馬曉燕,薛 儉

(1.陜西科技大學 經(jīng)濟與管理學院,陜西 西安 710021;2.西安思源學院 高等教育營銷研究中心,陜西 西安 710038)

一、引言

受新冠肺炎疫情的影響,2020年世界經(jīng)濟出現(xiàn)深度衰退,全球GDP大幅負增長、失業(yè)率明顯上升、通貨膨脹率普遍下降、國際貿(mào)易顯著萎縮、國際直接投資呈斷崖式下跌,造成進出口貿(mào)易動力匱乏。鑒于當前的全球經(jīng)濟形勢,如何穩(wěn)定全球貿(mào)易發(fā)展,支持全球經(jīng)濟發(fā)展,成為世界各國亟需面對的問題。如今,中國經(jīng)濟面臨下行壓力等問題,為推動經(jīng)濟發(fā)展,需要進一步尋找促進貿(mào)易發(fā)展的新動力?！耙粠б宦贰弊鳛橐环N新型合作體制,以運輸通道為紐帶,以互聯(lián)互通為基礎,以多元化合作機制為特征,進而促進世界經(jīng)濟的平衡發(fā)展[1]。截至2019年年底,中國“一帶一路”沿線省份有18個,分別為新疆、重慶、陜西、甘肅、寧夏、青海、內(nèi)蒙古、黑龍江、吉林、遼寧、廣西、云南、西藏、上海、福建、廣東、浙江、海南。該倡議實現(xiàn)了國際間資源的高效配置,進一步加快構建中國的對外開放格局,從而加強國內(nèi)經(jīng)濟的高質(zhì)量發(fā)展。“一帶一路”倡議提出九年有余,作為中國吸引對外投資商、促進外商投資、加快進出口貿(mào)易、增加外匯、改善經(jīng)濟社會水平的載體,對沿線地區(qū)的輻射效應開始明顯[2]。

對外直接投資(Outward Foreign Direct Investment,簡稱OFDI)對中國的進出口貿(mào)易具有顯著影響,是中國促進世界經(jīng)濟深度融合的重要方式,直接反映了中國對外經(jīng)濟發(fā)展水平[3-4]。研究中國沿線省份對外投資行為有助于探索不同區(qū)域下對外投資貿(mào)易的影響,為中國不同區(qū)域的貿(mào)易投資所引起的貿(mào)易差異性分析提供一定的理論依據(jù),進一步發(fā)展理論研究,并且積累實證分析經(jīng)驗。探索中國對外投資是否促進了出口貿(mào)易、是否提高了出口競爭力等問題,也能夠為政府及企業(yè)制定投資貿(mào)易策略、探索新的貿(mào)易增長點提供啟示,有利于解決中國目前對外貿(mào)易面臨的問題。同時,對“一帶一路”倡議帶來的影響及效果進行評估,可以為國家充分發(fā)揮“一帶一路”倡議的作用,制定相關貿(mào)易政策提供政策啟示。探究“一帶一路”倡議對中國沿線省份的對外投資的影響,是進一步促進中國對外直接投資穩(wěn)定健康發(fā)展、實現(xiàn)沿線貿(mào)易暢通、深化沿線貿(mào)易往來的重要方式,也是加強推動中國“一帶一路”建設、落實對外開放政策、提高開放質(zhì)量的需要。在這一背景下,如何有效識別、評估和規(guī)避投資風險成為“一帶一路”建設中迫切需要解決的問題,本研究具有一定的理論意義和現(xiàn)實意義。

二、文獻綜述

自“一帶一路”倡議實施以來,國內(nèi)關于該倡議的投資效應、政府政策、機遇與挑戰(zhàn)等問題的理論研究的文章大量涌現(xiàn),部分學者集中于研究“一帶一路”沿線國家貿(mào)易的影響因素,還有部分學者從國家層面討論中國與沿線國家的對外貿(mào)易發(fā)展情況[5-6]。中國是“一帶一路”倡議的提出者,對OFDI研究主要是基于國際視角,使得中國與“一帶一路”沿線國家之間的貿(mào)易關系研究更是成為焦點。秦邴濤等認為在“一帶一路”沿線國家對外投資的決策中,項目實施地的外在環(huán)境顯得尤為重要,沿線國家的政治環(huán)境、經(jīng)濟發(fā)展水平和對外開放程度是對外投資的主要影響因素[7]。萬頔珂從政府方面分析了“一帶一路”給中國對外投資帶來的機遇和挑戰(zhàn),并提出了具體的優(yōu)化政策[8]。田澤等運用耦合模型和空間計量方法測算2006—2015年“一帶一路”沿線省市的對外貿(mào)易—經(jīng)濟—環(huán)境耦合協(xié)調(diào)水平。研究表明區(qū)域間對外貿(mào)易—經(jīng)濟—環(huán)境耦合協(xié)調(diào)水平整體處于中度耦合協(xié)調(diào)階段,東南地區(qū)耦合優(yōu)勢突出,西北地區(qū)年均耦合水平最低,西南地區(qū)增速明顯,但東西差距拉大[9]。陳明華等提出中國“一帶一路”沿線地區(qū)的OFDI呈上升趨勢,空間差異較大,但總體呈縮小趨勢。歐洲的OFDI呈現(xiàn)兩極或多極分化現(xiàn)象,中國在南美洲OFDI的影響強度相對較大,中國對中低水平和中高水平國家的OFDI呈增加趨勢[10]。隨著“一帶一路”倡議的全面推進中國與東盟的貿(mào)易合作面臨新的歷史機遇,馮頌妹等人根據(jù)UN Comtrade數(shù)據(jù)庫對中國與東盟雙邊貿(mào)易的競爭性和互補性進行了相應的指數(shù)測算。結果顯示:中國與東盟的雙邊貿(mào)易以互補性為主,未來中國與東盟貿(mào)易合作的空間和潛力依然較大[11]。周杰琦等人在采用“一帶一路”沿線國家面板數(shù)據(jù)測度投資便利化的基礎上,利用兩階段引力模型檢驗對中國OFDI的廣延邊際和集約邊際進行了分析。研究發(fā)現(xiàn),東道國投資便利化建設不僅顯著吸引了中國OFDI的流入,也提高了OFDI規(guī)模,投資便利化對中國OFDI的促進效應均趨強[12]。

與國內(nèi)相比,國際上關于“一帶一路”倡議對中國對外投資研究很早,現(xiàn)階段無論在研究內(nèi)容還是研究方法等方面都發(fā)展得比較成熟。目前,國外學者已經(jīng)做出關于“一帶一路”與對外投資的實證研究。Kang等人研究發(fā)現(xiàn)中國跨國企業(yè)更傾向于選擇具有嚴格的政治體制以及經(jīng)濟自由的東道國進行直接投資,從側面說明了中國對外投資容易受到東道國的政治、經(jīng)濟情況的約束[13]。Liu等人從多方面的角度以東南亞為例研究了中國“一帶一路”倡議對OFDI風險的防范措施和機制[14]。Fu應用SVAR模型分析了人民幣國際化對中國OFDI產(chǎn)出的影響,提出人民幣國際化對中國OFDI具有正向影響,是中國OFDI快速發(fā)展的重要推動力[15]。Liu利用2005—2013年中國對“一帶一路”國家直接投資的庫存數(shù)據(jù),運用主成分分析和固定效應逐步回歸模型,探討了地緣政治風險對中國“一帶一路”沿線OFDI的影響。結果表明,地緣政治風險對OFDI有直接的負面影響[16]。Wang等人研究了中國OFDI對“一帶一路”沿線國家產(chǎn)業(yè)結構升級的影響,并提出中國對外直接投資能夠顯著促進“一帶一路”沿線國家的產(chǎn)業(yè)結構升級,中國的技術轉移對OFDI促進作用最大,其次是資本轉移;勞動力轉移對OFDI的促進作用最小[17]。目前國內(nèi)外關于“一帶一路”倡議與中國對外直接投資的相關研究,主要聚焦于中國對沿線國家投資中存在的投資風險、風險管理等方面,對于“一帶一路”對中國沿線省份OFDI影響的針對性研究較少[18];另外在研究方法方面,國內(nèi)主要運用的是理論規(guī)范分析法,或者使用的模型形式單一,缺少利用數(shù)據(jù)、新模型等實證分析,并在很大程度上忽略了除目標因素外的其他可能影響分析的因素,導致實驗估計結果出現(xiàn)一定的偏差。

本文的創(chuàng)新之處在于:第一,有針對性地對“一帶一路”倡議實施前后的效果進行評估,以“一帶一路”倡議為切入點,分析其對中國沿線省份OFDI的影響。第二,采用PSM-DID方法,對處理組和控制組兩組數(shù)據(jù)進行匹配,保證樣本的可比性。PSM方法的引入使得以往的政策評估DID方法更具有說服力。

三、理論分析與研究假設

(一)政策實施的總量效應

“一帶一路”是新一輪全方位對外開放的重大舉措,該倡議的提出為中國沿線省份對外投資的發(fā)展提供了重要的契機?！锻苿庸步ńz綢之路經(jīng)濟帶和21世紀海上絲綢之路的愿景與行動》明確提出了貿(mào)易暢通、資金融通是“一帶一路”的重點合作內(nèi)容。其中,投資貿(mào)易合作是“一帶一路”建設的重點內(nèi)容,主要包括：著力研究解決投資貿(mào)易便利化問題,消除投資和貿(mào)易壁壘,構建區(qū)域內(nèi)和各國良好的營商環(huán)境,積極同沿線國家和地區(qū)共同商建自由貿(mào)易區(qū),激發(fā)釋放合作潛力;把投資和貿(mào)易有機結合起來,以投資帶動貿(mào)易發(fā)展;加快投資便利化進程,消除投資壁壘;資金融通是“一帶一路”建設的重要支撐,深化金融合作,推進亞洲貨幣穩(wěn)定體系、投融資體系和信用體系建設;擴大沿線國家雙邊本幣互換、結算的范圍和規(guī)模。金融環(huán)境的優(yōu)化可以增強地區(qū)應對外部沖擊的能力,更主動地推進自由貿(mào)易,從而擴大貿(mào)易規(guī)模?；谝陨戏治?提出假設1和假設2。

假設1:“一帶一路”倡議的實施,有利于改善中國與沿線國家的投資便利化水平。

假設2:“一帶一路”倡議的實施,有利于中國對“一帶一路”沿線國家對外貿(mào)易投資總額的增加。

(二)政策實施的增量效應

“一帶一路”倡議對中國對外貿(mào)易投資有較大的影響,不僅體現(xiàn)在對外貿(mào)易投資的總額,也可能對貿(mào)易投資的增長速度產(chǎn)生影響。2018年全年對外直接投資額為7 974億元,比上年增長1.6%。其中,“一帶一路”沿線國家直接投資額156億美元,比上年增長8.9%。據(jù)此,提出假設3和假設4:

假設3:“一帶一路”倡議的提出,會使得沿線省份的對外直接投資發(fā)展增量發(fā)生變化,并具有顯著的促進作用。

假設4:“一帶一路”倡議使得對外直接投資存量、對外直接投資流量和對外直接投資凈額的比重增加。

四、數(shù)據(jù)說明及模型構建

(一)雙重差分模型的介紹

雙重差分模型(difference in differences,DID),又被稱為倍差法,最早由Ashenfelter和Card(1984)在研究CETA項目學員的收入變化時提出。構建雙重差分模型需滿足三個假設條件:(1)在政策干預之前,實驗組與對照組的發(fā)展具有共同趨勢,且這種趨勢是不會隨時間而發(fā)生變化;(2)政策實施之后,整體宏觀環(huán)境,即,除了本文內(nèi)研究政策以外的其他因素對實驗組和對照組的作用和影響是相同的;(3)政策的實施只會對實驗組產(chǎn)生干預效果,即,干預帶來的改變只針對于實驗組的變量。

雙重差分模型的基準模型設置如式(1)所示[19-22]:

Yit=α0+α1Areait+α2Dateit+α3Areait×Dateit+α4Xit+μit

(1)

其中,i表示省份;t表示時間;Yit表示被解釋變量;Xit表示控制變量;Areait表示區(qū)域虛擬變量,若該區(qū)域政策得到實施則為1,未實施區(qū)域為0;Dateit表示時間虛擬變量,若某一省份政策得到實施,則該省這一年及其之后的每一年都設為1,沒有實施的年份均為0;Areait×Dateit表示解釋變量即時間與區(qū)域的綜合虛擬變量,只有當時間和區(qū)域變量都為1時,此變量才有意義;Xit表示控制變量;μit為隨機干擾項。

(二)數(shù)據(jù)說明與模型構建

1.數(shù)據(jù)選取及說明

本文的研究對象是評估“一帶一路”倡議對中國沿線省份OFDI的影響效果,OFDI則選取中國對“一帶一路”沿線國家對外直接投資流量、對外直接投資存量、對外直接投資凈額這三項指標來衡量,解釋變量為模型中的時間與區(qū)域綜合虛擬變量。由于“一帶一路”倡議的提出并不是影響沿線省份OFDI的唯一因素,還需要考慮到其地區(qū)的自身經(jīng)濟發(fā)展規(guī)模、貿(mào)易規(guī)模、匯率等因素,所以選取中國31個省份(未包含港、澳、臺地區(qū))從2008—2017年這10年間的人均GDP、出口總額、匯率變動率為控制變量,進一步提高數(shù)據(jù)與模型、估計結果與現(xiàn)實情況的契合度。

(1)OFDI的衡量:選取中國31個省份的數(shù)據(jù)作為樣本。在研究中將2008—2017年這10年間中國對“一帶一路”沿線國家對外直接投資流量、對外直接投資存量、對外直接投資凈額這三項變量作為衡量OFDI的指標。在模型核心變量選取上,對外直接投資指標有存量和流量兩種統(tǒng)計數(shù)據(jù)。流量數(shù)據(jù)是指某一時期發(fā)生的量,是按一定時期核算出來的數(shù)量,表示中國當年向東道國的投資流入或撤出量。存量數(shù)據(jù)是指某一時點的量,是按一定時點核算出來的,反映了OFDI的長期歷史積累。凈額是指在一定時點上收到的各金融機構的轉賬金額總數(shù)減去發(fā)出的轉賬金額總數(shù),得出凈余額。

(2)控制變量的選擇:控制變量選擇的是三項能直接影響OFDI數(shù)據(jù)變化的指標。

人均GDP:OFDI首先會受到國家或地區(qū)在某個特定時期的經(jīng)濟發(fā)展狀況的影響,經(jīng)濟發(fā)展狀況可用生產(chǎn)總值衡量,它不僅能衡量人民貿(mào)易水平,還能影響和決定地區(qū)的投資水平,所以本文將影響OFDI的經(jīng)濟指標設置為人均GDP。

出口總額:出口貿(mào)易決定生產(chǎn)規(guī)模,此項指標能夠衡量一定時期國家或地區(qū)的生產(chǎn)規(guī)模,從而衡量一國或者地區(qū)的投資規(guī)模。

匯率變動率:在2002年匯率水平上,以2008—2017年人民幣分別兌美元、日元、港元、歐元的年末匯率(年平均價)的增長率平均值為基準,能直接衡量投資地區(qū)的需求規(guī)模,以及影響OFDI的利潤和收益的指標。

以上數(shù)據(jù)均可以在《中國統(tǒng)計年鑒》、各省國民經(jīng)濟和社會發(fā)展統(tǒng)計年報進行查詢整理。變量符號與定義詳見表1。

表1 變量定義

2.雙重差分模型的構建

根據(jù)大多數(shù)學者的研究可知,時間虛擬變量所刻畫的是實驗前后兩期本身的差異,且即使不進行實驗,兩組也存在此時間趨勢,所以本文在標準雙重差分模型的基準公式中加入了能反映由時間趨勢產(chǎn)生自然增長的時間趨勢變量,以便盡可能地剔除其他因素的影響,盡量得到無偏的估計結果?！耙粠б宦贰背h首次提出是2013年9月,本文在研究中將2014—2017年作為政策影響后時間,將2008—2013年作為政策影響前時間,構建雙重差分模型[23-24],如式(2)所示:

(2)

其中,i表示樣本城市(i=1,2,…,310);t表示時間(2008—2017年);Yn,it是被解釋變量。

在對照組,即Areait=0,由式(2)可知,“一帶一路”倡議的OFDI分別為:

(3)

可見倡議提出后,對照組的OFDI變動為Δ1=β2。

在實驗組,即Areait=1,由式(2)可知,“一帶一路”倡議的OFDI分別記為:

(4)

因此,可見倡議提出后實驗組的OFDI變動為:Δ2=β2+β3。

3.變量的描述性統(tǒng)計

所有用到的變量共有8個,其中,被解釋變量3個、控制變量3個、時間虛擬變量1個、區(qū)域虛擬變量1個,每一項變量由310個樣本數(shù)據(jù)組成。本文選取31個省份從2008年到2017年的數(shù)據(jù),從樣本的均值、標準差、最小值、最大值四方面進行相應的描述性統(tǒng)計分析,各變量的結果詳見表2。從表2可以發(fā)現(xiàn),所有變量的標準差均小于均值,說明選擇樣本的變量波動程度不大。

表2 變量的描述性統(tǒng)計

五、實證分析與穩(wěn)健性檢驗

(一)實證分析過程

為了便于進行數(shù)據(jù)分析,通常需要將原始數(shù)據(jù)進行標準化處理,利用標準化后的數(shù)據(jù)進行分析。本文采用的是z-score標準化,該方法利用原始數(shù)據(jù)的均值和標準差來進行標準化處理。

首先,將本文全部變量的數(shù)據(jù)經(jīng)過標準化處理;其次,運用軟件STATA 15.0對沒有加入控制變量的數(shù)據(jù)進行實證分析,得出一組分析數(shù)據(jù);然后,加入控制變量后再次得到一組有對比性的結果數(shù)據(jù);最后,分別從“一帶一路”倡議提出對沿線省份的對外直接投資流量、對外直接投資存量、對外直接投資凈額三方面的影響進行分析,進而綜合得出“一帶一路”政策對沿線省份OFDI發(fā)展的影響效果。

1.實驗組與對照組分析

表3結果顯示“一帶一路”沿線省份與非“一帶一路”沿線省份相比,實驗組的對外直接投資流量、對外直接投資存量、對外直接投資凈額偏低且波動范圍較大。對照組的人均GDP均值為10.67,標準差為0.53,實驗組的人均GDP均值為10.64,標準差為0.46,不難發(fā)現(xiàn)對照組的經(jīng)濟發(fā)展水平相對偏高,并且由于經(jīng)濟發(fā)展不均衡,使得樣本數(shù)據(jù)的標準差相對較大。從出口總額來看,對照組的均值為17.21,標準差為1.14,實驗組的均值為16.44,標準差為1.92,可以看出對照組的出口量更大,并且發(fā)展更加均衡。

表3 分組描述統(tǒng)計

2.變量相關性分析

使用Pearson相關系數(shù)法來分析相關關系的強弱情況。由表4的相關系數(shù)表可以看出,三個被解釋變量,即,對外直接投資流量、對外直接投資存量、對外直接投資凈額兩兩之間都存在顯著的正相關關系,且相關系數(shù)都大于0.8,說明這三者之間具有強相關關系。出口總額與三個被解釋變量也有顯著的正相關關系,呈強相關性。人均GDP與對外直接投資流量、對外直接投資存量、出口總額之間存在弱相關,與對外直接投資凈額為中度相關;而匯率變動率與所有變量成負相關。

表4 相關系數(shù)表

3.雙重差分模型估計

表5 “一帶一路”倡議對沿線省份OFDI的影響結果

4.“一帶一路”倡議對沿線省份OFDI流量、存量、凈額的影響

無論是否加入控制變量進行回歸,綜合虛擬變量的系數(shù)均為正,由此得出:在5%顯著水平下,“一帶一路”倡議提出對沿線省份對外直接投資流量、對外直接投資存量、對外直接投資凈額的影響顯著為正且有正向促進作用。擬合優(yōu)度分別由0.096 2提高到0.776、0.088 5提高到0.743、0.117提高到0.844,但是加入控制變量后,“一帶一路”的凈效應小于未加入控制變量時的凈效應,表明控制變量對“一帶一路”的凈效應具有削弱的作用。

對加入的四項控制變量分析結果顯示,人均GDP的系數(shù)分別為0.804、1.135和0.836,表明人均GDP對沿線省份對外直接投資流量、對外直接投資存量、對外直接投資凈額的影響顯著為正且有正向促進作用;出口總額的系數(shù)分別為1.441、1.285和0.630,可知在1%的水平下,出口總額對沿線省份對外直接投資流量、對外直接投資存量、對外直接投資凈額的影響顯著為正且有正向促進作用;匯率變動率的系數(shù)分別為0.029 7、0.008 87和0.009 15,表明匯率變動率在1%的顯著性水平上,不具有統(tǒng)計顯著性。

從凈效應方面來看,三次的估計結果均顯示:綜合虛擬變量和時間虛擬變量都在95%的顯著性水平上顯著且前后作用方向不變,區(qū)域虛擬變量在加入控制變量后系數(shù)正負性未發(fā)生改變,但是系數(shù)估計結果不再顯著,表明區(qū)域虛擬變量對對外直接投資凈額可能不具有明確的影響關系。除此之外,加入控制變量后的凈效應均小于未加入控制變量時的凈效應,該結果的差異是技術層面的原因引起的,使得其不能保證與“一帶一路”倡議發(fā)展保持同步。

(二)穩(wěn)健性檢驗

本文31個省份的OFDI情況因其要素稟賦和歷史發(fā)展等因素各有不同而具有一定的差異,但是從宏觀角度來看,31個省份整體的OFDI發(fā)展還是具有一定趨同性。事實上,一個地區(qū)的OFDI發(fā)展不單只受“一帶一路”倡議提出的影響,還可能會因為整體經(jīng)濟發(fā)展形態(tài)等因素而發(fā)生變化,而如果這些因素所導致的差異與“一帶一路”政策沒有必然關聯(lián),最終會直接導致前文的估計結果和研究結論無法成立,這就需要進一步驗證前文估計結果的穩(wěn)健性。

“一帶一路”沿線省份與其他省份存在的異質(zhì)性差異,容易導致結果存在系統(tǒng)性的偏差,為了消除這種異質(zhì)性差異,本文選取PSM-DID的方法進行了穩(wěn)健性檢驗,來實現(xiàn)滿足共同趨勢假設的目標[25]。通過是否設置“一帶一路”沿線省份為虛擬變量對控制變量進行Logit回歸,得到傾向得分值(PS值)。傾向得分值最接近的省份為沿線的匹配省份,從而達到對模型穩(wěn)健性檢驗的目的。

1.PSM-DID檢驗

在此需要對模型PSM-DID進行有效性檢驗,即實驗組合成控制組的均值在匹配后是否有顯著性差異。由表6可以看出傾向得分匹配后,在0.05的顯著性水平下,對照組和實驗組的差異并不顯著。

表6 PSM-DID檢驗

2.樣本回歸

表7為使用PSM-DID后得到的樣本進行回歸分析后的結果?？梢钥闯鼋换ロ椩?.05的顯著性水平下都顯著為正,表明“一帶一路”政策能夠提高對外直接投資流量0.072 1個單位,能夠提高對外直接投資存量0.065 9個單位,提高對外直接投資凈額0.015 2個單位。因此,在0.05的顯著性水平下,人均GDP和出口總額對于中國對“一帶一路”沿線國家的對外直接投資流量、對外直接投資存量、對外直接投資凈額有顯著的正向影響。由表7可看出中國對“一帶一路”沿線國家的對外直接投資流量、對外直接投資存量、對外直接投資凈額的擬合優(yōu)度分別為0.752、0.718和0.845,分別表示因變量75.2%、71.8%和84.5%以上的信息被自變量所解釋,3個控制變量的擬合程度非常好。

表7 PSM-DID檢驗后樣本回歸

(三)小結

通過“一帶一路”倡議對沿線省份的對外直接投資流量、對外直接投資存量、對外直接投資凈額影響的實證分析發(fā)現(xiàn),無論如何設置被解釋變量、是否加入控制變量,綜合虛擬變量系數(shù)在一定水平下始終顯著為正,表明“一帶一路”倡議提出對沿線省份OFDI有正向影響,其中“一帶一路”政策對對外直接投資存量所表現(xiàn)的正向作用是最大的,其次是對外直接投資流量,最后是對外直接投資凈額。為了驗證前文估計結果的穩(wěn)健性,本文運用PSM-DID方法進行了重新估計,結果與前文雙重差分結果并無顯著差異,進一步證實了前文所得到的結論。

六、研究結論與啟示

本文選取中國31個省份2008—2017年這10年間的人均GDP、出口總額、匯率變動率為控制變量,采用雙重差分計量經(jīng)濟模型測度“一帶一路”倡議對中國沿線省份的凈效應。提出了“一帶一路”政策實施的總量和增量理論假設,并引用PSM-DID檢驗法,對實驗結果進行了穩(wěn)健性驗證。得到如下結論:第一,無論是否加入控制變量進行回歸,總體結果顯示綜合虛擬變量的系數(shù)均在一定的水平下顯著為正,說明“一帶一路”倡議提出對OFDI有正向促進作用。第二,本文應用PSM-DID檢驗法,證實雙重差分結果沒有顯著性差異,證明“一帶一路”沿線省份的OFDI發(fā)展增量是由于“一帶一路”倡議的提出引起的,更進一步證實了“一帶一路”倡議提出對沿線省份的OFDI起正向促進作用這一結論。

為了使“一帶一路”政策在中國對外直接投資發(fā)展方面發(fā)揮出更大的促進效應,實現(xiàn)其被賦予的使命和戰(zhàn)略目標,本文根據(jù)前文研究結果提出如下建議:第一,從整體上看,“一帶一路”倡議顯著促進了中國沿線省份OFDI,因此政府應該繼續(xù)發(fā)揮政策的引導作用,優(yōu)化海外投資服務體系,推動中國沿線省份的貿(mào)易發(fā)展;第二,從動態(tài)效應來看,“一帶一路”倡議在實施的前兩年對中國沿線省份的OFDI影響顯著,后續(xù)幾年效果不明顯。政府應擴大國際合作的范圍,繼續(xù)保持與各國的友好關系,這對推進中國沿線省份OFDI的平穩(wěn)發(fā)展具有重要的意義。第三,“一帶一路”倡議對沿線省份OFDI及經(jīng)濟增長的影響結果是有差異性的,應當結合地區(qū)的地理環(huán)境、經(jīng)濟發(fā)展實況等要素,針對性地實施和優(yōu)化“一帶一路”政策,促進層次化發(fā)展和差異化發(fā)展,強化中國“一帶一路”倡議在國際市場中的競爭力。第四,加強對外直接投資監(jiān)管,保護中國對外直接投資的合法權益,必要時建立對外直接投資補償標準體系,在一定程度上緩解投資風險。第五,應該鼓勵更多的國家加入到“一帶一路”倡議中來,發(fā)揮“貿(mào)易暢通”的便利化作用,更好地促進全球貿(mào)易的發(fā)展。