張 麗

（1.四川大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，成都 610065；2.河南工業(yè)大學(xué) 新聞與傳播學(xué)院，鄭州 450001）

0 引言

中國(guó)政府發(fā)起的“一帶一路”倡議被學(xué)界視為東亞生產(chǎn)網(wǎng)絡(luò)的第二次西擴(kuò)[1]，從這個(gè)意義上講，周邊國(guó)家是中國(guó)推進(jìn)“一帶一路”倡議的重要區(qū)域。當(dāng)前全球價(jià)值鏈分工條件下，國(guó)際直接投資和國(guó)際貿(mào)易深度融合，成為貿(mào)易流動(dòng)的重要驅(qū)動(dòng)力量，以周邊國(guó)家為主要研究對(duì)象，對(duì)中國(guó)向“一帶一路”國(guó)家直接投資影響因素進(jìn)行實(shí)證分析，對(duì)發(fā)掘中國(guó)與“一帶一路”國(guó)家間貿(mào)易潛力具有重要意義。

基于現(xiàn)有文獻(xiàn)[1-6]，本文以2001—2016年中國(guó)與“一帶一路”沿線周邊22個(gè)國(guó)家[7]的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)為研究對(duì)象，從以下兩個(gè)方面進(jìn)行了拓展：第一，將“一帶一路”倡議與全球價(jià)值鏈分工的時(shí)代背景相結(jié)合，通過(guò)對(duì)中國(guó)向“一帶一路”國(guó)家直接投資的研究和分析，發(fā)掘中國(guó)與“一帶一路”國(guó)家間的貿(mào)易潛力；第二，以中國(guó)周邊國(guó)家為主要研究對(duì)象，采用貿(mào)易和發(fā)展會(huì)議UNCYAD FDI/TNC數(shù)據(jù)庫(kù)、世界銀行WDI數(shù)據(jù)庫(kù)等數(shù)據(jù)，明確中國(guó)向“一帶一路”國(guó)家直接投資的動(dòng)態(tài)演變趨勢(shì)。

1 中國(guó)與“一帶一路”主要國(guó)家的直接投資規(guī)模及依存度

1.1 中國(guó)與“一帶一路”主要國(guó)家的雙向直接投資規(guī)模

中國(guó)與“一帶一路”主要國(guó)家的雙向直接投資規(guī)模，具體見(jiàn)表1和表2。

據(jù)表1和下頁(yè)表2所示，從考察對(duì)象國(guó)流向中國(guó)的直接投資，總體上具有投資額小、來(lái)源國(guó)數(shù)量有限的特點(diǎn)。除新加坡從2001年的2144百萬(wàn)美元，到2012年的6305百萬(wàn)美元，總體呈現(xiàn)出波動(dòng)中穩(wěn)定增長(zhǎng)趨勢(shì)以及馬來(lái)西亞從2001年的263百萬(wàn)美元，到2011年的358百萬(wàn)美元，總體呈增長(zhǎng)趨勢(shì)但波幅變動(dòng)不大外，其余大部分國(guó)家均表現(xiàn)出，上下波動(dòng)中的逐年遞減趨勢(shì)；中國(guó)向?qū)ο髧?guó)的直接投資，基本實(shí)現(xiàn)了全覆蓋，但投資額也比較小，且不穩(wěn)定，數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)時(shí)間區(qū)間里基本沒(méi)有一個(gè)國(guó)家保持穩(wěn)步增長(zhǎng)或持續(xù)降低。以2016年投資額大小排序，前3位分別是新加坡（2344百萬(wàn)美元）、印度尼西亞（2113百萬(wàn)美元）和印度（687百萬(wàn)美元），這與本文的雙向貿(mào)易情況有吻合的地方。這一方面說(shuō)明，中國(guó)與“一帶一路”國(guó)家間雙向投資與雙邊貿(mào)易的關(guān)系符合全球價(jià)值鏈特點(diǎn)；另一方面，也說(shuō)明中國(guó)與“一帶一路”國(guó)家間雙向投資，尤其是中國(guó)向“一帶一路”國(guó)家的直接投資與國(guó)際和區(qū)域經(jīng)濟(jì)形勢(shì)聯(lián)動(dòng)關(guān)系敏感，2014年亞洲貿(mào)易長(zhǎng)期以來(lái)首次負(fù)增長(zhǎng)情況下，中國(guó)向“一帶一路”國(guó)家的直接投資呈現(xiàn)大部分國(guó)家大幅波動(dòng)即是明證。

表1 2001—2012年從“一帶一路”主要國(guó)家流向中國(guó)的外資流入量（單位：百萬(wàn)美元）

1.2 中國(guó)與“一帶一路”主要國(guó)家對(duì)外直接投資依存度指數(shù)

外資依存度指數(shù)一定程度上衡量了一個(gè)經(jīng)濟(jì)體對(duì)從另一個(gè)經(jīng)濟(jì)體流入的直接投資的依賴程度，也是衡量國(guó)際直接投資雙方合作密切程度的指標(biāo)。計(jì)算方法是東道國(guó)從一個(gè)經(jīng)濟(jì)體流入的外國(guó)直接投資（FDI）占其外資流入總額的比例。中國(guó)與“一帶一路”主要國(guó)家對(duì)外直接投資依存度情況，具體見(jiàn)表3和表4。

表2 2003—2016年中國(guó)外資向“一帶一路”主要國(guó)家流出量（單位：百萬(wàn)美元）

表3 2001—2016年中國(guó)從“一帶一路”主要國(guó)家利用外資依存度指數(shù)（單位：%）

表3和表4顯示，2001—2016年，整體上，無(wú)論是中國(guó)從“一帶一路”主要國(guó)家利用外資依存度，還是中國(guó)對(duì)“一帶一路”國(guó)家直接投資依存度，都比較低，尤其是中國(guó)對(duì)“一帶一路”國(guó)家直接投資依存度，大部分?jǐn)?shù)據(jù)小于0.01%，且不穩(wěn)定，部分國(guó)家某些年份有所提升，但變動(dòng)幅度不明顯。與前文投資規(guī)模不完全吻合的是，中國(guó)對(duì)“一帶一路”主要國(guó)家直接投資依存度方面，依然是新加坡以較大的區(qū)分度高于其他對(duì)象國(guó)，2016年最高達(dá)7.2%；而中國(guó)從“一帶一路”主要國(guó)家利用外資依存度方面，則是東盟以較大的區(qū)分度位居其他對(duì)象國(guó)之首，2013年最高達(dá)7.1%。

表42003 —2016年中國(guó)對(duì)“一帶一路”主要國(guó)家直接投資依存度指數(shù) （單位：%）

2 實(shí)證分析

2.1 模型設(shè)定和數(shù)據(jù)說(shuō)明

本文基于邁克爾·波特（Michael E.Porter）國(guó)際直接投資理論，參照吳先明和黃春桃（2016）[8]的做法，選取市場(chǎng)尋求型、自然資源尋求型、效率尋求型、戰(zhàn)略資產(chǎn)尋求型4個(gè)變量作為解釋變量，選取地理距離、制度變量、開(kāi)放程度和匯率水平4個(gè)變量作為控制變量。并假定中國(guó)對(duì)周邊國(guó)家的直接投資與東道國(guó)市場(chǎng)規(guī)模、自然資源豐裕程度、技術(shù)水平呈正相關(guān)。為了控制異方差問(wèn)題，本文對(duì)方差較大的自變量取自然對(duì)數(shù)。得出方程如下：

其中，i表示年份，F(xiàn)DIit表示i期中國(guó)對(duì)東道國(guó)t的對(duì)外直接投資流量。除馬爾代夫和土庫(kù)曼斯坦兩國(guó)之外，其余國(guó)家數(shù)據(jù)由UNCYAD FDI/TNC雙邊投資流量數(shù)據(jù)和相關(guān)國(guó)家統(tǒng)計(jì)部門數(shù)據(jù)整理而成。馬爾代夫和土庫(kù)曼斯坦兩國(guó)數(shù)據(jù)以及表中所有國(guó)家2013—2016年數(shù)據(jù)來(lái)自中國(guó)商務(wù)部各年度《中國(guó)對(duì)外投資公報(bào)》。α為常數(shù)項(xiàng)，λi、λi分別表示國(guó)家個(gè)體效應(yīng)和時(shí)間效應(yīng)，δ為殘差項(xiàng)。為控制變量。其中，i=1，…，26；t=2003，2004,…，2016。

中國(guó)向“一帶一路”國(guó)家直接投資影響因素變量設(shè)定及數(shù)據(jù)來(lái)源如下頁(yè)表5所示。

2.2 計(jì)量估計(jì)

2.2.1 單位根檢驗(yàn)

中國(guó)向“一帶一路”國(guó)家直接投資影響因素單位根檢驗(yàn)結(jié)果如下頁(yè)表6所示。

單位根檢驗(yàn)中的P值表示棄真犯錯(cuò)概率，P值小于5%即認(rèn)為該序列是平穩(wěn)的。檢驗(yàn)結(jié)果表明:盡管中國(guó)向東道國(guó)的對(duì)外直接投資流量與部分變量無(wú)法通過(guò)平穩(wěn)性檢驗(yàn)，但其一階差分表現(xiàn)平穩(wěn)，這些為一階單整序列的變量與其余直接通過(guò)平穩(wěn)性檢驗(yàn)的變量一起，形成方程單位根檢驗(yàn)的全部結(jié)果，即模型各變量之間存在著比較穩(wěn)定的均衡關(guān)系。

表5 中國(guó)向“一帶一路”國(guó)家直接投資影響因素變量設(shè)定及數(shù)據(jù)來(lái)源

表6 中國(guó)向“一帶一路”國(guó)家直接投資影響因素單位根檢驗(yàn)

2.2.2 協(xié)整檢驗(yàn)

協(xié)整檢驗(yàn)中ADF對(duì)應(yīng)的P值小于5%，即認(rèn)為存在協(xié)整。表7的檢驗(yàn)結(jié)果顯示，P值為0.0021，小于5%，拒絕原假設(shè)，存在協(xié)整，可以進(jìn)行回歸。

表7 中國(guó)向“一帶一路”國(guó)家直接投資影響因素協(xié)整檢驗(yàn)

2.2.3 Hausman檢驗(yàn)

Hausman檢驗(yàn)的P值若小于顯著水平5%，拒絕原假設(shè)，為固定效應(yīng);反之，則選擇隨機(jī)效應(yīng)。表8的檢驗(yàn)結(jié)果顯示：P值為0.8348，大于5%，支持原假設(shè)，為隨機(jī)效應(yīng)模型。

表8 中國(guó)向“一帶一路”國(guó)家直接投資影響因素Hausman檢驗(yàn)

2.2.4 回歸結(jié)果

對(duì)樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行單位根檢驗(yàn)、協(xié)整檢驗(yàn)和Hausman檢驗(yàn)，結(jié)果表明，可以進(jìn)行回歸分析，結(jié)果如表9所示。

表9 中國(guó)向“一帶一路”國(guó)家直接投資影響因素回歸結(jié)果

從表9可以看出：地理距離（InD）變量對(duì)中國(guó)對(duì)外直接投資的回歸系數(shù)分別為-1.1828、-1.2954、-1.208、-1.2252，顯著性均大于10%，且為負(fù)數(shù)，這表明該控制變量對(duì)中國(guó)對(duì)外直接投資具有顯著的反向影響；相應(yīng)地,東道國(guó)的GDP（Ingdp）、技術(shù)準(zhǔn)備水平（tech）和勞動(dòng)市場(chǎng)效率（labo）三個(gè)變量，尤其是前兩個(gè)變量的回歸系數(shù)顯著性均大于10%，勞動(dòng)市場(chǎng)效率（labo）的回歸系數(shù)顯著性大于5%，且都為正數(shù)，這表明對(duì)中國(guó)對(duì)外直接投資具有顯著的正向影響。而另外幾個(gè)變量，東道國(guó)資源出口水平（res）、東道國(guó)的開(kāi)放程度（ifdi）、匯率（exch）和制度環(huán)境（poli）的回歸系數(shù)均小于1%，為不顯著影響。

3 結(jié)論

本文通過(guò)對(duì)中國(guó)與“一帶一路”主要國(guó)家雙向直接投資狀況分析發(fā)現(xiàn)：中國(guó)與“一帶一路”主要國(guó)家雙向直接投資額度小，依存度都比較低，尤其是“一帶一路”主要國(guó)家對(duì)中國(guó)的直接投資不僅占比較小，而且來(lái)源國(guó)數(shù)量有限。運(yùn)用拓展引力模型對(duì)中國(guó)向“一帶一路”國(guó)家直接投資的影響因素進(jìn)行實(shí)證分析，實(shí)證方程引入8個(gè)變量，即GDP市場(chǎng)規(guī)模、res（自然資源）、labo（勞動(dòng)市場(chǎng)效率）、tech（技術(shù)戰(zhàn)略）、D（地理距離）、ifdi（開(kāi)放程度）、exch（匯率水平）和poli（制度環(huán)境）?；貧w結(jié)果顯示：距離、東道國(guó)的GDP、勞動(dòng)市場(chǎng)效率和技術(shù)準(zhǔn)備水平是當(dāng)前中國(guó)向“一帶一路”國(guó)家直接投資的主要影響因素。