1、学术探讨38金融经济2023 年第 11 期(总第 569 期)境外经贸合作区建设对中国对外直接投资的影响基于“一带一路”沿线 47 国的实证研究 原帼力 张 丹 摘要：境外经贸合作区作为共建“一带一路”的重要平台，在促进国际产能合作、推动中国对外直接投资等方面发挥着关键作用。随着“一带一路”倡议的不断走深走实，境外经贸合作区的发展也面临着新的机遇和挑战。本文选取 47 个“一带一路”沿线国家为样本，运用扩展的投资引力模型，实证分析了境外经贸合作区建设对中国对外直接投资的影响和内在机制，同时就东道国经济属性和区位属性进行了异质性探讨。结果表明，第一，境外经贸合作区的投资建设能显著推进中国对外直
2、接投资的规模提升。其中，东道国基础设施水平发挥了部分中介作用。第二，境外经贸合作区在促进中国对外直接投资的效果上具有异质性，对发展中国家、非陆地接壤国家以及新亚欧大陆桥经济走廊和中国-中亚-西亚经济走廊国家的促进作用更大。最后，本文基于研究结论，为境外经贸合作区高质量发展提供了可行性建议。关键词：境外经贸合作区；对外直接投资；“一带一路”；经济走廊；基础设施建设；投资引力模型中图分类号：F74；F125文献标识码：A文章编号：1007-0753（2023）11-0038-12收稿日期：2023-09-30作者简介：原帼力，副教授，新疆财经大学国际经贸学院，研究方向为中国与中亚区域经济合作。张丹
3、，硕士研究生，新疆财经大学国际经贸学院，研究方向为“一带一路”沿线国家经贸合作。基金项目：新疆维吾尔自治区教育厅人文社科基地重点项目“依托境外经贸合作区推动中国新疆与中亚国家产业合作研究”（ZX20220135）；新疆维吾尔自治区社科基金项目“协同发展视角下乌鲁木齐国际陆港区高质量发展评价及路径优化研究”（21BJY063）。一、引言随着我国“走出去”战略的实施，我国对外直接投资发展迅速。从“量”上来看，投资规模不断扩大，20122022 年，我国对外投资规模连续 11年位居世界前三。从“质”上来看，投资结构持续优化，对外直接投资（OFDI）覆盖了 18 个国民经济行业。中国境外经贸合作区是将
4、国际产能合作与对外直接投资相结合的一种新模式，其发展经历了从无到有、从小到大、由点及面的过程。2006 年，我国正式提出在海外建设经贸合作区，引导企业抱团出海进行投资合作。2015 年，国家发展改革委、外交部、商务部联合发布了推动共建丝绸之路经济带和 21 世纪海上丝绸之路的愿景与行动，指出要“探索投资合作新模式，鼓励合作建设境外经贸合作区、跨境经济合作区等各类产业园区，促进产业集群发展”。至此，境外经贸合作区进入快速发展阶段。作为“一带一路”建设的重要承接点，境外经贸合作区减少了企业境外投资过程中的成本和经营风险，推动中国企业协同化、规模化“走出去”。一方面，随着“一带一路”倡议的不断走深走
5、实，中国境外经贸合作区建设实现了长足发展，合作区数量持续增长。截至 2022 年底，我国已在亚洲、非洲、欧洲、美洲建设了 125 个境外经贸合作区，其中有112个位于“一带一路”沿线国家。另一方面，中国境外经贸合作区的建设促进了东道国的经济增长，传播了技术，增加了当地就业，改善了当地民生。截至 2022 年底，我国企业在“一带一路”学术探讨39金融经济2023 年第 11 期(总第 569 期)沿线国家建设的境外经贸合作区累计投资达 571.3亿美元，为当地创造了 42.1 万个就业岗位，让近4 000 万人摆脱贫困。境外经贸合作区是我国对外直接投资的新模式，也是共建“一带一路”的重要平台。探
6、究如何充分发挥其在加快我国对外投资步伐，实现我国与“一带一路”沿线国家间的互利共赢、共同发展方面的作用，对于合作区的建设具有重要的现实意义。因此，本文将从境外经贸合作区影响我国对“一带一路”沿线国家直接投资的机制入手，探讨境外经贸合作区建设对我国对外直接投资的影响效应，进而提出推动合作区建设的对策建议。二、文献综述境外经贸合作区近年来逐渐受到学者重视，相关研究主要集中于以下方面：一是境外经贸合作区的内涵和作用研究。学者们从不同视角研究境外经贸合作区的作用，认为合作区的建设能带动企业“集群式”走出去，通过产业集群效应降低企业成本和风险，具有承载海外投资（李鲁和赵方，2017）、帮助国内优势产业输
7、出与转移（崔政涛，2021）、促进国际产能合作（董千里，2018）等功能。二是境外经贸合作区建设面临的实践问题研究。学者们认为目前合作区的发展面临很多现实问题，祁欣和杨超（2018）提出合作区布局、投资运营模式、产业定位、配套设施等亟待建立健全。卢进勇和裴秋蕊（2019）指出合作区发展不平衡问题比较突出，存在招商瓶颈和盈利模式单一的问题，应坚持多元化发展理念，推动境外经贸合作区高质量发展。近年来，我国境外经贸合作区数量不断增长，且主要建设在“一带一路”沿线，研究沿线国家境外经贸合作区建设的成果颇为丰硕。研究内容和方法主要可以分为两类：一类是基于沿线国家单个合作区建设的案例研究。例如，孟广文等（
8、2020）以泰中罗勇工业园为例探究合作区发展模式，并采用数据包络分析法对合作区发展效率进行了细致的评估；杨剑等（2019）以中埃泰达苏伊士经贸合作区为例，探讨其发展过程中面临的问题并提出相应对策；唐拥军等（2021）以中国-印度尼西亚经贸合作区为例，研究了合作区的不同商业模式特征和更新路径。另一类是针对合作区建设对中国或者东道国贸易投资等方面的实证研究。在贸易层面，境外经贸合作区的建设对我国出口有较大影响（李喆等，2022），呈现出贸易“叠加效应”（徐俊和李金叶，2020）。张相伟和赵新泉（2023）认为境外经贸合作区的建设对出口的影响具有产品异质性，通过贸易替代作用促进我国劳动密集型产品的出
9、口，减少资本密集型产品的出口。在投资层面，境外经贸合作区的建设能通过提高基础设施水平（Zeng，2016）、改善营商环境（岳中刚和王凯，2023），加快企业对外投资的速度（余官胜等，2019），促进我国对东道国的投资增长。此外，部分学者关注了境外经贸合作区在实现互联互通中的作用，许培源和王倩（2019）从“一带一路”视角来考察和诠释境外经贸合作区，指出要用“一带一路”“五通”引领合作区的高质量发展；在此基础上，张相伟和龙小宁（2022）构建了“一带一路”倡议和“五通”分析框架，探究了境外经贸合作区建设的投资促进效应，并进一步说明了其对“五通”目标实现的重要意义。综上，现有研究在境外经贸合作区性
10、质、作用及建设意义等方面较为深入，但对不同境外经贸合作区发展所面临的问题及对策研究主要以案例分析为主，量化研究相对较少，并以双边经贸效应居多，对于境外经贸合作区对我国对外投资的促进效应还有待深入探讨。因此，本文以“一带一路”沿线 47 个国家为研究对象，实证分析了境外经贸合作区建设对中国对外直接投资的影响，并在此基础上进行了中介机制讨论和异质性分析。与现有研究相比，本文可能的边际贡献有：第一，在研究数据上，整合了“一带一路”沿线 47 个国家的合作区建设情况，聚焦“一带一路”建设视角，探究境外经贸合作区对我国和东道国的有益影响。第二，在研究深度上，本文引入基础设施水平这一变量，探索了境外经贸合
11、作区这一创新投资模式影响中国对外直接投资的内在机制；并围绕国家经济属性和国家区位属性进行异质性探讨，深化了合作区建设促学术探讨40金融经济2023 年第 11 期(总第 569 期)进中国对外直接投资的理论。三、理论分析与假设的提出(一)境外经贸合作区促进中国对外直接投资的理论机理境外经贸合作区的建设，是在双边政府友好合作的基础上，共同协商以确定基本的政策，由东道国提供一定区域范围内的投资环境，供投资国建设园区、运营规划，从而促进国际产能合作实现互利共赢。作为东道国制度环境的替代品，境外经贸合作区是一种制度保障，它的建立不仅带动了东道国的税收、就业和经济增长，也促进了中国对外直接投资，成为中国
12、对外开放与中外互利共赢的一个重要窗口（张相伟和龙小宁，2022）。境外经贸合作区的建设将产生平台效应、规模效应、协同效应，带动中国对外直接投资，其实现路径如图 1 所示。图 1 境外经贸合作区促进投资的实现路径示意图第一，境外经贸合作区搭建了对外投资和国际产能合作的平台，极大地降低了交易成本和单个企业面临的风险，进而形成平台效应，帮助企业“抱团式、集群式、配套式”走出去（李鲁和赵方，2017）。第二，投资模式由低效分散式转为高效聚集式，企业入驻合作区会产生聚集效应，进而构建健全的产业链闭合圈，发挥规模效应（沈铭辉和张中元，2016）。第三，境外经贸合作区通过协调各国市场，实现资源互补、产业互补
13、，具有协同效应。综上，本文提出假设 H1。H1:境外经贸合作区的建设正向促进了中国对外直接投资，带动了双方经济的发展。(二)境外经贸合作区建设、东道国基础设施和中国对外直接投资提高基础设施建设水平对吸纳外资有显著的正向效应。“一带一路”沿线国家大多为发展中国家，经济发展水平较低，基础设施建设亟待改善。中国境外经贸合作区的建设通过示范效应和溢出效应改善了东道国基础设施水平（岳中刚和王凯，2023），对这些发展中国家的基础设施产生明显的升级效果（严兵等，2021）。从新经济地理学视角来看，完善的基础设施有助于产业聚集的形成，降低交易成本，促进要素的高效流动，从而促进中国对外直接投资（陈后祥，201
14、6）。综上，提出假设 H2。H2:境外经贸合作区通过改善东道国基础设施水平，从而促进中国对外直接投资。(三)境外经贸合作区赋能中国对外直接投资的异质性分析从东道国经济属性来看，国家的发展水平不同，其投资环境也会有差异。在经济水平较低的发展中国家，基础设施相对落后、营商环境较差，但这些国家往往具有较大的市场需求和投资机会。受自然资源寻求动机和廉价劳动力寻求动机的驱动（肖文和周君芝，2014），在发展中国家建设合作区能更好地带动中国对外直接投资。从东道国区位属性来看，一是地理位置，与我国地缘越近的国家，文化制度会更相似，合作也会更顺畅。考虑到交通成本和沟通效率，中国企业更愿意到地缘邻近的沿线国家投
15、资（邸玉娜和由林青，2018）。二是区位优势，从分布来看，境外经贸合作区沿“一带一路”建设的“六大经济走廊”进行布局，形成陆上和海上丝绸之路国际经济合作带。六大经济走廊在资源类型和发展特色上存在差异，区域合作机制和融合程度不尽相同。我国境外经贸合作区主要分布在东南亚、非洲和中亚地区，这些地区大都是发展中经济体或转型经济体，与我国有着密切的地缘关系和良好的经贸关系，对来自中国的投资持欢迎态度。另有研究表明，中国-中南半岛、孟中印缅、中巴经济走廊的基础设施改善效应要显著高于其他经济走廊（丁杰，2022），而基础设施水平的提高有利于中国对外直接投资。因此，在这三大经济走廊建设合作区，投资促进作用会更
16、为显著。基于以上分析，提出如下假设。H3a:境外经贸合作区的投资促进效应具有异学术探讨41金融经济2023 年第 11 期(总第 569 期)质性，对发展中国家的促进效果更大。H3b:境外经贸合作区的投资促进效应具有异质性，对邻国的促进效果更大。H3c:在中国-中南半岛、孟中印缅、中巴经济走廊建设合作区，会对中国对外直接投资产生更大的推动作用。四、模型设定、变量说明与数据来源(一)模型设定本文选取 20102020 年的相关数据，使用Stata17 软件进行模型运算，采用扩展的投资引力模型实证检验境外经贸合作区建设对中国对外直接投资的影响。模型构建如下：lnofdiit=0+1zoneit+i
17、 Xit+t+i （1）为进一步检验合作区建设是否会通过改善东道国基础设施水平来促进中国对外直接投资，参考严兵等（2021）的方法，建立中介机制效应模型：lnfacilityit=0+1zoneit+i Xit+t+i （2）lnofdiit=0+1zoneit+2lnfacilityit+i Xit+t+i （3）模型中，i 和 t 分别表示不同国家和年份；lnofdiit为被解释变量，表示中国在第 t 年对外直接投资存量；zoneit为核心解释变量；中介变量东道国基础设施水平用 lnfacilityit表示；Xit为一系列控制变量，包括“一带一路”倡议（post）、东道国人均国内生产总值（
18、lnngdp）、东道国经济规模总量（lngdp）、东道国自然资源丰裕度（na-ture）、东道国制度质量（insti）。本文还控制了可能存在的时间固定效应 t，i为随机误差项。(二)变量说明和数据来源1.被解释变量：中国对外直接投资（lnofdiit）参考陈升和张俊龙（2019）的做法，本文采用中国对“一带一路”沿线国家的直接投资存量数据，并取对数处理。依据数据的可获得性、完整性原则，纳入 47 个沿线国家作为研究对象，数据来源于商务部、国家统计局和国家外汇管理局联合发布的2022 年度中国对外直接投资统计公报。2.核心解释变量：中国境外经贸合作区（zoneit）该变量表示我国第 t 年是否在
19、东道国 i 建设境外经贸合作区。为解决境外经贸合作区的建设和中国对外直接投资之间存在的内生性问题，将这一变量滞后一期处理，参考李嘉楠等（2016）的方法，如果第 t-1 年中国在 i 国设立了合作区，则第 t 年及以后的年份令 zone=1，反之令 zone=0。3.中介变量：东道国基础设施水平（lnfacility）良好的基础设施条件能提高交通的可达性，降低运营成本，提高生产交易效率。研究表明，公路和铁路等基础设施对投资有显著促进作用（廖茂林等，2018），较高的基础设施水平将对投资者产生更大的吸引力。考虑到公路里程数据严重缺失，本文参考胡再勇等（2019）的做法，将航空运输货运量取对数处理
20、作为东道国基础设施水平（lnfacili-ty）的代理变量，数据来源于世界银行。4.控制变量（1）“一带一路”倡议（post）。自 2013 年“一带一路”倡议提出以来，区域间投资合作水平大幅提升，中国与沿线国家间的经贸往来愈发密切。考虑到政策效应的滞后性，本文对虚拟变量做如下处理：若年份为 2014 年及以后，则 post=1，否则 post=0。（2）东道国人均国内生产总值（lnngdp）。人均国内生产总值可以很好地反映东道国的经济增长，也可视为对东道国劳动力成本的衡量（张相伟和龙小宁，2022）。一般来说，人均国内生产总值高的国家，居民的生活水平较高，社会福利较好，经济发展较稳定，同时劳
21、动力成本也会影响企业对外投资的决策。本文将人均国内生产总值取对数处理，数据来源于世界银行。（3）东道国经济规模总量（lngdp）。经济规模总量是衡量东道国经济环境的重要指标之一，也是一个企业出海所必须考虑的因素。本文用国内生产总值来衡量经济规模，取对数处理。数据来源于世界银行。（4）东道国自然资源丰裕度（nature）。自然资源丰裕度是衡量一个国家或地区自然资源禀赋的重要指标，也是一国吸引外商投资的独特优势学术探讨42金融经济2023 年第 11 期(总第 569 期)之一。本文采用自然资源租金总额占 GDP 的比重来衡量，数据来源于世界银行。（5）东道国制度质量（insti）。制度质量反映了
22、东道国制度环境的好坏，是影响外资企业进入的重要因素。该变量采用全球治理指标下的政治稳定性指数（PV）和法律制度指数（RL）的算术平均值来衡量，计算方式见式（4）。数据来源于WGI 数据库。insti=(PV+RL)/2 （4）(三)描述性分析在对模型参数估计前，采用描述性统计对数据进行初步的整体分析。表 1 为本文各变量的描述性统计结果，变量未出现异常值，说明数据可靠。表 1 变量描述性统计结果变量符号变量名称样本数均值标准差最小值最大值lnofdi中国对外直接投资51710.1102.6682.99615.600zone中国境外经贸合作区5170.3810.48601.000lnfacili
23、ty东道国基础设施水平4613.8813.242-6.0629.718post“一带一路”倡议5170.6360.48201.000lnngdp东道国人均国内生产总值5178.1942.2061.85511.200lngdp东道国经济规模总量51725.1001.51522.1228.670nature东道国自然资源丰裕度5177.51912.1400.00058.920insti东道国制度质量517-0.1970.832-2.2651.720表 2 基本回归分析结果变量（1）（2）OLS固定效应lnofdilnofdizone2.419*2.396*（11.23）（11.04)post1.1
24、39*1.583*（4.97）（3.36）lnngdp-0.124*-0.250*（-2.62）（-2.89）lngdp0.159*0.173*（2.33）（2.50）nature0.050*0.052*（6.04）（6.14）insti0.0480.051（0.39）（0.42）Constant5.151*5.760*（3.04）（3.27）时间固定效应NoYesObservations517517R20.3230.325注：*、*、*分别表示在10%、5%、1%的水平下显著，括号内为 t 值。五、实证结果及解释（一）基准估计结果分析表 2 为境外经贸合作区建设对中国对外直接投资的影响回归分
25、析。列（1）为 OLS 基本回归结果，列（2）为时间固定效应模型回归结果。结果显示，zone 的系数和 post 的系数均为正，并通过了 1%的显著性检验，表明境外经贸合作区建设对中国对外直接投资有明显的促进作用，假设 H1 得以验证。事实证明，“一带一路”倡议提出十余年来，我国对外投资成果丰硕，境外经贸合作区的建设粲然可观，为沿线国家带来了切实利益。其他控制变量的回归结果也与现有文献基本相符。lnngdp 的系数显著为负，表明劳动力成本的上升会阻碍中国企业对外投资。lngdp 和 nature 的系数均显著为正，说明中国企业在“一带一路”沿线国家具有一定的市场开拓型和资源寻求型投资动机。东道
26、国制度质量 insti 的回归系数为正，但并不显著，说明制度环境在一定程度上会促进中国对外直接投资，但中国对外直接投资也会受到其他因素影响。例如，出于经济援助目的，我国会鼓励学术探讨43金融经济2023 年第 11 期(总第 569 期)企业在一些制度质量相对较差的国家进行投资。（二）机制检验为探究境外经贸合作区建设是否能通过改善“一带一路”沿线国家的基础设施水平来促进中国对外直接投资，本文对东道国基础设施水平做机制检验。检验结果如表 3 所示，列（1）为基准回归结果，验证了境外经贸合作区建设对中国对外直接投资的促进作用；列（2）检验了核心解释变量对中介变量的影响效应，可知 zone 的系数在
27、5%的显著性水平下为正，表明合作区的建设能帮助沿线国家提高基础设施水平；从列（3）可知，zone 和 lnfacility 的系数在 1%的显著性水平下为正，但相较于列（1），zone 的系数变小。综上表明，在境外经贸合作区建设和中国对外直接投资之间，东道国基础设施水平起到了部分中介作用，验证了假设 H2。东道国的基础设施水平是吸引外资的重要因素。通过建设区内基础设施，完善公共服务配套条件，合作区为入区企业提供了开展生产经营所需的基础环境，从而吸引中国企业“抱团出海”，提高了中国对外直接投资。（三）异质性分析1.基于经济发展水平划分本文按照世界银行的收入划分标准，将样本国家分为发展中国家组和发
28、达国家组。由表 4 可表 3 机制检验结果：东道国基础设施水平变量（1）（2）（3）lnofdilnfacilitylnofdizone2.396*0.664*2.319*（11.04）（2.02）（12.09）lnfacility0.288*（10.50）控制变量YesYesYesConstant5.760*3.2908.526*（3.27）（1.24）（5.52）时间固定效应YesYesYesObservations517461461R20.3250.0760.474注：*、*、*分别表示在10%、5%、1%的水平下显著，括号内为 t 值。表 4 异质性分析结果：经济发展水平变量（1）（2
29、）（3）全样本国家发展中国家发达国家lnofdilnofdilnofdizone2.396*2.208*1.647*（11.04）（8.78）（5.57）post1.583*1.360*1.937*（3.36）（2.61）（3.23）lnngdp-0.250*-0.229*-0.249*（-2.89）（-2.24）（-2.21）lngdp0.173*-0.149*0.599*（2.50）（-1.82）（6.65）nature0.051*0.102*0.069*（6.14）（5.22）（7.48）学术探讨44金融经济2023 年第 11 期(总第 569 期)知，相较于发达国家，境外经贸合作区建
30、设对我国向发展中国家投资的促进作用更大，验证了假设 H3a。一方面，在发达国家，劳动力成本较高，合作区建设运营的成本高，在一定程度上会降低我国企业对外投资的意愿；另一方面，发展中国家人力成本低、自然资源丰富，尽管存在制度质量较低的问题，但境外经贸合作区作为东道国制度环境的一种替代性制度安排,恰好能弥补发展中国家的制度缺陷，进而有力推动中国对外直接投资。2.基于与我国是否陆地接壤划分地理距离会对国家间的投资合作产生影响，是企业对外投资所考虑的重要因素。本文基于“是变量（1）（2）（3）全样本国家发展中国家发达国家lnofdilnofdilnofdiinsti0.0510.1290.483*（0.
31、42）（0.97）（2.82）Constant5.760*14.317*-5.518*（3.27）（7.42）（-2.32）时间固定效应YesYesYesObservations517198319R20.3250.4610.396注：*、*、*分别表示在10%、5%、1%的水平下显著，括号内为 t 值。续表 4表 5 异质性分析结果：是否与我国陆地接壤变量（1）（2）（3）全样本国家非邻国邻国lnofdilnofdilnofdizone2.396*2.169*0.788*（11.04）（8.22）（2.99）post1.583*1.739*1.617*（3.36）（3.11）（4.24）lnn
32、gdp-0.250*-0.075-0.190*（-2.89）（-0.67）（-2.81）lngdp0.173*0.1190.167*（2.50）（1.39）（2.31）nature0.052*0.064*0.017（6.14）（6.90）（0.85）insti0.0510.367*0.456*（0.42）（2.39）（3.69）Constant5.760*5.237*7.736*（3.27）（2.41）（4.78）时间固定效应YesYesYesObservations517407110R20.3250.2910.662注：*、*、*分别表示在10%、5%、1%的水平下显著，括号内为 t 值。学
33、术探讨45金融经济2023 年第 11 期(总第 569 期)表 6 基于六大经济走廊的国家分类经济走廊沿线国家新亚欧大陆桥和中国-中亚-西亚经济走廊沿线国家（下简称：新亚欧中西亚）阿尔巴尼亚、白俄罗斯、捷克、爱沙尼亚、格鲁吉亚、克罗地亚、哈萨克斯坦、立陶宛、拉脱维亚、摩尔多瓦、北马其顿、波兰、塞尔维亚、斯洛伐克、斯洛文尼亚、乌克兰、阿联酋、伊朗、伊拉克、以色列、吉尔吉斯斯坦、科威特、黎巴嫩、阿曼、卡塔尔、沙特阿拉伯、塔吉克斯坦、土耳其、乌兹别克斯坦、约旦、黑山中国-中南半岛、孟中印缅与中巴经济走廊沿线国家（下简称：中南孟中印缅巴）越南、老挝、柬埔寨、缅甸、泰国、新加坡、马来西亚、孟加拉国、印
34、度、巴基斯坦、阿富汗、文莱、印度尼西亚、斯里兰卡、尼泊尔、菲律宾注：由于样本中没有中蒙俄经济走廊沿线国家，在此未做划分。否与我国陆地接壤”进行分组，若样本国家与我国陆地接壤，则为邻国，反之则为非邻国。由表5 可知，相较于邻国，在非邻国建设境外经贸合作区能更好地促进中国对外直接投资，这与假设H3b 相悖。究其原因，我国与邻国进行经贸合作已较为便利，境外经贸合作区建设促进对外直接投资的边际效应相对较小；而对于距离较远的非邻国，境外经贸合作区提供了国内企业了解东道国的重要窗口，双边合作的空间更大，拉动投资的效果更突出。3.基于六大经济走廊划分“六廊六路多国多港”是共建“一带一路”的主体框架，为各国的
35、投资合作指明了方向。其中，六大经济走廊覆盖了“一带一路”的主要走向，为沿线国家经济发展提供了广泛的机遇。袁波等（2021）认为，以中欧班列西通道建设为纽带，新亚欧大陆桥和中国-中亚-西亚经济走廊将亚洲和欧洲两个经济圈联系起来，实现良性协同发展。而作为我国向东南亚、南亚开放合作的桥梁，中国-中南半岛、孟中印缅与中巴经济走廊相辅相成，有利于促进沿线地区经济繁荣。据此，本文将样本国家分为两组，一组合并了新亚欧大陆桥和中国-中亚-西亚经济走廊沿线国家，另一组合并了中国-中南半岛、孟中印缅与中巴经济走廊沿线国家，如表 6 所示。分组回归结果见表 7，可以看到核心解释变量的系数均显著为正，即境外经贸合作区
36、的建设促进了我国向走廊沿线国家的直接投资。境外经贸合作区和“一带一路”六大经济走廊的建设相互依存，它们的联动将为区域合作和全球经济发展提供更多的机遇。从系数大小来看，合作区的建设对新亚欧大陆桥和中国-中亚-西亚经济走廊沿线国家的促进作用更大，与假设 H3c 相悖。原因在于，相较于其他经济走廊，新亚欧大陆桥经济走廊以中欧班列等现代化国际物流体系为依托，以铁路建设为重点发展经贸和产能合作；中国-中亚-西亚经济走廊以基础设施建设、投资贸易便利化为着力点，推动沿线国家互联互通和互利合表 7 异质性分析结果：基于六大经济走廊变量（1）（2）（3）全样本国家新亚欧中西亚中南孟中印缅巴lnofdilnofd
37、ilnofdizone2.396*1.670*0.580*（11.04）（6.46）（2.71）post1.583*1.802*1.575*（3.36）（3.45）（3.94）lnngdp-0.250*0.0990.159*（-2.89）（0.94）（1.97）lngdp0.173*0.434*0.434*（2.50）（5.37）（7.14）学术探讨46金融经济2023 年第 11 期(总第 569 期)作。在这两条经济走廊重点布局境外经贸合作区，将有利于构建畅通高效的区域大市场，促进中国对外直接投资。（四）稳健性检验1.替换解释变量将核心解释变量中国境外经贸合作区（zone）替换为现有境外经
38、贸合作区的数量（park），该变量同样能较好地反映境外经贸合作区的建设情况。结果如表 8 列（1）所示，可以看到核心解释变量 park 的系数为 0.688，且在 1%的水平下显著，说明合作区建设能促进中国对外直接投资，结论与前文一致，通过了稳健性检验。2.两阶段最小二乘法回归法（2SLS）为了避免遗漏变量偏误和反向因果所带来的内生性问题，本文进一步采用 2SLS 和系统 GMM回归法加以处理。首先采用 2SLS 的计量方法进行检验，所选取的 2 个工具变量分别为境外经贸合作区数量 park 的滞后一期（L.park）、是否为社会主义国家（Soci）（闫雪凌和林建浩，2019），两个变量均满足
39、与内生性解释变量 zone 高度相关，且与扰动项不相关的条件。根据表 8 列（2）的检验结果，Kleibergen-Paap rk LM 与 Cragg-Donald Wald F 这两个统计量分别拒绝了识别不足和弱工具变量的原假设，证明工具变量选择合理。核心解释变量的系数为 3.417，并且在 1%的置信水平下显著，表明境外经贸合作区的建设确实能有效促进中国对外直接投资，结论与前文一致。3.系统 GMM 回归法采用广义矩估计（GMM）进行稳健性分析，将被解释变量 lnofdi 的滞后一期（L.lnofdi）放入模型进行回归，工具变量选取同上。检验结果见表 8列（3），从 AR（1）和 AR（
40、2）的 p 值可知存在一阶序列相关，不存在二阶序列相关；从 Sargan 值可知工具变量的选取有效。此外，核心解释变量（zone）和被解释变量 lnofdi 滞后一期（L.lnofdi）的系数均在 1%的显著性水平下为正，这表明境外经贸合作区的建设对中国对外直接投资有显著的拉动作用，并且投资还具有累积效应，即现在的投资会对未来的投资产生促进作用。六、结论与建议（一）研究结论本文基于 20102020 年“一带一路”沿线 47国的面板数据，通过扩展的投资引力模型，首先实证分析了境外经贸合作区的建设对中国对外直接投资的影响，并验证了东道国基础设施水平在两者间发挥的部分中介作用。此外，从东道国经济发
41、展水平、是否与我国陆地接壤、所属经济走廊三个方面做了异质性分析。研究得到以下主要结论：第一，境外经贸合作区建设成效显著，其能够通过东道国基础设施改善这一影响机制，有效变量（1）（2）（3）全样本国家新亚欧中西亚中南孟中印缅巴lnofdilnofdilnofdinature0.052*0.088*-0.091*（6.14）（10.72）（-5.81）insti0.0510.1740.523*（0.42）（1.21）（5.34）Constant5.760*-4.876*-0.845（3.27）（-2.33）（-0.52）时间固定效应YesYesYesObservations517341176R20
42、.3250.4500.569注：*、*、*分别表示在10%、5%、1%的水平下显著，括号内为 t 值。续表 7学术探讨47金融经济2023 年第 11 期(总第 569 期)促进中国对“一带一路”沿线国家的对外直接投资。第二，中国境外经贸合作区的发展在“一带一路”沿线国家具有异质性表现。从不同经济发展水平来看，境外经贸合作区建设对我国向发展中国家投资的促进作用更大；从地理位置上看，非邻国经贸合作区的建设对中国对外直接投资的拉动作用更大；从不同经济走廊来看，境外经贸合作区的建设更有利于我国向新亚欧大陆桥和中国-中亚-西亚经济走廊沿线国家进行投资。（二）对策建议1.扩大我国境外经贸合作区建设，推动
43、我国对外直接投资发展境外经贸合作区的建设会提升当地基础设施水平，优化投资环境，是实现我国和沿线国家投资合作的重要载体。近二十年来，境外经贸合作区的发展稳中向好，为我国对外直接投资的发展注入了强劲的动力。故应扩大我国在沿线国家的合作区建设，发挥平台效应、规模效应、协同效应，助力打造高层次对外投资聚集地。为更好地发挥合作区建设的促进投资作用，一方面，要与“一带一路”建设紧密结合，强化合作区内基础设施的建设；另一方面，要加强我国政府和沿线国家政府的政策沟通，通过高层对话推动两国经济战略对接，为合作区的发展提供有力保障。2.紧密结合沿线国家实际情况，因地制宜建设我国境外经贸合作区境外经贸合作区作为我国
44、对外开放的新模式，体现了“共商共建共享”的互惠理念，促进了我国和“一带一路”沿线国家的经济发展。未来推动境外经贸合作区的高质量建设，要注重因地制宜，结合沿线国家实际情况，有差别、有侧重地进行布局。首先，要着重关注发展中国家的市场潜力，利用当地丰富的自然资源、廉价的劳动力，建设表 8 稳健性分析结果变量替换解释变量更换计量方法（1）OLS（2）2SLS（3）GMMlnofdilnofdilnofdipark0.688*（12.28）zone3.417*0.163*（12.07）（3.14）L.lnofdi0.923*（72.83）控制变量YesYesYesConstant6.182*7.290*
45、0.429（3.56）（4.11）（0.73）时间固定效应YesYesYesObservations517517517R20.3620.287-Kleibergen-Paap rk LM143.481Cragg-Donald Wald F184.765AR（1）-test p 值0.000AR（2）-test p 值0.365Sargan 检验0.786注：*、*、*分别表示在10%、5%、1%的水平下显著，括号内为 t 值。学术探讨48金融经济2023 年第 11 期(总第 569 期)劳动密集型和资源密集型的经贸合作区。其次，要突破地理距离的限制，拓宽我国与沿线国家的投资合作空间，不再囿于
46、和邻国的投资合作。最后，六大经济走廊作为“一带一路”分区施策的载体，提升了“一带一路”倡议与沿线国家发展战略的契合度。其中，新亚欧大陆桥和中国-中亚-西亚经济走廊的铁路基础设施发展成效显著、国际物流体系较完善，是目前我国对外投资合作的活力源泉之一。我国应结合这两大经济走廊沿线国家的发展情况，重点建设境外经贸合作区，实现我国与沿线国家全方位、多领域、深层次的投资交流合作。3.完善合作区风险评估机制，筑牢企业境外投资的防火墙从发展现状来看，建设境外经贸合作区的国家大多是发展中国家，尽管它们有着旺盛的市场需求和丰富的自然资源，但制约因素仍突出，主要体现在政治环境不稳定、社会问题频发、法律法规不健全等
47、方面。境外经贸合作区的持续性发展，离不开一个安全稳定的投资环境。为更好地克服沿线国家制度壁垒，要完善风险评估体系，将合作区打造成我国企业境外投资的“安全驿站”。具体来说：首先，要加强对沿线国家营商环境的风险评估，建立风险预警机制，发挥智库的专业优势，针对各类风险做出应急预案。其次，成立专业的境外经贸合作区管理机构，协调解决合作区建设运营过程中的难题，切实保障区内企业的正当权益。最后，要建立完善的企业境外投资保险制度，创新境外投资保险品种，签订双边或多边投资保护协议，为企业高质量“走出去”保驾护航，让企业在境外发展得更加安心、省心。注释：数据来源于 2022 年度中国对外直接投资统计公报。数据来
48、源于国家发展和改革委员会官网：https:/。47 个“一带一路”沿线国家分别是：阿富汗、阿尔巴尼亚、阿联酋、孟加拉国、白俄罗斯、文莱、捷克、爱沙尼亚、格鲁吉亚、克罗地亚、印度尼西亚、印度、伊朗、伊拉克、以色列、约旦、哈萨克斯坦、吉尔吉斯斯坦、柬埔寨、科威特、老挝、黎巴嫩、斯里兰卡、立陶宛、拉脱维亚、摩尔多瓦、北马其顿、缅甸、黑山、马来西亚、尼泊尔、阿曼、巴基斯坦、菲律宾、波兰、卡塔尔、沙特阿拉伯、新加坡、塞尔维亚、斯洛伐克、斯洛文尼亚、泰国、塔吉克斯坦、土耳其、乌克兰、乌兹别克斯坦、越南。各国现有中国境外经贸合作区的数量来源于笔者整理。参考文献：1 李鲁,赵方.中国园区经济的国际认知与新使命
49、 J.改革,2017(07):119-127.2 崔政涛.中东地区境外经贸合作区的发展现状、机遇与挑战 J.对外经贸实务,2021(09):40-45.3 董千里.境外园区在“一带一路”产能合作中的新使命及实现机制 J.中国流通经济,2018,32(10):26-38.4 祁欣,杨超.境外经贸合作区建设若干问题探讨与建议 J.国际贸易,2018(06):30-33+66.5 卢进勇,裴秋蕊.境外经贸合作区高质量发展问题研究 J.国际经济合作,2019(04):43-55.6 孟广文,赵钏,周俊,等.泰中罗勇工业园“园中园”模式与效益评价 J.地理科学,2020,40(11):1803-1811
50、.7 杨剑,祁欣,褚晓.中国境外经贸合作区发展现状、问题与建议以中埃泰达苏伊士经贸合作区为例J.国际经济合作,2019(01):118-126.8 唐拥军,戴炳钦,简兆权,等.“一带一路”背景下境外工业园区商业模式动态更新路径：基于中国-印度尼西亚经贸合作区的案例研究 J.世界经济研究,2021(11):120-134+137.9 李喆,冼国明,李健.境外经贸合作区双边经贸效应分析基于双重差分方法的检验 J.亚太经济,2022(03):99-108.10 徐俊,李金叶.“一带一路”沿线境外经贸合作区的贸易效应及其实现路径研究 J.新疆大学学报（哲学 人文社会科学版）,2020,48(04):1
