負面輿論與對外直接投資二元邊際

作者簡介： 楊立卓（1986—），男，湖南岳陽人，博士，長沙理工大學經濟與管理學院副教授，研究方向：國際投資、國際貿易。

摘 要：依據2009—2019年“一帶一路”沿線59個國家面板數據，考量沿線國家涉華負面輿論對我國對外直接投資二元邊際的影響。結果顯示，負面輿論對擴展邊際存在顯著的抑制作用，對集約邊際的抑制作用在后期才能顯現。調節效應顯示：東道國民眾話語權和高層互訪分別能緩解負面輿論對OFDI擴展邊際和集約邊際的抑制作用。進一步分析表明，環境敏感類、資源能源類和金融類投資企業受“一帶一路”沿線國家負面輿論的影響較大，負面輿論對綠地投資和跨國并購均呈顯著倒U形關系。鑒于此，需高度重視涉華輿論導向，傳播好中國形象，推進沿線國家高層互訪，積極與東道國民眾溝通，加強海外投資環境保護意識，降低OFDI的輿論風險。

關鍵詞： OFDI二元邊際；負面輿論；“一帶一路”；GDELT

中圖分類號：F125 文獻標識碼： A 文章編號：1003-7217（2024）06-0051-08

一、引 言

自“一帶一路”倡議提出以來，我國企業在沿線國家的對外直接投資（OFDI）蓬勃發展。我國投資不僅推動了沿線國家基礎設施建設^[1]、環境改善^[2]，帶動產業升級與價值鏈地位提升^[3]，也為沿線國家帶來了經濟增長的“量質齊升”^[4]。然而，外界對我國在沿線國家投資并非一片叫好，“中國債務陷阱論”“資源掠奪論”等污名化中國投資的輿論層出不窮。這些輿論誤導了東道國民眾認知，使中國企業海外投資遭遇了“中國恐懼癥”，國際社會對中國企業投資持有更多的懷疑和謹慎態度①。

顯然，國際輿論已成為一種新型貿易投資壁壘，加大了我國OFDI風險。在此背景下，本文嘗試探究“一帶一路”沿線國家涉華負面輿論對我國企業OFDI的影響，并試圖找出哪些因素可以調節負面輿論與OFDI之間的關系，以期提出減少負面輿論對我國投資影響的政策建議。

影響OFDI的因素包含“硬實力”和“軟實力”。硬實力是軟實力的基礎和后盾，軟實力對硬實力具有強大的促進作用^[5]。近年來，眾多學者開始重視“軟實力”因素，制度、外交、文化和國家形象等得到充分關注，但對輿論的國際經濟效應研究尚處于萌芽階段。國外學者大多圍繞西方國家公共政策與公眾輿論展開數據研究、案例分析和實證研究^[6，7]。國內學者洞察到國際輿論對進口貿易、引進外資、入境旅游貿易和出口產品質量等方面的影響^[8-10]。在輿論影響OFDI方面，張先鋒等^[11]發現東道國負面輿論偏向顯著抑制了中國企業OFDI，但其僅從宏觀投資量的角度探討國際輿論的影響，而忽視了投資的結構特征，難以得到更細致的結論。因此，國際輿論影響OFDI的研究還有待充實和完善。

為此，本文從理論和實證兩個層面分析負面輿論對OFDI二元邊際的異質性影響；探討東道國民眾話語權和高層互訪對負面輿論與二元邊際之間的調節作用；并從投資廣度和投資深度方面進行異質性檢驗，以期為防范輿論風險，實現高質量“走出去”提供理論指導。

二、理論分析與研究假設

國際新聞報道是國家形象的“促銷者”，是起“催化劑”和“定型劑”作用的媒介，通過引導或制造輿論美化或丑化一國形象^[12]。消極的國家形象會影響母國與東道國的經濟合作關系，抑制企業國際化發展^[13]。負面輿論還通過影響政府政策、民眾認知來抑制企業投資。以緬甸密松水電站為例，西方國家預先設置新聞議題，以各種“權威”的環境分析報告和生態環境評價，宣揚該項目會對緬甸地區造成嚴重的環境污染。而緬甸媒體受此影響跟風報道，錯誤地誘導緬甸民眾、煽動輿論，導致中國企業被當地民眾誤解。加之西方國家施加壓力，緬甸政府被迫叫停密松水電站投資項目。顯然，涉華輿論可通過國家形象、東道國政府政策和民眾認知等方面影響外資，成為阻礙我國OFDI的新型壁壘。

（一）負面輿論與OFDI擴展邊際

中國企業傾向于以模仿先行投資者和集聚的方式進行對外投資^[14]，通過建立社會關系網絡進行再投資、勞工招募和企業管理等一系列決策。因此，行業內的企業會十分關注先行投資者的經驗，會通過各種渠道獲悉先行投資者的投資信息。當行業內的先行投資者遇到東道國負面輿論壁壘，導致其投資受到影響時，會向行業內追隨投資者發出警示信號，導致追隨投資者投資該東道國時會更謹慎，甚至取消投資計劃。基于此，提出：

假設1 負面輿論抑制OFDI擴展邊際。

（二）負面輿論與OFDI集約邊際

大型投資項目往往更易引起輿論關注。當我國企業投資沿線國家大型項目時，西方國家在項目投資談判期間，可能就會引導沿線國家輿論反對我國投資。而國際投資從投資決策到投資落地有一定周期，因此表現為投資初期甚至在正式達成投資協議之前，負面輿論就在不停發酵。我國對沿線國家大型投資大多是由國有企業主導^[15]，往往是兩國政府層面推動的，其投資決策不僅受經濟因素影響還受到政治因素影響^[16]。因此，國有企業進行大型投資時盡管初期就可能受到負面輿論影響，但基于前期沉沒成本考慮，且在得到雙邊政府的支持下，往往會繼續推進投資項目，并不會縮減投資規模。基于此，本文預計負面輿論在前期并不會影響投資規模，從計量分析的結果上來看，還會呈現顯著的促進作用。

如果東道國長期充斥在負面輿論環境中，會使東道國民眾產生認知失調和刻板印象^[17]，消費者會降低對該國投資產品的消費意愿。更有甚者會產生聯合抵制或者直接挑起社會民眾對該國企業的暴力攻擊^[18]，使得外資企業在原材料購買、銷售和雇傭等方面遭受經濟損失，從而抑制企業投資規模。另外，東道國政府面對國內負面輿論壓力，會傾向于對后續中國投資采用更為嚴格的行政審批規則或降低行政審批的效率^[19]，這將帶來后續投資企業的機會成本上升、投資不確定性增加、資金周轉率降低等諸多問題，也會降低企業在東道國投資的積極性，減少對東道國的投資，縮小投資規模。基于此，提出：

假設2 負面輿論對OFDI集約邊際的抑制作用會在后期表現出來。

（三）調節效應假設

1.負面輿論與東道國民眾話語權。根據哈羅德·拉斯韋爾的“5W”傳播模式，民眾是形成和傳播輿論的重要主體，民眾可以通過社交媒體呈現和傳播自己的觀點^[20]。民眾話語權與媒體輿論話題設置之間是一個互動關系，媒體可憑借其廣泛的影響力和權威度，設置輿論話題和偏向，從而形成了“沉默的螺旋”。但當民眾話語權增強時，民眾的意見和觀點可以打破由媒體主導的輿論環境，推翻媒體傳遞的“多數意見”，從而糾正媒體報道的偏向性。基于此，提出：

假設3 民眾話語權會減緩負面輿論對OFDI二元邊際的抑制作用。

2.負面輿論與高層互訪。國家領導人訪問作為一國外交活動的最高形式，既是國家政策和全球影響力的集中體現，又是國家間雙邊政治關系的晴雨表^[21]。頻繁的雙邊高層互訪是雙邊國家友好的一種信號，和平友好的外交活動有助于緩解東道國領導人對中國投資行為的偏見，甚至糾正其對中國投資的認知、規范和管制行為^[22]。領導人之間的經濟對話、磋商與合作有利于向東道國媒體和民眾傳遞積極的信息與知識，從而有利于東道國信息溝通和有效引導消費者決策。基于此，提出：

假設4 高層互訪減緩了負面輿論對OFDI二元邊際的抑制作用。

三、研究設計

（一）模型設計

為了檢驗負面輿論對中國企業OFDI二元邊際的影響，構建如下基準模型：

extensivei，t=β0+β1npoei，t+αxi，t+ui+vt+εi，t（1）

intensivei，t=β0+β1npoii，t+β2（npoii，t）2+

αxi，t+ui+vt+εi，t（2）

其中，extensivei，t為被解釋變量OFDI擴展邊際；intensivei，t為被解釋變量OFDI集約邊際；i表示第i國，t表示第t年；npoei，t和npoii，t為核心解釋變量負面輿論；xi，t為其他控制變量；ui為個體效應；vt為時間效應；εi，t為隨機擾動項。

為了進一步分析負面輿論對中國企業OFDI二元邊際影響的調節效應，將國際負面輿論與民眾話語權、高層互訪的交互項帶入式（3），以考察各調節變量對OFDI二元邊際的影響。其中npoei，t×zi，t為核心解釋變量與各調節變量的交互項，zi，t為調節變量。

extensivei，t=β0+β1npoei，t+β2npoei，t×

zi，t+β3zi，t+αxi，t+ui+vt+εi，t（3）

對于倒U形非線性關系的調節效應，需要分析倒U形曲線拐點的位置及曲線的形狀^［23］。其位置取決于β1β4-β2β3的正負，當β1β4-β2β3>0，拐點向右移動；當β1β4-β2β3<0，拐點向左移動。其形狀取決于β4的正負，當β4>0，曲線變得更平坦；當β4<0，曲線變得更陡峭。根據式（4），其中，npoii，t×zi，t為核心解釋變量與各調節變量的交互項，β4（npoii，t）2×zi，t為核心解釋變量的平方與各調節變量的交互項，zi，t為各調節變量。

intensivei，t=β0+β1npoii，t+β2（npoii，t）2+

β3npoii，t×zi，t+β4（npoii，t）2×zi，t+

β5zi，t+αxi，t+ui+vt+εi，t（4）

（二）變量選取和說明

1.被解釋變量。借鑒Kulchina^[24]對二元邊際的衡量方式，以一年中在“一帶一路”沿線國家對外直接投資的“企業行業”關系對的數量表示OFDI擴展邊際（extensive）；以一年中在“一帶一路”沿線國家對外直接投資“企業行業”關系對的平均投資額表示OFDI集約邊際（intensive）。

2.核心解釋變量。輿論數據來自谷歌GDELT數據庫，該數據庫是最大的全球社會數據庫。該數據庫全天監控著各個國家的100多種語言的新聞，該數據庫給每一篇新聞都標記了一個“sentimentindex”^①。由于輿論對OFDI二元邊際的影響機制不一樣，所以，根據擴展邊際和集約邊際的特點采用不同方式衡量負面輿論。對于OFDI擴展邊際的負面輿論衡量（npoe），借鑒張先鋒等^[11]的做法，用加總東道國每月涉華負面報道篇數占該國總涉華報道篇數之比表示：

npoei，t=∑121i國t年涉華報道負面篇數i國t年涉華報道總篇數 （5）

中國在沿線國家的投資存量呈集聚化趨勢^[25]，企業對一國的投資集約化越高，該國市場對投資企業就越重要，企業就越容易受到該國對中國的負面輿論的影響^[10]。基于中國對沿線國家投資的空間積聚特征，對OFDI集約邊際的負面輿論衡量（npoi），僅用絕對數量比作為權重不足以體現輿論客體的輿論力量差異。因此，本文借鑒武昭媛和洪俊杰^[10]的做法，以“企業行業”關系對平均投資額占比權重對涉華負面輿論進行加權求和。

npoii，t=100×i國t年平均投資額占比×

∑121i國t年涉華報道負面篇數i國t年涉華報道總篇數（6）

3.控制變量。參考已有文獻，對下述變量進行控制。（1）經濟發展水平（lnhostgdp），采用東道國國內生產總值的對數進行衡量，反映東道國市場規模。（2）東道國資源稟賦（resource），采用石油租金、天然氣租金、煤炭（硬煤和軟煤）租金、礦產租金和森林租金之和衡量。（3）地理距離（lndistance），以兩國首都間地理距離的對數衡量。（4）政治制度質量（qgs），包括政治穩定性、政府效率、規管質量、腐敗控制和法治環境。（5）技術水平（lntechnology），以居民及非居民專利申請量之和進行衡量，技術水平越高，外資企業投資高新技術領域意向越大。（6）勞動力市場規模（lnlabor），使用東道國實際參與勞動人數，反映東道國勞動要素稟賦。（7）雙邊投資協定（bit），兩國簽署投資協定之前年份取0，簽署當年及之后年份取1。（8）東道國人均GDP增長率（ratepergdp），反映東道國居民的購買潛力。（9）東道國基礎設施（infrastructure），國家基礎設施質量的提高有助于增進企業的直接投資^［26］。（10）企業投資程序（cost），根據Helpman等^[27]的研究，企業進入東道國需要得到當地部門的審核和審批，本文將企業進入東道國所需審批程序視為企業進入東道國的成本，作為投資擴展邊際的控制變量。

4.調節變量。（1）民眾話語權（vaa）用世界治理指數中“聲音與責任”衡量，該指標反映了參與選舉、享有言論、結社和媒體自由的話語權^[28]。（2）高層互訪（hlv）以互訪、在第三國會晤、雙邊國家領導人問候的次數加權之和表示，元首級的互訪（含在第三國會晤）權重為2，其他國家領導人的互訪、在第三國會晤、互相問候的權重為1^[29]。

（三）數據來源

采用2009—2019年“一帶一路”沿線59個國家的面板數據檢驗國際負面輿論對中國OFDI二元邊際的影響。因巴勒斯坦、格魯吉亞等國家數據缺失較多，故剔除。其中OFDI擴展邊際和集約邊際通過中國全球投資跟蹤數據庫（China Global Investment Tracker）數據整理計算所得。本文通過對谷歌GDELT大數據進行挖掘，識別出“一帶一路”沿線國家對中國企業投資相關的新聞報道，并結合事件時間、地點和語氣等信息，構建沿線國家國際輿論數據庫，最終計算出負面輿論指標。地理距離來自CEPII數據庫，雙邊投資協定來自聯合國貿易與發展會議（UNCTAD）。本文手動整理中國外交部報道的歷年中國與沿線國家往來信息，得到高層互訪數據；其余變量數據均來自世界銀行。部分國家的指標數據存在較少缺失，采用線性插值法補齊。針對部分極端值，對數據進行上下1%的縮尾處理。

變量描述性統計見表1，OFDI二元邊際最小值都為0，擴展邊際均值為0.646，說明中國企業在沿線國家投資空間布局存在較大差異，大型投資的多元化較為有限。負面輿論（擴展）均值為0.189；負面輿論（集約）均值為0.371，標準差為1.236，說明沿線國家負面輿論偏向整體較低，但最大值分別為1和7.609，負面輿論偏向存在較大差異。

四、實證結果

（一）基準回歸

在回歸之前，對可能存在的“偽回歸”問題和面板數據模型選擇問題檢驗如下。首先，采用方差膨脹因子（VIF）和各變量相關性檢驗，OFDI擴展邊際與集約邊際的VIF分別為2.93和2.94，均小于10。同時，各變量相關指數均小于0.8，故認為不存在嚴重的多重共線性問題。由于樣本數據為短面板數據，故無須對各變量進行單位根檢驗及模型的協整檢驗。其次，OFDI擴展邊際屬于計數數值，故采用泊松模型；OFDI集約邊際采用面板回歸，通過Hausman檢驗，結果顯示拒絕原假設。

在表2中，列（1）和列（2）探索了負面輿論對OFDI擴展邊際的影響，列（3）、列（5）、列（7）探索了負面輿論對OFDI集約邊際的影響，列（4）、列（6）、列（8）引入了國際負面輿論的二次項以此來檢驗負面輿論與OFDI集約邊際的滯后關系，列（7）和列（8）在此基礎上使用了聚類穩健標準誤。在表2中，負面輿論對OFDI擴展邊際具有顯著抑制效應，但負面輿論一次項對OFDI集約邊際具有顯著促進效應，負面輿論二次項估計系數在1%的統計水平下顯著為負，反映出負面輿論對OFDI集約邊際后期抑制，先期計量表現為正的非線性關系。綜上，假設1、假設2得到驗證。

（二）穩健性檢驗

為了驗證基準回歸結果的可信性，采用更換變量和更換模型的方法，對結果進行穩健性檢驗。

1.更換變量。

更換OFDI二元邊際的度量方法，以更為細分的“企業行業”數量替換“企業行業”關系對數量，并進行三維固定以克服遺漏變量偏差。表3中列（1）和列（2）結果顯示，負面輿論估計系數在1%的統計水平下顯著為負。以歷年《中國對外直接投資公報》中OFDI流量替代OFDI集約邊際（intensive），表4列（1）和列（2）結果顯示，負面輿論一次項的估計系數在1%的統計水平下顯著為正，其二次項的估計系數在1%的統計水平下顯著為負，呈倒“U”形關系。檢驗結果與基準回歸結果一致。

2.更換模型。

在OFDI擴展邊際方面，首先，泊松回歸的前提之一是被解釋變量的期望與方差相等。本文結果顯示方差為1.645818，期望為0.6456086，方差遠大于期望，存在過度分散問題，故使用負二項回歸進行穩健性檢驗，結果如表3列（3）和列（4）所示，系數顯著為負。其次，OFDI擴展邊際為計數數值，存在大量零值，通過檢驗P值為0.0312，拒絕原假設，故使用零膨脹泊松模型排除零值過多帶來的擬合誤差，結果如表3中列（5）和列（6）列所示，也顯著為負，與基準回歸結論相符。

在OFDI集約邊際方面，采用面板校正標準誤差模型（PCSE），該方法可以同時解決存在同步相關、異方差、序列相關的問題。由于中國企業在部分東道國沒有投資且“中國全球投資跟蹤”數據庫只記錄了超過1億美元的企業投資信息，存在大量零值現象，故使用Heckman模型對其進行穩健性檢驗。表4中列（3）和列（4）的PCSE模型結果與基準回歸吻合；列（5）和列（6）的Heckman模型中，選擇方程為企業是否對東道國投資，若投資，值為1，否則為0。由列（5）可知，負面輿論抑制了企業進入東道國的投資選擇傾向；由列（6）可知，基準回歸結果穩健。

（三）調節效應檢驗

由表5列（1）可知，民眾話語權減緩了負面輿論對OFDI擴展邊際的抑制作用，說明“一帶一路”沿線國家民眾話語權的提升能促進更多中國企業對其投資。表5列（2）中，npoi×vaa與 npoi2×vaa 的系數不顯著，表明民眾話語權在調節負面輿論和OFDI集約邊際的關系上并未起到顯著作用，假設3部分得到驗證。由表5列（3）可知，高層互訪在調節負面輿論、抑制OFDI擴展邊際方面并未起到顯著影響；根據表5列（4），高層互訪與OFDI集約邊際平方的交互項估計系數顯著為正，且這里的β１β4-β2β3=0.01636，大于0，表明倒U形曲線拐點向右移動，β4（npoi2×hlv）等于0.016，顯著大于0，曲線變得更平坦，以上兩種變動均會減緩負面輿論對OFDI集約邊際的抑制作用，假設4部分得到驗證。

五、進一步分析

在投資廣度方面，“一帶一路”沿線國家輿論主要圍繞環境、勞工、債務等話題展開，不同類別的投資可能對輿論敏感度存在差異。本文根據中國全球投資追蹤數據庫的行業劃分標準，將企業類型分為環境敏感類、資源能源類、技術密集類和金融類，進行異質性檢驗。在投資深度方面，跨國并購屬于“購買性”投資，當受到負面輿論沖擊時企業可選擇不繼續投資，及時止損；而綠地投資比跨國并購投資建設周期長且沉沒成本較高。因此，進入方式不同受負面輿論的影響程度可能存在差異，本文對綠地投資和跨國并購分別進行檢驗，考察不同進入方式下輿論對OFDI的影響差異。

根據表6回歸結果，負面輿論對環境敏感類、資源能源類和金融類投資均有顯著抑制作用，但對技術密集類投資并無顯著影響。可能原因是，環境問題成為當下熱點輿論話題，也是全球面臨的共同難題。各國政府紛紛出臺了一系列環境保護措施和規章條例，因此負面輿論對環境敏感類投資的抑制作用非常顯著。礦產資源、石油、木材和農產品等自然資源具有稀缺性，“資源掠奪論”相關負面輿論的大肆渲染更容易使東道國設立較高的外資進入門檻，也表現出顯著性。“一帶一路”倡議下的投資和融資透明度往往成為眾多國外學者和智庫抨擊的熱點，且沿線國家的金融機構布局滯后^[30]，因此金融類VP1eIXzdJH0niSIu6Nkn1phwFRtZzzU2U3btCkww9HI=投資受到的負面輿論沖擊較大。如表7所示，負面輿論對綠地投資和跨國并購的影響呈顯著倒“U”形關系。通過Utest檢驗，兩種投資類型的拐點分別為4.931056和5.379379，表明負面輿論對綠地投資的抑制作用更強。

六、結論與建議

國際輿論已成為阻礙跨國投資的重要壁壘。以2009—2019年“一帶一路”沿線59個國家的面板數據為樣本，分析負面輿論與中國OFDI二元邊際的關系，結果顯示負面輿論對中國OFDI擴展邊際存在顯著的抑制作用，與OFDI集約邊際之間存在顯著的后期抑制作用。在考慮了選擇偏誤、遺漏變量以及潛在的內生性問題后，結論仍然穩健。在調節效應的討論中，發現民眾話語權能顯著緩解負面輿論對OFDI擴展邊際的抑制作用；高層互訪能顯著緩解負面輿論對OFDI集約邊際的抑制作用。進一步分析表明，環境敏感類、資源能源類和金融類投資擴展邊際受負面輿論的影響較大；負面輿論對綠地投資和跨國并購的影響呈顯著的倒U形關系。

建議：一是高度重視沿線國家輿論追蹤，樹立積極的涉華輿論導向，講好中國故事，傳播好中國形象，并從政府層面構建沿線國家輿論預警系統，為企業OFDI時防范輿論風險提供指導。二是積極推進沿線國家高層互訪，帶動東道國積極的涉華報道，確保我國企業大型投資有一個良好的輿論環境。三是企業在投資民眾話語權低的東道國，以及在進行綠地投資時，應更加注意防范輿論風險，積極與東道國民眾溝通相關投資內容，使投資建設過程透明化。四是企業在進行環境敏感類、資源能源類和金融類投資時，應在保護環境、資源開發權益分配和債務問題等方面積極與沿線國家相關部門和民眾溝通。

注釋：

① 資料來源：The Economist. The New Colonialists： China’s Hunger for Natural Resources. http： / /www. economist. com /node /10853534，March 13 2008.

② https：//www.gdeltproject.org/．

參考文獻：

［1］ 董有德，張露. 中國OFDI推進相應國家基礎設施建設——基于2007—2016年的57個“一帶一路”國家的面板數據[J]. 上海經濟研究，2018，（8）：94-102.

[2] 劉乃全，戴晉. 我國對“一帶一路”沿線國家OFDI的環境效應[J]. 經濟管理，2017（12）：6-23.

[3] 彭澎， 李佳熠. OFDI與雙邊國家價值鏈地位的提升——基于“一帶一路”沿線國家的實證研究[J]. 產業經濟研究，2018（6）：75-88.

[4] 戴翔，王如雪. 中國“一帶一路”倡議的沿線國家經濟增長效應： 質還是量[J]. 國際貿易問題，2022（5）：21-37.

[5] 乃風，孔琳. 軟實力： 大國崛起方程式“國家軟實力建構與中國公共關系發展高層論壇”報道[J]. 國際公關，2007（2）： 14-17.

[6] Page B， Shapiro R. Effects of public opinion on policy[J]. American Political Science Review， 1983， 77（1）：175-190.

[7] Ugumanim B O， Felix O E，Maurice A C. Public opinion and the public policy making process in Nigeria：a critical assessment[J]. Canadian Social Science， 2014（10）： 85-92.

[8] 孟麗君，李鋼. 逆全球化背景下媒介輿論對中國出口貿易的影研究[J]. 財貿經濟，2021， 42 （11）： 146-16.

[9] 程盈瑩，成東申，李佳鴻. 國際輿論對我國入境旅游貿易的影響——基于Gdelt新聞大數據庫的實證研究[J].社會科學研究，2022（2）： 113-125.

[10]武昭媛，洪俊杰. 國際輿論與企業出口產品質量[J]. 國際經貿探索，2022， 38 （9）： 55-69.

[11]張先鋒，郭偉，蔣慕超，等. 東道國負面輿論偏向與企業OFDI——基于東道國主流新聞媒體的情感量化分析[J]. 產業經濟研究，2021（5）：69-82.

[12]游家興，陳志鋒，肖曾昱，等. 財經媒體地域偏見實證研究[J]. 經濟研究，2018，53（4）：167-182.

[13] 張楨，莊嚴.新形勢下有效應對國際輿論的對策探究[J]. 新聞愛好者，2021 （11）： 70-73.

[14] 鄒汶君，蘭月新，夏一雪，等. “一帶一路”沿線國家涉華輿情風險感知與對策研究[J]. 情報科學，2021， 39 （11）： 60-68，75.

[15]賈樂蓉. 俄烏沖突中俄羅斯的輿論策略及其啟示[J]. 對外傳播，2022（8）：76-80.

[16]Eicher T S， Helfman L， Lenkoski A. Robust FDI determinants： Bayesian model averaging in the presence of selection bias[J]. Journal of Macroeconomics， 2012， 34（3）： 637-651.

[17]協天紫光，樊秀峰，黃光燦. 東道國投資便利化建設對中國企業對外直接投資二元邊際的影響[J]. 世界經濟研究，2020（4）：120-134，137.

[18]耿偉，李亞楠. 東道國不確定性與中國ODI二元邊際： 兼論營商環境的調節效應[J]. 世界經濟研究，2020（4）：107-119，137.

[19]楊連星，劉曉光. 反傾銷如何影響了對外直接投資的二元邊際[J]. 金融研究，2017（12）：64-79.

[20]高健，朱沛祺，阮承昊. 貿易壁壘影響中國企業對外直接投資了嗎？——基于二元邊際的實證分析[J]. 財經問題研究，2020， （10）： 108-117.

[21]郭娟娟，楊俊. 東道國金融發展水平對中國企業OFDI二元邊際的影響[J]. 國際貿易問題，2019（2）： 145-160.

[22]閆奕榮，周翠翠，隨洪光. 貿易便利化對我國對外直接投資的影響研究[J] . 經濟問題探索，2021（4）： 181-190.

[23]楊連星，劉曉光，張杰. 雙邊政治關系如何影響對外直接投資——基于二元邊際和投資成敗視角[J]. 中國工業經濟，2016（11）： 56-72.

[24]Kulchina E. Media coverage and location choice[J]. Strategic Management Journal， 2014， 35（4）： 596-605.

[25]杜奇睿. 對外投資中負面輿論風險防范策略研究[J]. 國際經濟合作，2016（4）： 60-61.

[26]Keuschnigg C. Exports， foreign direct investment， and the costs of corporate taxation[J]. International Tax and Public Finance， 2008， 15（4）： 460-477.

[27]Helpman E，Marc M，Yona R.Estimating trade flows： trading partners and trading volumes[J]. Quarterly Journal of Economics，2008， 123（2）： 441-487.

[28]楊波，柯佳明. 國家形象是軟實力嗎——基于跨國并購的視角[J]. 世界經濟與政治，2021（4）：135-155，160.

[29]張建紅，姜建剛. 雙邊政治關系對中國對外直接投資的影響研究[J]. 世界經濟與政治，2012（12）：133-155，160.

[30]Haans R， Pieters C， He Z L. Thinking about U： theorizing and testing U-and inverted U-shaped relationships in strategy research[J]. Strategic Management Journal， 2016， 37（7）： 1177-1195.

（責任編輯：鐘瑤，鄒彬）

Negative Public Opinion and Chinese Enterprises’

OFDI Binary Margins

—Taking Countries along “the Belt and Road” as Examples

YANG Lizhuo1， LIU Jun2， XU Qingyun1

（1.School of Economics & Management， Changsha University of Technology， Changsha， Hunan 410076，China;

2.School of Economics， Chongqing Technology and Business University， Chongqing 400067， China）

Abstract：Based on the panel data of 59 countries along the Belt and Road from 2009 to 2019， the influence of China-related negative public opinion on the binary margin of China’s OFDI in these countries is analyzed.The results show that negative public opinion has a significant inhibitory effect on the expansion margin， while the inhibitory effect on the intensive margin only becomes apparent in the later stage. The moderating effect finds that the public’s right to speak and high-level visits of host countries can alleviate the inhibitory effect of negative public opinion on OFDI’s expanding margin and intensive margin respectively. Further analysis shows that environmentally sensitive， resource-energy and financial investment enterprises are greatly affected by negative public opinion in countries along the Belt and Road， and negative public opinion has a significant “U-shaped” relationship to greenfield investment and cross-border mergers and acquisitions. In view of this， it is necessary to attach great importance to the orientation of China-related public opinion， spread the image of China well， promote high-level visits of countries along the Belt and Road， actively communicate with the host country’s public， strengthen the awareness of overseas investment environmental protection， and reduce the risk of OFDI public opinion.

Key words：OFDI binary margins; negative public opinion; “the Belt and Road”; GDELT