中國對“一帶一路”沿線國家直接投資的引力分析

倪沙　王永興　景維民

(南開大學經濟學院，天津300071)

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中國對“一帶一路”沿線國家直接投資的引力分析

倪沙王永興景維民

(南開大學經濟學院，天津300071)

基于2009—2014年中國對“一帶一路”沿線國家的直接投資數據，利用投資引力模型，實證分析了中國對沿線國家直接投資的影響因素，并對投資潛力進行了測算。檢驗分析表明，中國對沿線國家直接投資同中國GDP、沿線國家GDP、沿線國家對中國產品市場接受程度正相關；同沿線國家勞動力成本負相關；同為WTO成員國阻礙中國對沿線國家直接投資，而簽訂FTA協定則影響相反。進一步分國家類型檢驗證明，中國對沿線發展中國家直接投資受東道國制度環境影響較大；另外，中國對沿線國家投資過度和不足情況各有分布。

“一帶一路”；直接投資；引力；中國

一、引言

“一帶一路”是對“絲綢之路經濟帶”和“21世紀海上絲綢之路”的簡稱，由習近平總書記于2013年出訪哈薩克斯坦及印度尼西亞時首次提出。“一帶一路”戰略自提出伊始便在社會各界引起強烈反響，受到國內外的廣泛關注。2015年是中國“一帶一路”戰略全面推進的元年。隨著“亞投行”的成立及投入運營，“一帶一路”戰略的宏偉宏圖正在世人面前徐徐展開。

“一帶一路”沿線國家涵蓋亞、非、歐三大洲的65個經濟體，在整個世界經濟版圖中占有舉足輕重的地位。首先，“一帶一路”沿線國家經濟增長潛力巨大。根據國際貨幣基金組織《世界經濟展望》(WEO)數據庫相關數據計算可知，2014年除中國以外的“一帶一路”沿線國家GDP總規模為13萬億美元，占世界經濟總量的16.8%；人口數量為31億，約占世界總人口的44%*國際貨幣基金組織《世紀經濟展望》(WEO)數據庫未將巴勒斯坦納入統計。。據包興安(2014)[1]計算，1990年至2013年，“一帶一路”沿線國家的貿易和直接投資增速明顯高于全球平均水平；特別是2010年往后，分別高出4.6和3.4個百分點。

另外，隨著中國對外直接投資規模的不斷擴大，中國對“一帶一路”沿線國家的直接投資也在持續增長中。2014年，中國對外直接投資存量達8 826.4億美元，占全球外國直接投資存量的3.4%，位列全球第八位。其中，中國對“一帶一路”沿線國家的直接投資存量為924.6億美元，占中國對外直接投資存量的10.48%。2009年，中國對“一帶一路”沿線國家的直接投資存量為200.68億美元，短短5年時間增長700多億美元，增幅3.6倍之多。中國對“一帶一路”沿線國家直接投資存量呈持續大幅增長趨勢，投資占比總體呈增長趨勢，其中2013年占比最大，為10.9%，2014年略有下降。但是，盡管中國對“一帶一路”沿線國家的直接投資增長較快，相較于沿線國家的地域范圍、經濟體量和在世界經濟格局中的地位而言，增長空間仍然很大。

中國對“一帶一路”沿線國家投資問題是在新形勢新背景下的一個嶄新的研究課題，近兩年來國內學者對該問題的研究熱度很高。鄭蕾、劉志高(2015)[2]從自然資源、市場要素等方面分析了中國對“一帶一路”沿線國家投資的空間格局，指出面臨的困境和挑戰，并提出了空間差異化投資引導戰略。周五七(2015)[3]將“一帶一路”沿線國家按經濟發展水平分為三類，并分析了中國對不同類型經濟體的直接投資狀況。王永中、李曦晨(2015)[4]就中國對“一帶一路”沿線國家的投資風險進行了評估。楊飛虎、晏朝飛(2015)[5]分析了“一帶一路”戰略對我國對外投資的重大意義，并提出建設對外投資法律體系、信息服務系統、投資風險基金、國際投資爭端解決途徑等具體實施措施。史正富(2015)[6]提出了新型的一帶一路投資機制，即設立多元資金構成的準市場化投資基金。

實證方面，楊英、劉彩霞(2015)[7]通過構建VAR模型分析了中國對“一帶一路”國家直接投資和中國產業升級的相互關系，發現前者對后者沒有顯著影響，但中國的產業升級會促進對“一帶一路”沿線國家的直接投資。陳虹、楊成玉(2015)[8]運用CGE模型構建社會核算矩陣，分析了不同情況下中國同“一帶一路”沿線國家的貿易問題，并在此基礎上對中國OFDI凈額進行壓力測試，結果表明中國對“一帶一路”沿線國家投資空間巨大。

目前在中國對“一帶一路”沿線國家直接投資問題的研究上，實證研究明顯少于理論分析，特別是對直接投資影響因素的實證研究更是鳳毛麟角；而國內運用引力模型分析直接投資問題的成果較為豐富(程惠芳等，2004[9]；唐宜紅等，2009[10]；項本武，2009[11]；蔣殿春等，2011[12]；蔣冠宏等，2012[13])。本文將借鑒上述研究成果，將引力模型運用于分析中國對“一帶一路”沿線國家直接投資的問題上，以期彌補相關研究的不足。

二、理論假設與模型構建

(一)理論假設

根據本文認定的直接投資引力模型，特作以下假設：

1.投資國和東道國的經濟體量

國際直接投資領域的相關研究已經證明，投資國和東道國的經濟體量對投資規模的影響十分顯著。鄧寧的國際投資理論表明，經濟體量大的國家更具備進行國際投資的能力，同時也更具備對外國投資的吸引力。

假設1投資國和東道國的經濟體量與中國對“一帶一路”沿線國家直接投資正相關。

2.距離

投資國和東道國之間的地理距離是影響投資規模的一個重要的因素。首先，兩國之間的距離代表了運輸和交易的成本，特別是對于一些制造企業，距離增加意味著原材料和制成品的運輸和交易成本大幅上升。距離也代表了歷史文化差異程度，往往地理距離較近的地區語言和文化差異更小，這就方便了公司的內部管理，提高了運營效率。

假設2兩國之間距離與中國對“一帶一路”沿線國家直接投資負相關。

3.經濟發展水平

東道國經濟發展水平是跨國公司，特別是生產加工型跨國公司選擇海外轉移目的地的主要考量因素。這是因為，一國的經濟發展水平可以在一定程度上反映該國勞動力成本。對于制造企業而言，勞動力成本占企業總成本的比重較高，選擇在勞動力成本低廉的國家或地區直接進行生產加工，可以大幅度降低企業成本，使產品在國際市場的競爭中具有更大優勢。

假設3東道國經濟發展水平與中國對“一帶一路”沿線國家直接投資負相關。

4.產品接受程度

東道國市場對于投資國產品的接受程度對跨國公司投資決策具有重要影響。跨國公司更傾向投資到對自己產品接受程度高的國家。

假設4東道國市場對中國產品的接受程度與中國對“一帶一路”沿線國家直接投資正相關。

5.經濟合作水平

兩國經濟合作水平主要由是否加入同一經濟組織，遵守同一經濟體系內的規章制度體現。不管是全球性的還是區域性的經濟組織，大多都對成員國之間的投資制定了相應的優惠政策，對成員國之間的投資行為予以鼓勵與支持。因此，投資國和東道國屬于同一經濟組織，代表兩國有較高的經濟合作水平和良好的投資環境。

假設5經濟合作水平與中國對“一帶一路”沿線國家直接投資正相關。

6.制度環境

國際直接投資理論表明東道國的制度環境是吸引投資國進行海外投資的重要因素。國際投資傾向于流向制度環境更好的國家或地區。

假設6東道國制度環境與中國對“一帶一路”沿線國家直接投資正相關。

(二)模型構建

根據上述假設，本部分將在基本引力模型的基礎之上，增加相應解釋變量，形成擴展的引力模型。

基本的投資引力模型形式如下

ofdijt=A·(gdpit·gdpjt)/disij

(1)

將方程兩邊的解釋變量和被解釋變量對數化，以消除模型自身的異方差影響，得到基本投資引力模型的一般表達形式

lnofdijt=α+β1lngdpit+β2lngdpjt+β3lndisij+μt

(2)

上式中，ofdijt代表t時期中國對國家j的直接投資，用t時期末中國對該國的直接投資存量表示。之所以不采用某一時間段內的直接投資流量數據，是由于考慮到流量受偶然性因素影響較大，會使模型回歸結果產生較大的偏差，因此本文選擇穩定性更好的存量指標進行分析；gdpit代表t時期中國的經濟體量，用t時期中國的國內生產總值表示；同理，gdpjt代表t時期國家j的經濟體量，用t時期國家j的國內生產總值表示；disij代表中國和國家j之間的距離。

α是常數項，β1、β2、β3是各解釋變量的回歸系數，μt是隨機誤差。

在基本投資引力模型基礎之上，根據之前假設加入適當的解釋變量，形成擴展的投資引力模型，表達式如下

lnofdijt=α+β1lngdpit+β2lngdpjt+β3lndisij+β4lnagdpjt+β5lnexpjt+Djt+Pjt+μt

(3)

上式中，變量agdpjt表示國家j在t時期的人均國內生產總值。該變量從一定程度上反映了j國在t時期的國民經濟發展水平，也是該國勞動力成本的代表。變量expjt表示t時期j國市場對中國產品的接受程度，用t時期中國對j國的出口額比t時期j國國內生產總值計算得出，即expjt=exportjt/gdpjt(其中exportjt為t時期中國對j國的出口額)。衡量投資國產品在東道國市場接受程度時可以使用投資國對東道國的出口額作為解釋變量，但本文認為應充分考慮東道國(即產品進口國)的市場規模(或接受能力)因素，因此在分母上加入了東道國國內生產總值。上式中，Djt表示中國同“一帶一路”沿線國家的經濟合作水平。主要由wto和fta兩個變量組成。其中，變量wto表示中國同國家j是否均是WTO成員國，若是，則取值為“1”；若不是，則取值為“0”。變量fta表示中國同國家j是否建立了自由貿易區。從自貿區簽訂時間及影響力等因素考慮，本文主要考察“中國—東盟自由貿易區”和“中國—巴基斯坦自由貿易區”的影響。變量Pjt表示j國在t時期的制度環境水平。

三、實證研究

(一)數據來源及樣本選擇

本文采用面板數據進行回歸，時間跨度為2009年到2014年，這樣可以避免橫截面數據的偶然性。樣本國家包括中國及“一帶一路”沿線62個國家(由于巴勒斯坦和不丹部分統計數據缺失，故未將其納入計量模型所分析的國家樣本中)。

估計引力方程所需要的數據有：中國對“一帶一路”沿線國家直接投資存量、出口額、投資國和東道國的國內生產總值、人均國內生產總值、距離及制度指標。其中，中國對“一帶一路”沿線國家的直接投資存量數據來源于商務部《2014年度中國對外直接投資統計公報》；出口額數據來源于聯合國貿易和發展會議(UNCTAD)數據庫。國內生產總值和人均國內生產總值的數據資料來自國際貨幣基金組織的《世界經濟展望》(WEO)數據庫，均以美元為單位，采用名義指標。這是由于采用購買力平價(PPP)計算的實際指標適合估計長期數據，而基于當前匯率的名義指標則適合分析短期數據。本文樣本考察期較短，故此處采用以美元為單位的名義指標進行相關分析。

距離數據來自法國社會展望和國際信息研究中心(CEPII)數據庫。Mayer和Zignago(2011)*Mayer T, S Zignago. Notes on CEPII’s Distances Measures:The GeoDist Database. CEPII Working Paper 2011-25, December 2011, CEPII.用四種不同方法測算了225個國家兩兩之間的貿易距離。四組不同的距離測定方法中，前兩組分別表示兩國主要經濟聚集地和兩國首都之間的地理距離，后兩組則根據主要人口或經濟聚集地進行加權計算得到，不同之處在于對貿易的距離彈性取值不同。四組距離數據相關系數達到0.99以上，屬于高度相關。根據研究對象特性，本文選擇第一組數據，即兩國主要經濟聚集地的地理距離。

制度環境指標來自世界治理指標(Worldwide Governance Indicator，WGI)，該指標體系從六個方面衡量了一國的制度環境，分別是：民主程度(Voice and Accountability)、政權穩定性(Political Stability and Absence of Violence/Terrorism)、政府治理效率(Government Effectiveness)、規制質量(Regulatory Quality)、法制(Rule of Law)和腐敗控制(Control of Corruption)，數值越大表示該國的制度環境越好。由于六個指標的相關系數較大，綜合分析各指標同模型中其他變量的相關性，最終采用“政權穩定性”作為衡量東道國制度環境的指標。

(二)檢驗結果及分析

在進行模型的正式檢驗之前，首先對各變量的相關系數進行分析，以排除模型存在多重共線性的可能。模型各變量的相關系數矩陣如下：

表1　各變量相關系數矩陣

從表1中可以看出，模型中各變量之間的相關系數均小于0.7，且大部分均在0.5以下。為了謹慎起見，進一步考察模型各變量的方差膨脹因子(VIF)，發現數值均在0.3以下，因而可以認定模型不存在嚴重的多重共線性問題。

雙對數模型的設立有效地消除了異方差問題。模型所使用的數據具有時間維度較短的短面板特征，更接近于橫截面數據，因此變量的自相關問題不嚴重。

本文運用混合OLS方法對模型予以估計，并通過穩健標準誤進行修正。以公式(2)所示的投資引力模型的一般形式為基礎進行回歸，通過逐漸加入解釋變量的方法考察各變量的解釋能力大小。

1.全樣本回歸

全樣本的回歸結果如表2：

表2　全樣本回歸結果

注：***、**、*分別表示在0.01、0.05和0.1的顯著水平上顯著；括號中為穩健標準差。

從總體上看，模型擬合優度較好，大部分解釋變量系數符號與預測相符且擬合值顯著性較高。隨著解釋變量的不斷增加，各系數值變化較為平穩，沒有大幅波動，符號也沒有發生反轉，顯著性保持基本不變。這說明上述模型基本能夠反映中國對“一帶一路”沿線國家直接投資狀況。具體而言，中國的GDP對直接投資有顯著的正效應，這說明中國的經濟體量擴大會帶動“一帶一路”沿線國家直接投資的增長。該結論符合一般經驗事實，因為中國GDP的增長在一定程度上表明了中國整體經濟實力和國際競爭力提升，國際儲備不斷增加，對外直接投資的能力和意愿也隨之增強。“一帶一路”沿線國家的GDP規模對吸引中國直接投資也有顯著的正效應，這說明了東道國的經濟體量越大，對中國的直接投資吸引能力越強。以上結論均與假設1一致，即投資國和東道國的經濟體量與中國對“一帶一路”沿線國家的直接投資正相關。距離變量的回歸系數符號為負，且顯著，這說明中國更傾向于對距離較近的國家進行直接投資，隨著距離的增加，投資量會有所下降。這也符合一般常識，因為隨著距離的增加，阻礙直接投資的有形壁壘(例如原材料運輸成本等)和無形壁壘(例如語言、文化差異產生的管理成本等)也會加大，投資量則相應減少*事實證明，中國的對外直接投資大部分集中于亞洲國家，周五七(2015)的統計數據也表明，中國對東南亞地區的直接投資占對“一帶一路”沿線國家直接投資的近50%。。上述結論符合假設2，即兩國之間距離與中國對“一帶一路”沿線國家直接投資負相關。

變量lnagdpj的回歸系數顯著為負，說明中國比較傾向投資于經濟發展水平較低的國家，這是由于經濟發展水平較低的國家勞動力平均工資也相應較低，投資于該類國家可以有效降低制造企業的生產成本。該結論與假設3相符，即東道國經濟發展水平與中國對“一帶一路”沿線國家直接投資負相關。變量lnexp的回歸系數顯著為正，表明東道國市場對中國產品的接受程度越高，該國吸引的中國直接投資越多。該結論驗證了假設4，即東道國市場對中國產品的接受程度與中國對“一帶一路”沿線國家直接投資正相關。兩個虛擬變量wto和fta的回歸系數均顯著，說明兩國經濟合作水平對直接投資確實有明顯的影響。但是變量wto的系數符號為負，即表示當兩國同屬于世界貿易組織(WTO)成員國時，反而直接投資會減少。該結論與假設5不相符。究其原因可能在于，世界貿易組織是一個涉及國家比較多，涵蓋范圍比較廣的貿易合作組織，其主要條款均是對雙邊或多邊貿易行為的規范，目的是消除成員國之間進行國際貿易的各項障礙，有利于世界范圍內國際貿易的繁榮發展。因此，WTO條款對國際直接投資行為的規范較少，沒有明顯的促進作用。相反，國際貿易的開展在一定程度上替代了直接投資，因此同屬于WTO成員國時，由于貿易壁壘的削弱，原本為節省貿易成本而在兩國之間開展的直接投資行為將被國際貿易代替。而變量fta的符號為正，驗證了假設5，即兩國經濟合作水平同中國對“一帶一路”沿線國家直接投資正相關。該結論同變量選取不無關系。變量fta主要包括“中國—東盟”自由貿易區協定和“中國—巴基斯坦”自由貿易區協定，上述自由貿易區協定涵蓋國家范圍較小，條款針對性較強。特別地，近年來的FTA協定不僅僅側重于傳統的國際貨物貿易領域，在國際直接投資和國際服務貿易領域也均有較大突破。因此，FTA相較于WTO來講，對國際直接投資的促進作用更加明顯。其實，國際貿易理論關于貿易與投資的相互作用一直存在爭論，究竟貿易與投資之間的替代性和互補性孰強孰弱也長期未有定論。以上兩個變量的回歸結果恰恰證明，不同的經濟合作框架內，貿易和投資的相互關系也有不同表現。變量ps的回歸系數為正，但不顯著，表明制度環境對中國直接投資有正面影響，但影響不明顯，檢驗結果同蔣冠宏等(2012)結果相一致，該結果不能驗證假設6。可能原因有二：首先，從實證研究所選取的數據上來看，部分國家在不同年份間變化較大，說明這些國家制度穩定性較差。而中國對外投資，特別是在進行中的長期對外投資，不僅受東道國制度環境優劣的影響，也受到該國制度穩定性的影響。其次，中國對“一帶一路”沿線國家進行直接投資時，可能更多地出于整體戰略部署、政治外交等原因而弱化了單純的制度環境因素。

2.分國家類型回歸

將“一帶一路”沿線國家按照經濟發展水平分為發達國家、發展中國家和轉型國家三大類型，并分別對三類國家進行檢驗，具體見表3、表4、表5。樣本中包括發達國家12個，發展中國家33個(未將巴勒斯坦和不丹納入統計樣本)，轉型國家17個*發達國家包括：保加利亞、克羅地亞、捷克、愛沙尼亞、匈牙利、以色列、拉脫維亞、立陶宛、波蘭、羅馬尼亞、斯洛伐克、斯洛文尼亞；發展中國家包括：阿富汗、巴林、孟加拉國、文萊、柬埔寨、埃及、印度、印度尼西亞、伊朗、伊拉克、約旦、科威特、老撾、黎巴嫩、馬來西亞、馬爾代夫、蒙古、緬甸、尼泊爾、阿曼、巴基斯坦、菲律賓、卡塔爾、沙特阿拉伯、新加坡、斯里蘭卡、敘利亞、泰國、東帝汶、土耳其、阿聯酋、越南、也門；轉型國家包括：阿爾巴尼亞、亞美尼亞、阿塞拜疆、白俄羅斯、波黑、格魯吉亞、哈薩克斯坦、吉爾吉斯斯坦、黑山、摩爾多瓦、俄羅斯、塞爾維亞、塔吉克斯坦、馬其頓、土庫曼斯坦、烏克蘭、烏茲別克斯坦。劃分標準來源于聯合國貿易與發展會議(UNCTAD)《世界投資報告(2014)》。

從表3中可以看出，發達國家的樣本回歸結果總體上與全樣本回歸結果一致。模型大多數變量系數顯著且有穩定性，相應解釋同全樣本回歸結果相同，在此不再贅述。由于樣本中的發達國家均為WTO成員國且未同中國簽訂具有較大影響力的自由貿易區協定，因此，wto和fta兩個變量未能得到驗證。制度環境變量回歸系數符號為負，但不顯著，這不足以說明發達國家的制度環境同中國對外直接投資成反比。樣本中的發達國家除以色列外，主要集中在中東歐地區，而中國對這些國家的投資相對較少；另外，由于發達國家的制度環境普遍要優于發展中國家，中國對這些國家進行直接投資時可能對其他方面的考慮要多于制度環境，因此該變量并不顯著。

表3　發達國家樣本回歸結果

注：***、**、*分別表示在0.01、0.05和0.1的顯著水平上顯著；括號中為穩健標準差。

表4所示為發展中國家樣本回歸結果，該結果同全樣本回歸結果大致相同，但變量ps的回歸系數顯著為正。該結果證明：第一，同全樣本及發達國家樣本的結果分析一樣，中國對發展中國家直接投資也受到經濟規模、距離、經濟發展水平、東道國市場接受程度以及經濟合作水平等多方面的影響，且影響方向不因選擇樣本有異而變；第二，與全樣本及發達國家樣本不同的是，中國對發展中國家進行直接投資時將制度環境納入了重要考量因素，且更傾向于向制度環境好的國家投資。這是由于，如前所述，發展中國家制度環境相對較差，中國的對外直接投資在當地遭遇的制度風險較高，因此不得不對發展中國家的制度環境進行重點關注。

表4　發展中國家樣本回歸結果

注：***、**、*分別表示在0.01、0.05和0.1的顯著水平上顯著；括號中為穩健標準差。

轉型國家樣本的回歸結果如表5所示。需要注意的是，變量lnagdpj的回歸系數不顯著，且符號不穩健，說明中國對“一帶一路”沿線的轉型國家進行直接投資時對該國經濟發展水平(或勞動力成本)的考量較少。該結果形成原因可能為：中國對轉型國家的直接投資主要集中在俄羅斯和哈薩克斯坦(占比超過80%)，而其他國家相對較少。由于投資分布過于集中，其結果受少數國家相關特征的影響較大，導致有些信息可能被掩蓋。而中國對俄、哈兩國的直接投資會受到一定的政治影響，該因素未被納入模型分析。同樣，變量ps的回歸系數顯著為負，也是由于投資分布過于集中的原因所致。由于中國尚未同樣本中的轉型國家簽訂具有較大影響力的自由貿易區協定，因此變量FTA未能被檢驗。

3.穩健性檢驗

對模型穩健性進行檢驗時，參考蔣冠宏和蔣殿春(2012)的方法，將模型中的部分解釋變量滯后一期重新進行回歸。這是由于模型解釋變量和被解釋變量之間可能存在雙向因果關系，即模型的內生性導致估計結果有偏。考慮到中國對“一帶一路”沿線國家的直接投資可能影響雙邊的經濟規模、東道國的經濟發展水平以及東道國市場對中國產品的接受程度，因此將lngdpi、lngdpj、lnagdpj和lnexp四個變量分別滯后一期進行驗證，其他變量短時期內受到中國對沿線國家直接投資的影響微乎其微，因此不予滯后。從表6所示的檢驗結果可以看出，模型中各解釋變量的回歸系數和顯著性變化不大，證明模型具有穩健性。

表5　轉型國家樣本回歸結果

注：***、**、*分別表示在0.01、0.05和0.1的顯著水平上顯著；括號中為穩健標準差。

表6　穩健性檢驗

注：***、**、*分別表示在0.01、0.05和0.1的顯著水平上顯著；括號中為穩健標準差。

(三)投資潛力測算

借鑒國際貿易中關于貿易潛力的計算方法，投資潛力的定義如下

(4)

表7　中國對“一帶一路”沿線國家投資潛力

如表7所示，中國對“一帶一路”沿線國家投資過度、適中和不足各有分布，除少數幾個國家投資適中以外，大部分國家都落在投資過度或不足區間。從國家類型上看，每種類型都有投資過度和投資不足的國家，總體上講中國對發展中國家投資大多數呈過度狀態，對發達國家和轉型國家投資則大體各半。從地域分布上看，中國對亞洲國家大多投資過度，特別是中亞地區，中國對中亞五國中的四國投資過度，只有烏茲別克斯坦呈投資不足狀態。此外，中國對東南亞和西亞地區分別有7個和9個國家投資過度，占該地區國家總數的大多數。該結果也驗證了中國對外直接投資的區域分布特點，即主要集中在以東南亞地區為主的亞洲國家。因此，中國對亞洲國家的投資潛力相對較小，應拓展其他渠道謀求潛力再造。比較而言，中國對歐洲國家投資潛力巨大。

四、結論及建議

本文利用2009-2014年的面板數據，基于投資引力模型，分析了中國對“一帶一路”沿線國家直接投資的影響因素，并對各國的投資潛力進行了測算，主要得到以下結論。

第一，和傳統引力模型的結論相一致，中國對沿線國家直接投資同投資國和東道國的經濟體量正相關；同距離負相關。在其他影響因素中，東道國的經濟發展水平同直接投資負相關，東道國市場對中國產品的接受程度同直接投資正相關，東道國同中國建立區域經濟一體化組織會拉動中國對其直接投資，但是若同屬WTO成員國效果則相反。第二，對于不同類型國家的實證檢驗表明，國家類型不同，中國對其直接投資的影響因素也不盡相同。特別地，中國對發展中國家進行直接投資時將制度環境納入了重要考量因素，且更傾向于向制度環境好的國家投資。第三，中國對亞洲國家投資潛力較小，對歐洲國家投資潛力巨大。

針對以上實證研究結果，中國在對“一帶一路”沿線國家進行直接投資時，應著重考慮以下幾個方面。

首先，中國對“一帶一路”沿線國家進行直接投資時，應著重考量對方國家的經濟體量、勞動力成本和中國產品在其市場的接受程度，盡量選擇經濟體量大，勞動力成本低和市場對中國產品接受程度高的國家進行投資。在地理距離一定的情況下，盡量控制其他可變因素，降低運輸成本。

其次，中國應加強對“一帶一路”沿線國家的制度環境評估。“一帶一路”沿線發展中國家居多，其中一些發展中國家國內政局動蕩，制度環境較差，準確評估東道國制度環境可以有效防范投資面臨的制度風險。

再次，中國對“一帶一路”沿線國家進行直接投資時，由于已然將很大部分投資投向了周邊國家，使得中國對這些國家呈“投資過度”之勢。因此，中國對周邊國家的直接投資應注重質的提升，謀求投資潛力再造。相反，中國應加強對中東歐國家的直接投資，一是因為中國以往對該地區投資較少，投資潛力巨大；二是因為此舉可以擴大中國“一帶一路”戰略的輻射范圍，增強戰略影響力。

此外，“一帶一路”戰略是歐亞經濟一體化發展大棋局的棋眼所在，更是中國全球化戰略謀篇布局的關鍵一步。因此，中國對“一帶一路”沿線國家直接投資的政策制定，不僅要立足當下，解決現實突出問題，也要放眼未來，從全局出發進行長遠規劃。所以，中國對“一帶一路”沿線國家的直接投資既要顧及眼前利益，更要放眼長遠利益。更為重要的是，當下中國正在進行供給側結構性改革，這是中國經濟的深度轉型和再造，“一帶一路”建設對此將產生重大影響。因此，我們必須重視中國對“一帶一路”沿線國家直接投資問題的研究。

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責任編輯應育松

Analysis of China’s Direct Investment to Countries along “One Belt and One Road” with the Gravity Model

NI Sha, WANG Yong-xing, JING Wei-min

(School of Economics, Nankai University, Tianjin 300071, China)

This paper empirically analyzes the factors influencing China’s direct investment to countries along“One Belt and One Road”(OBAOR) using gravity model, based on the data of China’s direct investment to countries along OBAOR and then calculates the investment potential. We find that there is a positive correlation between China’s direct investment to countries along OBAOR and the following three factors:GDP of China, GDP of countries along OBAOR, and market acceptance for Chinese products, while there is a negative correlation between China’s direct investment to countries along OBAOR and labour costs of countries along OBAOR. If both of the countries are members of WTO, China’s direct investment to countries along OBAOR will decrease while signing the FTA agreements has the opposite effect. Further research based on types of countries reveals that institutional environment of host country has big influence on China’s direct investment to developing countries along OBAOR. In addition, both of the situations “excessive investment” and “insufficient investment”-exist in China’s direct investment to countries along OBAOR.

“One Belt and One Road”; direct investment; gravity; China

2016-03-01

教育部人文社會科學重點研究基地重大項目(14JJD790035)；中央高校基本科研業務費專項資金項目(NKZXB1422)。

倪沙，女，南開大學經濟學院博士生，主要從事國際經濟學研究；王永興，男，南開大學經濟學院講師，博士，主要從事地下經濟研究；景維民，男，南開大學經濟學院教授，博士，主要從事轉型經濟學及國家治理研究。

F830.59

A

1005-1007(2016)05-0003-12