“一帶一路”下中國OFDI對中亞五國經(jīng)濟增長的影響測度

朱智洺1，丁海燕1,陳效林2

(1. 河海大學(xué)商學(xué)院，江蘇南京211100; 2. 南京財經(jīng)大學(xué)物流與營銷學(xué)院，江蘇南京210023)

摘要：中亞5國是“一帶一路”戰(zhàn)略下中國重點投資對象。運用C-D生產(chǎn)函數(shù)構(gòu)建FGLS模型，基于2003—2013年面板數(shù)據(jù)測度中國OFDI對中亞5國經(jīng)濟增長影響程度。研究表明：中國OFDI對中亞5國經(jīng)濟增長的總體影響比較顯著，但各國影響程度有差異，對哈薩克斯坦影響最為顯著，其次是塔吉克斯坦和土庫曼斯坦,對吉爾吉斯斯坦和烏茲別克斯坦的影響很弱。綜合各種因素，預(yù)測在“一帶一路”戰(zhàn)略下，中國OFDI對中亞5國經(jīng)濟增長的影響差異會進一步擴大：塔吉克斯坦提升空間最大，其次是烏茲別克斯坦，其他3國影響不大。這為中國提供了具體的投資建議：在投資環(huán)境評估、投資合作對象、投資領(lǐng)域以及合作方式方面全方位轉(zhuǎn)變投資合作模式。

關(guān)鍵詞：OFDI；中亞5國；“一帶一路”戰(zhàn)略；影響測度；定性預(yù)測

DOI：10.3876/j.issn.1671-4970.2015.05.013

收稿日期：2015-07-15

基金項目：國家社會科學(xué)基金項目(14BSH021)；國家自然科學(xué)基金(71172059)

作者簡介：朱智洺(1970—)，女，江蘇姜堰人，副教授，博士，從事國際貿(mào)易和國際金融研究。

中圖分類號：F13

文獻標志碼：A

文章編號：1671-4970(2015)05-0067-06

一、引言

中亞5國(哈薩克斯坦、烏茲別克斯坦、土庫曼斯坦、吉爾吉斯斯坦和塔吉克斯坦)位于歐亞大陸的樞紐地帶，是建設(shè)絲綢之路的重要通道。2013年9月中國領(lǐng)導(dǎo)人習(xí)近平主席訪問了哈薩克斯坦、吉爾吉斯斯坦、土庫曼斯坦、烏茲別克斯坦4國，提出了“新絲綢之路經(jīng)濟帶”的戰(zhàn)略構(gòu)想，讓各國把投資的目光聚焦于中亞5國。我國將建設(shè)“絲綢之路經(jīng)濟帶”和“海上絲綢之路”(合稱“一帶一路”)納入國家戰(zhàn)略[1]，承諾向中亞國家投資480億美元，這巨額投資對中亞國家經(jīng)濟增長帶來的影響成了中亞雙方以及國際關(guān)注的一個焦點。

中國OFDI發(fā)展歷程始于1978年的改革開放，現(xiàn)有研究主要以母國利益最大化為前定條件，來探討中國OFDI對本國經(jīng)濟增長的影響。魏巧琴等[2]率先使用年度數(shù)據(jù)研究了中國1982—2000年的對外直接投資和經(jīng)濟增長的關(guān)系，結(jié)論表明二者之間沒有任何因果關(guān)系。肖黎明[3]使用中國1980—2007年度的數(shù)據(jù)進行的研究表明：中國對外直接投資與經(jīng)濟增長之間存在協(xié)整關(guān)系，但是對外直接投資對經(jīng)濟增長的促進作用較小。馮彩等[4]基于中國省級面板數(shù)據(jù)，分東部、中部、西部分析對外直接投資的母國經(jīng)濟增長效應(yīng)，發(fā)現(xiàn)對外直接投資對于區(qū)域經(jīng)濟增長的長期促進效應(yīng)顯著大于短期促進效應(yīng)。對外直接投資對于經(jīng)濟增長的效應(yīng)存在顯著的區(qū)域差異，具體表現(xiàn)為東部地區(qū)的經(jīng)濟增長效應(yīng)大于全國和中、西部地區(qū)。

“一帶一路”戰(zhàn)略提出后，中國OFDI以母國利益為最大化的條件已經(jīng)不符合國家利益和該戰(zhàn)略雙贏的根本意義，因此，基于國際視角，OFDI對東道國經(jīng)濟增長的影響是必須研究的話題。然而，中國OFDI對東道國經(jīng)濟增長影響的計量研究很少，對中亞5國經(jīng)濟增長影響的研究幾乎沒有。秦磊[5]定性分析了中國對外直接投資對GMS東道國——越南、柬埔寨、老撾的直接影響和間接影響，認為中國OFDI對次區(qū)域3國存在積極的直接影響，產(chǎn)生了就業(yè)和收入效應(yīng)，而技術(shù)溢出的間接效應(yīng)不顯著。Whalley 等[6]使用增長核算和反增長核算法評估中國直接投資對非洲的危機前經(jīng)濟飆升的貢獻，中國直接投資對撒哈拉以南13個非洲國家2008—2009年的經(jīng)濟增長起到了促進作用。汪文卿等[7]基于固定效應(yīng)模型和系統(tǒng)廣義矩估計研究中非合作對非洲國家經(jīng)濟增長的影響，總結(jié)出中國對非洲的直接投資不僅促進其經(jīng)濟增長而且促進作用大于世界其他國家對非洲的直接投資。

從已有研究OFDI與經(jīng)濟增長關(guān)系的計量方法來看，主要有兩種：一是時間序列模型，F(xiàn)rank等[8]運用時間序列因果關(guān)系分析亞洲東部及東南部的FDI與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系；Ranjan 等[9]運用多元協(xié)整分析、ADF檢驗及Granger因果檢驗印度FDI對其經(jīng)濟增長的影響。另一個是面板數(shù)據(jù)模型，Borens 等[10]使用三階段最小二乘法估計FDI對經(jīng)濟增長的影響，結(jié)果表明FDI是一種重要的技術(shù)轉(zhuǎn)移渠道，其對東道國經(jīng)濟增長的貢獻要大于國內(nèi)投資；Maria 等[11]運用動態(tài)面板數(shù)據(jù)的廣義矩估計(GMM)法控制內(nèi)生性和滯后因變量，發(fā)現(xiàn)外國直接投資不會對經(jīng)濟增長有一個強大、獨立的影響力；韓家彬等[12]運用固定效應(yīng)面板模型分析進出口、FDI對金磚5國經(jīng)濟增長的影響，發(fā)現(xiàn)FDI對金磚5國經(jīng)濟增長的影響力對于各國不一但是總體是正向變動。由于面板數(shù)據(jù)兼具橫截面和時間兩個維度，滿足本文研究中國OFDI對中亞經(jīng)濟影響的測度要求，因此，本文擬選擇面板數(shù)據(jù)模型進行經(jīng)濟計量分析。

中國與中亞5國有著長期且良好的經(jīng)貿(mào)合作，且中亞5國處于“絲綢之路經(jīng)濟帶”的核心部位，中國承諾的巨額投資對中亞5國經(jīng)濟增長產(chǎn)生的影響尚未有實證研究，因此，本文擬在“一帶一路”戰(zhàn)略下，定量研究中國OFDI對中亞5國經(jīng)濟增長的影響程度，并進行影響度的定性預(yù)測，為中方制定投資政策做參考。

二、計量模型和數(shù)據(jù)

中亞即亞洲中部地區(qū)，狹義的中亞國家包括土庫曼斯坦、吉爾吉斯斯坦、烏茲別克斯坦、塔吉克斯坦、哈薩克斯坦和阿富汗斯坦6國。由于阿富汗的特殊國情，影響因素較為復(fù)雜，所以本文不將其納入研究對象，本文中亞5國指哈薩克斯坦、吉爾吉斯斯坦、塔吉克斯坦、土庫曼斯坦和烏茲別克斯坦。

1. 模型的選擇

為了評估中國OFDI對中亞5國經(jīng)濟增長的影響，本文采用柯布—道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)?？虏肌栏窭股a(chǎn)函數(shù)是由美國數(shù)學(xué)家柯布和經(jīng)濟學(xué)家保羅·道格拉斯共同探討投入和產(chǎn)出的關(guān)系時設(shè)計的生產(chǎn)函數(shù)，其廣泛應(yīng)用于經(jīng)濟數(shù)量分析，從投入產(chǎn)出的角度研究一個國家或地區(qū)的經(jīng)濟增長問題，具有重要的應(yīng)用價值，模型表達式為：Y=AKαLβ。式中Y表示生產(chǎn)總產(chǎn)值，A表示綜合技術(shù)水平，L表示投入的勞動力數(shù)量，K表示投入的資本，β表示勞動力產(chǎn)出的彈性系數(shù)，α表示資本產(chǎn)出的彈性系數(shù)。

傳統(tǒng)的C-D生產(chǎn)函數(shù)模型中，只從勞動投入和資本投入來研究經(jīng)濟增長，雖然諸如技術(shù)進步、進出口等影響經(jīng)濟增長的因素被籠統(tǒng)地概括進了常數(shù)A中，由于A是一個模糊概念，如何從A中將技術(shù)進步和其他影響經(jīng)濟增長的因素分離出來顯然具有重要意義?；谝陨峡紤]，本文把A設(shè)定為技術(shù)進步，把對外直接投資(OFDI)引入生產(chǎn)函數(shù)，把其他不可觀測的影響經(jīng)濟增長的因素設(shè)定為μ，生產(chǎn)函數(shù)模型改寫為：

Y=AαKβLγeλOFDI+μ

(1)

對生產(chǎn)函數(shù)模型(1)取對數(shù)形式進行變形得到如下模型：

lnY=αlnA+λβlnK+γlnL+λOFDI+μ

(2)

(2)式中：α>0，β>0，γ>0，>0，Y表示經(jīng)濟增長；A表示技術(shù)水平；L表示勞動力投入；K表示資本投入；OFDI表示對外直接投資，α、β、γ和λ分別表示各影響因素的產(chǎn)出彈性系數(shù)，μ為影響經(jīng)濟增長但未能測量的因素。依據(jù)理論模型，結(jié)合本文分析所利用的面板數(shù)據(jù)形式，設(shè)定中亞5國經(jīng)濟增長問題的計量回歸分析模型，如下：

lnYit=c+αlnAit+βlnKit+

γlnLit+λOFDIit+μi+εit

(3)

(3)式中，Y為中亞5國的經(jīng)濟增長，用各國GDP的年增長率來表示；A為技術(shù)進步，用各個國家的研發(fā)投入占GDP的比重表示；K為中亞5國的資本量，用各個國家固定資本額來表示；L為中亞5國的勞動力，用各個國家的總就業(yè)人口表示；OFDI表示中國對中亞5國的直接投資，用對外直接投資流量來表示。c表示常數(shù)項，μi表示固定效應(yīng)，εit表示隨機效應(yīng)，i表示面板數(shù)據(jù)中的觀測個數(shù)，t表示面板數(shù)據(jù)的時間維度。

2. 數(shù)據(jù)來源

2003—2013年度中國對中亞5國的直接投資流量數(shù)據(jù)來源于商務(wù)部、國家統(tǒng)計局、國家外匯管理局聯(lián)合發(fā)布的《2003—2013年度中國對外直接投資統(tǒng)計公報》。由于2002年中國才頒布《對外直接投資統(tǒng)計制度》，2003年之前的投資數(shù)據(jù)缺失，因此本文面板數(shù)據(jù)的時間跨度是2003—2013年。其他數(shù)據(jù)全部來源于世界銀行數(shù)據(jù)信息庫?？紤]到各變量的計量單位不同，先利用SPSS17.0對數(shù)據(jù)進行了標準化處理，標準化處理后的數(shù)據(jù)沒有量綱，各變量對經(jīng)濟增長影響力的大小就可以進行比較分析。面板數(shù)據(jù)模型的回歸與檢驗使用的是STATA12.0。

三、影響測度的實證分析

1. 面板模型的選擇與回歸

面板數(shù)據(jù)模型的選擇通常有3種形式：混合估計模型、固定效應(yīng)模型和隨機效應(yīng)模型。首先采用F檢驗決定選用混合模型還是固定效應(yīng)模型，然后用B-P檢驗確定選用混合模型還是隨機效應(yīng)模型，最后采用Hausman檢驗確定應(yīng)該建立隨機效應(yīng)模型還是固定效應(yīng)模型。各模型檢驗結(jié)果如表1所示：

表1　三種面板數(shù)據(jù)模型的檢驗結(jié)果對比 * 本文所有的***、**和*符號分別表示回歸結(jié)果在1%、5%、10%的水平上顯著。

從F檢驗值和顯著水平來看，在混合最小二乘估計和固定效應(yīng)估計之間拒絕最小二乘估計。再對面板數(shù)據(jù)進行B-P檢驗，結(jié)果如表2所示：

表2　B-P檢驗結(jié)果

從P值來看，在混合最小二乘估計和隨機效應(yīng)估計之間拒絕隨機效應(yīng)估計。

綜合F檢驗和B-P檢驗結(jié)果，應(yīng)該選擇固定效應(yīng)進行估計。最后，又進行了Hausman檢驗，得出P= 0.000 0，因此，本文選用固定效應(yīng)模型進行回歸分析。

固定效應(yīng)模型回歸結(jié)果可寫成：

lnYit=0.1995OFDIit+0.1228lnAit+

(4)

(12.05***)(2.96***)(-2.27***)

由模型回歸各變量前的系數(shù)，可以初步得出以下結(jié)論：中國OFDI對中亞5國經(jīng)濟增長有一定的正向作用，影響力系數(shù)為0.199 5，大于中亞5國研發(fā)投入和就業(yè)影響的系數(shù)，表明我國OFDI對中亞5國經(jīng)濟增長有一定的影響，這也符合中亞5國與我國經(jīng)濟相互依賴的現(xiàn)狀，兩者合作對于雙方均是有利的，中亞5國需要我國的投資改善其基礎(chǔ)設(shè)施等方面的民生建設(shè)，而我國也需要中亞5國的能源以及其提供的貿(mào)易樞紐的便利。

2. FGLS的檢驗與回歸

考慮到本文的數(shù)據(jù)涵蓋中亞5國2003—2013年11年間的各項數(shù)據(jù)，屬于長面板數(shù)據(jù)(時間跨度大于截面?zhèn)€數(shù))，因此，有必要在回歸之前對組間異方差和組內(nèi)自相關(guān)進行檢驗，然后使用“可行廣義最小二乘法”(FGLS)進行估計[13]。

首先進行組間異方差的檢驗，結(jié)果顯示：Prob>chi2 = 0.000 0，因此拒絕原假設(shè)，即存在組間異方差。然后進行組內(nèi)自相關(guān)的檢驗，結(jié)果顯示：Prob>F = 0.000 0，因此拒絕原假設(shè)，即一階組內(nèi)存在自相關(guān)。最后進行面板模型組間截面相關(guān)的檢驗，各檢驗結(jié)果如表3所示：

表3　組間截面相關(guān)檢驗結(jié)果

經(jīng)Breusch-Pagan LM檢驗，Pesaran檢驗，F(xiàn)riedman 檢驗和Frees檢驗，結(jié)果顯示所有的P值都大于0.1，因此接受原假設(shè)，即不存在組間截面相關(guān)。

基于以上關(guān)于異方差、組內(nèi)自相關(guān)和組間截面相關(guān)的所有檢驗結(jié)果，該面板數(shù)據(jù)存在著異方差和組內(nèi)自相關(guān)，不存在組間截面相關(guān)，因此可以對長面板進行FGLS估計，將異方差和自相關(guān)考慮到回歸模型中，進行一階自回歸，回歸結(jié)果如表4所示：

表4　FGLS一階自回歸結(jié)果

對比兩種回歸結(jié)果，面板專用的結(jié)果相對于常規(guī)的一階自回歸結(jié)果更為顯著，因此面板修正后的模型可寫為：

(5)

對比固定效應(yīng)模型，可以發(fā)現(xiàn)考慮異方差和自相關(guān)的FGLS模型的回歸結(jié)果更為顯著，中國對中亞5國直接投資的影響力系數(shù)由0.199 5提高至0.258 2，對中亞5國的經(jīng)濟增長有顯著的推動力。

綜合看所有的模型回歸結(jié)果，國內(nèi)固定資本對國家經(jīng)濟增長的促進作用不僅明顯而且強烈顯著；中國OFDI對中亞5國經(jīng)濟增長的促進作用僅次于國內(nèi)固定資本，并且遠大于研發(fā)投入和就業(yè)的影響力系數(shù)，并且顯著。這也從側(cè)面反映出中國OFDI對東道國經(jīng)濟增長的拉動作用愈來愈顯著，并沒有被固定資本投資的作用稀釋。這也進一步驗證了中國在中亞5國的經(jīng)濟合作中起著舉足輕重的作用。

3. 考慮固定效應(yīng)的FGLS模型

前文已經(jīng)進行了混合估計、隨機效應(yīng)估計和固定效應(yīng)估計結(jié)果的對比，接受了固定效應(yīng)估計；并且考慮了異方差和序列相關(guān)，建立了FGLS估計方程。結(jié)合以上檢驗結(jié)果，下文將考慮固定效應(yīng)建立FGLS模型，使得模型更為穩(wěn)健。

首先引入4個國家虛擬變量，再進行FGLS的一階自回歸，回歸結(jié)果如表5所示：

表5　考慮固定效應(yīng)的FGLS一階自回歸結(jié)果

檢驗結(jié)果發(fā)現(xiàn)，country2和country3的系數(shù)沒有顯著性，所以接下來只考慮country4和country5兩個虛擬變量，同樣進行FGLS的一階自回歸，檢驗后發(fā)現(xiàn)country4的系數(shù)沒有顯著性。最后只考慮country5一個虛擬變量，回歸后的結(jié)果與不考慮固定效應(yīng)的FGLS模型結(jié)果的差異較小，模型并沒有得到顯著優(yōu)化。因此，個體效應(yīng)對于該長面板的FGLS回歸影響微弱，模型(5)可以說是較為穩(wěn)健且優(yōu)化的。

4. OFDI對中亞5國經(jīng)濟增長的影響度比較

前文對中國OFDI對中亞5國經(jīng)濟增長的影響做了整體的回歸分析。為了對比分析中國對中亞5國經(jīng)濟增長影響力的大小，對面板數(shù)據(jù)按國家分組，仍利用C-D生產(chǎn)函數(shù)，進行分別回歸?；貧w結(jié)果如表6所示。

對比OFDI的影響系數(shù)，發(fā)現(xiàn)中國OFDI對哈薩克斯坦經(jīng)濟增長有著最為顯著的促進作用，其次是塔吉克斯坦和土庫曼斯坦，對烏茲別克斯坦和吉爾吉斯斯坦的影響力最為微弱。

哈薩克斯坦無疑是中亞國家中經(jīng)濟實力最強的一個。2003年頒布的新《投資法》確立了吸引外國投資的法律基礎(chǔ)，加強了國家對外國投資的有效保障，為我國在哈薩克斯坦的直接投資創(chuàng)造了極為有利的投資環(huán)境，從而形成了最為顯著的經(jīng)濟增長動力，為中哈在“一帶一路”建設(shè)中的合作奠定了堅實的基礎(chǔ)[14]。

塔吉克斯坦和土庫曼斯坦分別頒布了《塔吉克斯坦共和國投資法》和《外國投資法》，這為本國投資活動和外國投資創(chuàng)造了良好的條件。進入21世紀以來，塔吉克斯坦和土庫曼斯坦的經(jīng)濟也保持高速增長。得益于此，我國對塔吉克斯坦和土庫曼斯坦的直接投資也起到了比以往更加明顯的作用，推動了其經(jīng)濟的增長。

吉爾吉斯斯坦為引進外資，建立了稅收和自由經(jīng)濟區(qū)等優(yōu)惠制度，但由于國家封閉、經(jīng)濟犯罪和極端主義思想橫行，政策實施效果極差。近年來貧困率在增長，公共債務(wù)增加。毒品貿(mào)易的繁榮、恐怖主義與經(jīng)濟落后形成了惡性循環(huán)，長期形成的經(jīng)濟結(jié)構(gòu)不合理、原材料和能源供應(yīng)不足、基礎(chǔ)設(shè)施的嚴重滯后，都制約著其經(jīng)濟的發(fā)展。我國對吉爾吉斯斯坦的直接投資根本無法改變其落后的經(jīng)濟現(xiàn)狀，對吉爾吉斯斯坦經(jīng)濟增長的作用極為微弱。

表6　中國OFDI對中亞5國經(jīng)濟增長的影響測度比較

烏茲別克斯坦雖然相繼頒布了一系列鼓勵性優(yōu)惠政策，但法律政策不穩(wěn)定，執(zhí)法隨意性高。而且由于技術(shù)設(shè)備落后，內(nèi)陸國交通條件限制、較為嚴重的官僚主義、通貨膨脹等因素的影響，烏茲別克斯坦的經(jīng)濟增長速度一直較低。我國對烏茲別克斯坦的直接投資也因為投資環(huán)境的惡劣和經(jīng)濟落后根本不能發(fā)揮作用，幾乎無法幫助烏茲別克斯坦的經(jīng)濟增長。

四、“一帶一路”戰(zhàn)略下影響系數(shù)的定性預(yù)測

結(jié)合本文的實證檢驗結(jié)果來看，中國OFDI對中亞5國經(jīng)濟增長的影響程度較大且呈正向態(tài)勢；而在“一帶一路”戰(zhàn)略下，這種積極的影響必將擴大化和深入化，對于中亞5國的影響程度也相應(yīng)產(chǎn)生一定變化。

1. 影響系數(shù)的總體預(yù)測

從需求角度來看，中亞5國都想借助建設(shè)“新絲綢之路經(jīng)濟帶”的契機，帶動國內(nèi)經(jīng)濟增長。中亞5國都為內(nèi)陸國，除哈薩克斯坦的交通、通信、互聯(lián)網(wǎng)絡(luò)發(fā)展較好外，其他四國都存在著交通通訊等基礎(chǔ)設(shè)施不夠完善的問題。但由于建立新的鐵路線需要大量的資金，這對于資金短缺的中亞國家來說困難重重。根據(jù)亞洲開發(fā)銀行的測算，2020年前亞洲地區(qū)每年基建投資需求達7 300億美元。若中國加大對中亞國家的基礎(chǔ)設(shè)施投資，幫助中亞國家突破資金瓶頸，不僅促進中亞地區(qū)的經(jīng)濟增長，同時可以獲取更高的海外投資收益。中亞5國依賴于國內(nèi)投資的現(xiàn)狀將因為“一帶一路”戰(zhàn)略的貫徹實施而得到改善，使得OFDI的作用更加明顯。在未來新絲路的建設(shè)階段，中國的OFDI對中亞國家經(jīng)濟增長的影響系數(shù)將明顯大于0.258 2。

2. 影響系數(shù)的分國別預(yù)測

哈薩克斯坦希望以共建“絲綢之路經(jīng)濟帶”為契機，擴大中哈能源、制造業(yè)、交通運輸業(yè)等領(lǐng)域的投資合作。但是，哈薩克斯坦本就是中亞國家中經(jīng)濟實力最強的一個，對于外資的依賴性并不強。中國對哈的直接投資依然會促進哈薩克斯坦的經(jīng)濟增長，但是增長幅度不會明顯提高。在未來新絲路的建設(shè)期，中國的OFDI對哈薩克斯坦經(jīng)濟增長的影響系數(shù)將保持在0.275 4左右。

塔吉克斯坦曾在20世紀90年代經(jīng)歷了多年的內(nèi)戰(zhàn)，因此該國民眾更加渴望社會穩(wěn)定與經(jīng)濟發(fā)展。再加上2008年全球金融危機，塔吉克斯坦的經(jīng)濟遭受嚴重沖擊。雖然政府采取一系列應(yīng)對措施，但限于本國經(jīng)濟規(guī)模相對較小，其發(fā)展較多地依賴國際社會和外商投資。作為古絲綢之路經(jīng)過的國家，塔吉克斯坦更是希望借“絲綢之路經(jīng)濟帶”的構(gòu)建重新煥發(fā)生機與活力[15]。在未來新絲路的建設(shè)期，中國OFDI對塔吉克斯坦經(jīng)濟增長的影響系數(shù)將明顯大于0.253 1。

土庫曼斯坦是中亞地區(qū)較為富有的國家，但是土庫曼斯坦對市場、交通等仍存在需求。建設(shè)新絲路給土庫曼斯坦提供了改善交通基礎(chǔ)設(shè)施的良機，因而更加需要外商在該行業(yè)的投資。在未來新絲路的建設(shè)期，中國OFDI對土庫曼斯坦經(jīng)濟增長的影響系數(shù)將稍微大于0.180 2。

吉爾吉斯斯坦預(yù)期絲綢之路的復(fù)興有助于其改善與周邊國家的關(guān)系，實現(xiàn)國家建設(shè)的發(fā)展。但是吉爾吉斯斯坦卻在2013年12月退出“中國—吉爾吉斯斯坦烏茲別克斯坦鐵路項目”。吉爾吉斯斯坦存在毒品貿(mào)易繁榮、恐怖主義盛行的頑疾，加上經(jīng)濟落后，基礎(chǔ)設(shè)施嚴重滯后，即使中國在該國的投資擴大，也難以改變其長期的落后經(jīng)濟。在未來新絲路的建設(shè)期，中國OFDI對吉爾吉斯斯坦經(jīng)濟增長的影響系數(shù)不可能大于0.014 7。

烏茲別克斯坦也希望借“絲綢之路經(jīng)濟帶”的構(gòu)建實現(xiàn)其國內(nèi)經(jīng)濟的發(fā)展、政治的穩(wěn)定及文化的繁榮。烏茲別克斯坦曾是古代絲綢之路的交通要沖，在東西方文化、商貿(mào)等交流上發(fā)揮過重要的作用。由于烏茲別克斯坦存在著技術(shù)設(shè)備落后、內(nèi)陸國交通條件較差、通貨膨脹等問題，其經(jīng)濟增長速度一直較低。但這些問題是可以借助新絲路建設(shè)的機會得以改善。在未來新絲路的建設(shè)期，中國OFDI對烏茲別克斯坦經(jīng)濟增長的影響系數(shù)將大于0.041 0。

“一帶一路”戰(zhàn)略下，中國OFDI對哈薩克斯坦和塔吉克斯坦經(jīng)濟增長的影響度將會是最大的；而對土庫曼斯坦而言，影響度不會有大變化。中國OFDI對吉爾吉斯斯坦經(jīng)濟增長的影響度將依然是最小的，但是對烏茲別克斯坦而言，將會產(chǎn)生較為明顯的促進作用?？傊瑢λ怂固沟挠绊懚鹊奶嵘臻g最大，其次是烏茲別克斯坦，其他3國不會有很大的提升空間。

五、結(jié)論與政策建議

1. 實證研究結(jié)論

總體來說，我國OFDI對中亞5國經(jīng)濟增長的影響是比較顯著的，由于中亞5國社會制度、經(jīng)濟體制、資源稟賦、經(jīng)濟發(fā)展水平、投資環(huán)境、投資法律和政策等一系列因素的不同，影響程度有所不同。哈薩克斯坦、塔吉克斯坦和土庫曼斯坦的投資環(huán)境較好，經(jīng)濟實力較強，尤其是哈薩克斯坦，我國OFDI對這3國的經(jīng)濟增長起著較為顯著的推動作用。然而吉爾吉斯斯坦和烏茲別克斯坦的投資環(huán)境惡劣，經(jīng)濟增長緩慢甚至落后，我國OFDI對這兩國的經(jīng)濟增長幾乎起不到促進作用。

2. 對中國的政策建議

結(jié)合實證研究結(jié)果和“一帶一路”戰(zhàn)略的影響，本文認為，中國對中亞的直接投資應(yīng)全方面轉(zhuǎn)變投資合作模式，具體建議如下：

海外直接投資的前提是做好東道國投資環(huán)境的評估，而對于中亞這樣國情復(fù)雜且國別差異也很大的國家來說，評估投資環(huán)境尤為重要[16]。我國在對中亞5國直接投資之前應(yīng)綜合考慮東道國文化、法律制度和政治環(huán)境等因素，譬如，認真閱讀中國商務(wù)部和中國駐各國大使館經(jīng)濟商務(wù)參贊處公布的《對外投資合作國別(地區(qū))指南》，為對外投資活動提供較為明確的政策導(dǎo)向。

投資合作對象以哈薩克斯坦為主導(dǎo)，帶動與其他中亞4國的合作?？杉哟髮_克斯坦、塔吉克斯坦、土庫曼斯坦這些投資環(huán)境較好、吸收外資能力較強的國家的投資比例；對于吉爾吉斯斯坦和烏茲別克斯坦投資環(huán)境較差的國家，不應(yīng)望而卻步，而應(yīng)給予基礎(chǔ)設(shè)施等方面的投資援助，加強雙方建設(shè)“新絲綢之路經(jīng)濟帶”的信心。

投資領(lǐng)域的重心應(yīng)從能源領(lǐng)域向基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)、農(nóng)業(yè)等非能源領(lǐng)域偏移。中亞5國希望中國加大對其農(nóng)業(yè)、交通、電信行業(yè)、高新科技等領(lǐng)域的投資合作，因此中國更應(yīng)加大對中亞5國非資源領(lǐng)域及關(guān)乎民生發(fā)展領(lǐng)域的投資?；A(chǔ)設(shè)施的建設(shè)是“新絲綢之路經(jīng)濟帶”上國家經(jīng)貿(mào)發(fā)展的基礎(chǔ)，然而中亞國家基礎(chǔ)設(shè)施滯后制約著中國和中亞各國的經(jīng)貿(mào)合作，中國有必要參與或投資中亞各國的基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)[17]。

投資合作方式可以“以點帶面”、“循序漸進”。要發(fā)揮新疆的地緣優(yōu)勢，通過新疆與中亞的次區(qū)域經(jīng)濟合作來帶動中國和中亞國家間經(jīng)濟合作；另外，也可利用上海合作組織作為政治外交和經(jīng)濟合作的重要平臺，加快“新絲綢之路經(jīng)濟帶”的建設(shè)和上合組織的轉(zhuǎn)型[18]，以轉(zhuǎn)型的上合組織為平臺增強組織成員國的經(jīng)濟合作，推進投資便利化規(guī)劃的落實。

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