李欣蔚，康书隆，2

（1. 大连理工大学 经济管理学院，辽宁 大连 116024；2. 东北财经大学 金融学院，辽宁 大连 116025）

一、问题的提出

随着全球经济一体化的加深，各个国家经济联系愈加紧密，进行经济合作的可能性也在不断增加，对外直接投资（Outward Foreign Direct Investment，OFDI）已成为各个国家经济联系的重要纽带。中国在OFDI方面一直保持着积极的态度，于2013年提出了“一带一路”倡议。该倡议联通了亚欧大陆，促进不同国家在文化、制度、经济等领域实现相互碰撞与融合以及深层次的沟通与交流，通过取长补短，实现互惠互利、合作共赢、共同发展，推动中国OFDI进入发展新阶段。

在全球经济复苏缓慢、跨境投资大幅度波动的大背景下，中国对“一带一路”国家的直接投资在逆势中保持增长态势，弥补了东道国储蓄缺口与外汇缺口，对推动“一带一路”国家发展与经济复苏发挥了积极的作用。这与中国在对外方面始终秉承着包容的心态、不断推进产业结构优化、大力扶持外贸新型业态、提高贸易自由化便利化程度有着紧密关联。虽然中国对“一带一路”国家的直接投资存量整体呈上涨态势，但近年来全球经济持续低迷，经济环境复杂，中国OFDI规模增速缓慢。中国应该如何顶住全球经济下行的压力，把握东道国经济政策走向，制定对外直接投资战略决策，找准时机占领投资市场，这些对推进中国与“一带一路”国家实现合作共赢与共同发展有着重大意义。

目前学者们对经济政策影响OFDI的相关研究主要集中于货币政策、财政政策和经济政策不确定性对OFDI的影响研究。陈胤默等［1］将宏观经济政策与微观企业OFDI相结合，认为货币政策可以通过货币渠道和信贷渠道影响投资收益和投资成本，进而影响中国企业OFDI决策。在货币渠道中，货币政策可以通过调控利率进而影响OFDI收益；在信贷渠道中，受到中央银行货币政策的影响，企业可获得的贷款以及资产价格都会有所变动。因此，东道国货币政策越宽松，中国企业OFDI意愿越强。同时，在货币政策紧缩时期，融资约束对OFDI的抑制作用比货币政策扩张时期更强。张莹和刘波［2］认为，财政政策对OFDI的影响尚不能确定，扩张性财政政策可以通过增加财政支出刺激总产出，还可以通过提高实际利率水平从而产生“挤出效应”，进而抑制投资活动。当两种影响机制共同作用时，既提高了居民收入，也增强了投资的加速效应，这在一定程度上减缓了财政政策对OFDI的“挤出效应”。杨永聪和李正辉［3］使用系统GMM模型检验经济政策不确定性与中国OFDI规模之间的关系，认为国内经济政策不确定性与中国OFDI规模呈显著正相关，而东道国经济政策不确定性与中国OFDI规模呈显著负相关，因为中国需要考虑投资风险以及资本保值等问题，更愿意选择经济政策稳定的国家进行直接投资。钱学锋和龚联梅［4］认为，东道国贸易政策不确定性还会通过学习效应渠道影响企业OFDI的选择。企业进入出口市场，能够结合当地在生产技术和管理经验等方面形成的先行优势，对接当地的生产标准和需求，改进生产技术、工艺流程，引入先进生产设备，通过参与国际竞争或合作等方式提高自身的核心竞争力和生产效率，实现学习效应。

“一带一路”国家具有丰富的资源、低成本的劳动力和广阔的市场。对“一带一路”国家进行直接投资，一方面，能在一定程度上缓解中国经济高速发展对劳动力以及不同要素的需求，扩大投资规模，推动产业转移，促进国内产业结构优化升级。另一方面，能减少地理距离以及文化差异可能带来的投资劣势。李计广等［5］通过建立随机前沿模型分析中国对“一带一路”国家的投资情况，在指标系数和国家效率两个维度上证明“一带一路”国家具有巨大的投资潜力。戴翔和王如雪［6］利用2011—2017年95个“一带一路”国家的面板数据进行实证分析，认为“一带一路”倡议通过“五通”作用机制有效促进了中国对“一带一路”国家的直接投资。同时，中国对“一带一路”高收入国家和中等偏高收入国家、对“一带一路”亚洲国家、对亚洲基础设施投资银行成员进行直接投资的促进效果强于对“一带一路”低收入国家和中等偏低收入国家、对“一带一路”其他大洲国家、对非亚洲基础设施投资银行成员。杨丽华和谭珉威［7］认为，由于“一带一路”国家资源禀赋、经济水平、科技水平、制度环境差异均较大，导致中国对东道国直接投资的区位分布和产业选择都处于不平衡状态，过于集中的区位分布和产业选择在限制了中国OFDI 能力的同时，也造成了一定的投资风险。赵赛［8］利用2007—2008年64个“一带一路”国家的面板数据进行实证分析，认为东道国制度环境的整体完善能够有效扩大中国对其直接投资规模。Qi和Rao［9］认为，“一带一路”国家与中国的政治制度距离和经济制度距离均与中国OFDI规模呈正相关。其中，政治制度距离对中国OFDI 规模具有非对称效应，即东道国政治环境越差，中国OFDI 规模越大。吴小节等［10］认为，中国跨国企业倾向于对制度顺差和制度逆差较小的“一带一路”国家进行直接投资。王永钦等［11］认为，相较于“一带一路”国家的政治制度以及政治稳定度，中国更有可能重视政府效率、监管质量和腐败控制的情况。

对于经济政策的度量方式，陈彦斌等［12］认为，要以货币政策和财政政策的共同作用衡量一国的经济政策。货币政策是中央银行通过对货币供应量和利率进行控制和调控，以实现既定的经济目标，进而影响宏观经济运行的方针、措施和政策的总和。货币政策的变动通常通过信贷、利率、汇率和资产价格等方式进行传导，从而影响该国的宏观经济运行。财政政策是国家根据一定时期政治、经济、社会发展目标，通过财政收入和财政支出的变动影响宏观经济运行的经济政策。财政政策的实施一般利用税收、预算、国债、购买性支出和财政转移支付等手段调节一国的经济形势。东道国经济政策力度与方向的变动、政策的传导效率、政策的协调性等都会影响其经济发展情况，进而影响中国的直接投资决策。

综上所述，关于“一带一路”国家经济政策对中国OFDI的影响研究，学术界在整体上的研究成果很多，但研究内容较为分散，侧重某一类政策或政策的不确定性与中国OFDI 规模之间的关系；对于经济政策的度量方式，陈彦斌等［12］用东道国货币政策和东道国财政政策代表东道国经济政策。因此，本文从“一带一路”国家经济政策出发，将货币政策和财政政策纳入经济政策框架，研究东道国经济政策与中国OFDI之间的关系，并分析其中的理论机制。同时，通过严格的实证分析，有助于构建较为客观且符合中国国情的评价体系，并提出相关政策建议，对推进中国与“一带一路”国家实现合作共赢与共同发展有着重大意义。

二、理论分析与研究假设

货币政策与财政政策是国家为了调节宏观经济运行而采取的经济政策。“一带一路”倡议所协调一致的货币政策与财政政策为许多国家有效实施发展战略提供了巨大的机遇［13］。

货币政策对中国OFDI的调控作用主要通过货币渠道和信贷渠道进行［14］，通过金融机构和金融市场传导至跨国企业。货币渠道主要影响跨国企业的投资因素，即货币政策通过影响跨国企业的投资机会进而改变投资决策，而跨国企业的投资机会取决于投资预期收益和资金机会成本。扩张性货币政策通过货币渠道影响市场利率，市场利率的改变既影响投资预期收益，又影响资金机会成本，从而影响跨国企业的投资决策。信贷渠道主要影响跨国企业的融资因素。信贷市场上的摩擦主要体现在跨国企业外部融资成本与内部资金机会成本之间的差额上，也就是外部融资溢价［15］。货币政策通过改变信贷市场的摩擦程度影响跨国企业的外部融资溢价以及资金可得性，从而影响跨国企业投资资金的供给。扩张性货币政策通过提高商业银行的可贷资金量和跨国企业资产净值降低跨国企业的外部融资溢价，跨国企业外部融资成本降低，内部资金机会提高，这将刺激跨国企业进行投资活动，从而影响OFDI规模。因此，本文提出如下假设1：

H1：“一带一路”国家的扩张性货币政策对中国OFDI规模起到促进作用。

财政政策是国家制定的指导财政分配活动和处理各种财政分配关系的基本准则，由政府收入和政府支出组成。对“一带一路”国家来说，扩张性财政政策通常采取减少税收收入以及增加财政支出两种措施刺激总需求［16-17］，降低失业率，进而拉动经济增长［18］。一般来说，东道国实施适当的减税降费政策，放宽对国外资本的准入限制，能够减轻跨国企业的税收负担，降低跨国企业投资成本，有利于吸引更多外资［19］。降低宏观税负水平在促进经济稳定增长的同时，也能促进产业结构升级［20］，进而吸引中国对其进行直接投资。由于“一带一路”国家大多数是发展中国家［21］，经济环境不够稳定，基础设施、法律环境和社会治安等方面的公共物品和服务的供给仍不足，因而政府支出与民间消费呈显著互补关系。也就是说，对“一带一路”国家来说，扩大财政支出会推动实际工资率上涨，改善居民收入情况，拉动消费需求，促进消费市场发展，在很大程度上会刺激国家经济发展［22-23］。在这种情况下，东道国倾向于扩大公共投资，加快完善教育、医疗、社会保障、商业服务等基础设施建设，在扩大内需和改善民生以保持经济适度增长需要的同时，也有利于改善投融资环境。因此，本文提出如下假设2：

H2：“一带一路”国家的扩张性财政政策对中国OFDI规模起到促进作用。

三、研究设计

（一）数据来源

本文研究对象是2005—2019年73个“一带一路”国家。由于各东道国均不同程度地受到2019年年末新冠疫情的影响，并且影响是非对称的［24］，即新冠疫情对不同地区、不同行业和不同企业的影响是不一样的，为排除新冠疫情的影响，本文研究时间跨度选择2005—2019年，以得出相对稳定可靠的结论。目前共有149个国家和地区参与了“一带一路”建设，除去中国香港、澳门地区的数据，“避税天堂”卢森堡、巴拿马等国家和地区的数据，以及数据缺失较为严重的国家和地区的数据后，本文最终得到73个国家（不包括地区）共1 095个观测值。对于个别观测值缺失的情况，本文参考已有文献的做法，将缺失数据赋值为1，取对数后仍为0，不改变数据的原有属性。数据来源于中国对外直接投资统计公报、世界银行数据库和中华人民共和国商务部网站。

（二）变量选择

为了消除数据波动性可能带来的异方差问题，本文将中国OFDI规模（ofdi）、东道国经济发展（gdppc）和双边贸易联系（tr）取自然对数，分别得到中国OFDI 规模（lnofdi）、东道国经济发展（lngdppc）和双边贸易联系（lntr）。本文选择中国OFDI规模（lnofdi）作为被解释变量，东道国货币政策（mp）和东道国财政政策（fp）作为解释变量。同时，选择东道国经济发展（gdppc）、双边贸易联系（lntr）、东道国基础设施建设（inf）、东道国汇率水平（er）四个指标作为控制变量。

⒈ 被解释变量

中国OFDI规模（lnofdi）：本文选择中国对“一带一路”国家的直接投资存量作为被解释变量的代理变量。虽然OFDI流量波动性较为明显，可以更加有效地反映OFDI的周期性变化与发展情况，但OFDI流量存在大量负值，且无法反映跨国企业的对外直接投资收益。然而，OFDI存量却能够很好地反映对外直接投资收益，也便于数据的处理。本文选择中国OFDI存量取自然对数作为被解释变量，衡量中国对“一带一路”国家的直接投资规模。

⒉ 解释变量

为了检验“一带一路”国家经济政策对中国OFDI规模的影响，对东道国经济政策指标的选择需要能够代表性地反映国内经济政策情况。本文选择东道国货币供应量和东道国宏观税负两个指标作为经济政策的衡量指标，分别代表经济政策中的货币政策和财政政策。

东道国货币政策（mp）：陈彦斌等［12］从价格型货币政策和数量型货币政策两方面度量货币政策，其中，用市场利率衡量价格型货币政策，用广义货币供应量M2衡量数量型货币政策［25］。然而，价格型货币政策往往通过调整资产价格影响微观主体的财务收入和支出预期，而数量型货币政策一般由一国中央银行实施，通过调节货币供应量调控宏观经济运行［26］。本文研究的是国家之间的投资行为，属于宏观经济范畴。因此，本文选择东道国货币供应量衡量其货币政策。货币供应量作为货币政策的中介目标之一，具备可测性、可控性和相关性，即中央银行可以及时获得货币供应量的数据和变化情况，进而作出相应判断，促使货币政策最终目标的实现。本文参考已有文献的做法，选择广义货币供应量M2作为货币供应量的货币口径，能够有效反映货币供给情况和经济运行情况。本文选择东道国广义货币供应量M2占GDP比重作为东道国货币政策的代理变量，当东道国采取扩张性货币政策时，预测容易吸引中国对其进行直接投资。

东道国财政政策（fp）：陈彦斌等［12］从财政收入和财政支出两个方面衡量财政政策，其中，用宏观税负衡量财政收入，用一般公共预算与政府性基金预算之和衡量财政支出。宏观税负是指一个国家的税负总水平，通常以一年的税收收入占GDP比重表示。宏观税负问题始终是财政政策的核心，对保证政府履行其职能所需的财力、发挥税收的经济杠杆来说至关重要。在东道国宏观税负水平较高的情况下，外资运营的成本会提高，中国的投资收益会因此减少。因此，一般认为东道国高税负对中国的投资意愿有负向影响。本文选择东道国税收收入占GDP比重作为东道国财政政策的代理变量，当东道国采取扩张性财政政策时，预测容易吸引中国对其进行直接投资。

⒊ 控制变量

东道国经济发展（lngdppc）：一个国家的经济发展是综合发展的基础，是跨国企业衡量投资的重要参考指标。经济发展水平较高的国家容易吸引外资流入。相比于名义GDP，平减后的实际GDP更能反映出一个国家的经济发展水平。本文选择东道国人均实际GDP取自然对数作为东道国经济发展的代理变量，东道国经济发展越好，预测越容易吸引中国对其进行直接投资。

双边贸易联系（lntr）：贸易作为对外经济活动的形式之一，与OFDI有着必然的联系。但是，学者们对二者的关系持有不同观点，认为贸易与投资可能是互补关系，也可能是替代关系。大部分学者认为双边贸易规模越大，证明两国的文化距离、制度距离等较为接近，投资国对东道国的优惠政策、市场变动等信息了解较为及时与透彻，贸易与投资可能会存在互补关系，这被称为互补论，也是主流观点［27-28］。还有小部分学者认为，当两国存在一定的贸易壁垒时，或生产成本对比态势发生明显变化时，贸易与投资可能会存在替代关系，这被称为替代论［29-30］。目前学者们更倾向于互补论。本文选择中国对东道国的出口总量取自然对数作为双边贸易联系的代理变量，双边贸易联系越密切，预测越容易吸引中国对其进行直接投资。

东道国基础设施建设（inf）：自2000年中国的“走出去”战略提出后，中国OFDI规模日益扩大，大规模的基础设施建设有助于促进就业，扩大内需，刺激东道国的经济发展和消费增长。因此，东道国基础设施的完善程度与中国OFDI规模的流向是密切相关的。一般来说，基础设施建设包含交通运输（如铁路、水运）、能源动力（如石油、天然气）、建筑（如住宅、酒店）、环保水利（如水库、空气净化）和邮电通讯（如电信、信息网络）等。其中，信息网络作为重要的基础设施之一，对跨国企业获取信息的速度和便利程度有着显著影响。本文选择东道国使用互联网人数占总人口比重作为东道国基础设施建设的代理变量，东道国基础设施建设越完善，预测越容易吸引中国对其进行直接投资。

东道国汇率水平（er）：东道国汇率的波动直接影响着投资国的投资决策。田巍和余淼杰［31］认为，东道国汇率水平下降，即货币贬值，会引起投资国OFDI规模的扩大。因为东道国货币贬值降低了跨国企业在海外扩张和建厂的成本，在很大程度上会提高投资国OFDI意愿。Aliber［32］提出的资本化理论也认为，在同样的收益流量条件下资本化率越高形成的资产价值越高。因此，OFDI从持强币国流向持弱币国，即投资国货币升值时，东道国汇率水平相对较低，会促进投资国OFDI的流入。部分学者持相反观点，张纯威和石巧荣［33］认为，OFDI是一项长期活动，需要考虑未来汇率的波动情况，投资国货币持续升值会对未来的投资收益以及本金折为本币的价值有负向影响。也就是说，投资国货币贬值时，东道国汇率水平相应提高，会提高投资国OFDI意愿。本文选择东道国货币兑人民币汇率作为东道国汇率水平的代理变量，预期符号尚不能确定。

（三）描述性统计

表1 报告了主要变量的描述性统计结果。被解释变量lnofdi的均值为9.1060，标准差为2.6327，最小值为0.0000，最大值为15.4763。解释变量mp的均值为57.9866，标准差为35.5337，最小值为5.9202，最大值为259.1662。解释变量fp的均值为17.3050，标准差为9.3567，最小值为2.3320，最大值为147.6613。以上结果表明在样本的时间跨度内，主要变量的各项统计指标均有较大差别，具有研究意义。

（四）模型构建与相关检验

⒈ 模型构建

为探究东道国经济政策对中国OFDI规模的影响，本文构建静态面板模型如下：

其中，i表示东道国，t表示年份，lnofdiit表示中国对i国在t年的直接投资规模，mpit表示i国在t年的货币政策，fpit表示i国在t年的财政政策，Controlit表示控制变量，包含东道国经济发展（lngdppc）、双边贸易联系（lntr）、东道国基础设施建设（inf）和东道国汇率水平（er），μi表示不随时间变化的个体效应，εit表示随机扰动项。

考虑到现实中OFDI是一个连续的动态过程，中国OFDI规模不仅受以上因素影响，还会受到上期OFDI规模的影响。因此，本文在静态模型的基础上，将被解释变量lnofdi滞后一期lnofdii(t-1)与东道国货币政策（mp）和东道国财政政策（fp）一起作为解释变量构建动态面板模型如下：

⒉ F检验与Hausman检验

在回归分析之前，要对混合OLS回归、固定效应或随机效应进行事先检验。本文进行了F检验与Hausman 检验。结果表明，F 检验的伴随概率P 值为0.0000，在1%的显著性水平上拒绝混合OLS回归模型的原假设，认为模型存在个体效应。Hausman检验的伴随概率P值为0.0000，在1%的显著性水平上拒绝随机效应的原假设。因此，本文选择个体固定效应模型。

四、实证分析

（一）基准回归结果与分析

表2报告了个体固定效应模型的回归结果。列（1）结果表明，东道国扩张性货币政策和扩张性财政政策对中国OFDI规模有显著的正向影响。在其他条件不变时，东道国广义货币供应量每增加1%，中国OFDI规模将扩大9.18%。说明东道国采取扩张性货币政策，增加货币供应量，可以显著扩大中国对该国的直接投资规模，验证了H1。在其他条件不变时，东道国宏观税负水平每下降1%，中国OFDI规模将扩大2.56%。说明东道国采取扩张性财政政策，减少税收收入，可以显著扩大中国对该国的直接投资规模，验证了H2。以上结果均在1%的水平上显著。在列（2）至列（5）中，逐渐加入控制变量，东道国货币政策和东道国财政政策系数仍显著，且符号不变。说明控制变量的加入不会影响解释变量对被解释变量的解释效果。

表2 基准回归结果

由表2列（5）可知，东道国采取扩张性经济政策可以显著扩大中国OFDI规模。其中，解释变量估计系数的符号不变，仅是系数大小和显著程度有轻微变化。在控制变量中，东道国经济发展lngdppc的系数为正，在5%的水平上显著。这说明经济发展良好的国家更容易吸引中国对其进行直接投资。双边贸易联系lntr的系数为正，在1%的水平上显著。这说明与中国进出口贸易联系密切的“一带一路”国家更容易吸引中国对其进行直接投资，符合本文关于贸易与投资互补论的分析。东道国基础设施建设（inf）的系数为正，在1%的水平上显著。这说明东道国基础设施建设的完善会为跨国企业的投资提供诸多便利条件，可以有效降低投资成本，提高投资效率。东道国汇率水平（er）的系数为正，但不显著，无统计学意义。一方面，可以认为东道国汇率水平的变动，对中国OFDI规模从不同角度同时存在的促进作用和抑制作用相互抵消。因此，东道国汇率水平与中国OFDI规模无明显关系。另一方面，部分“一带一路”国家的货币存在特殊情况，如东帝汶、密克罗尼西亚联邦、萨尔瓦多都没有自己的货币，当地主要流通的是美元；巴巴多斯元兑美元汇率始终为2，这一系列特殊情况都使得汇率水平测算不够准确。因此，东道国汇率水平不显著这一结果是可以接受的。同时，加入该控制变量后，模型的R2从0.6111 增加到0.6120，拟合效果稍有变好，因而在回归分析中保留此控制变量。

（二）动态面板回归结果与分析

考虑到OFDI具有延续性，当期OFDI规模很有可能会受到上期OFDI规模的影响，也就是OFDI规模存在累积效应。因此，加入滞后一期的中国OFDI规模（lnofdii(t-1)）构建动态面板数据，进一步探究东道国经济政策对中国OFDI规模的影响。本文建立差分GMM模型对变量进行估计。

表3 报告了差分GMM 模型的回归结果。从列（1）和列（2）的对比可以发现，是否加入控制变量都不会影响解释变量东道国货币政策（mp）和东道国财政政策（fp）的符号和显著性。从列（2）可以看出，在其他条件不变时，上期OFDI 规模每扩大1%，当期OFDI 规模将扩大0.17%。说明上期OFDI规模对当期OFDI规模产生了累积效应，起到了良好示范作用。同时，东道国货币政策和东道国财政政策的系数仍然保持显著，与个体固定效应模型得出的结论相同，再次验证了H1和H2，东道国扩张性经济政策可以显著扩大中国OFDI规模。东道国经济发展（lngdppc）、双边贸易联系（lntr）、东道国基础设施建设（inf）的估计系数均为正，且在1%的水平上显著。这说明东道国良好的经济发展、密切的双边贸易联系和完善的基础设施建设都会显著提高中国对该国的直接投资意愿。东道国汇率水平的估计系数仍不显著，不显著的原因同上。同时，可以观察到：AR（1）的P值=0.0334<1%，AR（2）的P值=0.1899>1%，模型扰动项存在一阶自相关，但不存在二阶自相关。从总体来看，差分GMM模型的估计结果可靠。

表3 差分GMM模型的回归结果

（三）稳健性检验

本文选择变量替换法和补充变量法进行稳健性检验，稳健性检验结果如表4所示。

表4 稳健性检验结果

⒈ 变量替换法

本文参考杨海生等［34］的做法，选择东道国财政支出占GDP 比重替代东道国税收收入占GDP 比重作为财政政策的代理变量，检验模型的稳健性。实证结果如表4 列（1）所示，解释变量的系数均在1%的水平上显著，且符号与预期一致，认为原模型稳健。

⒉ 补充变量法

本文选择的补充变量为东道国自然资源禀赋。自然资源禀赋是由自然资源和先天优势等决定因素构成的条件，其丰裕程度深刻地影响着一个国家发展的潜力、方向、广度、深度［35］。与拥有较少自然资源禀赋的国家相比，拥有较为大量或多样化自然资源禀赋的国家通常能够生产出更多的商品，进而通常情况下也更加富有，更容易吸引外资。对正处于工业化进程但自然资源相对稀缺的中国来说，自然资源禀赋很有可能影响OFDI规模。本文选择东道国燃料、矿石和金属的出口量占商品出口比重（ee）作为代理变量进行分析。预测东道国自然资源禀赋的丰富程度与中国OFDI 规模呈正相关。实证结果如表4 列（2）所示，主要结论与表2列（5）几乎一致，系数符号相同，仅仅系数本身和显著性发生了非常轻微变化。值得注意的是，东道国自然资源禀赋（ee）的估计系数为-0.0032，不显著且方向与预期也不一致。原因可能是近年来中国对自然资源需求增速放缓，投资主要分布第三产业（如批发业和零售业，信息传输、计算机服务和软件业，金融业等），而对第二产业（如采矿业）的投资增速相当缓慢，几乎为0。可以认为中国对“一带一路”国家主要的投资方向逐渐向不太需要考虑自然资源禀赋的第三产业倾斜。因此，该系数为负且不显著的结果是可以接受的。

五、研究结论与政策建议

（一）研究结论

本文利用2005—2019年73个“一带一路”国家的数据，构建个体固定效应模型和差分GMM模型分析东道国经济政策对中国OFDI规模的影响。

从总体看，东道国扩张性经济政策有利于扩大中国OFDI 规模，且上期OFDI 规模会对当期OFDI规模产生累积效应。加强不同经济政策之间的协调配合，促进经济社会持续健康发展，将有助于持续吸引外资。未来中国跨国企业在对“一带一路”国家进行直接投资时更要密切关注东道国经济政策，以降低投资风险，增加投资收益。东道国扩张性货币政策和扩张性财政政策都可以扩大中国OFDI规模。大多数“一带一路”国家是低速增长的中等收入国家。一方面，在经济萧条时期，中央银行通常采用扩张性货币政策，增加货币供应量，刺激投资和出口，以增加总需求。另一方面，东道国可以采用扩张性财政政策，削减税收、降低税率、增加支出或多管齐下刺激总需求，在经济得到良好发展的同时，降低了贸易成本，有助于吸引外资。

（二）政策建议

目前全球经济仍处于下行周期，中国经济与贸易发展面临的环境依旧复杂。中国跨国企业要积极应对国际局势变化，及时了解各个国家出台的最新政策，尤其是经济政策的变化，如巴基斯坦政府对中巴经济走廊项目进行税收减免、新加坡政府为特定投资项目提供长期低利率的补贴性贷款等。中国政府也应依据国际环境变化，及时出台相关政策，为跨国企业OFDI提供参考，不断提高中国防范市场风险的能力，切实保障投资利益。

中国应开展多元化贸易合作，继续加强对“一带一路”国家的直接投资。一方面，中国要保持与“一带一路”国家在传统产业（如基础设施）的投资合作，争取实现稳中求进。另一方面，中国还应做好产业结构的战略性调整和升级，为新兴服务业（如第三产业的金融、信息技术、电子商务等）的海外发展开辟新市场。中国应将自身发展与“一带一路”国家共同发展相结合，合理配置资源，大力开拓国际市场，为世界经济不断开拓新的增长点。