崔巖+于津平

摘 要 中國提出的“一帶一路”倡議，強調(diào)基礎設施互聯(lián)互通對沿線各國經(jīng)貿(mào)關(guān)系發(fā)展具有積極意義，認為“一帶一路”國家基礎設施質(zhì)量的提高將有助于增進中國企業(yè)的直接投資，提高中國與沿線各國的產(chǎn)能合作水平。然而，學術(shù)界對此觀點的論證和檢驗仍然不足。本文采用2006-2014年的統(tǒng)計數(shù)據(jù)，實證研究“一帶一路”國家基礎設施質(zhì)量與其利用中國直接投資的關(guān)系。研究發(fā)現(xiàn)：“一帶一路”國家基礎設施質(zhì)量的改善可以促進中國對外直接投資，促進效應隨東道國基礎設施質(zhì)量和人均收入水平的變化而變化?；A設施越薄弱、人均收入越低的國家，基礎設施質(zhì)量改善對中國對外直接投資的促進作用越大。

關(guān)鍵詞 “一帶一路” 基礎設施質(zhì)量 對外直接投資

一、 引言

國際金融危機以來，面對世界經(jīng)濟再平衡的嚴峻挑戰(zhàn)，中國出于經(jīng)濟發(fā)展、地緣政治等方面的多重考慮，適時提出“一帶一路”倡議，旨在發(fā)揮沿線國家的資源稟賦優(yōu)勢，利用各國之間的經(jīng)濟互補性，最大限度挖掘區(qū)域合作潛力和發(fā)展空間?！耙粠б宦贰背h強調(diào)基礎設施互聯(lián)互通對沿線各國經(jīng)貿(mào)關(guān)系發(fā)展的積極意義，認為“一帶一路”國家基礎設施質(zhì)量的提高將有助于中國企業(yè)的直接投資，提高中國與沿線各國的產(chǎn)能合作水平。然而，學術(shù)界對此觀點的論證和檢驗仍然不足。

“一帶一路”國家基礎設施質(zhì)量的改善能夠帶動中國企業(yè)對外直接投資嗎？一般而言，東道國基礎設施條件是影響企業(yè)對外直接投資的重要因素，東道國的基礎設施質(zhì)量越高，吸引直接投資的能力越強。但如果考慮多國競爭和貿(mào)易投資相互影響等諸多因素的存在，可以發(fā)現(xiàn)，“一帶一路”國家基礎設施質(zhì)量改進對中國對其直接投資的作用并非顯而易見。首先，基礎設施的改進可以降低東道國對外貿(mào)易的運輸成本和交易成本，使企業(yè)出口更加便利化，有可能會使中國企業(yè)選擇出口而不是對外直接投資。其次，基礎設施僅僅是影響東道國吸引外資的因素之一，東道國制度、資源稟賦和市場規(guī)模均會影響區(qū)位優(yōu)勢，單純的基礎設施改進未必會對東道國吸引直接投資產(chǎn)生顯著的促進效應。最后，基礎設施具有公共產(chǎn)品性質(zhì)，東道國基礎設施的改善并非局限于影響中國的對外直接投資，也會對其他國家的直接投資產(chǎn)生影響，而其他國家的直接投資則有可能對中國的對外直接投資產(chǎn)生擠出效應。因此，如果沒有實證研究的支撐，很難從理論分析上得出“一帶一路”沿線國家基礎設施質(zhì)量改進必然會促進中國對外直接投資的結(jié)論。

“一帶一路”國家橫跨亞、歐、非大陸，各國現(xiàn)有基礎設施質(zhì)量的差異性很大，改進基礎設施質(zhì)量的緊迫性和基礎設施改進的邊際效應也會不同。為此，本文應用Hansen（2000）提出的門檻回歸模型，基于2006-2014年中國在“一帶一路”沿線國家直接投資的數(shù)據(jù)，以基礎設施質(zhì)量與人均收入水平作為門檻變量，來考察沿線國家基礎設施質(zhì)量對中國直接投資的影響。與已有研究相比，本文的不同之處在于：第一，聚焦“一帶一路”沿線國家，在數(shù)據(jù)可獲得的前提下，盡可能多的將沿線各國納入樣本；第二，研究中國對外直接投資對東道國基礎設施的依賴性，檢驗基礎設施互聯(lián)互通先行帶動中國對外直接投資觀點的正確性；第三，采用面板門檻模型定量評價沿線國家基礎設施質(zhì)量與中國對外直接投資間的非線性關(guān)系，并檢驗兩者之間的關(guān)系是否會因為基礎設施質(zhì)量、人均收入的影響而發(fā)生結(jié)構(gòu)性改變。

本文余下的結(jié)構(gòu)安排為：第二部分為文獻綜述，第三部分為影響機制分析，第四部分為模型設定和數(shù)據(jù)說明，第五部分為模型檢驗和結(jié)果分析，第六部分為結(jié)論與啟示。

二、文獻綜述

關(guān)于外商直接投資流入的決定因素，早期大量文獻主要集中在一些傳統(tǒng)因素，如勞動力成本、市場規(guī)模、資源稟賦、經(jīng)濟開放度與政治因素等。學者們關(guān)于基礎設施對外商直接投資影響的研究始于20世紀70年代末。Root 和Ahmed（1979）以1966—1970年70個發(fā)展中國家作為樣本，開創(chuàng)性地研究基礎設施在吸引外商直接投資過程中扮演的重要角色，研究發(fā)現(xiàn)基礎設施便利化會增加東道國制造業(yè)外資的流入。Loree和Gusinger（1995）在探討美國對外直接投資的區(qū)位因素時，采用1977和1982年48個國家的投資數(shù)據(jù)進行實證檢驗，結(jié)果顯示，東道國的通訊基礎設施、交通基礎設施與美國直接投資的流入呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系。Mody和Srinivisan（1998）對比研究1981—1990年美國、日本跨國公司海外投資的推動因素時，發(fā)現(xiàn)東道國良好的基礎設施對吸引美國、日本的投資都具有積極影響，但日本投資者對基礎設施的便利性更為敏感。Hoang和Huyen（2015）采用調(diào)查問卷分析越南清化省吸引外商直接投資的主要因素，結(jié)果表明基礎設施的質(zhì)量以及運輸、物流的低成本對外國投資者的決策有顯著影響。

隨著我國經(jīng)濟的高速增長，對外直接投資大量增加。我國對外直接投資的決定因素也得到國內(nèi)學者的關(guān)注。董艷等（2011）基于2005—2007年中國在90個國家和地區(qū)對外投資的數(shù)據(jù)，通過極限邊界分析法找到了中國對外直接投資的顯著影響因素，并專門針對中國在非洲國家的投資行為進行了實證檢驗，結(jié)果發(fā)現(xiàn)基礎設施是影響中國對非洲國家直接投資的顯著決定因素，基礎設施越好的國家，越容易吸引到中國的投資。陳巖等（2012）從資源與制度的視角研究了中國對非洲投資的決定因素，選取2003—2009年中國在27個非洲國家直接投資流量數(shù)據(jù)，實證結(jié)果顯示航空基礎設施與通訊基礎設施顯著正向影響中國對非洲的投資。胡翠平（2015）基于2004—2012年中國對38個發(fā)達國家和63個發(fā)展中國家對外直接投資數(shù)據(jù)，對比分析中國在兩類國家投資影響因素的異同，結(jié)果發(fā)現(xiàn)無論是對發(fā)達國家還是發(fā)展中國家，中國均偏好于基礎設施良好的國家。宋維佳等、閆大穎的研究結(jié)果也證實了東道國基礎設施對中國對外直接投資具有顯著的正向影響。

盡管有不少文獻證實了基礎設施在吸引外資中起到的積極作用，但也有些研究表明東道國基礎設施的改善并不影響外資的流入。Mudambi（1995）選用1985—1990年44個國家的面板數(shù)據(jù)分析了跨國公司開展對外直接投資的區(qū)位決定因素，實證結(jié)果顯示東道國基礎設施不是顯著影響跨國公司進行海外直接投資的決定因素。Asiedu（2002）使用1988—1997年非洲地區(qū)面板數(shù)據(jù)檢驗了撒哈拉以南非洲地區(qū)吸引外商直接投資的因素與發(fā)展中國家是否相同。結(jié)果顯示良好的基礎設施對非撒哈拉以南非洲地區(qū)吸引外商直接投資具有積極影響，但對撒哈拉以南非洲地區(qū)吸引外商直接投資影響不顯著。Quazi（2005）基于1995—2000年東亞7國的面板數(shù)據(jù)研究國內(nèi)投資環(huán)境對吸引外資的作用，結(jié)果顯示當?shù)鼗A設施質(zhì)量對外商直接投資的影響不顯著，Chan et al.（2014）的研究也得出了類似結(jié)論。endprint

縱觀現(xiàn)有對基礎設施與外商直接投資關(guān)系的研究，學者們并沒有形成一致意見，在以下方面還有待進一步深入與完善：第一，大多數(shù)研究在探討基礎設施對外商直接投資的影響時，基于傳統(tǒng)的線性回歸方程，忽視了兩者之間可能存在的非線性關(guān)系，即東道國基礎設施對外商直接投資的影響可能隨著基礎設施或其他經(jīng)濟變量的變化而變化；第二，基礎設施涉及面較廣，包括交通基礎設施、電力基礎設施以及電信基礎設施等。單以公路密度、鐵路密度或電話使用人數(shù)作為基礎設施的代理變量，無法客觀準確地評價基礎設施的發(fā)展水平，進而可能帶來研究結(jié)果的偏誤?；诖?，本文在分析東道國基礎設施影響母國直接投資的機制時，將采用《全球競爭力報告》中整體基礎設施的評分數(shù)據(jù)，基于面板門檻模型檢驗“一帶一路”沿線國家基礎設施質(zhì)量與中國對外直接投資的非線性關(guān)系。

三、機制分析

母國企業(yè)對外直接投資一般源于兩種考慮：一是利用當?shù)氐氖袌觯欢抢卯數(shù)氐囊?，如自然資源、勞動力和戰(zhàn)略資產(chǎn)等。東道國基礎設施的改善通過提高當?shù)氐慕?jīng)濟增長，增強交通便捷性與交流便利性，進而影響市場利用型和要素利用型外商直接投資。

（一）東道國基礎設施影響市場利用型外商直接投資

基礎設施的改善無論是新建還是維護、更新原有設施，都需要大量的基礎設施建設?；A設施建設對經(jīng)濟的影響分為短期效應和長期效應。從短期來看，作為一種投入要素，基礎設施投資擴大社會總需求，在有效需求不足、要素和資源閑置的狀況下，還會通過乘數(shù)效應帶動幾倍于投資額的社會總需求，振興投資國的經(jīng)濟。增加基礎設施投資不僅可以帶動母國從事基礎設施建設企業(yè)的對外直接投資，而且可以通過刺激東道國國民收入的增長，使?jié)M足東道國各類需求的直接投資增加。從長期來看，基礎設施建設有助于消除地區(qū)之間的自然地理障礙，縮短地理空間距離，通過降低運輸成本和交易成本，產(chǎn)生深化分工、促進競爭、形成知識外溢，提高勞動生產(chǎn)率，推動經(jīng)濟增長的作用李平、王春暉、于國才：《基礎設施與經(jīng)濟發(fā)展的文獻綜述》，載《世界經(jīng)濟》，2011年第5期，第93-116頁。據(jù)世界銀行測算，對于發(fā)展中國家來說，基礎設施投資每增加10%，長期GDP增長率將提高一個百分點沈夢溪：《“一帶一路”基礎設施建設的資金瓶頸和應對之策》，載《國際貿(mào)易》，2016年第11期，第33-37頁。東道國經(jīng)濟增長帶來的需求提升可以帶來市場利用型外商直接投資的增多。

但東道國基礎設施條件改善也可能會減少市場利用型投資。Hirsch指出，跨國公司進入國外市場的兩種可選方式為出口與對外直接投資，企業(yè)綜合國內(nèi)外生產(chǎn)成本、運輸成本、銷售成本等因素進行決策。由于東道國基礎設施條件改善降低了企業(yè)的出口成本，可能驅(qū)使企業(yè)采用出口的方式進入他國市場，而非對外直接投資。

（二）東道國基礎設施影響要素利用型外商直接投資

在全球價值鏈分工體系下，母國企業(yè)通過對外直接投資，實現(xiàn)要素和資源的重新整合，不斷優(yōu)化原有價值鏈和形成新的價值鏈，以保持或增強其在全球價值鏈中位置裴長洪：《吸引外商投資的新增長點：理論與實踐依據(jù)--最近幾年外商投資重要特征分析》，載《中國工業(yè)經(jīng)濟》，2009年第4期，第30-41頁。UNCTAD研究結(jié)果顯示，一國利用外資存量與其全球價值鏈參與度存在明顯的正相關(guān)，這意味著吸引外資可能是發(fā)展中國家參與全球價值鏈并提高參與程度的一個重要途徑白光裕、莊芮：《全球價值鏈與國際投資關(guān)系研究--中國的視角》，載《國際貿(mào)易》，2015年第6期，第16-20頁。

全球價值鏈的發(fā)展使得產(chǎn)品不同生產(chǎn)環(huán)節(jié)和階段，被分布在不同國家和地區(qū)，在完成最終產(chǎn)品和服務提供之前，“中間環(huán)節(jié)和階段”需要經(jīng)過多次跨境流動。電力、通訊以及交通等各種基礎設施成為一國與外界建立市場聯(lián)系并融入全球價值鏈的重要載體周浩、鄭筱婷：《交通基礎設施質(zhì)量與經(jīng)濟增長：來自中國鐵路提速的證據(jù)》，載《世界經(jīng)濟》，2012年第1期，第78頁-97頁。東道國基礎設施主要通過兩條途徑影響要素利用型投資：一是降低運輸成本和生產(chǎn)成本，二是提高市場進入的便利程度。東道國在自然資源、勞動力和其他資產(chǎn)上的要素越充裕、價格越便宜、通向外界的基礎設施越便利，吸引的外商直接投資越多，全球價值鏈的參與度越高。尤其是在全球經(jīng)濟疲軟的大背景下，成本和風險越來越成為企業(yè)進行海外區(qū)位投資，實現(xiàn)資源優(yōu)化配置的首要考慮因素。

四、模型設定與數(shù)據(jù)說明

鑒于“一帶一路”國家基礎設施質(zhì)量與中國對外直接投資的關(guān)系可能會因為基礎設施質(zhì)量和人均收入水平的影響而發(fā)生結(jié)構(gòu)性改變。本文基于Hansen（2000）的門檻回歸分析模型，先后以基礎設施和人均收入作為門檻變量，通過構(gòu)建如下的門檻回歸模型，考察“一帶一路”沿線國家基礎設施質(zhì)量與中國對外直接投資的非線性關(guān)系：

其中，被解釋變量FDI為中國在“一帶一路”沿線國家的直接投資額；核心解釋變量infra為“一帶一路”沿線國家基礎設施質(zhì)量；control是其他控制變量；I（·）為指示函數(shù)，滿足括號中的條件，則I=1，反之，I=0；qjt為門檻變量，γ1為門檻值；α0 為常數(shù)項，α1 、α2 、α3為對應變量的系數(shù)；ε為誤差項；下標j代表“一帶一路”國家，t代表年份；ln為自然對數(shù)符號。式（1）為存在一個門檻值的情況，如果存在更多的門檻值，則式（1）的設定形式可類推。

（二）變量的選擇

1.被解釋變量：對外直接投資額（FDI）。中國對“一帶一路”沿線國家對外直接投資總額，折算成2010年不變美元價格。

2.核心解釋變量：基礎設施質(zhì)量（infra）?；A設施質(zhì)量以《全球競爭力報告》中對“一帶一路”沿線國家的評估分值（1—7分）來體現(xiàn)，1分指基礎設施極不發(fā)達，7分指基礎設施極為發(fā)達。該報告將基礎設施劃分為兩類：一類是交通基礎設施，包含公路、鐵路、港口和航空；另一類為電力電信基礎設施，涵蓋電力供應、固定電話和移動電話。endprint

3.控制變量：由于“一帶一路”沿線大部分國家仍處于發(fā)展中階段，不具有中國對外直接投資所尋求的研發(fā)能力、管理經(jīng)驗與營銷網(wǎng)絡等戰(zhàn)略資源。因此，本文排除了中國在“一帶一路”沿線國家開展投資是基于戰(zhàn)略資源利用的考慮。為檢驗中國在沿線國家的投資是否基于市場利用、自然資源利用和勞動力資源利用，本文在基礎回歸模型中加入 “一帶一路”國家的經(jīng)濟規(guī)模、自然資源稟賦、勞動力成本作為控制變量，同時引入開放度與制度質(zhì)量以確保模型回歸結(jié)果的穩(wěn)定性。其中，“一帶一路”沿線國家的經(jīng)濟規(guī)模（gdp）以2010年不變美元價格的國內(nèi)生產(chǎn)總值表示，取對數(shù)后進入模型；自然資源稟賦（nr）以油氣和其他礦物資源出口在總出口中的比重來表示；勞動力成本（pgdp）以2010年不變美元價格計算的人均GDP表示，取對數(shù)后進入模型；開放度（open）以貨物進出口在GDP中的比重來表示；制度質(zhì)量（rol）以法治情況來表示，因為法治情況測量了一個國家的法律對契約履行、產(chǎn)權(quán)保護和司法治理的質(zhì)量，與投資直接相關(guān)。法治情況數(shù)值范圍為-2.5—2.5，數(shù)值越大，代表法治情況越好。

（三）數(shù)據(jù)來源

中國對“一帶一路”沿線國家直接投資的數(shù)據(jù)來源于中國商務部《2014年中國對外直接投資統(tǒng)計公報》?！耙粠б宦贰毖鼐€國家的GDP數(shù)據(jù)、人均GDP數(shù)據(jù)、油氣和其他礦物資源出口在總出口中的比重數(shù)據(jù)以及貨物進出口在GDP中的比重數(shù)據(jù)來源于世界銀行WDI數(shù)據(jù)庫。法治情況數(shù)據(jù)來源于世界銀行WGI數(shù)據(jù)庫。

本文首先采集了中國2006—2014年在“一帶一路”沿線58個國家對外直接投資的數(shù)據(jù)。同時，我們進一步采集了沿線國家相關(guān)的經(jīng)濟和制度環(huán)境方面的數(shù)據(jù)。由于面板門檻模型要求數(shù)據(jù)為平衡面板，在剔除缺失數(shù)據(jù)之后，中國對“一帶一路”沿線投資的國家樣本數(shù)為34個/年34個“一帶一路”國家為：阿爾巴尼亞、亞美尼亞、阿塞拜疆、巴林、保加利亞、柬埔寨、克羅地亞、塞浦路斯、捷克、埃及、愛沙尼亞、格魯吉亞、匈牙利、印度、印度尼西亞、以色列、約旦、哈薩克斯坦、拉脫維亞、立陶宛、馬來西亞、巴基斯坦、菲律賓、波蘭、羅馬尼亞、俄羅斯、新加坡、斯洛伐克、斯洛文尼亞、斯里蘭卡、泰國、土耳其、烏克蘭、越南。表1報告了變量主要數(shù)據(jù)描述性特征。

五、模型檢驗和結(jié)果分析

（1）變量的平穩(wěn)性檢驗

面板門檻回歸模型要求模型中各變量為平穩(wěn)變量，因此，本文先對各變量采用ADF方法進行單位根檢驗，來考察各變量的平穩(wěn)性，結(jié)果如表2所示。由表2可知，絕大多數(shù)變量都在1%的顯著性水平下拒絕存在單位根假設，這說明變量是平穩(wěn)的，可以進行下一步的分析。

（二）門檻效應回歸結(jié)果與分析

本文在構(gòu)建模型的基礎上采用Stata13.0軟件進行回歸分析，首先檢驗樣本數(shù)據(jù)是否存在門檻效應，在存在門檻效應情況下進一步估計門檻值。在進行此操作時設置400個網(wǎng)格搜尋點，并進行300次“bootstrap法”重復。

1.基礎設施質(zhì)量作為門檻變量

我們檢驗基礎設施質(zhì)量作為門檻變量是否存在門檻效應（結(jié)果見表3）。表3依次列出了單門檻、雙門檻和三門檻的F統(tǒng)計值和相應的P值，由表3可知，單門檻的F統(tǒng)計量在1%的水平下顯著，而雙門檻和三門檻的F統(tǒng)計值在統(tǒng)計上并不顯著，說明本文的模型存在單門檻效應。

在存在門檻效應基礎上，經(jīng)過檢驗得到的門檻估計值為1.612，95%的置信區(qū)間為（1.607，1.619），圖1的似然比函數(shù)圖顯示了基礎設施質(zhì)量的門檻估計值和置信區(qū)間。在存在一個門檻值條件下的模型參數(shù)估計結(jié)果見表4。

由表4回歸結(jié)果可知，“一帶一路”國家基礎設施質(zhì)量的提升對中國對外直接投資具有顯著的促進作用，當沿線國家基礎設施質(zhì)量低于1.612時，當?shù)鼗A設施的改善對中國對外直接投資的影響顯著為正，在保持其他變量不變的前提下，基礎設施質(zhì)量每提升1%，將帶來中國直接投資增加4.646%。當沿線國家基礎設施質(zhì)量跨越了門檻值1.612之后，當?shù)鼗A設施的改善仍然可以顯著促使中國對外直接投資的增長，但增長的幅度已大幅下降，在控制住其他變量的前提下，基礎設施質(zhì)量每提高1%，將帶來中國對其投資增加3.349%。可見，“一帶一路”沿線國家基礎設施的改善對中國對外直接投資的促進作用不僅存在門檻效應，也呈現(xiàn)出邊際效率遞減的特征。

“一帶一路”沿線國家的GDP是顯著影響中國對其投資的因素，沿線國家經(jīng)濟規(guī)模越大，市場越大，中國對其投資越多，這說明中國在“一帶一路”沿線的投資具有市場利用的特征。沿線國家人均GDP的系數(shù)顯著為負，自然資源稟賦的系數(shù)并不顯著，這說明總體而言，中國在沿線的投資屬于勞動要素利用型，而不是資源要素利用型。原因可能在于中國對外直接投資起步較晚，截至2014年末，中國對外直接投資存量為8826.4億美元，是美國對外直接投資存量的13.9%，英國對外直接投資存量的55.7%。盡管“一帶一路”沿線東南亞與東歐地區(qū)均處于世界重要成礦帶上，礦產(chǎn)資源種類齊全，但自然資源豐富的投資市場已被西方發(fā)達國家所占據(jù)，中國企業(yè)的投資空間有限。沿線國家基礎設施的改善在短期和長期均可以拉動國內(nèi)經(jīng)濟增長，市場規(guī)模的擴大吸引了中國市場利用型直接投資；同時，沿線各國基礎設施的完善提高了通向外界的便利性，進而吸引了中國勞動要素利用型直接投資。但“一帶一路”沿線國家基礎設施的改善對中國對外直接投資影響的邊際效率遞減特征表明沿線國家基礎設施質(zhì)量不是越高越好，基礎設施質(zhì)量已經(jīng)達到比較高的水平，通過繼續(xù)改善基礎設施來吸引外資的作用已經(jīng)不大，因為當沿線國家基礎設施達到一定水平后，繼續(xù)加大基礎設施的投入，會擠占其他產(chǎn)業(yè)部門發(fā)展所需的資源，引起資源配置的扭曲，經(jīng)濟增長的放緩以及市場規(guī)模的減小，進而降低對中國直接投資的吸引力。

此外，“一帶一路”沿線國家經(jīng)濟開放度和制度都是顯著影響中國對外直接投資的因素，沿線國家經(jīng)濟開放度越高，中國對其投資越多。沿線國家制度質(zhì)量越好，中國對其投資越少。原因可能在于制度質(zhì)量越好的國家，對契約履行和產(chǎn)權(quán)保護等的要求越高，嚴格的要求增加了中國企業(yè)在沿線國家的投資成本，從而抑制了中國企業(yè)的投資。endprint

表5統(tǒng)計了“一帶一路”沿線國家基礎設施質(zhì)量門檻通過情況。2006年，沿線有32個國家基礎設施處于門檻值以下水平，跨越門檻值的國家只有馬來西亞和新加坡。到2014年，沿線大多數(shù)國家基礎設施依舊薄弱，基礎設施質(zhì)量提升較為緩慢。基礎設施跨越門檻值的國家只新增了巴林一個國家，沿線仍有31個國家基礎設施處于門檻值以下水平，這些國家應重點著手加強基礎設施的建設，提升基礎設施質(zhì)量。

2.人均收入作為門檻變量

我們首先檢驗人均收入作為門檻變量是否存在門檻效應，表6依次列出了單門檻、雙門檻和三門檻的F統(tǒng)計值和相應的P值。由表6可知，單門檻的F統(tǒng)計量在5%的水平下顯著，而雙門檻和三門檻的F統(tǒng)計值在統(tǒng)計上并不顯著，說明人均收入作為門檻值時模型存在單門檻效應。

在存在門檻效應基礎上，經(jīng)過檢驗得到的門檻估計值為10.302，95%的置信區(qū)間為（10.262，10.309），在存在一個門檻值條件下的模型參數(shù)估計結(jié)果見表7。

由表7的回歸結(jié)果可知，當“一帶一路”沿線國家人均收入水平低于10.302時，當?shù)鼗A設施質(zhì)量的提升對吸引中國直接投資起到了促進作用，且在1%的顯著水平上顯著。當人均收入水平超過10.302時，沿線國家基礎設施質(zhì)量的提升對吸引中國直接投資仍然起著顯著促進作用，但基礎設施的彈性系數(shù)明顯減小，由3.946下降為2.574。這說明“一帶一路”沿線國家基礎設施質(zhì)量對中國對外直接投資的影響效應存在基于人均收入水平的門檻特征。當人均收入提高到一定水平，沿線國家基礎設施質(zhì)量對中國直接投資的影響系數(shù)呈現(xiàn)下降的態(tài)勢，即經(jīng)濟較發(fā)達的國家基礎設施改善對中國直接投資的正向影響效果不如經(jīng)濟落后國家的影響效果。

人均收入較高的國家基礎設施質(zhì)量的改善對中國對外直接投資的影響較小，可能的原因是：一方面，基礎設施的建設周期長、投資大，人均收入較高的國家擁有較強的資金實力便于開展基礎設施的建設，因而具有良好的基礎設施條件。當?shù)鼗A設施的改善通常只需維護、更新原有設施即可，不需要大規(guī)模的基礎設施新建，因此，當?shù)鼗A設施改善帶來的經(jīng)濟增長、市場規(guī)模擴大的效應較為有限，進而吸引到的中國直接投資較少。另一方面，人均收入較高的國家，良好基礎設施帶來的便利性，降低了母國企業(yè)在當?shù)氐慕?jīng)營成本，但基礎設施持續(xù)改善引起的母國企業(yè)成本降低會呈現(xiàn)出邊際遞減的特征，進而對中國直接投資不那么具有吸引力。

控制變量中，沿線國家GDP和人均GDP是顯著影響中國對外直接投資的因素，但自然資源稟賦并不是顯著影響因素。對比GDP和人均GDP的系數(shù)估計值可知，中國對“一帶一路”沿線國家的直接投資更多的是基于市場利用的考慮，而非勞動要素利用。原因可能在于盡管近年來沿海地區(qū)生產(chǎn)成本上升較快，但中國中西部地區(qū)較低的勞動力成本可以為東部地區(qū)制造業(yè)企業(yè)提供足夠的產(chǎn)能轉(zhuǎn)移空間，中國企業(yè)無須為了降低成本開展大規(guī)模的海外投資。誠然，“一帶一路”沿線如越南和柬埔寨等國勞動力價格低廉，但通貨膨脹的壓力以及海外經(jīng)營面臨的風險與不確定性使得這些國家更低的勞動力成本優(yōu)勢不是很有吸引力。此外，沿線國家的經(jīng)濟開放度和制度質(zhì)量影響中國對其直接投資，且在統(tǒng)計上是顯著的。

表8統(tǒng)計了“一帶一路”沿線國家人均收入門檻通過情況。2006年，沿線32個國家人均收入水平?jīng)]有跨越門檻值，跨越門檻值的只有塞浦路斯和新加坡兩個國家。到2014年，沿線仍然有32個國家未跨越人均收入的門檻值，這些國家基礎設施質(zhì)量的提升均可以帶來中國對外直接投資的大幅增加，人均收入跨越門檻值的是以色列和新加坡兩個國家。

（三）內(nèi)生性處理

由上文分析可知，“一帶一路”沿線國家基礎設施質(zhì)量的改善促進中國對外直接投資的增加?！?014年中國對外直接投資公報》顯示，中國在沿線國家，如東盟地區(qū)對外直接投資存量為476.33億美元。其中，15.2%的比重流向電力、熱力、燃氣等行業(yè)，3.1%的比重流向交通運輸、倉儲、郵政行業(yè)。可見，基礎設施是中國在沿線國家的主要投資領(lǐng)域，沿線國家基礎設施質(zhì)量的提升可能是中國對其投資的結(jié)果。這意味著，變量基礎設施質(zhì)量與對外直接投資之間可能存在內(nèi)生性問題。內(nèi)生性問題會導致最小二乘法估計是有偏和非一致的。通常的處理方法是尋找一個與基礎設施質(zhì)量相關(guān)的外生變量作為工具變量，進行兩階段最小二乘估計。

參照現(xiàn)有文獻Lai R K.，“Does Public Infrastructure Reduce Private Inventory”，MPRA Paper，No.4756，2006.盛丹、包群、王永進：《基礎設施對中國企業(yè)出口行為的影響：“集約邊際”還是“擴展邊際”》，載《世界經(jīng)濟》2011年第1期，第17-36。，我們采用各個國家所處的經(jīng)度和1985年各國通訊基礎設施投資在總投資中的比重作為基礎設施質(zhì)量的工具變量經(jīng)度數(shù)據(jù)來源于法國智庫國際經(jīng)濟研究中心（CEPII），通訊基礎設施投資比重數(shù)據(jù)根投入產(chǎn)出數(shù)據(jù)庫（Eora MRIO Database）計算所得。選用這兩個變量的原因在于：

（1）各國所處的經(jīng)度。經(jīng)度是一國地理指標，地理和地形對基礎設施建設具有重要影響。地理條件較好的地區(qū)，基礎設施建設周期短、成本低，通常具有較好的基礎設施水平。地理條件較差的地區(qū)，基礎設施建設周期長、成本高，往往伴隨基礎設施建設不足，基礎設施水平落后。因此，各國所處的經(jīng)度與其基礎設施質(zhì)量之間具有較強的相關(guān)性。同時，經(jīng)度對應的地理和地形狀況是在長期的地殼運動中形成的，滿足外生性條件。

（2）1985年各國通訊基礎設施投資在總投資中的比重。1985年各國通訊基礎設施投資的比率反映了過去各國基礎設施建設的狀況。由于基礎設施建設具有一定的歷史延續(xù)性，早期基礎設施建設投入較大的國家，往往擁有較好的基礎設施水平，再建和維護基礎設施的成本相對較低，從而使得當前的基礎設施質(zhì)量較高。因此，該工具變量與基礎設施質(zhì)量之間存在較強的相關(guān)性。1985年各國通訊基礎設施的投資比率與模型隨機誤差項基本不相關(guān)，滿足外生性條件。endprint

運用工具變量我們采用兩階段最小二乘法進行了回歸，回歸結(jié)果如表9所示。由第一階段的F值可知，選取的工具變量與內(nèi)生變量具有較強的相關(guān)性，過度識別檢驗結(jié)果表明，選取的工具變量是外生的?；貧w結(jié)果表明，“一帶一路”國家基礎設施質(zhì)量對中國對外直接投資的影響顯著為正，在控制其他因素不變的前提下，沿線國家基礎設施質(zhì)量每提升1%，中國對其投資增加19.784%。沿線國家基礎設施質(zhì)量的改善確實帶動中國對外直接投資的增長，這表明本文的結(jié)果是較為穩(wěn)健的。

六、結(jié)論與啟示

“一帶一路”倡議提出以來，盡管國內(nèi)各界反應熱烈，然而，關(guān)于沿線各國基礎設施的改善對中國直接投資影響的定量分析十分鮮見，本文基于2006-2014年中國在“一帶一路”沿線國家直接投資的數(shù)據(jù)，應用門檻回歸模型，以基礎設施質(zhì)量和人均收入作為門檻變量，探討在不同的門檻值下，沿線國家基礎設施質(zhì)量對中國對外直接投資的影響，本文得到如下結(jié)論。

1.“一帶一路”沿線國家基礎設施質(zhì)量的改善對中國直接投資具有顯著的促進作用，這一促進作用隨著東道國基礎設施質(zhì)量與人均收入水平的變化而變化。沿線國家基礎設施質(zhì)量對中國企業(yè)投資的影響存在基于基礎設施質(zhì)量的單門檻效應。低于門檻值的基礎設施質(zhì)量提升對中國對外直接投資增長具有正向作用，而過高的基礎設施水平對中國對外直接投資增長的作用有限。2014年，“一帶一路”沿線國家基礎設施水平跨越門檻值的有巴林、馬來西亞和新加坡三個國家，剩余31個國家基礎設施水平未跨越門檻值。

2.沿線國家基礎設施質(zhì)量對中國對外直接投資的影響存在基于人均收入的單門檻變化特征。人均收入低于門檻值時，沿線國家基礎設施質(zhì)量提升對中國直接投資具有正向影響，當人均收入高于門檻值后，沿線國家基礎設施質(zhì)量對中國直接投資的影響系數(shù)呈現(xiàn)下降的態(tài)勢。現(xiàn)階段，只有以色列和新加坡兩國的人均收入跨越了門檻值，余下32個國家人均收入尚未跨越門檻值。在采用工具變量處理內(nèi)生性問題后，沿線國家基礎設施對中國對外直接投資的正向影響依舊穩(wěn)健。

本文的政策啟示在于，要想實現(xiàn)中國對外直接投資的增長，提升“一帶一路”沿線國家的基礎設施質(zhì)量是十分必要的，但基礎設施質(zhì)量的提升并非越高越好。沿線國家基礎設施質(zhì)量達到一定水平后，繼續(xù)加大基礎設施的投入，會引起資源配置的扭曲，經(jīng)濟增長的放緩，降低對中國直接投資的吸引力。同時，在提升沿線國家基礎設施質(zhì)量時，需優(yōu)先考慮那些基礎設施較弱、人均收入較低的國家，因為這些國家基礎設施的改善會帶來中國對外直接投資的大幅增長。

值得注意的是，“一帶一路”國家基礎設施質(zhì)量的提升是促進中國對外直接投資增長必要的物質(zhì)條件。要想實現(xiàn)中國在沿線國家投資的健康發(fā)展，除了改善“一帶一路”國家基礎設施之外，還需要中國企業(yè)提升自身國際化經(jīng)營水平，提高海外經(jīng)營能力和適應能力。“一帶一路”沿線國家和地區(qū)在政治制度、經(jīng)濟政策、法律、宗教和文化上存在多樣性，政府需建設對外投資的信息服務系統(tǒng)，建立對外直接投資的風險防范措施等，以促進“一帶一路”倡議的落實。

參考文獻：

[1]白光裕，莊芮.全球價值鏈與國際投資關(guān)系研究--中國的視角[J].國際貿(mào)易，2016（6）：16-20.

[2]陳巖，馬利靈，鐘昌標.中國對非洲投資決定因素：整合資源與制度視角的經(jīng)驗分析[J].世界經(jīng)濟，2012（10）：91-112.

[3] 董艷，張大永，蔡棟梁.走進非洲--中國對非洲投資決定因素的實證研究[J].經(jīng)濟學（季刊），2011（2）：675-690.

[4] 胡翠平.中國企業(yè)順向與逆向OFDI的動因及影響因素對比分析[J].國際經(jīng)貿(mào)探索，2015（5）：86-98.

[5]李平，王春暉，于國才.基礎設施與經(jīng)濟發(fā)展的文獻綜述[J].世界經(jīng)濟，2011（5）：93-116.

[6] 裴長洪.吸引外商投資的新增長點：理論與實踐依據(jù)--最近幾年外商投資重要特征分析[J].中國工業(yè)經(jīng)濟，2009（4）：30-41.

[7]沈夢溪.“一帶一路”基礎設施建設的資金瓶頸和應對之策[J].國際貿(mào)易，2016（11）：33-37.

[8]盛丹，包群，王永進.基礎設施對中國企業(yè)出口行為的影響：“集約邊際”還是“擴展邊際”[J].世界經(jīng)濟，2011（1）：17-36.

[9]宋維佳，許宏偉.對外直接投資區(qū)位選擇影響因素研究[J].財經(jīng)問題研究，2012（10）：44-50.

[10]閻大穎.中國企業(yè)對外直接投資的區(qū)位選擇及其決定因素[J].國際貿(mào)易問題，2013（7）：128-135.

[11]周浩，鄭筱婷.交通基礎設施質(zhì)量與經(jīng)濟增長：來自中國鐵路提速的證據(jù)[J].世界經(jīng)濟，2012（1）：78-97.

[12]Asiedu E. On the Determinants of Foreign Direct Investment to Developing Countries： Is Africa Different？ [J]. World Development， 2002，30（1）： 107-119.

[13]Chan M W L， Hou K， Li X， Mountain D C. Foreign Direct Investment and Its Determinants： A Regional Panel Causality Analysis [J]. The Quarterly Review of Economics and Finance， 2014， 54（4）：579-589.

[14]Hansen B E. Sample Splitting and Threshold Estimation[J].Econometrica， 2000， 68（3）：575-603.endprint

[15] Hirsch S. An International Trade and Investment Theory of the Firm [J].Oxford Economic Papers， 1976， 28（2）：258-270.

[16]Hoang L， Huyen B. Determinant of the Factors Affecting Foreign Direct Investment （FDI） Flow to ThanhHoa Province in Vietnam[J]. Procedia-Social and Behavioral Sciences， 2015， 172（1）：26-33.

[17]Lai R K. Does Public Infrastructure Reduce Private Inventory[R].MPRA Paper， 2006， No.4756.

[18]Loree D W， Gusinger S E. Policy and Non-policy Determinants of U.S. Equity Foreign Direct Investment [J].Journal of International Business Studies， 1995，26（2）： 281-299.

[19]Mody A， Srinivisan K. Japanese and U.S. Firms as Foreign Investors： Do They March to the Same Tune？ [J]. Canadian Journal of Economics， 1998， 31（4）：778-799.

[20]Mudambi R. The MNE Investment Location Decision： Some Empirical Evidence [J]. Managerial and Decision Economics，1995， 16（3）：249-257.

[21]Quazi R. Economic Freedom and Foreign Direct Investment in East Asia[R].International Academy of Business and Public Administration Disciplines （IABPAD） meetings， 2005.

[22]Root F R， Ahmed A. Empirical Determinants of Manufacturing Direct Foreign Investment in Developing Countries [J]. Economic Development and Structural Change， 1979， 27（4）：751-767.

（責任編輯：宋沐川）endprint