“一帶一路”倡議對沿線省域對外直接投資的效應研究
——基于DID 方法的實證分析

潘劍平

（中國社會科學院大學 財經戰略研究院，北京 102488）

一、引言

“一帶一路”倡議的提出對中國對外直接投資發展產生了重大影響。自2014 年“一帶一路”倡議被提出后，中國對外直接投資增速迅猛，在2015 年中國對外直接投資首次位列世界第二，流量達到1456.7 億美元。2020 年中國對外直接投資規模繼續擴大，流量超過1537.1 億美元，首次成為世界第一。中國對外直接投資在全球已逐漸成為不可忽視的部分，影響力逐年擴大，連續4 年對外直接投資流量在全球占比超過10%。但是，相比歐美國家而言，中國對外直接投資發展較晚，無論在存量規模還是在結構組成上都與發達國家存在較大差距。截至2020 年底，中國和美國對外直接投資存量分別占全球的6.6%和20.8%，占GDP 比率分別為17.5%和38.9%，中國還未能充分發揮對外直接投資對中國經濟高質量發展的帶動作用?！耙粠б宦贰苯ㄔO給對外直接投資發展帶來了巨大的發展機遇，其促進了商品流通和資金融通，整合了沿線的對外直接投資資源，在促進“一帶一路”沿線國家經濟發展，金融資源整合的同時，也給中國“一帶一路”沿線省域的對外直接投資發展帶來了新的契機。中國一直提倡強化貿易對“一帶一路”建設的支持，因此自倡議提出以來，從中央到沿線省域地方政府積極制定實施科學合理的貿易合作方案，改善區域對外直接投資發展方式。隨著“一帶一路”倡議的實施，中國“一帶一路”沿線省域的對外直接投資的機會增加，區域間資源流動速度進一步加快，為沿線省域的經濟和對外直接投資發展都注入了新的活力?！耙粠б宦贰背h的提出是優化中國對外直接投資的全球布局，成為“走出去”戰略深入推進的必然路徑選擇。

縱觀現有文獻，雖有文獻研究了“一帶一路”倡議與對外直接投資的關系，但多集中于微觀企業層面，而立足于省域層面研究“一帶一路”倡議對沿線省份對外直接投資的影響較少，實證檢驗則更少。文章則試圖通過回歸分析的方法來量化“一帶一路”倡議與沿線省市對外直接投資的帶動作用。亟需探討的是“一帶一路”倡議提出以來是否存在對沿線省域對外直接投資(OFDI)的實際促進效應，如果存在，是否存在異質性的促進效果，以及其內在影響機制，從而有助于厘清當前“一帶一路”倡議實施的政策效果，掌握新時期“一帶一路”倡議沿線地區經濟增長的動力，為實現從對外投資大國到對外投資強國的歷史性跨越提供重要理論依據。

二、文獻綜述

1. 對外直接投資影響分析

以往文獻從制度政策、經濟環境等因素就對外直接投資區位選擇的影響進行了研究。張為付(2008)就影響對外直接投資的支撐力、引力和張力進行了理論分析，然后根據經典的對外直接投資理論建立了7 大假設，通過建立相關計量模型得到：對外直接投資規模受到政府支持、匯率水平、民營資本比例、出口規模、經濟總量等因素的正面影響。程惠芳、阮翔(2004)討論了中國對外直接投資區位選擇的影響因素，運用引力模型研究發現雙邊貿易總量、人均收入與經濟總規模將提升對外直接投資流量，兩國之間對外直接投資流量與經濟相似程度呈現正向關系。李梅、柳士昌(2012)指出母國對外直接投資的逆向技術溢出作用，受到母國自身吸收能力的影響，存在明顯的門檻效應特征。金融發展水平、對外開放程度、技術差異、經濟發展、研發強度、人力資本等都會影響技術溢出的程度。除此之外，相關學者也提出政府干預、產業結構、人力資本、投資水平、對外開放水平等其他影響因素（趙云輝等，2020；古柳、宋婕，2020）。

2. “一帶一路”倡議對OFDI 影響分析

“一帶一路”倡議自提出以來，引起越來越多學者的關注，目前學者對于“一帶一路”倡議對OFDI 的相關研究可以根據作用對象分為國內層面和國外層面兩個方面。國內層面，楊英、劉彩霞(2015)的研究運用VAR 模型對中國加入WTO 以來對“一帶一路”沿線64 個國家的直接投資與國內產業結構轉型升級的相互關系進行實證，發現中國產業結構升級并不會受到“一帶一路”沿線國家投資的影響，相反中國之所以對“一帶一路”沿線國家進行直接投資，是出于產業結構升級的需要；李惠茹、蔣俊(2019)關注中國出口貿易，認為“一帶一路”倡議有助于提振中國沿線地區的出口貿易，其運用雙重差分法進行政策評價，發現其促進作用不具有穩定而持續的動態效應且存在區域差異性；張建清、董潔明(2019)認為對外貿易會對“一帶一路”沿線省份的綠色全要素生產率產生影響。國外層面，學者們傾向從“一帶一路”的貿易效應展開研究，Trakoun(2017)對“一帶一路”倡議保持良好的支持態度，認為其對亞太地區的經濟與商業都產生巨大的影響；Kaczmarski(2019)認為“一帶一路”倡議政策是一個旨在促進中國、歐洲和非洲之間的國際貿易以及建立一個新的國際經濟秩序和安全體系的協定，并考察了歐亞經濟聯盟作為“一帶一路”倡議的一部分的潛力。陳敏、陳淑梅(2019)從出口和進口兩個維度構建隨機前沿引力模型，借助沿線國家的貿易暢通的水平量數據，實證探究“一帶一路”倡議對沿線國家貿易效率的影響，發現貿易效率還需進一步提升。

綜合上述分析可知，以往文獻主要集中在“一帶一路”背景下中國及各地區對外直接投資現狀與發展前景，從視角門檻、區域創新以及投資國區別等方面對OFDI 進行研究，未能直接從“一帶一路”倡議出發，分析政策對沿線地區對外直接投資帶動效果?；诖耍恼乱匀珖?011—2020 年面板數據為樣本，研究“一帶一路”倡議對中國沿線地區開放型經濟發展水平的影響及其作用機制，并將該事件作為準自然實驗，構建DID 模型進行因果識別。邊際貢獻有：第一，現有文獻以定性研究為主，量化“一帶一路”倡議與對外直接投資兩者關系的相關研究較少，即使有部分研究對該問題進行了量化研究，也未對其中的影響機制和作用機理進行系統討論。相比之下，文章通過構建DID 模型進行因果識別，為解析“一帶一路”倡議的影響和作用提供了經驗證據；第二，從區域差異的角度，分析了“一帶一路”倡議與對外直接投資之間關系的地區差異，通過模型擴展驗證了在“一帶一路”倡議不同地區以及不同內外開放程度下的政策影響具有顯著的異質性，該結論對“一帶一路”倡議具體行動方案的制定具有一定的借鑒意義；第三，文章對“一帶一路”倡議影響對外直接投資水平的作用機理進行了詳細梳理，并深入探討了中間的影響機制，使得結論更加豐富可靠，同時也為評估“一帶一路”倡議的作用效果提供了理論基礎。

三、研究設計

1. 模型設定

（1） 雙重差分法

雙重差分法能夠解決模型構建的內生性問題，能夠有效對外生事件沖擊的因果效應進行識別，常被用于政策效果的分析和識別中。文章選取中國30 個省份分為實驗組和對照組，并用變量du 來表示。如果該省份屬于“一帶一路”沿線省份，則取值為1，否則為0。排除由于無法獲得完整數據的西藏和港澳臺地區后，共有17 個省份為實驗組，13 個省份為對照組。由于“一帶一路”倡議于2013 年底提出，文章根據王桂軍、盧瀟瀟(2019)的研究做法，設定時間虛擬變量dt，2014 年及以前取值為0，2014 年后取值為1。

基于上述分析構建如下模型：

其中，下標i 和t 分別代表第i 個省份和第t 年，OFDI 表示各省的對外直接投資存量，對外直接投資取對數得到。X 表示一系列控制變量，具體變量定義及闡釋如下表1。ε 為隨機擾動項，文章重點關注du×dt 前的系數，該系數大小表示“一帶一路”倡議對沿線省域對外直接投資的影響效果，該系數為正說明“一帶一路”倡議對中國沿線省域OFDI 發展具有正向的影響，該系數為負，則說明“一帶一路”倡議對中國沿線省域OFDI 發展具有負向影響。

表1 變量定義表

（2） 傾向得分匹配

雙重差分法使用必須滿足兩個前提條件：一是政策實施的時間是隨機的；二是政策實施地區發展的共同趨勢假定，即若沒有“一帶一路”倡議，“一帶一路”沿線省份與非沿線省份的OFDI 發展趨勢隨著時間推移不會出現系統性差異。但現實情況復雜多變，第二個條件往往無法得到完全滿足，因此采用PSM（傾向得分匹配） 方法來緩解選擇性偏差問題。PSM-DID方法即在進行傾向得分匹配后，再次進行雙重差分模型回歸，以期減緩樣本偏差問題，使估計結果更加穩健。

2. 數據說明

文章以2011—2020 年全國30 個省份（除西藏和港澳臺地區） 為樣本構建面板數據，分析沿線省域對外直接投資受到“一帶一路”倡議政策影響的效果大小。所有數據均通過歷年《中國統計年鑒》、國家統計局、對外投資統計公報以及各省市統計年鑒整理計算得到，數據所涉及的美元匯率均以當年的平均匯率換算，對有價值的數據以2011 年為基期進行價值平減。

四、實證分析結果

1. 描述性統計與相關性分析

由表2 描述性統計結果可以看到，du 的平均值為0.567，說明大概有56.7%的省份為“一帶一路”沿線省份，并且由于實驗組和對照組分布較為均勻，也為后文實證結果的穩健性提供了支撐。此外，不同省份之間lnrjGDP、urban、human 等變量之間變化差異較大，說明不同地區發展水平差異較大。

表2 各變量描述性統計情況

可以從表3 中看出各個省份對外直接投資對數(lnOFDI)與人均GDP 對數(lnrjGDP)、產業結構(structure)、城市化水平(urban)、對外開放水平(open)、人力資本因素(human)、科技發展水平(technology)和外商直接投資(FDI)均成正相關且相關性在50%左右，與GDP 增長率(GDPgrow)和地方財政一般預算支出收入比(exin)成負相關且相關性分別是35%和60%。說明文章所選取的控制變量確實會對對外直接投資(OFDI)產生一定影響，因此這些重要的控制變量應當在雙重差分的考慮范圍之內。

表3 各變量相關性分析

2. 平行趨勢檢驗

接下來就前文回歸結果進行平行趨勢檢驗。只有當“一帶一路”倡議政策實施前，實驗組和對照組省份對外直接投資規模并不存在明顯的差異，才能夠排除政策實施并不是由地區事前特征內生所決定，保證事件沖擊的外生條件。為了直觀考察“一帶一路”倡議對沿線省域對外直接投資影響的大小，文章擬通過繪制實驗組和控制組對外直接投資發展的時間趨勢對照圖，觀察兩組省域的對外直接投資發展的變化趨勢，如圖1 所示。

由圖1 不難看出，以2014 年為時間節點，在2014 年之前，實驗組與對照組對外直接投資變化趨勢基本相同，2014 年之后，實驗組對外直接投資增速明顯高于對照組，兩者之間的差異逐漸擴大，表明“一帶一路”倡議確實會對沿線省域對外直接投資存在影響，而且滿足平行趨勢。

圖1 時間趨勢圖

為了進一步直觀考察“一帶一路”倡議對沿線省域進口貿易發展是否存在影響，借鑒Cornaggia 等(2015)的研究方法，文章將2014 年設定為政策發生年，政策發生前一年為基期，取2011 年、2012 年、2014 年和2015 年分別與“一帶一路”倡議沿線省份作交乘得did2011、did2012、did2014 和did2015，結果如表4 所示。2014 年前的回歸結果均不顯著，說明政策發生前處理組和控制組OFDI 不存在明顯差異，滿足政策發生前處理組和控制組擁有同趨勢假設。

表4 平行趨勢檢驗回歸結果

3. DID 分析

根據表5，模型(1)～(4)是逐步加入控制變量的結果。文章du×dt 的回歸系數，因為其反映了受“一帶一路”倡議影響的省份和未受政策影響的省份對外直接投資發展的交互作用。總體來看，“一帶一路”倡議對沿線省份對外直接投資的凈效應系數(du×dt)在1%的顯著性水平下顯著為正，初步說明“一帶一路”倡議能夠提高沿線省份的OFDI 水平。在加入控制變量后，雖然回歸系數的大小有所改變，但du×dt 系數顯著性水平保持不變，回歸系數大小為0.683，表明“一帶一路”倡議促進沿線省份對外直接投資水平，相比非“一帶一路”倡議促進沿線省份平均OFDI 上升68.3%，符合前文的理論分析。

表5 雙重差分回歸結果

控制變量方面，人均GDP、產業結構、開放水平、人力資本因素、科技發展水平和外商直接投資均能對當地的對外直接投資產生顯著的正向影響，GDP 增長率、地方財政一般預算和支出收入比、城市化水平為負且在1%的水平上顯著。文章在異質性檢驗機制研究中對控制變量進一步討論。

4. PSM-DID 穩健性檢驗

由于“一帶一路”沿線省份經濟發展水平和各項控制變量指標均與非沿線省份差異較大，導致“一帶一路”沿線省份可能是由自身特征所決定，存在較為嚴重的自選擇問題。為了剔除沿線省份和非沿線省份的系統性差異，文章使用PSM-DID方法對前文結果進行穩健性檢驗。文章選擇對實驗組和控制組進行1 對1 最近鄰匹配，對匹配后的樣本再一次進行雙重差分分析，以驗證結果的穩健性。經過PSM 方法后，文章排除了68 個樣本并用篩選后的回歸樣本進行PSM-DID 回歸，結果如表6 所示。未加入控制變量時，“一帶一路”倡議對OFDI 的回歸系數在1%的顯著性水平下顯著為正。加入控制變量后，回歸系數為0.548，表明“一帶一路”倡議對沿線省份對外直接投資提升了54.8%，且在1%的置信區間內顯著，通過了穩健性檢驗。

表6 PSM- DID 回歸結果

5. 異質性分析

中國地域遼闊，不同地區經濟發展水平、文化習俗等都存在明顯的差異，表現出區域發展不平衡的特征。因此，受資源條件、經濟基礎、區位特征等影響，考慮到“一帶一路”倡議沿線省份的差異，文章接下來分“一帶”（東部地區和西部地區） 與“一路”兩個區域討論“一帶一路”倡議效應的異質性。

表7 根據各省份所處位置將總樣本劃分為“一帶”和“一路”兩個子樣本。結果說明，“一帶一路”倡議對沿線省份對外直接投資的帶動作用在“一帶”和“一路”地區都顯著存在，但從系數大小來看，“一帶”地區回歸系數為0.588，“一路”地區回歸系數為0.516，且通過了似無相關檢驗存在明顯差異。說明政策的促進作用在“一帶”地區中更為顯著。這可能是因為“一帶”地區主要集中在對外開放程度較低的內陸地區，缺乏對外直接投資的途徑和能力。因此在政策的推動下，尤其是“一帶一路”倡議提出面向中亞、西亞乃至歐洲開放的大門，其中內陸地區發揮了樞紐和中心作用，使得沿線各省份積極推動企業“走出去”，政策效果立竿見影。相比之下，“一路”沿線省份本身對外開放程度更高，開放方式更加多元，因此對政策的響應也不強烈。此外，表中結果還表明在“一帶”地區內部，“一帶一路”倡議對于西部地區的對外直接投資促進效果較東部地區更為明顯，進一步驗證了上文的推理。

表7 地區分組回歸結果

6. 機制研究

借鑒黎文靖等(2014)的檢驗方法，采用交叉項回歸法，對其中的影響機制進行分析。其中，GDP 增長率(GDPgrow)和地方財政一般預算支出收入比(exin)，文章主要考慮了地區發展水平、地方財政狀況、外商投資額三個因素在中間發揮的機制作用，具體結果如表8 所示。其中，列(1)和列(2)分別是GDP 增長率(GDPgrow)和地方財政一般預算支出收入比(exin)的機制分析結果。從回歸結果來看，兩者與“一帶一路”倡議交叉項的回歸系數均在5%的顯著性水平下為負，其結果一定程度上對該省域對外直接投資起到負向調節作用。這主要是因為，GDP 增長率越高的地區經濟發展速度越快，參與對外投資的意愿越低，考慮到經濟發展速度快的地區可以通過自驅的方式來通過內部需求帶動發展，而發展較為落后的地區可以通過對外直接投資快速帶動當地經濟發展。地方財政一般預算支出收入比在一定程度上影響了市場配置資源的能力，因資源分配的多樣性導致干預了沿線地區的對外直接投資發展。同時，越是自然資源富足的地區越能自給自足，參與區際資源貿易的意愿越低。

表8 機制研究回歸結果

列(3)是外商直接投資的機制分析結果，與前面兩個機制不同，解釋變量與外商直接投資(FDI)的交叉項系數均在1%的顯著性水平下顯著為正，說明“一帶一路”倡議可以通過這種機制的相互作用最終達到提升中國沿線地區對外直接投資的發展水平。外商直接投資較高的地區，與其他國家資源流動的速度也進一步加快，從而帶動了對外直接投資明顯的增長，為沿線省域的經濟和對外直接投資發展都注入了新的活力。

五、結論與啟示

文章基于2011—2020 年全國30 個省份的面板數據，探究了“一帶一路”倡議對沿線省域對外直接投資發展的影響，在厘清文章的基本思路后，運用雙重差分法、穩健性檢驗和異質性分析等方法檢驗了其影響。研究發現，在其他變量不變的前提下，“一帶一路”倡議的政策效果對沿線省份對外直接投資的促進效果為68.3%，在PSM-DID 穩健性檢驗下，“一帶一路”倡議的政策實施對沿線省份對外直接投資的促進效果為54.8%，作用十分顯著，“一帶一路”倡議確實有效提升了中國沿線省份的對外直接投資發展水平。從分片區來看，無論是“一帶”地區還是“一路”地區，“一帶一路”倡議都會顯著促進地區對外直接投資水平的提升，“一帶”地區的效果更為明顯?！耙粠А钡貐^西部對外直接投資水平的提升顯著高于東部。機制檢驗結果表明，GDP 增長速度越快、政府財政預算支出收入比越高對當地對外直接投資增長的抑制作用越強烈，而地區外商直接投資會顯著提升對外直接投資。

基于研究結論，得出以下啟示：

第一，大力發展“一帶一路”倡議沿線省份的人均GDP，優化產業結構，重視“一帶一路”倡議沿線省份經濟協同發展。地方政府應扶持中小企業發展，在社會保障上承擔起更大的責任，不斷提高居民收入水平，促進消費，進一步加快區域間資源流動的速度。

第二，進一步深入推進“一帶一路”倡議的實施，探索全球資源配置新途徑。“一帶一路”倡議為國內沿線省份和國外沿線國家提供了良好發展的平臺，要充分發揮“一帶一路”要素的整合能力，完善國內外在經濟利益要素和資源要素有機串聯，加強對外投資建設，搭建與“一帶一路”沿線國家共享式發展的新平臺，深化與沿線國家貿易往來與合作，打造出立足于世界的民族品牌。

第三，更加重視“一帶一路”倡議與其他區域發展戰略的有機銜接。重視“一帶一路”倡議實施過程中沿線城市發展的區域差異性，因地制宜推進“一帶一路”建設。充分發揮京津冀、長江經濟帶、粵港澳大灣區等區域性城市群在“一帶一路”建設中的平臺和樞紐作用，打造深度參與國際經濟合作的新平臺，構建與國際接軌的開放型經濟新體制。