副教授），

一、引言

隨著“走出去”戰(zhàn)略的不斷推進(jìn)，我國對外直接投資（OFDI）取得了令人矚目的成績。我國OFDI的高速發(fā)展使得OFDI成為國內(nèi)學(xué)者們長期關(guān)注的前沿問題。目前國內(nèi)外學(xué)者關(guān)于OFDI的研究主要是從東道主國的視角研究影響投資國OFDI的因素，具體有東道主國的法律制度質(zhì)量、資源稟賦、與投資國的經(jīng)濟(jì)差距、法律體系、稅負(fù)水平、政治風(fēng)險(xiǎn)水平、地緣以及經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平等。盡管已有眾多學(xué)者為OFDI影響因素的相關(guān)研究做出諸多貢獻(xiàn)，但鮮有學(xué)者從金融發(fā)展角度入手開展研究。因此，本文重點(diǎn)考察各東道主國的金融發(fā)展程度是否影響我國OFDI，旨在豐富該領(lǐng)域的相關(guān)內(nèi)容。

我國2015年對“一帶一路”國家直接投資凈額達(dá)189億美元，同比增長40%（同年對全世界投資的增幅只有18%），占我國對外直接投資凈額的13%（2006年僅為6%）。但目前國內(nèi)關(guān)于“一帶一路”的研究主要集中在政治和經(jīng)濟(jì)意義、雙邊貿(mào)易、投資區(qū)域差異等方面，關(guān)于“一帶一路”國家金融發(fā)展程度對我國對其直接投資的影響的研究幾乎空白。因此，選擇“一帶一路”國家作為東道主國進(jìn)行研究具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。

二、文獻(xiàn)綜述

（一）國內(nèi)外關(guān)于對外直接投資的研究

隨著經(jīng)濟(jì)全球化進(jìn)程的不斷加快，各國OFDI快速發(fā)展，相關(guān)研究越來越多，理論成果日益豐富。主流國際直接投資理論主要有Hymer S.的壟斷優(yōu)勢理論、Vernon的產(chǎn)品生命周期理論、Duning J.H.的生產(chǎn)折衷理論、Kojima K.的邊際產(chǎn)業(yè)擴(kuò)張理論，以及Cantwell和Tolentino的技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)業(yè)升級理論等。

國內(nèi)外學(xué)者根據(jù)以上理論，構(gòu)建計(jì)量模型實(shí)證研究影響投資國OFDI的因素（謝孟軍和郭艷茹，2013；Aurora、Rosa和Susana，2016；王永欽、杜巨瀾和王凱，2014），他們發(fā)現(xiàn)東道主國的法律制度質(zhì)量、資源稟賦的作用均為正；而東道主國與投資國的經(jīng)濟(jì)差距、東道主國的法律體系、東道主國的稅負(fù)水平以及東道主國的政治風(fēng)險(xiǎn)水平的作用均為負(fù)。也有部分學(xué)者針對東道主國情況進(jìn)行分類研究（Kaur、Yadav和Gautam，2013；許真和陳曉飛，2016），分別有亞洲地區(qū)、中亞地區(qū)、“金磚四國”、發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體等，認(rèn)為對不同區(qū)域或者經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平不一的國家或地區(qū)進(jìn)行投資時(shí)所需考慮的因素是不一樣的。

國內(nèi)外學(xué)者關(guān)于OFDI區(qū)域決策的影響因素的研究雖然較多，但是對于東道主國金融發(fā)展程度對投資國對其直接投資的影響的研究還較少，而且其中主要是國外學(xué)者的研究。Khan（2007）以及CheeKeong、Zulkornain 和SiongHook（2010）等研究發(fā)現(xiàn)，投資國更加傾向于對金融市場發(fā)展程度高的國家進(jìn)行投資。Khan（2007）還發(fā)現(xiàn)，投資國流入金融市場發(fā)展程度高的國家的資本利用效率更高。Guan-Sheng（2015）從金融市場的規(guī)模和結(jié)構(gòu)兩個(gè)方面度量了東道主國的金融發(fā)展程度，并指出一般來說兩者都能吸引中國企業(yè)對其投資，但是從投資動(dòng)機(jī)來看，只有東道主國金融市場的規(guī)模會(huì)對中國企業(yè)的投資行為產(chǎn)生影響。以上都是研究金融發(fā)展對單邊OFDI的影響，Julian、Eric和Peter（2016）評估了東道主國和投資國的金融市場發(fā)展對雙邊OFDI存量的影響，發(fā)現(xiàn)東道主國和投資國的金融市場對雙邊OFDI有積極作用，而且東道主國和投資國的金融市場發(fā)展對OFDI的作用存在互補(bǔ)關(guān)系。通過梳理發(fā)現(xiàn)，已有研究采用的模型以線性模型居多，主要有固定效應(yīng)模型、隨機(jī)效應(yīng)模型、引力模型等，也有少部分學(xué)者采用了Logit模型。

（二）國內(nèi)外對“一帶一路”國家直接投資的研究

目前，國外對“一帶一路”國家直接投資的研究幾乎沒有，而我國學(xué)者對“一帶一路”國家直接投資的研究主要是從2015年開始，而且大多數(shù)研究集中于投資區(qū)域問題。鄭蕾和劉志高（2015）研究發(fā)現(xiàn)，中國對“一帶一路”國家的直接投資呈現(xiàn)出不對稱性，投資區(qū)域分布差異較大，而產(chǎn)生這種差異的原因主要是東道主國的資源稟賦和政治風(fēng)險(xiǎn)。張亞斌（2016）構(gòu)建投資便利化評價(jià)體系測度了“一帶一路”國家的投資便利化水平，發(fā)現(xiàn)東道主國的投資便利化綜合指數(shù)差異異常明顯，表明這也是造成投資區(qū)域分布差異的原因之一。

綜上可知，國內(nèi)外學(xué)者關(guān)于OFDI影響因素的研究較為豐富，但由于研究對象不同，實(shí)證分析的結(jié)果不盡相同。主要有以下三個(gè)方面需要改進(jìn)：研究對象較少涉及“一帶一路”國家；研究角度較少從金融發(fā)展程度出發(fā)；研究模型局限于線性模型，造成估計(jì)結(jié)果可能有偏。因此，本文擬進(jìn)行如下改進(jìn)：①研究對象上，本文選取了13個(gè)“一帶一路”國家作為樣本，以期豐富我國關(guān)于“一帶一路”國家直接投資的相關(guān)研究；②研究角度上，本文不僅重點(diǎn)考察了“一帶一路”國家金融發(fā)展程度對中國對其直接投資的影響，還將“一帶一路”國家的政治、經(jīng)濟(jì)等因素納入分析框架作為控制變量，綜合考察我國對“一帶一路”國家OFDI的影響因素，為中國對“一帶一路”國家直接投資提供實(shí)證依據(jù)；③研究模型上，在總結(jié)眾多學(xué)者在相關(guān)問題上的研究成果后發(fā)現(xiàn)，鮮有學(xué)者從“一帶一路”國家金融發(fā)展角度使用動(dòng)態(tài)面板門限模型進(jìn)行研究。

三、動(dòng)態(tài)面板門限模型

本文基于13個(gè)“一帶一路”國家的數(shù)據(jù)，研究各國金融發(fā)展程度與中國對其直接投資之間的關(guān)系是否存在非線性的門限效應(yīng)。本文所采用的模型為Kremer等（2013）構(gòu)建的動(dòng)態(tài)面板門限（DPT）模型。為解決內(nèi)生性問題，選取“一帶一路”國家滯后一期的實(shí)際GDP增長率作為工具變量。因此，“一帶一路”國家金融發(fā)展程度與中國對其直接投資（OFDI）的動(dòng)態(tài)面板門限模型設(shè)定如下：

其中，下標(biāo)i代表國家，i=1，…，N；t代表時(shí)間，t=1，…，T；μi表示樣本國家在設(shè)定過程中本身攜帶的個(gè)體固定效應(yīng)；εit是殘差項(xiàng)；I（?）是指標(biāo)函數(shù)，它的取值取決于門限變量FDI以及門限值γ，當(dāng)括號內(nèi)的表達(dá)式成立時(shí)，I（?）=1，否則等于0；門限變量和門限值將觀察值劃分為FDIit≤γ和FDIit＞γ兩個(gè)區(qū)間，所對應(yīng)斜率分別是β1和β2；Zit包括外生的控制變量Z1it和內(nèi)生的控制變量Z2it，Z1it包括“一帶一路”國家金融發(fā)展指數(shù)（FDI）、腐敗控制程度、政府公信力、貿(mào)易開放度、吸引外資能力、總?cè)丝谝约爸袊腉DP，Z2it為“一帶一路”國家GDP的增長率。

如果只考慮斜率門限效應(yīng)，而沒有考慮截距門限效應(yīng)，可能會(huì)導(dǎo)致估計(jì)結(jié)果有偏，因此本文相應(yīng)加入截距門限效應(yīng)，用δ1I（FDIit≤γ）表示，其中，δ1表示不同區(qū)間下的截距差異，當(dāng)FDIit＞γ時(shí)，截距為μi；當(dāng)FDIit≤γ時(shí)，截距為μi+δ1。模型可表示為：

在對動(dòng)態(tài)面板門限模型進(jìn)行估計(jì)之前需要先消除樣本國家本身攜帶的個(gè)體固定效應(yīng)，所采用的是利用固定效應(yīng)變換來消除固定效應(yīng)。本文選取Arellano與Bover（1995）所展示的前向正交離差變換法消除固定效應(yīng)，誤差項(xiàng)的前向正交離差變換形式為：

此時(shí)，得到變換后的模型為：

方程（4）中其他變量的前向正交離差變換形式與方程（3）類似。此時(shí)誤差項(xiàng)不再存在序列相關(guān)，其方差具有單位矩陣形式，表現(xiàn)為同時(shí)可得

消除了固定效應(yīng)的影響之后可以對模型進(jìn)行估計(jì)，主要分為三個(gè)步驟。

第一步：估計(jì)內(nèi)生變量Z2it與工具變量Xit的簡化型方程，選取內(nèi)生控制變量Z2it的滯后一階項(xiàng)作為工具變量，即Xit=Z2it-1。

第二步：估計(jì)門限值。使用LS（Least Squares）方法對模型進(jìn)行估計(jì)，得到殘差平方和記作S（γ），選擇使得殘差平方和最小的門限變量作為門限值的估計(jì)值，可表示為：

通過Γ=｛γ：LRn（γ）≤C（α）｝以確定門限值的置信區(qū)間，其中α表示顯著性水平。

四、樣本數(shù)據(jù)的選擇與主要指標(biāo)說明

（一）樣本數(shù)據(jù)選擇

因數(shù)據(jù)可獲得性的限制，本文選取13個(gè)“一帶一路”國家2006～2015年年度面板數(shù)據(jù)作為樣本，包括新加坡、印度尼西亞、俄羅斯、哈薩克斯坦、泰國、巴基斯坦、阿拉伯聯(lián)合酋長國、越南、馬來西亞、沙特阿拉伯、印度、菲律賓和土耳其。選擇依據(jù)是在樣本期間我國對這些國家的直接投資累計(jì)占比高達(dá)71%，占據(jù)對“一帶一路”國家直接投資的絕大部分，具有代表性。相關(guān)原始數(shù)據(jù)來自《中國對外直接投資統(tǒng)計(jì)公報(bào)》、《國際金融統(tǒng)計(jì)年鑒》和瑞士再保險(xiǎn)發(fā)布的《世界保險(xiǎn)》。為了避免原始數(shù)據(jù)中通貨膨脹帶來的不利影響以及數(shù)據(jù)不平穩(wěn)性的存在，本文使用的所有數(shù)據(jù)（除人口、腐敗控制程度和政府公信力）在運(yùn)用前均先除以定基比CPI進(jìn)行實(shí)際化處理，再進(jìn)行對數(shù)化處理。

（二）變量選取

1.門限變量構(gòu)造。本文將金融發(fā)展指數(shù)（FDI）作為衡量“一帶一路”國家金融發(fā)展程度的代理變量，同時(shí)它既是門限變量也是門限解釋變量。首先分別從金融發(fā)展的規(guī)模擴(kuò)張、結(jié)構(gòu)和效率三個(gè)層面有效度量了“一帶一路”國家金融發(fā)展情況，并得到相應(yīng)數(shù)值；然后使用主成分分析法，計(jì)算得到這13個(gè)國家的金融發(fā)展指數(shù)，以此來衡量各國的金融發(fā)展情況。金融發(fā)展規(guī)模擴(kuò)張采用金融相關(guān)率衡量，即全部金融資產(chǎn)總量與GDP之比，其中全部金融資產(chǎn)總量為實(shí)際貨幣供應(yīng)量（M2）、股票市值與保費(fèi)收入之和。金融發(fā)展結(jié)構(gòu)用股票市值占全部金融資產(chǎn)總量的比率表示。金融發(fā)展效率用總貸款與總儲(chǔ)蓄之比表示，指標(biāo)的構(gòu)建主要參考周德才等（2013）的研究。在得到以上三個(gè)指標(biāo)之后，通過主成分分析方法計(jì)算金融發(fā)展程度的綜合得分得到金融發(fā)展指數(shù)，其中金融發(fā)展程度的綜合得分公式為：F=0.4349×F1+0.3560×F2+0.2091×F3?！耙粠б宦贰眹医鹑诎l(fā)展程度越高，金融市場體系可能越完善，本文預(yù)期“一帶一路”國家金融發(fā)展程度對中國對其直接投資的作用為正。

2.被解釋變量描述。被解釋變量為中國對外直接投資（OFDI）。本文選取2006～2015年中國對“一帶一路”國家每年直接投資凈額作為被解釋變量。

3.控制變量。本文所選控制變量有：①“一帶一路”國家的人口總數(shù)（Pop）：一國的人口數(shù)越多，需求越多，消費(fèi)越多，越有可能吸引投資國進(jìn)行投資。②吸引外資能力（Inv）：一國吸引外資的能力越強(qiáng)，接受投資越多；以“一帶一路”國家的外國直接投資凈流入額與各國GDP之比來衡量。③中國的經(jīng)濟(jì)實(shí)力（CGDP）：這一因素體現(xiàn)我國的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，我國經(jīng)濟(jì)實(shí)力的增強(qiáng)可能會(huì)促進(jìn)我國對外直接投資。④腐敗控制程度（Cor）：這一因素反映了“一帶一路”國家政府公權(quán)私用的程度。一國的腐敗控制程度越高，腐敗程度越低，投資國對其進(jìn)行投資的成本越小，資金能夠得到有效利用的機(jī)會(huì)越大，以“一帶一路”國家的腐敗控制程度來衡量。⑤對外貿(mào)易開放度（Open）：這一因素體現(xiàn)了“一帶一路”國家對外開放的程度，反映了該國經(jīng)濟(jì)對外開放的規(guī)模和水平。投資國的對外開放程度越高，與他國進(jìn)行的貨物和資金往來越多，以“一帶一路”國家的商品進(jìn)出口總額與各國GDP之比來衡量。⑥政府公信力（Gov）：這一因素反映了“一帶一路”國家政府制定并執(zhí)行促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的政策和規(guī)制的能力。一國健全的法律法規(guī)和監(jiān)管制度有利于降低投資國對其投資的風(fēng)險(xiǎn)，以“一帶一路”國家的政府信用等級評分來衡量。⑦“一帶一路”國家的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平（GGDP）：這一因素反映了“一帶一路”國家的經(jīng)濟(jì)實(shí)力以及未來的發(fā)展?jié)摿?。?jīng)濟(jì)發(fā)展水平越高，代表市場發(fā)展越完善，對其投資的風(fēng)險(xiǎn)就越小，以“一帶一路”國家實(shí)際GDP的增長率來衡量。

五、實(shí)證分析

（一）各變量描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

由表1的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果可以看出，我國對“一帶一路”國家的直接投資最大值是9.0130，最小值是0，說明我國對不同國家甚至對同一個(gè)國家不同年份的投資存在較為懸殊的差異；“一帶一路”國家金融發(fā)展指數(shù)最大值與最小值之間差距是3.7817，平均值是0.0399，可以看出各國間的金融發(fā)展程度差距較大；其他控制變量除我國的經(jīng)濟(jì)實(shí)力（CGDP）外最大值與最小值之間差距也都較大，說明本文所選取的“一帶一路”國家之間在經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、人口、政府情況以及對外貿(mào)易開放度等方面都存在很大的差異，因此，所選樣本可以較為全面地反映“一帶一路”國家的現(xiàn)實(shí)情況。

表1 樣本的描述性統(tǒng)計(jì)

（二）金融發(fā)展指數(shù)門限效應(yīng)分析

1.金融發(fā)展指數(shù)（FDI）門限效應(yīng)顯著。由表2的實(shí)證結(jié)果可知，門限估計(jì)值γ?是1.7391%，通過了1%的顯著性檢驗(yàn)，同時(shí)γ?將樣本劃分為金融發(fā)展程度低區(qū)間（FDIit≤γ?）與金融發(fā)展程度高區(qū)間（FDIit＞γ?），以下分別將這兩個(gè)區(qū)間簡稱為“低區(qū)間”和“高區(qū)間”。低區(qū)間和高區(qū)間的樣本數(shù)分別為103和27，可以看出低區(qū)間的樣本數(shù)約為高區(qū)間的樣本數(shù)的4倍，遠(yuǎn)高于高區(qū)間的樣本數(shù)。造成這種差異的原因主要在于本文所選樣本的“一帶一路”國家多為金融市場欠發(fā)達(dá)國家，這些國家自身金融發(fā)展程度較低，無法達(dá)到高區(qū)間的水平。

表2 動(dòng)態(tài)面板門限模型估計(jì)結(jié)果

2.金融發(fā)展指數(shù)門限效應(yīng)的具體表現(xiàn)。當(dāng)金融發(fā)展指數(shù)處于低區(qū)間時(shí)，估計(jì)得出低區(qū)間門限斜率系數(shù)為0.9983，在1%的水平上顯著，表示“一帶一路”國家金融發(fā)展指數(shù)每上升1個(gè)百分點(diǎn)，中國對其直接投資將會(huì)提高0.9983%；當(dāng)金融發(fā)展指數(shù)處于高區(qū)間時(shí)，估計(jì)得出高區(qū)間門限斜率系數(shù)為2.5508，在1%的水平上顯著，表示“一帶一路”國家金融發(fā)展指數(shù)每上升1個(gè)百分點(diǎn)，中國對其直接投資將會(huì)提高2.5508%。由此可以看出，金融發(fā)展指數(shù)無論是處于低區(qū)間還是高區(qū)間，“一帶一路”國家金融發(fā)展程度的提升都會(huì)提高中國對其直接投資。同時(shí)基于金融發(fā)展指數(shù)處于兩個(gè)區(qū)間的不同表現(xiàn)，不難發(fā)現(xiàn)有明顯的提高，二者之間相差2.56倍,表示一旦金融發(fā)展指數(shù)越過了門限值，這種提升水平會(huì)成倍增長。這說明“一帶一路”國家金融發(fā)展程度提升所帶來的吸引中國直接投資水平的提升是十分顯著的，即“一帶一路”國家金融市場發(fā)展程度越高，越有可能吸引中國對其進(jìn)行直接投資。截距門限效應(yīng)具體表現(xiàn)為：截距門限值通過了5%的顯著性檢驗(yàn)，估計(jì)值為1.7876，代表低區(qū)間和高區(qū)間下的截距差距是1.7876。

（三）控制變量估計(jì)結(jié)果分析

由表2結(jié)果可以看出，“一帶一路”國家政府的公信力和腐敗控制程度、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和吸引外資的能力分別通過了1%、5%和10%的顯著性檢驗(yàn)；而“一帶一路”國家的人口、對外貿(mào)易開放度和中國的經(jīng)濟(jì)實(shí)力沒有通過檢驗(yàn)。在通過檢驗(yàn)的幾個(gè)影響因素中，“一帶一路”國家的政府公信力影響最大，其次是“一帶一路”國家的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，最后是“一帶一路”國家吸引外資的能力以及腐敗控制程度?？傮w而言，中國對“一帶一路”國家的直接投資有以下四個(gè)特點(diǎn)：

1.“一帶一路”國家的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平對中國對其直接投資的作用顯著為負(fù)。這表明在“一帶一路”各國中，中國更加偏好向經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平相對低的國家進(jìn)行投資。出現(xiàn)這種情況的原因可能是這些國家基礎(chǔ)設(shè)施落后，產(chǎn)業(yè)體系不完善，產(chǎn)能較低，是中國轉(zhuǎn)移國內(nèi)過剩產(chǎn)能和勞動(dòng)密集型產(chǎn)業(yè)的理想場所。

2.“一帶一路”國家的腐敗控制程度對中國對其直接投資的作用顯著為正。這表明中國在對“一帶一路”國家進(jìn)行投資時(shí)，會(huì)選擇腐敗控制得較好的國家?！耙粠б宦贰眹业母瘮】刂频迷胶?，政府的公權(quán)力被用來謀取私利的程度越低，相關(guān)法律政策漏洞越少，投資的風(fēng)險(xiǎn)就會(huì)越低，資本越能夠得到充分有效的運(yùn)用。

3.“一帶一路”國家的政府公信力與中國對其直接投資呈正相關(guān)關(guān)系。這表明中國更加傾向于向政府制定政策和規(guī)制能力強(qiáng)的國家進(jìn)行投資。政府公信力是首要投資環(huán)境，健全的規(guī)章制度、高效的政務(wù)服務(wù)環(huán)境、開放透明的法治環(huán)境和穩(wěn)定有序的經(jīng)營環(huán)境都會(huì)成為“一帶一路”國家的比較優(yōu)勢，從而吸引更多的投資。

4.“一帶一路”國家吸引外資的能力與中國對其直接投資呈正相關(guān)關(guān)系。這表明中國與其他國家一樣，對“一帶一路”國家吸引外資能力強(qiáng)的國家投資更多?！耙粠б宦贰眹椅耐赓Y越多，表明“一帶一路”國家吸引外資的能力越強(qiáng)，比如先進(jìn)的科學(xué)技術(shù)、豐富的礦產(chǎn)資源、可取的管理經(jīng)驗(yàn)等。俄羅斯的總體科技實(shí)力居全球第二，哈薩克斯坦自然資源種類多、儲(chǔ)量大，特別是許多礦產(chǎn)類資源儲(chǔ)存量在世界名列前茅，中國對俄羅斯和哈薩克斯坦在2006～2015年間的直接投資總額排名靠前。這一特點(diǎn)也說明資源的可獲取性是中國對“一帶一路”國家的直接投資的動(dòng)機(jī)之一。

總而言之，對于門限變量，“一帶一路”國家金融發(fā)展程度對我國對其直接投資存在非線性的門限效應(yīng)，并且無論金融發(fā)展指數(shù)位于低區(qū)間還是高區(qū)間，金融發(fā)展程度都對我國對其直接投資有顯著影響，但處于低區(qū)間時(shí)的影響遠(yuǎn)不如處于高區(qū)間時(shí)的影響。對于控制變量，“一帶一路”國家的政府公信力對中國對其直接投資區(qū)域決策影響最大，作用為正；經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平影響次之，作用為負(fù)；腐敗控制程度及對外貿(mào)易開放度影響最小，作用為正。然而，“一帶一路”國家的人口、對外貿(mào)易開放程度和中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平?jīng)]有通過顯著性檢驗(yàn)。

六、結(jié)論與建議

（一）主要結(jié)論

本文采用動(dòng)態(tài)面板門限模型，實(shí)證分析了“一帶一路”國家金融發(fā)展程度對中國對其直接投資的影響是否存在非線性的門限效應(yīng)，以及“一帶一路”國家的人口、吸引外資能力、腐敗控制程度、對外貿(mào)易開放度、政府公信力、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和中國的經(jīng)濟(jì)實(shí)力對我國對其直接投資決策的影響。主要得出以下三點(diǎn)結(jié)論：

1.“一帶一路”國家金融發(fā)展指數(shù)門限效應(yīng)顯著。實(shí)證表明門限估計(jì)值γ?為1.7391%，當(dāng)“一帶一路”國家的金融發(fā)展指數(shù)低于門限估計(jì)值時(shí)，“一帶一路”國家金融發(fā)展指數(shù)每上升1個(gè)百分點(diǎn)，中國對其直接投資將會(huì)提高0.9983%；當(dāng)“一帶一路”國家金融發(fā)展指數(shù)高于門限估計(jì)值時(shí)，“一帶一路”國家金融發(fā)展指數(shù)每上升1個(gè)百分點(diǎn)，中國對其直接投資將會(huì)提高2.5508%。這表明無論“一帶一路”國家金融發(fā)展指數(shù)是否超過門限值，“一帶一路”國家金融發(fā)展程度都對中國對其直接投資有積極作用，并且“一帶一路”國家金融發(fā)展指數(shù)達(dá)到或超過門限值時(shí)，“一帶一路”國家金融發(fā)展程度對中國對其直接投資的積極影響更大，即金融市場相對更發(fā)達(dá)的“一帶一路”國家，更能吸引中國投資者。

2.“一帶一路”國家的政治、經(jīng)濟(jì)等因素影響顯著。實(shí)證結(jié)果表明，“一帶一路”國家政府公信力影響最大，其次是經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，最后是腐敗控制程度和吸引外資的能力。其中經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的影響顯著為負(fù)，其他控制變量的影響顯著為正。由實(shí)證結(jié)果可以看出，在“一帶一路”國家中，中國傾向于對經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平相對較低的國家進(jìn)行投資，一個(gè)可能的原因是中國需要經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較低國家充足的市場來接納、吸收國內(nèi)過剩產(chǎn)能。但政府公信力影響更大，具體表現(xiàn)為“一帶一路”國家的制度環(huán)境越好，我國對其直接投資的效率越高。這說明影響我國對“一帶一路”國家直接投資的因素是復(fù)雜且全面的。

3.動(dòng)態(tài)面板門限模型可以較好地識(shí)別“一帶一路”國家金融發(fā)展指數(shù)存在的門限效應(yīng)。由高區(qū)間門限 斜 率 系 數(shù)比 低 區(qū) 間 門 限 斜 率 系 數(shù)多 出1.5525可以看出，“一帶一路”國家金融發(fā)展指數(shù)存在明顯的門限效應(yīng)。該模型不僅驗(yàn)證得到不同門限區(qū)間內(nèi)中國對“一帶一路”國家直接投資存在差異，而且可以探討不同門限區(qū)間內(nèi)“一帶一路”國家金融發(fā)展程度對OFDI解釋程度的差異。較一般線性模型而言，該模型可以更好地刻畫“一帶一路”國家金融發(fā)展程度對我國對其直接投資的影響機(jī)制。

（二）政策建議

1.構(gòu)建“一帶一路”國家金融發(fā)展評價(jià)指標(biāo)，關(guān)注“一帶一路”國家金融發(fā)展相關(guān)狀況?！耙粠б宦贰眹医鹑诎l(fā)展程度對中國對其直接投資有明顯的門限效應(yīng)，因此，中國應(yīng)參照發(fā)達(dá)國家金融發(fā)展評價(jià)體系，構(gòu)建包括“一帶一路”國家證券市場、銀行信貸、保險(xiǎn)等在內(nèi)的多維度評價(jià)指標(biāo)，并定期更新相關(guān)指標(biāo)，為投資者進(jìn)行投資決策提供參考。同時(shí)，應(yīng)關(guān)注“一帶一路”國家金融市場上的“黑天鵝”，提醒投資者對可能產(chǎn)生的金融風(fēng)險(xiǎn)做好準(zhǔn)備，減少“黑天鵝”對投資項(xiàng)目的負(fù)面影響。

2.由政府主導(dǎo)搭建“一帶一路”國家信息公開平臺(tái)。研究發(fā)現(xiàn)，“一帶一路”國家政府公信力及腐敗控制程度對中國對其直接投資有積極作用。因此，中國在對外直接投資時(shí)，應(yīng)關(guān)注“一帶一路”國家政府的執(zhí)政情況，考察其是否有能力實(shí)施既定政策、國內(nèi)法律法規(guī)是否完善以及政府對腐敗行為的容忍度和打擊力度，規(guī)避可能產(chǎn)生的潛在風(fēng)險(xiǎn)。由于企業(yè)的自身規(guī)模和能力有限，不具備獲得所有相關(guān)投資信息的能力，因此應(yīng)由政府主導(dǎo)，搜集并公開“一帶一路”國家的國內(nèi)制度、投資政策等相關(guān)情況，為投資者提供被投資國的相關(guān)信息和咨詢服務(wù)。

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