王培志,孫利平

(山東財(cái)經(jīng)大學(xué) 國(guó)際經(jīng)貿(mào)學(xué)院,濟(jì)南 250014)

一、引言與文獻(xiàn)綜述

出口和對(duì)外投資是一國(guó)經(jīng)濟(jì)“走出去”的主要方式,一國(guó)開放經(jīng)濟(jì)由大到強(qiáng)的發(fā)展過程，也是“走出去”方式從依靠出口為主到以出口和對(duì)外投資兼重的路徑優(yōu)化過程。在更廣闊的世界舞臺(tái)，配置資源和布局產(chǎn)業(yè)是一國(guó)攀升全球價(jià)值鏈高端、建設(shè)開放型經(jīng)濟(jì)強(qiáng)國(guó)的必由選擇[1,2]。2017年中國(guó)出口總額高達(dá)4.1萬億美元,對(duì)外直接投資流量和存量分別為1 582.9億美元和1.8萬億美元,分別占出口總額的3.86%和43.9%。同時(shí)期美國(guó)出口總額為1.5萬億美元,對(duì)外投資流量和存量分別為4 273億美元和6.01萬億美元,分別占總出口的28.5%和400.6%?？梢钥闯?中國(guó)對(duì)外直接投資存量和流量相對(duì)于出口而言依然較少,在協(xié)調(diào)國(guó)內(nèi)就業(yè)和產(chǎn)業(yè)安全目標(biāo)下，擴(kuò)大對(duì)外直接投資對(duì)中國(guó)培育經(jīng)濟(jì)新動(dòng)能和攀升價(jià)值鏈高端而言意義重大。但對(duì)外投資實(shí)踐并非坦途,投資主體面臨諸如東道國(guó)投資政策不連續(xù)、投資環(huán)境不穩(wěn)定、融資成本居高不下等復(fù)雜多變的投資約束。破解中國(guó)對(duì)外直接投資所面臨的現(xiàn)實(shí)約束,挖掘東道國(guó)投資潛力和提高對(duì)外投資效率成為擺在國(guó)家、企業(yè)面前的現(xiàn)實(shí)問題。

2013年習(xí)近平總書記提出的“一帶一路”倡議為中國(guó)擴(kuò)大對(duì)外直接投資和建設(shè)新型開放經(jīng)濟(jì)提供了廣闊國(guó)際空間。經(jīng)過絲路沿線國(guó)家五年來在“硬條件”(基礎(chǔ)設(shè)施等)和“軟環(huán)境”(投資制度等)方面的建設(shè)和完善,“一帶一路”沿線也迅速發(fā)展成為中國(guó)對(duì)外直接投資的熱點(diǎn)地區(qū)。在此背景下,陸續(xù)有學(xué)者研究了中國(guó)對(duì)世界整體[3]、中國(guó)對(duì)“一帶一路”沿線地區(qū)的投資效率[4],但現(xiàn)有研究并沒有進(jìn)一步分析“一帶一路”倡議本身對(duì)投資效率的影響?！耙粠б宦贰背h能否提高中國(guó)對(duì)外投資效率?作用機(jī)制是什么?這種促進(jìn)效應(yīng)對(duì)不同地區(qū)而言是否具有異質(zhì)性?對(duì)這些問題的回答構(gòu)成了本研究的主要內(nèi)容。為解決以上問題,文章首先理論分析“一帶一路”倡議對(duì)投資效率的作用機(jī)制,隨后基于2001-2016年156個(gè)國(guó)家(地區(qū))數(shù)據(jù),構(gòu)建異質(zhì)性隨機(jī)前沿引力模型測(cè)算中國(guó)對(duì)外投資效率,采用雙重差分和傾向得分匹配(DID-PSM)相結(jié)合的方法估計(jì)“一帶一路”倡議本身對(duì)投資效率的促進(jìn)效應(yīng),并檢驗(yàn)這種效應(yīng)的時(shí)間動(dòng)態(tài)特征和區(qū)域異質(zhì)特征;最后采用三種匹配方法測(cè)算“一帶一路”倡議貢獻(xiàn)的凈投資效率。與既有研究相比,本文邊際貢獻(xiàn)在于:優(yōu)化模型設(shè)計(jì)并采用異質(zhì)性隨機(jī)前沿引力模型估算對(duì)外投資效率,測(cè)算結(jié)果更加精確;在此基礎(chǔ)上進(jìn)一步估計(jì)“一帶一路”倡議本身對(duì)投資效率的凈效應(yīng)。研究結(jié)論可以為緩解我國(guó)對(duì)“一帶一路”沿線投資約束、提高投資效率和優(yōu)化投資空間結(jié)構(gòu)提供一定決策依據(jù)。

從既有文獻(xiàn)看,當(dāng)前對(duì)OFDI的研究多集中在投資的區(qū)位選擇、影響因素、投資效應(yīng)等領(lǐng)域[5-12],隨著中國(guó)OFDI投資環(huán)境日趨復(fù)雜多變,很多學(xué)者轉(zhuǎn)而從測(cè)算方法和影響因素角度研究對(duì)外直接投資效率和投資約束問題。在測(cè)算方法層面,學(xué)者們通常使用隨機(jī)前沿引力模型、DEA方法測(cè)算對(duì)外直接投資效率。宋林[13]使用隨機(jī)前沿模型對(duì)中國(guó)對(duì)外直接投資效率進(jìn)行測(cè)度,認(rèn)為中國(guó)對(duì)多數(shù)國(guó)家和地區(qū)的投資效率都集中分布在0.639附近,胡浩[3]則認(rèn)為中國(guó)對(duì)外直接投資效率均值為26.93%。田澤[14]和季凱文[15]分別使用DEA方法和隨機(jī)前沿方法計(jì)算中國(guó)對(duì)“一帶一路”沿線國(guó)家投資效率,得到的投資效率均值分別在0.6和0.2左右,雖然測(cè)算結(jié)果不一，但總體認(rèn)為中國(guó)對(duì)外直接投資效率普遍較低且波動(dòng)較大。Yang S和Chen K[16]使用DEA方法測(cè)度了1987-2000年臺(tái)灣企業(yè)層面的對(duì)外投資效率,認(rèn)為臺(tái)灣制造業(yè)企業(yè)投資效率較高。在對(duì)外直接投資效率的影響因素方面,多數(shù)研究都證實(shí)了GDP、人均GDP、市場(chǎng)規(guī)模、資源稟賦、文化相近程度、是否簽訂投資協(xié)議、東道國(guó)技術(shù)水平等對(duì)OFDI效率具有顯著正向作用,東道國(guó)內(nèi)部沖突對(duì)投資效率有顯著負(fù)影響,但對(duì)融資約束、地理距離等因素的作用尚有爭(zhēng)議[3,13,15,17]。在投資約束問題上,學(xué)者們一般通過構(gòu)建投資非效率模型來定量分析投資約束效應(yīng),是否簽訂投資協(xié)議、東道國(guó)腐敗程度、治理水平等因素對(duì)投資非效率有顯著正相關(guān),而勞工自由度、法律完善水平可以降低投資約束[15]。此外,本研究還涉及到政策效應(yīng)測(cè)度方面的文獻(xiàn),其中以雙重差分方法和傾向得分匹配法評(píng)估政策績(jī)效最為經(jīng)典,如有學(xué)者采用雙重差分方法分別驗(yàn)證了自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)可以促進(jìn)地區(qū)當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)增長(zhǎng)[18]、“一帶一路”倡議能夠降低企業(yè)投資風(fēng)險(xiǎn)[19]和“一帶一路”倡議可以提升中國(guó)企業(yè)創(chuàng)新效應(yīng)[20]。李賁和吳利華[21]采用PSM方法考察了經(jīng)濟(jì)開發(fā)區(qū)對(duì)企業(yè)規(guī)模的促進(jìn)效應(yīng),王全景[22]采用DID和PSM相結(jié)合的方法驗(yàn)證了海外投資可以提高企業(yè)社會(huì)責(zé)任。DID-PSM方法已經(jīng)成為評(píng)估政策效應(yīng)成熟且有效的方法。

通過文獻(xiàn)梳理,筆者發(fā)現(xiàn)現(xiàn)有對(duì)中國(guó)對(duì)外直接投資效率的研究由于變量選擇、模型設(shè)計(jì)等因素，造成投資效率估計(jì)結(jié)果并不統(tǒng)一。此外,當(dāng)前研究忽略了一個(gè)重要的因素,即“一帶一路”倡議本身對(duì)中國(guó)對(duì)外投資效率的作用如何?隨著中國(guó)對(duì)“一帶一路”沿線投資迅猛增長(zhǎng)和投資促進(jìn)機(jī)制的完善,有必要對(duì)“一帶一路”倡議本身對(duì)我國(guó)OFDI效率的促進(jìn)效應(yīng)進(jìn)行深入探究。本文在采用異質(zhì)性隨機(jī)前沿引力模型重新估算我國(guó)對(duì)外投資效率基礎(chǔ)上,進(jìn)一步研究了“一帶一路”倡議對(duì)OFDI效率促進(jìn)效應(yīng)的問題,在理論上豐富了我國(guó)對(duì)外投資效率的研究視角,在實(shí)踐上為優(yōu)化我國(guó)對(duì)“一帶一路”沿線投資空間結(jié)構(gòu)和提高投資收益提供決策依據(jù)。

二、理論分析

為避免歧義,文章首先嘗試對(duì)投資最優(yōu)值(Optimal investment value,I*)、投資約束(Investment restriction,IR)、投資效率(Investment efficiency,IE)和投資潛力(Investment potentiality,IP)的內(nèi)涵進(jìn)行界定。投資最優(yōu)值是指在不考慮主觀和客觀投資壁壘、外界隨機(jī)沖擊等因素,在完全競(jìng)爭(zhēng)市場(chǎng)假設(shè)下得到的對(duì)東道國(guó)理想最優(yōu)投資水平。投資約束是對(duì)造成投資實(shí)際值和投資最優(yōu)值偏離因素的統(tǒng)稱,這些因素一方面來自可以刻畫的效率影響因子,如投資壁壘、投資協(xié)定等,另一方面來自難以刻畫的隨機(jī)因素,如政治沖突、戰(zhàn)爭(zhēng)因素等。投資約束效應(yīng)具體包括兩方面,一是投資約束影響投資實(shí)際值和最優(yōu)值的偏離水平,二是導(dǎo)致投資偏離具有不確定性[2]。本文參照既有研究將投資效率定義為:IE=(I/I*)*100%,即實(shí)際投資值(Investment value, I)與理論最優(yōu)投資值之比。本文將投資潛力定義為:

IP=1-IE=(I*-I)/I*100%,投資潛力本質(zhì)上刻度的是實(shí)際投資值和理論最優(yōu)值之間的差距。

“一帶一路”倡議會(huì)降低投資偏離程度,提高投資效率。一方面,“一帶一路”倡議會(huì)增進(jìn)投資深度,主要體現(xiàn)在“一帶一路”倡議通過降低中國(guó)對(duì)“一帶一路”沿線投資的融資約束、信息約束、東道國(guó)政策約束等方式緩解投資壁壘,提高投資效率。中國(guó)政府通過設(shè)立亞洲基礎(chǔ)設(shè)施投資銀行和絲路基金、在東道國(guó)建立人民幣國(guó)際結(jié)算中心等方式構(gòu)建金融合作網(wǎng)絡(luò)為企業(yè)投資提供融資支持,滿足企業(yè)融資需求;專業(yè)研究機(jī)構(gòu)通過開展對(duì)東道國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展特征研究、投資信息收集和發(fā)布,增強(qiáng)企業(yè)投資針對(duì)性,有助于減輕企業(yè)投資信息搜集成本并提高信息利用率;“一帶一路”倡議和東道國(guó)發(fā)展戰(zhàn)略對(duì)接,保障我國(guó)對(duì)外投資契合東道國(guó)發(fā)展趨勢(shì),以此弱化投資政治風(fēng)險(xiǎn)、提高投資預(yù)期收益。此外,中國(guó)政府致力于加強(qiáng)雙方政治互信和雙邊關(guān)系改善,積極促進(jìn)雙邊投資協(xié)定簽訂,有助于促使東道國(guó)主動(dòng)通過提高行政效率和法制水平等方式改善投資經(jīng)營(yíng)環(huán)境,為我國(guó)企業(yè)投資提供便利化支持。另一方面,“一帶一路”倡議會(huì)提高投資廣度?！耙粠б宦贰背h通過在政策、基礎(chǔ)設(shè)施、市場(chǎng)、經(jīng)貿(mào)和民心的“五通”建設(shè),擴(kuò)展投資新領(lǐng)域、新地區(qū)和新方式,創(chuàng)造投資新機(jī)遇。通過重點(diǎn)項(xiàng)目示范效應(yīng),消除其他國(guó)家戒備和排斥心理,堅(jiān)定合作共贏理念,吸引更多國(guó)家歡迎中國(guó)投資?！耙粠б宦贰背h不僅可促進(jìn)中國(guó)和絲路國(guó)家交流,還可以促進(jìn)絲路沿線國(guó)家之間的交流活動(dòng),將絲路沿線國(guó)家團(tuán)結(jié)在共建“一帶一路”倡議的大旗之下,有助于中國(guó)在共建“絲路經(jīng)濟(jì)體”的實(shí)踐中減輕投資壁壘、發(fā)現(xiàn)投資機(jī)遇和提高投資效率[23]。

“一帶一路”倡議會(huì)降低投資偏離的不確定性,減少投資風(fēng)險(xiǎn)。中國(guó)對(duì)外直接投資面臨包括政治風(fēng)險(xiǎn)、經(jīng)濟(jì)風(fēng)險(xiǎn)、文化風(fēng)險(xiǎn)等在內(nèi)的各種風(fēng)險(xiǎn),這些風(fēng)險(xiǎn)多變、復(fù)雜且不可預(yù)期?！耙粠б宦贰背h通過加強(qiáng)雙方政治互信并構(gòu)建投資保護(hù)機(jī)制和多渠道溝通交流機(jī)制,降低我國(guó)在“一帶一路”沿線國(guó)家投資的政治風(fēng)險(xiǎn)不確定性;通過簽訂投資協(xié)定、建設(shè)產(chǎn)業(yè)園區(qū)和完善爭(zhēng)端仲裁機(jī)制等方式降低經(jīng)濟(jì)風(fēng)險(xiǎn)不確定性;中國(guó)與“一帶一路”沿線國(guó)家在文化背景、風(fēng)俗習(xí)慣、宗教信仰等方面存在較大文化差異,通過互派留學(xué)生、建立孔子學(xué)院、定期開展文化節(jié)等活動(dòng)促進(jìn)雙方之間文化交融和信任程度,降低企業(yè)對(duì)外直接投資的文化風(fēng)險(xiǎn)不確定性?？偨Y(jié)來看,“一帶一路”倡議不僅可以降低投資偏離,而且可以通過降低投資風(fēng)險(xiǎn)抑制投資偏離不確定性。

“一帶一路”倡議對(duì)中國(guó)對(duì)外直接投資效率的促進(jìn)效應(yīng)會(huì)呈現(xiàn)出區(qū)域差異性和時(shí)間動(dòng)態(tài)異質(zhì)性特征。這種促進(jìn)效應(yīng)的異質(zhì)性一方面來自中國(guó)投資類型的不同,另一方面來自東道國(guó)發(fā)展水平各異。投資具有自選擇特征,不同類型的投資會(huì)有區(qū)別地選擇不同投資目的國(guó)。中國(guó)對(duì)“一帶一路”沿線國(guó)家的投資多為資源尋求型和產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移型。當(dāng)投資資源豐富的國(guó)家時(shí),則對(duì)該國(guó)投資效率會(huì)高;當(dāng)投資屬于產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移型時(shí),投資目的則變?yōu)橥ㄟ^獲得低投入成本和廣闊國(guó)際市場(chǎng)延續(xù)國(guó)內(nèi)成熟產(chǎn)業(yè)生命周期,經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)較好國(guó)家尤其是工業(yè)基礎(chǔ)好的國(guó)家成為產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移型投資理想目的國(guó)。此外,“一帶一路”倡議下的合作機(jī)制會(huì)隨著時(shí)間推移而逐步深化和完善,“一帶一路”倡議的投資促進(jìn)效應(yīng)會(huì)具有動(dòng)態(tài)優(yōu)化特征。

基于以上分析,本文提出兩個(gè)待檢驗(yàn)假說。

假說1:“一帶一路”倡議可以顯著促進(jìn)中國(guó)對(duì)外投資效率,并抑制投資偏離不確定性。

假說2:“一帶一路”投資促進(jìn)效應(yīng)具有區(qū)域異質(zhì)性特征,投資促進(jìn)效應(yīng)在經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)好、資源豐富的地區(qū)更為顯著。隨著時(shí)間推移，“一帶一路”投資促進(jìn)效應(yīng)可能會(huì)呈現(xiàn)時(shí)間動(dòng)態(tài)優(yōu)化特征。

三、研究設(shè)計(jì)

研究設(shè)計(jì)部分包括兩部分內(nèi)容:一是模型設(shè)定和變量選擇,具體包括“一帶一路”沿線國(guó)家和地區(qū)確定、設(shè)定雙重差分模型和運(yùn)用傾向得分匹配方法進(jìn)行匹配;二是數(shù)據(jù)來源與處理說明。

(一)模型設(shè)定

1.“一帶一路”沿線國(guó)家和地區(qū)選擇

“一帶一路”倡議為我國(guó)企業(yè)走出去指明了新方向并提供了廣闊空間。根據(jù)一帶一路官網(wǎng)(https://www.yidaiyilu.gov.cn/)數(shù)據(jù),“一帶一路”倡議目前有64個(gè)國(guó)家和地區(qū)加入,但受到數(shù)據(jù)限制,我們剔除了變量數(shù)據(jù)缺失較為嚴(yán)重的7個(gè)國(guó)家:東帝汶、不丹、尼泊爾、敘利亞、巴勒斯坦、塞爾維亞和黑山,剩下57國(guó)(地區(qū))見表1。我們把“一帶一路”沿線57國(guó)(地區(qū))作為處理組,將未納入“一帶一路”倡議的其他國(guó)家和地區(qū)作為參照組。

表1 “一帶一路”沿線國(guó)家和地區(qū)

2.雙重差分(DID)模型設(shè)定

“一帶一路”倡議自2013年由中國(guó)提出以來,沿線各國(guó)積極響應(yīng)并進(jìn)入務(wù)實(shí)合作階段,倡議本身為我們提供了一個(gè)良好的準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn),可用雙重差分法(DID)評(píng)估“一帶一路”倡議對(duì)中國(guó)對(duì)外投資效率的影響?？紤]到政策效應(yīng)存在時(shí)滯,參照孫焱林(2018)[19]的做法,將2014年作為政策沖擊發(fā)生年份。本文用E(y|d=1)表示處理組樣本投資效率,用E(y|d=0)表示控制組的投資效率,兩組的差額即為“一帶一路”倡議本身對(duì)投資效率的凈效應(yīng):

E(y|policy=1)-E(y|policy=0).

(1)

根據(jù)雙重差分模型的設(shè)定,本文將基準(zhǔn)模型設(shè)定為:

(2)

其中,被解釋變量IEit為t時(shí)期中國(guó)對(duì)i國(guó)的對(duì)外投資效率;模型中Policyit·Year為雙重差分項(xiàng),該項(xiàng)系數(shù)βi的方向和大小代表了政策凈效應(yīng)的方向和大小;Policyit表示在t時(shí)期i國(guó)是否屬于處理組,即中國(guó)在t時(shí)期是否對(duì)“一帶一路”沿線國(guó)家i進(jìn)行直接投資,是則取值為1,反之取值為0;Year為“一帶一路”倡議實(shí)施虛擬變量,在2014 年及以后年份取值為1,其他年份取值為0;εit為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng),表示除了“一帶一路”倡議本身、控制變量之外的其他因素對(duì)IE的影響。control為系列控制變量,用來控制其他影響IEit的因素,具體包括:東道國(guó)產(chǎn)出水平(Ingdp)、母國(guó)產(chǎn)出水平(Incgdp)、東道國(guó)資源豐富度(resors)、東道國(guó)勞動(dòng)力占比(lab)、兩國(guó)地理距離(Indis)、是否簽訂投資協(xié)定(bit)、東道國(guó)動(dòng)蕩水平(violen)、東道國(guó)通信基礎(chǔ)設(shè)施(internet)、雙邊貿(mào)易緊密度(tr)。其中,雙邊貿(mào)易緊密度的計(jì)算公式為:tr=(Xci/Xc)/(Mi/Xw),其中Xci表示中國(guó)向東道國(guó)i的出口,Xc表示中國(guó)總出口;其中Mi表示東道國(guó)i進(jìn)口,Mw表示世界總進(jìn)口。

由于政策實(shí)施具有一定的時(shí)滯性,因此有必要將時(shí)間因素加入模型以檢驗(yàn)“一帶一路”倡議對(duì)我國(guó)對(duì)外直接投資效率的動(dòng)態(tài)邊際處理效應(yīng)。具體方法是引入具體年份時(shí)間虛擬變量并與政策項(xiàng)相乘,由此得到(3)式:

(3)

其中,Year2014-Year2016表示相應(yīng)年份虛擬變量,其他變量符號(hào)和含義和(2)式一致。

3.傾向得分匹配法(PSM)設(shè)定

雙重差分分析沒有考慮到可能存在的內(nèi)生性問題:這種內(nèi)生性主要來自樣本個(gè)體異質(zhì)性導(dǎo)致的樣本選擇偏誤。中國(guó)OFDI的對(duì)象國(guó)在各維度特征表現(xiàn)各異,對(duì)于一些條件更好的國(guó)家(地區(qū))而言,即使沒有“一帶一路”倡議的促進(jìn)效應(yīng),也可以吸引更多的投資,從而擁有更高的投資效率,如資源豐富國(guó)家、技術(shù)先進(jìn)國(guó)家或市場(chǎng)廣闊國(guó)家等。鑒于此,本文將傾向得分匹配方法(PSM)引入分析,通過PSM為處理組樣本匹配到各維度特征基本相近的國(guó)家,以降低處理組和控制組樣本維度差異,從而控制樣本選擇偏誤。

傾向得分匹配分析的基本思想是在控制組中選擇某一個(gè)國(guó)家j與處理組中樣本i在匹配變量各維度上盡可能接近,以保證兩國(guó)之間特征相似。最后基于新得到的控制組和處理組,應(yīng)用DID方法評(píng)估“一帶一路”倡議對(duì)中國(guó)對(duì)外直接投資效率的凈效應(yīng)。本文從經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)、社會(huì)發(fā)展、政治治理水平、資源稟賦等維度選擇10個(gè)變量進(jìn)行匹配:東道國(guó)人均產(chǎn)出(inpgdp)、東道國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)(struc)、東道國(guó)勞動(dòng)力占比(lab)、東道國(guó)城鎮(zhèn)化水平(urban)、東道國(guó)法制水平(legyly)、東道國(guó)動(dòng)蕩水平(violen)、東道國(guó)治理效率(ger)、東道國(guó)信貸占產(chǎn)出比重(olan)、東道國(guó)行政廉潔度(clean)、東道國(guó)通信基礎(chǔ)設(shè)施(internet)。表2匯報(bào)了Logit回歸結(jié)果,可以發(fā)現(xiàn)除了urban和violen兩個(gè)變量外,其他變量對(duì)成為“一帶一路”倡議國(guó)家的幾率有顯著正向作用。

(二)數(shù)據(jù)與描述性統(tǒng)計(jì)

中國(guó)對(duì)外直接投資效率。本文采用異質(zhì)性隨機(jī)前沿引力模型(Heterogeneous Stochastic Frontier Gravity Model,HSFGM)計(jì)算中國(guó)對(duì)156個(gè)國(guó)家(地區(qū))的投資效率。該模型用投資非效率項(xiàng)度量投資約束,并且將非效率項(xiàng)的均值和方差均設(shè)定為可變。因此,該模型不僅可以考察投資效率的變化,而且可以考察非效率項(xiàng)均值及其分布不確定性的變化。我們將模型設(shè)計(jì)為:

lnofdiit=α+xit·β+vit-μit.

(4)

表2 Logit回歸結(jié)果

注:本文在Logit回歸分析中采用1:2的最近鄰匹配處理樣本選擇偏誤。

(5)

通過計(jì)算,中國(guó)對(duì)各國(guó)投資效率的分布區(qū)間為37.63～48.01%,方差為1.89,均值為43.86%。投資效率具體分布頻率見圖1。

其他變量數(shù)據(jù)說明：

本文涉及的其他變量的選取、統(tǒng)計(jì)性特征和含義說明如表3所示。對(duì)外直接投資存量ofdi數(shù)據(jù)來自歷年《中國(guó)對(duì)外直接投資公報(bào)》,東道國(guó)的總產(chǎn)出lngdp、人均產(chǎn)出lnpgdp、資源豐富度resors、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)struc、勞動(dòng)力占比lab、城鎮(zhèn)化水平urban、信貸占產(chǎn)出比重loan、通信基礎(chǔ)設(shè)施internet、中國(guó)總產(chǎn)出lncgdp數(shù)據(jù)來自世界銀行數(shù)據(jù)庫(kù);東道國(guó)法制水平legly、社會(huì)動(dòng)蕩水平violen、治理效率ger、政府廉潔度clean來自WGI數(shù)據(jù)庫(kù);兩國(guó)地理距離lndis來自CEPII數(shù)據(jù)庫(kù);雙邊貿(mào)易緊密度tr由作者計(jì)算得到、是否簽訂投資協(xié)定bit來自商務(wù)部網(wǎng)站。文章對(duì)所有非類別、非比例變量做對(duì)數(shù)轉(zhuǎn)換,對(duì)缺漏值主要從Wind數(shù)據(jù)庫(kù)、EPS數(shù)據(jù)平臺(tái)進(jìn)行補(bǔ)充。為盡可能多地保留樣本,文章將離群值定義為低于箱形圖下箱體2倍四分位或高于上箱體2倍四分位的值,對(duì)離群值進(jìn)行縮尾處理。

四、實(shí)證分析

(一)基本回歸結(jié)果

1.回歸結(jié)果

本文基于雙重差分和傾向得分匹配法相結(jié)合的方式采用逐步估計(jì)策略實(shí)證檢驗(yàn)“一帶一路”倡議對(duì)中國(guó)對(duì)外直接投資效率的影響,結(jié)果如表4所示。

表3 核心變量基本統(tǒng)計(jì)特征

圖1 中國(guó)對(duì)外直接投資效率頻數(shù)分布圖

變量(1)(2)(3)(4)匹配前匹配后 Policy0.396③0.198③0.1620.249③ (4.461)(4.961)(1.329)(4.740) Year1.576③0.153②1.489③0.125 (12.157)(2.545)(6.025)(1.107) Policy·Year-0.0890.191②-0.0020.248② (-0.440)(2.279)(-0.008)(1.979) lngdp0.691③0.684③ (76.081)(54.362) lncgdp1.449③1.420③ (53.278)(38.036) resors0.022③0.019③ (17.772)(12.817) lab0.0020.003 (1.304)(1.419) lndis-0.125③-0.164③ (-3.641)(-3.836) tr0.063③0.068③ (7.744)(6.533) bit0.149③0.183③ (4.119)(3.868) violen-0.018③-0.016③ (-24.276)(-16.783) internet0.028③0.028③ (29.135)(22.313) cons43.397③-12.912③43.631③-11.335③ (769.379)(-14.688)(426.207)(-9.453) N2079187111871084 r2-a0.1110.8940.1020.888

注:① 、② 和③ 分別表示在10%, 5%和1%顯著性水平下通過檢驗(yàn),小括號(hào)內(nèi)為t值。

模型(1)和模型(2)分別為匹配前未加入控制變量和加入控制變量的回歸結(jié)果,模型(3)和模型(4)為匹配(基于最近鄰匹配法)后未加入控制變量和加入控制變量的回歸結(jié)果。結(jié)果顯示:在未加入控制變量下,模型(1)和模型(3)的DID交互項(xiàng)Policy×Year均未通過顯著性檢驗(yàn),意味著在該模型設(shè)定下并不能表明“一帶一路”倡議對(duì)中國(guó)OFDI效率有影響。模型(2)和模型(4)分別列示了匹配前和匹配后加入控制變量的回歸結(jié)果,其DID 交互項(xiàng)Policy×Year的系數(shù)在5%顯著水平上為正,符合預(yù)期,說明加入控制變量前“一帶一路”倡議對(duì)投資效率的促進(jìn)效應(yīng)被其他變量的效應(yīng)所掩蓋,加入控制變量后變得顯著,這可能是由于這種促進(jìn)效應(yīng)本身較小的緣故。此外,模型(4)的雙重差分項(xiàng)系數(shù)大于模型(2),說明對(duì)樣本進(jìn)行傾向得分匹配后再做DID分析可減少樣本選擇偏誤,匹配后的回歸結(jié)果更為準(zhǔn)確。以模型(4)為解釋基準(zhǔn),可以發(fā)現(xiàn) “一帶一路”倡議能夠在5%顯著水平提高中國(guó)對(duì)外直接投資效率。

2.動(dòng)態(tài)回歸結(jié)果

考慮到“一帶一路”倡議下各項(xiàng)合作機(jī)制的實(shí)施是持續(xù)性動(dòng)態(tài)調(diào)整和完善的過程,因此有必要進(jìn)一步考慮倡議對(duì)我國(guó)OFDI效率的動(dòng)態(tài)邊際影響。表5列示了考慮“一帶一路”倡議實(shí)施后各年份的DID回歸結(jié)果,我們重點(diǎn)關(guān)注policy×Year2014、policy×Year2015和policy×Year2016的估計(jì)系數(shù)。模型(1)和模型(3)分別為匹配前后未加入控制變量的回歸結(jié)果,可以發(fā)現(xiàn)在未加入控制變量情況下,無論樣本是否進(jìn)行匹配,其動(dòng)態(tài)效應(yīng)都不顯著。模型(2)和模型(4)分別為匹配前后加入控制變量的回歸結(jié)果,可以發(fā)現(xiàn)加入控制變量之后,動(dòng)態(tài)效應(yīng)變得顯著,而且匹配后的各年份交互項(xiàng)系數(shù)普遍大于匹配前的各年份交互項(xiàng)系數(shù),這可能是由于加入控制變量并進(jìn)行樣本匹配,可以顯著控制其他變量和樣本選擇偏誤對(duì)倍差項(xiàng)系數(shù)的干擾,由此得到的回歸結(jié)果更為顯著和準(zhǔn)確。policy×Year2014的系數(shù)在10%顯著水平顯著,說明“一帶一路”倡議對(duì)投資效率的促進(jìn)效應(yīng)具有即時(shí)性,但往后各年交互項(xiàng)policy×Year2015和policy×Year2016系數(shù)并沒有顯示出動(dòng)態(tài)遞增特征,說明這種時(shí)間優(yōu)化效應(yīng)并不明顯,需要假以時(shí)日繼續(xù)完善各合作機(jī)制效應(yīng)的發(fā)揮。

(二)異質(zhì)性分析

1.區(qū)分“一帶”和“一路”進(jìn)行回歸分析

“一帶一路”倡議在總體上可以促進(jìn)中國(guó)對(duì)外直接投資效率,但對(duì)不同地區(qū)而言,“一帶一路”投資促進(jìn)效應(yīng)可能會(huì)呈現(xiàn)地區(qū)差異。本部分?jǐn)M將總樣本進(jìn)一步區(qū)分為“一帶”沿線地區(qū)和“一路”沿線地區(qū)兩個(gè)子樣本,分別考察“一帶一路”倡議對(duì)不同地區(qū)產(chǎn)生的投資效率促進(jìn)效應(yīng),回歸結(jié)果見表6。通過對(duì)比匹配后“一路”地區(qū)和“一帶”地區(qū)policy×Year的回歸系數(shù)可以發(fā)現(xiàn),基于“一路”地區(qū)樣本回歸的倍差項(xiàng)系數(shù)顯著大于“一帶”地區(qū)樣本回歸的倍差項(xiàng)系數(shù),說明倡議對(duì)我國(guó)對(duì)“一路”地區(qū)投資效率促進(jìn)效應(yīng)比對(duì)“一帶”地區(qū)投資促進(jìn)效應(yīng)更為顯著。這可能是由于“一路”沿線地區(qū)多為沿海國(guó)家,經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)好,尤其是東南亞和南亞地區(qū)不僅與中國(guó)相鄰,而且文化背景與中國(guó)相近,環(huán)波斯灣地區(qū)石油資源豐富,這些都會(huì)吸引中國(guó)對(duì)“一路”沿線進(jìn)行市場(chǎng)尋求型和資源尋求型OFDI;而“一帶”地區(qū)多為內(nèi)陸型國(guó)家,主要吸引產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移型OFDI更多一些。

2.凈投資效率估算

該部分進(jìn)一步采用最近鄰匹配、半徑匹配和核匹配三種匹配方法估算“一帶一路”倡議貢獻(xiàn)的凈投資效率(IE-N)具體值,估算結(jié)果見表7。

最近鄰匹配結(jié)果顯示,“一帶一路”倡議可以提高我國(guó)對(duì)絲路沿線地區(qū)投資效率約0.5個(gè)百分點(diǎn),進(jìn)一步區(qū)分倡議對(duì)“一帶”地區(qū)和“一路”地區(qū)的投資效率促進(jìn)效應(yīng),發(fā)現(xiàn)倡議對(duì)“一路”地區(qū)貢獻(xiàn)的凈投資效率為0.923%,對(duì)“一帶”地區(qū)貢獻(xiàn)的凈投資效率為0.252%,進(jìn)一步驗(yàn)證了倡議對(duì)“一路”地區(qū)投資促進(jìn)效應(yīng)明顯優(yōu)于對(duì)“一帶”地區(qū)投資促進(jìn)效應(yīng)。更進(jìn)一步地,倡議對(duì)東南亞和南亞地區(qū)的貢獻(xiàn)的凈投資效率為0.8%,投資促進(jìn)效應(yīng)遠(yuǎn)高于“一帶一路”沿線其他地區(qū)。半徑匹配和核匹配的結(jié)論與最近鄰匹配的結(jié)論基本相近。

表5 動(dòng)態(tài)DID回歸結(jié)果

注:① 、② 和③ 分別表示在10%, 5%和1%顯著性水平下通過檢驗(yàn),小括號(hào)內(nèi)為t值。

表6 “一帶一路”倡議對(duì)中國(guó)對(duì)不同地區(qū)OFDI效率影響

注:① 、② 和③ 分別表示在10%, 5%和1%顯著性水平下通過檢驗(yàn),小括號(hào)內(nèi)為t值。

表7 凈投資效率估計(jì)

注:① 、② 和③ 分別表示在10%, 5%和1%顯著性水平下通過檢驗(yàn)。

五、結(jié)論與政策性建議

投資約束的存在會(huì)導(dǎo)致實(shí)際對(duì)外投資額偏離最優(yōu)投資水平,并且會(huì)導(dǎo)致這種偏離具有不確定性。本文在我國(guó)對(duì)外投資迅猛增長(zhǎng)和“一帶一路”倡議進(jìn)入實(shí)質(zhì)合作階段背景下,采用雙重差分和傾向得分匹配相結(jié)合的方法就“一帶一路”倡議的投資效率促進(jìn)效應(yīng)進(jìn)行探討。研究的實(shí)證結(jié)果表明:第一,投資約束的存在導(dǎo)致中國(guó)OFDI實(shí)際效率分布在37.633～48.010%區(qū)間,平均取值43.853%,中國(guó)對(duì)“一帶一路”沿線投資效率分布在38.759～47.960%區(qū)間,平均取值44.085%。中國(guó)對(duì)外投資效率水平總體不高,對(duì)“一帶一路”沿線國(guó)家平均投資效率略高于總體。第二,“一帶一路”倡議本身可以顯著促進(jìn)中國(guó)對(duì)外投資效率,但倡議對(duì)“一路”地區(qū)投資效率促進(jìn)效應(yīng)比“一帶”地區(qū)投資效率促進(jìn)效應(yīng)表現(xiàn)更優(yōu),倡議對(duì)“一帶一路”總體、“一帶”地區(qū)和“一路”地區(qū)貢獻(xiàn)的凈投資效率分別為0.467%、0.923%和0.252%。第三,“一帶一路”倡議的投資效率促進(jìn)效應(yīng)具有即時(shí)性,但時(shí)間動(dòng)態(tài)優(yōu)化效應(yīng)不明顯。倡議對(duì)東南亞、南亞和中亞地區(qū)投資效率促進(jìn)效應(yīng)優(yōu)于對(duì)西亞、北非和中東歐地區(qū)的促進(jìn)效應(yīng)。

研究結(jié)論的政策含義可以概括如下:第一,共建“一帶一路”是提高我國(guó)對(duì)外直接投資效率的重要路徑。具體可從削減投資約束和降低投資不確定兩方面入手,通過發(fā)揮“一帶一路”倡議對(duì)投資效率的促進(jìn)效應(yīng)擴(kuò)展對(duì)外投資廣度和深度。第二,在政策導(dǎo)向上注重向優(yōu)化“一帶”地區(qū)投資環(huán)境和降低投資約束傾斜,提高我國(guó)對(duì)“一帶”地區(qū)的投資效率,尤其重視對(duì)東北亞、中亞等鄰國(guó)的投資環(huán)境建設(shè),這一方面可以擴(kuò)大我國(guó)邊際產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移空間、穩(wěn)定我國(guó)周邊安全,還可以促進(jìn)“一帶”地區(qū)和“一路”地區(qū)建設(shè)的協(xié)調(diào)發(fā)展。第三,積極承擔(dān)起同中國(guó)發(fā)展相對(duì)應(yīng)的國(guó)際責(zé)任?！耙粠б宦贰毖鼐€地區(qū)既是我國(guó)發(fā)展空間,也是我國(guó)國(guó)際責(zé)任空間,通過履行對(duì)“一帶一路”沿線的國(guó)際責(zé)任,強(qiáng)化同絲路沿線國(guó)家的政治互信,可以降低經(jīng)貿(mào)摩擦、實(shí)現(xiàn)共建共享,讓世界更加歡迎中國(guó)的崛起,從而有助于促進(jìn)我國(guó)對(duì)“一帶一路”沿線國(guó)家資本輸出。第四,從優(yōu)化投資服務(wù)和創(chuàng)新對(duì)外投資方式兩方面積極促進(jìn)企業(yè)“走出去”。一是要通過建立和完善投資信息平臺(tái)、投融資金融網(wǎng)絡(luò)、法律服務(wù)市場(chǎng)和保險(xiǎn)服務(wù)市場(chǎng)，為企業(yè)在信息、融資、法律、保險(xiǎn)等方面提供精準(zhǔn)服務(wù);二是要鼓勵(lì)企業(yè)通過跨國(guó)并購(gòu)、綠地投資、股權(quán)投資、產(chǎn)業(yè)園投建營(yíng)一體化等對(duì)外投資方式，多渠道對(duì)“一帶一路”沿線國(guó)家投資。