“一帶一路”下中國OFDI對(duì)中亞五國經(jīng)濟(jì)增長的影響測度

朱智洺1，丁海燕1,陳效林2

(1. 河海大學(xué)商學(xué)院，江蘇南京211100; 2. 南京財(cái)經(jīng)大學(xué)物流與營銷學(xué)院，江蘇南京210023)

摘要：中亞5國是“一帶一路”戰(zhàn)略下中國重點(diǎn)投資對(duì)象。運(yùn)用C-D生產(chǎn)函數(shù)構(gòu)建FGLS模型，基于2003—2013年面板數(shù)據(jù)測度中國OFDI對(duì)中亞5國經(jīng)濟(jì)增長影響程度。研究表明：中國OFDI對(duì)中亞5國經(jīng)濟(jì)增長的總體影響比較顯著，但各國影響程度有差異，對(duì)哈薩克斯坦影響最為顯著，其次是塔吉克斯坦和土庫曼斯坦,對(duì)吉爾吉斯斯坦和烏茲別克斯坦的影響很弱。綜合各種因素，預(yù)測在“一帶一路”戰(zhàn)略下，中國OFDI對(duì)中亞5國經(jīng)濟(jì)增長的影響差異會(huì)進(jìn)一步擴(kuò)大：塔吉克斯坦提升空間最大，其次是烏茲別克斯坦，其他3國影響不大。這為中國提供了具體的投資建議：在投資環(huán)境評(píng)估、投資合作對(duì)象、投資領(lǐng)域以及合作方式方面全方位轉(zhuǎn)變投資合作模式。

關(guān)鍵詞：OFDI；中亞5國；“一帶一路”戰(zhàn)略；影響測度；定性預(yù)測

DOI：10.3876/j.issn.1671-4970.2015.05.013

收稿日期：2015-07-15

基金項(xiàng)目：國家社會(huì)科學(xué)基金項(xiàng)目(14BSH021)；國家自然科學(xué)基金(71172059)

作者簡介：朱智洺(1970—)，女，江蘇姜堰人，副教授，博士，從事國際貿(mào)易和國際金融研究。

中圖分類號(hào)：F13

文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A

文章編號(hào)：1671-4970(2015)05-0067-06

一、引言

中亞5國(哈薩克斯坦、烏茲別克斯坦、土庫曼斯坦、吉爾吉斯斯坦和塔吉克斯坦)位于歐亞大陸的樞紐地帶，是建設(shè)絲綢之路的重要通道。2013年9月中國領(lǐng)導(dǎo)人習(xí)近平主席訪問了哈薩克斯坦、吉爾吉斯斯坦、土庫曼斯坦、烏茲別克斯坦4國，提出了“新絲綢之路經(jīng)濟(jì)帶”的戰(zhàn)略構(gòu)想，讓各國把投資的目光聚焦于中亞5國。我國將建設(shè)“絲綢之路經(jīng)濟(jì)帶”和“海上絲綢之路”(合稱“一帶一路”)納入國家戰(zhàn)略[1]，承諾向中亞國家投資480億美元，這巨額投資對(duì)中亞國家經(jīng)濟(jì)增長帶來的影響成了中亞雙方以及國際關(guān)注的一個(gè)焦點(diǎn)。

中國OFDI發(fā)展歷程始于1978年的改革開放，現(xiàn)有研究主要以母國利益最大化為前定條件，來探討中國OFDI對(duì)本國經(jīng)濟(jì)增長的影響。魏巧琴等[2]率先使用年度數(shù)據(jù)研究了中國1982—2000年的對(duì)外直接投資和經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系，結(jié)論表明二者之間沒有任何因果關(guān)系。肖黎明[3]使用中國1980—2007年度的數(shù)據(jù)進(jìn)行的研究表明：中國對(duì)外直接投資與經(jīng)濟(jì)增長之間存在協(xié)整關(guān)系，但是對(duì)外直接投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用較小。馮彩等[4]基于中國省級(jí)面板數(shù)據(jù)，分東部、中部、西部分析對(duì)外直接投資的母國經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)，發(fā)現(xiàn)對(duì)外直接投資對(duì)于區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的長期促進(jìn)效應(yīng)顯著大于短期促進(jìn)效應(yīng)。對(duì)外直接投資對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長的效應(yīng)存在顯著的區(qū)域差異，具體表現(xiàn)為東部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)大于全國和中、西部地區(qū)。

“一帶一路”戰(zhàn)略提出后，中國OFDI以母國利益為最大化的條件已經(jīng)不符合國家利益和該戰(zhàn)略雙贏的根本意義，因此，基于國際視角，OFDI對(duì)東道國經(jīng)濟(jì)增長的影響是必須研究的話題。然而，中國OFDI對(duì)東道國經(jīng)濟(jì)增長影響的計(jì)量研究很少，對(duì)中亞5國經(jīng)濟(jì)增長影響的研究幾乎沒有。秦磊[5]定性分析了中國對(duì)外直接投資對(duì)GMS東道國——越南、柬埔寨、老撾的直接影響和間接影響，認(rèn)為中國OFDI對(duì)次區(qū)域3國存在積極的直接影響，產(chǎn)生了就業(yè)和收入效應(yīng)，而技術(shù)溢出的間接效應(yīng)不顯著。Whalley 等[6]使用增長核算和反增長核算法評(píng)估中國直接投資對(duì)非洲的危機(jī)前經(jīng)濟(jì)飆升的貢獻(xiàn)，中國直接投資對(duì)撒哈拉以南13個(gè)非洲國家2008—2009年的經(jīng)濟(jì)增長起到了促進(jìn)作用。汪文卿等[7]基于固定效應(yīng)模型和系統(tǒng)廣義矩估計(jì)研究中非合作對(duì)非洲國家經(jīng)濟(jì)增長的影響，總結(jié)出中國對(duì)非洲的直接投資不僅促進(jìn)其經(jīng)濟(jì)增長而且促進(jìn)作用大于世界其他國家對(duì)非洲的直接投資。

從已有研究OFDI與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的計(jì)量方法來看，主要有兩種：一是時(shí)間序列模型，F(xiàn)rank等[8]運(yùn)用時(shí)間序列因果關(guān)系分析亞洲東部及東南部的FDI與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系；Ranjan 等[9]運(yùn)用多元協(xié)整分析、ADF檢驗(yàn)及Granger因果檢驗(yàn)印度FDI對(duì)其經(jīng)濟(jì)增長的影響。另一個(gè)是面板數(shù)據(jù)模型，Borens 等[10]使用三階段最小二乘法估計(jì)FDI對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的影響，結(jié)果表明FDI是一種重要的技術(shù)轉(zhuǎn)移渠道，其對(duì)東道國經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)要大于國內(nèi)投資；Maria 等[11]運(yùn)用動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)的廣義矩估計(jì)(GMM)法控制內(nèi)生性和滯后因變量，發(fā)現(xiàn)外國直接投資不會(huì)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長有一個(gè)強(qiáng)大、獨(dú)立的影響力；韓家彬等[12]運(yùn)用固定效應(yīng)面板模型分析進(jìn)出口、FDI對(duì)金磚5國經(jīng)濟(jì)增長的影響，發(fā)現(xiàn)FDI對(duì)金磚5國經(jīng)濟(jì)增長的影響力對(duì)于各國不一但是總體是正向變動(dòng)。由于面板數(shù)據(jù)兼具橫截面和時(shí)間兩個(gè)維度，滿足本文研究中國OFDI對(duì)中亞經(jīng)濟(jì)影響的測度要求，因此，本文擬選擇面板數(shù)據(jù)模型進(jìn)行經(jīng)濟(jì)計(jì)量分析。

中國與中亞5國有著長期且良好的經(jīng)貿(mào)合作，且中亞5國處于“絲綢之路經(jīng)濟(jì)帶”的核心部位，中國承諾的巨額投資對(duì)中亞5國經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生的影響尚未有實(shí)證研究，因此，本文擬在“一帶一路”戰(zhàn)略下，定量研究中國OFDI對(duì)中亞5國經(jīng)濟(jì)增長的影響程度，并進(jìn)行影響度的定性預(yù)測，為中方制定投資政策做參考。

二、計(jì)量模型和數(shù)據(jù)

中亞即亞洲中部地區(qū)，狹義的中亞國家包括土庫曼斯坦、吉爾吉斯斯坦、烏茲別克斯坦、塔吉克斯坦、哈薩克斯坦和阿富汗斯坦6國。由于阿富汗的特殊國情，影響因素較為復(fù)雜，所以本文不將其納入研究對(duì)象，本文中亞5國指哈薩克斯坦、吉爾吉斯斯坦、塔吉克斯坦、土庫曼斯坦和烏茲別克斯坦。

1. 模型的選擇

為了評(píng)估中國OFDI對(duì)中亞5國經(jīng)濟(jì)增長的影響，本文采用柯布—道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)。柯布—道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)是由美國數(shù)學(xué)家柯布和經(jīng)濟(jì)學(xué)家保羅·道格拉斯共同探討投入和產(chǎn)出的關(guān)系時(shí)設(shè)計(jì)的生產(chǎn)函數(shù)，其廣泛應(yīng)用于經(jīng)濟(jì)數(shù)量分析，從投入產(chǎn)出的角度研究一個(gè)國家或地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長問題，具有重要的應(yīng)用價(jià)值，模型表達(dá)式為：Y=AKαLβ。式中Y表示生產(chǎn)總產(chǎn)值，A表示綜合技術(shù)水平，L表示投入的勞動(dòng)力數(shù)量，K表示投入的資本，β表示勞動(dòng)力產(chǎn)出的彈性系數(shù)，α表示資本產(chǎn)出的彈性系數(shù)。

傳統(tǒng)的C-D生產(chǎn)函數(shù)模型中，只從勞動(dòng)投入和資本投入來研究經(jīng)濟(jì)增長，雖然諸如技術(shù)進(jìn)步、進(jìn)出口等影響經(jīng)濟(jì)增長的因素被籠統(tǒng)地概括進(jìn)了常數(shù)A中，由于A是一個(gè)模糊概念，如何從A中將技術(shù)進(jìn)步和其他影響經(jīng)濟(jì)增長的因素分離出來顯然具有重要意義?；谝陨峡紤]，本文把A設(shè)定為技術(shù)進(jìn)步，把對(duì)外直接投資(OFDI)引入生產(chǎn)函數(shù)，把其他不可觀測的影響經(jīng)濟(jì)增長的因素設(shè)定為μ，生產(chǎn)函數(shù)模型改寫為：

Y=AαKβLγeλOFDI+μ

(1)

對(duì)生產(chǎn)函數(shù)模型(1)取對(duì)數(shù)形式進(jìn)行變形得到如下模型：

lnY=αlnA+λβlnK+γlnL+λOFDI+μ

(2)

(2)式中：α>0，β>0，γ>0，>0，Y表示經(jīng)濟(jì)增長；A表示技術(shù)水平；L表示勞動(dòng)力投入；K表示資本投入；OFDI表示對(duì)外直接投資，α、β、γ和λ分別表示各影響因素的產(chǎn)出彈性系數(shù)，μ為影響經(jīng)濟(jì)增長但未能測量的因素。依據(jù)理論模型，結(jié)合本文分析所利用的面板數(shù)據(jù)形式，設(shè)定中亞5國經(jīng)濟(jì)增長問題的計(jì)量回歸分析模型，如下：

lnYit=c+αlnAit+βlnKit+

γlnLit+λOFDIit+μi+εit

(3)

(3)式中，Y為中亞5國的經(jīng)濟(jì)增長，用各國GDP的年增長率來表示；A為技術(shù)進(jìn)步，用各個(gè)國家的研發(fā)投入占GDP的比重表示；K為中亞5國的資本量，用各個(gè)國家固定資本額來表示；L為中亞5國的勞動(dòng)力，用各個(gè)國家的總就業(yè)人口表示；OFDI表示中國對(duì)中亞5國的直接投資，用對(duì)外直接投資流量來表示。c表示常數(shù)項(xiàng)，μi表示固定效應(yīng)，εit表示隨機(jī)效應(yīng)，i表示面板數(shù)據(jù)中的觀測個(gè)數(shù)，t表示面板數(shù)據(jù)的時(shí)間維度。

2. 數(shù)據(jù)來源

2003—2013年度中國對(duì)中亞5國的直接投資流量數(shù)據(jù)來源于商務(wù)部、國家統(tǒng)計(jì)局、國家外匯管理局聯(lián)合發(fā)布的《2003—2013年度中國對(duì)外直接投資統(tǒng)計(jì)公報(bào)》。由于2002年中國才頒布《對(duì)外直接投資統(tǒng)計(jì)制度》，2003年之前的投資數(shù)據(jù)缺失，因此本文面板數(shù)據(jù)的時(shí)間跨度是2003—2013年。其他數(shù)據(jù)全部來源于世界銀行數(shù)據(jù)信息庫?？紤]到各變量的計(jì)量單位不同，先利用SPSS17.0對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行了標(biāo)準(zhǔn)化處理，標(biāo)準(zhǔn)化處理后的數(shù)據(jù)沒有量綱，各變量對(duì)經(jīng)濟(jì)增長影響力的大小就可以進(jìn)行比較分析。面板數(shù)據(jù)模型的回歸與檢驗(yàn)使用的是STATA12.0。

三、影響測度的實(shí)證分析

1. 面板模型的選擇與回歸

面板數(shù)據(jù)模型的選擇通常有3種形式：混合估計(jì)模型、固定效應(yīng)模型和隨機(jī)效應(yīng)模型。首先采用F檢驗(yàn)決定選用混合模型還是固定效應(yīng)模型，然后用B-P檢驗(yàn)確定選用混合模型還是隨機(jī)效應(yīng)模型，最后采用Hausman檢驗(yàn)確定應(yīng)該建立隨機(jī)效應(yīng)模型還是固定效應(yīng)模型。各模型檢驗(yàn)結(jié)果如表1所示：

表1　三種面板數(shù)據(jù)模型的檢驗(yàn)結(jié)果對(duì)比 * 本文所有的***、**和*符號(hào)分別表示回歸結(jié)果在1%、5%、10%的水平上顯著。

從F檢驗(yàn)值和顯著水平來看，在混合最小二乘估計(jì)和固定效應(yīng)估計(jì)之間拒絕最小二乘估計(jì)。再對(duì)面板數(shù)據(jù)進(jìn)行B-P檢驗(yàn)，結(jié)果如表2所示：

表2　B-P檢驗(yàn)結(jié)果

從P值來看，在混合最小二乘估計(jì)和隨機(jī)效應(yīng)估計(jì)之間拒絕隨機(jī)效應(yīng)估計(jì)。

綜合F檢驗(yàn)和B-P檢驗(yàn)結(jié)果，應(yīng)該選擇固定效應(yīng)進(jìn)行估計(jì)。最后，又進(jìn)行了Hausman檢驗(yàn)，得出P= 0.000 0，因此，本文選用固定效應(yīng)模型進(jìn)行回歸分析。

固定效應(yīng)模型回歸結(jié)果可寫成：

lnYit=0.1995OFDIit+0.1228lnAit+

(4)

(12.05***)(2.96***)(-2.27***)

由模型回歸各變量前的系數(shù)，可以初步得出以下結(jié)論：中國OFDI對(duì)中亞5國經(jīng)濟(jì)增長有一定的正向作用，影響力系數(shù)為0.199 5，大于中亞5國研發(fā)投入和就業(yè)影響的系數(shù)，表明我國OFDI對(duì)中亞5國經(jīng)濟(jì)增長有一定的影響，這也符合中亞5國與我國經(jīng)濟(jì)相互依賴的現(xiàn)狀，兩者合作對(duì)于雙方均是有利的，中亞5國需要我國的投資改善其基礎(chǔ)設(shè)施等方面的民生建設(shè)，而我國也需要中亞5國的能源以及其提供的貿(mào)易樞紐的便利。

2. FGLS的檢驗(yàn)與回歸

考慮到本文的數(shù)據(jù)涵蓋中亞5國2003—2013年11年間的各項(xiàng)數(shù)據(jù)，屬于長面板數(shù)據(jù)(時(shí)間跨度大于截面?zhèn)€數(shù))，因此，有必要在回歸之前對(duì)組間異方差和組內(nèi)自相關(guān)進(jìn)行檢驗(yàn)，然后使用“可行廣義最小二乘法”(FGLS)進(jìn)行估計(jì)[13]。

首先進(jìn)行組間異方差的檢驗(yàn)，結(jié)果顯示：Prob>chi2 = 0.000 0，因此拒絕原假設(shè)，即存在組間異方差。然后進(jìn)行組內(nèi)自相關(guān)的檢驗(yàn)，結(jié)果顯示：Prob>F = 0.000 0，因此拒絕原假設(shè)，即一階組內(nèi)存在自相關(guān)。最后進(jìn)行面板模型組間截面相關(guān)的檢驗(yàn)，各檢驗(yàn)結(jié)果如表3所示：

表3　組間截面相關(guān)檢驗(yàn)結(jié)果

經(jīng)Breusch-Pagan LM檢驗(yàn)，Pesaran檢驗(yàn)，F(xiàn)riedman 檢驗(yàn)和Frees檢驗(yàn)，結(jié)果顯示所有的P值都大于0.1，因此接受原假設(shè)，即不存在組間截面相關(guān)。

基于以上關(guān)于異方差、組內(nèi)自相關(guān)和組間截面相關(guān)的所有檢驗(yàn)結(jié)果，該面板數(shù)據(jù)存在著異方差和組內(nèi)自相關(guān)，不存在組間截面相關(guān)，因此可以對(duì)長面板進(jìn)行FGLS估計(jì)，將異方差和自相關(guān)考慮到回歸模型中，進(jìn)行一階自回歸，回歸結(jié)果如表4所示：

表4　FGLS一階自回歸結(jié)果

對(duì)比兩種回歸結(jié)果，面板專用的結(jié)果相對(duì)于常規(guī)的一階自回歸結(jié)果更為顯著，因此面板修正后的模型可寫為：

(5)

對(duì)比固定效應(yīng)模型，可以發(fā)現(xiàn)考慮異方差和自相關(guān)的FGLS模型的回歸結(jié)果更為顯著，中國對(duì)中亞5國直接投資的影響力系數(shù)由0.199 5提高至0.258 2，對(duì)中亞5國的經(jīng)濟(jì)增長有顯著的推動(dòng)力。

綜合看所有的模型回歸結(jié)果，國內(nèi)固定資本對(duì)國家經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用不僅明顯而且強(qiáng)烈顯著；中國OFDI對(duì)中亞5國經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用僅次于國內(nèi)固定資本，并且遠(yuǎn)大于研發(fā)投入和就業(yè)的影響力系數(shù)，并且顯著。這也從側(cè)面反映出中國OFDI對(duì)東道國經(jīng)濟(jì)增長的拉動(dòng)作用愈來愈顯著，并沒有被固定資本投資的作用稀釋。這也進(jìn)一步驗(yàn)證了中國在中亞5國的經(jīng)濟(jì)合作中起著舉足輕重的作用。

3. 考慮固定效應(yīng)的FGLS模型

前文已經(jīng)進(jìn)行了混合估計(jì)、隨機(jī)效應(yīng)估計(jì)和固定效應(yīng)估計(jì)結(jié)果的對(duì)比，接受了固定效應(yīng)估計(jì)；并且考慮了異方差和序列相關(guān)，建立了FGLS估計(jì)方程。結(jié)合以上檢驗(yàn)結(jié)果，下文將考慮固定效應(yīng)建立FGLS模型，使得模型更為穩(wěn)健。

首先引入4個(gè)國家虛擬變量，再進(jìn)行FGLS的一階自回歸，回歸結(jié)果如表5所示：

表5　考慮固定效應(yīng)的FGLS一階自回歸結(jié)果

檢驗(yàn)結(jié)果發(fā)現(xiàn)，country2和country3的系數(shù)沒有顯著性，所以接下來只考慮country4和country5兩個(gè)虛擬變量，同樣進(jìn)行FGLS的一階自回歸，檢驗(yàn)后發(fā)現(xiàn)country4的系數(shù)沒有顯著性。最后只考慮country5一個(gè)虛擬變量，回歸后的結(jié)果與不考慮固定效應(yīng)的FGLS模型結(jié)果的差異較小，模型并沒有得到顯著優(yōu)化。因此，個(gè)體效應(yīng)對(duì)于該長面板的FGLS回歸影響微弱，模型(5)可以說是較為穩(wěn)健且優(yōu)化的。

4. OFDI對(duì)中亞5國經(jīng)濟(jì)增長的影響度比較

前文對(duì)中國OFDI對(duì)中亞5國經(jīng)濟(jì)增長的影響做了整體的回歸分析。為了對(duì)比分析中國對(duì)中亞5國經(jīng)濟(jì)增長影響力的大小，對(duì)面板數(shù)據(jù)按國家分組，仍利用C-D生產(chǎn)函數(shù)，進(jìn)行分別回歸。回歸結(jié)果如表6所示。

對(duì)比OFDI的影響系數(shù)，發(fā)現(xiàn)中國OFDI對(duì)哈薩克斯坦經(jīng)濟(jì)增長有著最為顯著的促進(jìn)作用，其次是塔吉克斯坦和土庫曼斯坦，對(duì)烏茲別克斯坦和吉爾吉斯斯坦的影響力最為微弱。

哈薩克斯坦無疑是中亞國家中經(jīng)濟(jì)實(shí)力最強(qiáng)的一個(gè)。2003年頒布的新《投資法》確立了吸引外國投資的法律基礎(chǔ)，加強(qiáng)了國家對(duì)外國投資的有效保障，為我國在哈薩克斯坦的直接投資創(chuàng)造了極為有利的投資環(huán)境，從而形成了最為顯著的經(jīng)濟(jì)增長動(dòng)力，為中哈在“一帶一路”建設(shè)中的合作奠定了堅(jiān)實(shí)的基礎(chǔ)[14]。

塔吉克斯坦和土庫曼斯坦分別頒布了《塔吉克斯坦共和國投資法》和《外國投資法》，這為本國投資活動(dòng)和外國投資創(chuàng)造了良好的條件。進(jìn)入21世紀(jì)以來，塔吉克斯坦和土庫曼斯坦的經(jīng)濟(jì)也保持高速增長。得益于此，我國對(duì)塔吉克斯坦和土庫曼斯坦的直接投資也起到了比以往更加明顯的作用，推動(dòng)了其經(jīng)濟(jì)的增長。

吉爾吉斯斯坦為引進(jìn)外資，建立了稅收和自由經(jīng)濟(jì)區(qū)等優(yōu)惠制度，但由于國家封閉、經(jīng)濟(jì)犯罪和極端主義思想橫行，政策實(shí)施效果極差。近年來貧困率在增長，公共債務(wù)增加。毒品貿(mào)易的繁榮、恐怖主義與經(jīng)濟(jì)落后形成了惡性循環(huán)，長期形成的經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)不合理、原材料和能源供應(yīng)不足、基礎(chǔ)設(shè)施的嚴(yán)重滯后，都制約著其經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。我國對(duì)吉爾吉斯斯坦的直接投資根本無法改變其落后的經(jīng)濟(jì)現(xiàn)狀，對(duì)吉爾吉斯斯坦經(jīng)濟(jì)增長的作用極為微弱。

表6　中國OFDI對(duì)中亞5國經(jīng)濟(jì)增長的影響測度比較

烏茲別克斯坦雖然相繼頒布了一系列鼓勵(lì)性優(yōu)惠政策，但法律政策不穩(wěn)定，執(zhí)法隨意性高。而且由于技術(shù)設(shè)備落后，內(nèi)陸國交通條件限制、較為嚴(yán)重的官僚主義、通貨膨脹等因素的影響，烏茲別克斯坦的經(jīng)濟(jì)增長速度一直較低。我國對(duì)烏茲別克斯坦的直接投資也因?yàn)橥顿Y環(huán)境的惡劣和經(jīng)濟(jì)落后根本不能發(fā)揮作用，幾乎無法幫助烏茲別克斯坦的經(jīng)濟(jì)增長。

四、“一帶一路”戰(zhàn)略下影響系數(shù)的定性預(yù)測

結(jié)合本文的實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果來看，中國OFDI對(duì)中亞5國經(jīng)濟(jì)增長的影響程度較大且呈正向態(tài)勢；而在“一帶一路”戰(zhàn)略下，這種積極的影響必將擴(kuò)大化和深入化，對(duì)于中亞5國的影響程度也相應(yīng)產(chǎn)生一定變化。

1. 影響系數(shù)的總體預(yù)測

從需求角度來看，中亞5國都想借助建設(shè)“新絲綢之路經(jīng)濟(jì)帶”的契機(jī)，帶動(dòng)國內(nèi)經(jīng)濟(jì)增長。中亞5國都為內(nèi)陸國，除哈薩克斯坦的交通、通信、互聯(lián)網(wǎng)絡(luò)發(fā)展較好外，其他四國都存在著交通通訊等基礎(chǔ)設(shè)施不夠完善的問題。但由于建立新的鐵路線需要大量的資金，這對(duì)于資金短缺的中亞國家來說困難重重。根據(jù)亞洲開發(fā)銀行的測算，2020年前亞洲地區(qū)每年基建投資需求達(dá)7 300億美元。若中國加大對(duì)中亞國家的基礎(chǔ)設(shè)施投資，幫助中亞國家突破資金瓶頸，不僅促進(jìn)中亞地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長，同時(shí)可以獲取更高的海外投資收益。中亞5國依賴于國內(nèi)投資的現(xiàn)狀將因?yàn)椤耙粠б宦贰睉?zhàn)略的貫徹實(shí)施而得到改善，使得OFDI的作用更加明顯。在未來新絲路的建設(shè)階段，中國的OFDI對(duì)中亞國家經(jīng)濟(jì)增長的影響系數(shù)將明顯大于0.258 2。

2. 影響系數(shù)的分國別預(yù)測

哈薩克斯坦希望以共建“絲綢之路經(jīng)濟(jì)帶”為契機(jī)，擴(kuò)大中哈能源、制造業(yè)、交通運(yùn)輸業(yè)等領(lǐng)域的投資合作。但是，哈薩克斯坦本就是中亞國家中經(jīng)濟(jì)實(shí)力最強(qiáng)的一個(gè)，對(duì)于外資的依賴性并不強(qiáng)。中國對(duì)哈的直接投資依然會(huì)促進(jìn)哈薩克斯坦的經(jīng)濟(jì)增長，但是增長幅度不會(huì)明顯提高。在未來新絲路的建設(shè)期，中國的OFDI對(duì)哈薩克斯坦經(jīng)濟(jì)增長的影響系數(shù)將保持在0.275 4左右。

塔吉克斯坦曾在20世紀(jì)90年代經(jīng)歷了多年的內(nèi)戰(zhàn)，因此該國民眾更加渴望社會(huì)穩(wěn)定與經(jīng)濟(jì)發(fā)展。再加上2008年全球金融危機(jī)，塔吉克斯坦的經(jīng)濟(jì)遭受嚴(yán)重沖擊。雖然政府采取一系列應(yīng)對(duì)措施，但限于本國經(jīng)濟(jì)規(guī)模相對(duì)較小，其發(fā)展較多地依賴國際社會(huì)和外商投資。作為古絲綢之路經(jīng)過的國家，塔吉克斯坦更是希望借“絲綢之路經(jīng)濟(jì)帶”的構(gòu)建重新煥發(fā)生機(jī)與活力[15]。在未來新絲路的建設(shè)期，中國OFDI對(duì)塔吉克斯坦經(jīng)濟(jì)增長的影響系數(shù)將明顯大于0.253 1。

土庫曼斯坦是中亞地區(qū)較為富有的國家，但是土庫曼斯坦對(duì)市場、交通等仍存在需求。建設(shè)新絲路給土庫曼斯坦提供了改善交通基礎(chǔ)設(shè)施的良機(jī)，因而更加需要外商在該行業(yè)的投資。在未來新絲路的建設(shè)期，中國OFDI對(duì)土庫曼斯坦經(jīng)濟(jì)增長的影響系數(shù)將稍微大于0.180 2。

吉爾吉斯斯坦預(yù)期絲綢之路的復(fù)興有助于其改善與周邊國家的關(guān)系，實(shí)現(xiàn)國家建設(shè)的發(fā)展。但是吉爾吉斯斯坦卻在2013年12月退出“中國—吉爾吉斯斯坦烏茲別克斯坦鐵路項(xiàng)目”。吉爾吉斯斯坦存在毒品貿(mào)易繁榮、恐怖主義盛行的頑疾，加上經(jīng)濟(jì)落后，基礎(chǔ)設(shè)施嚴(yán)重滯后，即使中國在該國的投資擴(kuò)大，也難以改變其長期的落后經(jīng)濟(jì)。在未來新絲路的建設(shè)期，中國OFDI對(duì)吉爾吉斯斯坦經(jīng)濟(jì)增長的影響系數(shù)不可能大于0.014 7。

烏茲別克斯坦也希望借“絲綢之路經(jīng)濟(jì)帶”的構(gòu)建實(shí)現(xiàn)其國內(nèi)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展、政治的穩(wěn)定及文化的繁榮。烏茲別克斯坦曾是古代絲綢之路的交通要沖，在東西方文化、商貿(mào)等交流上發(fā)揮過重要的作用。由于烏茲別克斯坦存在著技術(shù)設(shè)備落后、內(nèi)陸國交通條件較差、通貨膨脹等問題，其經(jīng)濟(jì)增長速度一直較低。但這些問題是可以借助新絲路建設(shè)的機(jī)會(huì)得以改善。在未來新絲路的建設(shè)期，中國OFDI對(duì)烏茲別克斯坦經(jīng)濟(jì)增長的影響系數(shù)將大于0.041 0。

“一帶一路”戰(zhàn)略下，中國OFDI對(duì)哈薩克斯坦和塔吉克斯坦經(jīng)濟(jì)增長的影響度將會(huì)是最大的；而對(duì)土庫曼斯坦而言，影響度不會(huì)有大變化。中國OFDI對(duì)吉爾吉斯斯坦經(jīng)濟(jì)增長的影響度將依然是最小的，但是對(duì)烏茲別克斯坦而言，將會(huì)產(chǎn)生較為明顯的促進(jìn)作用?？傊瑢?duì)塔吉克斯坦的影響度的提升空間最大，其次是烏茲別克斯坦，其他3國不會(huì)有很大的提升空間。

五、結(jié)論與政策建議

1. 實(shí)證研究結(jié)論

總體來說，我國OFDI對(duì)中亞5國經(jīng)濟(jì)增長的影響是比較顯著的，由于中亞5國社會(huì)制度、經(jīng)濟(jì)體制、資源稟賦、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、投資環(huán)境、投資法律和政策等一系列因素的不同，影響程度有所不同。哈薩克斯坦、塔吉克斯坦和土庫曼斯坦的投資環(huán)境較好，經(jīng)濟(jì)實(shí)力較強(qiáng)，尤其是哈薩克斯坦，我國OFDI對(duì)這3國的經(jīng)濟(jì)增長起著較為顯著的推動(dòng)作用。然而吉爾吉斯斯坦和烏茲別克斯坦的投資環(huán)境惡劣，經(jīng)濟(jì)增長緩慢甚至落后，我國OFDI對(duì)這兩國的經(jīng)濟(jì)增長幾乎起不到促進(jìn)作用。

2. 對(duì)中國的政策建議

結(jié)合實(shí)證研究結(jié)果和“一帶一路”戰(zhàn)略的影響，本文認(rèn)為，中國對(duì)中亞的直接投資應(yīng)全方面轉(zhuǎn)變投資合作模式，具體建議如下：

海外直接投資的前提是做好東道國投資環(huán)境的評(píng)估，而對(duì)于中亞這樣國情復(fù)雜且國別差異也很大的國家來說，評(píng)估投資環(huán)境尤為重要[16]。我國在對(duì)中亞5國直接投資之前應(yīng)綜合考慮東道國文化、法律制度和政治環(huán)境等因素，譬如，認(rèn)真閱讀中國商務(wù)部和中國駐各國大使館經(jīng)濟(jì)商務(wù)參贊處公布的《對(duì)外投資合作國別(地區(qū))指南》，為對(duì)外投資活動(dòng)提供較為明確的政策導(dǎo)向。

投資合作對(duì)象以哈薩克斯坦為主導(dǎo)，帶動(dòng)與其他中亞4國的合作?？杉哟髮?duì)哈薩克斯坦、塔吉克斯坦、土庫曼斯坦這些投資環(huán)境較好、吸收外資能力較強(qiáng)的國家的投資比例；對(duì)于吉爾吉斯斯坦和烏茲別克斯坦投資環(huán)境較差的國家，不應(yīng)望而卻步，而應(yīng)給予基礎(chǔ)設(shè)施等方面的投資援助，加強(qiáng)雙方建設(shè)“新絲綢之路經(jīng)濟(jì)帶”的信心。

投資領(lǐng)域的重心應(yīng)從能源領(lǐng)域向基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)、農(nóng)業(yè)等非能源領(lǐng)域偏移。中亞5國希望中國加大對(duì)其農(nóng)業(yè)、交通、電信行業(yè)、高新科技等領(lǐng)域的投資合作，因此中國更應(yīng)加大對(duì)中亞5國非資源領(lǐng)域及關(guān)乎民生發(fā)展領(lǐng)域的投資?；A(chǔ)設(shè)施的建設(shè)是“新絲綢之路經(jīng)濟(jì)帶”上國家經(jīng)貿(mào)發(fā)展的基礎(chǔ)，然而中亞國家基礎(chǔ)設(shè)施滯后制約著中國和中亞各國的經(jīng)貿(mào)合作，中國有必要參與或投資中亞各國的基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)[17]。

投資合作方式可以“以點(diǎn)帶面”、“循序漸進(jìn)”。要發(fā)揮新疆的地緣優(yōu)勢，通過新疆與中亞的次區(qū)域經(jīng)濟(jì)合作來帶動(dòng)中國和中亞國家間經(jīng)濟(jì)合作；另外，也可利用上海合作組織作為政治外交和經(jīng)濟(jì)合作的重要平臺(tái)，加快“新絲綢之路經(jīng)濟(jì)帶”的建設(shè)和上合組織的轉(zhuǎn)型[18]，以轉(zhuǎn)型的上合組織為平臺(tái)增強(qiáng)組織成員國的經(jīng)濟(jì)合作，推進(jìn)投資便利化規(guī)劃的落實(shí)。

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