负面舆论与对外直接投资二元边际

作者简介： 杨立卓（1986—），男，湖南岳阳人，博士，长沙理工大学经济与管理学院副教授，研究方向：国际投资、国际贸易。

摘 要：依据2009—2019年“一带一路”沿线59个国家面板数据，考量沿线国家涉华负面舆论对我国对外直接投资二元边际的影响。结果显示，负面舆论对扩展边际存在显著的抑制作用，对集约边际的抑制作用在后期才能显现。调节效应显示：东道国民众话语权和高层互访分别能缓解负面舆论对OFDI扩展边际和集约边际的抑制作用。进一步分析表明，环境敏感类、资源能源类和金融类投资企业受“一带一路”沿线国家负面舆论的影响较大，负面舆论对绿地投资和跨国并购均呈显著倒U形关系。鉴于此，需高度重视涉华舆论导向，传播好中国形象，推进沿线国家高层互访，积极与东道国民众沟通，加强海外投资环境保护意识，降低OFDI的舆论风险。

关键词： OFDI二元边际；负面舆论；“一带一路”；GDELT

中图分类号：F125 文献标识码： A 文章编号：1003-7217（2024）06-0051-08

一、引 言

自“一带一路”倡议提出以来，我国企业在沿线国家的对外直接投资（OFDI）蓬勃发展。我国投资不仅推动了沿线国家基础设施建设^[1]、环境改善^[2]，带动产业升级与价值链地位提升^[3]，也为沿线国家带来了经济增长的“量质齐升”^[4]。然而，外界对我国在沿线国家投资并非一片叫好，“中国债务陷阱论”“资源掠夺论”等污名化中国投资的舆论层出不穷。这些舆论误导了东道国民众认知，使中国企业海外投资遭遇了“中国恐惧症”，国际社会对中国企业投资持有更多的怀疑和谨慎态度①。

显然，国际舆论已成为一种新型贸易投资壁垒，加大了我国OFDI风险。在此背景下，本文尝试探究“一带一路”沿线国家涉华负面舆论对我国企业OFDI的影响，并试图找出哪些因素可以调节负面舆论与OFDI之间的关系，以期提出减少负面舆论对我国投资影响的政策建议。

影响OFDI的因素包含“硬实力”和“软实力”。硬实力是软实力的基础和后盾，软实力对硬实力具有强大的促进作用^[5]。近年来，众多学者开始重视“软实力”因素，制度、外交、文化和国家形象等得到充分关注，但对舆论的国际经济效应研究尚处于萌芽阶段。国外学者大多围绕西方国家公共政策与公众舆论展开数据研究、案例分析和实证研究^[6，7]。国内学者洞察到国际舆论对进口贸易、引进外资、入境旅游贸易和出口产品质量等方面的影响^[8-10]。在舆论影响OFDI方面，张先锋等^[11]发现东道国负面舆论偏向显著抑制了中国企业OFDI，但其仅从宏观投资量的角度探讨国际舆论的影响，而忽视了投资的结构特征，难以得到更细致的结论。因此，国际舆论影响OFDI的研究还有待充实和完善。

为此，本文从理论和实证两个层面分析负面舆论对OFDI二元边际的异质性影响；探讨东道国民众话语权和高层互访对负面舆论与二元边际之间的调节作用；并从投资广度和投资深度方面进行异质性检验，以期为防范舆论风险，实现高质量“走出去”提供理论指导。

二、理论分析与研究假设

国际新闻报道是国家形象的“促销者”，是起“催化剂”和“定型剂”作用的媒介，通过引导或制造舆论美化或丑化一国形象^[12]。消极的国家形象会影响母国与东道国的经济合作关系，抑制企业国际化发展^[13]。负面舆论还通过影响政府政策、民众认知来抑制企业投资。以缅甸密松水电站为例，西方国家预先设置新闻议题，以各种“权威”的环境分析报告和生态环境评价，宣扬该项目会对缅甸地区造成严重的环境污染。而缅甸媒体受此影响跟风报道，错误地诱导缅甸民众、煽动舆论，导致中国企业被当地民众误解。加之西方国家施加压力，缅甸政府被迫叫停密松水电站投资项目。显然，涉华舆论可通过国家形象、东道国政府政策和民众认知等方面影响外资，成为阻碍我国OFDI的新型壁垒。

（一）负面舆论与OFDI扩展边际

中国企业倾向于以模仿先行投资者和集聚的方式进行对外投资^[14]，通过建立社会关系网络进行再投资、劳工招募和企业管理等一系列决策。因此，行业内的企业会十分关注先行投资者的经验，会通过各种渠道获悉先行投资者的投资信息。当行业内的先行投资者遇到东道国负面舆论壁垒，导致其投资受到影响时，会向行业内追随投资者发出警示信号，导致追随投资者投资该东道国时会更谨慎，甚至取消投资计划。基于此，提出：

假设1 负面舆论抑制OFDI扩展边际。

（二）负面舆论与OFDI集约边际

大型投资项目往往更易引起舆论关注。当我国企业投资沿线国家大型项目时，西方国家在项目投资谈判期间，可能就会引导沿线国家舆论反对我国投资。而国际投资从投资决策到投资落地有一定周期，因此表现为投资初期甚至在正式达成投资协议之前，负面舆论就在不停发酵。我国对沿线国家大型投资大多是由国有企业主导^[15]，往往是两国政府层面推动的，其投资决策不仅受经济因素影响还受到政治因素影响^[16]。因此，国有企业进行大型投资时尽管初期就可能受到负面舆论影响，但基于前期沉没成本考虑，且在得到双边政府的支持下，往往会继续推进投资项目，并不会缩减投资规模。基于此，本文预计负面舆论在前期并不会影响投资规模，从计量分析的结果上来看，还会呈现显著的促进作用。

如果东道国长期充斥在负面舆论环境中，会使东道国民众产生认知失调和刻板印象^[17]，消费者会降低对该国投资产品的消费意愿。更有甚者会产生联合抵制或者直接挑起社会民众对该国企业的暴力攻击^[18]，使得外资企业在原材料购买、销售和雇佣等方面遭受经济损失，从而抑制企业投资规模。另外，东道国政府面对国内负面舆论压力，会倾向于对后续中国投资采用更为严格的行政审批规则或降低行政审批的效率^[19]，这将带来后续投资企业的机会成本上升、投资不确定性增加、资金周转率降低等诸多问题，也会降低企业在东道国投资的积极性，减少对东道国的投资，缩小投资规模。基于此，提出：

假设2 负面舆论对OFDI集约边际的抑制作用会在后期表现出来。

（三）调节效应假设

1.负面舆论与东道国民众话语权。根据哈罗德·拉斯韦尔的“5W”传播模式，民众是形成和传播舆论的重要主体，民众可以通过社交媒体呈现和传播自己的观点^[20]。民众话语权与媒体舆论话题设置之间是一个互动关系，媒体可凭借其广泛的影响力和权威度，设置舆论话题和偏向，从而形成了“沉默的螺旋”。但当民众话语权增强时，民众的意见和观点可以打破由媒体主导的舆论环境，推翻媒体传递的“多数意见”，从而纠正媒体报道的偏向性。基于此，提出：

假设3 民众话语权会减缓负面舆论对OFDI二元边际的抑制作用。

2.负面舆论与高层互访。国家领导人访问作为一国外交活动的最高形式，既是国家政策和全球影响力的集中体现，又是国家间双边政治关系的晴雨表^[21]。频繁的双边高层互访是双边国家友好的一种信号，和平友好的外交活动有助于缓解东道国领导人对中国投资行为的偏见，甚至纠正其对中国投资的认知、规范和管制行为^[22]。领导人之间的经济对话、磋商与合作有利于向东道国媒体和民众传递积极的信息与知识，从而有利于东道国信息沟通和有效引导消费者决策。基于此，提出：

假设4 高层互访减缓了负面舆论对OFDI二元边际的抑制作用。

三、研究设计

（一）模型设计

为了检验负面舆论对中国企业OFDI二元边际的影响，构建如下基准模型：

extensivei，t=β0+β1npoei，t+αxi，t+ui+vt+εi，t（1）

intensivei，t=β0+β1npoii，t+β2（npoii，t）2+

αxi，t+ui+vt+εi，t（2）

其中，extensivei，t为被解释变量OFDI扩展边际；intensivei，t为被解释变量OFDI集约边际；i表示第i国，t表示第t年；npoei，t和npoii，t为核心解释变量负面舆论；xi，t为其他控制变量；ui为个体效应；vt为时间效应；εi，t为随机扰动项。

为了进一步分析负面舆论对中国企业OFDI二元边际影响的调节效应，将国际负面舆论与民众话语权、高层互访的交互项带入式（3），以考察各调节变量对OFDI二元边际的影响。其中npoei，t×zi，t为核心解释变量与各调节变量的交互项，zi，t为调节变量。

extensivei，t=β0+β1npoei，t+β2npoei，t×

zi，t+β3zi，t+αxi，t+ui+vt+εi，t（3）

对于倒U形非线性关系的调节效应，需要分析倒U形曲线拐点的位置及曲线的形状^［23］。其位置取决于β1β4-β2β3的正负，当β1β4-β2β3>0，拐点向右移动；当β1β4-β2β3<0，拐点向左移动。其形状取决于β4的正负，当β4>0，曲线变得更平坦；当β4<0，曲线变得更陡峭。根据式（4），其中，npoii，t×zi，t为核心解释变量与各调节变量的交互项，β4（npoii，t）2×zi，t为核心解释变量的平方与各调节变量的交互项，zi，t为各调节变量。

intensivei，t=β0+β1npoii，t+β2（npoii，t）2+

β3npoii，t×zi，t+β4（npoii，t）2×zi，t+

β5zi，t+αxi，t+ui+vt+εi，t（4）

（二）变量选取和说明

1.被解释变量。借鉴Kulchina^[24]对二元边际的衡量方式，以一年中在“一带一路”沿线国家对外直接投资的“企业行业”关系对的数量表示OFDI扩展边际（extensive）；以一年中在“一带一路”沿线国家对外直接投资“企业行业”关系对的平均投资额表示OFDI集约边际（intensive）。

2.核心解释变量。舆论数据来自谷歌GDELT数据库，该数据库是最大的全球社会数据库。该数据库全天监控着各个国家的100多种语言的新闻，该数据库给每一篇新闻都标记了一个“sentimentindex”^①。由于舆论对OFDI二元边际的影响机制不一样，所以，根据扩展边际和集约边际的特点采用不同方式衡量负面舆论。对于OFDI扩展边际的负面舆论衡量（npoe），借鉴张先锋等^[11]的做法，用加总东道国每月涉华负面报道篇数占该国总涉华报道篇数之比表示：

npoei，t=∑121i国t年涉华报道负面篇数i国t年涉华报道总篇数 （5）

中国在沿线国家的投资存量呈集聚化趋势^[25]，企业对一国的投资集约化越高，该国市场对投资企业就越重要，企业就越容易受到该国对中国的负面舆论的影响^[10]。基于中国对沿线国家投资的空间积聚特征，对OFDI集约边际的负面舆论衡量（npoi），仅用绝对数量比作为权重不足以体现舆论客体的舆论力量差异。因此，本文借鉴武昭媛和洪俊杰^[10]的做法，以“企业行业”关系对平均投资额占比权重对涉华负面舆论进行加权求和。

npoii，t=100×i国t年平均投资额占比×

∑121i国t年涉华报道负面篇数i国t年涉华报道总篇数（6）

3.控制变量。参考已有文献，对下述变量进行控制。（1）经济发展水平（lnhostgdp），采用东道国国内生产总值的对数进行衡量，反映东道国市场规模。（2）东道国资源禀赋（resource），采用石油租金、天然气租金、煤炭（硬煤和软煤）租金、矿产租金和森林租金之和衡量。（3）地理距离（lndistance），以两国首都间地理距离的对数衡量。（4）政治制度质量（qgs），包括政治稳定性、政府效率、规管质量、腐败控制和法治环境。（5）技术水平（lntechnology），以居民及非居民专利申请量之和进行衡量，技术水平越高，外资企业投资高新技术领域意向越大。（6）劳动力市场规模（lnlabor），使用东道国实际参与劳动人数，反映东道国劳动要素禀赋。（7）双边投资协定（bit），两国签署投资协定之前年份取0，签署当年及之后年份取1。（8）东道国人均GDP增长率（ratepergdp），反映东道国居民的购买潜力。（9）东道国基础设施（infrastructure），国家基础设施质量的提高有助于增进企业的直接投资^［26］。（10）企业投资程序（cost），根据Helpman等^[27]的研究，企业进入东道国需要得到当地部门的审核和审批，本文将企业进入东道国所需审批程序视为企业进入东道国的成本，作为投资扩展边际的控制变量。

4.调节变量。（1）民众话语权（vaa）用世界治理指数中“声音与责任”衡量，该指标反映了参与选举、享有言论、结社和媒体自由的话语权^[28]。（2）高层互访（hlv）以互访、在第三国会晤、双边国家领导人问候的次数加权之和表示，元首级的互访（含在第三国会晤）权重为2，其他国家领导人的互访、在第三国会晤、互相问候的权重为1^[29]。

（三）数据来源

采用2009—2019年“一带一路”沿线59个国家的面板数据检验国际负面舆论对中国OFDI二元边际的影响。因巴勒斯坦、格鲁吉亚等国家数据缺失较多，故剔除。其中OFDI扩展边际和集约边际通过中国全球投资跟踪数据库（China Global Investment Tracker）数据整理计算所得。本文通过对谷歌GDELT大数据进行挖掘，识别出“一带一路”沿线国家对中国企业投资相关的新闻报道，并结合事件时间、地点和语气等信息，构建沿线国家国际舆论数据库，最终计算出负面舆论指标。地理距离来自CEPII数据库，双边投资协定来自联合国贸易与发展会议（UNCTAD）。本文手动整理中国外交部报道的历年中国与沿线国家往来信息，得到高层互访数据；其余变量数据均来自世界银行。部分国家的指标数据存在较少缺失，采用线性插值法补齐。针对部分极端值，对数据进行上下1%的缩尾处理。

变量描述性统计见表1，OFDI二元边际最小值都为0，扩展边际均值为0.646，说明中国企业在沿线国家投资空间布局存在较大差异，大型投资的多元化较为有限。负面舆论（扩展）均值为0.189；负面舆论（集约）均值为0.371，标准差为1.236，说明沿线国家负面舆论偏向整体较低，但最大值分别为1和7.609，负面舆论偏向存在较大差异。

四、实证结果

（一）基准回归

在回归之前，对可能存在的“伪回归”问题和面板数据模型选择问题检验如下。首先，采用方差膨胀因子（VIF）和各变量相关性检验，OFDI扩展边际与集约边际的VIF分别为2.93和2.94，均小于10。同时，各变量相关指数均小于0.8，故认为不存在严重的多重共线性问题。由于样本数据为短面板数据，故无须对各变量进行单位根检验及模型的协整检验。其次，OFDI扩展边际属于计数数值，故采用泊松模型；OFDI集约边际采用面板回归，通过Hausman检验，结果显示拒绝原假设。

在表2中，列（1）和列（2）探索了负面舆论对OFDI扩展边际的影响，列（3）、列（5）、列（7）探索了负面舆论对OFDI集约边际的影响，列（4）、列（6）、列（8）引入了国际负面舆论的二次项以此来检验负面舆论与OFDI集约边际的滞后关系，列（7）和列（8）在此基础上使用了聚类稳健标准误。在表2中，负面舆论对OFDI扩展边际具有显著抑制效应，但负面舆论一次项对OFDI集约边际具有显著促进效应，负面舆论二次项估计系数在1%的统计水平下显著为负，反映出负面舆论对OFDI集约边际后期抑制，先期计量表现为正的非线性关系。综上，假设1、假设2得到验证。

（二）稳健性检验

为了验证基准回归结果的可信性，采用更换变量和更换模型的方法，对结果进行稳健性检验。

1.更换变量。

更换OFDI二元边际的度量方法，以更为细分的“企业行业”数量替换“企业行业”关系对数量，并进行三维固定以克服遗漏变量偏差。表3中列（1）和列（2）结果显示，负面舆论估计系数在1%的统计水平下显著为负。以历年《中国对外直接投资公报》中OFDI流量替代OFDI集约边际（intensive），表4列（1）和列（2）结果显示，负面舆论一次项的估计系数在1%的统计水平下显著为正，其二次项的估计系数在1%的统计水平下显著为负，呈倒“U”形关系。检验结果与基准回归结果一致。

2.更换模型。

在OFDI扩展边际方面，首先，泊松回归的前提之一是被解释变量的期望与方差相等。本文结果显示方差为1.645818，期望为0.6456086，方差远大于期望，存在过度分散问题，故使用负二项回归进行稳健性检验，结果如表3列（3）和列（4）所示，系数显著为负。其次，OFDI扩展边际为计数数值，存在大量零值，通过检验P值为0.0312，拒绝原假设，故使用零膨胀泊松模型排除零值过多带来的拟合误差，结果如表3中列（5）和列（6）列所示，也显著为负，与基准回归结论相符。

在OFDI集约边际方面，采用面板校正标准误差模型（PCSE），该方法可以同时解决存在同步相关、异方差、序列相关的问题。由于中国企业在部分东道国没有投资且“中国全球投资跟踪”数据库只记录了超过1亿美元的企业投资信息，存在大量零值现象，故使用Heckman模型对其进行稳健性检验。表4中列（3）和列（4）的PCSE模型结果与基准回归吻合；列（5）和列（6）的Heckman模型中，选择方程为企业是否对东道国投资，若投资，值为1，否则为0。由列（5）可知，负面舆论抑制了企业进入东道国的投资选择倾向；由列（6）可知，基准回归结果稳健。

（三）调节效应检验

由表5列（1）可知，民众话语权减缓了负面舆论对OFDI扩展边际的抑制作用，说明“一带一路”沿线国家民众话语权的提升能促进更多中国企业对其投资。表5列（2）中，npoi×vaa与 npoi2×vaa 的系数不显著，表明民众话语权在调节负面舆论和OFDI集约边际的关系上并未起到显著作用，假设3部分得到验证。由表5列（3）可知，高层互访在调节负面舆论、抑制OFDI扩展边际方面并未起到显著影响；根据表5列（4），高层互访与OFDI集约边际平方的交互项估计系数显著为正，且这里的β１β4-β2β3=0.01636，大于0，表明倒U形曲线拐点向右移动，β4（npoi2×hlv）等于0.016，显著大于0，曲线变得更平坦，以上两种变动均会减缓负面舆论对OFDI集约边际的抑制作用，假设4部分得到验证。

五、进一步分析

在投资广度方面，“一带一路”沿线国家舆论主要围绕环境、劳工、债务等话题展开，不同类别的投资可能对舆论敏感度存在差异。本文根据中国全球投资追踪数据库的行业划分标准，将企业类型分为环境敏感类、资源能源类、技术密集类和金融类，进行异质性检验。在投资深度方面，跨国并购属于“购买性”投资，当受到负面舆论冲击时企业可选择不继续投资，及时止损；而绿地投资比跨国并购投资建设周期长且沉没成本较高。因此，进入方式不同受负面舆论的影响程度可能存在差异，本文对绿地投资和跨国并购分别进行检验，考察不同进入方式下舆论对OFDI的影响差异。

根据表6回归结果，负面舆论对环境敏感类、资源能源类和金融类投资均有显著抑制作用，但对技术密集类投资并无显著影响。可能原因是，环境问题成为当下热点舆论话题，也是全球面临的共同难题。各国政府纷纷出台了一系列环境保护措施和规章条例，因此负面舆论对环境敏感类投资的抑制作用非常显著。矿产资源、石油、木材和农产品等自然资源具有稀缺性，“资源掠夺论”相关负面舆论的大肆渲染更容易使东道国设立较高的外资进入门槛，也表现出显著性。“一带一路”倡议下的投资和融资透明度往往成为众多国外学者和智库抨击的热点，且沿线国家的金融机构布局滞后^[30]，因此金融类VP1eIXzdJH0niSIu6Nkn1phwFRtZzzU2U3btCkww9HI=投资受到的负面舆论冲击较大。如表7所示，负面舆论对绿地投资和跨国并购的影响呈显著倒“U”形关系。通过Utest检验，两种投资类型的拐点分别为4.931056和5.379379，表明负面舆论对绿地投资的抑制作用更强。

六、结论与建议

国际舆论已成为阻碍跨国投资的重要壁垒。以2009—2019年“一带一路”沿线59个国家的面板数据为样本，分析负面舆论与中国OFDI二元边际的关系，结果显示负面舆论对中国OFDI扩展边际存在显著的抑制作用，与OFDI集约边际之间存在显著的后期抑制作用。在考虑了选择偏误、遗漏变量以及潜在的内生性问题后，结论仍然稳健。在调节效应的讨论中，发现民众话语权能显著缓解负面舆论对OFDI扩展边际的抑制作用；高层互访能显著缓解负面舆论对OFDI集约边际的抑制作用。进一步分析表明，环境敏感类、资源能源类和金融类投资扩展边际受负面舆论的影响较大；负面舆论对绿地投资和跨国并购的影响呈显著的倒U形关系。

建议：一是高度重视沿线国家舆论追踪，树立积极的涉华舆论导向，讲好中国故事，传播好中国形象，并从政府层面构建沿线国家舆论预警系统，为企业OFDI时防范舆论风险提供指导。二是积极推进沿线国家高层互访，带动东道国积极的涉华报道，确保我国企业大型投资有一个良好的舆论环境。三是企业在投资民众话语权低的东道国，以及在进行绿地投资时，应更加注意防范舆论风险，积极与东道国民众沟通相关投资内容，使投资建设过程透明化。四是企业在进行环境敏感类、资源能源类和金融类投资时，应在保护环境、资源开发权益分配和债务问题等方面积极与沿线国家相关部门和民众沟通。

注释：

① 资料来源：The Economist. The New Colonialists： China’s Hunger for Natural Resources. http： / /www. economist. com /node /10853534，March 13 2008.

② https：//www.gdeltproject.org/．

参考文献：

［1］ 董有德，张露. 中国OFDI推进相应国家基础设施建设——基于2007—2016年的57个“一带一路”国家的面板数据[J]. 上海经济研究，2018，（8）：94-102.

[2] 刘乃全，戴晋. 我国对“一带一路”沿线国家OFDI的环境效应[J]. 经济管理，2017（12）：6-23.

[3] 彭澎， 李佳熠. OFDI与双边国家价值链地位的提升——基于“一带一路”沿线国家的实证研究[J]. 产业经济研究，2018（6）：75-88.

[4] 戴翔，王如雪. 中国“一带一路”倡议的沿线国家经济增长效应： 质还是量[J]. 国际贸易问题，2022（5）：21-37.

[5] 乃风，孔琳. 软实力： 大国崛起方程式“国家软实力建构与中国公共关系发展高层论坛”报道[J]. 国际公关，2007（2）： 14-17.

[6] Page B， Shapiro R. Effects of public opinion on policy[J]. American Political Science Review， 1983， 77（1）：175-190.

[7] Ugumanim B O， Felix O E，Maurice A C. Public opinion and the public policy making process in Nigeria：a critical assessment[J]. Canadian Social Science， 2014（10）： 85-92.

[8] 孟丽君，李钢. 逆全球化背景下媒介舆论对中国出口贸易的影研究[J]. 财贸经济，2021， 42 （11）： 146-16.

[9] 程盈莹，成东申，李佳鸿. 国际舆论对我国入境旅游贸易的影响——基于Gdelt新闻大数据库的实证研究[J].社会科学研究，2022（2）： 113-125.

[10]武昭媛，洪俊杰. 国际舆论与企业出口产品质量[J]. 国际经贸探索，2022， 38 （9）： 55-69.

[11]张先锋，郭伟，蒋慕超，等. 东道国负面舆论偏向与企业OFDI——基于东道国主流新闻媒体的情感量化分析[J]. 产业经济研究，2021（5）：69-82.

[12]游家兴，陈志锋，肖曾昱，等. 财经媒体地域偏见实证研究[J]. 经济研究，2018，53（4）：167-182.

[13] 张桢，庄严.新形势下有效应对国际舆论的对策探究[J]. 新闻爱好者，2021 （11）： 70-73.

[14] 邹汶君，兰月新，夏一雪，等. “一带一路”沿线国家涉华舆情风险感知与对策研究[J]. 情报科学，2021， 39 （11）： 60-68，75.

[15]贾乐蓉. 俄乌冲突中俄罗斯的舆论策略及其启示[J]. 对外传播，2022（8）：76-80.

[16]Eicher T S， Helfman L， Lenkoski A. Robust FDI determinants： Bayesian model averaging in the presence of selection bias[J]. Journal of Macroeconomics， 2012， 34（3）： 637-651.

[17]协天紫光，樊秀峰，黄光灿. 东道国投资便利化建设对中国企业对外直接投资二元边际的影响[J]. 世界经济研究，2020（4）：120-134，137.

[18]耿伟，李亚楠. 东道国不确定性与中国ODI二元边际： 兼论营商环境的调节效应[J]. 世界经济研究，2020（4）：107-119，137.

[19]杨连星，刘晓光. 反倾销如何影响了对外直接投资的二元边际[J]. 金融研究，2017（12）：64-79.

[20]高健，朱沛祺，阮承昊. 贸易壁垒影响中国企业对外直接投资了吗？——基于二元边际的实证分析[J]. 财经问题研究，2020， （10）： 108-117.

[21]郭娟娟，杨俊. 东道国金融发展水平对中国企业OFDI二元边际的影响[J]. 国际贸易问题，2019（2）： 145-160.

[22]闫奕荣，周翠翠，随洪光. 贸易便利化对我国对外直接投资的影响研究[J] . 经济问题探索，2021（4）： 181-190.

[23]杨连星，刘晓光，张杰. 双边政治关系如何影响对外直接投资——基于二元边际和投资成败视角[J]. 中国工业经济，2016（11）： 56-72.

[24]Kulchina E. Media coverage and location choice[J]. Strategic Management Journal， 2014， 35（4）： 596-605.

[25]杜奇睿. 对外投资中负面舆论风险防范策略研究[J]. 国际经济合作，2016（4）： 60-61.

[26]Keuschnigg C. Exports， foreign direct investment， and the costs of corporate taxation[J]. International Tax and Public Finance， 2008， 15（4）： 460-477.

[27]Helpman E，Marc M，Yona R.Estimating trade flows： trading partners and trading volumes[J]. Quarterly Journal of Economics，2008， 123（2）： 441-487.

[28]杨波，柯佳明. 国家形象是软实力吗——基于跨国并购的视角[J]. 世界经济与政治，2021（4）：135-155，160.

[29]张建红，姜建刚. 双边政治关系对中国对外直接投资的影响研究[J]. 世界经济与政治，2012（12）：133-155，160.

[30]Haans R， Pieters C， He Z L. Thinking about U： theorizing and testing U-and inverted U-shaped relationships in strategy research[J]. Strategic Management Journal， 2016， 37（7）： 1177-1195.

（责任编辑：钟瑶，邹彬）

Negative Public Opinion and Chinese Enterprises’

OFDI Binary Margins

—Taking Countries along “the Belt and Road” as Examples

YANG Lizhuo1， LIU Jun2， XU Qingyun1

（1.School of Economics & Management， Changsha University of Technology， Changsha， Hunan 410076，China;

2.School of Economics， Chongqing Technology and Business University， Chongqing 400067， China）

Abstract：Based on the panel data of 59 countries along the Belt and Road from 2009 to 2019， the influence of China-related negative public opinion on the binary margin of China’s OFDI in these countries is analyzed.The results show that negative public opinion has a significant inhibitory effect on the expansion margin， while the inhibitory effect on the intensive margin only becomes apparent in the later stage. The moderating effect finds that the public’s right to speak and high-level visits of host countries can alleviate the inhibitory effect of negative public opinion on OFDI’s expanding margin and intensive margin respectively. Further analysis shows that environmentally sensitive， resource-energy and financial investment enterprises are greatly affected by negative public opinion in countries along the Belt and Road， and negative public opinion has a significant “U-shaped” relationship to greenfield investment and cross-border mergers and acquisitions. In view of this， it is necessary to attach great importance to the orientation of China-related public opinion， spread the image of China well， promote high-level visits of countries along the Belt and Road， actively communicate with the host country’s public， strengthen the awareness of overseas investment environmental protection， and reduce the risk of OFDI public opinion.

Key words：OFDI binary margins; negative public opinion; “the Belt and Road”; GDELT