胡永和 毛佳袁 | 中国对“一带一路”共建国家直接投资的减贫效应研究

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以下文章来源于成都理工大学学报社会科学版

摘要

贫困作为当今世界最被关注的社会问题之一，严重阻碍了社会的发展进程，消除贫困一直以来都是世界各国的共同使命。文章基于45 个“一带一路” 共建国家2003—2021年的面板数据，实证分析中国对“一带一路”共建国家直接投资的减贫效应。研究发现：中国对“一带一路”共建国家的直接投资有效推动了其减贫工作，显著降低了其贫困水平。在通过对内生性问题的处理以及进行相应的稳健性检验后，该研究结论仍然成立。异质性分析表明 ：对于共建发展中国家、海上丝绸之路共建国家以及与中国文化距离近的共建国家而言，中国的直接投资能够产生更为明显的减贫效应。机制分析表明 ：在中国对“一带一路”共建国家直接投资发挥减贫效应的作用机制中，资本形成与就业促进是其中的重要渠道。

关键词

中国对外直接投资 ；“一带一路”；减贫效应 ；中介效应

作者

胡永和（ 1965—），男，甘肃靖远人，博士，副教授，研究方向 ：国际经济、宏观经济

毛佳袁（2000—），男，河南信阳人，硕士研究生，研究方向 ：国际经济

来源

2025年第2期



研究背景

发展是人类永恒的主题，解决贫困问题作为全球发展的重要议题，也是人类追求的核心目标之一。长期以来，减贫工作一直是众多发展中国家面临的一项严峻挑战，消除贫困也是联合国 2030 年可持续发展议程的首要目标之一。过去 40 年，中国在减贫工作方面取得了巨大成就，帮助了近7亿人摆脱贫困。在减贫方面，自党的十八大以来，中国脱贫攻坚形成良好态势，于 2020 年底取得了明显成效，近亿农村贫困人口全部脱贫，832 个贫困县脱贫摘帽取得全面胜利。同时，中国对联合国千年发展目标中的减贫贡献率也超过70%。在全球贫富差距扩大、减贫难度不断提高的背景下，中国不仅有效完成了国内的脱贫攻坚任务，更是率先完成了联合国 2030 年可持续发展议程的减贫目标，这一巨大成就不仅显著降低了全球贫困人口数量，也为人类的反贫事业作出了杰出贡献 。

在全球化不断深入以及中国经济实力日益发展壮大的背景下，越来越多的中国企业积极进军国际市场开展对外直接投资。在“一带一路”倡议的铺垫下，中国与“一带一路”共建国家的经贸联系不断加强，中国企业在海外投资的速度也日益加快。截至 2020 年底，中国对外非金融类直接投资达到 1 101.5 亿美元，对“一带一路”共建国家投资大增18.3%， 占同期总额比重达16.2%，与“一带一路”共建国家新签承包工程合同额1414.6 亿美元，完成营业额 911.2 亿美元，占同期总额的 55.4%。随着对“一带一路”共建国家直接投资的比重稳步上升，中国日益成为众多共建国家重要的投资来源国 。来自中国的直接投资无疑会对“一带一路”共建国家的经济 增长和对外贸易等产生积极的促进作用，相关文献已经有大量的研究，但关于中国对“一带一路” 共建国家直接投资的减贫效应方面的研究尚有不足。因此，本文聚焦于中国对“一带一路”共建国家直接投资的减贫影响、作用机制以及地区差异性进行研究，以期能够丰富相关文献，并能为中国与“一带一路”共建国家的减贫合作提供理论依据及政策建议。

文献综述

本文主要考察中国对“一带一路”共建国家直接投资对其贫困水平的影响，与此密切相关的文献主要有以下两个方面 ：

一是关于中国对外直接投资的研究。学者们主要从区位选择和影响效应角度进行相关研究。在中国对外直接投资的区位选择方面，苏立平等和陈煦畅等分别证实了投资便利化水平和金融发展水平是影响中国对外直接投资的重要因素 。张岳然和费瑾通过考察对外直接投资时存在的双边制度差异，发现签订双边投资协定能够有效缓解东道国的制度缺位，从而吸引中国对外直接投资的流入，且双边投资协定对发展中国家的投资促进作用更为明显。孙黎和常添惠认为“一 带一路”共建国家数字经济发展对中国企业对外直接投资区位选择具有显著的正向影响，且这一正向影响在跨国并购与非国有制企业中表现得尤为突出 。在中国对外直接投资的影响效应方面， 江风和郭亮提出中国对外直接投资能够普遍且高效地促进“一带一路”共建国家的经济增长，且这种直接投资所带来的经济增长对不同类型的共建国家同样适用 。绿色投资作为可持续发展的重要路径，协天紫光等通过 DDF-GML 指数系统对“一带一路”共建国家的绿色全要素生产率进行测算，实证结果表明中国的对外直接投资能够有效提高东道国的绿色全要素生产率，为这些国家的可持续发展注入了强劲动力，但这种促进作用将随着东道国绿色全要素生产率的提升而逐渐减弱 。张一等通过实证分析发现中国通过对外直接投资可以显著提升“一带一路”共建国家企业的生产率，尤其对海上丝绸之路共建国家和与中国邻近的“一带一路”共建国家企业生产率的提升更为显著 。

二是关于减贫合作的研究。当今国内外减贫合作主要分为援助和投资两种方式。在以投资促进减贫方面，Ngo指出外国直接投资可以通过提高当地企业生产力和创造就业机会降低越南地区的贫困水平，但是对越南北部、中部和南部的外国直接投资分布存在差异 。张冰和冉光和通过 构建静态面板门槛模型进行实证研究，发现外商直接投资对区域减贫的影响存在一定的金融发展水平门槛，即当落后区域达到相应的金融发展水平后，外商直接投资才能有效降低其贫困水平。在以援助促进减贫方面，鞠海龙和邵先成对中国在东盟的减贫援助项目进行了深入分析，发现中国在开展的减贫项目中并未附带任何额外条件，极大地推动了东盟国家的减贫进程。杨攻研等通过考察中国对外援助对中低收入国家的减贫影响以及作用机制，发现随着以中国为代表的新型 “水平范式”援助影响日益显现，中国对外援助能够显著降低中低收入受援国的贫困率，且经济基础设施领域援助在其中扮演了重要角色。也有部分文献对以上两种减贫方式进行综合研究。张原通过分析中国在扶贫开发工作中取得的显著成效，认为“中国式扶贫”在对外合作减贫实践中，能够进一步增强中国援助和投资在发展中国家减贫工作中起到的促进作用，其中基础设施的建设是发挥减贫作用的重要领域 。彭牧青通过分析中国对老挝提供的援助和投资情况，认为中国的援助和投资有助于降低老挝的贫困率，并有效利用了以资金融通渠道促进贸易发展的新减贫模式 。

现有的研究需要在以下两方面作出进一步的改进和补充：一方面，目前基于援助与投资的减贫合作研究较多，而聚焦于中国对“一带一路”共建国家直接投资减贫方面的研究相对较少，且 大多数研究只是检验减贫影响是否存在，而忽视了产生减贫影响的机制。另一方面，现有研究未充分考察中国对“一带一路”共建国家直接投资减贫影响的区域差异性，鉴于不同共建国家在发 展阶段以及地理位置等存在的差异，有必要深入讨论中国对不同属性的“一带一路”共建国家直 接投资带来的减贫效应。

因此，本文可能存在三个方面的边际贡献 ：第一，以全球化为背景，从“一带一路”共建全域视角切入，通过采用双向固定效应模型，综合探讨中国对“一带一路”共建国家直接投资的减 贫效应。第二，将“一带一路”共建国家根据经济发展水平差异、海陆丝绸之路国家差异以及文化距离差异进行分类，对中国对“一带一路”共建国家直接投资产生的减贫效应进行异质性分析， 使研究更具针对性。第三，在检验中国对“一带一路”共建国家直接投资减贫效应的基础上，分析这种效应的作用机制，深入探讨来自中国的直接投资是通过何种渠道发挥减贫效应的。

模型、变量与数据说明

（一）模型构建

作为一种可持续的“造血式”减贫，中国通过对“一带一路”共建国家直接投资促进其减贫 事业发展。为了检验减贫效应，本文借鉴 Gohou 和 Soumaré的研究，构建计量模型如式(1)：



其中，povei,t  为被解释变量，反映的是“一带一路”共建国家 i 在第 t 年的贫困发生率。核心 解释变量 lnofdi,t  表示第 t 年中国对“一带一路”共建国家 i 直接投资存量的对数值。控制变量 Xi,t包含“一带一路”共建国家的经济发展水平（lnedl）、政府支出（expen）、工业化水平（indust）、 医疗健康水平（heal）、制度质量水平（syste）和城镇化水平（urban），α为截距项，β 和γ为待估计系数，vi为个体固定效应，μt为时间固定效应，εi,t为随机扰动项。

（二）变量选取与数据说明

1.被解释变量

本文在遵循国际贫困线标准并确保数据可得性的基础上，选取贫困发生率（povei,t ）作为衡量“一带一路”共建国家贫困程度的指标。贫困发生率作为全球范围内被广泛应用的贫困衡量标准之一，能够较为准确地反映“一带一路”共建国家的贫困状况。具体的衡量方式是，按照 2017 年购买力平价计算每人每天收入低于 2.15 美元的人口比例。相关数据来源于世界银行 Povcal Net 数据库。

2.核心解释变量

中国对外直接投资流量和存量数据占目前该方向文献可选数据的绝大部分。由于对外直接投资具有动态性，会随着当前趋势的变化而变化。而相较于流量，存量的波动性较小，随机性问题可以在一定程度上得到缓解，从而获得较为稳定和精确的分析结果。因此，本文选取中国对外直接投资存量（lnofdi,t ）作为核心解释变量，考虑到投资存量数值较大，对其进行取对数处理，后续稳健性检验中将会使用投资流量数据。相关数据均取自 2003—2021 年的《中国对外直接投资统计公报》。

3.控制变量

经济发展水平（lnedl）。经济发展水平对一国减贫的影响是全面而深远的。随着经济的发展，人们的收入水平不断提高，社会的基础设施和公共服务不断改善，使更多人有能力摆脱贫困，改善生活质量。借鉴前人的研究，本文用人均国内生产总值取对数来衡量经济发展水平，以更好地量化经济发展状况。

政府支出水平（expen）。政府支出水平与社会福利体系的完善程度密切相关，其中包括医疗、 教育和社会保障等福利措施。这些措施能够改善弱势群体的生活水平，减轻贫困人口的负担，有助于改善整体民生状况，缓解贫困问题。因此，本文采用“一带一路”共建各国政府最终消费支出占 GDP 的比重衡量政府支出水平。

医疗健康水平（heal）。改善医疗健康状况可以提高人们的生活质量。较低的患病率和更好的身体健康意味着更多人能够充分参与社会活动和经济活动，有效的医疗系统也可以更好地应对传染病暴发和其他公共卫生威胁。这有助于减少疾病传播，维护社会稳定，保护贫困群体免受严重疾病的威胁。在借鉴前人研究的基础上，本文采用“一带一路”共建国家的新生儿死亡率来表示 医疗健康水平。

制度质量水平（syste）。良好的制度质量能够保障财政透明度，防止腐败，确保公共资源的  合理分配。保持透明度和有效的治理有助于防止资源流失，保证社会福利项目的实施，从而有利于减轻贫困。本文采用全球治理指数六项指标的平均值评估“一带一路”共建国家的制度质量水平。制度质量指数范围为 -2.5~2.5，数值越接近 2.5 表示制度质量越高，而越接近 -2.5 则表示制度质量越低。

工业化水平（indust）。工业化通常伴随着制造业和服务业的发展，创造了大量的就业机会。新工厂和新企业的兴起会提供工作岗位，低技能的贫困人口也能随着劳动密集型工业的发展获得就业机会，从而降低失业率，改善家庭收入状况。因此，本文选择通过“一带一路”共建国家制造业增加值占 GDP 的比重体现其工业化水平。

城镇化水平（urban）。一般来说，城市通常会得到更多的基础设施和公共服务投入，如交通、 卫生、教育等。这些投入能够改善居民的生活水平，尤其是城市的教育资源相对更丰富，迁移到城市的人们更容易获得高质量的教育，这有助于提高该类人群的技能水平，增强其在就业市场上的竞争力。本文采用“一带一路”共建国家城镇人口占总人口的比例衡量其城镇化水平。

4. 数据说明

本文选取 45 个“一带一路”共建国家作为研究对象。时间范围之所以定为 2003—2021 年， 是因为中国对外直接投资数据从 2003 年开始公布，而世界银行 Povcal Net 数据库的全球贫困数据目前只更新到了2021 年。考虑到部分共建国家的数据存在严重缺失，因此将这些国家的数据删除，最终选取了 45 个“一带一路”共建国家作为实证分析的样本国家。详细的变量选择、指标解释以及数据来源如表 1 所示。



主要变量的描述性统计结果如表 2 所示。“一带一路”共建国家的贫困发生率最小值为 0，最大值达到 41.3，说明共建国家的贫困现状存在差异性，贫富差距问题仍需着重关注。从核心解释变量中国对“一带一路”共建国家的直接投资水平来看，最大值为 14.513，而最小值只有 2.303，表明中国对共建国家的投资存量存在着一定的差异。



实证结果分析

（一）基准回归

本文在采用双向固定效应模型的基础上，通过最小二乘回归法（OLS）进行全样本的基准回归分析。表 3 为全样本回归结果，中国对“一带一路”共建国家直接投资与其贫困发生率负相关。在逐个添加控制变量进行回归后，这种负相关依然保持着较强的稳定性，且皆通过了 1% 的显著性检验，中国对“一带一路”共建国家的直接投资每增加 1%，共建国家的贫困发生率就可以降低 0.36%。全样本回归结果显示，中国对“一带一路”共建国家的直接投资能够显著降低其贫困水平，即中国对共建国家直接投资为其经济发展注入了活力，降低了共建国家贫困人口比例。综上， H1 得以验证。



从控制变量方面来看，经济发展水平（lnedl）的回归系数显著为负。由此可见，经济发展与减贫目标相辅相成。尽管在某些情况下，经济发展可能导致贫富差距扩大，特别是在采取“非亲贫”式经济发展时，经济发展对于缓解贫困的积极效果受到一定限制，但在绝大多数情况下，其被认同为改善贫困状况的重要前提。政府支出水平（expen）的回归系数显著为负，表明政府支出在 减贫方面的效率得益于可接受的支出结构和市场参与。通过制定和实施有效的社会援助计划，能够直接帮助那些处于贫困状态的人群。医疗健康水平（heal）的回归系数显著为正，说明改善医疗健康水平能够有效减少疾病的发生率和传播，降低因病致贫的风险，较低的医疗支出也更能够 让贫困家庭稳定地维持生计。制度质量水平（syste）的回归系数显著为负，表明良好的制度质量 能够确保公平、透明、可靠的法治环境，有助于维护个人权利，确保资源的公正分配和机会的公平， 减少因不公平的法律制度而导致的贫困。工业化水平（indust）和城镇化水平（urban）的回归系数也显著为负，说明一国工业化水平以及城镇化水平的提高在减贫方面具有积极的促进作用。

（二）内生性分析

考虑到核心解释变量中国对外直接投资存量会受到共建国家相关经济政策的影响，本文选择采用中国对外直接投资存量（lnofdii,t）滞后一期来解决内生性问题，以避免研究结论出现偏误。同时，参考李光勤和洪梦的做法，选取中国对“一带一路”共建国家的出口额占共建国家进口总额的比重（pro）作为工具变量。一般来说，中国对“一带一路”共建国家的投资和增加与 共建国家的商品贸易是协同并进的，两者为正相关的促进关系，且中国对共建国家的出口额占其进口总额的比重不会对共建国家的贫困水平产生影响，故符合工具变量的选取要求。回归结果如表 4 所示，滞后一期的核心解释变量和工具变量（pro）的回归系数均显著为负，进一步印证了在考虑内生性问题后，回归结果依然与本文的核心研究结论相吻合。



（三）稳健性检验

（1）替换被解释变量。本文选用联合国开发计划署发布的人类发展指数（HDI）作为替代变量，替换原先的被解释变量——贫困发生率（povei,t）。该指标维度更加多元化，涵盖健康、教育  和收入等多个方面的因素，可作为替代指标进行稳健性检验。回归结果如表 5 第（1）列所示， 中国对“一带一路”共建国家直接投资对其人类发展指数水平的回归系数在 1% 的水平上显著为正。

（2）替换核心解释变量。如前文所述，将本文选用的中国对外直接投资的存量数据用流量数 据来替换，以此作为核心解释变量的替代指标。同时，为减少估计偏误，借鉴杨栋旭和于津平的方法



来处理中国对“一带一路”共建国家直接 投资流量数据中的零值和负值。回归结果如表 5 第（2）列所示，中国对外直接投资流量的回归系数在 1% 的水平上显著为负。

（3）改变样本年份。鉴于《中国对外直接投资统计公报》中对“一带一路”共建国家的投资存量数据在 2003—2005 年存在较多的缺失，本文决定剔除这三年的投资存量数据，并重新进行回归分析。回归结果如表 5 第（3）列所示，中国对“一带一路”共建国家直接投资对其贫困发 生率的回归系数显著为负。



综上所述，通过表 5 可以发现三种方法均通过了显著性检验，且核心解释变量的系数符号也符合预期，表明了研究结论的稳健性。

（四）异质性分析

通过上述基准回归结果可以发现，中国对“一带一路”共建国家直接投资能够显著降低其贫困水平。那么中国对“一带一路”共建国家直接投资是否会因其发展阶段、地理位置以及文化距离存在的差异而产生不同的影响？基于此，本文进行如下的异质性分析。

1. 经济发展水平差异

鉴于不同收入水平的国家在投资需求以及贫困发生原因等方面存在的差异性，需要进一步探讨中国对外直接投资对不同收入水平的“一带一路”共建国家产生的减贫影响。对此，参照世界 银行不同收入水平国家标准，将“一带一路”共建国家进行相应分类。考虑到样本国家中的低收入经济体数量较少，不足以进行单独检验，故本文将样本国家中的低收入经济体、下中等收入 经济体以及中上等收入经济体统一设定为“一带一路”共建发展中国家，高收入经济体则设定为“一带一路”共建发达国家。在此基础上进行分样本回归，以检验中国对外直接投资对不同经济发展水平的共建国家在减贫效应上存在的差异性。

如表 6 所示，“一带一路”共建发展中国家在分样本回归中的系数为负，且通过了 1% 的显著性检验，而“一带一路”共建发达国家则未通过显著性检验。即相较于共建发达国家，中国对共建发展中国家直接投资可以显著地帮助其降低贫困发生率。导致这一现象背后的主要原因可能是“一带一路”共建发展中国家的贫困问题主要是由于缺乏发展机会，而中国通过对这些国家进行直接投资，能够帮助其提升对外开放程度和引入大量资金，从而促进其经济发展。相比之下，“一带一路”共建发达国家的经济发展水平较高，其贫困发生的原因可能主要是经济社会结构和制度不合理导致的结构性问题，从而导致中国对其直接投资的减贫效应不显著。



2. 海陆丝绸之路国家差异

考虑到陆上丝绸之路国家和海上丝绸之路国家在交通运输、自然条件等方面的差异，本文借鉴吕越等的研究，将“一带一路”共建国家划分为陆上丝绸之路共建国家和海上丝绸之路共 建国家，旨在检验中国对海陆丝绸之路共建国家直接投资在减贫效应上存在的差异性。

详细的分样本回归如表 7 所示。海上丝绸之路共建国家的核心解释变量回归系数在 1% 显著性水平上为负，陆上丝绸之路共建国家的核心解释变量回归结果则未通过显著性检验。即中国对海上丝绸之路共建国家直接投资的减贫效果比陆上丝绸之路共建国家更明显。究其原因可能是相较于陆上丝绸之路共建国家，海上丝绸之路共建国家拥有更为广阔的海域，便于海上交通、贸易及与外部联系，使其更能充分借助中国的对外直接投资进行经济活动和国际合作。相较于陆上丝绸之路共建国家，便利的海上交通有助于海上丝绸之路共建国家推动出口、学习先进技术等，有助于他们最大程度地利用中国对外直接投资解决其国内发展问题，从而更有效地促进当地减贫。



3. 文化距离差异

坚持文化先行，对营造良好的对外直接投资环境至关重要 。在“一带一路”共建国家制度环境存在欠缺的背景下，孔子学院的设立是双方政治互信达到一定程度的标志。此外，孔子学院作为一种半官方的国际合作平台，也为中国与东道国之间进行文化传递和交流沟通提供了新渠道 。《2021年孔子学院年度发展报告》显示，中国已经在 159 个国家通过中外合作的方式设立了1500 多所孔子学院和孔子课堂。对此，本文根据“有无设立孔子学院”将 45 个样本国家分为文化距离远的共建国家和文化距离近的共建国家，以进一步探讨文化距离远近给中国对“一带一路”共建国家直接投资的减贫效应带来的差异性影响。

分样本回归结果如表 8 所示。对于文化距离近的“一带一路”共建国家而言，其核心解释变量的回归系数在 1% 显著性水平上为负，而文化距离远的共建国家核心解释变量的分样本回归结果则不显著。究其原因，可能是孔子学院在削弱两国文化壁垒、促进和谐外交关系等方面发挥了关键作用。通过学习汉语知识和中国优秀传统文化，使得不同国家之间能够更加深入地了解彼此，减少文化差异带来的负面影响，促进跨国之间的友好关系和合作，使中国的对外直接投资更有效地发挥减贫作用。



（五）影响机制检验

上述研究结论已证明中国对“一带一路”共建国家直接投资能够有效降低其贫困水平。为深入探究中国对“一带一路”共建国家直接投资降低其贫困水平是通过何种机制来实现的，本文根据前文所述的机理分析，从资本形成和就业促进两个方面分别探讨中国对“一带一路”共建国家直接投资的减贫机制。参考温忠麟和叶宝娟的研究，构建中介效应模型如式（2）（3）：



其中，Mi,t 表示中介变量，包括资本形成和就业促进两个方面。资本形成主要分为物质资本（pc）和人力资本（hc），分别用“一带一路”共建国家固定资本形成总额占 GDP 的比例以及政府教育支出总额占总支出的比例来表示 ；就业促进（unemp）则用失业人数占劳动力总数的比例来表示。详细的影响机制结果如表 9 所示。





根据表 9 的（1）—（4）列所示，中国对“一带一路”共建国家直接投资对其物质资本和人 力资本的回归系数均显著为正，这表明中国对共建国家直接投资能够有效提升其资本形成水平。在引入物质资本和人力资本作为中介变量后，物质资本与人力资本对“一带一路”共建国家贫困发生率的影响均显著为负，表明通过提高共建国家的资本形成水平可以有效降低其贫困水平，即资本形成是中国对“一带一路”共建国家直接投资的减贫机制。与此同时，如表 9 的（5）（6）列所 示，中国对“一带一路”共建国家直接投资对其失业人口比例的回归系数显著为负，说明中国对共建国家直接投资能够为其提供更多的就业机会，降低失业率。在引入中介变量就业促进后，失业人口比例对“一带一路”共建国家贫困发生率的影响显著为正，说明就业促进也是中国对共建国家直接投资发挥减贫效应的重要影响渠道。综上所述，中国对“一带一路”共建国家直接投资可以通过提高其资本形成水平以及为其创造更多的就业机会有效降低其贫困水平，即 H2 得以验证。

研究结论与政策建议

本文以 45 个“一带一路”共建国家为研究对象，实证检验了中国对“一带一路”共建国家直接投资与其贫困发生率之间的因果关系，根据样本国家不同的发展阶段、地理位置以及文化距离进行异质性回归分析，并深入探讨中国对“一带一路”共建国家直接投资的减贫机制。主要研究结论如下 ：

（1）中国对“一带一路”共建国家直接投资为其经济发展起到了强力的推动作用， 有效降低了共建国家的贫困发生率。在通过对内生性问题的处理以及相应的稳健性检验后，该研究结论仍然成立。

（2）与“一带一路”共建发达国家相比，“一带一路”共建发展中国家从中国对外直接投资中获得的减贫效应更加明显 ；中国对海上丝绸之路共建国家直接投资能够显著降低其贫困水平，而对陆上丝绸之路共建国家的减贫效应则不明显；与中国文化距离远的共建国家相比，中国对文化距离近的共建国家直接投资能够更显著地降低其贫困水平。

（3）在中国对“一带一路”共建国家直接投资的减贫机制中，资本形成与就业促进是发挥减贫作用的重要渠道。授人以鱼不如授人以渔，中国对“一带一路”共建国家的直接投资有效推动了其减贫工作的开展。

综上所述，本文提出如下政策建议 ：

（1）加强国际合作。中国应继续深化与“一带一路”共建国家的合作，建立更加密切的政府间合作机制，加强与共建国家政府的沟通与协调。政府可以通过签订双边协议、建立政府间合作平台等方式，为中国企业在当地投资提供更稳定可靠的政策支持，共同探索繁荣、开放、可持续的减贫合作体系。

（2）“一带一路”共建国家应优化引资政策与法律法规。“一带一路”共建国家应进一步优化本国的投资政策和法律法规，提升投资环境的透明度和稳定性，这包括简化审批程序、加强知识产权保护、降低投资风险等措施，以吸引更多中国企业到共建国家进行投资。

（3）推动“一带一路”共建国家的技能培训和职业教育。中国在对“一带一路”共建国家直接投资的同时，可以与共建国家政府、教育机构和企业合作，建立职业技能培训中心，为当地居民提供针对性的技能培训和职业教育。培训内容可以根据投资项目的需求进行调整，以提高当地居民的就业能力和竞争力。

来源 | 成都理工大学学报社会科学版

排版 | 刘卜玮



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