中國對外直接投資與“一帶一路”沿線國家負債水平關(guān)系研究

郭建峰 楊治廷

基于“一帶一路”沿線39個國家2009—2017年的面板數(shù)據(jù)，采用PVAR模型對沿線國家負債水平與中國對外直接投資、沿線國家對中國直接投資、沿線國家人均GDP的相互關(guān)系進行實證研究，結(jié)果表明：中國對外直接投資對沿線國家人均GDP在開始時具有明顯的促進作用，并逐漸遞減,長期看存在正向影響。中國對外直接投資對降低沿線國家的負債水平有微弱影響，而沿線國家的歷史負債對其自身的債務(wù)水平有顯著的正向沖擊效應(yīng)，其歷史負債也會抑制中國對外投資并存在“滯后效應(yīng)”。本結(jié)果有力地反擊了國際上關(guān)于“一帶一路”項目實施加重沿線國家負債水平的爭論。

一、引言

2013年，習(xí)近平主席提出“一帶一路”倡議，掀開了世界發(fā)展進程新的一頁。“一帶一路”建設(shè)根植于絲綢之路的歷史土壤，重點面向亞歐非大陸。倡議實施六年來，中國展現(xiàn)出的高度的合作誠意，贏得了越來越多國家和國際組織參與“一帶一路”建設(shè)的熱情，提升了中國的國際影響力，推動了經(jīng)濟全球化發(fā)展。但國際上也有一些聲音認為：“一帶一路”倡議增加了沿線國家的債務(wù)負擔(dān)。眾所周知，“一帶一路”項目推動離不開資金的支持，而沿線國家負債能力有很大差異，一些國家的債務(wù)規(guī)模在“一帶一路”項目實施前就已經(jīng)大幅超過國際貨幣基金組織的預(yù)警線，其中，希臘債務(wù)危機、斯里蘭卡的漢班托特港（Hambantota Port）和馬塔拉國際機場（Mallta Intrnational Airport）等建設(shè)項目，其過高的債務(wù)水平不僅成為沿線發(fā)展中國家日益關(guān)注的重點同時也被西方發(fā)達國家密切關(guān)注。尤其是在中美貿(mào)易摩擦日益升級的今天，華盛頓對于“一帶一路”政策的質(zhì)疑已成為輿論關(guān)注的焦點?！耙粠б宦贰表椖繉嵤┦欠裉岣吡搜鼐€國家負債水平？沿線國家負債水平受哪些因素影響？針對這些問題，本文基于PVAR模型展開了實證研究。

二、文獻綜述

Kalathil稱“一帶一路”倡議，通過龐大的基礎(chǔ)設(shè)施項目網(wǎng)絡(luò)連接中國、歐洲和非洲。［1］但是，“一帶一路”在國際安全界的地緣政治影響力相對不足。Chienpeng重點介紹了南亞國家在中國海上絲綢之路倡議中的作用，該研究考察了中國在南亞的海上絲綢之路項目的意圖和執(zhí)行情況，評估了參與區(qū)域國家的政治和經(jīng)濟條件，并確定了他們可以成功參與該項目行動并通過增加對中國的貸款來擴大南亞的貿(mào)易。［2］Michael研究表明“一帶一路”體現(xiàn)了習(xí)近平總書記的愿景，中國經(jīng)濟的持續(xù)和穩(wěn)定的發(fā)展是全球經(jīng)濟穩(wěn)定發(fā)展的引擎。［3］

目前，大多數(shù)學(xué)者對“一帶一路”的研究既有在政策層面的分析，也有利用數(shù)據(jù)進行的實證研究。哈瑞爾達·考利等通過新興市場論壇（Emerging Markets Forum,EMF）對來自世界各地關(guān)于“一帶一路”倡議的文獻進行分析，提出“一帶一路”沿線國家大多屬于低收入或中低收入國家，資產(chǎn)負債表脆弱，其債務(wù)水平風(fēng)險不僅與東道國相關(guān)更與中國政府有關(guān)。［4］王保中等發(fā)現(xiàn)在“新絲綢之路經(jīng)濟帶一體化”戰(zhàn)略實施后首先應(yīng)加強的是政府之間的相互信任度，其次再加強機制合作建設(shè)。［5］Morck等研究發(fā)現(xiàn)，盡管中國對外直接投資激增在經(jīng)濟上是明智的，但最活躍的參與者有動機進行過度的對外直接投資，而資本約束了最有可能創(chuàng)造價值的對外直接投資機會的參與者。［6］Fischerd等基于利益相關(guān)者分析的三級框架為中國在巴基斯坦的直接投資提出了相關(guān)建議。［7］David A.Jones和Hanzhen Liu發(fā)現(xiàn)中國對外直接投資在全球范圍不斷擴大，2014年全球外商直接投資普遍下降，外商對中國的直接投資下降幅度低于許多地方，這使得中國自2003年以來首次成為世界上最具吸引力的外國投資地。［8］鄭蕾等通過中國對“一帶一路”沿線國家直接投資的研究得出結(jié)論，中國需要對沿線國家進行空間分化投資引導(dǎo)戰(zhàn)略。［9］黃亮雄等通過對沿線55國2003年—2013年的面板數(shù)據(jù)，利用PVAR模型證明了中國對沿線國家直接投資大大增加了沿線國家的人均GDP。［10］國外學(xué)者更加關(guān)注“一帶一路”：外交政策、貿(mào)易政策、區(qū)域大國關(guān)系的政策討論，對于“一帶一路”政策環(huán)境下中國對外直接投資對沿線國家負債水平產(chǎn)生的影響，鮮有基于數(shù)據(jù)的嚴謹論證。究竟什么原因影響了沿線國家的債務(wù)水平？這些問題亟待研究解決。

關(guān)于債務(wù)水平方面的研究，劉進財和戴金平利用PVAR模型對地方債務(wù)水平的研究發(fā)現(xiàn)，持續(xù)擴張的債務(wù)水平會導(dǎo)致物價下降，阻礙經(jīng)濟增長，加劇產(chǎn)能過剩的風(fēng)險，而物價水平的下降又會造成地方政府債務(wù)率的進一步提高。［11］左喜梅利用PVAR模型以“一帶一路”沿線55國為例，研究金融發(fā)展對貨幣金融合作的影響。［12］PVAR模型在研究動態(tài)變量相互影響關(guān)系方面具有很成熟的理論方法并深受學(xué)者喜愛。目前關(guān)于中國對沿線國家的直接投資和沿線國家債務(wù)水平的文獻很少，大多數(shù)都是理論分析，尚無相關(guān)實證研究，而相關(guān)文獻研究的數(shù)據(jù)一般都是2013年之前，數(shù)據(jù)較陳舊且缺乏說服力，為了驗證中國的“一帶一路”政策是否使得沿線國家債務(wù)水平有所增加，本研究利用國際權(quán)威統(tǒng)計數(shù)據(jù)，基于“一帶一路”沿線39個國家①2009—2017年的短面板數(shù)據(jù)和時間序列中的經(jīng)典向量自回歸模型（VAR），構(gòu)建面板VAR模型（以下稱為PVAR）用于實證研究和理論驗證。

三、模型設(shè)定

（一）模型構(gòu)建

Holtz-Eakin等最早將VAR方法擴展到面板數(shù)據(jù)模型中，而后Arellano、Blundell等人不斷發(fā)展完善，目前在諸多領(lǐng)域得到應(yīng)用。為此采用沿線國家中央政府負債占GDP的百分比對數(shù)（ldebtratio）、沿線國家對中國直接投資對數(shù)（ldiic）、中國對沿線國家直接投資對數(shù)（lofdi）、沿線國家人均GDP對數(shù)（lgdp）構(gòu)建的PVAR模型，方程如下：

方程（1）中，i表示沿線國家；t表示具體的年份；j表示時間滯后階數(shù)。該系數(shù)α3j反映了中國對沿線國家直接投資對沿線國家中央政府債務(wù)占GDP比重的影響。如果α3j顯著大于零，表明隨著中國對沿線國家的直接投資增加，沿線國家的中央政府債務(wù)顯著增加；如果α3j顯著小于零，則表明中國對沿線國家的直接投資大大降低了沿線國家債務(wù)水平；如果α3j等于零，則意味著中國對沿線國家的直接投資對沿線國家的中央政府債務(wù)沒有影響。該系數(shù)λ1j反映了沿線國家中央政府債務(wù)占GDP比例對沿線國家直接投資的影響，如果λ1j顯著大于零，說明沿線國家中央政府債務(wù)與GDP之比增加，大大增加了中國對沿線國家的直接投資；若λ1j顯著小于零，說明沿線國家中央政府負債占GDP的比重增加顯著減少了中國對沿線國家的直接投資；如果λ1j等于零，則意味著沿線國家中央政府的債務(wù)與GDP的比率以及中國對沿線國家的直接投資沒有影響。

由于計量經(jīng)濟學(xué)在動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型方面的發(fā)展，PVAR模型可以很好處理短面板數(shù)據(jù)和個體之間的異質(zhì)性。對于式（1），令yit=［ldebtratioit,ldiicit,lofdiit,lgdpit］′為4×1維向量，該模型包含4個內(nèi)生變量。PVAR（n）模型的第w個方程可以表示為：

其中，bw是一個M·n×1維的系數(shù)向量分別代表個體效應(yīng)和時間效應(yīng)，xit=［y′it-1,y′it-2,…,y′it-w］是一個M·n×1維數(shù)向量，包含所有內(nèi)生變量時滯項是干擾項。該模型包含不隨個體和時間效應(yīng)而變化的變量，解釋變量包含被解釋變量的滯后項，整體構(gòu)成的是一個包含固定效應(yīng)的動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型。

采用連玉君提出的針對Love and Zicchino改進后的方法，把“組內(nèi)均值差分法”和“前向均值差分法”相繼去除時間效應(yīng)和個體效應(yīng)方法內(nèi)化進PVAR（1），隨后采用GMM廣義距估計方法來獲得估計量②。

（二）數(shù)據(jù)說明

使用2009—2017年“一帶一路”沿線39個國家的面板數(shù)據(jù)進行了實證分析。用沿線國家中央政府負債占GDP比重對數(shù)（ldebtratio）表示沿線國家的負債水平；沿線國家的經(jīng)濟發(fā)展以沿線國家的人均GDP對數(shù)（lgdp）表示；沿線國家對中國直接投資對數(shù)（ldiic）表明中國吸收沿線國家的投資；中國對沿線國家直接投資對數(shù)（lofdi）表明中國對沿線國家的投資狀況。

其中，沿線國家中央政府負債占GDP比重（ldebtratio）、沿線國家人均GDP對數(shù)（lgdp）來源于國際貨幣基金組織（IMF）官網(wǎng)；中國吸收沿線國家直接投資（ldiic）來自國家統(tǒng)計局；中國向沿線國家直接投資（lofdi）來源歷年的《中國對外直接投資統(tǒng)計公報》；為了更清楚地顯示所使用的變量，表1對上述四個變量進行了簡單的描述性統(tǒng)計。

表1 變量符號及其簡單統(tǒng)計

四、實證分析

面板向量自回歸模型（PVAR）用于實證探索四個變量之間的關(guān)系。由于PVAR模型將所有變量視為內(nèi)生變量，因此無需區(qū)分內(nèi)生變量和外生變量。在文中l(wèi)debtratio、ldiic、lofdi和lgdp這4個變量均作為PVAR模型的內(nèi)生變量。根據(jù)GMM對相關(guān)變量影響的估計，重點關(guān)注的是中國對沿線國家的直接投資（lofdi）與中央政府債務(wù)占GDP比重（ldebtratio）之間的關(guān)系。為了確保結(jié)論的準(zhǔn)確性，我們選擇了中國對沿線國家進出口總額（lcexport、lcimport）兩個變量來進行穩(wěn)健性檢驗。

（一）平穩(wěn)性檢驗

選取LLC檢驗、ADF-Fisher檢驗、PP-Fisher檢驗，對每個變量進行平穩(wěn)性檢驗并按照投票法來決定最后的變量是否平穩(wěn)，結(jié)果如表2所示。原始變量中只有l(wèi)debtratio和lgdp未通過ADF-Fisher檢驗，經(jīng)一階差分之后所有變量均通過檢驗。

（二）滯后階數(shù)選擇

在模型的最優(yōu)滯后階檢驗中，根據(jù)AIC、SC和HQIC的三個信息標(biāo)準(zhǔn)判斷模型的最優(yōu)滯后序列。結(jié)果如表3所示，AIC、SC和HQIC標(biāo)準(zhǔn)的結(jié)果表明滯后階數(shù)應(yīng)選擇為1，即最優(yōu)滯后階為一階滯后。

（三）格蘭杰因果關(guān)系檢驗

在上文分析的基礎(chǔ)上，進一步考察中央政府負債占GDP的比重（ldebtratio）、沿線國家向中國直接投資（ldiic）、中國對沿線國家直接投資（lofdi）、沿線國家人均實際GDP（lgdp）四者之間的格蘭杰關(guān)系如表4所示，在5%的顯著性水平上，中央政府負債占GDP的比重是沿線國家向中國直接投資的格蘭杰原因，也就是說沿線國家自身的負債情況會影響他們對中國的直接投資，但是具體影響多少要通過下面的GMM估計來體現(xiàn)。在1%的顯著性水平上，沿線國家人均實際GDP是沿線國家向中國直接投資的格蘭杰原因，沿線國家人均GDP會影響其向中國的直接投資。在5%的顯著性水平上，沿線國家人均實際GDP是中國對沿線國家直接投資的格蘭杰原因。

表2 變量平穩(wěn)性檢驗表

表3 PVAR滯后階數(shù)檢驗結(jié)果

（四）PVAR模型分析結(jié)果

表5顯示了一階滯后PVAR模型的參數(shù)估計結(jié)果。第（1）列沿線國家中央政府負債占GDP比重（ldebtratio）方程，沿線國家中央政府負債占GDP比重對數(shù)滯后項（L.ldebtratio）系數(shù)為0.670，顯著為正表明沿線國家中央政府負債占GDP比重存在顯著地時間效應(yīng)，過去的負債正向影響當(dāng)前的中央政府經(jīng)濟運行狀況，具體而言，中央政府負債占GDP比重在上一年增長1%，當(dāng)年的中央政府負債占GDP比重增長0.67%，說明自身歷史負債是影響沿線國家債務(wù)水平的主要因素，與中國對外投資沒有顯著關(guān)系，并且上一年中國對沿線國家的直接投資每增加1%可以降低當(dāng)年的政府債務(wù)占GDP比重0.007%，眾所周知沿線國家大多屬于發(fā)展中國家，經(jīng)濟欠發(fā)達，我國對其直接投資大多周期較長，雖然可以減輕沿線國家中央政府部分壓力，但短期內(nèi)對于沿線國家國民經(jīng)濟迅速改善，效果并不顯著。在第（2）列，中國吸收了沿線國家的直接投資（ldiic）方程，沿線國家中央政府負債占GDP比重對數(shù)滯后項（L.ldebtratio）系數(shù)為-2.963顯著為負，說明上一年中央政府負債占GDP比重每增加1%，沿線國家對中國的直接投資減少2.963%，上一年的人均GDP每增加1%，當(dāng)年對中國的直接投資減少4.391%。第（3）列中，是中國對沿線國家的直接投資（lofdi）方程，中國的直接投資對數(shù)滯后項（L.lofdi）系數(shù)0.498顯著為正，說明上一年，中國對沿線國家直接投資增加1%，當(dāng)年中國對沿線國家直接投資增加0.498%，沿線國家人均GDP對數(shù)滯后項（L.lgdp）系數(shù)2.878顯著為正，表明上一年沿線國家人均GDP增加1%，當(dāng)年中國對其直接投資會增加2.878%。第（4）列沿線國家人均GDP（lgdp）方程，沿線國家中央政府負債占GDP比重對數(shù)滯后項（L.ldebtratio）系數(shù)為-0.283顯著為負，說明上一年中央政府負債占GDP比重每增加1%，當(dāng)年沿線國家人均GDP減少0.283%，也就是說沿線國家為提高當(dāng)年本國人均GDP應(yīng)該努力減少自身的負債。沿線國家人均

GDP對數(shù)滯后項（L.lgdp）系數(shù)為0.581顯著為正，說明上一年沿線國家人均GDP每增加1%，全年沿線國家人均GDP增加0.581%，可見減少沿線國家中央政府歷史負債和提升本國經(jīng)濟都有助于提高沿線國家的人均GDP。

表4 格蘭杰因果關(guān)系檢驗

表5 PVAR模型估計結(jié)果

（五）穩(wěn)健性檢驗

表5顯示，沿線國家中央政府負債占GDP比重主要受上一年中央政府負債占GDP比重的影響與中國對沿線國家直接投資無顯著性關(guān)系。中國對沿線國家的直接投資有兩個主要因素：一是沿線國家人均GDP，二是上一年中國對沿線國家直接投資額。影響沿線國家人均GDP的主要因素也有兩個，一是中央政府負債占GDP的比重，二是自身經(jīng)濟發(fā)展水平。所以沿線國家應(yīng)想辦法提高自身經(jīng)濟發(fā)展水平，同時降低中央政府負債。除了影響沿線國家經(jīng)濟增長的直接投資外，進出口貿(mào)易量也在經(jīng)濟增長中發(fā)揮著重要作用，一個國家的進出口貿(mào)易量是可以影響本國經(jīng)濟的，近期的中美貿(mào)易戰(zhàn)不論最終結(jié)果如何對彼此來說都是損失，一味地貿(mào)易逆差或是貿(mào)易順差對各國來說可能未必是件好事。為了測試上述結(jié)論的穩(wěn)健性，將進出口貿(mào)易額度變量添加到原始方程中以測試穩(wěn)健性，從而驗證了原始方程的穩(wěn)健性，結(jié)果如表6所示。

表6 穩(wěn)健性檢驗增加變量的PVAR模型分析

根據(jù)表6穩(wěn)健性檢驗進一步驗證了表5結(jié)果的穩(wěn)健性，不管是單獨加入沿線國家出口額度或是進口額度還是同時加入兩個變量，當(dāng)年沿線國家中央政府負債占GDP比重只和上一年的中央政府負債占GDP比重顯著正相關(guān)，與其他變量滯后項系數(shù)均不相關(guān)，也就是說沿線國家的負債主要是由于自身歷史負債引起的而并非是出于中國對其直接投資的額度。表6檢驗前后得到結(jié)論與表5一致，驗證了估計結(jié)果的穩(wěn)健性。

五、脈沖響應(yīng)及方差分解

（一）脈沖響應(yīng)分析

為進一步分析變量間的相互影響，運用脈沖響應(yīng)函數(shù)。當(dāng)使用PVAR模型時，為了看出長期趨勢，學(xué)者普遍將脈沖響應(yīng)圖的持續(xù)時間設(shè)定為10期，［15-17］為了使圖形效果顯著設(shè)置蒙特卡羅模擬500次。圖1給出了沿線國家負債水平變量的脈沖響應(yīng)函數(shù)圖。圖中，橫軸表示年度單位影響的滯后期數(shù)，縱軸表示各經(jīng)濟指標(biāo)對影響的響應(yīng)，置信區(qū)間兩邊的置信度為95%。

圖1 “一帶一路”沿線國家負債水平對各種沖擊的累計響應(yīng)

從圖1可以看出沿線國家負債水平僅對自身的沖擊作出顯著反映。沿線國家負債水平對自身沖擊整體來說存在正向影響，與我們得到的結(jié)論相符。沿線國家的負債水平主要源于國家歷史負債并且歷史債務(wù)對國家負債在很長一段時間內(nèi)都是正效應(yīng)，第0期時反應(yīng)最明顯，之后逐年遞減最終在第10期反應(yīng)徹底為0。中國吸收沿線國家投資對沿線國家的負債水平有負向影響雖然效果不顯著，在第1期的時候達到峰值-0.01左右，然后開始逐級遞減最終在第5期的時候趨向于0。我國對外直接投資對沿線國家的負債水平有負向影響，雖然效果不顯著但是在第2期達到峰值-0.01左右，隨著時間變化這種負效應(yīng)逐漸趨于0，從長期來看，我國直接投資并未增加沿線國家的債務(wù)水平，而沿線國家自身的歷史負債對其當(dāng)下的負債水平造成的影響是顯著并且巨大的。沿線國家人均GDP對自身的負債水平有促進作用并且這種影響從0期開始增加，在第2期達到峰值隨后逐漸遞減最終趨于0。

圖2反映了中國對外直接投資對各因素沖擊的累計響應(yīng)。中國對外直接投資對其自身沖擊總體來看存在正向影響，有顯著的促進作用，其趨勢是逐年遞減的。具體來說，面對中國對外直接投資一個單位變動的沖擊，第0期反應(yīng)為1.30左右，到第10期反應(yīng)逐漸接近0。沿線國家人均GDP對中國對外直接投資整體來看存在積極的影響，具有顯著的促進作用，并且在開始時響應(yīng)為0，第1期影響最大，然后逐漸減少。從長期效果來看，沿線國家人均GDP越高，越能吸引中國對其進行投資。沿線國家債務(wù)水平對中國的對外直接投資產(chǎn)生了負面影響。沿線國家負債水平?jīng)_擊在開始的第0期和第1期存在顯著的“滯后效應(yīng)”，其中第0期影響為-0.250，第1期時影響迅速減小至0，在第2期之后負效應(yīng)影響逐漸減小并且最終在第10期最終接近0。沿線國家對中國的直接投資對中國對外直接投資產(chǎn)生了積極影響。在第0期時這種沖擊產(chǎn)生的效應(yīng)為負，但是很快效應(yīng)轉(zhuǎn)換為正，并且在當(dāng)期和第1期還存在“滯后效應(yīng)”，最終沖擊逐漸遞減為0。

圖2 中國對外直接投資對各種沖擊的累計響應(yīng)

圖3反映了人均GDP對各種因素沖擊的累計響應(yīng)。沿線國家人均GDP對其自身沖擊總體來看存在正向影響，這種影響累積是逐年遞減的。具體來說，對沿線國家人均GDP一個單位變動的沖擊，第0期反應(yīng)最大為1.20，之后逐年遞減第10期反映逐漸接近0。中國對沿線國家的直接投資對沿線國家的人均GDP產(chǎn)生了積極影響，促進了沿線國家人均GDP的提高。這種響應(yīng)呈現(xiàn)“倒U型”。針對中國對外直接投資一單位的變動在第0期時響應(yīng)為0，然后逐漸增加，在第2期時影響達到最大，之后逐漸減少到接近0。沿線國家負債水平對沿線國家人均GDP沖擊產(chǎn)生的效果為抑制作用，其中第0期影響為-0.04，在第1期影響達到最大值-0.075后，負效應(yīng)逐漸減小，最后在第10期逐漸接近0。沿線國家對中國直接投資對其自身的人均GDP的沖擊，長期看產(chǎn)生正效應(yīng)，有助于促進沿線國家人均GDP，在當(dāng)期至第3期存在明顯的“滯后效應(yīng)”。

圖3 “一帶一路”沿線國家人均GDP對各種沖擊的累積響應(yīng)

（二）方差分解分析

基于方差分解，討論了PVAR系統(tǒng)中每個方程的脈沖響應(yīng)對每個內(nèi)生變量波動的貢獻。表7給出了第1周期到第10周期的方差分解結(jié)果。

表7 各變量預(yù)測誤差的方差分解

在ldebtratio的方差分解中,在第1期，ldebtratio的變動能解釋100%沿線國家中央政府負債占GDP比重對數(shù)的變動；在第5期其解釋能力為98.5%，在第10期其解釋能力為98.3%。而lofdi在第5期其解釋能力為0.6%，在第10期的時候依然是0.6%，所以中國對外直接投資并未加重沿線國家的債務(wù)負擔(dān)。在ldiic的方差分解最初階段，ldiic自身的解釋能力為99.6%；在第5期為82.2%，在第10期為80.1%。其中沿線國家人均GDP在沿線國家對中國直接投資的方差分解中占有一定比例，在第10期時lgdp其解釋能力達到14%,表明沿線國家人均GDP水平是影響沿線國家對中國直接投資的主要因素。在lofdi的方差分解中,在第1期，lofdi的變動能解釋90.7%中國對外直接投資對數(shù)的變動；在第5期其解釋能力為76.6%，在第10期其解釋能力也達到了75.1%。沿線國家對中國的投資在中國對外直接投資的方差分解中也占有很高的比例，第5期時沿線國家對中國的直接投資其解釋能力為12.8%，在第10期時其解釋能力也達到了12.6%，說明沿線國家對中國的投資是影響中國對外直接投資的一個原因。在lgdp的方差分解中,在第1期lgdp的變動解釋能力為80.3%，第5期其解釋能力為54.9%，在第10期其解釋能力為50.5%，其中沿線國家負債水平和沿線國家對中國直接投資對沿線國家人均GDP沖擊很大，在第1期的時候分別占10%和9.7%，之后沿線國家對中國直接投資的影響逐漸減弱，在第10期時為4.6%，而沿線國家負債水平的沖擊逐漸增強，在第10期的時候增長至40.7%。從中我們可以看出沿線國家的負債水平對沿線國家對中國直接投資的影響沖擊很大，而且隨著時間的推移其占比越來越大，說明沿線國家在對中國直接投資時需要考慮自身的負債，自身的負債水平是影響其對外直接投資的重要因素。

六、結(jié)論與政策建議

（一）研究結(jié)論

針對一些西方國家將“一帶一路”沿線國家的債務(wù)風(fēng)險問題歸咎于中國實施“一帶一路”政策，本文基于PVAR模型，關(guān)注中國對“一帶一路”沿線國家的直接投資與沿線國家的債務(wù)水平、沿線國家人均GDP以及沿線國家對中國直接投資之間的動態(tài)關(guān)系，選取39個有代表性的沿線國家，從2009—2017年的數(shù)據(jù)進行實證研究，結(jié)果表明：沿線國家的歷史負債對其自身的債務(wù)水平有顯著的正向沖擊，即已有債務(wù)水平對現(xiàn)有債務(wù)水平有直接影響。同時，沿線國家的高負債水平會抑制其國外投資。另外，我們還發(fā)現(xiàn)中國對沿線國家直接投資對沿線國家人均GDP的影響呈現(xiàn)“倒U型”，即在投資初期對于沿線國家的經(jīng)濟有顯著的促進作用，但促進效果隨時間逐漸遞減?？紤]到“一帶一路”建設(shè)項目實施是一個長期的過程，而且前期大多項目為基礎(chǔ)設(shè)施假設(shè)，項目建設(shè)周期長，所以前期效果不顯著并不意外。另外，沿線國家的人均GDP影響外資投資，包括中國對外直接投資的一個關(guān)鍵因素，而多數(shù)情況下，沿線國家的人均GDP受中央政府債務(wù)和歷史人均GDP的影響更大。

綜上研究我們發(fā)現(xiàn)，一方面，中國對沿線國家直接投資一定程度上取決于沿線國家負債水平和經(jīng)濟發(fā)展水平；另一方面，中國對沿線國家直接投資也可以有力拉動經(jīng)濟建設(shè)，從而進一步降低其負債水平。負債水平的降低也進一步帶動了投資與基礎(chǔ)建設(shè)項目的實施，進一步改善沿線國家的經(jīng)濟水平。顯而易見，這就形成一個螺旋上升的良性發(fā)展循環(huán)，即沿線國家發(fā)展越好，越容易得到投資包括中國的直接投資，而中國直接投資又會進一步促進其自身的經(jīng)濟發(fā)展，經(jīng)過一定時間的發(fā)展，直接投資與項目建設(shè)對于經(jīng)濟發(fā)展的提升作用逐步顯現(xiàn)。由此可見，西方學(xué)界對于“一帶一路”政策及項目實施提升沿線國家負債的指責(zé)，缺乏有力的實證數(shù)據(jù)支撐，至少缺失了嚴謹?shù)目茖W(xué)根據(jù)，簡單地把高負債水平歸咎于“一帶一路”政策推出與項目實施，忽略了某些由于歷史原因而導(dǎo)致某些沿線國家當(dāng)前的高負債，忽視了中國對外直接投資及基礎(chǔ)建設(shè)對于拉動沿線國家經(jīng)濟發(fā)展的事實。

（二）政策建議

首先，從頂層設(shè)計方面，應(yīng)該加強我國與沿線國家金融和財政的溝通與協(xié)調(diào)力度，增強金融與財政政策的政策透明度，加強投資、協(xié)調(diào)與合作，尤其是從政策上、金融工具、財政手段、貨幣結(jié)算體系上實現(xiàn)更深度的資金融通。力圖實現(xiàn)沿線國家的對話、協(xié)調(diào)、溝通制度化、系統(tǒng)化、專業(yè)化、長期化，提高所有利益相關(guān)方的信息、財政、支付的透明與評級公平公正。

其次，逐步轉(zhuǎn)向市場主導(dǎo)下的“一帶一路”投資與項目實施發(fā)展階段，尤其是對外投資及項目實施的決策主體應(yīng)該是投資人與受益人，應(yīng)該大力鼓勵企業(yè)尤其是民營企業(yè)積極參與“一帶一路”沿線國家的直接投資與項目實施，政府通過政策與外交手段為更多的民營企業(yè)積極參與項目實施與投資保駕護航。任何建設(shè)項目與直接投資的收益最終的決定因素是市場，所以，只有面向市場化的資本才是最活躍、最有效率的投資，也是最能夠持久的投資，由中國政府推動并且央企主導(dǎo)的對于“一帶一路”沿線國家的投資與建設(shè)，只是市場資本參與的觸發(fā)器與助推器，而市場才是發(fā)動機，企業(yè)尤其是民營企業(yè)才是決定力量。

有鑒于此，政府應(yīng)該加強對“一帶一路”沿線國家建設(shè)發(fā)展的風(fēng)險提示，加快建立權(quán)威并且開放的“一帶一路”投資數(shù)據(jù)庫，包括項目庫、供應(yīng)商名錄、信用數(shù)據(jù)庫、信譽數(shù)據(jù)庫、商譽數(shù)據(jù)庫、金融大數(shù)據(jù)分析系統(tǒng)等專業(yè)國家級信息，及時更新數(shù)據(jù)以增強數(shù)據(jù)準(zhǔn)確度，通過提供更開放的資源幫助吸引各方面的資金參與到“一帶一路”的項目建設(shè)中。

再次，積極推動“一帶一路”建設(shè)的人文交流，尤其是相關(guān)智庫、學(xué)者、商會的交流與合作，為學(xué)者們提供一個高質(zhì)量、便捷的對話溝通平臺。通過溝通與協(xié)商合作，求同存異，凝聚共識，特別是加強年輕學(xué)者、研究人員的深入交流與研究合作項目。

此外，“一帶一路”項目實施的監(jiān)督、管理，尤其是資金的使用、回收、收益的科學(xué)計算，保障資金的有效使用，畢竟“一帶一路”建設(shè)投資巨大，項目建設(shè)與投資的風(fēng)險備受各方矚目。同時，我們也應(yīng)該考慮到與所在國國情、文化差異等多種復(fù)雜因素，在尊重各方利益的基礎(chǔ)上進行更廣泛的對話協(xié)商，建立有效的仲裁與法律保障機制，同時對于“一帶一路”項目實施的滯后期要給予寬容的態(tài)度。

考慮到“一帶一路”政策提出到實施的漸進過程，參與國家不斷增加，如果未來能獲得所有沿線國家更詳細的實證數(shù)據(jù)做研究，得到的結(jié)果將更具說服力。我們有理由相信，隨著沿線國家在加大力度推進“一帶一路”合作的同時，相互協(xié)作收集更加完備的研究數(shù)據(jù)，為未來更加詳細的債務(wù)研究提供可靠支撐。

注釋:

①這39個國家包括：希臘、新加坡、馬來西亞、泰國、菲律賓、土耳其、約旦、巴基斯坦、巴林、塞浦路斯、印度、孟加拉國、斯里蘭卡、尼泊爾、哈薩克斯坦、白俄羅斯、烏克蘭、立陶宛、斯洛伐克、匈牙利、緬甸、老撾、柬埔寨、越南、文萊、伊朗、伊拉克、敘利亞、以色列、也門、阿聯(lián)酋、卡塔爾、科威特、哈薩克斯坦、烏茲別克斯坦、塔吉克斯坦、克羅地亞、羅馬尼亞、保加利亞。因“一帶一路”沿線國家并沒有一個官方權(quán)威的數(shù)據(jù)庫，部分國家數(shù)據(jù)存在缺失的情況，所以本文選擇了數(shù)據(jù)較完整的39個國家。

②具體的方法與步驟，詳見LOVE and Zicchino(2006)和連玉君（2009）。