李 鋒,張小男

(1.河海大學(xué) 商學(xué)院,江蘇 南京 211100;2.南京大學(xué) 商學(xué)院,江蘇 南京 210093)

一、引 言

中國已經(jīng)是世界主要經(jīng)濟(jì)大國,一個經(jīng)濟(jì)大國的能源安全計劃關(guān)乎經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展。近年來我國經(jīng)濟(jì)持續(xù)穩(wěn)定增長,安全可靠的能源資源供應(yīng)渠道至關(guān)重要,以能源資源尋求為目標(biāo)的對外直接投資逐漸占據(jù)主導(dǎo)地位。目前我國石油對外依存度最高接近70%,天然氣對外依存度最高達(dá)到40%左右?？梢娪蜌馊匀皇俏覈茉窗踩暮诵?保障油氣長期持續(xù)穩(wěn)定供應(yīng),是我國能源戰(zhàn)略的核心目標(biāo)。我國與中亞國家地理相連毗鄰而居,中亞地區(qū)擁有豐富的油氣資源,輕工業(yè)發(fā)展較為落后,與我國形成優(yōu)勢互補(bǔ),存在潛在的合作空間。當(dāng)前國際石油市場動蕩不安,各用油大國競相爭奪油氣資源,成為各國能源資源安全更現(xiàn)實的隱患。隨著“一帶一路”倡議進(jìn)入全面實施階段以及“走出去”升級版的提出,豐富的油氣資源不但對中亞自身有著巨大的價值,而且對中國能源安全及地區(qū)間和平穩(wěn)定也有著舉足輕重的現(xiàn)實意義。一方面,中國通過加強(qiáng)對中亞地區(qū)資源尋求型OFDI來滿足中國能源消費巨大的需求市場;另一方面,與中亞地區(qū)能源合作可以改善我國能源進(jìn)口來源單一的問題,增加外部能源供給渠道,有利于保障我國的能源安全。因此,研究中國對中亞直接投資的動機(jī)以及各動機(jī)如何影響中國對外直接投資具有重要的現(xiàn)實意義。

二、文獻(xiàn)綜述

隨著經(jīng)濟(jì)的持續(xù)增長,中國對外直接投資的動機(jī)正成為國內(nèi)外學(xué)者密切關(guān)注的對象。動機(jī)和能力是分析OFDI行為的兩個基本角度[1],動機(jī)反映了國家對外直接投資的目的,能力反映了國家進(jìn)行對外直接投資的基礎(chǔ)和條件。本文主要研究中國對外直接投資的主要動機(jī),以下先從對外直接投資動機(jī)角度，簡要述評西方主流OFDI理論的主張[2]。

英國學(xué)者約翰·鄧寧曾對跨國投資動因進(jìn)行了系統(tǒng)調(diào)查并將OFDI動機(jī)分為四類,即自然資源尋求、市場尋求、效率尋求和戰(zhàn)略性資產(chǎn)尋求[3]。Hurst和Luke以中國國有企業(yè)對外直接投資經(jīng)驗為例,評估鄧寧國際折衷理論為發(fā)展中國家國有企業(yè)的投資提供了良好的起點,并指出中國國有企業(yè)在發(fā)達(dá)國家和發(fā)展中國家的投資動機(jī)存在明顯差異[4]。Rodriguez等對影響中國OFDI的驅(qū)動因素進(jìn)行實證研究,發(fā)現(xiàn)市場規(guī)模,自然資源和OFDI開放性都對其有顯著影響,而資產(chǎn)尋求假設(shè)未得到確認(rèn)[5]。Zhang Y等利用中國對外直接投資的75個東道國的數(shù)據(jù)集,測試了不同時期OFDI動機(jī)的相對重要性。表明隨著時間的推移,越來越多的外國市場承諾,利用全球網(wǎng)絡(luò)聯(lián)系以及尋求外部資源(自然資源和戰(zhàn)略資源)在推動中國OFDI方面變得更加重要[6]。Sutherland, Dylan使用國家一級的數(shù)據(jù)和業(yè)務(wù)組的對外直接投資數(shù)據(jù)來探索對外投資發(fā)展的動機(jī),指出對外直接投資的擴(kuò)張仍然與中國作為具有資源赤字的貿(mào)易國的擴(kuò)張密切相關(guān)[7]。Yang等認(rèn)為中國傾向于對政治風(fēng)險高的發(fā)展中國家進(jìn)行投資,并且此類國家似乎是中國OFDI獲得技術(shù)和資源的最佳目的地[8]。戰(zhàn)略性資產(chǎn)尋求型主要指母國對東道國的技術(shù)資源、管理優(yōu)勢以及產(chǎn)品品牌等戰(zhàn)略資產(chǎn)[9]。Di Minin、Alberto等通過分析歐洲中國公司設(shè)立的五個國際研發(fā)單位的案例發(fā)現(xiàn):當(dāng)我國對歐洲研發(fā)的直接投資主要由學(xué)習(xí)而不是技術(shù)創(chuàng)新驅(qū)動時,中國研發(fā)單位與發(fā)達(dá)跨國公司的常規(guī)研發(fā)國際化進(jìn)程就會存在重大差異[10]。

國內(nèi)相關(guān)學(xué)者對中國對外直接投資的動因進(jìn)行了研究,如李逢春用面板數(shù)據(jù)實證分析來自中國對外直接投資的產(chǎn)業(yè)升級效應(yīng),得出對外直接投資中的市場化程度可以正向調(diào)節(jié)節(jié)奏和不規(guī)則度給產(chǎn)業(yè)升級帶來的影響,市場化程度較高的地區(qū),對外投資的節(jié)奏和不規(guī)則度對產(chǎn)業(yè)升級的負(fù)向影響要小于市場化程度較低的地區(qū)[11]。李猛和于津平基于動態(tài)面板數(shù)據(jù)廣義矩估計分析東道國區(qū)位優(yōu)勢與中國對外直接投資,得出現(xiàn)階段中國對外直接投資主要受東道國資源稟賦和市場規(guī)模的影響,密切的貿(mào)易聯(lián)系也會顯著地促進(jìn)中國的投資,而東道國良好的制度建設(shè)卻會產(chǎn)生抑制作用[12]。王海軍和宋寶琳認(rèn)為中國對外直接投資具有明顯的市場尋求和資源尋求特點,東道國絕對和相對市場規(guī)模顯著影響中國對外直接投資,相較于發(fā)達(dá)東道國,發(fā)展中東道國自然資源更加吸引中國的對外直接投資[13]。朱燕通過實證研究得出江蘇省外商直接投資的流入有助于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化調(diào)整[14]。國內(nèi)學(xué)者對中國在中亞地區(qū)的直接投資結(jié)論不一。周經(jīng)通過對非洲36個國家投資的數(shù)據(jù)分析得出我國資源尋求型投資表現(xiàn)出經(jīng)濟(jì)風(fēng)險偏好、政治風(fēng)險偏好和文化風(fēng)險規(guī)避的特征[15]。李東陽和楊殿中實證發(fā)現(xiàn)中國對中亞五國直接投資和雙邊貿(mào)易間具有顯著的互補(bǔ)性,屬于順貿(mào)易導(dǎo)向型對外直接投資,顯示中國OFDI一定程度上具有市場需求的特點[16]。王國婷探索影響中國對中亞地區(qū)直接投資的因素,指出低成本勞動力和廣闊市場規(guī)模顯著影響中國對中亞的直接投資,中亞豐富的油氣資源是投資次要動機(jī)[17]。朱智洺、丁海燕和陳效林在C-D生產(chǎn)函數(shù)基礎(chǔ)上構(gòu)建FGLS模型實證測度中國OFDI與中亞五國經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系,得出中國OFDI對中亞五國經(jīng)濟(jì)增長的總體影響比較顯著,但對各國影響程度有差異[18]。

綜上所述,以資源需求視角考察中國對中亞的OFDI也得到了初步關(guān)注,但相對而言,以資源需求為主要研究對象的實證研究較少,多是對中國與中亞能源合作的定性分析。據(jù)此,筆者實證探析中國對中亞OFDI的動機(jī)以及各動機(jī)的影響效應(yīng)。

三、計量模型與變量說明

(一)模型設(shè)定

通常運用引力模型來研究對外直接投資問題,本文綜合采用以往學(xué)者對直接投資研究的一般模式,設(shè)定引力模型公式如下:

ln(ofdiijt)=β0+β1ln(oilpjt)+β2ln(transjt)+β3ln(gasjt)

+β4ln(tradeijt)+β5ln(gdpjt)+β6ln(gnipjt)+ξijt

模型中,ofdiijt表示i國對j國在t年的對外直接投資(以下簡稱OFDI)，oilpjt表示j國在t年的石油產(chǎn)量,transjt表示j國在t年的石油管道、鐵路和公路等的總里程數(shù),gasjt表示j國在t年的天然氣儲量，tradeijt表示i國和j國在t年的雙邊貿(mào)易額,gdpjt表示j國在t年的國民生產(chǎn)總值,gnipjt表示j國在t年的人均國民總收入。β0、β1、β2、β3、β4、β5和β6分別為各變量的彈性系數(shù),ξijt為隨機(jī)誤差項。其中,i在文中指代中國,j∈(1,5),j為整數(shù),分別代表中亞五國。時間測度t表示數(shù)據(jù)來自2006—2014年。

(二)變量選擇

資源稟賦一般用各國的石油和天然氣水平來衡量,本文在此基礎(chǔ)上加上交通基礎(chǔ)設(shè)施作為能源運輸?shù)妮o助條件。以各國石油年產(chǎn)量、天然氣年儲量作為資源水平測度的主要指標(biāo);交通基礎(chǔ)設(shè)施采用石油管道、鐵路和公路等的總里程數(shù)作為替代變量;東道國的勞動力成本以中亞五國的人均GNI作為勞動力成本的考察指標(biāo)。以往研究表明外商直接投資的流入與東道國的市場規(guī)模顯著正相關(guān),所以采用中亞五國的GDP代替市場規(guī)模。由于貿(mào)易與投資呈互補(bǔ)關(guān)系,本文引入中國與中亞五國的雙邊貿(mào)易額作為測度的指標(biāo)。

表1 引力模型變量一覽表

(三)數(shù)據(jù)說明

考慮到中國人均資源占有率遠(yuǎn)低于世界上大多數(shù)國家,并且中亞五國能源資源豐富,與中國正好在資源上形成互補(bǔ)關(guān)系。因此,基于2006—2014年對外直接投資相關(guān)數(shù)據(jù)為樣本研究中國對中亞直接投資的動機(jī)以及各動機(jī)對中國直接投資的影響將有助于中國企業(yè)科學(xué)地對中亞進(jìn)行投資。由于中國對外直接投資流量數(shù)據(jù)變化較大看不出總體趨勢,所以采用存量數(shù)據(jù)。對外直接投資存量數(shù)據(jù)來自2006—2014各年度的中國對外直接統(tǒng)計公報;石油產(chǎn)量和天然氣儲量來自BP世界能源統(tǒng)計;雙邊貿(mào)易數(shù)據(jù)來自聯(lián)合國數(shù)據(jù)庫;人均國民收入、國民生產(chǎn)總值以及交通基礎(chǔ)設(shè)施數(shù)據(jù)整理于世界銀行數(shù)據(jù)庫。

四、模型檢驗與結(jié)果分析

(一)估計模型選擇

研究面板數(shù)據(jù)方法主要有普通混合回歸模型、固定效應(yīng)模型和隨機(jī)效應(yīng)模型三種。普通混合回歸模型主要用于不同個體之間在時間序列和橫截面上不存在顯著性的差異這兩種情況。隨機(jī)擾動項與某個解釋變量之間的相關(guān)性決定著選擇固定效應(yīng)還是隨機(jī)效應(yīng)模型。如果相關(guān)則選擇運用固定效應(yīng)模型,不相關(guān)則選擇隨機(jī)效應(yīng)模型進(jìn)行回歸分析。對面板數(shù)據(jù)進(jìn)行以上三種模型估計,從而為選擇適合的估計模型做鋪墊。

表2 三種面板估計模型結(jié)果分析

注:“*”、“**、***”分別表示在10%、5%和1%的檢驗水平下顯著。

表2中Wald檢驗用來判別采用混合回歸模型還是固定效應(yīng)模型,由F值和P值的顯著性,我們選擇拒絕普通混合回歸模型而采用固定效應(yīng)模型進(jìn)行回歸分析;通常用B-P檢驗來選擇應(yīng)用普通混合回歸模型還是隨機(jī)效應(yīng)模型,由P值為0.0000我們選擇隨機(jī)效應(yīng)模型。以上兩個檢驗我們都拒絕了普通混合回歸模型,選擇固定效應(yīng)模型和隨機(jī)效應(yīng)模型做回歸分析。最后我們將進(jìn)行Hausman檢驗來最終決定面板回歸估計的模型選擇。關(guān)于Hausman檢驗的假設(shè)為:

H0:隨機(jī)擾動項和解釋變量無關(guān)(隨機(jī)效應(yīng)模型)

H1:隨機(jī)擾動項和解釋變量相關(guān)(固定效應(yīng)模型)

通過stata得到的Hausman檢驗結(jié)果如下表所示:

表3 Hausman檢驗結(jié)果

表3中檢驗結(jié)果我們顯示,Prob>chi2=0.0000,所以強(qiáng)烈拒絕原假設(shè)H0,接受假設(shè)H1，也就是隨機(jī)擾動項和解釋變量顯著相關(guān),因此應(yīng)該選擇運用固定效應(yīng)模型進(jìn)行面板回歸分析。

(二)模型回歸檢驗

本文用Stata軟件對2006—2014年的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行固定效應(yīng)回歸分析,并在回歸過程中對異方差和一階序列相關(guān)進(jìn)行修正。模型回歸后的結(jié)果如表4所示。

表4 中國對中亞五國OFDI模型估計結(jié)果

注:“***”、“**”分別表示在1%和5%的檢驗水平下顯著。

通過固定效應(yīng)回歸分析,模型的F值F(2,19)=45.96,P值(Prob>F=0.0000),說明中國對中亞五國OFDI模型整體上是非常顯著的。其中,2/3的解釋變量顯著影響中國對中亞OFDI,且系數(shù)符號與預(yù)期一致,數(shù)值較大。天然氣、交通基礎(chǔ)設(shè)施和東道國GDP在1%的檢驗水平下顯著,東道國石油產(chǎn)量在5%水平下顯著。而雙邊貿(mào)易額和人均國民收入則沒有通過顯著性檢驗,表明這兩個因素在中國對中亞OFDI中不具有顯著影響。根據(jù)回歸結(jié)果,中國對中亞五國OFDI引力模型可以表示為:

lnofdiijt=4.04lnoilpjt+1.14lngasjt+10.64lntransijt+1.63lngdpjt

(三)結(jié)果分析

中國對中亞OFDI具有明顯的資源尋求的特點。由表4可得,資源稟賦代表變量均通過了顯著性檢驗且符號與預(yù)測相一致,表明資源型變量對中國在中亞OFDI具有顯著的促進(jìn)作用。結(jié)合石油產(chǎn)量來看,中國對中亞五國OFDI與中亞五國的石油產(chǎn)量呈正相關(guān)。東道國石油產(chǎn)量每增加1個百分點,中國對該國OFDI就升高4.04個百分點,石油產(chǎn)量的增長成為中國加大在東道國直接投資的重要指標(biāo)。天然氣儲量對中國對中亞五國OFDI具有明顯的促進(jìn)作用,東道國天然氣儲量增長1%將會帶來1.14%OFDI的增加。以trans測度的東道國交通基礎(chǔ)條件對中國對中亞五國的直接投資具有顯著的正效應(yīng),系數(shù)非常顯著且跟預(yù)期相符。表明東道國交通基礎(chǔ)設(shè)施每好轉(zhuǎn)1%,中國對該國的OFDI就會提升10.64個百分點。交通基礎(chǔ)設(shè)施是中國在中亞尋求資源的有利輔助,良好的基礎(chǔ)設(shè)施可以給中國尋求中亞能源資源帶來便利和效率。中國與中亞五國在油氣管道方面的合作已經(jīng)多年,在各方的共同努力下中哈原油管道和中國—中亞天然氣管道已經(jīng)開始運營,有利于保障我國能源安全供應(yīng)、優(yōu)化能源結(jié)構(gòu)和減少碳排放。

中國對中亞OFDI在主要尋求自然資源的同時也兼有市場尋求型的特點。東道國GDP與中國對其OFDI顯著正相關(guān),符合實證對GDP的預(yù)期結(jié)果,東道國GDP的增加會促進(jìn)中國對其的對外直接投資。而中國與東道國的雙邊貿(mào)易額對OFDI并不顯著,主要是由于中國與中亞五國間的雙邊貿(mào)易額較小還不足以對OFDI產(chǎn)生顯著影響。隨著中國人口紅利的逐漸消失,中國制造業(yè)開始轉(zhuǎn)向?qū)で笕肆Τ杀镜偷膰?相比東南亞許多國家,中亞國家人力成本并不具有優(yōu)勢,這就解釋了人均國民總收入對OFDI不顯著的原因。

五、結(jié)論及政策建議

通過固定效應(yīng)模型分析中國對中亞五國對外直接投資的影響因素,結(jié)果如下:中國對中亞OFDI具有明顯的資源尋求特征,石油和天然氣均通過顯著性檢驗,對中國在中亞OFDI具有正效應(yīng),且系數(shù)較大。交通基礎(chǔ)設(shè)施完善度對中國在中亞OFDI有顯著的正影響,這與預(yù)期相符。中國—中亞油氣管道的建設(shè)和運營有利于中國推行能源進(jìn)口的多元化,保障能源安全。中亞廣闊的市場也是中國對外直接投資的目的之一。中亞地廣人稀,輕工業(yè)落后,這與中國正好形成優(yōu)勢互補(bǔ),對中國制造業(yè)來說具有潛在的機(jī)遇。

基于實證分析的結(jié)果,給出如下建議:

第一,加強(qiáng)中國與中亞能源投資經(jīng)貿(mào)合作。資源尋求型OFDI將會很長一段時間在中國對中亞直接投資動機(jī)中居于前列,這對中國能源長遠(yuǎn)安全計劃至關(guān)重要。中國與中亞國家的能源合作主要表現(xiàn)在油氣勘探開發(fā)、管道建設(shè)和核能開發(fā)等領(lǐng)域,雙方經(jīng)貿(mào)合作力度逐漸加強(qiáng)。中國企業(yè)要合理運營上游油氣勘探開發(fā)項目和油氣管道項目,掌握油氣的命脈。同時,中國企業(yè)要加強(qiáng)技術(shù)創(chuàng)新,不斷提高油氣產(chǎn)量和利用效率,滿足中國與中亞地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展所需要的能源資源。油氣管道的建設(shè)和運營在中國與中亞能源領(lǐng)域合作中具有重要的戰(zhàn)略價值和現(xiàn)實意義,中哈石油管道作為哈薩克斯坦唯一一條不經(jīng)過第三國的石油出口管道和中國第一條陸上石油進(jìn)口管道便利了中哈能源經(jīng)濟(jì)的發(fā)展,應(yīng)該得到中國的充分重視。重視中國與中亞天然氣合作,充分發(fā)揮中亞天然氣管道對于我國能源結(jié)構(gòu)調(diào)整的作用。

第二,以多元化投資方式提升投資獲益效果。一方面,中國在中亞OFDI具有市場尋求的特點,表明中國投資者也較為關(guān)注中亞的市場,這一現(xiàn)象與中國中亞資源稟賦互補(bǔ)的現(xiàn)實相符。中國企業(yè)要充分利用當(dāng)前中國與中亞友好的政治關(guān)系,發(fā)展雙方的貿(mào)易經(jīng)濟(jì),拓展各自的市場。面對中亞輕工業(yè)落后的現(xiàn)狀,中國企業(yè)要利用制造業(yè)的技術(shù)優(yōu)勢,積極尋求制造業(yè)走進(jìn)中亞的方式,幫助中亞發(fā)展輕工業(yè),實現(xiàn)中國與中亞的互利共贏。絲綢之路經(jīng)濟(jì)帶在中亞提出以及中哈霍爾果斯口岸國際邊境合作中心啟動為中哈加強(qiáng)經(jīng)貿(mào)合作、拓展雙方市場和恢復(fù)經(jīng)濟(jì)發(fā)展提供了契機(jī)。另一方面,交通基礎(chǔ)設(shè)施與中國在中亞OFDI顯著正相關(guān)。基礎(chǔ)設(shè)施越完善,投資國企業(yè)在東道國的生產(chǎn)運營則越便利,減少了不必要的成本開支。因此,中國投資者比較關(guān)注中亞交通基礎(chǔ)設(shè)施的完善程度。

第三,發(fā)揮政府在對外直接投資中的引導(dǎo)與調(diào)節(jié)作用。能源安全關(guān)系著我國經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定持續(xù)發(fā)展,政府通過發(fā)揮自身的優(yōu)勢開展與中亞國家間的能源外交有利于完善我國能源安全網(wǎng)?！敖z綢之路經(jīng)濟(jì)帶”作為中國與中亞友好關(guān)系的紐帶越來越受到兩國的重視,中國政府應(yīng)抓住這一契機(jī),引導(dǎo)中國企業(yè)積極參與中亞能源基礎(chǔ)設(shè)施投資建設(shè)中,為中國與中亞油氣資源合作奠定基礎(chǔ)。發(fā)揮上合組織在中國與中亞國家中的話語權(quán),建立整體有效的能源合作協(xié)調(diào)機(jī)制。推進(jìn)構(gòu)建中國—中亞自由貿(mào)易區(qū),簡化繁瑣的通關(guān)手續(xù)促進(jìn)與中亞各國的經(jīng)貿(mào)關(guān)系的發(fā)展,良好的經(jīng)貿(mào)往來有利于促進(jìn)中亞國家對中國的了解,消除對中國企業(yè)在中亞投資發(fā)展的顧慮,從而有助于中國與中亞能源資源優(yōu)勢互補(bǔ)。

[參考文獻(xiàn)]

[1] MAKINO,LAU YEH. Asset-exploitation versus asset-seeking[J].Journal of International Business Studies, 2002,33(3):403-421.

[2] 王鳳彬,楊陽.對外直接投資順逆向區(qū)位選擇研究評述[J].經(jīng)濟(jì)學(xué)動態(tài),2010,51(1):111-116.

[3] DUNNING, JOHN H. Toward an Eclectic Theory of International Production: Some Empirical Tests[J].Journal of International Business Studies,1980,11(1):9-31.

[4] HURST, LUKE. Comparative Analysis of the Determinants of China’s State-owned Outward Direct Investment in OECD and Non-OECD Countries[J].China & World Economy,2011,8(4):74-91.

[5] RODRIGUEZ, CARLOS, BUSTILLO, RICARDO. A Critical Revision of the Empirical Literature on Chinese Outward Investment: A New Proposal[J].Panoeconomicus, 2011,58(5):715-733.

[6] ZHANG YI, ROELFSEMA HEIN. Unravelling the complex motivations behind China’s outward FDI[J].Journal of the Asia Pacific Economy, 2014,19(1):89-100.

[7] SUTHERLAND DYLAN. Do China’s “national team” business groups undertake strategic asset seeking OFDI? [J]. Chinese Management Studies,2009,3(1):11-24.

[8] YANG CHIH-HAI, CHENG MEI-CHUN, LIN CHUN-HUNG.What Drives China’s Outward Direct Investment? [J]. Acta Oeconomica,2015,65(3):431-453.

[9] LUO Y, TUNG R L. International expansion of emerging market enterprises[J].A springboard perspective, 2007,38(4):481-498.

[10] DI MININ, ALBERTO, ZHANG JIEYIN. Chinese foreign direct investment in R&D in Europe: A new model of R&D internationalization?[J].European management journal, 2012, 30(3): 189-203.

[11] 李逢春.對外直接投資的母國產(chǎn)業(yè)升級效應(yīng)——來自中國的省級面板的實證研究[J].國際貿(mào)易問題,2012,34(6):124-134.

[12] 李猛，于津平.東道國區(qū)位優(yōu)勢與中國對外直接投資的相關(guān)性研究——基于動態(tài)面板數(shù)據(jù)廣義矩估計分析[J].世界經(jīng)濟(jì)研究,2011,30(6):63-67.

[13] 王海軍，宋寶琳.市場尋求抑或資源尋求？——來自中國OFDI的動因研究[J].財經(jīng)論叢,2013,29(4):16-21.

[14] 朱燕.外商直接投資與江蘇省三次產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整——基于1990—2011年數(shù)據(jù)的實證分析[J].東南大學(xué)學(xué)報(哲學(xué)社會科學(xué)版),2013,15(3):38-41.

[15] 周經(jīng)，趙曄，張利敏.投資風(fēng)險是否影響了中國對非洲直接投資——基于投資動機(jī)視角[J].經(jīng)濟(jì)問題，2017(11)：41-47.

[16] 李東陽，楊殿中.中國對中亞五國直接投資與雙邊貿(mào)易關(guān)系研究[J].財經(jīng)問題研究,2012,34(12):90-95.

[17] 王國婷，任榮明.論中國在中亞地區(qū)直接投資的影響因素——基于經(jīng)濟(jì)與制度視角綜合研究[J].科技管理研究,2015,35(8):180-184.

[18] 朱智洺，丁海燕，陳效林.“一帶一路”下中國OFDI對中亞五國經(jīng)濟(jì)增長的影響測度[J].河海大學(xué)學(xué)報(哲學(xué)社會科學(xué)版),2015,17(5):67-72.