姜慧

摘 要演采用2002～2014年中國(guó)對(duì)“一帶一路”沿線部分國(guó)家直接投資流量數(shù)據(jù)，利用動(dòng)態(tài)面板門限回歸模型，考察東道國(guó)腐敗控制指標(biāo)如何影響我國(guó)基礎(chǔ)設(shè)施投資給其帶來(lái)的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)。實(shí)證結(jié)果表明，東道國(guó)腐敗控制力度對(duì)于發(fā)揮我國(guó)基礎(chǔ)設(shè)施投資的經(jīng)濟(jì)效果有著明顯的門檻作用：當(dāng)東道國(guó)對(duì)腐敗控制較好時(shí)，我國(guó)對(duì)東道國(guó)的基礎(chǔ)設(shè)施投資會(huì)顯著促進(jìn)東道國(guó)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)；反之，則無(wú)法促進(jìn)東道國(guó)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展。

？眼關(guān)鍵詞？演腐敗控制指標(biāo)；基礎(chǔ)設(shè)施投資；動(dòng)態(tài)面板門限回歸

[中圖分類號(hào)]F752 [文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼] A [文章編號(hào)]1673-0461（2017）12-0072-04

2013年習(xí)近平總書記先后提出了“新絲綢之路經(jīng)濟(jì)帶”和“21世紀(jì)海上絲綢之路”的戰(zhàn)略構(gòu)想，這一構(gòu)想引起了國(guó)內(nèi)外的高度關(guān)注?！耙粠б宦贰毖鼐€許多國(guó)家基礎(chǔ)設(shè)施陳舊，嚴(yán)重阻礙了本國(guó)經(jīng)濟(jì)的進(jìn)一步發(fā)展，但東道國(guó)清廉程度在投資決策中占據(jù)著重要的權(quán)重，更直接影響到投資的經(jīng)濟(jì)效果。本文將從腐敗控制指標(biāo)入手，通過(guò)動(dòng)態(tài)面板門限模型尋找腐敗控制指標(biāo)是否對(duì)我國(guó)基建投資發(fā)揮其經(jīng)濟(jì)效應(yīng)具有U型效果，從而為我國(guó)“一帶一路”未來(lái)基礎(chǔ)設(shè)施投資領(lǐng)域和流向地產(chǎn)生現(xiàn)實(shí)指導(dǎo)意義。

一、“一帶一路”沿線國(guó)家腐敗環(huán)境現(xiàn)狀

我國(guó)對(duì)外投資活動(dòng)無(wú)法離開東道國(guó)政府的管理，而政商關(guān)系最直觀的體現(xiàn)就是腐敗程度。一方面，腐敗是破壞國(guó)際經(jīng)濟(jì)秩序的“殺手”，聯(lián)合國(guó)和許多世界性組織都認(rèn)同腐敗問題是當(dāng)前最應(yīng)優(yōu)先關(guān)注的緊迫問題，但另一方面，有時(shí)在東道國(guó)嚴(yán)格制度的約束下，海外投資者為了繞過(guò)繁雜的制度障礙，通過(guò)賄賂的方式獲取投資許可證、稅收減免等優(yōu)惠政策，間接繞過(guò)了投資壁壘。“一帶一路”沿線國(guó)家中，腐敗問題比全球平均情況更為嚴(yán)峻，尤其是中亞五國(guó)（見表1）。

表1顯示，在“一帶一路”沿線部分國(guó)家里，多數(shù)國(guó)家存在嚴(yán)重腐敗情況。中亞作為“一帶”中線的樞紐，腐敗情況最為嚴(yán)重，情況最理想的哈薩克斯坦也僅在全球排名126。東盟各國(guó)情況十分懸殊，南亞各國(guó)排名參差不齊，但總體情況好過(guò)中亞，而作為“一帶一路”樞紐的巴基斯坦，只排在126位，清廉環(huán)境堪憂。西亞和獨(dú)聯(lián)體國(guó)家中，尤其是俄羅斯、敘利亞和伊拉克等國(guó)均排名靠后，位于全球低端。在眾多區(qū)域中，中東歐整體情況較好，但也無(wú)法改變“一帶一路”沿線國(guó)家整體腐敗嚴(yán)重的現(xiàn)狀。

我們可以看出“一帶一路”沿線國(guó)家整體清廉程度不高，而基礎(chǔ)設(shè)施投資耗時(shí)長(zhǎng)、投入大、風(fēng)險(xiǎn)高、收效慢，這對(duì)我國(guó)企業(yè)進(jìn)行海外投資是機(jī)遇更是挑戰(zhàn)。

二、研究設(shè)計(jì)

（一）計(jì)量模型設(shè)定

本文綜合了索洛增長(zhǎng)模型和門限模型，采用動(dòng)態(tài)面板門限模型估計(jì)法來(lái)尋找“臨界點(diǎn)”和驗(yàn)證投資的作用。文章設(shè)定計(jì)量模型為：

gdpit=β0+β1gdpit-1+β2fdiit+β3hangkongit+β4tongxunit+β5fdiit×hangkongit×I（thrr）+β7renkouit+β8chuxuit+β9exportit+β10flationit+μi+εit

由于中國(guó)對(duì)“一帶一路”基礎(chǔ)設(shè)施投資覆蓋行業(yè)較廣，無(wú)法全部納入模型當(dāng)中，所以本文選取了交通基礎(chǔ)設(shè)施投資、通訊基礎(chǔ)設(shè)施投資作為我國(guó)對(duì)“一帶一路”基建投資的代表。模型中，i為個(gè)體，t為時(shí)期，μi為個(gè)體效應(yīng)，εit為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)，gdp為東道國(guó)人均gdp，fdi是我國(guó)對(duì)東道國(guó)投資流量，renkou代表東道國(guó)人口增長(zhǎng)率，儲(chǔ)蓄是東道國(guó)總儲(chǔ)蓄率占GDP的比重。hangkong衡量的是東道國(guó)航空運(yùn)輸量，代表東道國(guó)自身交通基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)情況，tongxun是東道國(guó)每百萬(wàn)人的電話擁有量，用來(lái)衡量東道國(guó)自身通訊基建的總體情況。由于缺乏我國(guó)對(duì)沿線國(guó)家具體基建行業(yè)投資的雙邊數(shù)據(jù)，文章加入fdi分別與hangkong和tongxun的交互項(xiàng)，來(lái)代表我國(guó)對(duì)東道國(guó)交通基礎(chǔ)設(shè)施和通訊基礎(chǔ)設(shè)施的投資情況。同時(shí)，為了達(dá)到更好地效果，模型中加入了flation東道國(guó)通貨膨脹率和export中國(guó)對(duì)東道國(guó)出口額兩項(xiàng)作為控制變量?？紤]到經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平具有延續(xù)性和動(dòng)態(tài)性，本文加入被解釋變量的滯后一期gdpit-1構(gòu)建動(dòng)態(tài)面板門檻模型。其中，I（·）為門檻示性函數(shù)，thr表示門檻變量，？酌為具體的門檻值。當(dāng)thr<？酌時(shí)，I（·）=0；當(dāng)thr>？酌時(shí)，I（·）=1。根據(jù)相關(guān)理論，本文設(shè)定的門檻變量為東道國(guó)對(duì)腐敗控制指標(biāo)corruptionit，通過(guò)這個(gè)指標(biāo)初步考察它對(duì)我國(guó)基建投資經(jīng)濟(jì)效應(yīng)發(fā)揮的影響。

（二）變量選取與數(shù)據(jù)來(lái)源

考慮到我國(guó)在“一帶一路”各個(gè)國(guó)家的投資額和部分國(guó)家數(shù)據(jù)缺失嚴(yán)重，文章選取2002～2014年“一帶一路”沿線30個(gè)國(guó)家作為樣本對(duì)象①。

實(shí)證數(shù)據(jù)中，東道國(guó)GDP、航空運(yùn)輸量、每百萬(wàn)人電話擁有量、人口增長(zhǎng)率、總儲(chǔ)蓄率占GDP的比重、通貨膨脹率均來(lái)自于世界銀行數(shù)據(jù)庫(kù)。我國(guó)對(duì)東道國(guó)投資流量來(lái)自2003～2014年我國(guó)對(duì)外投資直接公報(bào)，貿(mào)易數(shù)據(jù)來(lái)自國(guó)家統(tǒng)計(jì)局?jǐn)?shù)據(jù)庫(kù)，東道國(guó)腐敗控制指標(biāo)來(lái)自全球治理指數(shù)數(shù)據(jù)庫(kù)，它反映了政府控制腐敗的能力，取值范圍為-2.5～2.5，數(shù)值越大說(shuō)明該國(guó)對(duì)腐敗控制越好，反之，則越差。

三、實(shí)證結(jié)果及分析

（一）動(dòng)態(tài)面板門限值估計(jì)及顯著性檢驗(yàn)

本文先根據(jù)前向正交離差變換法消除個(gè)體效應(yīng)，即用觀察值減去自該觀察值之后的所有觀察值的平均值，可有效解決變換后誤差項(xiàng)存在序列相關(guān)的問題。相關(guān)計(jì)算公式為：εit*=■·[εit-■（εit+1+…+εiT）]。鑒于計(jì)量模型中含有g(shù)dpit-1而具有較強(qiáng)的內(nèi)生性，本節(jié)選用gdpit-2和fdiit-1作為工具變量，然后以gdpit-1為被解釋變量，以兩個(gè)工具變量及其他外生變量為解釋變量進(jìn)行動(dòng)態(tài)面板GMM估計(jì)，將估計(jì)得到的擬合值作為gdpit-1的代理變量。然后，按照面板門檻值的估計(jì)方法獲得相應(yīng)的門檻值及其顯著性檢驗(yàn)，再根據(jù)門檻值對(duì)數(shù)據(jù)樣本進(jìn)行分組，并運(yùn)用兩步系統(tǒng)GMM估計(jì)法對(duì)相應(yīng)的動(dòng)態(tài)面板門檻參數(shù)進(jìn)行估計(jì)（見表2）。

動(dòng)態(tài)面板門檻值估計(jì)和顯著性檢驗(yàn)結(jié)果顯示，若以腐敗控制指標(biāo)為門檻變量，模型僅有一個(gè)門檻。門檻值為0.485。置信區(qū)間為[-0.573，2.080]。

（二）動(dòng)態(tài)面板門限系數(shù)估計(jì)結(jié)果

根據(jù)獲得的東道國(guó)腐敗控制指標(biāo)門檻值0.485，本文將數(shù)據(jù)樣本進(jìn)行有效劃分，并運(yùn)用動(dòng)態(tài)面板系統(tǒng)GMM估計(jì)法進(jìn)行估計(jì)。本文用Sargan檢驗(yàn)來(lái)考察所選用工具變量的有效性，及用AR（1）檢驗(yàn)和AR（2）檢驗(yàn)判定模型是否存在序列相關(guān)。動(dòng)態(tài)面板門檻估計(jì)結(jié)果顯示，所有模型中被解釋變量滯后一期的估計(jì)系數(shù)均顯著為正，而且基本保持在0.8以上，表明被解釋變量具有較強(qiáng)的動(dòng)態(tài)性和延續(xù)性，此外鑒于估計(jì)系數(shù)都在0.8以上，因此本文選用系統(tǒng)GMM估計(jì)法也是合理的。模型中Sargan檢驗(yàn)均接受工具變量有效的原假設(shè)，說(shuō)明本文選取的工具變量都是有效的。AR（1）檢驗(yàn)和AR（2）檢驗(yàn)也顯示出存在一階序列相關(guān)，但不存在二階序列相關(guān)，因此本文的估計(jì)結(jié)果是穩(wěn)健的（見表3）。

通過(guò)觀察相關(guān)變量的估計(jì)系數(shù)可知，若以東道國(guó)腐敗控制指標(biāo)為門檻變量，當(dāng)腐敗控制指標(biāo)小于門檻值0.485時(shí)，我國(guó)對(duì)東道國(guó)投資的估計(jì)系數(shù)顯著為正，東道國(guó)自身交通基建情況對(duì)本國(guó)經(jīng)濟(jì)影響的估計(jì)系數(shù)也顯著為正，但兩者的交叉項(xiàng)系數(shù)卻顯著為負(fù)，表明我國(guó)對(duì)東道國(guó)交通基礎(chǔ)設(shè)施投資對(duì)東道國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有負(fù)面作用。盡管東道國(guó)通訊基建情況指標(biāo)的估計(jì)系數(shù)不顯著，但其與我國(guó)投資流量的交互影響卻顯著不提高經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平。說(shuō)明若東道國(guó)政府對(duì)腐敗治理不力，我國(guó)對(duì)其基礎(chǔ)設(shè)施投資難以促進(jìn)東道國(guó)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。一旦東道國(guó)腐敗控制指標(biāo)跨越門檻值0.485時(shí)，我國(guó)對(duì)東道國(guó)投資和其自身交通基建情況對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)作用的估計(jì)系數(shù)仍顯著為正，不同的是兩者的交互項(xiàng)卻顯著為正，表明越過(guò)門檻值后我國(guó)對(duì)東道國(guó)的交通基礎(chǔ)設(shè)施投資可顯著促進(jìn)東道國(guó)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平。不僅如此，跨越門檻值后，東道國(guó)自身通訊建設(shè)對(duì)本國(guó)經(jīng)濟(jì)促進(jìn)作用的估計(jì)系數(shù)為正且在1%水平上顯著，F(xiàn)DI×tongxun的估計(jì)系數(shù)也由顯著為負(fù)轉(zhuǎn)變?yōu)轱@著為正，說(shuō)明越過(guò)門檻值我國(guó)對(duì)東道國(guó)通訊基礎(chǔ)設(shè)施的投資也明顯有利于促進(jìn)當(dāng)?shù)氐慕?jīng)濟(jì)發(fā)展水平。

綜上分析可知，我國(guó)對(duì)東道國(guó)的基礎(chǔ)設(shè)施投資對(duì)促進(jìn)其本國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響存在明顯的東道國(guó)腐敗控制門檻，只有越過(guò)相應(yīng)的門檻值，我國(guó)對(duì)東道國(guó)進(jìn)行的基礎(chǔ)設(shè)施投資才能顯著促進(jìn)其經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，否則這種影響效應(yīng)就是負(fù)面的。

根據(jù)實(shí)證結(jié)果所找到的門限值，并結(jié)合2010～2014年五年間“一帶一路”沿線65個(gè)國(guó)家東道國(guó)腐敗控制平均值，我們給出了在沿線國(guó)家中，如果我國(guó)對(duì)其進(jìn)行基礎(chǔ)設(shè)施投資，能最大限度發(fā)揮投資給本國(guó)帶來(lái)經(jīng)濟(jì)效應(yīng)的國(guó)家。具體名單見表4。

由于文章選取研究對(duì)象個(gè)數(shù)和選取變量的限制，所得門限值略有一定局限。但根據(jù)本文實(shí)證研究得到的結(jié)果，從表4我們看出，能最大限度發(fā)揮我國(guó)基礎(chǔ)設(shè)施投資經(jīng)濟(jì)效應(yīng)的國(guó)家多集中在東南亞和中東歐地區(qū)，說(shuō)明這兩個(gè)地區(qū)東道國(guó)腐敗控制較好，可以依靠外來(lái)的基建投資帶給本國(guó)較大的經(jīng)濟(jì)收益。事實(shí)上，我國(guó)近幾年在兩個(gè)區(qū)域的基礎(chǔ)設(shè)施投資也呈現(xiàn)快速增長(zhǎng)的趨勢(shì)，尤其是東南亞國(guó)家，占據(jù)了我國(guó)對(duì)“一帶一路”基礎(chǔ)設(shè)施投資的較大比重，說(shuō)明文章的實(shí)證結(jié)果與我國(guó)“一帶一路”基建投資實(shí)際情況也基本相符。

四、結(jié) 論

通過(guò)本文實(shí)證結(jié)果，我們可以看到我國(guó)“一帶一路”基礎(chǔ)設(shè)施投資給沿線國(guó)家?guī)?lái)了巨大影響。

1.東道國(guó)清廉程度與我國(guó)投資經(jīng)濟(jì)效果發(fā)揮息息相關(guān)

我國(guó)對(duì)“一帶一路”沿線國(guó)家的投資若要帶給東道國(guó)最大經(jīng)濟(jì)收益，東道國(guó)須將腐敗控制在一定范圍內(nèi)。我國(guó)企業(yè)在進(jìn)行海外投資時(shí)，應(yīng)充分考慮到東道國(guó)腐敗因素，建立健全的規(guī)范管理制度，注重利用國(guó)際影響力和外交手段合理克服腐敗干擾。

2.我國(guó)應(yīng)加大“一帶一路”基礎(chǔ)設(shè)施投資力度，拓寬投資領(lǐng)域

“一帶一路”戰(zhàn)略的重心是基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)。對(duì)“一帶一路”沿線國(guó)家的基礎(chǔ)設(shè)施投資不僅能滿足我國(guó)相關(guān)產(chǎn)業(yè)輸出和轉(zhuǎn)移，更重要的是在推動(dòng)沿線國(guó)家經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的同時(shí)，加強(qiáng)了國(guó)家之間的互相融合。但2014年，我國(guó)對(duì)“一帶一路”投資存量?jī)H占全球比重的10.5%，投資額仍略顯不足。未來(lái)我國(guó)應(yīng)不斷鼓勵(lì)企業(yè)積極對(duì)“一帶一路”國(guó)家加大投資力度，更積極探索并拓寬投資行業(yè)和領(lǐng)域。

[注 釋]

①樣本國(guó)家：哈薩克斯坦、吉爾吉斯斯坦、塔吉克斯坦、土庫(kù)曼斯坦、烏茲別克斯坦、新加坡、馬來(lái)西亞、印度尼西亞、泰國(guó)、菲律賓、文萊、越南、老撾、緬甸、柬埔寨、印度、巴基斯坦、孟加拉、尼泊爾、斯里蘭卡、馬爾代夫、波蘭、捷克、斯洛伐克、匈牙利、土耳其、伊朗、沙特、敘利亞、阿聯(lián)酋。

[參考文獻(xiàn)]

[1] 蔣冠宏，蔣殿春.中國(guó)對(duì)發(fā)展中國(guó)家的投資——東道國(guó)制度重要嗎？[J].管理世界，2012（11）.

[2] 張中元.東道國(guó)制度質(zhì)量、雙邊投資協(xié)定與中國(guó)對(duì)外直接投資——基于面板門限回歸模型（PTR）的實(shí)證分析[J].南方經(jīng)濟(jì)，2013（4）.

[3] 彭星，李斌.貿(mào)易開放、FDI與中國(guó)工業(yè)綠色轉(zhuǎn)型——基于動(dòng)態(tài)面板門限模型的實(shí)證研究[J].國(guó)際貿(mào)易問題，2015（1）.

[4] 王文卿，趙忠秀.中非合作對(duì)撒哈拉以南非洲國(guó)家經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響——貿(mào)易、直接投資與援助作用的實(shí)證分析 [J].國(guó)際貿(mào)易問題，2014（12）.

[5] 胡兵，鄧富華，張明.東道國(guó)腐敗與中國(guó)對(duì)外直接投資——基于跨國(guó)面板數(shù)據(jù)的實(shí)證研究[J].國(guó)際貿(mào)易問題，2013（10）.

Abstract：Taking China's direct investment on"One Belt And One Road"countries from 2002-2014 as data，this paper uses a dynamic panel threshold regression model to examine how the host countries' corruption control index affects China's infrastructure investment to cause the host countries' economy to react. The empirical results show that the host countries' corruption control plays a "threshold"role on the economic effect of China's infrastructure investment： when the host countries can control the corruption better，China's infrastructure investment promotes the host countries' economic growth remarkably；when the host countries have a poorer control on corruption，China's infrastructure investment is unable to promote the economic development of the host countries.

Key words：corruption control index；infrastructure investment；dynamic panel threshold regression

（責(zé)任編輯：張積慧）endprint