方 慧 ， 宋玉潔

（山東財經(jīng)大學(xué)，山東 濟南 250014）

一、引 言

“一帶一路”倡議自2013年提出以來，得到國際社會的廣泛關(guān)注和積極響應(yīng)?！耙粠б宦贰背h在中國政府的推動和各方支持下發(fā)展順利，并取得了較好成績。近年來，中國對“一帶一路”沿線國家直接投資穩(wěn)步增長并形成一定規(guī)模。除2016年中國嚴厲打擊和遏制非理性直接投資①一般指企業(yè)在“一帶一路”沿線國家以對房地產(chǎn)、酒店、影城、娛樂業(yè)、體育俱樂部等領(lǐng)域直接投資為名進行的轉(zhuǎn)移資產(chǎn)行為。導(dǎo)致投資流量小幅下降外，2013-2017年中國對“一帶一路”沿線國家直接投資流量逐年增長，由2013年的125.3億美元增長到2017年的201.7億美元，五年內(nèi)累計投資達807.3億美元。2018年中國對“一帶一路”沿線56個國家非金融類直接投資達156.4億美元，同比增長8.9%②數(shù)據(jù)來源于2018年1-12月我國對“一帶一路”沿線國家投資合作情況，參見http：//fec.mofcom.gov.cn/article/fwydyl/tjsj/201901/20190102829089.shtml。。

中國對“一帶一路”沿線國家直接投資日益增長的同時，也出現(xiàn)了一系列風(fēng)險問題。由于“一帶一路”沿線國家復(fù)雜多變的投資環(huán)境及投資企業(yè)對風(fēng)險認識不足，中國對“一帶一路”沿線國家直接投資失敗案例時有發(fā)生。根據(jù)美國傳統(tǒng)基金會發(fā)布的中國對外投資追蹤數(shù)據(jù)統(tǒng)計，2013年10月至2018年12月，中國對“一帶一路”沿線國家投資的問題大型項目數(shù)量為66個，占中國投資“一帶一路”大型項目總數(shù)的18.9%；對“一帶一路”沿線國家投資的問題項目金額達658.2億美元，占中國投資“一帶一路”沿線國家大型項目金額的31.7%①根據(jù)美國傳統(tǒng)基金會發(fā)布的中國對外投資追蹤數(shù)據(jù)庫數(shù)據(jù)計算而得。。由此，構(gòu)建全面的指標(biāo)體系測度東道國存在的綜合及分類風(fēng)險，進而揭示中國對“一帶一路”沿線國家直接投資流向及產(chǎn)生的原因，不僅對幫助中國企業(yè)和政府部門了解投資環(huán)境、采取避險措施、行穩(wěn)致遠意義重大，而且有助于客觀認識“一帶一路”建設(shè)初期中國對其沿線國家直接投資的風(fēng)險特征，從而指導(dǎo)企業(yè)優(yōu)化其對“一帶一路”沿線國家直接投資，助力“一帶一路”倡議的高質(zhì)量發(fā)展。

現(xiàn)有的關(guān)于“一帶一路”沿線國家直接投資風(fēng)險研究，主要包括東道國風(fēng)險測度、東道國風(fēng)險與OFDI關(guān)系兩方面。東道國風(fēng)險測度方面，主要是測度方法和指標(biāo)體系的不同。當(dāng)前對“一帶一路”沿線國家風(fēng)險測度以主成分分析法和因子分析法為主（胡俊超和王丹丹，2016；周偉等，2017；王鏑和楊娟，2018），此外張碧瓊等（2018）、宋維佳和梁金躍（2018）分別采用可觀測指標(biāo)法、突變級數(shù)法測度“一帶一路”沿線國家直接投資風(fēng)險。不同學(xué)者建立的風(fēng)險評估指標(biāo)側(cè)重點不同，但總體上來說已有評估指標(biāo)體系的風(fēng)險衡量較為粗略，忽視了“一帶一路”沿線國家特有環(huán)境下的重要風(fēng)險影響因素，如蘇馨（2017）及李原和汪紅駒（2018）忽略了軍事、文化、基礎(chǔ)設(shè)施等因素；已測度的東道國風(fēng)險數(shù)據(jù)不夠全面，僅限一年或?qū)Χ嗄陻?shù)據(jù)取平均，尚未測度連續(xù)年份數(shù)據(jù)，無法觀察沿線國家風(fēng)險數(shù)據(jù)的年度變化情況。由此可見，選擇合適的方法、建立完善的風(fēng)險評估指標(biāo)體系來測度“一帶一路”沿線東道國風(fēng)險仍須繼續(xù)探索。

對東道國風(fēng)險與中國OFDI關(guān)系的研究較多，主要從不同風(fēng)險分類角度展開，通過文獻搜索，政治風(fēng)險、制度風(fēng)險②理論界對政治風(fēng)險和制度風(fēng)險并無明確界定，我們認為兩種風(fēng)險的指標(biāo)數(shù)據(jù)側(cè)重不同。與制度風(fēng)險相比，政治風(fēng)險的指標(biāo)范圍更大，除了相關(guān)制度指標(biāo)外，還包括政府效率、腐敗等指標(biāo)。和經(jīng)濟金融風(fēng)險是出現(xiàn)頻率較高的詞匯。政治風(fēng)險方面，Busse和Hefeker（2007）、韋軍亮和陳漓高（2009）、趙青和張華容（2016）、Giambona等（2017）等研究發(fā)現(xiàn)，東道國政治風(fēng)險對中國對外直接投資具有抑制效應(yīng)；而Buckley等（2007）、韓民春和江聰聰（2017）、徐世騰和陳有志（2017）、袁其剛和郜晨（2018）、王灝和孫謙（2018）等研究發(fā)現(xiàn)中國對外直接投資具有政治風(fēng)險偏好特性。制度風(fēng)險方面，部分學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)制度風(fēng)險與中國OFDI呈正相關(guān)，即中國OFDI具有制度風(fēng)險偏好特性（Kolstad和Wiig，2012；Amighini等，2013；Ramos和Ashby，2013；李曉敏和李春梅，2017；宋利芳和武睆，2018）；而池建宇和方英（2014）、Qian和Sandoval-Hernandez（2016）、陳巖和郭文博（2018）、Yang等（2018）發(fā)現(xiàn)中國OFDI的區(qū)位分布是制度風(fēng)險規(guī)避的。經(jīng)濟風(fēng)險方面，王海軍和齊蘭（2011）指出國家經(jīng)濟風(fēng)險對OFDI具有顯著負影響；而沈軍和包小玲（2013）指出中國對非洲OFDI具有顯著的金融風(fēng)險偏好特性；余官勝（2017）則從集約維度發(fā)現(xiàn)中國對外直接投資具有風(fēng)險規(guī)避特點，而從擴張增長維度發(fā)現(xiàn)中國對外直接投資呈現(xiàn)風(fēng)險偏好特性。通過文獻梳理發(fā)現(xiàn)，東道國風(fēng)險與中國OFDI關(guān)系存在二元性，造成這一問題的主要原因可能在于學(xué)者在研究東道國風(fēng)險與中國OFDI關(guān)系時，直接從宏觀數(shù)據(jù)庫（ICRG、WDI等）獲取單一或少數(shù)數(shù)據(jù)衡量風(fēng)險，忽略了風(fēng)險的多維性和復(fù)雜性而造成的模型估計偏誤。對東道國風(fēng)險與中國對“一帶一路”沿線國家OFDI關(guān)系的研究較少，與本文相近的研究有黎紹凱等（2018），用“一帶一路”沿線國家數(shù)據(jù)分析了東道國風(fēng)險、國家距離與OFDI布局選擇的關(guān)系，但是其構(gòu)建的東道國投資風(fēng)險指標(biāo)較為簡單，東道國投資風(fēng)險指數(shù)與中國OFDI呈正相關(guān)的結(jié)論也有待進一步檢驗。

針對以上問題，結(jié)合已有學(xué)者對“一帶一路”沿線國家OFDI風(fēng)險問題的理論探索和經(jīng)驗研究，本文作如下進一步拓展：一是在已有研究基礎(chǔ)上，結(jié)合“一帶一路”沿線國家的政治軍事、經(jīng)濟金融、社會文化等環(huán)境因素，建立健全風(fēng)險評估指標(biāo)體系，選擇因子分析法對“一帶一路”沿線43個國家2013-2017年綜合及分類風(fēng)險進行測度；二是利用東道國風(fēng)險測度數(shù)據(jù)初步分析中國對“一帶一路”沿線國家直接投資的風(fēng)險特征，通過匹配已發(fā)生投資與東道國風(fēng)險數(shù)據(jù)揭示中國對“一帶一路”沿線國家直接投資的風(fēng)險流向；三是利用宏觀數(shù)據(jù)進一步實證檢驗中國對“一帶一路”沿線國家直接投資的風(fēng)險流向，采用系統(tǒng)GMM動態(tài)面板方法分別檢驗東道國綜合風(fēng)險、政治軍事風(fēng)險、經(jīng)濟金融風(fēng)險、社會文化風(fēng)險與中國對“一帶一路”沿線國家直接投資的關(guān)系；四是通過實證擴展分析中國對“一帶一路”沿線國家直接投資流向中高風(fēng)險國家的原因，最后提出針對性政策建議。

二、“一帶一路”沿線國家直接投資風(fēng)險特征事實

（一）東道國風(fēng)險測度

1. 東道國風(fēng)險評估指標(biāo)構(gòu)建

“一帶一路”O(jiān)FDI東道國風(fēng)險因素是指在“一帶一路”對外投資過程中可能造成OFDI投資損失的影響因素。根據(jù)鄧寧國際生產(chǎn)折衷理論，區(qū)位優(yōu)勢解釋了企業(yè)通過國外建廠的方式開展對外直接投資而不是在國內(nèi)設(shè)計生產(chǎn)后出口或進行無形資產(chǎn)轉(zhuǎn)讓的原因，主要從東道國的政治制度、經(jīng)濟市場及要素稟賦（如自然資源、地理位置）等投資環(huán)境分析了企業(yè)進行對外直接投資的有利因素。區(qū)位優(yōu)勢是企業(yè)對外直接投資順利開展的必備條件，反之，這些有利因素的負面變化會對OFDI產(chǎn)生不利影響，造成投資損失甚至失敗。東道國的政治軍事、經(jīng)濟金融、社會文化等投資環(huán)境的不利變化都將成為“一帶一路”沿線OFDI的潛在風(fēng)險。

基于這一理論，結(jié)合“一帶一路”沿線國家的政治軍事、經(jīng)濟金融、社會文化環(huán)境特點，參考周偉等（2017）、李原和汪紅駒（2018）及中國社會科學(xué)院中國經(jīng)濟與政治研究所的《中國海外投資國家風(fēng)險評級（2017）》研究報告，從東道國的因素、中國與東道國之間的因素兩方面出發(fā)，構(gòu)建包括政治軍事風(fēng)險、經(jīng)濟金融風(fēng)險、社會文化風(fēng)險3個一級指標(biāo)、27個二級指標(biāo)的風(fēng)險評估指標(biāo)體系，詳見表1。

表 1 “一帶一路”沿線國家OFDI風(fēng)險評估指標(biāo)體系

續(xù)表 1 “一帶一路”沿線國家OFDI風(fēng)險評估指標(biāo)體系

（1）政治軍事風(fēng)險。由于“一帶一路”沿線部分國家軍事沖突不斷，東道國的軍事控制是影響投資決策的重要因素，而李原和汪紅駒（2018）等構(gòu)建的風(fēng)險評估指標(biāo)體系忽略了軍事的影響，本文將軍事控制作為重要指標(biāo)列入風(fēng)險評估體系中。周偉等（2017）采用是否存在領(lǐng)土爭端、對華限制，是否簽訂稅收協(xié)定作為中國與東道國之間的因素指標(biāo)，而ICRG政治風(fēng)險指數(shù)中提供的外部沖突指標(biāo)已經(jīng)包含領(lǐng)土爭端和對華限制兩項內(nèi)容，且中國已經(jīng)與88%的“一帶一路”國家簽訂稅收協(xié)定，是否簽訂稅收協(xié)定作為評估變量的意義不大。綜合以上兩點問題，本文參考Qian和Sandoval-Hernandez（2016）對腐敗距離的衡量，采用腐敗距離作為東道國與母國之間的因素指標(biāo)。

（2）經(jīng)濟金融風(fēng)險。參照周偉等（2017）、李原和汪紅駒（2018）的風(fēng)險評估指標(biāo)體系，采用經(jīng)濟自由指數(shù)報告中的數(shù)據(jù)衡量貿(mào)易自由和投資自由兩個指標(biāo)。此外，東道國國內(nèi)市場規(guī)模也是重要的風(fēng)險影響因素，本文增加國內(nèi)市場規(guī)模這一指標(biāo)，并采用全球競爭力報告數(shù)據(jù)進行衡量。

（3）社會文化風(fēng)險?！耙粠б宦贰毖鼐€國家具有基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)弱、文化差異大、宗教氛圍濃厚等特點，這都是影響對外直接投資的重要因素，如韓東和王述芬（2015）指出基礎(chǔ)設(shè)施與中國對外直接投資呈正相關(guān)關(guān)系，丁劍平和方琛琳（2017）指出東道國本地宗教對投資產(chǎn)生巨大影響。而已有文獻，如胡俊超和王丹丹（2016）、周偉等（2017）、李原和汪紅駒（2018）、太平和李姣（2018）等，缺少對基礎(chǔ)設(shè)施、文化距離、宗教種族、社會治安等重要指標(biāo)的衡量，本文對以上四個方面進行了補充。

2. 東道國風(fēng)險測度方法及結(jié)果

由于“一帶一路”地理跨度大，沿線國家政治、經(jīng)濟、文化復(fù)雜多樣，對外直接投資風(fēng)險涉及指標(biāo)變量多、信息量大，東道國風(fēng)險測度方法選擇需慎重。主成分分析法和因子分析法都可將原有多個變量指標(biāo)進行“降維”，用少數(shù)反映原有信息且相互獨立的主成分變量代替原有全部變量；與主成分分析相比，因子分析特有的旋轉(zhuǎn)技術(shù)使得“降維”后的變量解釋性更強，更適合多指標(biāo)風(fēng)險測度的問題研究，故本文采用因子分析法對“一帶一路”沿線東道國風(fēng)險進行測度。

由于數(shù)據(jù)限制，本文僅對“一帶一路”沿線43個國家①43個國家的具體名單詳見表2。進行測度，分別測算這些國家2013-2017年②由于世界經(jīng)濟自由指數(shù)EFW尚未公開2017年資本和人員限制、勞動力市場管制、商業(yè)管制三類指標(biāo)數(shù)據(jù)，我們在2013-2016年數(shù)據(jù)基礎(chǔ)上，采用灰色關(guān)聯(lián)度模型預(yù)測得到2017年三類指標(biāo)數(shù)據(jù)；在2013-2016年風(fēng)險測度后，又測度了2017年東道國風(fēng)險數(shù)據(jù)，為后文的實證研究增加樣本量。綜合風(fēng)險值及政治軍事、經(jīng)濟金融、社會文化分類風(fēng)險值。風(fēng)險測度采用的工具為SPSS21，首先采用點線性趨勢法補充缺失值，并對所有指標(biāo)數(shù)據(jù)進行標(biāo)準(zhǔn)化處理，確保標(biāo)準(zhǔn)化的變量通過KMO檢驗和Bartlett球度檢驗均滿足因子分析條件；然后，抽取特征值大于1的公因子，得到因子得分值，最終計算得到綜合風(fēng)險值及政治軍事、經(jīng)濟金融、社會文化三類風(fēng)險值③具體數(shù)據(jù)及詳細計算過程刊略，如感興趣可向作者索取。。限于篇幅，政治軍事、經(jīng)濟金融、社會文化三類風(fēng)險值省略，本文僅列出2013-2016年“一帶一路”沿線43個國家綜合風(fēng)險值及排名（見表2），其中綜合風(fēng)險數(shù)值越小，對應(yīng)國家的綜合風(fēng)險越高。

表 2 2013-2016年“一帶一路”沿線43個國家綜合風(fēng)險值及排名

續(xù)表 2 2013-2016年“一帶一路”沿線43個國家綜合風(fēng)險值及排名

2013-2016年“一帶一路”沿線43個國家風(fēng)險測度結(jié)果顯示，不同年份43個國家的綜合風(fēng)險值及排名出現(xiàn)一定波動，但總體形勢一致。2013-2016年以新加坡以及斯洛文尼亞、愛沙尼亞、立陶宛、匈牙利、捷克等為代表的東歐發(fā)達經(jīng)濟體綜合風(fēng)險相對較低；而巴基斯坦、孟加拉國、印度等南亞國家，也門、伊朗、埃及等西亞北非國家綜合風(fēng)險相對較高；風(fēng)險處于中等水平的是以馬來西亞、菲律賓、文萊為代表的東南亞國家，以及土耳其、沙特阿拉伯等西亞北非國家及哈薩克斯坦等中亞國家。測度得到的國家風(fēng)險排名與現(xiàn)實情況基本一致?？傮w來看，排名靠前的是新加坡、斯洛文尼亞、愛沙尼亞、立陶宛等發(fā)達經(jīng)濟體，政治方面，這些國家政局穩(wěn)定、政治民主法治、政府效率較高；經(jīng)濟方面，這些國家經(jīng)濟發(fā)展水平較高，貿(mào)易、投資自由度高；社會文化方面，這些國家社會環(huán)境穩(wěn)定、基礎(chǔ)設(shè)施完善、教育水平高、勞動市場自由度高，所以這些國家綜合風(fēng)險較低，與實際情況相符。排在最后的是巴基斯坦、也門、伊朗、埃及、孟加拉國等發(fā)展落后的國家，其中也門和孟加拉國均被列入世界上最不發(fā)達的國家行列，這些國家政局動蕩，內(nèi)戰(zhàn)頻繁，經(jīng)濟發(fā)展落后；伊朗受到美國制裁多年，經(jīng)濟發(fā)展受限。印度尼西亞和印度是風(fēng)險排名相對靠后的國家，其原因包括：印度尼西亞擁有全球最多的穆斯林人口，近年來由于伊斯蘭極端組織泛濫，國內(nèi)宗教和種族沖突嚴重；印度2013年通貨膨脹率高達11%，2016年貨幣兌換政策的突變引發(fā)社會動亂嚴重。此外，這兩個國家2013-2015年較低的高等教育注冊率，社會基礎(chǔ)設(shè)施落后等都是造成風(fēng)險排名靠后的重要原因，這兩個國家的風(fēng)險排名與周偉等（2017）的研究結(jié)果一致。

3. 東道國風(fēng)險測度結(jié)果檢驗

為了進一步檢驗采用因子分析法進行風(fēng)險測度的準(zhǔn)確性，本文采用Ward聚類分析對43個國家風(fēng)險進行分類。聚類分析是根據(jù)不同國家風(fēng)險特征，將43個國家分為不同類別，同一類別內(nèi)國家風(fēng)險具有相似等級。限于篇幅，這里僅列出2014年東道國綜合風(fēng)險值的聚類結(jié)果。在圖1聚類樹狀圖中可以看出，以聚類距離等于10為標(biāo)準(zhǔn)，可將43個國家分為三類，具體分類情況見表3。第一類為風(fēng)險較低國家，主要包括新加坡、立陶宛、捷克、斯洛伐克等；第二類為風(fēng)險適中國家，主要包括沙特阿拉伯、馬來西亞、文萊等；第三類為風(fēng)險較高國家，主要包括也門、埃及、巴基斯坦等。除了第一類中的科威特和阿塞拜疆兩個國家和第二類中的卡塔爾異常外，其他國家所屬風(fēng)險分類與2014年的綜合風(fēng)險排名一致。由此可見，采用因子分析法進行風(fēng)險測度具有較高的準(zhǔn)確性和可信度。

圖 1 2014年“一帶一路”沿線43個國家綜合風(fēng)險聚類樹狀圖

表 3 2014年“一帶一路”沿線43個國家綜合風(fēng)險分類

（二）東道國風(fēng)險與中國對“一帶一路”沿線國家直接投資的特征事實

中國對“一帶一路”沿線國家直接投資主要流入了哪些國家？這些國家的投資風(fēng)險情況如何？本文將2013-2016年中國對“一帶一路”沿線國家直接投資流量排名前20位的國家與測度得到的東道國綜合風(fēng)險數(shù)據(jù)進行匹配，具體見表4。2013年，除新加坡、卡塔爾、匈牙利外，中國對“一帶一路”沿線國家的投資主要流向印度尼西亞、俄羅斯、哈薩克斯坦、泰國等風(fēng)險排名靠后的國家；2014年，除新加坡、波蘭外，中國對“一帶一路”沿線國家的投資主要流向印度尼西亞、巴基斯坦、泰國、俄羅斯等風(fēng)險較高的國家；2015年，除新加坡、卡塔爾、匈牙利外，中國“一帶一路”沿線的投資主要流向俄羅斯、印度尼西亞、印度、土耳其、越南等風(fēng)險較高的國家；2016年，除新加坡、匈牙利外，中國“一帶一路”沿線國家的投資主要流向印度尼西亞、俄羅斯、越南等風(fēng)險較高的國家。由此可見，2013-2016年中國對“一帶一路”沿線國家直接投資主要流向了位于東南亞、西亞北非等中高風(fēng)險的國家，而中國對中東歐風(fēng)險較小國家的直接投資反而較少。

表 4 2013-2016年中國對“一帶一路”O(jiān)FDI流量排名前20的國家風(fēng)險排名 單位：萬美元

三、中國對“一帶一路”沿線國家直接投資風(fēng)險流向的實證檢驗

（一）模型設(shè)定

為了檢驗東道國風(fēng)險因素如何影響中國對“一帶一路”沿線國家直接投資，在參考Buckley等（2007）研究思路的基礎(chǔ)上，構(gòu)造如下方程：

（二）變量選擇與數(shù)據(jù)說明

1. 被解釋變量。被解釋變量OFDIct表示中國對“一帶一路”沿線國家的直接投資流量，數(shù)據(jù)來源于歷年《中國對外直接投資統(tǒng)計公報》，部分缺失的流量數(shù)據(jù)用存量數(shù)據(jù)計算補充。由于企業(yè)對外直接投資行為具有連續(xù)性，本期對外直接投資流量很可能受到上一期投資額的影響，所以本文將OFDIct滯后一期OFDIct-1作為解釋變量加入模型中。

2. 核心解釋變量。Riskct表示第t年c國家的風(fēng)險值，數(shù)據(jù)來源于前文風(fēng)險測度結(jié)果。該變量包括綜合風(fēng)險（Risk）、政治軍事風(fēng)險（poRisk）、經(jīng)濟金融風(fēng)險（ecRisk）、社會文化風(fēng)險（soRisk）四類。

3. 控制變量?？刂谱兞堪Y源水平、金融市場規(guī)模、技術(shù)水平、地理距離、是否共同官方語言五方面。資源水平（Energy），用東道國燃料、金屬和礦石出口量占商品出口量的百分比衡量，數(shù)據(jù)來源于WDI；東道國的資源水平是中國對外直接投資的重要影響因素，Cheung和Qian（2009）、蔣冠宏和蔣殿春（2012）等研究發(fā)現(xiàn)中國對外直接投資具有資源尋求傾向。金融市場規(guī)模（FDIinflow），參考Helpman等（2004）用東道國的外商直接投資衡量，數(shù)據(jù)來源于WDI；Wang和Wang（2015）指出FDI流入可作為東道國金融市場潛力的代理指標(biāo)，市場潛力越大，流入的OFDI越多。技術(shù)水平（patent），參考楊嬌輝等（2016）用東道國專利申請量（加總居民和非居民）衡量，數(shù)據(jù)來源于WDI；Buckley等（2007）研究發(fā)現(xiàn)中國對發(fā)達國家直接投資有技術(shù)等戰(zhàn)略資產(chǎn)尋求的動機，中國對“一帶一路”沿線國家直接投資是否存在技術(shù)尋求的動機有待進一步檢驗。地理距離（distcap），參考楊嬌輝等（2016）、Qian和Sandoval-Hernandez（2016）用北京到各國首都的球面距離衡量，數(shù)據(jù)來源于CEPII；較遠的地理距離會增加投資的運輸成本和交易成本，也會對投資企業(yè)的管理效率產(chǎn)生影響，從而增加投資的不確定性。是否共同官方語言（comlang），企業(yè)在有共同官方語言的國家進行投資更容易融入其社會文化環(huán)境，數(shù)據(jù)來源于CEPII，該變量為虛擬變量，1表示有共同官方語言，0則反之。

模型采用2013-2017年“一帶一路”沿線43個國家的面板數(shù)據(jù)。為了消除異方差，本模型對所有變量數(shù)據(jù)取對數(shù)，相應(yīng)的描述性統(tǒng)計見表5。為了檢驗?zāi)Ｐ褪欠翊嬖诙嘀毓簿€性，首先對解釋變量相關(guān)系數(shù)進行檢驗，結(jié)果如表6所示，解釋變量間的相關(guān)系數(shù)大部分都在50%以下，說明解釋變量間的相關(guān)性較小；采用方差膨脹因子（VIF）進一步檢驗多重共線性，結(jié)果顯示，解釋變量的平均方差因子為2.46，遠小于10，兩次檢驗的結(jié)果均表明解釋變量間的多重共線性不會影響研究結(jié)果，說明本模型設(shè)置合理。

表 5 各個變量的統(tǒng)計性描述

表 6 變量間的相關(guān)系數(shù)矩陣

（三）實證結(jié)果

影響企業(yè)對外直接投資的因素眾多，可能存在遺漏變量引起的內(nèi)生性問題。此外，本模型核心解釋變量東道國風(fēng)險Risk與OFDI存在一定程度雙向因果關(guān)系，OFDI流入東道國會增加兩國間的政治溝通、經(jīng)濟往來和文化交流，從而影響東道國風(fēng)險，如Nelson等（2016）指出FDI流入有助于降低政治風(fēng)險，促進政治穩(wěn)定性。為了克服普通面板回歸引起的估計偏誤，本文采用系統(tǒng)GMM方法①根據(jù)Blundell和Bond（2000），系統(tǒng)GMM方法能有效解決動態(tài)面板的內(nèi)生性問題，確保估計參數(shù)的有效性和一致性。在此感謝匿名審稿人對內(nèi)生性處理方法的建議。，選擇滯后變量作為相應(yīng)變量的工具變量進行回歸檢驗。實證結(jié)果中AR（2）的檢驗結(jié)果顯示擾動項之間不存在二階自相關(guān)，證明模型符合系統(tǒng)GMM方法的使用條件，模型設(shè)定有效；Sargan檢驗結(jié)果均大于10%，證明所選工具變量是有效的。

表7回歸結(jié)果顯示，核心解釋變量東道國綜合風(fēng)險在模型（1）和模型（2）中均通過1%的顯著性檢驗，表明東道國綜合風(fēng)險是影響中國對“一帶一路”沿線OFDI的重要因素，回歸系數(shù)符號為負，表明東道國綜合風(fēng)險值與中國對“一帶一路”沿線國家直接投資負相關(guān)，即中國對“一帶一路”沿線國家直接投資主要流向了高風(fēng)險的國家。這一結(jié)論與前文表4中匹配數(shù)據(jù)的結(jié)論一致。前文統(tǒng)計分析與實證檢驗結(jié)果均表明研究期內(nèi)中國對“一帶一路”沿線國家直接投資流向高風(fēng)險國家，該結(jié)論與主流傳統(tǒng)國際投資理論的風(fēng)險規(guī)避性不同，這體現(xiàn)了“一帶一路”倡議建設(shè)初期中國對其直接投資的“特殊性”。2013-2017年為“一帶一路”倡議的推動階段，中國企業(yè)“走出去”背后的政治因素占主導(dǎo)地位，政府推動、國有企業(yè)為投資主體等因素使得中國企業(yè)在“走出去”的過程中更加“包容”風(fēng)險。大量的中國對“一帶一路”投資項目是通過政府間友好往來簽訂的，如“一帶一路”高峰論壇期間中國與參加論壇的“一帶一路”沿線國家簽訂了數(shù)十項投資項目，這些投資項目大多是由政府主導(dǎo)簽訂的，投資目的地主要集中在能源豐富、基礎(chǔ)設(shè)施相對落后的高風(fēng)險國家。國有企業(yè)對外直接投資的“雙重”動機②Morck等（2008）指出中國國有企業(yè)對外直接投資不僅有利潤最大化動機，而且有“非市場動機”。使其在“一帶一路”建設(shè)初期更加“包容”風(fēng)險。一是追求經(jīng)濟利潤的動機，與其他所有制企業(yè)獲取短期利潤最大化相比，國有企業(yè)更加注重長期國民經(jīng)濟利益最大化，不會因為投資目的地的當(dāng)前高風(fēng)險問題而減少投資；二是“非市場動機”，國有企業(yè)是國家政策的執(zhí)行者，其投資行為易受政治因素的影響，“一帶一路”倡議建設(shè)階段國有企業(yè)為響應(yīng)國家政策號召在投資過程中更加“包容”風(fēng)險。因此，研究期內(nèi)中國對“一帶一路”沿線直接投資流向高風(fēng)險國家具有一定的合理性。隨著“一帶一路”倡議進入高質(zhì)量建設(shè)階段，這種情況或?qū)⒏淖?，非國有企業(yè)的大量加入使得投資主體多樣化，同時國有企業(yè)最終也將回到市場化軌道。中國企業(yè)在“走出去”的過程中會越來越理性，市場利潤是企業(yè)投資行為的最終目標(biāo)。此外，“一帶一路”沿線國家的投資風(fēng)險是動態(tài)變化的，“一帶一路”倡議將有助于優(yōu)化沿線國家或地區(qū)的投資環(huán)境，從而弱化投資風(fēng)險，如孫焱林和覃飛（2018）研究表明“一帶一路”倡議顯著降低了企業(yè)在“一帶一路”沿線國家的投資風(fēng)險。

表 7 東道國風(fēng)險與中國對“一帶一路”沿線國家直接投資

東道國政治軍事、經(jīng)濟金融、社會文化三類風(fēng)險與中國對“一帶一路”沿線國家直接投資的相關(guān)性檢驗見表7中的模型（3）、模型（4）和模型（5）?；貧w結(jié)果顯示，東道國政治軍事風(fēng)險、社會文化風(fēng)險的回歸系數(shù)分別在1%、5%的置信水平上顯著為負，而經(jīng)濟金融風(fēng)險的回歸系數(shù)不顯著，表明東道國政治軍事風(fēng)險和社會文化風(fēng)險是影響中國對“一帶一路”沿線OFDI的主要風(fēng)險因素，東道國的政治軍事風(fēng)險和社會文化風(fēng)險沒有阻礙中國對“一帶一路”沿線國家直接投資。這一結(jié)論與已有研究不謀而合，尤其是政治制度方面的研究，Palmero和Herrerad（2011）、徐世騰和陳有志（2017）、袁其剛和郜晨（2018）等指出中國OFDI具有政治風(fēng)險偏好特性。

控制變量回歸系數(shù)的顯著性和影響方向基本上與經(jīng)濟現(xiàn)實和相關(guān)研究一致。表7的模型（2）-（5）中，東道國資源水平估計系數(shù)在1%的置信水平上顯著為正，表明東道國自然資源稟賦對中國在“一帶一路”沿線OFDI具有吸引作用，即東道國自然資源越豐富，中國對“一帶一路”沿線國家直接投資流量越大，這一結(jié)論與黎紹凱等（2018）、尹美群等（2019）等研究一致。這說明中國對“一帶一路”沿線國家直接投資的目的之一是獲取東道國豐富的自然資源。東道國金融市場規(guī)模的估計系數(shù)在1%的置信水平上顯著為正，表明“一帶一路”沿線國家市場潛力越大，中國對其投資流量越大；此外，對外直接投資往往具有跟隨效應(yīng)，東道國吸引的對外直接投資越多，證明其投資環(huán)境越有利于企業(yè)生存，中國越傾向于對其進行直接投資。模型（2）中，中國與東道國地理距離的估計系數(shù)在5%置信水平上顯著為負，表明兩國地理距離越大，投資成本越高，中國對其投資越小。而分類風(fēng)險[模型（3）至模型（5）]檢驗中，地理距離的估計系數(shù)不顯著，表明地理距離不是中國對“一帶一路”國家直接投資的主要考慮因素。東道國技術(shù)水平的估計系數(shù)大部分不顯著，表明東道國技術(shù)水平對中國在“一帶一路”沿線國家對外直接投資的影響不大，這與現(xiàn)實經(jīng)濟情況相符，“一帶一路”沿線國家主要是技術(shù)發(fā)展水平不高的發(fā)展中國家，中國對其投資并不是以技術(shù)尋求為主要目的的。是否有共同官方語言的估計系數(shù)均不顯著，表明語言并不是影響中國對“一帶一路”沿線國家直接投資的重要因素。

（四）穩(wěn)健性檢驗

為檢驗?zāi)Ｐ驮O(shè)定的穩(wěn)健性，采用替換變量數(shù)據(jù)和替換估計方法兩種方式分別進行驗證。替換變量數(shù)據(jù)，在表8的模型（1）中用東道國居民專利申請數(shù)量替換原有技術(shù)水平變量數(shù)據(jù)進行檢驗；更換估計方法，模型（2）和模型（3）分別采用混合回歸、靜態(tài)面板回歸方法進行檢驗，模型（4）采用2SLS方法處理潛在的內(nèi)生性問題，將東道國風(fēng)險的滯后一期作為工具變量進行檢驗?；貧w結(jié)果表明，東道國綜合風(fēng)險的估計系數(shù)在1%或5%的置信水平上顯著為負值，與前文研究結(jié)果一致，說明模型結(jié)果是穩(wěn)健的。

表 8 穩(wěn)健性檢驗回歸結(jié)果

四、中國對“一帶一路”沿線國家直接投資流入中高風(fēng)險國家原因的實證檢驗

（一）投資動機的致因性檢驗

通過前文實證檢驗發(fā)現(xiàn)，“一帶一路”沿線國家的資源水平、金融市場規(guī)模是影響中國對外直接投資的重要因素，表明中國對“一帶一路”沿線國家直接投資的動機以資源尋求和市場尋求為主。為了進一步驗證東道國豐富的自然資源和市場潛力強化了中國對“一帶一路”沿線國家直接投資的風(fēng)險“容忍度”，本文在已有模型基礎(chǔ)上，分別加入東道國風(fēng)險（綜合風(fēng)險、政治軍事風(fēng)險、社會文化風(fēng)險①通過前文實證模型發(fā)現(xiàn)，經(jīng)濟金融風(fēng)險的系數(shù)并不顯著，說明經(jīng)濟金融風(fēng)險不是主要的風(fēng)險因素，所以這里并沒有考察經(jīng)濟金融風(fēng)險與資源水平、金融市場規(guī)模的交互項。）與資源水平、金融市場規(guī)模兩個控制變量的交互項進行驗證，構(gòu)建模型如下：

回歸結(jié)果見表9。模型（1）、模型（3）和模型（5）中，東道國綜合風(fēng)險、政治軍事風(fēng)險、社會文化風(fēng)險分別與資源水平的交互項在10%、1%、10%的置信水平上顯著為正，表明東道國豐富的自然資源強化了中國對“一帶一路”沿線高風(fēng)險國家的直接投資。究其原因主要包括兩方面：其一，資源豐富的國家恰好也是風(fēng)險較高的國家，Robinson等（2006）的研究證明了這一點，其指出由于資源開發(fā)的巨大租金，資源豐富國家的政治制度環(huán)境比較惡劣，如伊朗、巴基斯坦、俄羅斯等國家。其二，“一帶一路”沿線國家以發(fā)展中國家為主，與發(fā)達國家相比，中國與這些沿線國家的制度環(huán)境更加接近，Habib和Zurawicki（2002）指出相似的政治制度環(huán)境使得交易雙方更加了解彼此的交易規(guī)則，從而更有利于中國企業(yè)“走出去”，所以中國企業(yè)基于資源尋求的目的往往忽略東道國的高風(fēng)險。政治軍事風(fēng)險與資源水平交互項的顯著性高于與綜合風(fēng)險、社會文化風(fēng)險交互項的顯著性，說明與東道國綜合風(fēng)險、社會文化風(fēng)險相比，中國企業(yè)在資源尋求型的對外直接投資中更加“容忍”其政治軍事風(fēng)險，這一結(jié)論與Kolstad和Wiig（2012）及Amighini等（2013）②Kolstad和Wiig（2012）及Amighini等（2013）發(fā)現(xiàn)中國資源尋求型OFDI偏向制度較差的資源豐富國家。的觀點一致。模型（2）、模型（4）和模型（6）中，東道國綜合風(fēng)險、政治軍事風(fēng)險、社會文化風(fēng)險分別與金融市場規(guī)模的交叉項均在1%的置信水平上顯著為正，表明東道國的金融市場潛力強化了中國對“一帶一路”沿線OFDI的風(fēng)險偏好，即為了尋求東道國市場規(guī)模，中國對“一帶一路”沿線市場規(guī)模較大國家的投資風(fēng)險有更強的容忍度?？傮w來說，中國對“一帶一路”沿線國家直接投資以資源尋求和市場尋求為主，從而更加“包容”東道國風(fēng)險。

表 9 投資動機的致因性檢驗結(jié)果

續(xù)表 9 投資動機的致因性檢驗結(jié)果

（二）投資主體的致因性檢驗

“一帶一路”倡議提出這幾年，中國對其沿線國家直接投資以大型國有企業(yè)為主。與民營企業(yè)不同，國有企業(yè)更加注重追求長期經(jīng)濟效益，不會因東道國當(dāng)期風(fēng)險問題而減少投資；同時，國有企業(yè)是國家政策的執(zhí)行者，其“非市場動機”使得國有企業(yè)在“一帶一路”建設(shè)中更加“包容”東道國風(fēng)險。根據(jù)美國傳統(tǒng)基金會發(fā)布的中國對外投資追蹤數(shù)據(jù)庫，2013-2018年中國對“一帶一路”沿線國家問題投資金額超過10億美元的案例中，國有企業(yè)占83.3%，中國華信能源、中石油、中石化、中國交通建設(shè)等大型國有企業(yè)直接投資都流向了俄羅斯、伊朗、巴基斯坦等中高等風(fēng)險國家。國有企業(yè)的“雙重”動機使其在“一帶一路”直接投資中比非國有企業(yè)更能“容忍”東道國風(fēng)險。為了驗證以上推斷，本文將中國對“一帶一路”沿線國家直接投資流量分為國有成分（OFDIS）和非國有成分（OFDIP）兩部分，分別進行回歸檢驗。由于目前缺少中國對“一帶一路”沿線國家的國有直接投資或非國有直接投資的具體數(shù)據(jù)，本文參考歷年《中國對外直接投資統(tǒng)計公報》中的中國總體國有直接投資、非國有直接投資占比數(shù)據(jù)①2013-2017年中國對外直接投資中國有成分占總投資額比例分別為55.2%、53.6%、50.4%、54.3%、51.3%。映射到中國對“一帶一路”沿線國家直接投資中，用來衡量OFDIS和OFDIP。

回歸結(jié)果見表10，模型（1）至模型（4）國有OFDI檢驗中綜合風(fēng)險、政治軍事風(fēng)險、社會文化風(fēng)險均在1%的置信水平上顯著為負值，模型（5）至模型（8）非國有OFDI檢驗中綜合風(fēng)險、政治軍事風(fēng)險、社會文化風(fēng)險均在1%的置信水平上顯著為負值，這一結(jié)果與第三部分的檢驗結(jié)果一致。與非國有OFDI相比，國有OFDI的東道國綜合風(fēng)險、政治軍事風(fēng)險的系數(shù)絕對值要大，這在一定程度上表明國有OFDI更傾向于流入高風(fēng)險國家。國有企業(yè)大多在國家政策支撐或各種投資保險制度的保障下，其對東道國風(fēng)險的“容忍度”更強，這與蔣冠宏和蔣殿春（2012）的研究一致。由于受到微觀企業(yè)數(shù)據(jù)可得性的限制，本文僅從宏觀角度進行檢驗分析，隨著數(shù)據(jù)的不斷完善，后續(xù)將從微觀企業(yè)投資行為角度進一步研究。

表 10 投資主體致因性檢驗結(jié)果

（三）政府推動的致因性檢驗

“一帶一路”倡議以來，中國對“一帶一路”沿線國家直接投資項目大部分以政府推動為主，我們假設(shè)正是由于政府的引導(dǎo)和服務(wù)形成了中國企業(yè)在“一帶一路”沿線高風(fēng)險國家投資的基本優(yōu)勢。中國政府的引導(dǎo)和服務(wù)方式多樣，其中組織高峰論壇、實施對外援助是政府推動的兩種比較典型的方式。政府通過組織高峰論壇加強中國與“一帶一路”沿線國家的政治互信與文化交流，通過援助東道國的方式樹立良好的國家形象，兩種方式都有利于優(yōu)化中國企業(yè)對外直接投資的投資環(huán)境。為了驗證政府的推動作用，本文在已有模型的基礎(chǔ)上，從兩種不同方式對東道國進行分組：參考Yu等（2019）對東道國是否參加2017年或2019年“一帶一路”高峰論壇①數(shù)據(jù)來源于百度百科 “‘一帶一路'高峰論壇”及相關(guān)材料的搜索，參加過2017年或2019年“一帶一路”高峰論壇的國家包括阿塞拜疆、文萊、捷克、埃及、匈牙利、印度尼西亞、伊朗、哈薩克斯坦、科威特、馬來西亞、蒙古等25個國家。進行分組驗證；根據(jù)是否接受過中國援助進行分組驗證，數(shù)據(jù)來源于AidData②AidData數(shù)據(jù)僅更新到2014年，所以本文將2013年或2014年接受過中國援助的東道國分為一組，沒有接受過援助的東道國劃分在另一組。。

回歸結(jié)果見表11。對比模型（1）和模型（2）的結(jié)果發(fā)現(xiàn)，參加過“一帶一路”高峰論壇分組的綜合風(fēng)險系數(shù)在1%的水平上顯著為負，而沒有參加過論壇的綜合風(fēng)險系數(shù)正值不顯著，說明企業(yè)更能“容忍”參加過“一帶一路”高峰論壇國家的投資風(fēng)險。原因在于：論壇期間，很多投資項目是中國政府主導(dǎo)簽訂的，且中國政府與東道國政府領(lǐng)導(dǎo)人的友好往來可在一定程度降低對外投資的交易成本③閆雪凌和林建浩（2019）認為東道國領(lǐng)導(dǎo)人來訪的投資效應(yīng)達到20%-40%。，中國政府在企業(yè)“走出去”過程中起了“保駕護航”的推動作用。通過對比模型（3）與模型（4）的結(jié)果發(fā)現(xiàn)，接受過中國援助的東道國分組中，綜合風(fēng)險的系數(shù)在1%的水平上顯著為負，而沒有接受過中國援助的分組中，綜合風(fēng)險的系數(shù)正值不顯著，表明中國企業(yè)更傾向于投資那些接受過中國援助的高風(fēng)險國家。得益于中國的對外援助政策，接受過中國援助的東道國更容易認可中國的國家形象，當(dāng)?shù)鼐用窀菀捉邮苤袊髽I(yè)的投資，這有利于中國企業(yè)在這些高風(fēng)險國家進行新建投資和市場開拓。

表 11 政府推動的致因性檢驗

五、結(jié)論與政策建議

（一）結(jié)論

本文采用因子分析法對2013-2017年“一帶一路”沿線43個國家的直接投資綜合風(fēng)險及政治軍事風(fēng)險、經(jīng)濟金融風(fēng)險、社會文化風(fēng)險進行了測度，并采用Ward聚類法驗證了測度的有效性；在風(fēng)險測度的基礎(chǔ)上，通過匹配已發(fā)生投資與東道國風(fēng)險測度數(shù)據(jù)揭示了中國對“一帶一路”沿線國家直接投資的風(fēng)險特征，采用系統(tǒng)GMM動態(tài)面板模型進一步驗證了中國對“一帶一路”沿線國家直接投資的風(fēng)險流向并進行原因分析。主要結(jié)論包括：

1. 東道國風(fēng)險測度結(jié)果顯示，“一帶一路”沿線新加坡及斯洛文尼亞、愛沙尼亞等東歐發(fā)達經(jīng)濟體風(fēng)險相對較低，而巴基斯坦等南亞國家、也門等西亞北非國家風(fēng)險相對較高，風(fēng)險處于中等水平的是大部分東南亞國家、哈薩克斯坦等中亞國家。

2. 匹配東道國綜合風(fēng)險與已發(fā)生投資發(fā)現(xiàn)，2013-2017年中國對“一帶一路”沿線國家的直接投資主要流向了位于東南亞、西亞北非等中高風(fēng)險的國家，而中國對中東歐風(fēng)險較小國家的直接投資反而較少。

3. 基于系統(tǒng)GMM動態(tài)面板回歸檢驗，東道國綜合風(fēng)險與中國對“一帶一路”沿線國家直接投資呈負相關(guān)，進一步驗證了中國對“一帶一路”沿線國家直接投資流向中高風(fēng)險國家；在東道國分類風(fēng)險檢驗中發(fā)現(xiàn)，政治軍事風(fēng)險和社會文化風(fēng)險是影響中國對“一帶一路”沿線國家直接投資的重要風(fēng)險因素。

4. 通過實證擴展分析發(fā)現(xiàn)，中國對“一帶一路”沿線國家直接投資流向中高風(fēng)險國家的原因主要包括三方面：（1）中國對“一帶一路”沿線國家直接投資基于資源尋求和市場尋求的動機；（2）投資主體以國有企業(yè)為主，國有企業(yè)具有“雙重”投資動機；（3）政府推動的投資項目更能“容忍”東道國的高風(fēng)險。

綜上研究表明，中國對“一帶一路”沿線國家直接投資的主要風(fēng)險特征是投資目的地的綜合投資風(fēng)險偏高，但“一帶一路”倡議作為國家重大戰(zhàn)略，有其投資之外的綜合考慮，如“一帶一路”倡議將推動沿線國家打開國內(nèi)、國際市場，促進國家間經(jīng)貿(mào)合作的深入發(fā)展，最終促進“一帶一路”大市場的形成。

（二）政策建議

“一帶一路”倡議建設(shè)初期，中國對其直接投資具有“特殊性”，隨著“一帶一路”倡議進入高質(zhì)量發(fā)展階段，企業(yè)投資行為符合市場規(guī)律是必然趨勢。從長遠發(fā)展來看，企業(yè)在“一帶一路”投資過程中還是要注意防范風(fēng)險。綜合全文分析我們提出以下建議：

1. 企業(yè)進行對外直接投資時應(yīng)詳細考察投資目的地的政治軍事、經(jīng)濟金融、社會文化等環(huán)境情況，參考已有風(fēng)險測度數(shù)據(jù)，對比不同國家的風(fēng)險差異，謹慎選擇投資目的地。

2. 倡導(dǎo)中國對“一帶一路”沿線國家直接投資主體的多元化，積極鼓勵民營企業(yè)“走出去”。與國有企業(yè)相比，民營企業(yè)更注重投資損益，可避免由于投資主體的政治傾向性導(dǎo)致的高風(fēng)險投資。

3. 政府應(yīng)理性推動對“一帶一路”沿線國家直接投資，設(shè)計“一帶一路”投資規(guī)劃時應(yīng)結(jié)合東道國風(fēng)險狀況合理布局，注意資源、市場尋求與潛在風(fēng)險之間的權(quán)衡。

本文不僅為中國企業(yè)和政府部門高質(zhì)量“走出去”提供風(fēng)險信息，助力對外直接投資企業(yè)防范風(fēng)險，而且有助于客觀、合理認識“一帶一路”倡議建設(shè)初期中國對其投資的風(fēng)險特征，從而指導(dǎo)中國企業(yè)優(yōu)化投資，助力“一帶一路”倡議的高質(zhì)量發(fā)展。