付韶軍

【摘要】2011年中國與中東歐16國開啟了“16+1”合作的序幕，2013年“一帶一路”倡議提出以來，得到了中東歐國家的積極響應(yīng)，我國對中東歐國家的直接投資取得了長足進(jìn)步。文章基于世界銀行發(fā)布的世界發(fā)展指標(biāo)數(shù)據(jù)，研究中國對中東歐16國直接投資的影響因素。實(shí)證結(jié)果顯示雙邊關(guān)系往來對中國投資具有顯著促進(jìn)作用，中國對中東歐國家的直接投資具有明顯市場尋求特征，東道國GDP、勞動力數(shù)量和貿(mào)易依存度促進(jìn)了中國投資的發(fā)展，但東道國固定資產(chǎn)投資對來自中國的投資存在“擠出”效應(yīng)，創(chuàng)辦企業(yè)天數(shù)這個反映政府效率的負(fù)指標(biāo)阻礙了中國OFDI的進(jìn)入。為進(jìn)一步增進(jìn)中國與中東歐各國的共同福祉，促進(jìn)中國在中東歐各國投資的快速健康發(fā)展，應(yīng)加強(qiáng)與中東歐16國的多雙邊合作；不斷提升中國企業(yè)的國際競爭力；加強(qiáng)投前環(huán)境評估和投后運(yùn)營跟蹤管理，有效防范投資風(fēng)險。

【關(guān)鍵詞】“16+1”合作機(jī)制；對外直接投資；中東歐

【中圖分類號】D035；F125

*本文為北京市社會科學(xué)基金項目，“一帶一路背景下中國OFDI投向、效率及風(fēng)險防范研究”，（17ZGC017）與中央高?；究蒲袠I(yè)務(wù)費(fèi)專項資金預(yù)研項目，“PHEIC對中國跨國投資的影響及對策研究——以新冠肺炎疫情全球擴(kuò)散為例”（3162020ZYE01）的階段性成果。

一、引言

2011年召開的第一屆中國—中東歐國家經(jīng)貿(mào)論壇拉開了“16+1”合作序幕，2012年召開了首屆中國和中東歐國家領(lǐng)導(dǎo)人峰會，時任國務(wù)院總理的溫家寶同志正式提出“16+1”合作框架。之后中國與中東歐國家的合作進(jìn)入了快速發(fā)展期。2013年習(xí)近平總書記提出了“一帶一路”倡議，中東歐國家積極響應(yīng)。2015年6月，匈牙利與我國簽署“一帶一路”建設(shè)諒解備忘錄，為第一個與我國簽署“一帶一路”建設(shè)合作文件的歐洲國家。截止到2019年3月28日，“一帶一路”倡議已經(jīng)得到了150多個國家和國際組織的積極響應(yīng)和參與，其中包括20多個歐洲國家。近年來，中國與中東歐國家的經(jīng)貿(mào)合作快速發(fā)展，我國對中東歐16國的直接投資存量從2004年的0.4204億美元增長到2016年19.7675億美元，年均增長率高達(dá)37.83%，增長率遠(yuǎn)超全部對外直接投資，但2017年受世界經(jīng)濟(jì)形勢的影響，對中東歐國家的投資有所下滑。

近年來，我國對中東歐16國的直接投資采用了從綠地投資到跨國并購等多種方式，我國對中東歐16國的投資從2011年開始快速增長（見圖1），但我國對中東歐各國的投資在不同國家之間存在很大差異，2011——2016年間我國對匈牙利的投資位居中東歐16國的首位，其次是波蘭、羅馬尼亞和捷克。2017年中國對中東歐16國的直接投資主要流向了羅馬尼亞、波蘭、匈牙利、捷克和保加利亞等國。來自中國的投資使中東歐16國的資金短缺狀況得以有效緩解，促進(jìn)了中東歐各國的經(jīng)濟(jì)發(fā)展。自中國—中東歐“16+1”合作框架提出以來，我國與中東歐16國的雙邊貿(mào)易也取得了長足發(fā)展，雙邊貿(mào)易額2011年之后快速增長，其中雙邊貿(mào)易額最高的是波蘭、其次是捷克、再次是匈牙利。

二、文獻(xiàn)評述

從區(qū)位優(yōu)勢來看，中東歐16國是歐洲的“東大門”，是“一帶一路”建設(shè)的重要樞紐，也是中國產(chǎn)品進(jìn)入西歐市場的必經(jīng)之路，中東歐各國與中國經(jīng)濟(jì)的互補(bǔ)性較強(qiáng)。近年來，尤其是“16+1”合作框架以及“一帶一路”倡議提出以來，中國投資中東歐的熱情不減，取得了長足進(jìn)步，不少學(xué)者進(jìn)行了相關(guān)研究。

相對于國內(nèi)投資而言，國際投資面臨的不確定性較多，加深對投資東道國營商環(huán)境的了解是跨國投資的必修課，雙邊貿(mào)易的開展一般先行于跨國投資，但國際貿(mào)易對外商直接投資的影響如何到目前仍沒有形成定論，存在兩種截然對立的觀點(diǎn)，替代論和互補(bǔ)論。替代論認(rèn)為外商直接投資與國際貿(mào)易之間存在替代關(guān)系，Mundell， R. A. （1957）、Peter J Buckley和Mark Casson（1976）、Dunning（1980）等學(xué)者是替代論的堅定支持者；互補(bǔ)論與替代論的觀點(diǎn)相反，認(rèn)為外商直接投資與國際貿(mào)易之間是一種互補(bǔ)關(guān)系，日本學(xué)者小島清（Kiyoshi Kojima，1984）、Lipsey和Weiss（1984）、K. Head， J. Ries （2001）、Blonigen（2001）以及Makuson和Sevensson（1985）等學(xué)者從不同角度論證了外商直接投資與國際貿(mào)易的互補(bǔ)關(guān)系。因此，本文將中國與中東歐各國雙邊貿(mào)易額設(shè)為重要影響因素，考察國際貿(mào)易對中國在中東歐直接投資的影響。

中東歐具有良好的區(qū)位優(yōu)勢，是中國產(chǎn)品進(jìn)入西歐市場的重要途徑，開拓中東歐市場進(jìn)而打開西歐市場是中國企業(yè)投資的重要動機(jī)之一。關(guān)于對外投資動機(jī)，dunning（1998）認(rèn)為對外直接投資主要基于市場尋求動機(jī)、資源尋求動機(jī)、技術(shù)尋求動機(jī)和勞動尋求動機(jī)等。不少研究表明，中國對外直接投資具有較為明顯的市場尋求動機(jī)，如程惠芳和阮翔（2004）、蔣冠宏和蔣殿春（2012）和閻大穎（2013）等，但也有學(xué)者得出了相反的結(jié)論，如項本武（2009）研究發(fā)現(xiàn)東道國市場規(guī)模對中國對外直接投資具有負(fù)向影響，東道國工資水平的影響并不顯著。因此，本文選擇了各國國內(nèi)生產(chǎn)總值、貿(mào)易依存度、各國勞動力數(shù)量、失業(yè)率和固定資本形成總額等反映東道國市場規(guī)模、對外開放程度和勞動力資源變量作為自變量。

由于東道國和母國之間的信息不對稱，跨國投資面臨的風(fēng)險比國內(nèi)投資要大，加強(qiáng)與東道國的雙邊關(guān)系往往是對沖投資風(fēng)險的重要手段之一，Brewer（1993）和Buckley等（2007）經(jīng)研究發(fā)現(xiàn)，對外直接投資通常對東道國政策的變化是比較敏感的。張建紅和姜建剛等（2012）發(fā)現(xiàn)雙邊政治關(guān)系和外交關(guān)系對中國對外直接投資具有顯著促進(jìn)作用。本文通過雙邊伙伴關(guān)系的緊密程度來反映政府政策對OFDI的影響。隨著我國經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，對資源的需求越來越多，資源尋求也是重要對外直接投資動機(jī)，資源是否豐?？赡苡绊懙街袊耐顿Y，Buckley等（2007）和Aizenman等（2018）發(fā)現(xiàn)來自中國的直接投資更傾向于流向資源密集型國家。本研究中將區(qū)分資源豐裕國家和資源一般國家分別建模。

與歐美發(fā)達(dá)國家企業(yè)相比，我國企業(yè)的核心技術(shù)相對缺乏，對發(fā)達(dá)國家進(jìn)行直接投資，進(jìn)而獲取先進(jìn)技術(shù)也是我國企業(yè)的投資動機(jī)之一，而對發(fā)展中國家的投資則主要是基于市場尋求動機(jī)，對發(fā)展程度不同國家的投資存在異質(zhì)性。林德（Linder）假說提出需求導(dǎo)向是對外直接投資的重要原因，F(xiàn)ajgelbaum等（2015）和明秀南等（2019）進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)。Fajgelbaum等（2015）發(fā)現(xiàn)發(fā)達(dá)國家之間的投資存在收入趨同效應(yīng)，即更傾向于流入與母國收入類似的國家。明秀南等（2019）指出流入發(fā)達(dá)國家的發(fā)展中國家直接投資主要以技術(shù)驅(qū)動為主，而流入發(fā)展中國家的發(fā)展中國家直接投資主要以資源尋求和低勞動力成本尋求為驅(qū)動。因而本研究對發(fā)達(dá)國家和發(fā)展中國家分別進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)，以分析中國對發(fā)達(dá)國家和發(fā)展中國家直接投資的異質(zhì)性。

鑒于目前中國對外直接投資區(qū)位影響因素的研究結(jié)論尚未統(tǒng)一，并且Blonigen（2005）認(rèn)為OFDI決定因素實(shí)證研究文獻(xiàn)仍很年輕，甚至連實(shí)證假設(shè)前提都尚未達(dá)成共識。Chakrabarti（2001）發(fā)現(xiàn)大多數(shù)關(guān)于外國直接投資決定因素的研究結(jié)果缺乏穩(wěn)健性，主要是因?yàn)榧僭O(shè)不同造成統(tǒng)計上比較脆弱。我們將在以往研究基礎(chǔ)上，構(gòu)建中國對中東歐國家直接投資區(qū)位選擇影響因素模型，并在此基礎(chǔ)上提出中國對中東歐國家直接投資的政策建議。

三、實(shí)證模型構(gòu)建

（一）實(shí)證分析采用的計量模型

在以往研究的基礎(chǔ)上，以“一帶一路”沿線的中東歐16個國家作為分析對象國，構(gòu)建實(shí)證分析模型，考察中國在中東歐16國直接投資的影響因素，并在此基礎(chǔ)上提出中國在中東歐投資的相關(guān)建議。具體計量模型如下：

其中，XK為自變量，包括中國與中東歐16國貿(mào)易往來、各國GDP（GDP）、各國勞動力數(shù)量（L）、各國固定資本形成（K）等變量的對數(shù)值，失業(yè)率（SYL）、貿(mào)易依存度（DOF）、與中國伙伴關(guān)系（Relationship）、資源稟賦（ZYBF）和東道國發(fā)展程度（FDGJ）等。

（二）變量選擇

本研究所涉及的指標(biāo)來自于世界銀行世界發(fā)展指標(biāo)數(shù)據(jù)庫和中國對外直接投資統(tǒng)計公報，涉及的具體變量和相應(yīng)代碼如表1所示。由于中國對外直接投資國別數(shù)據(jù)始于2003年，但是2003年中國對中東歐16國的直接投資額均為0，因此我們選擇的時間期限為2004——2017年。為了消除異方差的影響，對中國與中東歐貿(mào)易額（ctrade）、GDP、固定資本形成（k）和各國勞動力數(shù)量（L）等變量進(jìn)行對數(shù)化處理，變量意義和處理見表1。

1.因變量選擇—中國對外直接投資存量

為探討中國在中東歐16國直接投資的主要影響因素，我們選擇中國對中東歐16國的直接投資作為因變量，但由于OFDI流量數(shù)據(jù)中不少取值為0，直接進(jìn)行對數(shù)化將會出現(xiàn)缺失值，這在模型處理時會造成更多不確定性，因此我們選擇OFDI存量數(shù)據(jù)作為因變量，數(shù)據(jù)來源于2004——2016年中國對外直接投資統(tǒng)計公報。為在一定程度上消除異方差性影響，對其進(jìn)行對數(shù)化處理?？紤]到仍有少部分取值為0，因此借鑒Bénassy-Quéré（2007）以及Lane 和Milesi-Ferretti（2008）的做法，先加1然后再取對數(shù)，即lnOFDI = ln（OFDI+1）。

2.自變量選擇

本研究主要為考察中國對中東歐16國直接投資的重要影響因素，解釋變量包括中國與中東歐貿(mào)易額、各國國內(nèi)生產(chǎn)總值、固定資本形成總額、各國勞動力數(shù)量、貿(mào)易依存度、與中國伙伴關(guān)系、創(chuàng)辦企業(yè)天數(shù)、資源稟賦、東道國發(fā)展程度和失業(yè)率等。

（1）反映中國與中東歐經(jīng)貿(mào)往來變量：中國與中東歐貿(mào)易額（ctrade），為中國對中東歐各國出口額與中國從中東歐各國進(jìn)口額的合計值。為消除價格影響，采用消費(fèi)價格指數(shù)進(jìn)行平減。并對ctrade進(jìn)行對數(shù)化處理以消除異方差性影響，得對數(shù)化變量lnctrade。根據(jù)國際貿(mào)易和國際投資理論，一般來說經(jīng)貿(mào)往來是對外直接投資的前奏，因此我們預(yù)期中國與中東歐貿(mào)易額對中國OFDI的作用為正向。

（2）反映各國市場規(guī)模大小的變量：中國對中東歐國家的投資可能是基于市場尋求動機(jī)，因此我們選擇反映市場規(guī)模大小的變量作為控制變量，我們選擇了各國GDP指標(biāo)，為消除價格影響，采用消費(fèi)價格指數(shù)進(jìn)行平減。并對GDP進(jìn)行對數(shù)化處理以消除異方差性影響，得對數(shù)化變量lnGDP。中國對中東歐國家進(jìn)行投資，市場尋求動因是我們進(jìn)行對外直接投資的重要動因之一，因此我們預(yù)期lnGDP的作用為正向。

（3）反映各國勞動力資源變量：近年來，隨著我國經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，“人口紅利”開始減弱，勞動力成本逐年攀升，中東歐國家豐富的勞動力資源對中國OFDI具有很大吸引力，并且東道國部分為發(fā)達(dá)國家，人力資源掌握著先進(jìn)技術(shù)，因此我們選擇各國勞動力數(shù)量（L）和失業(yè)率（SYL）反映各國勞動力資源狀況，對各國勞動力數(shù)量（L）進(jìn)行對數(shù)化處理得lnL，我們預(yù)期lnL的作用為正。為反映各國經(jīng)濟(jì)景氣情況，我們還選擇了失業(yè)率（SYL）指標(biāo)，失業(yè)率=總失業(yè)人數(shù)/勞動力總數(shù)，一般來說失業(yè)率越低說明該國經(jīng)濟(jì)發(fā)展情況較好，因此我們預(yù)期SYL對中國OFDI存在負(fù)向作用。

（4）反映各國對外開放程度變量：一國的對外開放程度反映該國經(jīng)濟(jì)的外向程度，一般而言開放程度越高，將越有利于外國資本的進(jìn)入，我們選擇貿(mào)易依存度（DOF）來反映該國的對外開放程度，貿(mào)易依存度（DOF）=（進(jìn)口貿(mào)易+出口貿(mào)易）/GDP，因此我們預(yù)期DOF對中國OFDI的作用為正向。

（5）反映各國資源稟賦的變量：隨著我國經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，對資源和能源的需求量不斷增長，因此對資源和能源豐富的國家進(jìn)行投資，保證穩(wěn)定的資源和能源供應(yīng)是進(jìn)行對外直接投資的重要目的之一，我們選擇資源稟賦（ZYBF）指標(biāo)來反映該國資源和能源的豐裕程度，資源稟賦=自然資源租金總額/ GDP，因此我們預(yù)期資源稟賦（ZYBF）對中國OFDI的作用為正向。

（6）反映東道國政府運(yùn)行效率的變量：東道國政府運(yùn)行效率對國外資本的進(jìn)入影響很大，我們選擇企業(yè)創(chuàng)辦天數(shù)（T）來反映東道國政府運(yùn)行效率，該指標(biāo)為負(fù)指標(biāo)，即該指標(biāo)越大，表明政府的效率越低，因此我們預(yù)期企業(yè)創(chuàng)辦天數(shù)（T）對中國OFDI存在負(fù)向效應(yīng)。

（7）其他變量：除了上述變量外，我們還選擇了固定資產(chǎn)投資（k）、與中國伙伴關(guān)系（Relationship）和東道國發(fā)展程度（fdgj）等指標(biāo)，分別反映東道國資本是否短缺、和中國關(guān)系密切程度以及東道國是否是發(fā)達(dá)國家等方面的情況。我們預(yù)期固定資產(chǎn)投資（k）的效應(yīng)為正、與中國伙伴關(guān)系（Relationship）的效應(yīng)為正以及東道國發(fā)展程度（fdgj）的效應(yīng)為正。

為分析各變量的基本特征，對上述變量進(jìn)行描述性分析，利用Stata15.1軟件計算描述統(tǒng)計分析（詳見表2）?？梢钥闯觯袊鴮χ袞|歐16國投資存量中一部分取值為0，各國之間存在很大差異。GDP、K、L、CTRADE等變量在不同國家之間均存在較大差異。與中國伙伴關(guān)系的取值按照兩國關(guān)系不同，取值范圍從1～7。貿(mào)易依存度在不同國家之間存在很大差異，貿(mào)易依存度最低值僅為39.84，而最高值卻高達(dá)170.51。資源稟賦在不同國家之間的差異也很明顯，最小值僅為0.19，而最高值卻高達(dá)8.05。創(chuàng)辦企業(yè)天數(shù)在不同國家之間也存在明顯差異，其中最小值僅為3.5天，而最大值卻高達(dá)109天，說明不同國家之間的政府效率有很大不同。

四、實(shí)證分析結(jié)果

（一）模型篩選與檢驗(yàn)

常見面板數(shù)據(jù)模型包括混合模型、固定效應(yīng)模型和隨機(jī)效應(yīng)模型，混合回歸模型假設(shè)解釋變量對被解釋變量的影響與個體和時間均無關(guān)，在實(shí)際問題中很難滿足，該模型應(yīng)用很少。固定效應(yīng)模型的斜率系數(shù)相同，而截距存在一定差異，這種模型只考慮了確定性信息的效應(yīng)，對隨機(jī)信息的效應(yīng)考慮不足。隨機(jī)效應(yīng)模型將混合回歸模型的隨機(jī)誤差項分解為個體分量ui、時間分量vt和混合分量wit。我們采用Hausman檢驗(yàn)來區(qū)分應(yīng)該采用固定效應(yīng)模型還是隨機(jī)效應(yīng)模型，Hausman檢驗(yàn)原假設(shè)為應(yīng)該采用隨機(jī)效應(yīng)模型。利用stata15.1來計算Hausman的統(tǒng)計量并進(jìn)行檢驗(yàn)（見表3）。我們發(fā)現(xiàn)，五個模型的Hausman檢驗(yàn)的卡方統(tǒng)計量的取值都比較大，其相應(yīng)的P值均小于0.001，說明在α=0.001的顯著性水平下拒絕了應(yīng)該采用隨機(jī)效應(yīng)模型的原假設(shè)，因此我們應(yīng)該選擇固定效應(yīng)模型來進(jìn)行實(shí)證分析。

（二）模型估計結(jié)果

由上面的模型篩選與檢驗(yàn)可知，我們應(yīng)該建立固定效應(yīng)模型來進(jìn)行實(shí)證分析。首先，我們構(gòu)建了中東歐16國模型，分析中國對中東歐國家直接投資的影響因素。其次，根據(jù)國際投資理論，對不同發(fā)展類型國家的投資動機(jī)存在差異，因此我們在全部國家模型的基礎(chǔ)上，根據(jù)發(fā)展程度不同將樣本國家分為發(fā)展中國家和發(fā)達(dá)國家，構(gòu)建發(fā)展中國家模型和發(fā)達(dá)國家模型。最后，資源尋求是我國對外直接投資的重要動機(jī)之一，資源豐裕程度可能會對中國OFDI產(chǎn)生不同影響，根據(jù)資源豐裕程度進(jìn)行區(qū)分，分別構(gòu)建資源相對豐裕國家模型和資源相對一般國家模型。利用Stata 15.1進(jìn)行模型估計，見表4所示結(jié)果。

（三）模型結(jié)果分析

1.中東歐16國模型

為分析中國在中東歐16國直接投資的主要影響因素，首先構(gòu)建了中東歐16國模型，由表4可以看出，中國與中東歐國家的貿(mào)易往來對中國OFDI具有顯著促進(jìn)作用，這得益于雙邊貿(mào)易往來加深了對相關(guān)國家的了解，從而推動了中國對中東歐投資的發(fā)展，與我們的預(yù)期相符。另外，東道國GDP、貿(mào)易依存度（DOF）、伙伴關(guān)系（Relationship）、勞動力數(shù)量（L）、資源稟賦（ZYBF）、是否發(fā)達(dá)國家（FDGJ）對中國OFDI具有正向效應(yīng)，符合我們的預(yù)期，但東道國固定資本形成（K）對中國OFDI存在負(fù)向效應(yīng)，筆者以為這主要是因?yàn)闁|道國固定資產(chǎn)投資對來自中國的直接投資存在“擠出效應(yīng)”，這對基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)投資的影響尤為明顯，從中國對中東歐投資實(shí)踐來看也確實(shí)如此，中國資本自歐債危機(jī)后開始快速進(jìn)入中東歐國家。

2.按發(fā)展程度分類分析結(jié)果

根據(jù)國際投資理論，對外直接投資動機(jī)主要包括市場尋求動機(jī)、資源尋求動機(jī)、技術(shù)尋求動機(jī)、勞動力尋求動機(jī)等（Dunning，1998），其中對發(fā)達(dá)國家的投資可能主要基于技術(shù)需求動機(jī)和市場尋求動機(jī)，而針對發(fā)展中國家的投資可能主要基于市場尋求動機(jī)、資源尋求動機(jī)和勞動力尋求動機(jī)等。因此對東道國發(fā)展程度進(jìn)行分類研究，將其區(qū)分為發(fā)達(dá)國家和發(fā)展中國家分別建模分析，采用IMF劃分標(biāo)準(zhǔn)，其中發(fā)達(dá)國家包括愛沙尼亞、捷克、斯洛伐克、斯洛文尼亞等4個國家，發(fā)展中國家包括阿爾巴尼亞、保加利亞和立陶宛等12個國家。具體模型估計結(jié)果見表4。

（1）發(fā)達(dá)國家模型分析

如前所述，根據(jù)IMF劃分標(biāo)準(zhǔn)，16國中包括4個發(fā)達(dá)國家，其市場和先進(jìn)技術(shù)可能是中國投資的重要動因。由表4可以看出，在α=0.01顯著性水平下，中國與中東歐發(fā)達(dá)國家的貿(mào)易往來也對中國OFDI具有顯著促進(jìn)作用，與我們的預(yù)期相符，其原因與16國模型類似。與此同時，東道國GDP和勞動力數(shù)量（L）對中國OFDI具有正向效應(yīng)，符合我們的預(yù)期，說明中東歐16國的發(fā)達(dá)國家市場也是中國投資的重要動因之一，并且其優(yōu)異的勞動力資源也具有重要吸引力，但東道國的固定資產(chǎn)投資對中國OFDI存在負(fù)向效應(yīng)，其原因與16國模型類似。

（2）發(fā)展中國家模型分析

根據(jù)IMF劃分標(biāo)準(zhǔn)，16國中包括12個發(fā)展中國家，構(gòu)建固定效應(yīng)模型得表4第3列結(jié)果，在α=0.01顯著性水平下，中國與中東歐發(fā)展中國家的貿(mào)易往來對中國OFDI存在互補(bǔ)效應(yīng)，符合我們的預(yù)期，其原因與16國模型類似。同時，貿(mào)易依存度（DOF）、與中國伙伴關(guān)系（Relationship）、資源稟賦（ZYBF）對中國OFDI存在正向效應(yīng)，符合我們的預(yù)期，說明中東歐發(fā)展中國家的豐富資源也是中國投資的重要動機(jī)，并且近年來中國與中東歐良好雙邊關(guān)系的發(fā)展也對中國投資起到了有效推動作用，但東道國的政府效率制約了來自中國的投資，創(chuàng)辦企業(yè)天數(shù)（T）對中國OFDI存在負(fù)向效應(yīng)，與我們的預(yù)期相符。

2.按資源豐裕程度分類分析結(jié)果

隨著中國經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展，我國對資源的需求也越來越多，資源尋求逐漸成為中國對外直接投資的重要動因之一（Salidjanova， 2011），我國對資源豐裕國家的投資快速增長便是由這種動因驅(qū)動所致，為此我們采用世界銀行世界發(fā)展指標(biāo)中的自然資源租金總額占GDP的百分比指標(biāo)來進(jìn)行區(qū)分為資源相對豐裕國家和資源相對一般國家，其中資源相對豐裕國家包括阿爾巴尼亞、保加利亞、波黑、羅馬尼亞、馬其頓和塞爾維亞等6個國家；資源相對一般國家包括愛沙尼亞、波蘭、黑山、捷克、克羅地亞、拉脫維亞、立陶宛、斯洛伐克、斯洛文尼亞和匈牙利等10國。具體模型估計結(jié)果見表4的第4列、第5列。

（1）資源相對豐裕國家模型分析

由表4的第4列可以發(fā)現(xiàn)，中國與中東歐資源相對豐裕國家的經(jīng)貿(mào)往來促進(jìn)了中國OFDI發(fā)展，符合我們的預(yù)期，其原因與16國模型類似。同時，貿(mào)易依存度（DOF）和與中國伙伴關(guān)系（Relationship）對中國OFDI存在正向效應(yīng)，符合我們的預(yù)期，說明中國投資更傾向于那些與中國保持較好雙邊關(guān)系的開放程度高、資源相對豐裕的國家，而東道國固定資產(chǎn)投資（K）和創(chuàng)辦企業(yè)天數(shù)（T）阻礙了中國OFDI進(jìn)入，其中東道國固定資產(chǎn)投資（K）對中國OFDI產(chǎn)生負(fù)向效應(yīng)的原因大致與16國模型類似，即國內(nèi)建設(shè)資金越缺乏的東道國越歡迎來自中國的投資，創(chuàng)辦企業(yè)天數(shù)（T）對中國OFDI產(chǎn)生負(fù)向效應(yīng)，主要是由于東道國政府效率將直接關(guān)系到外國直接投資的進(jìn)入。

（2）資源相對一般國家模型分析

由表4的第5列可以看出，中國與中東歐資源相對一般國家的經(jīng)貿(mào)往來促進(jìn)了中國OFDI發(fā)展，符合我們的預(yù)期，其原因與16國模型類似。同時東道國GDP、貿(mào)易依存度（DOF）和勞動力數(shù)量（L）對中國OFDI存在正向效應(yīng)，符合我們的預(yù)期，說明中國投資更傾向于那些市場規(guī)模較大、開放程度高和勞動力資源豐富的國家，而東道國固定資產(chǎn)投資（K）和創(chuàng)辦企業(yè)天數(shù)（T）阻礙了中國OFDI進(jìn)入，其原因與資源相對豐裕國家的模型類似。

（四）模型穩(wěn)健性分析

我們在建立面板數(shù)據(jù)模型的過程中，直接將中國與中東歐國家貿(mào)易等因素納入到了模型當(dāng)中，這可能會存在內(nèi)生性問題，而內(nèi)生性的存在可能會使得OLS估計量不一致，即OLS估計量不會收斂至真實(shí)的參數(shù)值，因此我們需要對內(nèi)生性進(jìn)行處理。工具變量法是經(jīng)常采用方式，考慮到模型中變量的具體情況，我們分別采用東道國GDP和貿(mào)易依存度的滯后一期作為工具變量進(jìn)行估計，得表5所示結(jié)果。從工具變量估計結(jié)果來看，經(jīng)檢驗(yàn)后與之前模型相比，各模型的系數(shù)沒有明顯變化，表明中國與中東歐貿(mào)易指標(biāo)的內(nèi)生性問題影響不明顯，因而我們采用固定效應(yīng)模型進(jìn)行估計還是比較穩(wěn)健的。

五、結(jié)論與政策啟示

（一）研究結(jié)論

通過前面分析發(fā)現(xiàn)，近年來我國對中東歐國家的直接投資取得了長足進(jìn)步，各國之間存在較大差異，從中國對外直接投資的影響因素來看，存在以下幾個特點(diǎn)：

1.中國與東道國關(guān)系往來對中國投資具有顯著促進(jìn)作用

由表4可以看出，中國與中東歐各國的雙邊貿(mào)易和雙邊關(guān)系對中國OFDI存在顯著促進(jìn)作用，其中雙邊貿(mào)易在所建立的五個模型中全部顯著，說明中國與中東歐各國貿(mào)易對中國OFDI存在互補(bǔ)效應(yīng)；中東歐各國與中國伙伴關(guān)系在16國模型、發(fā)展中國家模型和資源豐裕國家模型中對中國OFDI具有顯著促進(jìn)作用，說明“16+1”合作機(jī)制及中東歐國家積極響應(yīng)“一帶一路”倡議有利于中國在中東歐的直接投資。

2.中國對中東歐國家投資具有顯著的市場尋求效應(yīng)

中東歐國家背靠西歐大市場，具有獨(dú)特的區(qū)位優(yōu)勢，中國對中東歐國家投資的主要目的之一便是開拓中東歐國家市場，進(jìn)而為打開西歐市場積累經(jīng)驗(yàn)，由表4可以看出，東道國GDP、勞動力數(shù)量和貿(mào)易依存度促進(jìn)了中國對中東歐國家投資發(fā)展，其中，東道國GDP在除發(fā)展中國家模型外的四個模型顯著，東道國勞動力在16國模型、發(fā)達(dá)國家模型和資源一般國家模型等三個模型中顯著，貿(mào)易依存度在除發(fā)達(dá)國家模型外的四個模型中顯著，說明來自中國的投資比較看重東道國經(jīng)濟(jì)發(fā)展情況和對外開放程度。

3.東道國固定資產(chǎn)投資和創(chuàng)辦企業(yè)天數(shù)阻礙了中國OFDI的進(jìn)入

2008年全球金融危機(jī)之后，歐債危機(jī)開始暴發(fā)，中東歐各國經(jīng)濟(jì)發(fā)展面臨嚴(yán)重困難，再加上歐盟對中東歐各國救助不力，中東歐各國開始加強(qiáng)與中國的合作，中國資本開始快速進(jìn)入中東歐各國。由表4可以看出，東道國固定資產(chǎn)投資對中國投資產(chǎn)生了“擠出效應(yīng)”，這主要是因?yàn)橹袊顿Y的一大部分是對基礎(chǔ)設(shè)施的投資，政府效率對外商投資的進(jìn)入具有重要影響，創(chuàng)辦企業(yè)天數(shù)越長將越不利于中國資本（尤其是綠地投資）的進(jìn)入。

（二）政策啟示

為進(jìn)一步增進(jìn)中國與中東歐各國的共同福祉，促進(jìn)中國在中東歐各國投資的快速健康發(fā)展，我們應(yīng)該采取以下措施：

1.加強(qiáng)與中東歐16國的多雙邊合作

自2011年“16+1”合作框架確立以來，我國與中東歐國家雙邊經(jīng)貿(mào)合作取得了長足進(jìn)步，對中東歐各國的投資也進(jìn)展順利，2013年“一帶一路”倡議提出以來，中國與中東歐各國關(guān)系進(jìn)一步發(fā)展，與多國簽訂了“一帶一路”建設(shè)諒解備忘錄，由前面的實(shí)證分析可知，中國與東道國關(guān)系往來對中國投資具有顯著促進(jìn)作用。因此我們應(yīng)該在“16+1”合作框架和“一帶一路”倡議下加強(qiáng)與中東歐16國的多雙邊合作。首先，不斷提升與中東歐16國的關(guān)系密切程度，發(fā)揮首腦外交對雙邊關(guān)系的推動作用；其次，加強(qiáng)與中東歐16國的FTA談判和BIT談判，與中東歐國家在合作機(jī)制基礎(chǔ)上進(jìn)行合作，更能保持合作的穩(wěn)定性，降低不確定性帶來的風(fēng)險；最后，在亞投行、絲路基金、上海合作組織等多邊機(jī)制中加強(qiáng)與中東歐16國的協(xié)作與配合。

2.不斷提升中國企業(yè)的國際競爭力

中國企業(yè)走出國門進(jìn)行跨國投資，面臨激烈的國際競爭，競爭力是克敵制勝的關(guān)鍵，因此我們需要不斷提升我國企業(yè)的國際競爭力。首先，中國企業(yè)要不斷提升技術(shù)水平，中國企業(yè)投資中東歐的目的之一是籍此進(jìn)入并開拓西歐市場，因此我國企業(yè)需要不斷提升技術(shù)水平，提高所生產(chǎn)商品的增加值；其次，中國企業(yè)需要不斷提升現(xiàn)代企業(yè)管理水平，除了產(chǎn)品質(zhì)量要過硬之外，管理水平的高低也對企業(yè)的國際競爭力至關(guān)重要，因此我們應(yīng)該引進(jìn)并發(fā)展適合自身的現(xiàn)代企業(yè)管理制度；最后，中國企業(yè)需要用發(fā)展的眼光看待與世界接軌，中國企業(yè)要走向世界，需要不斷與世界接軌，但不能通盤接受西方的一切，認(rèn)為西方月亮比東方圓的觀點(diǎn)是不可取的，我們應(yīng)該用發(fā)展的眼光來看待這個問題，取其精華去其糟粕。

3.加強(qiáng)投前環(huán)境評估和投后運(yùn)營跟蹤管理，有效防范投資風(fēng)險

相對于國內(nèi)投資而言，跨國投資面臨較大的投資風(fēng)險，為有效防范跨國投資風(fēng)險，我們應(yīng)該加強(qiáng)投前環(huán)境評估，因?yàn)橹挥屑訌?qiáng)了對東道國營商環(huán)境的評估，與東道國相關(guān)企業(yè)展開合作，并且需要深入了解東道國法律法規(guī)，進(jìn)而選擇收益合適、風(fēng)險較小的投資項目。除此之外，還需要加強(qiáng)投后運(yùn)營跟蹤管理，一個項目投資成功與否，除了選擇合適的投資項目之外，投后運(yùn)營跟蹤管理是否順利也至關(guān)重要，因此我們需要加強(qiáng)對所投項目的投后運(yùn)營跟蹤管理，如果出現(xiàn)偏差需要及時修正，如果錯誤不可彌補(bǔ)（如出現(xiàn)突發(fā)事件），及時止損也是必須采取的措施，如前幾年的美英轟炸利比亞，我國及時撤出了僑民，從而避免了重大的人身傷亡。

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