“16+1”合作機制下中國對中東歐國家直接投資影響因素研究

付韶軍

【摘要】2011年中國與中東歐16國開啟了“16+1”合作的序幕，2013年“一帶一路”倡議提出以來，得到了中東歐國家的積極響應，我國對中東歐國家的直接投資取得了長足進步。文章基于世界銀行發(fā)布的世界發(fā)展指標數(shù)據(jù)，研究中國對中東歐16國直接投資的影響因素。實證結果顯示雙邊關系往來對中國投資具有顯著促進作用，中國對中東歐國家的直接投資具有明顯市場尋求特征，東道國GDP、勞動力數(shù)量和貿(mào)易依存度促進了中國投資的發(fā)展，但東道國固定資產(chǎn)投資對來自中國的投資存在“擠出”效應，創(chuàng)辦企業(yè)天數(shù)這個反映政府效率的負指標阻礙了中國OFDI的進入。為進一步增進中國與中東歐各國的共同福祉，促進中國在中東歐各國投資的快速健康發(fā)展，應加強與中東歐16國的多雙邊合作；不斷提升中國企業(yè)的國際競爭力；加強投前環(huán)境評估和投后運營跟蹤管理，有效防范投資風險。

【關鍵詞】“16+1”合作機制；對外直接投資；中東歐

【中圖分類號】D035；F125

*本文為北京市社會科學基金項目，“一帶一路背景下中國OFDI投向、效率及風險防范研究”，（17ZGC017）與中央高?；究蒲袠I(yè)務費專項資金預研項目，“PHEIC對中國跨國投資的影響及對策研究——以新冠肺炎疫情全球擴散為例”（3162020ZYE01）的階段性成果。

一、引言

2011年召開的第一屆中國—中東歐國家經(jīng)貿(mào)論壇拉開了“16+1”合作序幕，2012年召開了首屆中國和中東歐國家領導人峰會，時任國務院總理的溫家寶同志正式提出“16+1”合作框架。之后中國與中東歐國家的合作進入了快速發(fā)展期。2013年習近平總書記提出了“一帶一路”倡議，中東歐國家積極響應。2015年6月，匈牙利與我國簽署“一帶一路”建設諒解備忘錄，為第一個與我國簽署“一帶一路”建設合作文件的歐洲國家。截止到2019年3月28日，“一帶一路”倡議已經(jīng)得到了150多個國家和國際組織的積極響應和參與，其中包括20多個歐洲國家。近年來，中國與中東歐國家的經(jīng)貿(mào)合作快速發(fā)展，我國對中東歐16國的直接投資存量從2004年的0.4204億美元增長到2016年19.7675億美元，年均增長率高達37.83%，增長率遠超全部對外直接投資，但2017年受世界經(jīng)濟形勢的影響，對中東歐國家的投資有所下滑。

近年來，我國對中東歐16國的直接投資采用了從綠地投資到跨國并購等多種方式，我國對中東歐16國的投資從2011年開始快速增長（見圖1），但我國對中東歐各國的投資在不同國家之間存在很大差異，2011——2016年間我國對匈牙利的投資位居中東歐16國的首位，其次是波蘭、羅馬尼亞和捷克。2017年中國對中東歐16國的直接投資主要流向了羅馬尼亞、波蘭、匈牙利、捷克和保加利亞等國。來自中國的投資使中東歐16國的資金短缺狀況得以有效緩解，促進了中東歐各國的經(jīng)濟發(fā)展。自中國—中東歐“16+1”合作框架提出以來，我國與中東歐16國的雙邊貿(mào)易也取得了長足發(fā)展，雙邊貿(mào)易額2011年之后快速增長，其中雙邊貿(mào)易額最高的是波蘭、其次是捷克、再次是匈牙利。

二、文獻評述

從區(qū)位優(yōu)勢來看，中東歐16國是歐洲的“東大門”，是“一帶一路”建設的重要樞紐，也是中國產(chǎn)品進入西歐市場的必經(jīng)之路，中東歐各國與中國經(jīng)濟的互補性較強。近年來，尤其是“16+1”合作框架以及“一帶一路”倡議提出以來，中國投資中東歐的熱情不減，取得了長足進步，不少學者進行了相關研究。

相對于國內(nèi)投資而言，國際投資面臨的不確定性較多，加深對投資東道國營商環(huán)境的了解是跨國投資的必修課，雙邊貿(mào)易的開展一般先行于跨國投資，但國際貿(mào)易對外商直接投資的影響如何到目前仍沒有形成定論，存在兩種截然對立的觀點，替代論和互補論。替代論認為外商直接投資與國際貿(mào)易之間存在替代關系，Mundell， R. A. （1957）、Peter J Buckley和Mark Casson（1976）、Dunning（1980）等學者是替代論的堅定支持者；互補論與替代論的觀點相反，認為外商直接投資與國際貿(mào)易之間是一種互補關系，日本學者小島清（Kiyoshi Kojima，1984）、Lipsey和Weiss（1984）、K. Head， J. Ries （2001）、Blonigen（2001）以及Makuson和Sevensson（1985）等學者從不同角度論證了外商直接投資與國際貿(mào)易的互補關系。因此，本文將中國與中東歐各國雙邊貿(mào)易額設為重要影響因素，考察國際貿(mào)易對中國在中東歐直接投資的影響。

中東歐具有良好的區(qū)位優(yōu)勢，是中國產(chǎn)品進入西歐市場的重要途徑，開拓中東歐市場進而打開西歐市場是中國企業(yè)投資的重要動機之一。關于對外投資動機，dunning（1998）認為對外直接投資主要基于市場尋求動機、資源尋求動機、技術尋求動機和勞動尋求動機等。不少研究表明，中國對外直接投資具有較為明顯的市場尋求動機，如程惠芳和阮翔（2004）、蔣冠宏和蔣殿春（2012）和閻大穎（2013）等，但也有學者得出了相反的結論，如項本武（2009）研究發(fā)現(xiàn)東道國市場規(guī)模對中國對外直接投資具有負向影響，東道國工資水平的影響并不顯著。因此，本文選擇了各國國內(nèi)生產(chǎn)總值、貿(mào)易依存度、各國勞動力數(shù)量、失業(yè)率和固定資本形成總額等反映東道國市場規(guī)模、對外開放程度和勞動力資源變量作為自變量。

由于東道國和母國之間的信息不對稱，跨國投資面臨的風險比國內(nèi)投資要大，加強與東道國的雙邊關系往往是對沖投資風險的重要手段之一，Brewer（1993）和Buckley等（2007）經(jīng)研究發(fā)現(xiàn)，對外直接投資通常對東道國政策的變化是比較敏感的。張建紅和姜建剛等（2012）發(fā)現(xiàn)雙邊政治關系和外交關系對中國對外直接投資具有顯著促進作用。本文通過雙邊伙伴關系的緊密程度來反映政府政策對OFDI的影響。隨著我國經(jīng)濟的發(fā)展，對資源的需求越來越多，資源尋求也是重要對外直接投資動機，資源是否豐?？赡苡绊懙街袊耐顿Y，Buckley等（2007）和Aizenman等（2018）發(fā)現(xiàn)來自中國的直接投資更傾向于流向資源密集型國家。本研究中將區(qū)分資源豐裕國家和資源一般國家分別建模。

與歐美發(fā)達國家企業(yè)相比，我國企業(yè)的核心技術相對缺乏，對發(fā)達國家進行直接投資，進而獲取先進技術也是我國企業(yè)的投資動機之一，而對發(fā)展中國家的投資則主要是基于市場尋求動機，對發(fā)展程度不同國家的投資存在異質(zhì)性。林德（Linder）假說提出需求導向是對外直接投資的重要原因，F(xiàn)ajgelbaum等（2015）和明秀南等（2019）進行了實證檢驗。Fajgelbaum等（2015）發(fā)現(xiàn)發(fā)達國家之間的投資存在收入趨同效應，即更傾向于流入與母國收入類似的國家。明秀南等（2019）指出流入發(fā)達國家的發(fā)展中國家直接投資主要以技術驅(qū)動為主，而流入發(fā)展中國家的發(fā)展中國家直接投資主要以資源尋求和低勞動力成本尋求為驅(qū)動。因而本研究對發(fā)達國家和發(fā)展中國家分別進行了實證檢驗，以分析中國對發(fā)達國家和發(fā)展中國家直接投資的異質(zhì)性。

鑒于目前中國對外直接投資區(qū)位影響因素的研究結論尚未統(tǒng)一，并且Blonigen（2005）認為OFDI決定因素實證研究文獻仍很年輕，甚至連實證假設前提都尚未達成共識。Chakrabarti（2001）發(fā)現(xiàn)大多數(shù)關于外國直接投資決定因素的研究結果缺乏穩(wěn)健性，主要是因為假設不同造成統(tǒng)計上比較脆弱。我們將在以往研究基礎上，構建中國對中東歐國家直接投資區(qū)位選擇影響因素模型，并在此基礎上提出中國對中東歐國家直接投資的政策建議。

三、實證模型構建

（一）實證分析采用的計量模型

在以往研究的基礎上，以“一帶一路”沿線的中東歐16個國家作為分析對象國，構建實證分析模型，考察中國在中東歐16國直接投資的影響因素，并在此基礎上提出中國在中東歐投資的相關建議。具體計量模型如下：

其中，XK為自變量，包括中國與中東歐16國貿(mào)易往來、各國GDP（GDP）、各國勞動力數(shù)量（L）、各國固定資本形成（K）等變量的對數(shù)值，失業(yè)率（SYL）、貿(mào)易依存度（DOF）、與中國伙伴關系（Relationship）、資源稟賦（ZYBF）和東道國發(fā)展程度（FDGJ）等。

（二）變量選擇

本研究所涉及的指標來自于世界銀行世界發(fā)展指標數(shù)據(jù)庫和中國對外直接投資統(tǒng)計公報，涉及的具體變量和相應代碼如表1所示。由于中國對外直接投資國別數(shù)據(jù)始于2003年，但是2003年中國對中東歐16國的直接投資額均為0，因此我們選擇的時間期限為2004——2017年。為了消除異方差的影響，對中國與中東歐貿(mào)易額（ctrade）、GDP、固定資本形成（k）和各國勞動力數(shù)量（L）等變量進行對數(shù)化處理，變量意義和處理見表1。

1.因變量選擇—中國對外直接投資存量

為探討中國在中東歐16國直接投資的主要影響因素，我們選擇中國對中東歐16國的直接投資作為因變量，但由于OFDI流量數(shù)據(jù)中不少取值為0，直接進行對數(shù)化將會出現(xiàn)缺失值，這在模型處理時會造成更多不確定性，因此我們選擇OFDI存量數(shù)據(jù)作為因變量，數(shù)據(jù)來源于2004——2016年中國對外直接投資統(tǒng)計公報。為在一定程度上消除異方差性影響，對其進行對數(shù)化處理?？紤]到仍有少部分取值為0，因此借鑒Bénassy-Quéré（2007）以及Lane 和Milesi-Ferretti（2008）的做法，先加1然后再取對數(shù)，即lnOFDI = ln（OFDI+1）。

2.自變量選擇

本研究主要為考察中國對中東歐16國直接投資的重要影響因素，解釋變量包括中國與中東歐貿(mào)易額、各國國內(nèi)生產(chǎn)總值、固定資本形成總額、各國勞動力數(shù)量、貿(mào)易依存度、與中國伙伴關系、創(chuàng)辦企業(yè)天數(shù)、資源稟賦、東道國發(fā)展程度和失業(yè)率等。

（1）反映中國與中東歐經(jīng)貿(mào)往來變量：中國與中東歐貿(mào)易額（ctrade），為中國對中東歐各國出口額與中國從中東歐各國進口額的合計值。為消除價格影響，采用消費價格指數(shù)進行平減。并對ctrade進行對數(shù)化處理以消除異方差性影響，得對數(shù)化變量lnctrade。根據(jù)國際貿(mào)易和國際投資理論，一般來說經(jīng)貿(mào)往來是對外直接投資的前奏，因此我們預期中國與中東歐貿(mào)易額對中國OFDI的作用為正向。

（2）反映各國市場規(guī)模大小的變量：中國對中東歐國家的投資可能是基于市場尋求動機，因此我們選擇反映市場規(guī)模大小的變量作為控制變量，我們選擇了各國GDP指標，為消除價格影響，采用消費價格指數(shù)進行平減。并對GDP進行對數(shù)化處理以消除異方差性影響，得對數(shù)化變量lnGDP。中國對中東歐國家進行投資，市場尋求動因是我們進行對外直接投資的重要動因之一，因此我們預期lnGDP的作用為正向。

（3）反映各國勞動力資源變量：近年來，隨著我國經(jīng)濟的發(fā)展，“人口紅利”開始減弱，勞動力成本逐年攀升，中東歐國家豐富的勞動力資源對中國OFDI具有很大吸引力，并且東道國部分為發(fā)達國家，人力資源掌握著先進技術，因此我們選擇各國勞動力數(shù)量（L）和失業(yè)率（SYL）反映各國勞動力資源狀況，對各國勞動力數(shù)量（L）進行對數(shù)化處理得lnL，我們預期lnL的作用為正。為反映各國經(jīng)濟景氣情況，我們還選擇了失業(yè)率（SYL）指標，失業(yè)率=總失業(yè)人數(shù)/勞動力總數(shù)，一般來說失業(yè)率越低說明該國經(jīng)濟發(fā)展情況較好，因此我們預期SYL對中國OFDI存在負向作用。

（4）反映各國對外開放程度變量：一國的對外開放程度反映該國經(jīng)濟的外向程度，一般而言開放程度越高，將越有利于外國資本的進入，我們選擇貿(mào)易依存度（DOF）來反映該國的對外開放程度，貿(mào)易依存度（DOF）=（進口貿(mào)易+出口貿(mào)易）/GDP，因此我們預期DOF對中國OFDI的作用為正向。

（5）反映各國資源稟賦的變量：隨著我國經(jīng)濟的發(fā)展，對資源和能源的需求量不斷增長，因此對資源和能源豐富的國家進行投資，保證穩(wěn)定的資源和能源供應是進行對外直接投資的重要目的之一，我們選擇資源稟賦（ZYBF）指標來反映該國資源和能源的豐裕程度，資源稟賦=自然資源租金總額/ GDP，因此我們預期資源稟賦（ZYBF）對中國OFDI的作用為正向。

（6）反映東道國政府運行效率的變量：東道國政府運行效率對國外資本的進入影響很大，我們選擇企業(yè)創(chuàng)辦天數(shù)（T）來反映東道國政府運行效率，該指標為負指標，即該指標越大，表明政府的效率越低，因此我們預期企業(yè)創(chuàng)辦天數(shù)（T）對中國OFDI存在負向效應。

（7）其他變量：除了上述變量外，我們還選擇了固定資產(chǎn)投資（k）、與中國伙伴關系（Relationship）和東道國發(fā)展程度（fdgj）等指標，分別反映東道國資本是否短缺、和中國關系密切程度以及東道國是否是發(fā)達國家等方面的情況。我們預期固定資產(chǎn)投資（k）的效應為正、與中國伙伴關系（Relationship）的效應為正以及東道國發(fā)展程度（fdgj）的效應為正。

為分析各變量的基本特征，對上述變量進行描述性分析，利用Stata15.1軟件計算描述統(tǒng)計分析（詳見表2）?？梢钥闯觯袊鴮χ袞|歐16國投資存量中一部分取值為0，各國之間存在很大差異。GDP、K、L、CTRADE等變量在不同國家之間均存在較大差異。與中國伙伴關系的取值按照兩國關系不同，取值范圍從1～7。貿(mào)易依存度在不同國家之間存在很大差異，貿(mào)易依存度最低值僅為39.84，而最高值卻高達170.51。資源稟賦在不同國家之間的差異也很明顯，最小值僅為0.19，而最高值卻高達8.05。創(chuàng)辦企業(yè)天數(shù)在不同國家之間也存在明顯差異，其中最小值僅為3.5天，而最大值卻高達109天，說明不同國家之間的政府效率有很大不同。

四、實證分析結果

（一）模型篩選與檢驗

常見面板數(shù)據(jù)模型包括混合模型、固定效應模型和隨機效應模型，混合回歸模型假設解釋變量對被解釋變量的影響與個體和時間均無關，在實際問題中很難滿足，該模型應用很少。固定效應模型的斜率系數(shù)相同，而截距存在一定差異，這種模型只考慮了確定性信息的效應，對隨機信息的效應考慮不足。隨機效應模型將混合回歸模型的隨機誤差項分解為個體分量ui、時間分量vt和混合分量wit。我們采用Hausman檢驗來區(qū)分應該采用固定效應模型還是隨機效應模型，Hausman檢驗原假設為應該采用隨機效應模型。利用stata15.1來計算Hausman的統(tǒng)計量并進行檢驗（見表3）。我們發(fā)現(xiàn)，五個模型的Hausman檢驗的卡方統(tǒng)計量的取值都比較大，其相應的P值均小于0.001，說明在α=0.001的顯著性水平下拒絕了應該采用隨機效應模型的原假設，因此我們應該選擇固定效應模型來進行實證分析。

（二）模型估計結果

由上面的模型篩選與檢驗可知，我們應該建立固定效應模型來進行實證分析。首先，我們構建了中東歐16國模型，分析中國對中東歐國家直接投資的影響因素。其次，根據(jù)國際投資理論，對不同發(fā)展類型國家的投資動機存在差異，因此我們在全部國家模型的基礎上，根據(jù)發(fā)展程度不同將樣本國家分為發(fā)展中國家和發(fā)達國家，構建發(fā)展中國家模型和發(fā)達國家模型。最后，資源尋求是我國對外直接投資的重要動機之一，資源豐裕程度可能會對中國OFDI產(chǎn)生不同影響，根據(jù)資源豐裕程度進行區(qū)分，分別構建資源相對豐裕國家模型和資源相對一般國家模型。利用Stata 15.1進行模型估計，見表4所示結果。

（三）模型結果分析

1.中東歐16國模型

為分析中國在中東歐16國直接投資的主要影響因素，首先構建了中東歐16國模型，由表4可以看出，中國與中東歐國家的貿(mào)易往來對中國OFDI具有顯著促進作用，這得益于雙邊貿(mào)易往來加深了對相關國家的了解，從而推動了中國對中東歐投資的發(fā)展，與我們的預期相符。另外，東道國GDP、貿(mào)易依存度（DOF）、伙伴關系（Relationship）、勞動力數(shù)量（L）、資源稟賦（ZYBF）、是否發(fā)達國家（FDGJ）對中國OFDI具有正向效應，符合我們的預期，但東道國固定資本形成（K）對中國OFDI存在負向效應，筆者以為這主要是因為東道國固定資產(chǎn)投資對來自中國的直接投資存在“擠出效應”，這對基礎設施建設投資的影響尤為明顯，從中國對中東歐投資實踐來看也確實如此，中國資本自歐債危機后開始快速進入中東歐國家。

2.按發(fā)展程度分類分析結果

根據(jù)國際投資理論，對外直接投資動機主要包括市場尋求動機、資源尋求動機、技術尋求動機、勞動力尋求動機等（Dunning，1998），其中對發(fā)達國家的投資可能主要基于技術需求動機和市場尋求動機，而針對發(fā)展中國家的投資可能主要基于市場尋求動機、資源尋求動機和勞動力尋求動機等。因此對東道國發(fā)展程度進行分類研究，將其區(qū)分為發(fā)達國家和發(fā)展中國家分別建模分析，采用IMF劃分標準，其中發(fā)達國家包括愛沙尼亞、捷克、斯洛伐克、斯洛文尼亞等4個國家，發(fā)展中國家包括阿爾巴尼亞、保加利亞和立陶宛等12個國家。具體模型估計結果見表4。

（1）發(fā)達國家模型分析

如前所述，根據(jù)IMF劃分標準，16國中包括4個發(fā)達國家，其市場和先進技術可能是中國投資的重要動因。由表4可以看出，在α=0.01顯著性水平下，中國與中東歐發(fā)達國家的貿(mào)易往來也對中國OFDI具有顯著促進作用，與我們的預期相符，其原因與16國模型類似。與此同時，東道國GDP和勞動力數(shù)量（L）對中國OFDI具有正向效應，符合我們的預期，說明中東歐16國的發(fā)達國家市場也是中國投資的重要動因之一，并且其優(yōu)異的勞動力資源也具有重要吸引力，但東道國的固定資產(chǎn)投資對中國OFDI存在負向效應，其原因與16國模型類似。

（2）發(fā)展中國家模型分析

根據(jù)IMF劃分標準，16國中包括12個發(fā)展中國家，構建固定效應模型得表4第3列結果，在α=0.01顯著性水平下，中國與中東歐發(fā)展中國家的貿(mào)易往來對中國OFDI存在互補效應，符合我們的預期，其原因與16國模型類似。同時，貿(mào)易依存度（DOF）、與中國伙伴關系（Relationship）、資源稟賦（ZYBF）對中國OFDI存在正向效應，符合我們的預期，說明中東歐發(fā)展中國家的豐富資源也是中國投資的重要動機，并且近年來中國與中東歐良好雙邊關系的發(fā)展也對中國投資起到了有效推動作用，但東道國的政府效率制約了來自中國的投資，創(chuàng)辦企業(yè)天數(shù)（T）對中國OFDI存在負向效應，與我們的預期相符。

2.按資源豐裕程度分類分析結果

隨著中國經(jīng)濟的快速發(fā)展，我國對資源的需求也越來越多，資源尋求逐漸成為中國對外直接投資的重要動因之一（Salidjanova， 2011），我國對資源豐裕國家的投資快速增長便是由這種動因驅(qū)動所致，為此我們采用世界銀行世界發(fā)展指標中的自然資源租金總額占GDP的百分比指標來進行區(qū)分為資源相對豐裕國家和資源相對一般國家，其中資源相對豐裕國家包括阿爾巴尼亞、保加利亞、波黑、羅馬尼亞、馬其頓和塞爾維亞等6個國家；資源相對一般國家包括愛沙尼亞、波蘭、黑山、捷克、克羅地亞、拉脫維亞、立陶宛、斯洛伐克、斯洛文尼亞和匈牙利等10國。具體模型估計結果見表4的第4列、第5列。

（1）資源相對豐裕國家模型分析

由表4的第4列可以發(fā)現(xiàn)，中國與中東歐資源相對豐裕國家的經(jīng)貿(mào)往來促進了中國OFDI發(fā)展，符合我們的預期，其原因與16國模型類似。同時，貿(mào)易依存度（DOF）和與中國伙伴關系（Relationship）對中國OFDI存在正向效應，符合我們的預期，說明中國投資更傾向于那些與中國保持較好雙邊關系的開放程度高、資源相對豐裕的國家，而東道國固定資產(chǎn)投資（K）和創(chuàng)辦企業(yè)天數(shù)（T）阻礙了中國OFDI進入，其中東道國固定資產(chǎn)投資（K）對中國OFDI產(chǎn)生負向效應的原因大致與16國模型類似，即國內(nèi)建設資金越缺乏的東道國越歡迎來自中國的投資，創(chuàng)辦企業(yè)天數(shù)（T）對中國OFDI產(chǎn)生負向效應，主要是由于東道國政府效率將直接關系到外國直接投資的進入。

（2）資源相對一般國家模型分析

由表4的第5列可以看出，中國與中東歐資源相對一般國家的經(jīng)貿(mào)往來促進了中國OFDI發(fā)展，符合我們的預期，其原因與16國模型類似。同時東道國GDP、貿(mào)易依存度（DOF）和勞動力數(shù)量（L）對中國OFDI存在正向效應，符合我們的預期，說明中國投資更傾向于那些市場規(guī)模較大、開放程度高和勞動力資源豐富的國家，而東道國固定資產(chǎn)投資（K）和創(chuàng)辦企業(yè)天數(shù)（T）阻礙了中國OFDI進入，其原因與資源相對豐裕國家的模型類似。

（四）模型穩(wěn)健性分析

我們在建立面板數(shù)據(jù)模型的過程中，直接將中國與中東歐國家貿(mào)易等因素納入到了模型當中，這可能會存在內(nèi)生性問題，而內(nèi)生性的存在可能會使得OLS估計量不一致，即OLS估計量不會收斂至真實的參數(shù)值，因此我們需要對內(nèi)生性進行處理。工具變量法是經(jīng)常采用方式，考慮到模型中變量的具體情況，我們分別采用東道國GDP和貿(mào)易依存度的滯后一期作為工具變量進行估計，得表5所示結果。從工具變量估計結果來看，經(jīng)檢驗后與之前模型相比，各模型的系數(shù)沒有明顯變化，表明中國與中東歐貿(mào)易指標的內(nèi)生性問題影響不明顯，因而我們采用固定效應模型進行估計還是比較穩(wěn)健的。

五、結論與政策啟示

（一）研究結論

通過前面分析發(fā)現(xiàn)，近年來我國對中東歐國家的直接投資取得了長足進步，各國之間存在較大差異，從中國對外直接投資的影響因素來看，存在以下幾個特點：

1.中國與東道國關系往來對中國投資具有顯著促進作用

由表4可以看出，中國與中東歐各國的雙邊貿(mào)易和雙邊關系對中國OFDI存在顯著促進作用，其中雙邊貿(mào)易在所建立的五個模型中全部顯著，說明中國與中東歐各國貿(mào)易對中國OFDI存在互補效應；中東歐各國與中國伙伴關系在16國模型、發(fā)展中國家模型和資源豐裕國家模型中對中國OFDI具有顯著促進作用，說明“16+1”合作機制及中東歐國家積極響應“一帶一路”倡議有利于中國在中東歐的直接投資。

2.中國對中東歐國家投資具有顯著的市場尋求效應

中東歐國家背靠西歐大市場，具有獨特的區(qū)位優(yōu)勢，中國對中東歐國家投資的主要目的之一便是開拓中東歐國家市場，進而為打開西歐市場積累經(jīng)驗，由表4可以看出，東道國GDP、勞動力數(shù)量和貿(mào)易依存度促進了中國對中東歐國家投資發(fā)展，其中，東道國GDP在除發(fā)展中國家模型外的四個模型顯著，東道國勞動力在16國模型、發(fā)達國家模型和資源一般國家模型等三個模型中顯著，貿(mào)易依存度在除發(fā)達國家模型外的四個模型中顯著，說明來自中國的投資比較看重東道國經(jīng)濟發(fā)展情況和對外開放程度。

3.東道國固定資產(chǎn)投資和創(chuàng)辦企業(yè)天數(shù)阻礙了中國OFDI的進入

2008年全球金融危機之后，歐債危機開始暴發(fā)，中東歐各國經(jīng)濟發(fā)展面臨嚴重困難，再加上歐盟對中東歐各國救助不力，中東歐各國開始加強與中國的合作，中國資本開始快速進入中東歐各國。由表4可以看出，東道國固定資產(chǎn)投資對中國投資產(chǎn)生了“擠出效應”，這主要是因為中國投資的一大部分是對基礎設施的投資，政府效率對外商投資的進入具有重要影響，創(chuàng)辦企業(yè)天數(shù)越長將越不利于中國資本（尤其是綠地投資）的進入。

（二）政策啟示

為進一步增進中國與中東歐各國的共同福祉，促進中國在中東歐各國投資的快速健康發(fā)展，我們應該采取以下措施：

1.加強與中東歐16國的多雙邊合作

自2011年“16+1”合作框架確立以來，我國與中東歐國家雙邊經(jīng)貿(mào)合作取得了長足進步，對中東歐各國的投資也進展順利，2013年“一帶一路”倡議提出以來，中國與中東歐各國關系進一步發(fā)展，與多國簽訂了“一帶一路”建設諒解備忘錄，由前面的實證分析可知，中國與東道國關系往來對中國投資具有顯著促進作用。因此我們應該在“16+1”合作框架和“一帶一路”倡議下加強與中東歐16國的多雙邊合作。首先，不斷提升與中東歐16國的關系密切程度，發(fā)揮首腦外交對雙邊關系的推動作用；其次，加強與中東歐16國的FTA談判和BIT談判，與中東歐國家在合作機制基礎上進行合作，更能保持合作的穩(wěn)定性，降低不確定性帶來的風險；最后，在亞投行、絲路基金、上海合作組織等多邊機制中加強與中東歐16國的協(xié)作與配合。

2.不斷提升中國企業(yè)的國際競爭力

中國企業(yè)走出國門進行跨國投資，面臨激烈的國際競爭，競爭力是克敵制勝的關鍵，因此我們需要不斷提升我國企業(yè)的國際競爭力。首先，中國企業(yè)要不斷提升技術水平，中國企業(yè)投資中東歐的目的之一是籍此進入并開拓西歐市場，因此我國企業(yè)需要不斷提升技術水平，提高所生產(chǎn)商品的增加值；其次，中國企業(yè)需要不斷提升現(xiàn)代企業(yè)管理水平，除了產(chǎn)品質(zhì)量要過硬之外，管理水平的高低也對企業(yè)的國際競爭力至關重要，因此我們應該引進并發(fā)展適合自身的現(xiàn)代企業(yè)管理制度；最后，中國企業(yè)需要用發(fā)展的眼光看待與世界接軌，中國企業(yè)要走向世界，需要不斷與世界接軌，但不能通盤接受西方的一切，認為西方月亮比東方圓的觀點是不可取的，我們應該用發(fā)展的眼光來看待這個問題，取其精華去其糟粕。

3.加強投前環(huán)境評估和投后運營跟蹤管理，有效防范投資風險

相對于國內(nèi)投資而言，跨國投資面臨較大的投資風險，為有效防范跨國投資風險，我們應該加強投前環(huán)境評估，因為只有加強了對東道國營商環(huán)境的評估，與東道國相關企業(yè)展開合作，并且需要深入了解東道國法律法規(guī)，進而選擇收益合適、風險較小的投資項目。除此之外，還需要加強投后運營跟蹤管理，一個項目投資成功與否，除了選擇合適的投資項目之外，投后運營跟蹤管理是否順利也至關重要，因此我們需要加強對所投項目的投后運營跟蹤管理，如果出現(xiàn)偏差需要及時修正，如果錯誤不可彌補（如出現(xiàn)突發(fā)事件），及時止損也是必須采取的措施，如前幾年的美英轟炸利比亞，我國及時撤出了僑民，從而避免了重大的人身傷亡。

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