■秦琳貴，儲(chǔ)怡士

一、引言與文獻(xiàn)綜述

近年來，“一帶一路”倡議逐步推進(jìn)，我國海外直接投資規(guī)模迅速擴(kuò)大。隨著我國海外直接投資的迅速增長，提高海外投資潛力、控制投資風(fēng)險(xiǎn)等問題備受政府、企業(yè)和學(xué)術(shù)界關(guān)注。其中，來自東道國的不確定因素和風(fēng)險(xiǎn)，對(duì)海外投資的影響不可忽視。已有關(guān)于海外直接投資影響因素的研究非常豐富。程惠芳等（2004）、Buckley等（2007）和Cheung等（2009）將國際貿(mào)易中的引力模型引入海外直接投資領(lǐng)域，發(fā)現(xiàn)海外直接投資與東道國市場(chǎng)規(guī)模正相關(guān)，與地理距離負(fù)相關(guān)。此后，很多學(xué)者在基準(zhǔn)對(duì)外投資引力模型的基礎(chǔ)上，逐漸加入是否簽訂貿(mào)易協(xié)定、東道國發(fā)達(dá)程度、東道國制度環(huán)境、東道國工資水平、自然資源稟賦、基礎(chǔ)設(shè)施條件等變量，分析這些變量對(duì)海外直接投資的影響。關(guān)于海外直接投資效率的研究，則主要是借鑒生產(chǎn)效率估計(jì)的方法，將隨機(jī)前沿的思想引入到引力模型中。喬晶等（2014）用實(shí)際投資相對(duì)于投資前沿水平的偏離程度來估計(jì)我國海外直接投資效率。宋林等（2017）在估計(jì)我國對(duì)外直接投資潛力和效率時(shí)，對(duì)于投資阻力的測(cè)度主要是考慮東道國投資自由度、產(chǎn)權(quán)保護(hù)、勞工自由度和雙邊投資協(xié)定。Fan等（2016）利用隨機(jī)前沿引力模型，考察了東道國的民主程度和制度建設(shè)程度對(duì)中國海外直接投資效率的影響。崔娜等（2017）在估計(jì)我國對(duì)“一帶一路”沿線國家直接投資效率時(shí)，主要考慮產(chǎn)權(quán)保障制度、腐敗控制制度、政治穩(wěn)定程度和政府效率等制度環(huán)境變量，并研究了這些變量對(duì)投資風(fēng)險(xiǎn)的影響。胡浩等（2017）則主要考慮雙邊投資協(xié)定、東道國內(nèi)部沖突、金融貿(mào)易投資自由度、政府穩(wěn)定性以及基礎(chǔ)設(shè)施情況對(duì)投資效率的影響?，F(xiàn)有關(guān)于海外直接投資效率的文獻(xiàn)研究不足之處主要體現(xiàn)在以下兩個(gè)方面：一是關(guān)于投資非效率項(xiàng)的考量并不全面，比如東道國金融發(fā)展、法律法規(guī)等相關(guān)的因素并未納入到實(shí)證模型中；二是影響投資效率的因素同時(shí)也會(huì)對(duì)投資風(fēng)險(xiǎn)產(chǎn)生影響，多數(shù)文獻(xiàn)僅考慮對(duì)投資效率的影響。

東道國良好的金融生態(tài)環(huán)境對(duì)于海外直接投資實(shí)際上是一種保障機(jī)制。金融生態(tài)包括經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)、政府治理、金融發(fā)展、制度與信用等，良好的金融生態(tài)可以有效降低企業(yè)在進(jìn)行海外直接投資時(shí)面臨的風(fēng)險(xiǎn)。Jinjarak（2007）和Dutta等（2011）的研究結(jié)果已經(jīng)證實(shí)了東道國金融發(fā)展因素、政府治理、制度環(huán)境等與金融生態(tài)相關(guān)的因素有助于吸引海外投資，然而Buckley等（2007）的研究卻發(fā)現(xiàn)中國的海外直接投資更加傾向于政治不穩(wěn)定、法律制度不完善的國家。為什么會(huì)出現(xiàn)這種情況，或者說東道國金融生態(tài)如何影響中國的海外直接投資行為，包括投資的效率及風(fēng)險(xiǎn)？為此，本文基于異質(zhì)性的隨機(jī)前沿引力模型，以中國在“一帶一路”沿線涉及的國家為樣本，估算中國對(duì)這些國家的投資效率，并研究東道國金融生態(tài)對(duì)投資效率和風(fēng)險(xiǎn)的影響。

二、模型設(shè)定

（一）我國海外直接投資效率的測(cè)度模型

引力模型是分析國際貿(mào)易和國際投資的重要模型，海外直接投資的引力模型基本形式為：

OFDIit為實(shí)際海外投資額，uit為考慮金融生態(tài)多樣性造成的投資額下降，且uit≥0。將（1）式和（2）式合并可得：

（3）式即為典型的隨機(jī)前沿模型。為了對(duì)模型進(jìn)行估計(jì)，需要對(duì)干擾項(xiàng)進(jìn)行設(shè)定。其中，vit為通常意義的隨機(jī)干擾項(xiàng)，假設(shè)其服從正態(tài)分布，即vit～N（）。uit為正，具有單邊分布的特征，此處假定其服從非負(fù)的截?cái)嘈桶胝龖B(tài)分布，即uit～N（）。關(guān)于uit的異質(zhì)性設(shè)定如下：

其中，b0和b1均為常數(shù)項(xiàng)，Zit為東道國金融生態(tài)相關(guān)的參數(shù)變量，δ和γ為對(duì)應(yīng)的參數(shù)向量。（4）式為非效率方程，（5）式為投資不確定性方程，即投資風(fēng)險(xiǎn)方程。式（3）至式（5）構(gòu)成了異質(zhì)性為隨機(jī)前沿模型，能夠同時(shí)分析金融生態(tài)對(duì)投資效率和投資風(fēng)險(xiǎn)的影響，而且允許兩個(gè)方程的金融生態(tài)變量出現(xiàn)不同的估計(jì)參數(shù)。本文用最大似然法對(duì)其進(jìn)行估計(jì)，對(duì)數(shù)似然函數(shù)為：

在此基礎(chǔ)上，可以從兩個(gè)方面分析東道國金融生態(tài)對(duì)我國海外直接投資行為的影響。一是采用似然比檢驗(yàn)進(jìn)行定性分析，檢驗(yàn)由金融生態(tài)導(dǎo)致的投資阻力uit是否顯著大于零。原假設(shè)為H0：uit=0，相應(yīng)的備選假設(shè)為H1：uit≠0，似然比統(tǒng)計(jì)量為LR=-2[L（H0）-L（H1）]。若拒絕原假設(shè)，說明東道國金融生態(tài)造成的投資阻力確實(shí)存在，使得實(shí)際投資額會(huì)低于投資前沿水平。還能用似然比檢驗(yàn)來分析模型的異質(zhì)性設(shè)定是否正確。二是構(gòu)造投資效率指數(shù)（IEIit）定量分析實(shí)際投資與最優(yōu)隨機(jī)前沿水平的偏離程度，定義如下：

顯然，由于uit＞0，IEIit必然介于0和1之間，當(dāng)uit→∞時(shí)，即由于金融生態(tài)導(dǎo)致的投資阻力非常嚴(yán)重，則投資效率最低，反之，則投資效率最高。利用最大似然估計(jì)法得到模型各個(gè)參數(shù)的估計(jì)值后，借鑒Battese等（1988）的研究可以進(jìn)一步得到投資效率的估計(jì)值：

（二）樣本與數(shù)據(jù)說明

本文的研究范圍是2005～2016年，以“一帶一路”國家為研究對(duì)象，剔除投資額較少或者投資不連續(xù)的國家，最終選擇的樣本國家或地區(qū)為35個(gè)。數(shù)據(jù)主要來自世界銀行WDI數(shù)據(jù)庫和法國CEPⅡ數(shù)據(jù)庫。模型的被解釋變量為我國海外直接投資額，本文借鑒喬晶等（2014）和宋林等（2017）的做法，采用分國別的海外直接投資存量并取對(duì)數(shù)（LnOFDI）來衡量我國海外直接投資，再以2005年的價(jià)格對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行平減。

投資前沿模型的解釋變量包括中國的經(jīng)濟(jì)規(guī)模以及東道國的GDP，都用來衡量國家內(nèi)部的市場(chǎng)規(guī)模，同樣以2005年的價(jià)格對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行平減。中國與東道國之間的地理距離（Dis），用來反映兩國之間的貿(mào)易和投資成本。東道國資源稟賦（Res），用礦物燃料、潤滑油及有關(guān)原料出口占總出口的比重來衡量；同時(shí)引入是否與我國接壤（Cbor）和是否與我國有共同語言（Clang）兩個(gè)虛擬變量來衡量地理區(qū)位及文化因素對(duì)投資的影響，隨機(jī)前沿模型如下：

本文主要考慮由于東道國金融生態(tài)因素導(dǎo)致的投資效率損失，借鑒李楊（2009）關(guān)于地區(qū)金融生態(tài)評(píng)價(jià)體系的研究，并考慮數(shù)據(jù)的可得性，主要選取金融發(fā)展、政府治理、制度與信用相關(guān)的指標(biāo)。金融發(fā)展指標(biāo)包括金融發(fā)展規(guī)模和金融效率兩方面。金融發(fā)展規(guī)模（Mc），用M2占GDP的比重表示。金融市場(chǎng)效率方面引入存貸比（Ldr）和對(duì)私人部門貸款占GDP的比重（Priv）兩個(gè)指標(biāo)。政府治理方面引入政府穩(wěn)定指數(shù)（Ps）和政府管理質(zhì)量（Rq）兩個(gè)指標(biāo)。制度與信用方面引入銀行不良貸款率（Npl）和法治指數(shù)（Rl）。

前文（4）式和（5）式的具體形式如下：

本文的數(shù)據(jù)處理和估計(jì)均采用Stata11.0完成，各變量的含義、基本統(tǒng)計(jì)量如表1所示。

表1 變量含義及描述性統(tǒng)計(jì)

三、實(shí)證結(jié)果分析

（一）異質(zhì)性隨機(jī)前沿引力模型回歸結(jié)果

本文采用極大似然法對(duì)（9）-（11）式進(jìn)行估計(jì)，結(jié)果如表2所示。模型的回歸結(jié)果包括三個(gè)方面：一是基于引力模型的海外直接投資前沿方程；二是由金融生態(tài)相關(guān)變量構(gòu)成的具有單邊分布特征的誤差項(xiàng)uit的均值方程，即投資非效率方程；三是誤差項(xiàng)uit的方差方程，即投資風(fēng)險(xiǎn)方程。表2中的模型1沒有對(duì)異質(zhì)性隨機(jī)前沿模型的參數(shù)附加任何約束，是本文討論的重點(diǎn)。模型2-模型5均是以模型1為基礎(chǔ)，對(duì)參數(shù)附加各種約束條件得到的。模型2是假定γ=0，即金融生態(tài)變量不影響海外直接投資風(fēng)險(xiǎn)；模型3是假定δ=0，金融生態(tài)變量不影響投資效率，只影響投資風(fēng)險(xiǎn)；模型4是假定wit=0，即金融生態(tài)導(dǎo)致的投資阻力在0處截尾，投資非效率方程的各個(gè)參數(shù)均不需要再估計(jì)；模型5則是不考慮金融生態(tài)影響的傳統(tǒng)投資引力模型。

首先，用似然比檢驗(yàn)來定性分析是否有必要采用隨機(jī)前沿模型，LR1的原假設(shè)是金融生態(tài)對(duì)于投資非效率和投資風(fēng)險(xiǎn)沒有影響，即沒有必要采用隨機(jī)前沿模型。采用隨機(jī)前沿估計(jì)的模型1至模型4分別針對(duì)線性模型5進(jìn)行似然比檢驗(yàn)，結(jié)果均拒絕原假設(shè)，說明隨機(jī)前沿模型優(yōu)于線性模型。其次，用似然比檢驗(yàn)來分析約束條件是否合理。LR2的原假設(shè)是模型2-模型5優(yōu)于模型1，結(jié)果均拒絕原假設(shè)，說明投資非效率和投資風(fēng)險(xiǎn)會(huì)受到金融生態(tài)相關(guān)變量的影響，本文的異質(zhì)性設(shè)定是合理的。

表2 異質(zhì)性隨機(jī)前沿模型回歸結(jié)果

從估計(jì)結(jié)果來看，無論在何種模型設(shè)定下，中國GDP和東道國GDP的回歸系數(shù)均顯著為正，雙邊的距離LnDis的回歸系數(shù)均顯著為負(fù)，這也與傳統(tǒng)的投資引力模型的結(jié)果相符，說明雙邊市場(chǎng)規(guī)模的擴(kuò)大能夠顯著提高投資吸引力，而地理距離的增加則不利于我國海外直接投資。東道國的資源稟賦Res的回歸系數(shù)顯著為正，說明我國海外直接投資具有較強(qiáng)的資源獲取動(dòng)機(jī)，東道國能源、礦產(chǎn)等自然資源越豐富對(duì)我國海外直接投資的吸引力越強(qiáng)。虛擬變量共同邊界Cbor的回歸系數(shù)顯著為正，從側(cè)面說明距離會(huì)顯著影響海外直接投資，到與我國接壤的國家投資能夠顯著降低交通成本。虛擬變量共同語言Clang的回歸系數(shù)同樣顯著為正，說明語言相通、具有類似的文化背景能夠有效降低溝通成本和信息成本等，促進(jìn)海外直接投資。

從投資非效率和風(fēng)險(xiǎn)方程上看，東道國金融發(fā)展規(guī)模Mc在投資非效率方程中的回歸系數(shù)顯著為正，說明不利于我國海外直接投資的增加，可能的原因在于用“東道國M2占GDP的比重”來反映金融發(fā)展規(guī)模，金融發(fā)展規(guī)模越高，說明東道國貨幣化程度越高，金融市場(chǎng)越發(fā)達(dá)，當(dāng)?shù)仄髽I(yè)在本國進(jìn)行投融資更加便利，在一定程度上抑制了海外投資，但是金融發(fā)展規(guī)模能夠顯著降低投資風(fēng)險(xiǎn)。金融機(jī)構(gòu)存貸比Ldr和不良貸款率Npl在投資非效率方程中的回歸系數(shù)顯著為負(fù)，有利于我國海外直接投資，但是會(huì)增加投資風(fēng)險(xiǎn)。對(duì)私人部門貸款Priv會(huì)顯著降低我國的海外直接投資，也會(huì)增加投資風(fēng)險(xiǎn)，可能的原因在于東道國對(duì)私人部門貸款的提升會(huì)在一定程度上擠出來自國外的資本和投資。東道國政府穩(wěn)定性Ps和政府管理質(zhì)量Rq都能顯著提高我國海外直接投資效率，并降低投資風(fēng)險(xiǎn)，這也與崔娜等（2017）的結(jié)果類似。東道國法制水平Rl在投資非效率方程的系數(shù)顯著為正，即不利于我國海外直接投資，而且在投資風(fēng)險(xiǎn)方程中的系數(shù)盡管不顯著，但也為正，可能的原因在于東道國法律制度越完善，對(duì)于資本的審查越嚴(yán)格，這也是投資規(guī)避監(jiān)管的理性選擇。

（二）投資效率指數(shù)分析

本文采用隨機(jī)前沿模型，計(jì)算了中國對(duì)樣本內(nèi)包含的“一帶一路”沿線國家海外直接投資效率。圖1為投資效率指數(shù)的頻數(shù)分布，投資效率指數(shù)IEI的樣本均值僅為0.421，說明受金融生態(tài)多樣性的影響，總體上我國海外直接投資效率相對(duì)較低。從投資效率指數(shù)分布可以看出，IEI呈現(xiàn)明顯的雙峰特征，第一個(gè)峰位于0.2左右，第二個(gè)峰位于0.7左右，說明不同國家的金融生態(tài)對(duì)我國海外直接投資效率的影響程度有很大區(qū)別。部分國家金融生態(tài)嚴(yán)重影響了我國對(duì)其直接投資，直接投資效率僅為20%左右，海外直接投資嚴(yán)重不足；另一部分國家金融生態(tài)對(duì)我國對(duì)其直接投資的影響相對(duì)小一些，投資效率達(dá)到70%左右。

圖1 投資效率指數(shù)（IEI）的頻數(shù)分布圖

本文根據(jù)各國所處的地理位置將樣本分為東盟、南亞、中亞、西亞和中東歐五個(gè)地區(qū)，各個(gè)地區(qū)投資效率指數(shù)變化的趨勢(shì)如圖2所示。從投資效率指數(shù)的數(shù)值來看，2016年中國對(duì)西亞和中東歐的投資效率相對(duì)較高，達(dá)到0.51左右，說明這兩個(gè)地區(qū)金融生態(tài)環(huán)境相對(duì)較好，對(duì)我國對(duì)其直接投資的影響相對(duì)較小。中亞地區(qū)和東盟地區(qū)的投資效率相對(duì)較低，分別為0.356和0.333，與西亞和中東歐的差距比較大，中國與東盟國家簽訂了自貿(mào)協(xié)定，而且近些年來對(duì)其直接投資數(shù)量非常大，但是仍然面臨的較大的投資阻力，導(dǎo)致投資效率低下。對(duì)南亞地區(qū)的投資效率最低，僅為0.28，說明我國對(duì)南亞地區(qū)的直接投資嚴(yán)重不足，存在較大的提升空間。從投資效率的變化趨勢(shì)上看，我國對(duì)西亞和中東歐的投資效率變化趨勢(shì)比較類似，在2010年之前呈下降趨勢(shì)，2011年之后則開始逐漸上升。對(duì)中亞地區(qū)的投資效率在總體上呈下降趨勢(shì)。對(duì)東盟國家的投資效率在2010年之前逐年降低，之后則穩(wěn)定在0.34左右。對(duì)南亞國家的投資效率在2012年之前總體呈下降趨勢(shì)，之后則穩(wěn)定在0.29左右。

圖2 按地區(qū)分組的投資效率指數(shù)

根據(jù)國家的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平（人均GDP），將樣本分為三個(gè)組別，即低收入、中等收入和高收入。我國對(duì)三個(gè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的地區(qū)投資效率指數(shù)及其變化趨勢(shì)如圖3所示。從圖3中可以看出，我國對(duì)高收入國家的投資效率最高，均值為0.478，說明高收入國家的金融生態(tài)環(huán)境相對(duì)較好，所帶來的投資阻力相對(duì)較??；投資效率從變化趨勢(shì)上看盡管在2011年前有所下降，但是之后迅速回升到0.5左右。我國對(duì)低收入國家直接投資效率均值為0.407，低收入國家往往面臨較差的金融生態(tài)環(huán)境，嚴(yán)重影響了我國對(duì)其進(jìn)行直接投資，而且投資效率也在整體上呈現(xiàn)下降趨勢(shì)。近三年來我國對(duì)中等收入國家的直接投資效率略高于低收入國家，但是在多數(shù)年份仍然是低于低收入國家，均值僅為0.378，說明我國對(duì)中等收入國家的直接投資同樣有巨大的提升空間。

圖3 按國家經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平分組的投資效率指數(shù)

從圖1到圖3可以看出，從整體上看，我國對(duì)“一帶一路”沿線國家的海外直接投資效率相對(duì)較低，說明投資潛力巨大，投資效率有較大的提升空間。從時(shí)間節(jié)點(diǎn)上看，我國自2013年以來對(duì)沿線國家的海外直接投資效率有了明顯的上升，這與“一帶一路”倡議的提出和深入推進(jìn)是密切相關(guān)的。“一帶一路”戰(zhàn)略構(gòu)想的提出契合沿線國家的共同需求，為沿線國家優(yōu)勢(shì)互補(bǔ)、開放發(fā)展開啟了新的機(jī)遇之窗，是國際合作的新平臺(tái)。

四、主要結(jié)論與啟示

本文通過建立異質(zhì)性隨機(jī)前沿引力模型，測(cè)算了我國對(duì)34個(gè)“一帶一路”沿線國家的海外直接投資潛力、投資效率，并定量分析了金融生態(tài)相關(guān)因素對(duì)我國海外直接投資效率和風(fēng)險(xiǎn)的影響。主要的研究結(jié)論如下：

一是東道國的資源稟賦，其與我國的雙邊市場(chǎng)規(guī)模、是否接壤、語言文化共同性等會(huì)顯著影響我國對(duì)其直接投資。二是東道國金融生態(tài)對(duì)我國海外直接投資效率有顯著影響，我國對(duì)“一帶一路”沿線國家的海外直接投資效率僅為42.1%，投資潛力還有很大的提升空間。三是東道國金融發(fā)展規(guī)模不利于我國海外直接投資效率，但是可以有效降低投資風(fēng)險(xiǎn)，而東道國金融機(jī)構(gòu)存貸比和不良貸款率的作用則恰恰相反。東道國政府穩(wěn)定性和政府管理質(zhì)量有利于提高我國對(duì)其投資效率并降低投資風(fēng)險(xiǎn)。東道國法制水平不利于我國海外直接投資，說明我國海外直接投資更青睞于法律制度相對(duì)不完善的國家和地區(qū)。四是我國海外直接投資效率存在較大的區(qū)域差異，西亞和中東歐地區(qū)相對(duì)較高，東盟、中亞和南亞地區(qū)相對(duì)較低，高收入國家的海外直接投資效率遠(yuǎn)高于中低收入國家，說明金融生態(tài)環(huán)境越好，越有利于降低投資阻力，提高投資效率。

本文的主要啟示如下：一是我國海外直接投資效率仍處于較低水平，一方面是由于我國企業(yè)海外投資處于起步階段，另一方面則是金融發(fā)展、政府治理、制度與信用等東道國金融生態(tài)相關(guān)因素的制約，而且后者的制約作用更大。二是在鼓勵(lì)企業(yè)走出去的同時(shí)，要提示投資風(fēng)險(xiǎn)，加強(qiáng)引導(dǎo)，促進(jìn)海外投資區(qū)位均衡發(fā)展。三是企業(yè)在進(jìn)行海外投資決策時(shí)，應(yīng)對(duì)當(dāng)?shù)氐耐馍掏顿Y政策、金融生態(tài)環(huán)境等進(jìn)行深入地調(diào)查研究，盡可能規(guī)避投資效率損失的風(fēng)險(xiǎn)，科學(xué)合理地進(jìn)行海外投資戰(zhàn)略布局。四是我國應(yīng)緊抓“一帶一路”戰(zhàn)略實(shí)施的契機(jī)，積極建立多邊和雙邊國際合作框架，推動(dòng)雙邊投資的便利化，進(jìn)而有效削弱投資壁壘，提高投資效率。