“一帶一路”倡議下中國(guó)沿線(xiàn)省份OFDI的影響效果評(píng)估

馬曉燕,薛 儉

(1.陜西科技大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院,陜西 西安 710021;2.西安思源學(xué)院 高等教育營(yíng)銷(xiāo)研究中心,陜西 西安 710038)

一、引言

受新冠肺炎疫情的影響,2020年世界經(jīng)濟(jì)出現(xiàn)深度衰退,全球GDP大幅負(fù)增長(zhǎng)、失業(yè)率明顯上升、通貨膨脹率普遍下降、國(guó)際貿(mào)易顯著萎縮、國(guó)際直接投資呈斷崖式下跌,造成進(jìn)出口貿(mào)易動(dòng)力匱乏。鑒于當(dāng)前的全球經(jīng)濟(jì)形勢(shì),如何穩(wěn)定全球貿(mào)易發(fā)展,支持全球經(jīng)濟(jì)發(fā)展,成為世界各國(guó)亟需面對(duì)的問(wèn)題。如今,中國(guó)經(jīng)濟(jì)面臨下行壓力等問(wèn)題,為推動(dòng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展,需要進(jìn)一步尋找促進(jìn)貿(mào)易發(fā)展的新動(dòng)力?！耙粠б宦贰弊鳛橐环N新型合作體制,以運(yùn)輸通道為紐帶,以互聯(lián)互通為基礎(chǔ),以多元化合作機(jī)制為特征,進(jìn)而促進(jìn)世界經(jīng)濟(jì)的平衡發(fā)展[1]。截至2019年年底,中國(guó)“一帶一路”沿線(xiàn)省份有18個(gè),分別為新疆、重慶、陜西、甘肅、寧夏、青海、內(nèi)蒙古、黑龍江、吉林、遼寧、廣西、云南、西藏、上海、福建、廣東、浙江、海南。該倡議實(shí)現(xiàn)了國(guó)際間資源的高效配置,進(jìn)一步加快構(gòu)建中國(guó)的對(duì)外開(kāi)放格局,從而加強(qiáng)國(guó)內(nèi)經(jīng)濟(jì)的高質(zhì)量發(fā)展?！耙粠б宦贰背h提出九年有余,作為中國(guó)吸引對(duì)外投資商、促進(jìn)外商投資、加快進(jìn)出口貿(mào)易、增加外匯、改善經(jīng)濟(jì)社會(huì)水平的載體,對(duì)沿線(xiàn)地區(qū)的輻射效應(yīng)開(kāi)始明顯[2]。

對(duì)外直接投資(Outward Foreign Direct Investment,簡(jiǎn)稱(chēng)OFDI)對(duì)中國(guó)的進(jìn)出口貿(mào)易具有顯著影響,是中國(guó)促進(jìn)世界經(jīng)濟(jì)深度融合的重要方式,直接反映了中國(guó)對(duì)外經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平[3-4]。研究中國(guó)沿線(xiàn)省份對(duì)外投資行為有助于探索不同區(qū)域下對(duì)外投資貿(mào)易的影響,為中國(guó)不同區(qū)域的貿(mào)易投資所引起的貿(mào)易差異性分析提供一定的理論依據(jù),進(jìn)一步發(fā)展理論研究,并且積累實(shí)證分析經(jīng)驗(yàn)。探索中國(guó)對(duì)外投資是否促進(jìn)了出口貿(mào)易、是否提高了出口競(jìng)爭(zhēng)力等問(wèn)題,也能夠?yàn)檎捌髽I(yè)制定投資貿(mào)易策略、探索新的貿(mào)易增長(zhǎng)點(diǎn)提供啟示,有利于解決中國(guó)目前對(duì)外貿(mào)易面臨的問(wèn)題。同時(shí),對(duì)“一帶一路”倡議帶來(lái)的影響及效果進(jìn)行評(píng)估,可以為國(guó)家充分發(fā)揮“一帶一路”倡議的作用,制定相關(guān)貿(mào)易政策提供政策啟示。探究“一帶一路”倡議對(duì)中國(guó)沿線(xiàn)省份的對(duì)外投資的影響,是進(jìn)一步促進(jìn)中國(guó)對(duì)外直接投資穩(wěn)定健康發(fā)展、實(shí)現(xiàn)沿線(xiàn)貿(mào)易暢通、深化沿線(xiàn)貿(mào)易往來(lái)的重要方式,也是加強(qiáng)推動(dòng)中國(guó)“一帶一路”建設(shè)、落實(shí)對(duì)外開(kāi)放政策、提高開(kāi)放質(zhì)量的需要。在這一背景下,如何有效識(shí)別、評(píng)估和規(guī)避投資風(fēng)險(xiǎn)成為“一帶一路”建設(shè)中迫切需要解決的問(wèn)題,本研究具有一定的理論意義和現(xiàn)實(shí)意義。

二、文獻(xiàn)綜述

自“一帶一路”倡議實(shí)施以來(lái),國(guó)內(nèi)關(guān)于該倡議的投資效應(yīng)、政府政策、機(jī)遇與挑戰(zhàn)等問(wèn)題的理論研究的文章大量涌現(xiàn),部分學(xué)者集中于研究“一帶一路”沿線(xiàn)國(guó)家貿(mào)易的影響因素,還有部分學(xué)者從國(guó)家層面討論中國(guó)與沿線(xiàn)國(guó)家的對(duì)外貿(mào)易發(fā)展情況[5-6]。中國(guó)是“一帶一路”倡議的提出者,對(duì)OFDI研究主要是基于國(guó)際視角,使得中國(guó)與“一帶一路”沿線(xiàn)國(guó)家之間的貿(mào)易關(guān)系研究更是成為焦點(diǎn)。秦邴濤等認(rèn)為在“一帶一路”沿線(xiàn)國(guó)家對(duì)外投資的決策中,項(xiàng)目實(shí)施地的外在環(huán)境顯得尤為重要,沿線(xiàn)國(guó)家的政治環(huán)境、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和對(duì)外開(kāi)放程度是對(duì)外投資的主要影響因素[7]。萬(wàn)頔珂從政府方面分析了“一帶一路”給中國(guó)對(duì)外投資帶來(lái)的機(jī)遇和挑戰(zhàn),并提出了具體的優(yōu)化政策[8]。田澤等運(yùn)用耦合模型和空間計(jì)量方法測(cè)算2006—2015年“一帶一路”沿線(xiàn)省市的對(duì)外貿(mào)易—經(jīng)濟(jì)—環(huán)境耦合協(xié)調(diào)水平。研究表明區(qū)域間對(duì)外貿(mào)易—經(jīng)濟(jì)—環(huán)境耦合協(xié)調(diào)水平整體處于中度耦合協(xié)調(diào)階段,東南地區(qū)耦合優(yōu)勢(shì)突出,西北地區(qū)年均耦合水平最低,西南地區(qū)增速明顯,但東西差距拉大[9]。陳明華等提出中國(guó)“一帶一路”沿線(xiàn)地區(qū)的OFDI呈上升趨勢(shì),空間差異較大,但總體呈縮小趨勢(shì)。歐洲的OFDI呈現(xiàn)兩極或多極分化現(xiàn)象,中國(guó)在南美洲OFDI的影響強(qiáng)度相對(duì)較大,中國(guó)對(duì)中低水平和中高水平國(guó)家的OFDI呈增加趨勢(shì)[10]。隨著“一帶一路”倡議的全面推進(jìn)中國(guó)與東盟的貿(mào)易合作面臨新的歷史機(jī)遇,馮頌妹等人根據(jù)UN Comtrade數(shù)據(jù)庫(kù)對(duì)中國(guó)與東盟雙邊貿(mào)易的競(jìng)爭(zhēng)性和互補(bǔ)性進(jìn)行了相應(yīng)的指數(shù)測(cè)算。結(jié)果顯示:中國(guó)與東盟的雙邊貿(mào)易以互補(bǔ)性為主,未來(lái)中國(guó)與東盟貿(mào)易合作的空間和潛力依然較大[11]。周杰琦等人在采用“一帶一路”沿線(xiàn)國(guó)家面板數(shù)據(jù)測(cè)度投資便利化的基礎(chǔ)上,利用兩階段引力模型檢驗(yàn)對(duì)中國(guó)OFDI的廣延邊際和集約邊際進(jìn)行了分析。研究發(fā)現(xiàn),東道國(guó)投資便利化建設(shè)不僅顯著吸引了中國(guó)OFDI的流入,也提高了OFDI規(guī)模,投資便利化對(duì)中國(guó)OFDI的促進(jìn)效應(yīng)均趨強(qiáng)[12]。

與國(guó)內(nèi)相比,國(guó)際上關(guān)于“一帶一路”倡議對(duì)中國(guó)對(duì)外投資研究很早,現(xiàn)階段無(wú)論在研究?jī)?nèi)容還是研究方法等方面都發(fā)展得比較成熟。目前,國(guó)外學(xué)者已經(jīng)做出關(guān)于“一帶一路”與對(duì)外投資的實(shí)證研究。Kang等人研究發(fā)現(xiàn)中國(guó)跨國(guó)企業(yè)更傾向于選擇具有嚴(yán)格的政治體制以及經(jīng)濟(jì)自由的東道國(guó)進(jìn)行直接投資,從側(cè)面說(shuō)明了中國(guó)對(duì)外投資容易受到東道國(guó)的政治、經(jīng)濟(jì)情況的約束[13]。Liu等人從多方面的角度以東南亞為例研究了中國(guó)“一帶一路”倡議對(duì)OFDI風(fēng)險(xiǎn)的防范措施和機(jī)制[14]。Fu應(yīng)用SVAR模型分析了人民幣國(guó)際化對(duì)中國(guó)OFDI產(chǎn)出的影響,提出人民幣國(guó)際化對(duì)中國(guó)OFDI具有正向影響,是中國(guó)OFDI快速發(fā)展的重要推動(dòng)力[15]。Liu利用2005—2013年中國(guó)對(duì)“一帶一路”國(guó)家直接投資的庫(kù)存數(shù)據(jù),運(yùn)用主成分分析和固定效應(yīng)逐步回歸模型,探討了地緣政治風(fēng)險(xiǎn)對(duì)中國(guó)“一帶一路”沿線(xiàn)OFDI的影響。結(jié)果表明,地緣政治風(fēng)險(xiǎn)對(duì)OFDI有直接的負(fù)面影響[16]。Wang等人研究了中國(guó)OFDI對(duì)“一帶一路”沿線(xiàn)國(guó)家產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的影響,并提出中國(guó)對(duì)外直接投資能夠顯著促進(jìn)“一帶一路”沿線(xiàn)國(guó)家的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí),中國(guó)的技術(shù)轉(zhuǎn)移對(duì)OFDI促進(jìn)作用最大,其次是資本轉(zhuǎn)移;勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移對(duì)OFDI的促進(jìn)作用最小[17]。目前國(guó)內(nèi)外關(guān)于“一帶一路”倡議與中國(guó)對(duì)外直接投資的相關(guān)研究,主要聚焦于中國(guó)對(duì)沿線(xiàn)國(guó)家投資中存在的投資風(fēng)險(xiǎn)、風(fēng)險(xiǎn)管理等方面,對(duì)于“一帶一路”對(duì)中國(guó)沿線(xiàn)省份OFDI影響的針對(duì)性研究較少[18];另外在研究方法方面,國(guó)內(nèi)主要運(yùn)用的是理論規(guī)范分析法,或者使用的模型形式單一,缺少利用數(shù)據(jù)、新模型等實(shí)證分析,并在很大程度上忽略了除目標(biāo)因素外的其他可能影響分析的因素,導(dǎo)致實(shí)驗(yàn)估計(jì)結(jié)果出現(xiàn)一定的偏差。

本文的創(chuàng)新之處在于:第一,有針對(duì)性地對(duì)“一帶一路”倡議實(shí)施前后的效果進(jìn)行評(píng)估,以“一帶一路”倡議為切入點(diǎn),分析其對(duì)中國(guó)沿線(xiàn)省份OFDI的影響。第二,采用PSM-DID方法,對(duì)處理組和控制組兩組數(shù)據(jù)進(jìn)行匹配,保證樣本的可比性。PSM方法的引入使得以往的政策評(píng)估DID方法更具有說(shuō)服力。

三、理論分析與研究假設(shè)

(一)政策實(shí)施的總量效應(yīng)

“一帶一路”是新一輪全方位對(duì)外開(kāi)放的重大舉措,該倡議的提出為中國(guó)沿線(xiàn)省份對(duì)外投資的發(fā)展提供了重要的契機(jī)。《推動(dòng)共建絲綢之路經(jīng)濟(jì)帶和21世紀(jì)海上絲綢之路的愿景與行動(dòng)》明確提出了貿(mào)易暢通、資金融通是“一帶一路”的重點(diǎn)合作內(nèi)容。其中,投資貿(mào)易合作是“一帶一路”建設(shè)的重點(diǎn)內(nèi)容,主要包括：著力研究解決投資貿(mào)易便利化問(wèn)題,消除投資和貿(mào)易壁壘,構(gòu)建區(qū)域內(nèi)和各國(guó)良好的營(yíng)商環(huán)境,積極同沿線(xiàn)國(guó)家和地區(qū)共同商建自由貿(mào)易區(qū),激發(fā)釋放合作潛力;把投資和貿(mào)易有機(jī)結(jié)合起來(lái),以投資帶動(dòng)貿(mào)易發(fā)展;加快投資便利化進(jìn)程,消除投資壁壘;資金融通是“一帶一路”建設(shè)的重要支撐,深化金融合作,推進(jìn)亞洲貨幣穩(wěn)定體系、投融資體系和信用體系建設(shè);擴(kuò)大沿線(xiàn)國(guó)家雙邊本幣互換、結(jié)算的范圍和規(guī)模。金融環(huán)境的優(yōu)化可以增強(qiáng)地區(qū)應(yīng)對(duì)外部沖擊的能力,更主動(dòng)地推進(jìn)自由貿(mào)易,從而擴(kuò)大貿(mào)易規(guī)模?；谝陨戏治?提出假設(shè)1和假設(shè)2。

假設(shè)1:“一帶一路”倡議的實(shí)施,有利于改善中國(guó)與沿線(xiàn)國(guó)家的投資便利化水平。

假設(shè)2:“一帶一路”倡議的實(shí)施,有利于中國(guó)對(duì)“一帶一路”沿線(xiàn)國(guó)家對(duì)外貿(mào)易投資總額的增加。

(二)政策實(shí)施的增量效應(yīng)

“一帶一路”倡議對(duì)中國(guó)對(duì)外貿(mào)易投資有較大的影響,不僅體現(xiàn)在對(duì)外貿(mào)易投資的總額,也可能對(duì)貿(mào)易投資的增長(zhǎng)速度產(chǎn)生影響。2018年全年對(duì)外直接投資額為7 974億元,比上年增長(zhǎng)1.6%。其中,“一帶一路”沿線(xiàn)國(guó)家直接投資額156億美元,比上年增長(zhǎng)8.9%。據(jù)此,提出假設(shè)3和假設(shè)4:

假設(shè)3:“一帶一路”倡議的提出,會(huì)使得沿線(xiàn)省份的對(duì)外直接投資發(fā)展增量發(fā)生變化,并具有顯著的促進(jìn)作用。

假設(shè)4:“一帶一路”倡議使得對(duì)外直接投資存量、對(duì)外直接投資流量和對(duì)外直接投資凈額的比重增加。

四、數(shù)據(jù)說(shuō)明及模型構(gòu)建

(一)雙重差分模型的介紹

雙重差分模型(difference in differences,DID),又被稱(chēng)為倍差法,最早由Ashenfelter和Card(1984)在研究CETA項(xiàng)目學(xué)員的收入變化時(shí)提出。構(gòu)建雙重差分模型需滿(mǎn)足三個(gè)假設(shè)條件:(1)在政策干預(yù)之前,實(shí)驗(yàn)組與對(duì)照組的發(fā)展具有共同趨勢(shì),且這種趨勢(shì)是不會(huì)隨時(shí)間而發(fā)生變化;(2)政策實(shí)施之后,整體宏觀環(huán)境,即,除了本文內(nèi)研究政策以外的其他因素對(duì)實(shí)驗(yàn)組和對(duì)照組的作用和影響是相同的;(3)政策的實(shí)施只會(huì)對(duì)實(shí)驗(yàn)組產(chǎn)生干預(yù)效果,即,干預(yù)帶來(lái)的改變只針對(duì)于實(shí)驗(yàn)組的變量。

雙重差分模型的基準(zhǔn)模型設(shè)置如式(1)所示[19-22]:

Yit=α0+α1Areait+α2Dateit+α3Areait×Dateit+α4Xit+μit

(1)

其中,i表示省份;t表示時(shí)間;Yit表示被解釋變量;Xit表示控制變量;Areait表示區(qū)域虛擬變量,若該區(qū)域政策得到實(shí)施則為1,未實(shí)施區(qū)域?yàn)?;Dateit表示時(shí)間虛擬變量,若某一省份政策得到實(shí)施,則該省這一年及其之后的每一年都設(shè)為1,沒(méi)有實(shí)施的年份均為0;Areait×Dateit表示解釋變量即時(shí)間與區(qū)域的綜合虛擬變量,只有當(dāng)時(shí)間和區(qū)域變量都為1時(shí),此變量才有意義;Xit表示控制變量;μit為隨機(jī)干擾項(xiàng)。

(二)數(shù)據(jù)說(shuō)明與模型構(gòu)建

1.數(shù)據(jù)選取及說(shuō)明

本文的研究對(duì)象是評(píng)估“一帶一路”倡議對(duì)中國(guó)沿線(xiàn)省份OFDI的影響效果,OFDI則選取中國(guó)對(duì)“一帶一路”沿線(xiàn)國(guó)家對(duì)外直接投資流量、對(duì)外直接投資存量、對(duì)外直接投資凈額這三項(xiàng)指標(biāo)來(lái)衡量,解釋變量為模型中的時(shí)間與區(qū)域綜合虛擬變量。由于“一帶一路”倡議的提出并不是影響沿線(xiàn)省份OFDI的唯一因素,還需要考慮到其地區(qū)的自身經(jīng)濟(jì)發(fā)展規(guī)模、貿(mào)易規(guī)模、匯率等因素,所以選取中國(guó)31個(gè)省份(未包含港、澳、臺(tái)地區(qū))從2008—2017年這10年間的人均GDP、出口總額、匯率變動(dòng)率為控制變量,進(jìn)一步提高數(shù)據(jù)與模型、估計(jì)結(jié)果與現(xiàn)實(shí)情況的契合度。

(1)OFDI的衡量:選取中國(guó)31個(gè)省份的數(shù)據(jù)作為樣本。在研究中將2008—2017年這10年間中國(guó)對(duì)“一帶一路”沿線(xiàn)國(guó)家對(duì)外直接投資流量、對(duì)外直接投資存量、對(duì)外直接投資凈額這三項(xiàng)變量作為衡量OFDI的指標(biāo)。在模型核心變量選取上,對(duì)外直接投資指標(biāo)有存量和流量?jī)煞N統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)。流量數(shù)據(jù)是指某一時(shí)期發(fā)生的量,是按一定時(shí)期核算出來(lái)的數(shù)量,表示中國(guó)當(dāng)年向東道國(guó)的投資流入或撤出量。存量數(shù)據(jù)是指某一時(shí)點(diǎn)的量,是按一定時(shí)點(diǎn)核算出來(lái)的,反映了OFDI的長(zhǎng)期歷史積累。凈額是指在一定時(shí)點(diǎn)上收到的各金融機(jī)構(gòu)的轉(zhuǎn)賬金額總數(shù)減去發(fā)出的轉(zhuǎn)賬金額總數(shù),得出凈余額。

(2)控制變量的選擇:控制變量選擇的是三項(xiàng)能直接影響OFDI數(shù)據(jù)變化的指標(biāo)。

人均GDP:OFDI首先會(huì)受到國(guó)家或地區(qū)在某個(gè)特定時(shí)期的經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r的影響,經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r可用生產(chǎn)總值衡量,它不僅能衡量人民貿(mào)易水平,還能影響和決定地區(qū)的投資水平,所以本文將影響OFDI的經(jīng)濟(jì)指標(biāo)設(shè)置為人均GDP。

出口總額:出口貿(mào)易決定生產(chǎn)規(guī)模,此項(xiàng)指標(biāo)能夠衡量一定時(shí)期國(guó)家或地區(qū)的生產(chǎn)規(guī)模,從而衡量一國(guó)或者地區(qū)的投資規(guī)模。

匯率變動(dòng)率:在2002年匯率水平上,以2008—2017年人民幣分別兌美元、日元、港元、歐元的年末匯率(年平均價(jià))的增長(zhǎng)率平均值為基準(zhǔn),能直接衡量投資地區(qū)的需求規(guī)模,以及影響OFDI的利潤(rùn)和收益的指標(biāo)。

以上數(shù)據(jù)均可以在《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》、各省國(guó)民經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展統(tǒng)計(jì)年報(bào)進(jìn)行查詢(xún)整理。變量符號(hào)與定義詳見(jiàn)表1。

表1 變量定義

2.雙重差分模型的構(gòu)建

根據(jù)大多數(shù)學(xué)者的研究可知,時(shí)間虛擬變量所刻畫(huà)的是實(shí)驗(yàn)前后兩期本身的差異,且即使不進(jìn)行實(shí)驗(yàn),兩組也存在此時(shí)間趨勢(shì),所以本文在標(biāo)準(zhǔn)雙重差分模型的基準(zhǔn)公式中加入了能反映由時(shí)間趨勢(shì)產(chǎn)生自然增長(zhǎng)的時(shí)間趨勢(shì)變量,以便盡可能地剔除其他因素的影響,盡量得到無(wú)偏的估計(jì)結(jié)果?！耙粠б宦贰背h首次提出是2013年9月,本文在研究中將2014—2017年作為政策影響后時(shí)間,將2008—2013年作為政策影響前時(shí)間,構(gòu)建雙重差分模型[23-24],如式(2)所示:

(2)

其中,i表示樣本城市(i=1,2,…,310);t表示時(shí)間(2008—2017年);Yn,it是被解釋變量。

在對(duì)照組,即Areait=0,由式(2)可知,“一帶一路”倡議的OFDI分別為:

(3)

可見(jiàn)倡議提出后,對(duì)照組的OFDI變動(dòng)為Δ1=β2。

在實(shí)驗(yàn)組,即Areait=1,由式(2)可知,“一帶一路”倡議的OFDI分別記為:

(4)

因此,可見(jiàn)倡議提出后實(shí)驗(yàn)組的OFDI變動(dòng)為:Δ2=β2+β3。

3.變量的描述性統(tǒng)計(jì)

所有用到的變量共有8個(gè),其中,被解釋變量3個(gè)、控制變量3個(gè)、時(shí)間虛擬變量1個(gè)、區(qū)域虛擬變量1個(gè),每一項(xiàng)變量由310個(gè)樣本數(shù)據(jù)組成。本文選取31個(gè)省份從2008年到2017年的數(shù)據(jù),從樣本的均值、標(biāo)準(zhǔn)差、最小值、最大值四方面進(jìn)行相應(yīng)的描述性統(tǒng)計(jì)分析,各變量的結(jié)果詳見(jiàn)表2。從表2可以發(fā)現(xiàn),所有變量的標(biāo)準(zhǔn)差均小于均值,說(shuō)明選擇樣本的變量波動(dòng)程度不大。

表2 變量的描述性統(tǒng)計(jì)

五、實(shí)證分析與穩(wěn)健性檢驗(yàn)

(一)實(shí)證分析過(guò)程

為了便于進(jìn)行數(shù)據(jù)分析,通常需要將原始數(shù)據(jù)進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理,利用標(biāo)準(zhǔn)化后的數(shù)據(jù)進(jìn)行分析。本文采用的是z-score標(biāo)準(zhǔn)化,該方法利用原始數(shù)據(jù)的均值和標(biāo)準(zhǔn)差來(lái)進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理。

首先,將本文全部變量的數(shù)據(jù)經(jīng)過(guò)標(biāo)準(zhǔn)化處理;其次,運(yùn)用軟件STATA 15.0對(duì)沒(méi)有加入控制變量的數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析,得出一組分析數(shù)據(jù);然后,加入控制變量后再次得到一組有對(duì)比性的結(jié)果數(shù)據(jù);最后,分別從“一帶一路”倡議提出對(duì)沿線(xiàn)省份的對(duì)外直接投資流量、對(duì)外直接投資存量、對(duì)外直接投資凈額三方面的影響進(jìn)行分析,進(jìn)而綜合得出“一帶一路”政策對(duì)沿線(xiàn)省份OFDI發(fā)展的影響效果。

1.實(shí)驗(yàn)組與對(duì)照組分析

表3結(jié)果顯示“一帶一路”沿線(xiàn)省份與非“一帶一路”沿線(xiàn)省份相比,實(shí)驗(yàn)組的對(duì)外直接投資流量、對(duì)外直接投資存量、對(duì)外直接投資凈額偏低且波動(dòng)范圍較大。對(duì)照組的人均GDP均值為10.67,標(biāo)準(zhǔn)差為0.53,實(shí)驗(yàn)組的人均GDP均值為10.64,標(biāo)準(zhǔn)差為0.46,不難發(fā)現(xiàn)對(duì)照組的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平相對(duì)偏高,并且由于經(jīng)濟(jì)發(fā)展不均衡,使得樣本數(shù)據(jù)的標(biāo)準(zhǔn)差相對(duì)較大。從出口總額來(lái)看,對(duì)照組的均值為17.21,標(biāo)準(zhǔn)差為1.14,實(shí)驗(yàn)組的均值為16.44,標(biāo)準(zhǔn)差為1.92,可以看出對(duì)照組的出口量更大,并且發(fā)展更加均衡。

表3 分組描述統(tǒng)計(jì)

2.變量相關(guān)性分析

使用Pearson相關(guān)系數(shù)法來(lái)分析相關(guān)關(guān)系的強(qiáng)弱情況。由表4的相關(guān)系數(shù)表可以看出,三個(gè)被解釋變量,即,對(duì)外直接投資流量、對(duì)外直接投資存量、對(duì)外直接投資凈額兩兩之間都存在顯著的正相關(guān)關(guān)系,且相關(guān)系數(shù)都大于0.8,說(shuō)明這三者之間具有強(qiáng)相關(guān)關(guān)系。出口總額與三個(gè)被解釋變量也有顯著的正相關(guān)關(guān)系,呈強(qiáng)相關(guān)性。人均GDP與對(duì)外直接投資流量、對(duì)外直接投資存量、出口總額之間存在弱相關(guān),與對(duì)外直接投資凈額為中度相關(guān);而匯率變動(dòng)率與所有變量成負(fù)相關(guān)。

表4 相關(guān)系數(shù)表

3.雙重差分模型估計(jì)

表5 “一帶一路”倡議對(duì)沿線(xiàn)省份OFDI的影響結(jié)果

4.“一帶一路”倡議對(duì)沿線(xiàn)省份OFDI流量、存量、凈額的影響

無(wú)論是否加入控制變量進(jìn)行回歸,綜合虛擬變量的系數(shù)均為正,由此得出:在5%顯著水平下,“一帶一路”倡議提出對(duì)沿線(xiàn)省份對(duì)外直接投資流量、對(duì)外直接投資存量、對(duì)外直接投資凈額的影響顯著為正且有正向促進(jìn)作用。擬合優(yōu)度分別由0.096 2提高到0.776、0.088 5提高到0.743、0.117提高到0.844,但是加入控制變量后,“一帶一路”的凈效應(yīng)小于未加入控制變量時(shí)的凈效應(yīng),表明控制變量對(duì)“一帶一路”的凈效應(yīng)具有削弱的作用。

對(duì)加入的四項(xiàng)控制變量分析結(jié)果顯示,人均GDP的系數(shù)分別為0.804、1.135和0.836,表明人均GDP對(duì)沿線(xiàn)省份對(duì)外直接投資流量、對(duì)外直接投資存量、對(duì)外直接投資凈額的影響顯著為正且有正向促進(jìn)作用;出口總額的系數(shù)分別為1.441、1.285和0.630,可知在1%的水平下,出口總額對(duì)沿線(xiàn)省份對(duì)外直接投資流量、對(duì)外直接投資存量、對(duì)外直接投資凈額的影響顯著為正且有正向促進(jìn)作用;匯率變動(dòng)率的系數(shù)分別為0.029 7、0.008 87和0.009 15,表明匯率變動(dòng)率在1%的顯著性水平上,不具有統(tǒng)計(jì)顯著性。

從凈效應(yīng)方面來(lái)看,三次的估計(jì)結(jié)果均顯示:綜合虛擬變量和時(shí)間虛擬變量都在95%的顯著性水平上顯著且前后作用方向不變,區(qū)域虛擬變量在加入控制變量后系數(shù)正負(fù)性未發(fā)生改變,但是系數(shù)估計(jì)結(jié)果不再顯著,表明區(qū)域虛擬變量對(duì)對(duì)外直接投資凈額可能不具有明確的影響關(guān)系。除此之外,加入控制變量后的凈效應(yīng)均小于未加入控制變量時(shí)的凈效應(yīng),該結(jié)果的差異是技術(shù)層面的原因引起的,使得其不能保證與“一帶一路”倡議發(fā)展保持同步。

(二)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

本文31個(gè)省份的OFDI情況因其要素稟賦和歷史發(fā)展等因素各有不同而具有一定的差異,但是從宏觀角度來(lái)看,31個(gè)省份整體的OFDI發(fā)展還是具有一定趨同性。事實(shí)上,一個(gè)地區(qū)的OFDI發(fā)展不單只受“一帶一路”倡議提出的影響,還可能會(huì)因?yàn)檎w經(jīng)濟(jì)發(fā)展形態(tài)等因素而發(fā)生變化,而如果這些因素所導(dǎo)致的差異與“一帶一路”政策沒(méi)有必然關(guān)聯(lián),最終會(huì)直接導(dǎo)致前文的估計(jì)結(jié)果和研究結(jié)論無(wú)法成立,這就需要進(jìn)一步驗(yàn)證前文估計(jì)結(jié)果的穩(wěn)健性。

“一帶一路”沿線(xiàn)省份與其他省份存在的異質(zhì)性差異,容易導(dǎo)致結(jié)果存在系統(tǒng)性的偏差,為了消除這種異質(zhì)性差異,本文選取PSM-DID的方法進(jìn)行了穩(wěn)健性檢驗(yàn),來(lái)實(shí)現(xiàn)滿(mǎn)足共同趨勢(shì)假設(shè)的目標(biāo)[25]。通過(guò)是否設(shè)置“一帶一路”沿線(xiàn)省份為虛擬變量對(duì)控制變量進(jìn)行Logit回歸,得到傾向得分值(PS值)。傾向得分值最接近的省份為沿線(xiàn)的匹配省份,從而達(dá)到對(duì)模型穩(wěn)健性檢驗(yàn)的目的。

1.PSM-DID檢驗(yàn)

在此需要對(duì)模型PSM-DID進(jìn)行有效性檢驗(yàn),即實(shí)驗(yàn)組合成控制組的均值在匹配后是否有顯著性差異。由表6可以看出傾向得分匹配后,在0.05的顯著性水平下,對(duì)照組和實(shí)驗(yàn)組的差異并不顯著。

表6 PSM-DID檢驗(yàn)

2.樣本回歸

表7為使用PSM-DID后得到的樣本進(jìn)行回歸分析后的結(jié)果?？梢钥闯鼋换ロ?xiàng)在0.05的顯著性水平下都顯著為正,表明“一帶一路”政策能夠提高對(duì)外直接投資流量0.072 1個(gè)單位,能夠提高對(duì)外直接投資存量0.065 9個(gè)單位,提高對(duì)外直接投資凈額0.015 2個(gè)單位。因此,在0.05的顯著性水平下,人均GDP和出口總額對(duì)于中國(guó)對(duì)“一帶一路”沿線(xiàn)國(guó)家的對(duì)外直接投資流量、對(duì)外直接投資存量、對(duì)外直接投資凈額有顯著的正向影響。由表7可看出中國(guó)對(duì)“一帶一路”沿線(xiàn)國(guó)家的對(duì)外直接投資流量、對(duì)外直接投資存量、對(duì)外直接投資凈額的擬合優(yōu)度分別為0.752、0.718和0.845,分別表示因變量75.2%、71.8%和84.5%以上的信息被自變量所解釋,3個(gè)控制變量的擬合程度非常好。

表7 PSM-DID檢驗(yàn)后樣本回歸

(三)小結(jié)

通過(guò)“一帶一路”倡議對(duì)沿線(xiàn)省份的對(duì)外直接投資流量、對(duì)外直接投資存量、對(duì)外直接投資凈額影響的實(shí)證分析發(fā)現(xiàn),無(wú)論如何設(shè)置被解釋變量、是否加入控制變量,綜合虛擬變量系數(shù)在一定水平下始終顯著為正,表明“一帶一路”倡議提出對(duì)沿線(xiàn)省份OFDI有正向影響,其中“一帶一路”政策對(duì)對(duì)外直接投資存量所表現(xiàn)的正向作用是最大的,其次是對(duì)外直接投資流量,最后是對(duì)外直接投資凈額。為了驗(yàn)證前文估計(jì)結(jié)果的穩(wěn)健性,本文運(yùn)用PSM-DID方法進(jìn)行了重新估計(jì),結(jié)果與前文雙重差分結(jié)果并無(wú)顯著差異,進(jìn)一步證實(shí)了前文所得到的結(jié)論。

六、研究結(jié)論與啟示

本文選取中國(guó)31個(gè)省份2008—2017年這10年間的人均GDP、出口總額、匯率變動(dòng)率為控制變量,采用雙重差分計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型測(cè)度“一帶一路”倡議對(duì)中國(guó)沿線(xiàn)省份的凈效應(yīng)。提出了“一帶一路”政策實(shí)施的總量和增量理論假設(shè),并引用PSM-DID檢驗(yàn)法,對(duì)實(shí)驗(yàn)結(jié)果進(jìn)行了穩(wěn)健性驗(yàn)證。得到如下結(jié)論:第一,無(wú)論是否加入控制變量進(jìn)行回歸,總體結(jié)果顯示綜合虛擬變量的系數(shù)均在一定的水平下顯著為正,說(shuō)明“一帶一路”倡議提出對(duì)OFDI有正向促進(jìn)作用。第二,本文應(yīng)用PSM-DID檢驗(yàn)法,證實(shí)雙重差分結(jié)果沒(méi)有顯著性差異,證明“一帶一路”沿線(xiàn)省份的OFDI發(fā)展增量是由于“一帶一路”倡議的提出引起的,更進(jìn)一步證實(shí)了“一帶一路”倡議提出對(duì)沿線(xiàn)省份的OFDI起正向促進(jìn)作用這一結(jié)論。

為了使“一帶一路”政策在中國(guó)對(duì)外直接投資發(fā)展方面發(fā)揮出更大的促進(jìn)效應(yīng),實(shí)現(xiàn)其被賦予的使命和戰(zhàn)略目標(biāo),本文根據(jù)前文研究結(jié)果提出如下建議:第一,從整體上看,“一帶一路”倡議顯著促進(jìn)了中國(guó)沿線(xiàn)省份OFDI,因此政府應(yīng)該繼續(xù)發(fā)揮政策的引導(dǎo)作用,優(yōu)化海外投資服務(wù)體系,推動(dòng)中國(guó)沿線(xiàn)省份的貿(mào)易發(fā)展;第二,從動(dòng)態(tài)效應(yīng)來(lái)看,“一帶一路”倡議在實(shí)施的前兩年對(duì)中國(guó)沿線(xiàn)省份的OFDI影響顯著,后續(xù)幾年效果不明顯。政府應(yīng)擴(kuò)大國(guó)際合作的范圍,繼續(xù)保持與各國(guó)的友好關(guān)系,這對(duì)推進(jìn)中國(guó)沿線(xiàn)省份OFDI的平穩(wěn)發(fā)展具有重要的意義。第三,“一帶一路”倡議對(duì)沿線(xiàn)省份OFDI及經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響結(jié)果是有差異性的,應(yīng)當(dāng)結(jié)合地區(qū)的地理環(huán)境、經(jīng)濟(jì)發(fā)展實(shí)況等要素,針對(duì)性地實(shí)施和優(yōu)化“一帶一路”政策,促進(jìn)層次化發(fā)展和差異化發(fā)展,強(qiáng)化中國(guó)“一帶一路”倡議在國(guó)際市場(chǎng)中的競(jìng)爭(zhēng)力。第四,加強(qiáng)對(duì)外直接投資監(jiān)管,保護(hù)中國(guó)對(duì)外直接投資的合法權(quán)益,必要時(shí)建立對(duì)外直接投資補(bǔ)償標(biāo)準(zhǔn)體系,在一定程度上緩解投資風(fēng)險(xiǎn)。第五,應(yīng)該鼓勵(lì)更多的國(guó)家加入到“一帶一路”倡議中來(lái),發(fā)揮“貿(mào)易暢通”的便利化作用,更好地促進(jìn)全球貿(mào)易的發(fā)展。