何丹 李承樺

摘 要：金融開(kāi)放度，即一國(guó)金融對(duì)外開(kāi)放程度，是金融開(kāi)放實(shí)證研究的基礎(chǔ)。本文運(yùn)用2008年-2020年中國(guó)對(duì)“一帶一路”沿線(xiàn)46個(gè)國(guó)家的直接投資數(shù)據(jù)，基于固定效應(yīng)模型從投資動(dòng)機(jī)的視角實(shí)證研究了東道國(guó)金融開(kāi)放度對(duì)中國(guó)對(duì)外直接投資（OFDI）的影響。研究發(fā)現(xiàn)，沿線(xiàn)國(guó)家的金融開(kāi)放度對(duì)中國(guó)OFDI有顯著的正向效應(yīng)。當(dāng)基于具體的動(dòng)機(jī)開(kāi)展投資活動(dòng)時(shí)，東道國(guó)金融開(kāi)放度與中國(guó)OFDI呈現(xiàn)出不同的相關(guān)性?；趯で笫袌?chǎng)、自然資源和基建援助動(dòng)機(jī)的OFDI，東道國(guó)金融開(kāi)放度與其顯著負(fù)相關(guān);而基于效率尋求動(dòng)機(jī)的OFDI，東道國(guó)金融開(kāi)放度與其顯著正相關(guān)。

關(guān)鍵詞：金融開(kāi)放度;對(duì)外直接投資;一帶一路;投資動(dòng)機(jī)

一、引言

隨著“一帶一路”倡議的逐步落實(shí)，中國(guó)與沿線(xiàn)國(guó)家的經(jīng)貿(mào)合作愈發(fā)密切，投資額度也逐年攀升。2003年與2020年，我國(guó)對(duì)沿線(xiàn)國(guó)家的投資額分別為2億美元和225.39億美元，前者僅占同期對(duì)外直接投資總額的7.1%，而后者則高達(dá)14.66%且同比增長(zhǎng)20.59%。可見(jiàn)，沿線(xiàn)國(guó)家是中國(guó)OFDI必不可少的陣地之一。并且，從2013年該倡議提出到2020年金融街論壇成功舉辦，“一帶一路”建設(shè)正從經(jīng)貿(mào)合作逐漸走向全方位的金融業(yè)對(duì)外開(kāi)放。因此，“一帶一路” 沿線(xiàn)國(guó)家金融開(kāi)放度是否會(huì)影響中國(guó)OFDI，這是值得進(jìn)一步探討的研究議題。

金融開(kāi)放度用于衡量一國(guó)的金融開(kāi)放水平，資本賬戶(hù)和金融市場(chǎng)的開(kāi)放是金融開(kāi)放的關(guān)鍵一環(huán)，其是獲得外國(guó)OFDI的重要影響因素（陳雨露等，2007）。合理的區(qū)位選擇有益于增強(qiáng)對(duì)投資企業(yè)的保護(hù)、降低其面臨的風(fēng)險(xiǎn)和損失。大量學(xué)者研究表明市場(chǎng)、資源和效率尋求是中國(guó)對(duì)沿線(xiàn)國(guó)家OFDI的主要?jiǎng)訖C(jī)。由于近年來(lái)中國(guó)對(duì)沿線(xiàn)國(guó)家的OFDI主要分布在基礎(chǔ)設(shè)施領(lǐng)域，這也反映出基建是影響中國(guó)OFDI的關(guān)鍵因素。因此，本文結(jié)合研究實(shí)際，將尋求市場(chǎng)、自然資源、效率和基建援助作為中國(guó)對(duì)沿線(xiàn)國(guó)家的投資動(dòng)機(jī)，實(shí)證研究東道國(guó)金融開(kāi)放度對(duì)中國(guó)OFDI的影響。

本文的創(chuàng)新之處在于：首先，“一帶一路”背景下金融開(kāi)放度和中國(guó)OFDI關(guān)系的研究尚不充分，本文在此基礎(chǔ)上加入投機(jī)動(dòng)機(jī)與金融開(kāi)放度的交互項(xiàng)，這將從理論上填補(bǔ)現(xiàn)有研究的空缺。其次，當(dāng)下市場(chǎng)、資源、技術(shù)和效率是中國(guó)OFDI的源泉，本文結(jié)合研究實(shí)際，將尋求市場(chǎng)、自然資源、效率和基建援助作為投資動(dòng)機(jī)。最后，隨著中國(guó)與沿線(xiàn)國(guó)家的經(jīng)貿(mào)合作愈發(fā)緊密，因此明確金融開(kāi)放度與中國(guó)OFDI的關(guān)系尤為重要，這也將進(jìn)一步深化中國(guó)與沿線(xiàn)國(guó)家的金融合作。

二、理論分析與研究假設(shè)

本文從“一帶一路”沿線(xiàn)國(guó)家的視角出發(fā)，基于金融原理與作用機(jī)理的角度，把 AK 內(nèi)生經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模型作為理論基礎(chǔ)來(lái)深入剖析金融開(kāi)放和外商直接投資（FDI）的內(nèi)在機(jī)制。

1.金融開(kāi)放度與外商直接投資

基于規(guī)范的H-O理論，相對(duì)優(yōu)勢(shì)是不同國(guó)家資本流動(dòng)的基礎(chǔ)，其主要源自要素賦課、規(guī)模經(jīng)濟(jì)和技術(shù)素質(zhì)。基于資本結(jié)構(gòu)的視角，金融開(kāi)放度較高的國(guó)家在同等條件下具有相對(duì)優(yōu)勢(shì)，它可以吸引資本密集型產(chǎn)品和技術(shù)的生產(chǎn)，而金融開(kāi)放度低的國(guó)家則在勞動(dòng)密集型產(chǎn)品方面具有相對(duì)優(yōu)勢(shì)。Rajan & Zingale（1998）的研究指出，通過(guò)增強(qiáng)一個(gè)國(guó)家的技術(shù)素質(zhì)和資本要素，金融開(kāi)放能夠改善外資結(jié)構(gòu)，進(jìn)一步推動(dòng)其從勞動(dòng)密集型到技術(shù)或資本密集型產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)化，并且金融開(kāi)放能使依賴(lài)外資的國(guó)家產(chǎn)業(yè)具有相對(duì)優(yōu)勢(shì)。由此可知，一個(gè)國(guó)家的金融開(kāi)放度也能作為相對(duì)優(yōu)勢(shì)的源泉。

AK模型可以闡明金融開(kāi)放引起的相對(duì)資本優(yōu)勢(shì)的變化，其反映的是總產(chǎn)出和總資本的線(xiàn)性函數(shù)關(guān)系：

Yt = AKt（1）

Yt為總產(chǎn)出，A為生產(chǎn)的邊際效率，若一國(guó)的人口總量不變，并且生產(chǎn)出的產(chǎn)品僅用于消費(fèi)和投資，δ是折舊率，則總投資為：

It = Kt+1-（1-δ）Kt（2）

凱恩斯認(rèn)為封閉經(jīng)濟(jì)下要達(dá)到經(jīng)濟(jì)穩(wěn)步增長(zhǎng)的目標(biāo)，需要滿(mǎn)足儲(chǔ)蓄等于投資這個(gè)充要條件，新古典學(xué)派強(qiáng)調(diào)的也是儲(chǔ)蓄完全轉(zhuǎn)化為投資以實(shí)現(xiàn)充分運(yùn)用。所以資本市場(chǎng)的均衡條件為：

St = It （3）

但在實(shí)際經(jīng)濟(jì)生活中，信息不對(duì)稱(chēng)使得資金由儲(chǔ)蓄轉(zhuǎn)向投資時(shí)大打折扣。因此，要滿(mǎn)足這個(gè)條件，兩國(guó)之間的貿(mào)易往來(lái)必須在跨境資本無(wú)法自由流動(dòng)的情形下進(jìn)行。若儲(chǔ)蓄轉(zhuǎn)化為投資的有效分配效率用θ表示，則有現(xiàn)金漏損率1-θ：

θSt = It（4）

其中，儲(chǔ)蓄到投資的分配率用系數(shù)θ（0≤θ≤1）表示。當(dāng)市場(chǎng)信息完全公開(kāi)透明時(shí)，θ=1才會(huì)成立。

t +1時(shí)期的增長(zhǎng)率可根據(jù)（1）計(jì)算：

（5）

再把（2）和（4）代入（5），可求得經(jīng)濟(jì)在穩(wěn)定條件下的增長(zhǎng)率：

（6）

其中s=為總儲(chǔ)蓄率。式（6）說(shuō)明了邊際效率A會(huì)對(duì)θ、s和? 造成影響，而系數(shù)θ、s和? 均與金融開(kāi)放和金融發(fā)展相關(guān)，也就是說(shuō)在金融系統(tǒng)發(fā)揮作用的條件下，資本才能有效運(yùn)轉(zhuǎn)。首先，基于金融系統(tǒng)的功能，在金融開(kāi)放的條件下儲(chǔ)蓄到投資更容易轉(zhuǎn)化。其中，金融中介機(jī)構(gòu)發(fā)揮著至關(guān)重要的作用，通過(guò)中介機(jī)構(gòu)為其做隱性擔(dān)保，可以降低風(fēng)險(xiǎn)和成本，提高資金的流轉(zhuǎn)速度。因此，這表明θ與中介機(jī)構(gòu)功能的發(fā)揮直接相關(guān)。其次，在金融開(kāi)放的條件下A會(huì)顯著提升。由于資本是生產(chǎn)要素之一，所以金融開(kāi)放往往會(huì)促進(jìn)企業(yè)規(guī)范管理，引導(dǎo)低生產(chǎn)率行業(yè)的資本向高生產(chǎn)率的行業(yè)轉(zhuǎn)移，實(shí)現(xiàn)資源整合、提高資金的分配效率，從而促進(jìn)生產(chǎn)效率的邊際提升。

總之，隨著金融開(kāi)放的逐步實(shí)現(xiàn)，θ、s和A對(duì)經(jīng)濟(jì)金融發(fā)展的影響逐步增強(qiáng)，進(jìn)而實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)穩(wěn)增長(zhǎng)，資本的存量和流量也逐步增加。把（4）代入（2）：

Kt+1=θSt+（1-δ） Kt （7）

用C1、C2分別代表兩個(gè)不同的國(guó)家，則有式（8）和（9）

（8）

（9）

由上式可知，若兩國(guó)的金融開(kāi)放度存在顯著差別，那么就算期初的資本水平相同，即KC1t=KC2t，t+1時(shí)期兩國(guó)的資本存量也會(huì)不同，即如果θ1>θ2且SC1t>SC2t，則有KC1（t+1）>KC2（t+1） 。所以一國(guó)資本儲(chǔ)蓄量會(huì)受到初始資本水平K和由金融開(kāi)放度決定的資本存款量的影響，在此基礎(chǔ)上，一國(guó)金融開(kāi)放度越高，其動(dòng)員經(jīng)濟(jì)的能力越強(qiáng)，儲(chǔ)蓄到投資的轉(zhuǎn)化率也越高，該國(guó)越能生產(chǎn)出資本密集型更高的產(chǎn)品，從而導(dǎo)致了比較優(yōu)勢(shì)的產(chǎn)生。

因此，上述推論表明隨著金融業(yè)的繁榮對(duì)一國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響愈發(fā)重要，在市場(chǎng)開(kāi)放的條件下，金融開(kāi)放度與 FDI的正相關(guān)關(guān)系愈發(fā)顯著。這也與相關(guān)學(xué)者的研究不謀而合，何俊勇等（2021）利用中國(guó)對(duì)“一帶一路”沿線(xiàn)國(guó)家10年的投資數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，沿線(xiàn)國(guó)家金融開(kāi)放度與中國(guó)OFDI顯著正相關(guān)。據(jù)此提出：

假設(shè) 1：東道國(guó)金融開(kāi)放度對(duì)中國(guó)OFDI存在正向效應(yīng)。

2.投資動(dòng)機(jī)下金融開(kāi)放度與對(duì)外直接投資

在市場(chǎng)尋求動(dòng)機(jī)方面，OFDI傾向于選擇市場(chǎng)規(guī)模大的區(qū)位以降低邊際成本早已得到證實(shí)。文余源等（2021）的研究表明市場(chǎng)規(guī)模是中國(guó)OFDI的關(guān)鍵因素。和德國(guó)、日本等傳統(tǒng)制造業(yè)強(qiáng)國(guó)相比，中國(guó)還有很長(zhǎng)的路要走。因此，基于市場(chǎng)尋求動(dòng)機(jī)時(shí)，與發(fā)達(dá)國(guó)家相比，中國(guó)企業(yè)在金融開(kāi)放度相對(duì)較低的國(guó)家中競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)更大，所以通常會(huì)選擇金融開(kāi)放度較低、市場(chǎng)潛力較大的發(fā)展中國(guó)家進(jìn)行直接投資。據(jù)此提出：

假設(shè)2：基于市場(chǎng)尋求動(dòng)機(jī)時(shí)，東道國(guó)的金融開(kāi)放度與中國(guó)OFDI負(fù)相關(guān)。

在自然資源尋求動(dòng)機(jī)方面，Aleksynska & Havrylchyk（2013）指出資源富足、物產(chǎn)豐富的國(guó)家更能吸引外資，這一動(dòng)因也得到了國(guó)內(nèi)大量學(xué)者的認(rèn)可。由于國(guó)有企業(yè)是尋求資源的主要力量，因而它特有的非市場(chǎng)動(dòng)機(jī)和所有權(quán)優(yōu)勢(shì)使其在沿線(xiàn)國(guó)家進(jìn)行投資時(shí)對(duì)金融開(kāi)放度的容忍度顯著增強(qiáng)。據(jù)此提出：

假設(shè)3：基于自然資源尋求動(dòng)機(jī)時(shí)，東道國(guó)的金融開(kāi)放度與中國(guó)OFDI負(fù)相關(guān)。

在效率尋求動(dòng)機(jī)方面，Chen等（2016）認(rèn)為中國(guó)OFDI存在明顯的勞動(dòng)力尋求動(dòng)機(jī)，并且勞動(dòng)力資源充沛且生產(chǎn)率較高的國(guó)家是首選的投資對(duì)象。2020年，制造業(yè)是中國(guó)對(duì)東盟OFDI的首要目標(biāo)行業(yè)，合計(jì)63.38億美元，同比增長(zhǎng)11.8%，占39.5%，越南、新加坡等國(guó)家為中國(guó)OFDI的主要流入地。尋求勞動(dòng)力在中國(guó)的民營(yíng)企業(yè)中最為明顯，但資本力量弱且抗風(fēng)險(xiǎn)能力差等問(wèn)題的存在也使得民營(yíng)企業(yè)更愿意前往金融開(kāi)放度較高的國(guó)家開(kāi)展投資。據(jù)此提出：

假設(shè)4：基于效率尋求動(dòng)機(jī)時(shí)，東道國(guó)的金融開(kāi)放度與中國(guó)OFDI正相關(guān)。

在基建援助動(dòng)機(jī)方面，設(shè)施聯(lián)通作為“一帶一路”建設(shè)的前提，也反映出中國(guó)對(duì)沿線(xiàn)國(guó)家基建水平的重視程度。段博川等（2019）認(rèn)為當(dāng)下中國(guó)的高鐵技術(shù)處于世界前列，基建領(lǐng)域積累的豐富經(jīng)驗(yàn)加之煤炭、鋼鐵等產(chǎn)能過(guò)剩，使得“一帶一路”倡議成為了一個(gè)不可或缺的基建援助平臺(tái)。由于基建水平相對(duì)較低的國(guó)家和地區(qū)，往往金融開(kāi)放度也相對(duì)較低，這也表明中國(guó)企業(yè)對(duì)東道國(guó)金融開(kāi)放度有較大的容忍度。據(jù)此提出：

假設(shè)5：基于基建援助動(dòng)機(jī)時(shí)，東道國(guó)的金融開(kāi)放度與中國(guó)OFDI負(fù)相關(guān)。

三、研究設(shè)計(jì)

本文基于2008年-2020年中國(guó)對(duì)沿線(xiàn)46個(gè)國(guó)家OFDI的數(shù)據(jù)，從投資動(dòng)機(jī)的視角分析東道國(guó)金融開(kāi)放度對(duì)中國(guó)OFDI的影響。

1.變量選取

考慮到數(shù)據(jù)的可獲得性，本文選取中國(guó)對(duì)沿線(xiàn)國(guó)家OFDI的數(shù)據(jù)和相關(guān)變量數(shù)據(jù)進(jìn)行研究，具體變量如表 1 所示。

2.計(jì)量模型構(gòu)建

為確保模型的擬合優(yōu)度和避免異方差等影響，本文對(duì)相關(guān)變量取自然對(duì)數(shù)。同時(shí)，本文對(duì)連續(xù)變量進(jìn)行了1%和99%分位數(shù)的縮尾處理以削弱異常值的影響。本文重點(diǎn)考察金融開(kāi)放度及其與4種投資動(dòng)機(jī)的交互效應(yīng)對(duì)中國(guó)OFDI的影響?；谝陨戏治鼋⒛Ｐ腿缦拢?/p>

LnOFDIit=β1LnFOPit+β2LnGDPit+β3LnMELitt+β4LnPGDPit+β5LnINFit+β6LnFOPit*LnGDPit+β7LnFOPit*LnMELit+β8LnFOPit*LnPGDPit+β9LnFOPit*LnINFit+β10Xit+γt+δi+εit（1）

其中，βi為待估參數(shù)，i代表國(guó)家，t代表年份，Χ指代控制變量。εit是隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)，年度固定效應(yīng)γt和國(guó)家固定效應(yīng)δi一并考慮在模型中。

四、實(shí)證分析

1.描述性分析

“一帶一路”沿線(xiàn)共有 65 個(gè)國(guó)家，其中，由于表征金融開(kāi)放度和相關(guān)變量的數(shù)據(jù)極度缺失，剔除阿聯(lián)酋、不丹和伊拉克等國(guó)家，得到46個(gè)國(guó)家的數(shù)據(jù)。表2為各變量的描述性統(tǒng)計(jì)，其中，lnOFDI標(biāo)準(zhǔn)差最高，表明對(duì)于沿線(xiàn)國(guó)家的OFDI，我國(guó)區(qū)域偏好明顯;lnGDP標(biāo)準(zhǔn)差相對(duì)較高，這表明沿線(xiàn)國(guó)家的市場(chǎng)規(guī)模存在較為顯著的差異;其余變量的標(biāo)準(zhǔn)差均比lnOFDI和lnGDP小。此外，沿線(xiàn)國(guó)家自然資源、勞動(dòng)力成本等變量最大、最小值之間相差較大，這也體現(xiàn)出相關(guān)要素分布不均衡、差異明顯等特點(diǎn)。

2.回歸結(jié)果分析

為檢驗(yàn)假設(shè)1-5，通過(guò)模型（1）進(jìn)行實(shí)證研究，回歸結(jié)果見(jiàn)表3。考慮到構(gòu)成交互項(xiàng)的變量之間通常相關(guān)性較強(qiáng)，從而導(dǎo)致模型多重共線(xiàn)性現(xiàn)象出現(xiàn)，因此，本文對(duì)相關(guān)變量均采取去中心化處理，以此來(lái)緩解多重共線(xiàn)性問(wèn)題。

從表3可知，模型加入交互項(xiàng)前后，lnFOP的系數(shù)均在1% 的顯著性水平上顯著為正，這表明東道國(guó)金融開(kāi)放度與中國(guó)OFDI顯著正相關(guān)，驗(yàn)證了假設(shè)1。從交互項(xiàng)來(lái)看，LnFOP*lnGDP的系數(shù)均在1% 的顯著性水平下負(fù)顯著，表明基于市場(chǎng)尋求動(dòng)機(jī)時(shí)，金融開(kāi)放度相對(duì)較低的國(guó)家更受中國(guó)企業(yè)的青睞，這能在一定程度上降低和發(fā)達(dá)國(guó)家跨國(guó)企業(yè)的競(jìng)爭(zhēng)，驗(yàn)證了假設(shè)2。LnFOP*lnMEL的系數(shù)均顯著為負(fù)，表明基于自然資源尋求動(dòng)機(jī)時(shí)，中國(guó)企業(yè)更喜歡到資源稟賦優(yōu)越、金融開(kāi)放度較低的國(guó)家，因?yàn)閲?guó)有企業(yè)特有的優(yōu)勢(shì)使其投資時(shí)對(duì)金融開(kāi)放度的容忍度增強(qiáng)，證實(shí)了假設(shè)3。LnFOP*lnPGDP的系數(shù)均在1%水平上顯著為正，表明基于效率尋求動(dòng)機(jī)的OFDI，金融開(kāi)放度與其正相關(guān)，驗(yàn)證了假設(shè)4。在列（5）中，LnFOP*lnINF的系數(shù)顯著為負(fù)，表明當(dāng)中國(guó)企業(yè)基于基建援助動(dòng)機(jī)進(jìn)行投資時(shí)，對(duì)基建水平較低的國(guó)家更加青睞，對(duì)金融開(kāi)放度的容忍度也較大，驗(yàn)證了假設(shè)5。調(diào)節(jié)變量中各變量對(duì)中國(guó)OFDI均顯著影響且符合預(yù)期（1）。

在控制變量中，中國(guó)對(duì)沿線(xiàn)國(guó)家OFDI與貿(mào)易依存度TRA均顯著正相關(guān)，表明東道國(guó)對(duì)外貿(mào)易依存度越高對(duì)中國(guó)OFDI的吸引力越大。這是因?yàn)橘Q(mào)易依存度越高，往往表明東道國(guó)政府對(duì)引入外國(guó)資本的意愿越強(qiáng)烈，對(duì)外資流入管制越寬松。表示政治穩(wěn)定性PV的系數(shù)均為正顯著，這說(shuō)明中國(guó)的OFDI對(duì)政治穩(wěn)定的國(guó)家更加青睞，因?yàn)檎畏€(wěn)定和良好的社會(huì)秩序是企業(yè)運(yùn)營(yíng)的前提，一個(gè)國(guó)家的政治越穩(wěn)定，外來(lái)投資風(fēng)險(xiǎn)越低。城市化水平（URL）的系數(shù)同樣均顯著為正，表明東道國(guó)城市化水平越高對(duì)我國(guó)企業(yè)的吸引力越大，這可能是城市的產(chǎn)業(yè)和資源集聚效應(yīng)所帶來(lái)的。代表雙邊投資協(xié)定BIT的系數(shù)均顯著為正，反映了簽訂BIT確實(shí)有助于推動(dòng)中國(guó)的投資，這是因?yàn)锽IT的簽訂增加了對(duì)投資企業(yè)的保護(hù)、降低了其面臨的風(fēng)險(xiǎn)和損失。

3.穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了進(jìn)一步檢驗(yàn)回歸結(jié)果的穩(wěn)健性，本文做了如下穩(wěn)健性檢驗(yàn)：替換被解釋變量和分樣本進(jìn)行回歸。

（1）替換被解釋變量

本文把研究期內(nèi)中國(guó)對(duì)沿線(xiàn)國(guó)家的直接投資存量數(shù)據(jù)替換為流量（OFDI1）數(shù)據(jù)進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，回歸結(jié)果見(jiàn)表4（2）。數(shù)據(jù)來(lái)源于《中國(guó)對(duì)外投資統(tǒng)計(jì)公報(bào)》，取對(duì)數(shù)處理，并把研究期內(nèi)中國(guó)對(duì)東道國(guó)OFDI流量為負(fù)值和零值的情形賦值為1，取對(duì)數(shù)后值為0。如表4所示，lnFOP的系數(shù)均在1%水平下顯著為負(fù)，支持了假設(shè)1，即東道國(guó)金融開(kāi)放度與中國(guó)OFDI顯著正相關(guān)。從交互項(xiàng)來(lái)看，其回歸結(jié)果均支持本文的假設(shè)2-5，這說(shuō)明本文的主要結(jié)論是穩(wěn)健的。

（2）分樣本對(duì)比回歸

考慮到提出“一帶一路”倡議可能會(huì)對(duì)中國(guó)OFDI帶來(lái)影響，本文把全樣本以2013年為時(shí)間節(jié)點(diǎn)分成兩個(gè)子樣本進(jìn)行回歸，基于回歸結(jié)果對(duì)照分析倡議提出前后各變量系數(shù)的變化情況。

從全樣本看，本研究選用固定效應(yīng)模型更優(yōu)，但對(duì)于分樣本而言有所不同，根據(jù)表中Hausman 檢驗(yàn)結(jié)果，2008年-2012年樣本應(yīng)選用固定效應(yīng)模型，2014年-2020年樣本應(yīng)選用隨機(jī)效應(yīng)模型。據(jù)表5，中國(guó)OFDI均受到東道國(guó)金融開(kāi)放度的影響，但影響程度不同，2013年后東道國(guó)金融開(kāi)放度與中國(guó)OFDI的正相關(guān)性有所減弱。這表明隨著東道國(guó)金融開(kāi)放度的提高，中國(guó)OFDI規(guī)模也逐漸增加，但在“一帶一路”倡議實(shí)施過(guò)程中，這種正相關(guān)關(guān)系有所減弱。從交互項(xiàng)來(lái)看，前兩項(xiàng)的系數(shù)和顯著性與表2相比并無(wú)明顯差異，后兩項(xiàng)的系數(shù)在倡議實(shí)施后也均在1%的顯著性水平上顯著。盡管后兩項(xiàng)的系數(shù)在2013年前顯著性發(fā)生了變化，但系數(shù)的符號(hào)不變，這可能是因?yàn)?008年-2012年樣本量相對(duì)較少，存在估計(jì)誤差所致。并且設(shè)施聯(lián)通作為“一帶一路”建設(shè)的戰(zhàn)略，中國(guó)對(duì)基建領(lǐng)域的投資也是在此基礎(chǔ)上發(fā)展的，所以2013年前基建援助動(dòng)機(jī)不明顯情有可原。因此，從整體來(lái)看本文的主要結(jié)論依然是穩(wěn)健的。

五、結(jié)論

本文運(yùn)用2008年-2020年中國(guó)對(duì)“一帶一路”沿線(xiàn)46個(gè)國(guó)家的直接投資數(shù)據(jù)，基于固定效應(yīng)模型從投資動(dòng)機(jī)的視角實(shí)證研究了東道國(guó)金融開(kāi)放度對(duì)中國(guó)OFDI的影響，進(jìn)一步采取替換被解釋變量和分樣本對(duì)比回歸的方法進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，系統(tǒng)分析了東道國(guó)金融開(kāi)放度對(duì)中國(guó)OFDI的影響。研究發(fā)現(xiàn)，“一帶一路”沿線(xiàn)國(guó)家的金融開(kāi)放度對(duì)中國(guó)OFDI存在顯著的正向效應(yīng)。從具體的投資動(dòng)機(jī)來(lái)看，當(dāng)基于市場(chǎng)尋求動(dòng)機(jī)時(shí)，東道國(guó)金融開(kāi)放度與中國(guó)OFDI顯著負(fù)相關(guān);當(dāng)基于自然資源尋求動(dòng)機(jī)時(shí)，東道國(guó)金融開(kāi)放度與中國(guó)OFDI顯著負(fù)相關(guān);而當(dāng)出于效率尋求動(dòng)機(jī)時(shí)，東道國(guó)金融開(kāi)放度與中國(guó)OFDI呈正相關(guān)關(guān)系;當(dāng)投資動(dòng)機(jī)為基建援助動(dòng)機(jī)時(shí)，中國(guó)OFDI與東道國(guó)金融開(kāi)放度呈負(fù)相關(guān)關(guān)系。

注釋?zhuān)?/p>

篇幅所限，對(duì)調(diào)節(jié)變量的討論未予以列示，感興趣的讀者可向作者索取。

篇幅所限，穩(wěn)健性檢驗(yàn)中對(duì)調(diào)節(jié)變量和控制變量的結(jié)果和討論未予以列示，感興趣的讀者可向作者索取。

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作者簡(jiǎn)介：何丹（1997.11- ），女，漢族，云南宣威人，云南大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，碩士在讀，主要從事國(guó)際經(jīng)濟(jì)與貿(mào)易、公司金融等研究;李承樺（1996.12- ），男，白族，云南大理人，薩格勒布大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，碩士在讀，主要從事國(guó)際商貿(mào)、企業(yè)管理等研究