鑒李建軍和李俊成[21]的研究，選取可再生能源消耗占最終總能源消耗的比重衡量“一帶一路”國家的能源基礎(chǔ)設(shè)施聯(lián)通水平；借鑒黃亮雄等[22]的研究，選取獲得基本衛(wèi)生設(shè)施人口占總?cè)丝诒戎乇碚鳌耙粠б宦贰眹夜卜?wù)基礎(chǔ)設(shè)施聯(lián)通水平。

中國在“一帶一路”國家的對外直接投資存量數(shù)據(jù)來源于歷年由商務(wù)部、國家統(tǒng)計局、國家外匯管理局聯(lián)合發(fā)布的中國對外直接投資統(tǒng)計公報，中國與“一帶一路”國家間的雙邊距離、共同語言以及共同邊界數(shù)據(jù)來源于CEPII數(shù)據(jù)庫，其他變量的來源均為世界銀行WDI數(shù)據(jù)庫。

四、實證分析

（一）模型適用性檢驗

時變隨機前沿分析方法對模型的函數(shù)形式具有高度依賴性，因此本文首先進行似然比檢驗分析模型的適用性。結(jié)果如表1所示，“不存在非效率項”原假設(shè)的似然比值（LR統(tǒng)計量）為341.63，顯著高于1%臨界值，原假設(shè)被拒絕，說明使用隨機前沿模型進行估計比使用普通最小二乘法估計更有效率?！胺切薯棽蛔兓痹僭O(shè)的似然比值為337.04，同樣在1%的顯著水平上拒絕了原假設(shè)，表明中國對外直接投資的非效率項隨時間發(fā)生變化，因此采用時變隨機前沿模型進行分析是合理的。

表1 模型適用性檢驗結(jié)果

（二）時變隨機前沿引力模型回歸分析

經(jīng)過模型適用性檢驗后，本文選定時變隨機前沿模型對式（7）進行估計，探究各變量如何影響中國在“一帶一路”國家的對外直接投資效率。估計結(jié)果如表2所示，其中，模型1 為普通最小二乘法估計結(jié)果，模型2 為非時變隨機前沿引力模型（TIVM）估計結(jié)果，模型3 為引入時變因素的隨機前沿引力模型（TVM）估計結(jié)果。首先，非時變模型與時變模型估計的γ值分別為0.831和0.863，且都通過1%的顯著性水平檢驗，說明模型中實際投資量偏離最優(yōu)投資量的主要原因來自投資非效率因素。其次，時變模型的對數(shù)似然值和LR統(tǒng)計量值分別為-767.590、676.855，均大于非時變模型，說明采用時變隨機前沿引力模型分析更具合理性，因此本文以時變隨機前沿模型的估計結(jié)果展開分析。

表2 基準估計結(jié)果

根據(jù)時變隨機前沿模型的估計結(jié)果，“一帶一路”國家GDP 的系數(shù)顯著為正，說明中國在“一帶一路”國家的投資具有明顯的市場尋求動機。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的系數(shù)顯著為正，說明工業(yè)越發(fā)達的國家對中國對外直接投資的吸引效應(yīng)越強。經(jīng)濟發(fā)展水平與勞動力豐裕程度指標的估計系數(shù)顯著為負，意味著“一帶一路”國家的經(jīng)濟發(fā)展水平與勞動力豐裕程度提高將會擠出中國的對外直接投資，反映出中國在“一帶一路”國家的對外直接投資具有成本節(jié)約動機。對外開放程度指標的估計系數(shù)未通過顯著性檢驗，可能的原因是“一帶一路”國家多為發(fā)展中國家，外商投資進入的壁壘相對較高，雖然與中國簽訂“一帶一路”合作協(xié)議，但當前暫未起到對中國對外直接投資流入的促進作用。自然資源水平估計系數(shù)同樣未通過顯著性檢驗，說明隨著“一帶一路”合作深化，中國對外直接投資的資源尋求型動機削弱。技術(shù)水平的估計系數(shù)顯著為正，意味著中國對外直接投資具有技術(shù)尋求型動機。距離成本的估計系數(shù)顯著為負，擁有共同語言與共同邊界指標的系數(shù)顯著為正，說明中國在“一帶一路”國家的對外直接投資活動仍受接壤效應(yīng)影響。

（三）對外直接投資非效率因素分析

前述估計結(jié)果顯示中國在“一帶一路”國家的對外直接投資具有非效率項，且非效率項隨時間減小，為進一步研究“一帶一路”國家設(shè)施聯(lián)通對中國對外直接投資非效率項的影響，本文對式（9）進行估計，結(jié)果如表3中模型1 所示，其中γ 值在5%的水平上顯著，說明基礎(chǔ)設(shè)施聯(lián)通確實是影響中國在“一帶一路”對外直接投資非效率的因素。

表3模型1中，隨機前沿模型部分的估計結(jié)果與表2的估計結(jié)果基本一致，說明模型設(shè)定的穩(wěn)定性；投資非效率模型的估計結(jié)果顯示“一帶一路”國家通信、能源以及公共服務(wù)基礎(chǔ)設(shè)施聯(lián)通與中國對外直接投資的非效率項顯著負相關(guān)，說明這三類基礎(chǔ)設(shè)施聯(lián)通水平的提升將提高中國對外直接投資效率。按照對提高中國對外直接投資效率的作用力大小排序，影響中國對外直接投資效率的因素依次為通信基礎(chǔ)設(shè)施、公共服務(wù)基礎(chǔ)設(shè)施、能源基礎(chǔ)設(shè)施。具體來看，作為數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展的奠基石，通信基礎(chǔ)設(shè)施聯(lián)通水平提升不斷填平中國在沿線國家投資面臨的信息鴻溝，提高信息的真實性、及時性與有效性，也拓展了中國企業(yè)在沿線國家新業(yè)態(tài)的投資領(lǐng)域，由此提升了中國對外直接投資效率。公共服務(wù)基礎(chǔ)設(shè)施聯(lián)通對中國對外直接投資效率提高的影響在于提高了生產(chǎn)率，因為公共服務(wù)基礎(chǔ)設(shè)施的完善提高了沿線國家居民的醫(yī)療水平，從而提高了勞動力身體素質(zhì)和勞動效率。能源基礎(chǔ)設(shè)施聯(lián)通對降低中國對外直接投資效率損失的作用力則可能在于提高生產(chǎn)率與節(jié)約生產(chǎn)成本兩方面，因為設(shè)施聯(lián)通能夠優(yōu)化能源合作方式和降低能源效率損失，并降低在運輸中的成本。

交通基礎(chǔ)設(shè)施聯(lián)通對中國對外直接投資非效率項的估計系數(shù)未通過顯著性檢驗?？赡艿脑蚴墙煌ɑA(chǔ)設(shè)施的建設(shè)周期長、投資金額大、收益回報慢，盡管“一帶一路”倡議提出以來，各國交通基礎(chǔ)設(shè)施水平均有顯著的提升，交通合作網(wǎng)絡(luò)也已初步搭建起來，但由于前期建設(shè)時間長，交通基礎(chǔ)設(shè)施聯(lián)通的估計系數(shù)并未通過顯著性檢驗，隨著合作深化，“一帶一路”國家交通基礎(chǔ)設(shè)施對提升中國對外直接投資效率的影響將逐漸顯現(xiàn)。

（四）穩(wěn)健性檢驗

在穩(wěn)健性檢驗部分，本文使用中國對外直接投資流量數(shù)據(jù)替換存量數(shù)據(jù)，再次進行投資非效率模型估計，結(jié)果如表3中的模型2 所示。其中，考慮到對外直接投資流量數(shù)據(jù)存在零值或負數(shù)的情況，本文借鑒巴斯（Busse）等[23]的研究，按照公式對為零值或負值的對外直接投資流量數(shù)據(jù)進行轉(zhuǎn)換。估計結(jié)果顯示，“一帶一路”國家四類基礎(chǔ)設(shè)施聯(lián)通對中國對外直接投資非效率的影響與表3模型1保持一致，說明估計結(jié)果的穩(wěn)健性。

表3 一步法估計結(jié)果

五、中國對外直接投資效率的特征分析

對外直接投資是中國聯(lián)通國內(nèi)國際兩個市場的主力軍，在構(gòu)建國內(nèi)國際雙循環(huán)新發(fā)展格局的時代背景下，提高對外直接投資效率有助于中國從投資大國躍升到投資強國，而“一帶一路”倡議在其中發(fā)揮著重要的作用。因此，本文從時間趨勢、空間分布以及“一帶一路”國家發(fā)展階段三個方面對中國對外直接投資效率展開分析。

（一）對外直接投資效率的時間趨勢

為更直觀地考察中國在“一帶一路”國家投資效率的動態(tài)趨勢，本文選取2005年、2010年、2015年以及2020年的對外直接投資效率值進行核密度估計。如圖1所示，中國對外直接投資效率的動態(tài)演進具有以下三個趨勢：一是中國對外直接投資效率的分布明顯右移，尤其在“一帶一路”倡議提出后，核密度曲線由左偏轉(zhuǎn)為右偏，說明中國在“一帶一路”國家的整體對外直接投資效率逐漸提高。二是核密度曲線的波峰逐漸扁平，波峰的寬度逐漸變大，意味著中國在沿線國家對外直接投資效率的差距逐漸擴大。同時，核密度圖由2005年的右拖尾演變?yōu)?020年的左拖尾，進一步說明中國對外直接投資效率在沿線國家的差距在擴大，但“一帶一路”倡議提出后，差距產(chǎn)生的原因為中國對外直接投資效率在沿線某些國家提高速度更快。三是樣本期內(nèi)，對外直接投資效率的核密度圖均有兩個波峰，說明中國在“一帶一路”國家的對外直接投資效率具有兩極化特征，而2005年主波峰在左、2020年主波峰在右，意味著效率提高快的國家效率提高越來越快，進而拉開了與效率提高慢的國家間的距離。核密度圖的整體結(jié)果表明，中國在“一帶一路”國家的對外直接投資效率仍有較大提升空間。

圖1 中國對外直接投資效率的核密度趨勢

（二）對外直接投資效率的空間特征

“一帶一路”倡議橫跨歐亞大陸，涵蓋亞洲、非洲和歐洲的多個國家。為比較中國在“一帶一路”不同地理區(qū)位國家的對外直接投資效率，本文進一步計算了各地區(qū)的效率均值，如表4所示。以2020年的效率值來看，中國在東南亞、東北亞與中東歐國家的對外直接投資效率都在0.6以上，意味著中國在高收入國家、資源型國家的投資潛力得到了有效釋放。從效率均值來看，在中東歐的對外直接投資效率最高，達到0.612；在南亞的對外直接投資效率最低，僅為0.080。眾所周知，中東歐國家多為高收入國家，具備良好的市場機制和完善的基礎(chǔ)設(shè)施，因此隨著基礎(chǔ)設(shè)施聯(lián)通水平提升，中國的對外直接投資效率提升顯著。而南亞國家間的經(jīng)濟發(fā)展水平極不平衡，設(shè)施聯(lián)通水平也較低，制約了中國對外直接投資效率的提升。從增長水平來看，中國在“一帶一路”各地區(qū)的對外直接投資效率均穩(wěn)步提高，效率提高最快的地區(qū)為南亞，年均增長率達到30.1%，其次為中亞國家，年均增長率為18.6%，說明中國對外直接投資具有較明顯的市場尋求動機。

表4 中國對外直接投資效率的空間特征

（三）按東道國發(fā)展階段區(qū)分的演進趨勢

本文進一步將“一帶一路”國家劃分為高收入國家與中低收入國家，對兩組的效率均值進行計算。如圖2所示，中國在“一帶一路”不同收入國家的對外直接投資效率存在明顯差距。2005年至2020年，中國在高收入國家的對外直接投資效率均值為0.693，始終高于樣本效率均值（0.454）和中低收入國家效率均值（0.283）。同時發(fā)現(xiàn)，高收入國家、中低收入國家與樣本均值基本保持相同增長趨勢。高收入國家的投資效率由2005年的0.286 增長到2020年的0.846，增長了2.96 倍。中低收入國家的投資效率由2005年的0.040 增長到2020年的0.514，增長了12.9 倍。對比兩組的增長幅度還能夠發(fā)現(xiàn)，中國在中低收入國家的對外直接投資效率增速顯著高于在高收入國家的增速。近年來，“一帶一路”中低收入國家的基礎(chǔ)設(shè)施聯(lián)通水平不斷提升使得中國對外直接投資效率不斷提高。交通基礎(chǔ)設(shè)施聯(lián)通與能源基礎(chǔ)設(shè)施聯(lián)通有效壓縮了中國與沿線國家的交通運輸成本及能源合作成本，通信基礎(chǔ)設(shè)施聯(lián)通與公共服務(wù)基礎(chǔ)設(shè)施聯(lián)通為沿線國家營造了更優(yōu)質(zhì)的營商環(huán)境。以上四類基礎(chǔ)設(shè)施聯(lián)通不但降低了中國對外直接投資效率損失，同時也提高了沿線國家在經(jīng)濟合作中的收益。

圖2 中國在“一帶一路”國家對外直接投資效率趨勢（按發(fā)展階段劃分）

六、進一步討論

進一步地，本文從投資潛力角度對中國在“一帶一路”國家對外直接投資的拓展空間進行討論，并對中國對外直接投資潛力轉(zhuǎn)型的趨勢進行預(yù)測。

（一）對外直接投資潛力分析

據(jù)理論模型中的式（3）可知，對外直接投資潛力等于實際對外直接投資額與對外直接投資效率的比值。據(jù)效率值可計算“一帶一路”沿線國家2005年至2020年的對外直接投資潛力值。鑒于對外直接投資潛力對實際中國對外直接投資額依賴度較高，僅對比絕對值無法反映不同國家的特點，本文借鑒劉青峰和姜書竹[24]、吳福象和汪麗娟[25]的研究對中國對外直接投資潛力進行分析。首先，將對外直接投資潛力分為三類：潛力再造型、潛力開拓型、潛力巨大型。其次，計算2020年中國在“一帶一路”36國的對外直接投資預(yù)測值，再依據(jù)實際對外直接投資額與預(yù)測對外直接投資額的比值將樣本國家進行分類。如表5所示，2020年中國在“一帶一路”國家的對外直接投資僅包含兩種類型。

表5 2020年中國在“一帶一路”國家對外直接投資潛力類型

一種是潛力開拓型。對于這部分國家，中國對外直接投資實際值與預(yù)測值的比值在0.8 至1.2之間，意味著中國在這部分國家進行對外直接投資的潛力尚未得到充分挖掘，仍存在繼續(xù)擴大對外直接投資的空間。潛力開拓型的國家主要分布在中東歐，其中在愛沙尼亞的對外直接投資潛力最大。同時，還可以發(fā)現(xiàn)屬于潛力開拓型分組的國家多為高收入國家，基礎(chǔ)設(shè)施互聯(lián)互通對中國在此類國家進行產(chǎn)能合作投資產(chǎn)生積極作用。因此，拓展在此類國家的對外直接投資潛力的思路在于繼續(xù)利用東道國傳統(tǒng)基礎(chǔ)設(shè)施優(yōu)勢、強化產(chǎn)能合作、積極培育新型基礎(chǔ)設(shè)施帶來的投資機遇。

二是潛力巨大型。當中國對外直接投資實際值與預(yù)測值的比值等于或低于0.8時，則屬于潛力巨大型，代表中國在這部分國家拓展對外直接投資規(guī)模具有非常大的潛力。投資潛力巨大型國家空間分布較廣，且大多屬于中低收入國家。加快挖掘此類國家的對外直接投資潛力，一方面在于盡快排除投資進入的壁壘，另一方面在于繼續(xù)加強與此類國家在基礎(chǔ)設(shè)施方面的合作，通過交通基礎(chǔ)設(shè)施先行，進而帶動其他三類基礎(chǔ)設(shè)施加快釋放對投資潛力提升的動力作用。

（二）對外直接投資潛力發(fā)展趨勢

劃分對外直接投資潛力的類型，有助于更深刻認識中國在“一帶一路”國家的投資空間，但無法反映對外直接投資潛力的動態(tài)演進特征，而馬爾可夫鏈通過構(gòu)建可轉(zhuǎn)移矩陣能夠解決該問題。由此，本文借鑒沈麗和鮑建慧[26]的研究，采用馬爾可夫鏈方法計算2005—2020年中國對外直接投資潛力的轉(zhuǎn)移概率矩陣。

馬爾可夫鏈是某個隨機過程{X（t），t∈T}的水平空間。對于任何時期t和可能的類型i、j和jk（k=0，1，...，t-2），馬爾可夫鏈滿足式（10），即對外直接投資潛力在t+1時期處于類型i的概率僅取決于其在t時期的類型。

前述已將中國對外直接投資潛力劃分三種類型，通過馬爾可夫鏈可以得到一個3×3維的對外直接投資潛力類型轉(zhuǎn)移的概率矩陣，如式（11）：

其中，Pjt代表某一區(qū)域?qū)ν庵苯油顿Y潛力在t時期屬于j類型、在t+1 時期轉(zhuǎn)移到i類型的概率，轉(zhuǎn)移概率通過極大似然估計進行計算，計算公式如式（12）：

其中，kji代表觀測期內(nèi)對外直接投資潛力從j類型轉(zhuǎn)移到i類型的次數(shù)，kj是j類型出現(xiàn)的總次數(shù)。

中國對外直接投資潛力的轉(zhuǎn)移概率矩陣如表6所示，對角線的數(shù)值表示對外直接投資潛力在t+1年仍保持上年相同類型的概率，非對角線的數(shù)值表示在不同國家對外直接投資潛力類型發(fā)生轉(zhuǎn)移的概率。通過表6可以發(fā)現(xiàn)，中國在“一帶一路”國家的對外直接投資潛力維持原有類型的概率大于轉(zhuǎn)移概率，意味著中國在“一帶一路”國家的對外直接投資存在長期增長空間。具體來看，若當年中國在該國的對外直接投資潛力為巨大型，那么下一年仍為潛力巨大型的概率為0.931，僅有0.072的概率轉(zhuǎn)移到潛力開拓型；若當年中國對外直接投資潛力為開拓型的國家，在下一年保持不變的概率為0.866，有0.123的概率轉(zhuǎn)移到潛力巨大型。

表6 對外直接投資潛力的馬爾科夫轉(zhuǎn)移概率矩陣

七、結(jié)論與建議

（一）結(jié)論

作為“一帶一路”倡議推進的紐帶，基礎(chǔ)設(shè)施聯(lián)通對中國對外直接投資效率的影響越來越明顯。本文從異質(zhì)性基礎(chǔ)設(shè)施聯(lián)通視角切入，以“一帶一路”36 個國家為樣本分析了交通、通信、能源和公共服務(wù)基礎(chǔ)設(shè)施聯(lián)通對中國對外直接投資效率及潛力的影響。得到如下結(jié)論：

第一，“一帶一路”國家基礎(chǔ)設(shè)施聯(lián)通能夠有效提高中國對外直接投資效率，但不同類型的基礎(chǔ)設(shè)施聯(lián)通作用大小不同。通信、能源與公共服務(wù)基礎(chǔ)設(shè)施聯(lián)通水平提升能夠有效提高中國在“一帶一路”國家的對外直接投資效率，而交通基礎(chǔ)設(shè)施聯(lián)通水平提升暫未起到顯著的促進作用。

第二，中國在“一帶一路”國家的對外直接投資效率逐年攀升，尤其在“一帶一路”倡議提出后效率提升更加明顯，但對外直接投資效率在各國間的差距在擴大。按地理區(qū)位和東道國發(fā)展階段不同，中國對外直接投資效率差異明顯。在中東歐國家和收入水平更高的國家，中國對外直接投資效率更高，但在中亞國家和收入水平低的國家增長率更高。中國在“一帶一路”國家的對外直接投資效率均值明顯偏低，仍有較大增長空間。

第三，中國在“一帶一路”國家的投資潛力可歸類為潛力開拓型和潛力巨大型，并且根據(jù)馬爾可夫轉(zhuǎn)移概率矩陣可知，中國對外直接投資潛力維持原有類型的概率大于轉(zhuǎn)移概率，意味著中國在“一帶一路”國家對外直接投資潛力亟待進一步釋放。

（二）建議

根據(jù)以上研究結(jié)論，本文針對“一帶一路”國家基礎(chǔ)設(shè)施聯(lián)通與中國對外直接投資空間拓展提出以下幾點建議：

一是借助“一帶一路”國家交通基礎(chǔ)設(shè)施、通信基礎(chǔ)設(shè)施、能源基礎(chǔ)設(shè)施與公共服務(wù)基礎(chǔ)設(shè)施聯(lián)通的“東風”，加強與沿線各國產(chǎn)能合作的政策溝通，通過釋放政策溝通“軟聯(lián)通”與基礎(chǔ)設(shè)施“硬聯(lián)通”的雙重紅利提升資本回報率。

二是明確“一帶一路”國家設(shè)施聯(lián)通水平差異，利用“一帶一路”國家通信基礎(chǔ)設(shè)施聯(lián)通的信息成本降低效應(yīng)、能源基礎(chǔ)設(shè)施聯(lián)通的生產(chǎn)成本降低效應(yīng)以及公共服務(wù)基礎(chǔ)設(shè)施聯(lián)通的生產(chǎn)率提高效應(yīng)等優(yōu)勢，提高中國對外直接投資運轉(zhuǎn)規(guī)模與效率，促進中國與沿線國家互惠共贏。

三是深化中國與“一帶一路”國家交通基礎(chǔ)設(shè)施聯(lián)通建設(shè)合作，引導(dǎo)中國企業(yè)向“一帶一路”交通基礎(chǔ)設(shè)施薄弱的國家進行投資，提升中國與沿線國家互聯(lián)互通程度，從而更好發(fā)揮交通先行的作用。此外，在交通基礎(chǔ)設(shè)施聯(lián)通方面，還應(yīng)加強大數(shù)據(jù)、互聯(lián)網(wǎng)等新技術(shù)與交通行業(yè)融合，從而挖掘中國對外直接投資潛力，增強對外直接投資發(fā)展動能。

注釋：

①數(shù)據(jù)來源于商務(wù)部《對外直接投資統(tǒng)計公報（2013—2020）》。

②數(shù)據(jù)來源于世界經(jīng)濟論壇《全球競爭力報告（2005—2020》。

③本文選取的“一帶一路”36 個國家包括阿爾巴尼亞15、阿塞拜疆14、孟加拉國11、保加利亞15、巴林24、波黑15、白俄羅斯14、捷克25、埃及14、愛沙尼亞25、格魯吉亞14、克羅地亞25、匈牙利25、印度11、伊拉克14、以色列24、吉爾吉斯斯坦12、科威特24、老撾10、黎巴嫩14、立陶宛25、拉脫維亞25、北馬其頓15、馬來西亞10、尼泊爾11、菲律賓10、波蘭25、羅馬尼亞25、俄羅斯13、沙特阿拉伯24、新加披20、斯洛伐克25、斯洛文尼亞25、泰國10、土耳其14、烏克蘭15。右上角標第一個數(shù)字中的1和2代表中低收入國家與高收入國家；第二個數(shù)字中0～6分別代表東南亞、南亞、中亞、東北亞、西亞北非和中東歐。