多维制度差异对中国对外直接投资的影响——基于“一带一路”沿线34个国家数据

胡 颖，高雅丽

（新疆财经大学，新疆 乌鲁木齐 830012）

一、引言

自“一带一路”倡议提出以来，世界上多个国家积极响应，建设成效显著。中国已由商品输出阶段进入资本输出阶段［1］，而对外直接投资（OFDI）的高质量发展是推动中国经济高质量发展以及“一带一路”建设高质量发展的重要力量，加快推进中国对外直接投资高质量发展和“一带一路”建设高质量发展能够保障中国对“一带一路”沿线国家直接投资的可持续性。《2019 年度中国对外直接投资统计公报》①详见《商务部等部门联合发布〈2019 年度中国对外直接投资统计公报〉》，http：//hzs.mofcom.gov.cn/article/date/202009/20200903001523.shtml。显示：2013 年—2019 年，中国对“一带一路”沿线国家②下文将“一带一路”沿线国家简写为沿线国家。累计直接投资额达1173.1 亿美元，2019 年实现直接投资186.9 亿美元，同比增长4.5%；同时，中国在沿线国家的投资领域不断扩大，投资行业及合作模式逐渐多元化，实现了对沿线国家投资的稳步增长。但在中国对外直接投资不断输出的过程中，中国企业所面临的海外投资风险远高于国内投资风险，外部投资环境复杂难测，中国企业在开展对外直接投资时对外部风险的规避意识和风险化解能力还需进一步提高。近年来，东道国的制度环境对跨国投资企业开展对外投资的影响逐渐引起学界的广泛关注。沿线国家多为发展中国家和新兴经济体，由于历史和制度建设等多种原因，沿线国家与中国在经济、政治、法律制度等方面均存在较大差异，目前学界关于制度差异对对外投资的影响尚未形成统一认识。那么，制度差异究竟会对中国对沿线国家的对外直接投资带来怎样的影响？不同维度的制度差异对中国对沿线国家对外直接投资的影响是否不同？不同维度的制度差异对中国对外直接投资的影响是否存在国别差异？上述问题值得深入探讨。本文以沿线国家为样本，研究沿线国家与中国多维制度差异对中国对外直接投资的影响，以期帮助中国企业更好地了解制度差异在其开展投资活动中可能带来的影响，尽量规避制度风险，并为中国企业加快实施“走出去”战略、促进中国对沿线国家对外直接投资可持续发展提供参考。

二、文献综述

制度是指人为设计的约束人们互动关系的社会博弈规则，可分为正式制度和非正式制度。20 世纪90 年代中期，Kostova 在制度理论的基础上提出了国家之间在制度上的差距问题，并认为“制度距离”可用来衡量国与国之间的制度差异。制度差异又可细分为经济制度差异、政治制度差异、法律制度差异等。不仅东道国的制度本身会对投资国企业的海外投资活动产生影响，东道国与投资国之间的制度差异也会影响企业对外投资活动。从经济制度差异维度来看，两国间较大的经济制度差异会制约投资国对东道国的直接投资，两国经济制度越相似，投资企业越易把握投资流程，越能降低企业在东道国的经营成本［2］。从政治制度差异维度来看，政治制度差异可能导致投资国与东道国在政府效率、监管力度、腐败控制力度等方面的不同，若两国腐败情况差异较大，那么投资国可能会有针对性地减少直接投资［3］。从法律制度差异维度来看，相似的法律制度更易让投资企业了解东道国的法律法规，有利于降低法律风险，增强企业对东道国投资的信心，进而提高投资可能性［4］。

目前，学界关于制度差异对对外直接投资的影响尚未形成统一认识。有学者认为制度距离或制度差异负向影响对外直接投资，国与国之间的制度差异会给企业走出国门实施跨国投资带来一定风险，增加跨国投资企业的生产经营成本，也会对企业开展对外直接投资的区位选择以及后期的企业绩效产生不利影响［5］。郭苏文［6］研究表明，制度距离会负向影响中国的对外直接投资，且产权保护距离、贸易自由度距离、财政自由度距离对中国对外直接投资的抑制作用最显著。李强［7］考察了2003 年—2012 年全球218 家企业的并购案例并以此为样本进行实证分析，研究发现制度距离对企业并购后的绩效产生了负向影响。赵云辉［4］根据2011 年—2018 年中国对50 个“一带一路”国家和20 个发达国家的对外直接投资数据，对制度差异、二元经验与中国对外直接投资之间的作用机制进行了实证分析，发现制度差异总体上对中国对外直接投资具有抑制作用。

也有学者认为制度距离或制度差异正向影响对外直接投资。如蒋冠宏［8］利用2003年—2010年中国对发展中国家对外直接投资的相关数据，研究发现制度距离对中国对外直接投资有促进作用。冀相豹［9］基于1998 年—2011 年中国对外直接投资数据进行实证分析，研究发现中国投资者倾向于到制度差异大的国家开展投资活动。

此外，还有部分学者认为，不同性质的制度距离或制度差异对一国对外直接投资产生的影响不同。刘双芹［10］研究表明，规范性制度距离对中国对外直接投资有抑制作用，而管制性制度距离正向影响中国企业对外直接投资规模。沈坤荣［11］研究了正式制度与非正式制度差异对企业投资边际、模式与成败的影响，发现正式制度差异对投资规模化影响不大，但显著影响投资多元化。刘振林［12］研究表明，沿线国家与中国的经济制度距离对中国对外直接投资未产生显著影响，而法制制度距离则有显著的抑制作用。郭毅［13］比较了制度差异对中国在沿线国家与发达国家对外直接投资的影响，结果表明政治制度差异正向影响中国对沿线国家的对外直接投资，负向影响中国对发达国家的对外直接投资，但无论是沿线国家还是发达国家，经济制度差异、文化制度差异对中国对外直接投资均有负向影响。

通过文献梳理可以发现，在关于制度差异对中国对外直接投资影响的实证研究中，既有文献对制度差异的衡量较为单一，多以总体制度差异进行研究，但实际上制度差异是多维的，仅揭示总体制度差异不利于中国企业在“走出去”时全面考察不同维度制度差异带来的影响；此外，鲜有对“一带一路”沿线国家制度差异进行维度细分的研究，制度差异对中国对沿线国家对外直接投资影响的研究还需深化和细化。本文可能的贡献在于：一是从经济、政治和法律3 个维度细分制度差异，以全面考察多维制度差异对中国对沿线国家对外直接投资的影响，帮助中国企业更多地了解制度差异可能带来的影响，更好地规避制度差异风险；二是东道国经济体制、经济发展水平、资源丰裕程度是中国企业开展对外直接投资时需要考虑的重要因素，因此本文按照经济发展水平、经济体制和资源丰裕度对沿线国家进行分组分析，更为全面地考察多维制度差异对中国对沿线不同类型国家直接投资的异质性影响。

三、研究设计

（一）模型设定

引力模型来源于牛顿的万有引力定律，Anderson［14］首次将引力模型扩展到国际投资领域，之后这一方法在学界得到广泛应用。本文参照方齐云［15］的做法，为减少异方差的影响，对数据波动较大的变量进行自然对数处理。同时考虑到模型中解释变量和被解释变量的相互作用可能导致的内生性问题，且一国制度在短期内随时间变化不大，因此借鉴蒋冠宏［16］的做法，对控制变量进行滞后一期处理以解决内生性问题。模型基本形式设定如下：

式（1）中：i、t分别表示东道国和年份；lnOFDI表示中国对东道国对外直接投资存量；DI为中国与东道国各制度差异变量，包括经济制度差异（DEI）、政治制度差异（DPI）和法律制度差异（DLI）；lngdppc表示东道国人均国内生产总值，可反映东道国市场潜力；lnexp表示中国对东道国贸易出口总额，可反映中国对东道国出口贸易规模；ttr表示东道国税负水平；rent表示东道国所有自然资源租金占GDP 的比重，可反映东道国自然资源丰裕度；hau表示东道国相对中国的劳动力成本；μi为个体效应；μt为时间效应；εi,t为残差项。

（二）样本选取

考虑到沿线国家指标数据的可得性，本文选取中国对其有连续投资且对外直接投资存量超过1000 万美元的国家为样本，根据邹嘉龄［17］的做法，将所涉及的沿线国家划分为东南亚、西亚北非、南亚、中亚、独联体和中东欧六大区域，同时选取2006 年—2019 年34 个样本国家的有效观测数据。34个样本国家分别为：属于东南亚的菲律宾、马来西亚、老挝、柬埔寨、泰国、新加坡、越南；属于西亚北非的埃及、卡塔尔、科威特、沙特阿拉伯、伊朗、以色列、土耳其、也门、约旦；属于南亚的巴基斯坦、斯里兰卡、尼泊尔、印度；属于中亚的蒙古、哈萨克斯坦、乌兹别克斯坦、吉尔吉斯斯坦；属于独联体的阿塞拜疆、格鲁吉亚、俄罗斯、白俄罗斯、乌克兰；属于中东欧的捷克、罗马尼亚、保加利亚、波兰、匈牙利。

（三）变量说明与数据来源

1.被解释变量。本文的被解释变量为中国对沿线国家的对外直接投资（lnOFDI）。因采用存量数据进行计量分析可避免出现多重共线性，且能反映投资的滞后效应，为更好地衡量各变量对中国对外直接投资的长期影响以及避免流量数据异常波动造成较大的变异性，故本文的被解释变量选取中国对沿线34个样本国家的对外直接投资存量，单位为万美元。同时，为消除异方差带来的影响，对该变量进行自然对数处理，研究中所用数据来源于历年《中国对外直接投资统计公报》。

2.核心解释变量。本文的核心解释变量为中国与沿线国家的经济制度差异、政治制度差异和法律制度差异。一是经济制度差异（DEI）。经济制度差异一般指两个国家或地区之间在经济制度方面存在的差异。全球经济自由度指数可反映一个国家经济的自由开放度，可以很好地体现一国的经济制度，故本文选取美国传统基金会数据库经济自由度指数中的政府干预（E1）、政府支出（E2）、货币自由度（E3）、贸易自由度（E4）、投资自由度（E5）和金融自由度（E6）6 项指标来综合衡量中国与沿线国家之间的经济制度差异。各子指标的取值范围为［0，100］，并借鉴Kogut［18］的做法，采用KSI指数方法进行测算，计算公式为，其中Eict、Eijt分别表示t年中国与东道国在第i个经济制度维度上的得分，VEit表示所有样本国家t年在第i个经济制度维度上得分的方差。

二是政治制度差异（DPI）。中国在对沿线国家投资的过程中难免会面临因与东道国在政治制度方面存在的差异而导致的投资风险，进而对我国企业的对外直接投资产生重大影响。本文参照部分学者对政治制度指标的衡量，选取世界银行WGI 数据库全球治理指数中的腐败控制（P1）、政府效率（P2）、政治稳定性（P3）、监管质量（P4）、话语权与问责制（P5）5项指标来综合衡量中国与沿线国家之间的政治制度差异。各子指标的取值范围为［-2.5，2.5］，同样采用KSI 指数方法进行测算，具体计算公式为，其中Pict、Pijt分别表示t年中国与东道国在第i个政治制度维度上的得分，VPit表示所有样本国家t年在第i个政治制度维度上得分的方差。

三是法律制度差异（DLI）。本文从法律制度的角度分别选取世界银行WGI 数据库全球治理指数中的法治规则（L1）、美国传统基金会数据库经济自由度指数中的财产权利保护（L2）、世界银行数据库营商环境指数中的保护少数投资者力度（L3）和办理破产力度（L4）4 项指标来综合衡量东道国与中国之间的法律制度差异。因法治规则指标的取值范围为［-2.5，2.5］，而其他3 个指标的取值范围均为［0，100］，为避免出现误差，特借鉴王恕立［19］的换算方法统一各指标取值范围，即将法治规则指标的取值范围换算为［0，100］，换算公式为：RL= 100 - 20× |wgRL- 2.5 |，式中wgRL是中国与东道国来自全球治理指数法治规则指标（RL）每一年的具体数值。换算后仍然采用KSI指数方法对中国与沿线国家之间的法律制度差异进行测算，计算公式为，其中Lict和Lijt分别表示t年中国与东道国在第i个法律制度维度上的得分，VLit表示所有样本国家t年在第i个法律制度维度上得分的方差。以上指标具体说明与数据来源见表1。

表1 东道国与中国制度差异指标选取与数据来源

3.控制变量。控制变量是中国对沿线国家对外直接投资的其他影响因素，本文选取东道国市场潜力、中国对东道国出口贸易规模、东道国税负水平、东道国自然资源丰裕度、东道国相对劳动力成本作为控制变量。其中，中国对东道国出口贸易规模数据来源于联合国贸易与发展会议（UNCTAD）数据库，其余控制变量数据均来源于世界银行WDI数据库。

一是东道国市场潜力（lngdppc）。人均GDP能够综合反映一国国内经济环境，东道国人均GDP越高，说明东道国市场潜力越大，而较大的市场潜力会吸引中国企业前去投资。本文选取东道国人均GDP来衡量东道国的市场潜力，单位为美元，为避免异方差进行自然对数处理。二是中国对东道国出口贸易规模（lnexp）。多项研究表明，出口贸易和对外直接投资之间存在着较为复杂的替代或互补关系，本文选取中国对东道国的出口贸易总额来衡量中国对东道国的出口贸易规模，单位为万美元，同样进行自然对数处理。三是东道国税负水平（ttr）。该变量可度量中国企业在东道国投资的税负水平。一般来说，东道国税负水平低更易吸引外国企业进行直接投资，而东道国税负水平过高可能会降低投资企业积极性。本文采用东道国总税率这一指标来衡量东道国的税负水平，其为扣除税收减免比例后企业所承担的总体税率。四是东道国自然资源丰裕度（rent）。东道国丰富的自然资源会吸引大量以资源获取为动机的外资流入，从而会对投资国的对外直接投资产生影响。本文采用东道国自然资源租金占GDP 的比重来衡量东道国自然资源丰裕度，该比重越低，代表资源禀赋越充足［20］，该比重越高，说明东道国自然资源存量越少，因此东道国会采取提高自然资源租金等措施来保护本土资源，这会增加中国企业对其进行投资的难度。五是东道国相对劳动力成本（hau）。一般来说，东道国相对劳动力成本过高会减少投资企业特别是劳动密集型企业的利润，从而降低中国企业的投资意愿。本文采用东道国人均GDP与中国人均GDP的比值来衡量东道国相对劳动力成本。

研究中各变量设置及理论预期见表2。

表2 变量设置及理论预期

四、实证分析

（一）变量的描述性统计

模型中各变量的描述性统计结果见表3。由表3 可以看出各变量均未出现异常值，取值范围可控，可以进行下一步的实证检验。

表3 各变量的描述性统计结果

续表3

（二）变量的相关性检验

本文对各变量进行了Pearson 相关系数检验，由表4所示的检验结果可知，除DPI与DEI、DLI的相关系数大于0.6外，其余变量间的相关系数均小于0.6，表明变量间不存在严重的多重共线性问题。进一步考察变量间的方差膨胀因子①限于篇幅文中未列示，结果留存备索。可以发现，变量中最大的VIF 值为3.548，远小于VIF 值为10的临界值。由此确定变量间不存在严重的多重共线性问题，可以进一步进行回归分析。

表4 各变量相关系数检验结果

（三）内生性问题及模型设定检验

考虑到变量间可能存在内生性问题而导致估计结果出现偏差，本文借鉴蒋冠宏［16］的做法，对变量进行滞后一期处理以解决内生性问题。由于核心解释变量的不同维度制度差异分别是通过多个二级指标综合构建而成，可有效避免内生性问题，且一国制度在短期内随时间变化不大，因此仅对控制变量作滞后一期处理便可在很大程度上解决内生性问题。本文选取N＞T的短面板数据②陈强在《高级计量经济学及Stata应用》中指出，当时间维度T较小而个体维度N较大时，这种面板数据可称为短面板数据。，对这类数据通常适用混合回归模型、固定效应模型和随机效应模型3种方法。本文先使用StataSE15.1对模型（1）进行F检验并在混合回归模型与固定效应模型间进行选择，结果表明拒绝采用混合回归的原假设，应选用固定效应模型；再通过Hausman检验在固定效应模型与随机效应模型间进行选择，结果表明应采用固定效应模型。因此，本文选择固定效应模型进行回归分析。

（四）基准模型回归结果

本文运用Stata15.1对基准模型（1）进行回归估计，以考察东道国与中国多维制度差异对中国对外直接投资的影响，回归结果见表5。由表5 可知，核心解释变量回归系数符号均符合预期。经济制度差异（DEI）和政治制度差异（DPI）均通过5%的显著性检验，系数分别为-0.182 和-0.250，说明东道国与中国的经济制度差异和政治制度差异对中国对沿线国家对外直接投资存在显著的负向影响，经济制度差异和政治制度差异每增大1%，中国对沿线国家对外直接投资存量将分别减少0.182%和0.250%。法律制度差异（DPI）通过了1%的显著性检验，系数为-0.288，说明法律制度差异对中国对沿线国家的对外直接投资也存在显著的负向影响，法律制度差异每增大1%，中国对沿线国家对外直接投资存量将减少0.288%。对比分析结果可以发现，中国对沿线国家的直接投资受多维制度差异的影响，其中法律制度差异的负向影响最大，政治制度差异的影响次之，经济制度差异的影响最小。

表5 基准回归结果

此外，控制变量系数符号也与预期一致。东道国市场潜力（lngdppc）、中国对东道国出口贸易规模（lnexp）均对中国对沿线国家对外直接投资产生显著的正向影响，说明中国对沿线国家的直接投资倾向于选择市场潜力大的国家，且中国对沿线国家较大的出口规模可促进中国对外直接投资，东道国市场潜力每增大1%、中国对东道国出口贸易规模每扩大1%，中国对其直接投资存量将分别增加0.660%和1.055%。东道国税负水平（ttr）与东道国相对劳动力成本（hau）这两个变量的回归系数均在1%水平上显著为负，说明东道国的税负水平和相对于中国的劳动力成本越高，中国对其对外直接投资越少，东道国税负水平和相对劳动力成本每提高1%，中国对其直接投资存量将分别减少1.945%和0.191%。东道国自然资源丰裕度（rent）的回归系数在10%水平上显著为负，说明东道国自然资源租金占GDP 比重越高，中国对其对外投资规模越小，东道国自然资源租金占GDP 比重每增加1%，中国对其直接投资存量将减少1.280%。

（五）分样本回归

东道国的经济体制、经济发展水平、资源丰裕度是中国企业在开展对外直接投资时需考虑的重要因素，本文选取的34个样本国家在上述3个方面存在明显差异，为考察多维制度差异对中国对外直接投资的影响是否存在异质性，以下将34 个样本国家按照经济体制①依据《2019年度中国对外直接投资统计公报》发布的数据资料，可将34个沿线样本国家划分为转型国家和非转型国家。其中，转型国家包括阿塞拜疆、白俄罗斯、俄罗斯、格鲁吉亚、哈萨克斯坦、吉尔吉斯斯坦、乌克兰、乌兹别克斯坦，其他国家则划分为非转型国家。、经济发展水平②依据2019年世界银行国家收入划分标准，按收入水平对34个沿线样本国家进行划分，但鉴于沿线国家多为收入水平不高的发展中国家，故仅将样本划分为高收入国家和中低收入国家两大类。其中，高收入国家包括波兰、捷克、卡塔尔、科威特、罗马尼亚、沙特阿拉伯、新加坡、匈牙利、以色列，其他国家则划分为中低收入国家。、资源丰裕程度③石油资源是影响一国工业和经济发展的重要资源，因而本文对拥有不同石油资源禀赋的国家进行划分。根据《世界能源统计年鉴2019》的相关数据，可将34 个沿线样本国家划分为资源丰富国家和资源相对匮乏国家。其中，资源丰富国家包括阿塞拜疆、埃及、俄罗斯、哈萨克斯坦、卡塔尔、科威特、罗马尼亚、马来西亚、沙特阿拉伯、泰国、也门、伊朗、印度、越南、乌兹别克斯坦，其他国家则划分为资源相对匮乏国家。进行分组，并进行异质性回归分析，回归结果见表6。

表6 分样本回归结果

1.按经济体制分组分析。从表6按照经济体制进行分组的回归结果来看：对于转型国家来说，经济制度差异（DEI）、法律制度差异（DLI）对中国对其直接投资具有显著的负向影响，系数分别为-0.174和-0.584，且分别通过了10%和1%的显著性检验，政治制度差异（DPI）未通过显著性检验。这表明经济制度差异和法律制度差异是中国对转型国家进行直接投资的重要影响因素，经济制度差异和法律制度差异每增大1%，中国对转型国家直接投资存量将分别减少0.174%和0.584%。对于非转型国家来说，法律制度差异（DLI）对中国对其直接投资有显著的负向影响，系数为-0.220，且通过了5%的显著性检验，经济制度差异（DEI）和政治制度差异（DPI）均未通过显著性验。这说明法律制度差异是影响中国对非转型国家直接投资的重要因素，法律制度差异每增大1%，中国对非转型国家直接投资存量将减少0.220%。

综合来看，法律制度差异、经济制度差异对中国对沿线转型国家直接投资有显著的负向影响，且法律制度差异影响更大；同时法律制度差异对中国对沿线非转型国家直接投资也有显著的负向影响，但小于对转型国家的影响。出现以上结果可能是因转型国家正处于各项制度、体系的调整时期，转型过程中相关机制不够完善，对有关投资者保护的投资决策程序缺乏完整的规划，从而与中国的法律制度出现较大差异，对中国对其开展直接投资产生了较大的抑制作用；另外，相较于处在转轨时期的国家来说，非转型国家经济、政治等制度体系更为稳定且相对完善，因此其与中国之间的制度差异并不会对中国对其开展对外直接投资产生重要影响。

2.按经济发展水平分组分析。从表6 按照经济发展水平进行分组的回归结果来看：对于高收入国家来说，经济制度差异（DEI）和法律制度差异（DLI）均通过了1%的显著性检验，系数分别为-0.432和-0.527，即经济制度差异和法律制度差异每增大1%，中国对其直接投资存量将分别减少0.432%和0.527%。对于中低收入国家来说，经济制度差异（DEI）和法律制度差异（DLI）分别通过了5%和1%的显著性检验，系数分别为-0.154 和-0.355，即经济制度差异和法律制度差异每增大1%，中国对其直接投资存量将分别减少0.154%和0.355%。

综合来看，法律制度差异、经济制度差异对中国对沿线高收入国家和中低收入国家的直接投资均有显著的负向影响，且法律制度差异影响更大，同时法律制度差异和经济制度差异对中国对沿线高收入国家直接投资的负向影响大于对中低收入国家的影响。出现以上结果的原因可能在于，因沿线高收入国家（如新加坡）贸易投资开放度和治理水平相对较高，法律制度体系较为完善，对法治规则要求更为严格，且中国对沿线高收入国家的投资从某种意义上说更多是寻求经济上的互利合作，因而相较于政治制度差异来说，较大的经济制度差异和法律制度差异会对中国对这些国家的直接投资带来更大的负向影响。

3.按资源丰裕程度分组分析。从表6 按照资源丰裕程度进行分组的回归结果来看：对于资源丰富国家来说，仅政治制度差异（DPI）通过了1%的显著性检验，系数为-0.356，即政治制度差异每增大1%，中国对沿线资源丰富国家直接投资存量将减少0.356%，而经济制度差异（DEI）和法律制度差异（DLI）均未通过显著性检验，说明其不是中国对沿线资源丰富国家开展对外直接投资的重要影响因素。对于资源匮乏国家来说，经济制度差异（DEI）和法律制度差异（DLI）对中国对其直接投资有显著的负向影响，且法律制度差异的影响更大，系数分别为-0.270 和-0.347，分别通过了5%和1%的显著性检验，即经济制度差异和法律制度差异每增大1%，中国对沿线资源匮乏国家直接投资存量将分别减少0.270%和0.347%。政治制度差异（DPI）未通过显著性检验，说明其不是影响中国对沿线资源匮乏国家开展对外直接投资的重要因素。

综合来看，政治制度差异对中国对沿线资源丰富国家直接投资有显著的负向影响，经济制度差异和法律制度差异的影响不显著。法律制度差异和经济制度差异对中国对沿线资源匮乏国家的直接投资有显著的负向影响，政治制度差异影响不显著。究其原因，可能是因资源寻求是一国开展对外直接投资的主要动机之一，而石油资源是一国生存发展不可或缺的重要战略资源，对一国工业及整体经济发展有着举足轻重的作用，因而石油资源丰富的国家很可能成为资源争夺地，而这势必会对该国政局稳定带来不利影响，增大了中国向这些国家进行投资的政治风险，阻碍了中国对其开展直接投资；另外，资源相对匮乏国家通常会采取更加严格的法律措施来保护本土稀缺的资源，因此在资源方面的对外贸易与投资开放度相对较低，造成这些国家在经济和法律制度方面与中国存在一定差异，而当这种差异增大时，就会在一定程度上增大中国对这些国家对外直接投资的阻力。

（六）稳健性检验

前文针对经济制度差异（DEI）、政治制度差异（DPI）和法律制度差异（DLI）3 个核心变量均采用KSI指数方法进行测算，在稳健性检验中，参考刘振林［12］的做法，更换测算方法即使用简单算术平均数法对3个核心变量进行测算及回归分析，回归结果见表7。

表7 稳健性检验结果

续表7

由表7可知，解释变量经济制度差异（DEI）、政治制度差异（DPI）、法律制度差异（DLI）以及一系列控制变量的系数符号均未发生较大变化，这些因素对中国对沿线国家对外直接投资产生影响的作用方向没有改变，且回归结果依然显著。由此可以表明，前文中的模型和结论是稳健可靠的。

五、结论与建议

（一）研究结论

本文基于2006年—2019年中国对“一带一路”沿线34个国家的样本数据，通过构建投资引力模型并运用固定效应模型，实证分析经济、政治、法律3 个维度的制度差异对中国对沿线国家直接投资的影响，并将34个样本国家进行分组，进一步考察不同经济体制、不同经济发展水平以及不同资源丰裕程度下制度差异对中国对沿线国家直接投资的影响是否具有异质性。研究得到的主要结论如下：

1.中国对沿线国家直接投资受多维制度差异的影响，其中法律制度差异的负向影响最大，政治制度差异和经济制度差异的负向影响依次减弱。此外，中国对东道国出口贸易规模，以及东道国市场潜力、税负水平、自然资源丰裕度和相对劳动力成本也是中国对外直接投资的重要影响因素。

2.多维制度差异对中国对沿线国家直接投资的影响具有明显的异质性。其一，法律制度差异和经济制度差异对中国对沿线转型国家直接投资有显著的负向影响，且法律制度差异影响更大；法律制度差异对中国对沿线非转型国家直接投资也有显著的负向影响，但小于对转型国家的影响。其二，法律制度差异和经济制度差异对中国对沿线高收入及中低收入国家直接投资均有显著的负向影响，且法律制度差异影响更大，二者对中国对沿线高收入国家直接投资的负向影响大于中低收入国家，政治制度差异影响不显著。其三，政治制度差异对中国对沿线资源丰富国家直接投资有显著的负向影响，经济制度差异和法律制度差异影响不显著；法律制度差异和经济制度差异对中国对沿线资源匮乏国家直接投资有显著的负向影响，且法律制度差异影响更大，政治制度差异影响不显著。

（二）对策建议

1.建立健全中国海外投资保险法律制度。中国目前的海外投资保险制度仍存在一些问题，如海外投资保险的国内立法处于缺位状态，海外投资保险的承保范围不能很好地适应和化解投资企业可能面临的新型投资风险，海外投资保险的承保机构已无法充分满足跨国投资企业一系列新的投资需求，等等。对此，中国应加快海外投资保险国内立法进程，以立法形式规制海外投资保险行为，为中国信保机构行使相关权利提供更加可靠和完善的法律依据。此外，还需继续扩大中国信保海外投资保险承保的风险范围，为投资者因在海外投资而可能面临的一系列传统和新型风险造成的经济损失提供可靠保障。

2.加大对海外投资者利用多边投资担保的法律支持力度。中国应在多边投资担保机构公约和规则的基础上，制定配套的国内法律法规或指导规则，加大投资者向多边投资担保机构投保的法律支持力度和服务引导力度，以更好地解决中国投资者在海外投资中因不熟悉、不擅于利用多边投资担保制度而遭受损失等问题。此外，中国需在建立健全国内法的基础上充分利用《多边投资担保机构公约》等多边协议，尽快实现国内法与国际法的相互补充与衔接，为保险机构行使相关权利提供有法可依的可靠依据。

3.依据沿线国家不同特点，采取针对性更强的风险防控措施。中国企业在对沿线国家进行直接投资前，应结合沿线国家特点，充分考虑与东道国的制度差异，尽可能了解和熟悉东道国法律法规，有针对性地进行调研，制定风险防控预案，重点关注因法律制度差异而引起的投资风险，合理进行海外投资布局。若沿线国家为转型国家或资源相对匮乏国家，应更加注重法律制度差异和经济制度差异可能带来的风险，优先选择与中国法律、经济制度差异较小的国家；若沿线国家为非转型国家，应更加充分地考虑法律制度差异带来的影响，优先选择与中国法律制度差异较小的国家；若沿线国家为资源丰富国家，则应更加注意政治制度差异带来的投资风险，优先选择与中国政治制度差异相对较小的国家，尽量避免政治风险。