陳繼勇， 陳大波

(1.武漢大學(xué) 經(jīng)濟(jì)發(fā)展研究中心， 湖北 武漢 430072； 2.武漢大學(xué) 美國加拿大經(jīng)濟(jì)研究所， 湖北 武漢 430072)

一、引言與文獻(xiàn)綜述

2013年，習(xí)近平主席在出訪哈薩克斯坦和印度尼西亞期間先后提出了共同建設(shè)“絲綢之路經(jīng)濟(jì)帶”與“21世紀(jì)海上絲綢之路”(簡稱“一帶一路”)的重要倡議，得到160多個國家和國際組織的高度關(guān)注與積極響應(yīng)，倡議強(qiáng)調(diào)沿線國家要努力形成互利共贏的“利益共同體”與共同發(fā)展繁榮的“命運(yùn)共同體”。六年來，中國與沿線國家在“五通”(1)“五通”指政策溝通、設(shè)施聯(lián)通、貿(mào)易暢通、資金融通和民心相通。等重點領(lǐng)域不斷推進(jìn)務(wù)實合作，并通過對接經(jīng)濟(jì)發(fā)展戰(zhàn)略尋求發(fā)展理念和合作內(nèi)容的最大公約數(shù)，從而實現(xiàn)經(jīng)濟(jì)共同發(fā)展和繁榮。

“一帶一路”倡議既是中國轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)增長方式、調(diào)整經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)、推動國內(nèi)區(qū)域經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)發(fā)展和國際區(qū)域經(jīng)濟(jì)合作的客觀需要，也是“一帶一路”沿線國家通過貿(mào)易與投資擴(kuò)大市場、拉動經(jīng)濟(jì)增長和推進(jìn)工業(yè)化進(jìn)程的現(xiàn)實需要。據(jù)統(tǒng)計，中國對“一帶一路”沿線國家的對外直接投資流量從2010年的77.4億美元增加至2018年的162.7億美元(2)2010年中國對“一帶一路”相關(guān)國家的直接投資數(shù)據(jù)來源于2012年度中國對外直接投資統(tǒng)計公報，2018年中國對“一帶一路”相關(guān)國家的直接投資數(shù)據(jù)來源于商務(wù)部統(tǒng)計數(shù)據(jù)http:district.ce.cnzg20190212t20190212_3145887 2.shtml。。2013—2018年，中國對“一帶一路”沿線國家的直接投資總額超過了900億美元，中國企業(yè)已經(jīng)與“一帶一路”沿線國家共同推進(jìn)建設(shè)75個境外經(jīng)貿(mào)合作區(qū)，為沿線國家創(chuàng)造了22億美元稅收和21萬個就業(yè)崗位(3)此處數(shù)據(jù)來源于《中國“一帶一路”境外經(jīng)貿(mào)合作區(qū)助力可持續(xù)發(fā)展報告》和國家商務(wù)部統(tǒng)計數(shù)據(jù)http:finance.sina.com.cnroll2019-04-26doc-ihvhiewr8360519.shtml。?！耙粠б宦贰苯ㄔO(shè)已成為沿線國家經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要載體，而外商直接投資也將成為推動沿線國家經(jīng)濟(jì)增長的主要動力。因此，加強(qiáng)沿線國家的國內(nèi)投資和外商直接投資之間的替代互補(bǔ)關(guān)系研究，這對于中國對接和耦合沿線國家的經(jīng)濟(jì)發(fā)展戰(zhàn)略，不斷深化與沿線國家的產(chǎn)能合作，大力提升與沿線國家的貿(mào)易投資合作水平，使得中國與沿線國家共享經(jīng)濟(jì)發(fā)展成果，從而進(jìn)一步推動中國與沿線國家形成互惠互利與合作共贏的經(jīng)濟(jì)發(fā)展新模式具有重要意義。

國內(nèi)外學(xué)者對于外商直接投資與國內(nèi)投資之間的關(guān)系研究包含三個方面：外商直接投資與國內(nèi)投資的替代關(guān)系、外商直接投資與國內(nèi)投資的互補(bǔ)關(guān)系以及外商直接投資與國內(nèi)投資的替代和互補(bǔ)關(guān)系。

1.外商直接投資與國內(nèi)投資的替代關(guān)系

羅長遠(yuǎn)和趙紅軍發(fā)現(xiàn)中國國內(nèi)資本在與FDI競爭投資環(huán)境的過程中處于不利地位，致使FDI不斷流入而國內(nèi)投資不旺(4)羅長遠(yuǎn)、趙紅軍：《外國直接投資、國內(nèi)資本與投資者甄別機(jī)制》，《經(jīng)濟(jì)研究》2003年第9期。。一些學(xué)者通過中國國家層面、省級面板或國家面板數(shù)據(jù)進(jìn)行實證研究發(fā)現(xiàn)FDI對國內(nèi)投資形成了替代效應(yīng)(5)張倩肖：《外商直接投資對國內(nèi)投資的替代互補(bǔ)效應(yīng)分析》，《經(jīng)濟(jì)學(xué)家》2004年第6期；郝雁：《廣東省外商直接投資與省內(nèi)固定資產(chǎn)投資相關(guān)性的實證分析——擠出還是擠入效應(yīng)》，《國際貿(mào)易問題》2007年第8期；張光南、朱宏佳：《FDI對國內(nèi)投資擠入擠出效應(yīng)的再檢驗——基于珠三角城市面板數(shù)據(jù)的實證研究》，《國際商務(wù)——對外經(jīng)濟(jì)貿(mào)易大學(xué)學(xué)報》2013年第1期；譚之博、趙岳：《外商直接投資的擠入擠出效應(yīng)：金融發(fā)展的影響》，《金融研究》2014年第9期。。Eregha認(rèn)為FDI對西非國家國內(nèi)投資的替代表現(xiàn)為FDI的波動性阻止了這些國家的國內(nèi)投資(6)P B Eregha，“Foreign Direct investment inflow volatility，and domestic investment in West Africa”，The Journal of Developing Areas，Vol.49，No.2，2015.。中國全行業(yè)當(dāng)期的外商獨資對國內(nèi)投資形成替代效應(yīng)(7)冼國明、孫江永：《外商直接投資的擠入、擠出效應(yīng)——基于外資不同來源地和中國地區(qū)差異的視角》，《世界經(jīng)濟(jì)研究》2009年第8期。。Sara和Bettina認(rèn)為FDI使得東道國國內(nèi)競爭加劇形成的擠出效應(yīng)(8)FDI對國內(nèi)投資形成的替代效應(yīng)與擠出效應(yīng)含義相同，F(xiàn)DI對國內(nèi)投資形成的互補(bǔ)效應(yīng)與擠入效應(yīng)含義相同?？赡艹^了FDI給東道國帶來的技術(shù)溢出效應(yīng)(9)Sara Amoroso，Bettina Müller，“The short-run effects of knowledge intensive greenfield FDI on new domestic entry”，The Journal of Technology Transfer，Vol.43，No.3，2018.。這些學(xué)者都基于靜態(tài)投資模型分析外商直接投資對國內(nèi)投資形成的替代關(guān)系，只考慮了外商直接投資對國內(nèi)投資的短期影響。

2.外商直接投資與國內(nèi)投資的互補(bǔ)關(guān)系

Mihir等認(rèn)為FDI和國內(nèi)投資的互補(bǔ)性在于將東道國生產(chǎn)和母國生產(chǎn)結(jié)合在一起以實現(xiàn)成本更低的最終產(chǎn)出(10)Mihir A Desai，C Fritz Foley and James R Hines.JR，“Foreign direct investment and the domestic capital stock”，The American Economic Review，Vol.95，No.2，2005.。一些學(xué)者使用中國的時間序列數(shù)據(jù)或行業(yè)面板數(shù)據(jù)進(jìn)行實證研究后發(fā)現(xiàn)FDI對國內(nèi)投資形成明顯的互補(bǔ)效應(yīng)(11)徐穎君：《外國直接投資對中國國內(nèi)投資的影響:擠入還是擠出?》，《國際貿(mào)易問題》2006年第8期；羅長遠(yuǎn)：《FDI、國內(nèi)資本與經(jīng)濟(jì)增長——1987—2001年中國省際面板數(shù)據(jù)的證據(jù)》，《世界經(jīng)濟(jì)文匯》2006年第4期；冼國明，歐志斌：《FDI對中國國內(nèi)投資的擠入和擠出效應(yīng)及進(jìn)入壁壘對該效應(yīng)的影響——基于行業(yè)面板數(shù)據(jù)的重新檢驗》，《世界經(jīng)濟(jì)研究》2008年第3期。。中國企業(yè)的對外直接投資總體上與國內(nèi)投資呈現(xiàn)出互補(bǔ)關(guān)系(12)余官勝、楊文：《我國企業(yè)對外直接投資是促進(jìn)還是擠出國內(nèi)投資——影響機(jī)理與實證檢驗》，《國際商務(wù)——對外經(jīng)濟(jì)貿(mào)易大學(xué)學(xué)報》2014年第6期。。Jonathan認(rèn)為FDI和國內(nèi)投資的互補(bǔ)性取決于在東道國開辦內(nèi)資企業(yè)的必要條例，企業(yè)開辦條例改革在加強(qiáng)FDI與國內(nèi)投資的互補(bǔ)性上起到了關(guān)鍵作用(13)Jonathan Munemo，“Business start-up regulations and the complementarity between foreign and domestic investment”，Review of World Economics，Vol.150，No.4，2014.。Badri和Debi發(fā)現(xiàn)FDI與國內(nèi)私人投資形成“互補(bǔ)”效應(yīng)，公共投資和國內(nèi)私人投資的沖擊促進(jìn)了FDI流入印度(14)Badri Narayan Rath，Debi Prasad Bal，“Do FDI and public investment crowd in or crowd out private domestic investment in India”，The Journal of Developing Areas，Vol.48，No.3，2014.。Lalita和Arun認(rèn)為東道國FDI和對外直接投資在長期都是國內(nèi)投資的格蘭杰原因，并有助于國內(nèi)資本形成，而從短期來看，只有FDI是國內(nèi)投資的格蘭杰原因(15)Lalita Mohan Mohapatra，Arun Kumar Gopalaswamy，“FDI，domestic investment and 2008 financial crisic：evidence from emerging nations”，The Journal of Developing Areas，Vol.50，No.6，2016.。這些學(xué)者都基于靜態(tài)投資模型分析外商直接投資對國內(nèi)投資形成的互補(bǔ)關(guān)系，也只考慮了外商直接投資對國內(nèi)投資的短期影響。

3.外商直接投資與國內(nèi)投資的替代互補(bǔ)關(guān)系

Hejazi和Pauly發(fā)現(xiàn)外向型FDI與內(nèi)向型FDI對固定資本形成總額的影響取決于潛在的投資動機(jī)(16)Walid Hejazi，P Pauly，“Motivations for FDI and domestic capital formation”，Journal of International Business Studies，Vol.34，No.3，2003.。雷輝、彭紅楓和魯維潔發(fā)現(xiàn)中國FDI分別在東、中、西部地區(qū)對國內(nèi)投資產(chǎn)生替代、互補(bǔ)及替代效應(yīng)(17)雷輝：《我國東、中、西部外商直接投資(FDI)對國內(nèi)投資的擠入擠出效應(yīng)——基于Panel Data模型的分析》，《中國軟科學(xué)》2006年第2期；彭紅楓、魯維潔：《外商直接投資的動態(tài)擠入擠出效應(yīng)——基于全國及地區(qū)差異的分析和檢驗》，《世界經(jīng)濟(jì)研究》2011年第2期。，而冼國明和孫江永卻認(rèn)為FDI在東部地區(qū)對國內(nèi)投資產(chǎn)生互補(bǔ)效應(yīng)，而FDI在中部地區(qū)對國內(nèi)投資的影響并不明顯(18)冼國明、孫江永：《外商直接投資的擠入、擠出效應(yīng)——基于外資不同來源地和中國地區(qū)差異的視角》，《世界經(jīng)濟(jì)研究》2009年第8期。。陳家濤認(rèn)為中國FDI只在當(dāng)期對國內(nèi)投資形成顯著互補(bǔ)效應(yīng)，在長期對國內(nèi)投資形成的互補(bǔ)效應(yīng)卻并不顯著，而東部與西部地區(qū)的FDI在長期對國內(nèi)投資形成替代效應(yīng)(19)陳家濤：《擠出還是擠入：外商直接投資對國內(nèi)投資的效應(yīng)》，《財經(jīng)科學(xué)》2009年第4期。。FDI對國內(nèi)資本的影響分為微弱互補(bǔ)效應(yīng)、顯著替代效應(yīng)與較弱互補(bǔ)效應(yīng)三個階段(20)彭紅楓、魯維潔：《外商直接投資的動態(tài)擠入擠出效應(yīng)——基于全國及地區(qū)差異的分析和檢驗》。。楊新房等發(fā)現(xiàn)FDI對中國國內(nèi)資本形成“替代”效應(yīng)和“互補(bǔ)”效應(yīng)，但總體上產(chǎn)生“凈互補(bǔ)”效應(yīng)(21)楊新房、任麗君、李紅芹：《外國直接投資對國內(nèi)資本“擠出”效應(yīng)的實證研究——從資本形成角度看FDI對我國經(jīng)濟(jì)增長的影響》，《國際貿(mào)易問題》2006年第9期。。孫致陸和肖海峰認(rèn)為中國FDI在短期和長期分別對國內(nèi)投資產(chǎn)生互補(bǔ)效應(yīng)及替代效應(yīng)(22)孫致陸、肖海峰：《外商直接投資對東道國國內(nèi)投資的“擠入”與“擠出”效應(yīng)——來自中國數(shù)據(jù)的經(jīng)驗證據(jù)》，《亞太經(jīng)濟(jì)》2011年第2期。。Nadia等發(fā)現(xiàn)高收入國家的采礦業(yè)FDI對金融業(yè)FDI形成“替代效應(yīng)”，中低收入國家的采礦業(yè)FDI對制造業(yè)和金融業(yè)FDI形成“互補(bǔ)效應(yīng)”(23)Nadia Doytch，Ronald U Mendoza，Charles I.Siriban，“Does Mining FDI Crowd in Other Investments?Investigation of FDI Intersectoral Linkages”，Comparative Economic Studies，Vol.57，No.2，2015.。Michael和Nadine認(rèn)為東道國國內(nèi)投資與引進(jìn)外資之間存在顯著的異質(zhì)互補(bǔ)關(guān)系，東道國對外直接投資與國內(nèi)投資之間同時存在替代和互補(bǔ)關(guān)系(24)Michael S Delgado，Nadine McCloud，“Foreign direct investment and the domestic capital stock：the good-bad role of higher institutional quality”，Empirical Economics，Vol.53，No.4，2017.。這些學(xué)者主要基于靜態(tài)投資模型分析外商直接投資對國內(nèi)投資形成的替代或互補(bǔ)關(guān)系，也主要考慮了外商直接投資對國內(nèi)投資的短期影響。少數(shù)學(xué)者使用包含較少變量的動態(tài)投資模型研究了外商直接投資對國內(nèi)投資的長期影響，但他們忽視了其他變量對國內(nèi)投資的影響。

總之，國內(nèi)外學(xué)者研究了外商直接投資與國內(nèi)投資之間的替代與互補(bǔ)關(guān)系，他們側(cè)重于分析外商直接投資對國內(nèi)投資的影響，并從不同角度闡釋了二者之間的替代關(guān)系與互補(bǔ)關(guān)系。雖然他們從一定程度上分析了外商直接投資與國內(nèi)投資之間的替代及互補(bǔ)關(guān)系，但是現(xiàn)有文獻(xiàn)對引進(jìn)外資與國內(nèi)投資之間的替代及互補(bǔ)關(guān)系的研究仍有待深入。首先，這些研究大都著力分析引進(jìn)外資與國內(nèi)投資之間的關(guān)系，他們的研究也局限于分析引進(jìn)外資對國內(nèi)投資形成的替代效應(yīng)或互補(bǔ)效應(yīng)。然而，東道國吸引的外資和對外直接投資都會對東道國的國內(nèi)投資形成影響，只分析吸引外資對國內(nèi)投資造成的影響而忽視對外直接投資對國內(nèi)投資的影響，顯然不能準(zhǔn)確分析引進(jìn)外資與國內(nèi)投資之間的關(guān)系。同時，很多學(xué)者研究了引進(jìn)外資和對外直接投資對國內(nèi)投資形成的替代或互補(bǔ)效應(yīng)，但他們的研究主要集中于對替代或互補(bǔ)的概念以及國內(nèi)投資的影響因素進(jìn)行解讀，并側(cè)重于統(tǒng)計分析和實證分析，這些學(xué)者缺乏引進(jìn)外資對國內(nèi)投資形成替代效應(yīng)或互補(bǔ)效應(yīng)的機(jī)理分析。再者，這些研究大都著力分析外商直接投資與國內(nèi)投資之間的靜態(tài)關(guān)系，這些學(xué)者都主要研究引進(jìn)外資對國內(nèi)投資的短期影響，而較少分析引進(jìn)外資對國內(nèi)投資的長期影響，他們的研究也多局限于基于靜態(tài)模型分析外商直接投資對國內(nèi)投資形成的替代效應(yīng)或互補(bǔ)效應(yīng)，即便有少數(shù)學(xué)者基于動態(tài)模型分析外商直接投資對國內(nèi)投資形成的替代效應(yīng)或互補(bǔ)效應(yīng)，這些學(xué)者也只是使用較少變量分析中國的引進(jìn)外資和國內(nèi)投資之間的關(guān)系，而忽視了其他變量的影響。

本文的主要創(chuàng)新與貢獻(xiàn)如下：第一，伴隨“一帶一路”倡議的順利實施，F(xiàn)DI在沿線國家的經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的作用也日益提升，系統(tǒng)分析“一帶一路”沿線國家FDI與國內(nèi)投資之間的替代或互補(bǔ)關(guān)系能拓寬中國與沿線國家的投資合作領(lǐng)域，并深化中國與沿線國家在各投資領(lǐng)域的合作，不斷推動中國與沿線國家的國際產(chǎn)能合作。第二，由于對外直接投資和引進(jìn)外資都會影響國內(nèi)投資，本文也將對外直接投資引入投資模型，以分析引進(jìn)外資對國內(nèi)投資形成的替代或互補(bǔ)效應(yīng)。第三，本文先對引進(jìn)外資與國內(nèi)投資的關(guān)系進(jìn)行機(jī)理分析，并使用投資動態(tài)面板模型將引進(jìn)外資對國內(nèi)投資的短期影響和長期影響結(jié)合起來，研究引進(jìn)外資對國內(nèi)投資形成的替代或互補(bǔ)效應(yīng)，在此基礎(chǔ)上，本文將提出提升中國與沿線國家的貿(mào)易投資合作水平以使中國與沿線國家共享經(jīng)濟(jì)發(fā)展成果的政策建議。

二、“一帶一路”沿線國家的引進(jìn)外資與國內(nèi)投資的統(tǒng)計分析

本文將使用統(tǒng)計方法描述引進(jìn)外資和國內(nèi)投資的變化趨勢。引進(jìn)外資變量為“一帶一路”沿線國家引進(jìn)外資的流量占其GDP的比重，本文使用世界銀行數(shù)據(jù)庫中的數(shù)據(jù)計算了2005—2017年“一帶一路”沿線國家引進(jìn)外資的年度平均值，基于當(dāng)前學(xué)術(shù)界對“一帶一路”沿線65個國家的界定(25)“一帶一路”沿線65個國家分別是中國、馬其頓、保加利亞、羅馬尼亞、阿爾巴尼亞、塞爾維亞、黑山、波黑、克羅地亞、斯洛文尼亞、匈牙利、斯洛伐克、捷克、拉脫維亞、愛沙尼亞、立陶宛、波蘭、摩爾多瓦、亞美尼亞、阿塞拜疆、格魯吉亞、白俄羅斯、烏克蘭、俄羅斯、吉爾吉斯斯坦、塔吉克斯坦、土庫曼斯坦、烏茲別克斯坦、哈薩克斯坦、不丹、尼泊爾、馬爾代夫、斯里蘭卡、阿富汗、孟加拉國、巴基斯坦、印度、埃及、巴林、科威特、卡塔爾、阿拉伯聯(lián)合酋長國、阿曼、也門、沙特阿拉伯、巴勒斯坦、以色列、黎巴嫩、約旦、敘利亞、土耳其、伊拉克、伊朗、菲律賓、文萊、越南、柬埔寨、老撾、泰國、緬甸、印度尼西亞、馬來西亞、新加坡、蒙古、東帝汶，下同。和數(shù)據(jù)的可獲得性，本文最終選取了“一帶一路”沿線共36個國家(26)36個沿線國家分別是新加坡、土耳其、哈薩克斯坦、俄羅斯、波蘭、立陶宛、愛沙尼亞、拉脫維亞、斯洛伐克、斯洛文尼亞、匈牙利、馬來西亞、巴林、科威特、蒙古、越南、吉爾吉斯斯坦、摩爾多瓦、阿爾巴尼亞、保加利亞、印度尼西亞、泰國、菲律賓、約旦、以色列、埃及、印度、巴基斯坦、孟加拉國、斯里蘭卡、烏克蘭、捷克、克羅地亞、羅馬尼亞、亞美尼亞、中國，下同。作為研究對象，結(jié)果如圖1所示。自2005年以來，沿線國家引進(jìn)外資不斷攀升，2007年增至8.63%，從而達(dá)到最高值。2008年金融危機(jī)爆發(fā)之后，沿線國家的引進(jìn)外資大幅下降，2009年降至3.97%。2010—2011年，引進(jìn)外資出現(xiàn)小幅回升，之后又持續(xù)下降至2015年的3.15%，從而達(dá)到最小值。2015—2017年，引進(jìn)外資出現(xiàn)回升后又小幅下降。同時，國內(nèi)投資變量為“一帶一路”沿線國家資本形成總額占其GDP的比重，本文使用世界銀行數(shù)據(jù)庫中的數(shù)據(jù)計算了2005—2017年“一帶一路”沿線國家國內(nèi)投資的年度平均值，結(jié)果如圖2所示。自2005年以來，沿線國家國內(nèi)投資不斷攀升，2007年增至30.23%，繼而達(dá)到最高值。2008年金融危機(jī)爆發(fā)之后，沿線國家的國內(nèi)投資下降，2009年，國內(nèi)投資降至25.07%。2010—2012年，國內(nèi)投資出現(xiàn)小幅回升，2013—2016年，國內(nèi)投資不斷下降，2016年，國內(nèi)投資降至24.77%的最小值，2017年，國內(nèi)投資又出現(xiàn)小幅回升?？傮w而言，沿線國家的引進(jìn)外資與國內(nèi)投資保持相似的變化趨勢。

注：資料來源于http:data.worldbank.org，縱軸表示引進(jìn)外資占GDP比重，單位為%。(圖1) 2005—2017年沿線國家引進(jìn)外資的平均值

注：資料來源于http:data.worldbank.org，縱軸表示國內(nèi)投資占GDP比重，單位為%。 (圖2) 2005—2017年沿線國家國內(nèi)投資的平均值

三、“一帶一路”沿線國家的引進(jìn)外資與國內(nèi)投資替代互補(bǔ)關(guān)系的實證分析

1.理論模型、機(jī)理分析與估計方法

(1)理論模型

本文在Agosin和Machado提出的投資理論模型(27)Manuel Agosin，Roberto Machado，“Foreign Investment in Developing Countries：Does it Crowd in Domestic Investment?”，Oxford Development Studies，Vol.33，No.2，2005.的基礎(chǔ)上建立了如(1)式所示的投資模型，模型被解釋變量Dit表示i國第t年的國內(nèi)投資，解釋變量IFDIit表示i國第t年吸引的外商直接投資(引進(jìn)外資)(i=1，2，…，n，t=1，2，…，m)，同時本文在模型中引入了控制變量Cit，μit表示模型擾動項。

Dit=α0+α1IFDIit+α2Cit+μit

(1)

為了反映影響國內(nèi)投資的其他因素，模型引入如下6個控制變量——對外直接投資OFDIit：東道國若增加對外直接投資，一般使得其國內(nèi)投資流量減少；經(jīng)濟(jì)增長率GDPit：東道國的經(jīng)濟(jì)增長加快將有助于提高國民收入，進(jìn)而增加國內(nèi)資金積累，從而使國內(nèi)投資增加；經(jīng)濟(jì)自由度EFit：Ayal和Karras認(rèn)為經(jīng)濟(jì)自由度能增加全要素生產(chǎn)率和資本積累，東道國的經(jīng)濟(jì)自由度越高，其國內(nèi)的營商環(huán)境就越好，進(jìn)而引致更多的國內(nèi)投資(28)Manuel Agosin，Roberto Machado，“Foreign Investment in Developing Countries：Does it Crowd in Domestic Investment?”，Oxford Development Studies，Vol.33，No.2，2005.；人力資本指數(shù)HCit：人力資本指數(shù)是根據(jù)一國國民的教育平均年數(shù)計算出的教育回報率，人力資本越充裕，就越有助于其國內(nèi)資本積累；儲蓄率SAVit：東道國的國內(nèi)儲蓄增加將為國內(nèi)投資提供更多資金，國內(nèi)投資也將增加；人均產(chǎn)出PGDPit：東道國人均GDP增加使得國民收入增加，進(jìn)而刺激國民增加消費，從而使得國內(nèi)投資減少。

由于國內(nèi)投資滯后項Dit-1較易與模型殘差項形成相關(guān)性，同時一國國內(nèi)投資、引進(jìn)外資與經(jīng)濟(jì)自由度都是其經(jīng)濟(jì)增長率的重要影響因素，經(jīng)濟(jì)自由度能通過提高生產(chǎn)率、促進(jìn)技術(shù)進(jìn)步、優(yōu)化資源配置及投資效應(yīng)影響經(jīng)濟(jì)增長，經(jīng)濟(jì)增長率、引進(jìn)外資、經(jīng)濟(jì)自由度等變量都可能與未觀察到的國內(nèi)投資影響因素相關(guān)，所以模型存在明顯的內(nèi)生性。因此，本文建立如(2)式所示的動態(tài)面板模型研究引進(jìn)外資對國內(nèi)投資的影響。

Dit=α0+α1Dit-1+α2IFDIit+α3OFDIit+α4GDPit+α5EFit+α6HCit+α7SAVit+α8PGDPit+μit

(2)

(2)機(jī)理分析

引進(jìn)外資對國內(nèi)投資形成替代效應(yīng)主要是由于跨國公司在產(chǎn)品市場或金融市場與國內(nèi)企業(yè)的競爭中獲勝進(jìn)而替代國內(nèi)企業(yè)?？鐕緭碛猩a(chǎn)效率更高、市場定價能力更強(qiáng)、獲取資本的地域范圍更廣及較易吸引東道國人力資本的優(yōu)勢，一旦外資進(jìn)入了東道國國內(nèi)企業(yè)競爭的行業(yè)，將使得跨國公司在東道國市場與其國內(nèi)企業(yè)展開激烈競爭，并可能獲得本屬于東道國國內(nèi)企業(yè)的投資機(jī)會，從而對東道國國內(nèi)投資形成替代效應(yīng)。由于發(fā)展中國家的國內(nèi)資本一般較少且效率不高，較易被跨國公司的投資進(jìn)行替代。

如果跨國公司與東道國國內(nèi)企業(yè)之間存在上下游聯(lián)系，或跨國公司在東道國建立上下游企業(yè)，東道國的引進(jìn)外資通過與其上下游企業(yè)之間的聯(lián)系形成對東道國的技術(shù)溢出，并能與東道國國內(nèi)投資形成互補(bǔ)關(guān)系。引進(jìn)外資還在如下情形下對國內(nèi)投資形成互補(bǔ)效應(yīng)：跨國公司投資于東道國通常需要其國內(nèi)企業(yè)相應(yīng)的配套資金，尤其是跨國公司與東道國企業(yè)采取合資或合作形式進(jìn)入東道國市場時；跨國公司進(jìn)入東道國市場促進(jìn)了其相關(guān)支撐產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，帶動了其上下游國內(nèi)企業(yè)從質(zhì)量和數(shù)量上改善產(chǎn)業(yè)投資品的供應(yīng)；跨國公司增加中間品的需求使得東道國供應(yīng)商能形成規(guī)模經(jīng)濟(jì)收益，并能通過引入新的中間品而提升東道國上下游企業(yè)的效率和生產(chǎn)力；跨國公司進(jìn)入東道國會加劇其國內(nèi)市場的競爭，迫使國內(nèi)同行業(yè)內(nèi)資企業(yè)通過采購新設(shè)備、技術(shù)革新等各種方式提高生產(chǎn)效率以增強(qiáng)市場競爭力。

如(2)式所示，在短期內(nèi)，α2<1時，即1單位的引進(jìn)外資給東道國帶來的國內(nèi)總投資(引進(jìn)外資與國內(nèi)投資之和，下同)小于1單位時，引進(jìn)外資對國內(nèi)投資形成替代效應(yīng)，α2>1時，即1單位的引進(jìn)外資給東道國帶來的國內(nèi)總投資大于1單位時，引進(jìn)外資對國內(nèi)投資形成互補(bǔ)效應(yīng)。Agosin和Machado(2005)建立了包含F(xiàn)DI在內(nèi)的投資理論模型(29)Eliezer B Ayal，Georgios Karras，“Components of Economic Freedom and Growth：An Empirical Study”，The Journal of Developing Areas，Vol.32，No.3，1998.，并使面板數(shù)據(jù)分析了亞洲、非洲及拉丁美洲國家的引進(jìn)外資對國內(nèi)投資形成的替代或互補(bǔ)效應(yīng)，他們提出了如(3)式所示的投資函數(shù)的動態(tài)性質(zhì)及經(jīng)Wald檢驗的引進(jìn)外資對國內(nèi)投資的長期彈性系數(shù)，并指出了引進(jìn)外資對國內(nèi)投資的短期和長期影響，如表1所示，αs表示引進(jìn)外資對國內(nèi)投資的短期彈性系數(shù)，αL表示引進(jìn)外資對國內(nèi)投資的長期彈性系數(shù)。

(3)

(表1) 引進(jìn)外資對國內(nèi)投資的短期和長期影響

(3)估計方法

為了解決變量的內(nèi)生性，本文將利用Blundell和Bond提出的系統(tǒng)GMM估計方法對(2)式所示的動態(tài)面板模型進(jìn)行估計(30)Richard Blundell，Stephen Bond，“GMM Estimation with Persistent Panel Data：An Application to Production Functions”，Econometric Reviews，Vol.19，No.3,2000.。系統(tǒng)GMM估計方法能通過差分回歸或者工具變量控制非觀察效應(yīng)，同時使用解釋變量的滯后期值或者被解釋變量的滯后期值作為工具變量。Kamal認(rèn)為在時間跨度很小時，系統(tǒng)GMM估計方法能通過增加滯后期差分變量作為模型的內(nèi)生變量來形成實質(zhì)效率改進(jìn)；同時能估計出模型中非時變變量的系數(shù)；再者當(dāng)面板長度增加時，模型中有效工具變量數(shù)量的增加使得系統(tǒng)GMM估計方法優(yōu)于差分GMM估計方法(31)Kamal A El-Wassal，“Foreign direct investment and economic growth in Arab countries(1970-2008)：an inquiry into determinants of growth benefits”，Journal of Economic Development,Vol.37,No.4,2012.。而差分GMM估計方法能利用解釋變量或被解釋變量的滯后期值作為工具變量以克服模型的內(nèi)生性問題，同時它能通過差分解決遺漏變量的問題并消除反向因果關(guān)系。本文也將使用差分GMM估計方法對模型回歸結(jié)果進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗。

2.變量說明、數(shù)據(jù)來源及處理

由于部分國家的數(shù)據(jù)缺失，本文只選取了“一帶一路”沿線36個國家進(jìn)入研究樣本，模型被解釋變量、解釋變量及控制變量均采用年度數(shù)據(jù)，研究樣本數(shù)據(jù)的時間維度為2005—2016年。在使用(2)式和(3)式研究“一帶一路”沿線國家的引進(jìn)外資與國內(nèi)投資之間的替代互補(bǔ)關(guān)系時，Dit使用“一帶一路”沿線i國在第t年資本形成總額占GDP的比重來表示，IFDIit使用“一帶一路”沿線i國在第t年吸引的外商直接投資流量占GDP的比重來表示，OFDIit使用“一帶一路”沿線i國在第t年的對外直接投資流量占GDP的比重來表示，經(jīng)濟(jì)增長率GDPit使用“一帶一路”沿線i國在第t年的經(jīng)濟(jì)增長率來表示，經(jīng)濟(jì)自由度EFit使用加拿大弗雷澤研究所編制的“一帶一路”沿線i國在第t年的經(jīng)濟(jì)自由度總指數(shù)來表示，人力資本HCit使用“一帶一路”沿線i國在第t年的人力資本指數(shù)來表示，儲蓄率SAVit使用“一帶一路”沿線i國在第t年的儲率占GDP的比重來表示，人均產(chǎn)出PGDPit使用“一帶一路”沿線i國在第t年的人均GDP(單位為美元)表示?！耙粠б宦贰毖鼐€國家的資本形成總額占GDP的比重、引進(jìn)外商直接投資流量占GDP的比重、對外直接投資流量占GDP的比重、GDP的增長率、儲蓄占GDP的比重、人均產(chǎn)出數(shù)據(jù)都來源于世界銀行數(shù)據(jù)庫?！耙粠б宦贰毖鼐€國家的經(jīng)濟(jì)自由度數(shù)據(jù)來源于加拿大弗雷澤研究所編制的世界經(jīng)濟(jì)自由度報告(32)沿線國家經(jīng)濟(jì)自由度數(shù)據(jù)來源于https:www.fraserinstitute.orgstudieseconomic-freedom。，人力資本指數(shù)數(shù)據(jù)來源于賓夕法尼亞大學(xué)生產(chǎn)、收入和價格國際比較研究中心編制的佩恩表(PWT，9.1)。為了防止變量不平穩(wěn)引致的偽回歸，本文對所有變量都使用Im-Pesaran-Shin(IPS)和Maddala-Wu兩種面板單位根檢驗方式進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗，結(jié)果表明：所有變量都在1%的顯著性水平下拒絕了非平穩(wěn)的假設(shè)，所有變量都是平穩(wěn)變量。為了防止自變量之間出現(xiàn)多重共線性，本文使用方差膨脹因子(Variance Inflation Factor)對所有自變量進(jìn)行共線性檢驗后發(fā)現(xiàn)其方差膨脹因子都小于10，模型不受共線性問題的影響。所有數(shù)據(jù)的描述統(tǒng)計分析、平穩(wěn)性及共線性檢驗見表2。

3.模型估計結(jié)果

本文使用系統(tǒng)GMM估計方法研究引進(jìn)外資對國內(nèi)投資的短期影響和長期影響。系統(tǒng)GMM估計方法分為一步法與兩步法，Weidmeijer認(rèn)為兩步法能有效解決模型樣本數(shù)據(jù)異質(zhì)性對參數(shù)估計的干擾，但在樣本容量有限的情形下，兩步法估計的參數(shù)標(biāo)準(zhǔn)誤可能嚴(yán)重偏低并影響統(tǒng)計推斷，此時，一步法比兩步法的估計結(jié)果更準(zhǔn)確(33)Frank Windmeijer,“A finite sample correction for the variance of linear efficient two-step GMM estimators”,Journal of Econometrics,Vol.126,No.1,2005.。由于樣本數(shù)據(jù)較少，本文將使用一步系統(tǒng)GMM估計方法對(2)式進(jìn)行估計，并把國內(nèi)投資一階滯后項、經(jīng)濟(jì)增長率、經(jīng)濟(jì)自由度及引進(jìn)外資作為模型內(nèi)生解釋變量，將這些內(nèi)生解釋變量的滯后項作為模型差分方程的工具變量，并將這四個內(nèi)生解釋變量一階差分的滯后項作為模型水平方程的工具變量，本文通過差分方程和水平方程聯(lián)合進(jìn)行模型參數(shù)估計，為了控制時間趨勢的影響，模型引入時間虛擬變量。本文建立包含國內(nèi)投資一階滯后項、經(jīng)濟(jì)增長率、引進(jìn)外資、對外直接投資及經(jīng)濟(jì)自由度等變量的模型1，并在模型1的基礎(chǔ)上逐步加入人力資本、儲蓄率、人均產(chǎn)出等控制變量構(gòu)成模型2、模型3及模型4，估計結(jié)果如表3所示。

(表2) 變量描述統(tǒng)計分析、平穩(wěn)性及共線性檢驗表

注：資料來源于http://data.worldbank.org/及加拿大弗雷澤研究所編制的世界經(jīng)濟(jì)自由度報告，*、**和***分別表示在10%、5%和1%的水平上通過顯著性檢驗。

(表3) 動態(tài)面板模型系統(tǒng)GMM總體估計結(jié)果

注：模型的因變量是“一帶一路”沿線國家的國內(nèi)投資Dit，*、**和***分別表示在10%、5%和1%的水平上通過顯著性檢驗。

從模型1-4的聯(lián)合顯著性Wald檢驗均在1%的顯著性水平下拒絕了模型解釋變量系數(shù)為零的原假設(shè)，同時模型1-4的Sargan檢驗結(jié)果表明，模型也不存在工具變量過度識別的問題(P值均大于0.1)，模型的工具變量是有效的，殘差序列Arrellano-bond AR檢驗表明模型殘差項不存在二階序列相關(guān)(AR(2)的P值都大于0.1)，因而模型使用系統(tǒng)GMM估計方法進(jìn)行估計是合適和有效的。模型1-4的解釋變量的回歸結(jié)果多數(shù)都很顯著，以模型3為例，“一帶一路”沿線國家國內(nèi)投資一階滯后項對當(dāng)期值形成顯著的促進(jìn)作用?！耙粠б宦贰毖鼐€國家國內(nèi)投資的一階滯后項增加1%，將使得“一帶一路”沿線國家的國內(nèi)投資增加0.7629%；“一帶一路”沿線國家經(jīng)濟(jì)增長率增加1%，將使得“一帶一路”沿線國家的國內(nèi)投資增加0.3970%；“一帶一路”沿線國家的引進(jìn)外資增加1%，將使得“一帶一路”沿線國家的國內(nèi)投資增加0.1374%；“一帶一路”沿線國家的對外直接投資增加1%，將使得“一帶一路”沿線國家的國內(nèi)投資減少0.1380%；“一帶一路”沿線國家的經(jīng)濟(jì)自由度增加1%，將使得“一帶一路”沿線國家的國內(nèi)投資減少1.1195%；“一帶一路”沿線國家的人力資本指數(shù)增加1%，將使得“一帶一路”沿線國家的國內(nèi)投資增加1.0452%；“一帶一路”沿線國家的儲蓄率增加1%，將使得“一帶一路”沿線國家的國內(nèi)投資增加0.0576%。由于“一帶一路”沿線國家多數(shù)為發(fā)展中國家，這些國家的儲蓄率一般較高，繼而為國內(nèi)投資提供了資金，而沿線國家的經(jīng)濟(jì)自由度多數(shù)較低不利于其國內(nèi)資本形成，沿線國家的營商環(huán)境亟需改善。模型1-4的引進(jìn)外資對國內(nèi)投資的短期彈性系數(shù)α2分別為0.1202、0.1133、0.1374及0.1343，由于它們都小于1，引進(jìn)外資在短期對國內(nèi)投資進(jìn)行了替代，而從長期來看，引進(jìn)外資對國內(nèi)投資的長期彈性系數(shù)αL分別為0.5010、0.4791、0.5795及0.5534，它們也都小于1，引進(jìn)外資在長期也替代了國內(nèi)投資。從總體來看，“一帶一路”沿線國家的引進(jìn)外資替代了國內(nèi)投資，引進(jìn)外資對國內(nèi)投資的長期彈性系數(shù)大于短期彈性系數(shù)，引進(jìn)外資對國內(nèi)投資的替代強(qiáng)度隨時間而減少。

自“一帶一路”倡議實施以來，“一帶一路”沿線國家通過放開外商直接投資政策并與其他國家建立投資合作關(guān)系，不斷提升投資吸引力。但由于大多數(shù)沿線國家投資環(huán)境風(fēng)險較高，并存在產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)較為單一引發(fā)的經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定性風(fēng)險、地緣政治與國家政權(quán)更迭及宗教沖突帶來的政治環(huán)境風(fēng)險和政府負(fù)債高、償債能力較差引致的信用風(fēng)險，這些都使得沿線國家的國內(nèi)投資機(jī)會較少。“一帶一路”沿線國家多數(shù)國內(nèi)企業(yè)在產(chǎn)品及金融市場上實力較弱，而外資企業(yè)擁有較先進(jìn)的生產(chǎn)技術(shù)和經(jīng)營管理方式、更充裕的資金及東道國給予的稅收與進(jìn)口方面的優(yōu)惠政策，在充分利用東道國人力資本的前提下，與東道國國內(nèi)企業(yè)相比，外資企業(yè)在利用東道國有限的生產(chǎn)要素與資源時處于明顯優(yōu)勢地位，外資企業(yè)還通過原料及設(shè)備進(jìn)口使得在東道國進(jìn)入行業(yè)及東道國國內(nèi)產(chǎn)業(yè)原有的產(chǎn)業(yè)鏈、供應(yīng)鏈中斷。這些都使得沿線國家的引進(jìn)外資增加時，東道國的國內(nèi)企業(yè)及其他部門的投資減少，使得東道國國內(nèi)總投資增加的幅度小于引進(jìn)外資增加的幅度，因此，無論在短期還是在長期，引進(jìn)外資都對國內(nèi)投資進(jìn)行了替代。

同時，本文把沿線國家的引進(jìn)外資分解成綠地投資GIFDIit和跨國并購MIFDIit，并將沿線國家GIFDIit和MIFDIit作為解釋變量引入動態(tài)面板模型(34)沿線國家綠地投資和跨國并購流量數(shù)據(jù)來源于聯(lián)合國貿(mào)發(fā)會的世界投資報告。。本文將國內(nèi)投資一階滯后項、經(jīng)濟(jì)增長率、經(jīng)濟(jì)自由度、綠地投資及跨國并購作為模型內(nèi)生解釋變量，并使用一步系統(tǒng)GMM估計方法以研究綠地投資和跨國并購對國內(nèi)投資的短期影響和長期影響，結(jié)果如表4所示。從模型5-8的回歸結(jié)果來看，綠地投資對國內(nèi)投資的短期彈性系數(shù)分別為0.0958、0.0917、0.1087及0.1021，長期彈性系數(shù)分別為0.3926、0.3781、0.4531及0.4094，綠地投資對國內(nèi)投資的短期彈性系數(shù)和長期彈性系數(shù)都很顯著且都小于1，沿線國家的綠地投資在短期和長期都對國內(nèi)投資形成替代效應(yīng)。沿線國家跨國并購對國內(nèi)投資的短期彈性系數(shù)分別為0.1358、0.1322、0.1452及0.1447，長期彈性系數(shù)分別為0.5566、0.5452、0.6053及0.5802，沿線國家的跨國并購對國內(nèi)投資的短期彈性系數(shù)和長期彈性系數(shù)也很顯著且都小于1，沿線國家的跨國并購在短期和長期都對國內(nèi)投資形成替代效應(yīng)。沿線國家綠地投資與跨國并購對國內(nèi)投資的長期彈性系數(shù)都大于短期彈性系數(shù)，綠地投資和跨國并購對國內(nèi)投資的替代強(qiáng)度都隨時間而減少。沿線國家綠地投資對國內(nèi)投資的短期彈性系數(shù)、長期彈性系數(shù)分別小于跨國并購對國內(nèi)投資的短期彈性系數(shù)、長期彈性系數(shù)，綠地投資對國內(nèi)投資的替代強(qiáng)度在短期和長期都高于跨國并購對國內(nèi)投資的替代強(qiáng)度。

近年來，跨國并購正在逐漸取代綠地投資成為“一帶一路”投資合作的主要方式。無論沿線國家的外資企業(yè)進(jìn)行跨國并購還是綠地投資，東道國國內(nèi)企業(yè)生產(chǎn)效率都較低，生產(chǎn)技術(shù)和管理水平都較為落后，而外資企業(yè)通常在資本和技術(shù)方面處于優(yōu)勢地位，在短期內(nèi)，沿線國家的引進(jìn)外資替代了國內(nèi)投資，外資企業(yè)在東道國享受的優(yōu)惠政策更加劇了引進(jìn)外資的短期替代效應(yīng)。同時，沿線國家的外資企業(yè)與東道國國內(nèi)企業(yè)在產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)上都較為接近，外資企業(yè)進(jìn)入沿線國家的競爭性行業(yè)或已經(jīng)市場化的行業(yè)，這類行業(yè)多數(shù)是勞動密集型行業(yè)，外企企業(yè)與東道國企業(yè)的投資領(lǐng)域趨同并在相同領(lǐng)域展開激烈競爭，由于這種市場競爭層次較低，致使東道國無法創(chuàng)造與擴(kuò)大國內(nèi)市場需求，只能使外資企業(yè)擠占有限的國內(nèi)市場空間，這也使得短期內(nèi)引進(jìn)外資對東道國國內(nèi)投資進(jìn)行了替代。沿線國家外資企業(yè)投資的領(lǐng)域集中于勞動密集型與能源開放型的加工行業(yè)，而在高附加值的高新技術(shù)和服務(wù)業(yè)投資較少，致使東道國國內(nèi)企業(yè)很難增加投資增強(qiáng)自身實力，外資企業(yè)在這些行業(yè)的投資中取得競爭優(yōu)勢和主導(dǎo)地位，在長期內(nèi)，這將使得東道國國內(nèi)企業(yè)退出市場，從而使得引進(jìn)外資替代了國內(nèi)投資。另外，無論在短期還是長期內(nèi)，與外資企業(yè)在沿線國家的跨國并購相比，外資企業(yè)在沿線國家的綠地投資往往需要投入更多的資本，外資企業(yè)的綠地投資比跨國并購擠出了更多的東道國國內(nèi)投資，因而，綠地投資對國內(nèi)投資的替代強(qiáng)度都高于跨國并購對國內(nèi)投資的替代強(qiáng)度。

(表4) 動態(tài)面板模型系統(tǒng)GMM估計結(jié)果(綠地投資和跨國并購)

注：模型的因變量是“一帶一路”沿線國家的國內(nèi)投資Dit，*、**和***分別表示在10%、5%和1%的水平上通過顯著性檢驗。

4.穩(wěn)健性檢驗

為了檢驗?zāi)Ｐ突貧w結(jié)果的穩(wěn)健性，本文把國內(nèi)投資一階滯后項、經(jīng)濟(jì)增長率、引進(jìn)外資及經(jīng)濟(jì)自由度作為模型內(nèi)生解釋變量，將這些內(nèi)生變量的滯后項作為模型差分方程的工具變量，并通過差分GMM估計方法對動態(tài)面板模型進(jìn)行估計，為了控制時間趨勢的影響，模型也引入時間虛擬變量。本文使用差分GMM估計方法對表3中的模型1-4進(jìn)行估計，結(jié)果如表5所示。差分GMM估計方法的回歸結(jié)果表明：模型1-4的引進(jìn)外資對國內(nèi)投資的短期彈性系數(shù)和長期彈性系數(shù)都很顯著，引進(jìn)外資對國內(nèi)投資的短期彈性系數(shù)分別為0.1479、0.1476、0.1476及0.1359，長期彈性系數(shù)分別為0.3949、0.3952、0.3970及0.3549，兩者都小于1，表5中引進(jìn)外資的系數(shù)符號與表3、表4中引進(jìn)外資的系數(shù)符號一致?！耙粠б宦贰毖鼐€國家的引進(jìn)外資替代了國內(nèi)投資，引進(jìn)外資對國內(nèi)投資的長期彈性系數(shù)大于短期彈性系數(shù)，引進(jìn)外資對國內(nèi)投資的替代強(qiáng)度隨時間而減少，模型的回歸結(jié)果較為穩(wěn)健。

四、主要結(jié)論與政策建議

本文運(yùn)用統(tǒng)計方法分析了“一帶一路”沿線國家引進(jìn)外資與國內(nèi)投資的變化趨勢，同時，本文使用動態(tài)面板模型分析了“一帶一路”沿線國家的引進(jìn)外資與國內(nèi)投資之間的替代互補(bǔ)關(guān)系，研究結(jié)果表明：“一帶一路”沿線國家的引進(jìn)外資與國內(nèi)投資在短期和長期都呈現(xiàn)出替代關(guān)系，引進(jìn)外資對國內(nèi)投資的替代強(qiáng)度隨時間而減少，沿線國家的綠地投資和跨國并購在短期和長期都對國內(nèi)投資形成替代效應(yīng)，綠地投資對國內(nèi)投資的替代強(qiáng)度在短期和長期都高于跨國并購對國內(nèi)投資的替代強(qiáng)度。“一帶一路”沿線國家經(jīng)濟(jì)增長率、人力資本及儲蓄率都促進(jìn)了國內(nèi)投資，而“一帶一路”沿線國家的對外直接投資與經(jīng)濟(jì)自由度都抑制了國內(nèi)投資，模型的回歸結(jié)果也較為穩(wěn)健。

基于上述結(jié)論，我們認(rèn)為，中國作為“一帶一路”倡議的首倡國，要進(jìn)一步推動與“一帶一路”沿線國家的雙向投資和國際產(chǎn)能合作以實現(xiàn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展和共同繁榮，可以從以下幾個方面著手。

(表5) 動態(tài)面板模型差分GMM估計結(jié)果

注：模型的因變量是“一帶一路”沿線國家的國內(nèi)投資Dit，*、**和***分別表示在10%、5%和1%的水平上通過顯著性檢驗。

(1)不斷擴(kuò)大市場開放，引導(dǎo)外資企業(yè)進(jìn)入與國內(nèi)企業(yè)互補(bǔ)性較強(qiáng)的產(chǎn)業(yè)。中國應(yīng)落實準(zhǔn)入前國民待遇加負(fù)面清單制度，不斷優(yōu)化外商投資環(huán)境，保護(hù)外商投資合法權(quán)益，引導(dǎo)外資更多流向現(xiàn)代農(nóng)業(yè)、先進(jìn)制造業(yè)與現(xiàn)代服務(wù)業(yè)。中國應(yīng)對能與國內(nèi)投資形成較大關(guān)聯(lián)性或互補(bǔ)性的FDI實施優(yōu)惠政策，通過優(yōu)惠政策吸引外資進(jìn)入國內(nèi)企業(yè)無能力或不愿進(jìn)入的高風(fēng)險產(chǎn)業(yè)，并對發(fā)展較薄弱的高新技術(shù)和環(huán)保等產(chǎn)業(yè)給予一定的稅收優(yōu)惠，引導(dǎo)外資企業(yè)進(jìn)入與國內(nèi)企業(yè)互補(bǔ)性較強(qiáng)的產(chǎn)業(yè)。

(2)鼓勵中國企業(yè)走出去進(jìn)行境外投資，并與“一帶一路”沿線國家國內(nèi)投資形成良性互補(bǔ)關(guān)系?！耙粠б宦贰毖鼐€國家多數(shù)都存在基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)落后、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)不合理等經(jīng)濟(jì)發(fā)展問題，亟需從外部引入短缺產(chǎn)品、產(chǎn)業(yè)技術(shù)及管理經(jīng)驗，這都與中國完善的工業(yè)體系、成熟的工程技術(shù)及豐富的管理經(jīng)驗等較為互補(bǔ)。中國應(yīng)鼓勵國內(nèi)企業(yè)進(jìn)行境外投資，不斷創(chuàng)新對外投資方式和優(yōu)化對外直接投資結(jié)構(gòu)，發(fā)揮中國企業(yè)在工程建設(shè)、裝備制造等方面的比較優(yōu)勢，并與“一帶一路”沿線國家國內(nèi)投資形成良性互補(bǔ)關(guān)系。中國應(yīng)大力推進(jìn)國內(nèi)企業(yè)投資于沿線國家的基礎(chǔ)設(shè)施、裝備制造等領(lǐng)域，提升中國對外投資的質(zhì)量與效益，促進(jìn)中國對外投資持續(xù)和穩(wěn)定發(fā)展，推動中國與沿線國家的資源互補(bǔ)與產(chǎn)業(yè)融合。

(3)營造良好營商環(huán)境，促進(jìn)投資自由化與便利化。本文的實證研究表明：沿線國家的經(jīng)濟(jì)自由度抑制了國內(nèi)投資。中國應(yīng)與“一帶一路”沿線國家共同制定區(qū)域經(jīng)濟(jì)合作協(xié)調(diào)機(jī)制與投資保護(hù)協(xié)議，不斷放寬市場準(zhǔn)入并提升投資自由化水平，努力推進(jìn)投資便利化規(guī)則談判，推動沿線國家降低FDI準(zhǔn)入門檻、營造良好企業(yè)營商環(huán)境以減少企業(yè)設(shè)立成本、時間及運(yùn)作成本，爭取與沿線國家簽訂高水平BIT。同時應(yīng)不斷消除投資壁壘加快投資便利化進(jìn)程，推動?xùn)|道國實行穩(wěn)定和公平的外資政策，并通過協(xié)商解決投資爭端。

(4)大力推動優(yōu)勢產(chǎn)能輸出，加強(qiáng)國際產(chǎn)能合作。中國應(yīng)以工程承包為先導(dǎo)，加快向“一帶一路”沿線國家的產(chǎn)能輸出，帶動裝備產(chǎn)品、技術(shù)和服務(wù)走出去，推進(jìn)國際產(chǎn)能和裝備制造合作，通過與“一帶一路”沿線國家的國際產(chǎn)能合作實現(xiàn)資源有效配置。中國應(yīng)在發(fā)揮傳統(tǒng)工程承包優(yōu)勢的同時，積極探索并開展“工程承包+融資”與“工程承包+融資+運(yùn)營”的產(chǎn)能合作新模式。中國應(yīng)利用資金、技術(shù)優(yōu)勢與沿線國家開展多樣化、多層次與多領(lǐng)域的產(chǎn)能合作，使得中國由產(chǎn)品輸出轉(zhuǎn)向產(chǎn)能輸出，推動產(chǎn)能合作從傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)向新興產(chǎn)業(yè)并從全球價值鏈的低端轉(zhuǎn)向中高端。