劉清杰，任德孝，劉 倩

(北京師范大學(xué) 一帶一路學(xué)院，北京 100875)

FDI對于一個國家的經(jīng)濟(jì)增長具有重要貢獻(xiàn)(Tiwari 和Mutascu，2011)[1]。加強(qiáng)區(qū)域經(jīng)濟(jì)合作是世界經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要推動力和必然趨勢，“一帶一路”倡議的目標(biāo)也是通過區(qū)域共同發(fā)展以實(shí)現(xiàn)人類命運(yùn)共同體?！耙粠б宦贰苯ㄔO(shè)六年多來，中國與沿線國家的貿(mào)易和投資增長迅猛，根據(jù)《2018年度中國對外直接投資統(tǒng)計公報》公布的數(shù)據(jù)，中國在“一帶一路”沿線國家(地區(qū))設(shè)立境外企業(yè)超過1萬家，2018年直接投資流量178.9億美元，年末存量1727.7億美元，占比分別為12.5%和8.7%?！耙粠б宦贰毖鼐€多數(shù)國家將吸引外資作為推動國家發(fā)展的重要任務(wù)，沿線國家多是發(fā)展中國家，這些國家的資本相對匱乏，F(xiàn)DI的流入有利于緩解其資金不足的壓力，并且發(fā)揮其在科技、管理經(jīng)驗(yàn)等方面的正外部性，帶動?xùn)|道國勞動生產(chǎn)率的提高。根據(jù)已有研究，F(xiàn)DI的經(jīng)濟(jì)溢出效應(yīng)主要來自兩個方面，其中一個方面是傳統(tǒng)研究中的溢出效應(yīng)，即在一個地區(qū)內(nèi)部，F(xiàn)DI通過技術(shù)、就業(yè)、貿(mào)易、管理經(jīng)驗(yàn)等溢出效應(yīng)對東道國的經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生影響。另一個方面是本地區(qū)吸收的FDI通過一些途徑對空間“相鄰”地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展產(chǎn)生顯著影響。前者可稱之為本地溢出效應(yīng)，后者為空間溢出效應(yīng)。因此，F(xiàn)DI溢出不僅存在于地區(qū)內(nèi)部，也可能在地區(qū)之間產(chǎn)生顯著影響，隨著全球化進(jìn)程的不斷加深，地區(qū)間經(jīng)濟(jì)聯(lián)系成為影響地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的重要因素。作為新經(jīng)濟(jì)增長理論的重要特征，溢出效應(yīng)成為規(guī)模報酬遞增的重要來源，對經(jīng)濟(jì)增長的積極作用顯著(Griliches，1992)[2]。新經(jīng)濟(jì)增長理論認(rèn)為在一個開放的經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)中，地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長不僅依賴自身投入，也會受到鄰近地區(qū)的影響，即存在經(jīng)濟(jì)溢出效應(yīng)，這種溢出效應(yīng)使實(shí)際的經(jīng)濟(jì)增長率高于均衡增長率(Bretschger，1999)[3]。從國際層面來看，一國的經(jīng)濟(jì)動態(tài)波動會通過各種途徑影響到其他國家，從而形成空間上的經(jīng)濟(jì)聯(lián)動變化，這就是國家間的溢出效應(yīng)(汪素芹和葉偉春，2003)[4]。借助新經(jīng)濟(jì)增長理論關(guān)于地區(qū)間溢出的分析框架，本文在新經(jīng)濟(jì)增長理論模型中引入FDI的地區(qū)間溢出效應(yīng)，試圖以“一帶一路”沿線國家為樣本，從一個空間聯(lián)動的視角探究FDI及中國對外直接投資對于“一帶一路”沿線國家的重要作用，從全局的角度為FDI的溢出效應(yīng)提供一種新的解釋。

一、文獻(xiàn)述評與理論假設(shè)

(一)文獻(xiàn)綜述

圍繞FDI本地溢出效應(yīng)的研究已經(jīng)非常成熟，F(xiàn)DI的本地溢出效應(yīng)是一種正外部性，通過提高東道國管理、技術(shù)水平促進(jìn)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長，這個過程中投資者未獲得收益(Blomstrom和Persson，1983)[5]。然而是否FDI對東道國的經(jīng)濟(jì)發(fā)展帶來積極影響，目前尚未有定論(Crespo 和Fontoura，2007)[6]。FDI通過影響本地技術(shù)和生產(chǎn)率水平而對經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生影響，獲得生產(chǎn)、加工和管理等各方面技術(shù)與經(jīng)驗(yàn)是發(fā)展中國家大力吸引FDI的重要原因，而這些也是FDI本地溢出效應(yīng)形成的重要途徑，從實(shí)踐經(jīng)驗(yàn)來看，多數(shù)發(fā)展中國家確實(shí)從FDI的溢出效應(yīng)中獲益。FDI 通過聯(lián)系效應(yīng)可以促進(jìn)本地產(chǎn)業(yè)的發(fā)展和經(jīng)濟(jì)增長，有學(xué)者通過墨西哥、澳大利亞、波蘭、中國、拉脫維亞等國家的數(shù)據(jù)樣本得到正向影響的證據(jù)(Caves，1974[7]；Marcin，2008[8]；杜江，2002[9]；羅雨澤，2006[10]；Javorcik，2004[11])。同時也有研究指出FDI的流入對本地企業(yè)造成壓力，短期內(nèi)可能不利于產(chǎn)出的增加(Xu，2008)[12]。事實(shí)上，F(xiàn)DI的溢出效應(yīng)對一個國家經(jīng)濟(jì)增長的影響是否表現(xiàn)出積極作用，受到技術(shù)差距(Kokko等，1996)[13]、東道國吸收能力(路江涌，2008)[14]、FDI集聚水平(傅元海等，2010)[15]、行業(yè)集中度和企業(yè)規(guī)模(Dimelis，2005)[16]等因素的影響。有學(xué)者提到FDI對于地區(qū)經(jīng)濟(jì)的影響是雙重的，一方面，F(xiàn)DI可以通過市場外部性促進(jìn)本地經(jīng)濟(jì)增長，另一方面也可以通過競爭效應(yīng)阻礙東道國的發(fā)展(Barrios等，2005)[17]。

以上研究是將地區(qū)作為獨(dú)立的單元，忽略了地區(qū)間可能存在的溢出效應(yīng)，事實(shí)上隨著全球化的不斷加深，地區(qū)間經(jīng)濟(jì)聯(lián)系通過貿(mào)易、勞動力流動、技術(shù)傳播等多種方式產(chǎn)生溢出效應(yīng)。根據(jù)新經(jīng)濟(jì)地理理論，地區(qū)間的經(jīng)濟(jì)格局在集聚力和分散力下進(jìn)行整合。有研究結(jié)合新發(fā)展起來的空間計量方法在經(jīng)濟(jì)增長模型中引入地區(qū)間溢出效應(yīng)變量，發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)影響的外溢效應(yīng)及其伴隨距離而衰減的特征(Koch，2007[18]；Tian等，2010[19])。因此隨著新經(jīng)濟(jì)地理和空間計量經(jīng)濟(jì)學(xué)的發(fā)展，一些學(xué)者開始將單邊框架下的FDI溢出效應(yīng)拓展到多邊框架，研究FDI的空間溢出效應(yīng)。FDI的溢出路徑并非局限在本地，也可能按照地區(qū)路徑產(chǎn)生。一個地區(qū)吸引外資企業(yè)進(jìn)行生產(chǎn)經(jīng)營的過程中不僅對本地區(qū)經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生溢出效應(yīng)，也可能對周邊或者遠(yuǎn)距離的其他地區(qū)產(chǎn)生影響，這種間接影響通過人員、信息、資金、商品等的流動而在地區(qū)間傳導(dǎo)，即形成FDI的空間溢出效應(yīng)(Haskel等，2007)[20]。鐘昌標(biāo)(2010)以中國為樣本得到了相應(yīng)的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)[21]。然而，已有文獻(xiàn)在FDI空間溢出效應(yīng)方面的研究剛剛起步，主要集中在FDI是否會產(chǎn)生地區(qū)間溢出效應(yīng)，鮮有考察這種溢出效應(yīng)的產(chǎn)生路徑，以及不同路徑的貢獻(xiàn)度差異。事實(shí)上，研究不同路徑對FDI空間溢出效應(yīng)的影響有助于了解其中的內(nèi)在機(jī)理，為進(jìn)一步政策建議的提出提供參考依據(jù)。因此，本文引入FDI地區(qū)間溢出的主要渠道因素，建立地理矩陣和貿(mào)易矩陣來考察FDI的地區(qū)間溢出路徑及貢獻(xiàn)水平。

一國的經(jīng)濟(jì)增長中FDI的貢獻(xiàn)是學(xué)術(shù)界研究的熱點(diǎn)問題，而放到區(qū)域的范圍探討經(jīng)濟(jì)增長中FDI的間接影響的研究被嚴(yán)重忽視。事實(shí)上FDI對經(jīng)濟(jì)增長的溢出效應(yīng)，不僅僅體現(xiàn)在其通過創(chuàng)新等方式產(chǎn)生，還可以通過區(qū)域進(jìn)行效應(yīng)的傳導(dǎo)與強(qiáng)化?！耙粠б宦贰毖鼐€國家中含有多個區(qū)域一體化組織，比如東盟、歐亞經(jīng)濟(jì)聯(lián)盟等，經(jīng)過多年的貿(mào)易往來和人員往來，已經(jīng)在經(jīng)濟(jì)上形成了高度的關(guān)聯(lián)和依賴關(guān)系，最直接的體現(xiàn)就是各種跨國經(jīng)濟(jì)合作機(jī)制的不斷形成和快速發(fā)展，“一帶一路”沿線國家經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)聯(lián)性隨著區(qū)域經(jīng)濟(jì)一體化程度的加深而不斷增強(qiáng)，溢出效應(yīng)越來越明顯，在“一帶一路”沿線國家經(jīng)濟(jì)增長的空間溢出效應(yīng)存在的前提下開展相關(guān)研究符合現(xiàn)實(shí)情況。“一帶一路”沿線國家之間無論是地緣關(guān)系、產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)還是貿(mào)易發(fā)展都已經(jīng)形成了很強(qiáng)的關(guān)聯(lián)性，地區(qū)間溢出能夠有效促進(jìn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)一體化的發(fā)展，這與“一帶一路”倡議的區(qū)域共同發(fā)展目標(biāo)是契合的。本研究的經(jīng)濟(jì)增長模型，是建立在區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長溢出的框架中，在此基礎(chǔ)上引入FDI及其空間加權(quán)變量，形成本文研究的實(shí)證模型。因此假設(shè)是經(jīng)濟(jì)增長溢出前提，在經(jīng)濟(jì)增長跨國溢出的基礎(chǔ)上分析FDI的影響機(jī)理、方向、路徑、影響力大小、影響傳導(dǎo)機(jī)制，從FDI的視角豐富經(jīng)濟(jì)溢出理論的理論空間和學(xué)術(shù)空間。本研究將FDI的空間溢出效應(yīng)引進(jìn)來，以彌補(bǔ)傳統(tǒng)研究低估FDI經(jīng)濟(jì)影響的局限性。

本研究的邊際貢獻(xiàn)在于：第一，為FDI的溢出效應(yīng)提供一種新的解釋。將傳統(tǒng)的FDI溢出效應(yīng)模型擴(kuò)展到空間領(lǐng)域，在新經(jīng)濟(jì)增長模型下引入FDI空間溢出效應(yīng)，考察FDI對經(jīng)濟(jì)增長的跨區(qū)影響。第二，從影響路徑入手探討FDI 空間溢出效應(yīng)的渠道貢獻(xiàn)度差異，結(jié)合地理空間權(quán)重和貿(mào)易空間權(quán)重，剖析FDI空間溢出效應(yīng)的形成機(jī)制。第三，為“一帶一路”命運(yùn)共同體建設(shè)中FDI的作用提供更加全面的估計與解釋，彌補(bǔ)以往研究中對溢出效應(yīng)的低估產(chǎn)生的局限性，基于空間溢出效應(yīng)的分析，為FDI對“一帶一路”倡議的區(qū)域經(jīng)濟(jì)聯(lián)動增長產(chǎn)生的助推作用提供經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。

(二)理論假設(shè)

FDI對一國經(jīng)濟(jì)的影響主要是依賴資本積累的內(nèi)生效應(yīng)，溢出效應(yīng)伴隨資本的增長而增強(qiáng)，F(xiàn)DI通過知識溢出或者外部性影響地區(qū)經(jīng)濟(jì)。FDI進(jìn)入東道國一方面促進(jìn)創(chuàng)新活動和知識在一國內(nèi)部傳播，促使本地區(qū)企業(yè)模仿先進(jìn)技術(shù)而提高勞動生產(chǎn)率(Gorg，2004)[22]，另一方面外部競爭的加入可以迫使本地企業(yè)盡快適應(yīng)新的技術(shù)和生產(chǎn)工藝(Glass 和Saggi，2010)[23]，并且本地企業(yè)通過雇傭原本在外商投資企業(yè)工作的員工，從而得到先進(jìn)技術(shù)知識和管理經(jīng)驗(yàn)。FDI的本地溢出效應(yīng)可總結(jié)為示范效應(yīng)、人員培訓(xùn)效應(yīng)、競爭效應(yīng)和關(guān)聯(lián)效應(yīng)(張建華和歐陽軼雯，2003)[24]。因此，提出本文的理論假設(shè)1。

假設(shè)1：FDI對經(jīng)濟(jì)增長存在顯著的本地溢出效應(yīng)。

在空間經(jīng)濟(jì)框架內(nèi)，存在兩類模型，分別是世界溢出模型和地方溢出模型，世界溢出模型認(rèn)為地區(qū)間經(jīng)濟(jì)聯(lián)系不受地理距離的影響，地方溢出模型認(rèn)為溢出效應(yīng)發(fā)生在地理距離相近的地區(qū)間。本文進(jìn)一步分析這兩種類型下的FDI空間溢出效應(yīng)產(chǎn)生路徑。

地區(qū)間的溢出效應(yīng)是一種外部性，在地理空間內(nèi)各種經(jīng)濟(jì)關(guān)系影響的主要通道是運(yùn)輸成本和區(qū)域間的相互影響(Hirschman，1958)[25]。對于地理外部性來說，一個地區(qū)鄰接地區(qū)即使沒有產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)或其他經(jīng)濟(jì)聯(lián)系，也會產(chǎn)生溢出，這是因?yàn)榈乩磬徑a(chǎn)生的溢出效應(yīng)。溢出與空間地理距離負(fù)相關(guān)，距離越近，溢出效應(yīng)越明顯(Keller，2002)[26]。Wallsten(2001)[27]研究發(fā)現(xiàn)高技術(shù)企業(yè)存在地理距離內(nèi)的空間集聚與溢出效應(yīng)，其檢驗(yàn)后發(fā)現(xiàn)0.16千米內(nèi)溢出效應(yīng)非常明顯，超過0.8千米的地區(qū)間溢出效應(yīng)弱化到可忽略不計。也有研究認(rèn)為具有溢出效應(yīng)的距離應(yīng)該是300km，超過這個距離則不顯著(Bottazzi和Peri，2003)[28]。學(xué)者們對具有溢出效應(yīng)的空間距離看法不同，但是獲得一致意見的是空間距離對溢出效應(yīng)具有阻礙作用，溢出效應(yīng)是空間距離的減函數(shù)，地理越相近的地區(qū)間溢出效應(yīng)越強(qiáng)。因此，傳統(tǒng)的經(jīng)濟(jì)理論假設(shè)忽視了地理空間因素的影響，容易導(dǎo)致結(jié)論偏差。FDI投資所在地的周邊地區(qū)更容易受到外資企業(yè)帶來的示范效應(yīng)或者競爭效應(yīng)的影響，形成地理鄰近外部性。這也符合托布勒地理學(xué)第一定律，萬事萬物都是相關(guān)的，其中距離越近的事物之間相關(guān)性越強(qiáng)。因此，地區(qū)之間生產(chǎn)力水平可能形成明顯的空間集聚，高生產(chǎn)力的地區(qū)更容易集聚在一起，多數(shù)學(xué)者已經(jīng)論證了地區(qū)間存在經(jīng)濟(jì)聯(lián)動的特征。而FDI在地理距離相近的地區(qū)間也存在集聚分布，并且相互影響，距離越近的地區(qū)影響越強(qiáng)。那么FDI不僅對本地的經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生影響，也會對距離相近的地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生重要影響，研究FDI溢出效應(yīng)時，地理上空間布局尤為重要，忽視這一因素可能導(dǎo)致嚴(yán)重的誤差(Abreu等，2005)[29]。因此，提出理論假設(shè)2。

假設(shè)2：地理相近的地區(qū)之間存在FDI的空間溢出效應(yīng)，并且地理距離越近，溢出效應(yīng)越強(qiáng)。

FDI的空間溢出效應(yīng)在受到地理距離的影響外，還可能受到地區(qū)間經(jīng)濟(jì)聯(lián)系的影響，地區(qū)間經(jīng)濟(jì)聯(lián)系的重要表現(xiàn)之一是地區(qū)間的貿(mào)易往來，貿(mào)易緊密度越高的地區(qū)之間產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)性和市場依賴度都越強(qiáng)，這種經(jīng)濟(jì)聯(lián)系促進(jìn)地區(qū)間文化技術(shù)等相互傳播與交流，同時也有利于地區(qū)間的學(xué)習(xí)和模仿以形成溢出效應(yīng)。地區(qū)間對產(chǎn)品和服務(wù)的相互需求推動經(jīng)濟(jì)發(fā)展的相互促進(jìn)作用，從而對地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生乘數(shù)效應(yīng)，另外地區(qū)間貿(mào)易往來也為學(xué)習(xí)和模仿創(chuàng)造條件，形成溢出效應(yīng)。FDI產(chǎn)生的知識、技術(shù)、管理經(jīng)驗(yàn)等的溢出并不局限于地理距離這一路徑，還會因?yàn)榈貐^(qū)間的經(jīng)貿(mào)往來、要素流動等而產(chǎn)生空間溢出，因此經(jīng)濟(jì)距離的引入突破了地理距離對溢出效應(yīng)的影響范疇。FDI的空間溢出效應(yīng)可能在經(jīng)濟(jì)聯(lián)系緊密的地區(qū)間發(fā)生，是地區(qū)間空間經(jīng)濟(jì)交互作用的結(jié)果，主要通過產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)、勞動力流動和技術(shù)擴(kuò)散等方式對其他地區(qū)產(chǎn)生影響(李靜嫻和陳安平，2010)[30]，不同地區(qū)間會因?yàn)閷I(yè)化分工而形成產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)效應(yīng)，而發(fā)達(dá)地區(qū)的先進(jìn)技術(shù)可以通過這種關(guān)聯(lián)與勞動力流動傳導(dǎo)到其他地區(qū)形成溢出效應(yīng)。Wei 和Liu(2006)[31]研究發(fā)現(xiàn)地區(qū)之間經(jīng)貿(mào)往來越緊密，要素流動越頻繁，F(xiàn)DI帶來的技術(shù)與管理經(jīng)驗(yàn)的傳播就越顯著，地區(qū)間的貿(mào)易往來提供了一種很好的技術(shù)傳輸路徑，而隨著全球化的不斷深化，地區(qū)間貿(mào)易緊密度越強(qiáng)，地區(qū)間溢出效應(yīng)也更加顯著。因此在經(jīng)貿(mào)往來緊密的地區(qū)之間，F(xiàn)DI的空間外溢效應(yīng)更容易形成。蔣為等(2019)[32]從路徑、社群與鄰伴的角度出發(fā)，提出貿(mào)易網(wǎng)絡(luò)聯(lián)結(jié)下企業(yè)對外直接投資決策，研究發(fā)現(xiàn)FDI的區(qū)位選擇依賴于貿(mào)易網(wǎng)絡(luò)結(jié)構(gòu)。因此，F(xiàn)DI的空間溢出效應(yīng)可能通過地區(qū)間貿(mào)易往來產(chǎn)生。由此，提出理論假設(shè)3。

假設(shè)3：FDI的空間溢出效應(yīng)發(fā)生在貿(mào)易聯(lián)系緊密的地區(qū)之間，貿(mào)易緊密度越高，F(xiàn)DI的空間溢出效應(yīng)越強(qiáng)。

二、模型構(gòu)建與變量選擇

空間計量經(jīng)濟(jì)方法能夠?qū)^(qū)域之間的空間關(guān)聯(lián)性直接以空間滯后或空間誤差的形式表現(xiàn)出來，并充分考慮空間因素對區(qū)域間經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的影響，在分析區(qū)域間經(jīng)濟(jì)增長關(guān)聯(lián)方面具有一定的優(yōu)勢。

(一)基于空間要素的模型修正

FDI對經(jīng)濟(jì)增長的影響主要從資本補(bǔ)充以及技術(shù)溢出兩個方面產(chǎn)生，根據(jù)內(nèi)生經(jīng)濟(jì)增長理論，利用傳統(tǒng)的科布道格拉斯(C-D)生產(chǎn)函數(shù)以及考慮全要素生產(chǎn)率影響因素最終確定以下計量模型(1):

lnYit=δit+αlnKit+βlnLit+γ1lnFDIit+γ2OPENit+γ3lnHumit+εit

(1)

其中i標(biāo)識各個國家，t為年份，lnYit為GDP規(guī)模，lnKit為國內(nèi)物質(zhì)資本存量，lnLit為勞動力水平，lnFDIit為對外直接投資存量，lnHumit為人力資本存量，OPENit為對外開放水平。δit為各國不可控的固定效應(yīng)，εit為隨機(jī)擾動項(xiàng)。α、β、γ1、γ2、γ3分別表示lnKit、lnLit、lnFDIit、OPENit、lnHumit等變量的變化對經(jīng)濟(jì)增長的估計彈性系數(shù)。

考慮到可能的空間效應(yīng)，在模型(1)的基礎(chǔ)上引入空間因素，得到空間杜賓模型(2)：

lnYit=δit+ρ∑j≠iWijlnYit+φlnFDIit+λ∑j≠iWijlnFDIit+Xi,tθ+η∑j≠iWijXi,t+εit

(2)

式(2)中∑j≠iWijlnYit表示的是lnYit的空間滯后項(xiàng)，反映東道國周邊地區(qū)的經(jīng)濟(jì)規(guī)模，相應(yīng)的估計系數(shù)ρ表示的是東道國經(jīng)濟(jì)增長在空間上的溢出效應(yīng)?！苆≠iWijXi,t表示控制變量Xi,t在空間上滯后項(xiàng)，表示東道國周邊地區(qū)的物質(zhì)資本存量、人力資本存量、勞動力水平、對外開放水平等，對應(yīng)的系數(shù)η表示東道國鄰接地區(qū)的物質(zhì)資本存量、人力資本存量、勞動力水平、對外開放水平對本地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長影響的空間溢出效應(yīng)?！苆≠iWijlnFDIit表示外商直接投資lnFDIit的空間滯后項(xiàng)，對應(yīng)的系數(shù)λ表示東道國周邊地區(qū)的FDI對本地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的影響。

在空間計量模型中，由于空間滯后因變量和空間滯后誤差變量的存在分別違背了傳統(tǒng)計量模型中解釋變量嚴(yán)格外生和殘差擾動項(xiàng)獨(dú)立同分布的假設(shè)，因此方程(2)可能在估計過程中產(chǎn)生內(nèi)生性問題，導(dǎo)致在估計方程時最小二乘回歸的ρ估計產(chǎn)生偏差(Anselin，1995)[33]，通過工具變量法和極大似然估計法均可以得到參數(shù)ρ的一致性估計(Brueckner，2003)[34]。相比極大似然估計法(MLE)，工具變量方法雖然不需要假定回歸方程中殘差擾動項(xiàng)的分布，但是參數(shù)的估計值往往會超出其定義域的范圍，而且在實(shí)際分析中很難選擇出“好”的工具變量，而極大似然估計方法則不存在此類問題(龍小寧等，2014)[35]。因此，為盡量減小估計誤差，本文選擇極大似然估計法估計空間面板杜賓模型。

(二)直接和間接(溢出)效應(yīng)估計模型

在本文研究中，檢驗(yàn)FDI對經(jīng)濟(jì)增長影響的空間溢出效應(yīng)是關(guān)鍵內(nèi)容，實(shí)證研究中通過使用點(diǎn)估計的方法估計空間模型參數(shù)以檢驗(yàn)是否存在空間溢出效應(yīng)的方法可能導(dǎo)致錯誤結(jié)論，利用偏導(dǎo)數(shù)解釋模型參數(shù)變量的變化造成的不同影響可能是檢驗(yàn)空間溢出效應(yīng)存在性假設(shè)的更有效方法。具體分析如下：

首先建立廣義的空間模型

Y=δWY+αlN+Xβ+WXθ+u

(3)

u=λWu+ε

(4)

將其改寫如下

Y=(I-δW)-1(Xβ+WXθ)+R

(5)

其中R是包含截距和誤差項(xiàng)的剩余項(xiàng)，Y的期望值相對于X的第k個解釋變量的偏導(dǎo)數(shù)矩陣如下

(6)

其中W的元素Wij，E(Y)相對于第k個解釋變量的偏導(dǎo)數(shù)有三個重要的特征：首先是如果某個單位的某個解釋變量發(fā)生變化，那么這個單位的因變量也會對應(yīng)發(fā)生變化，并且其他單位的因變量也會發(fā)生變化，第一種變化是直接效應(yīng)，第二種變化是間接效應(yīng)。偏導(dǎo)數(shù)矩陣的每個對角元素代表一個直接效應(yīng)，每個非對角元素代表一個間接效應(yīng)。因此，如果δ=0并且θk=0，那么不會發(fā)生間接影響，因?yàn)檫@時所有的非對角元素都為零。其次是樣本中不同的個體對應(yīng)的直接效應(yīng)和間接效應(yīng)也不同，當(dāng)δ≠0時，矩陣(IN-δW)-1的對角線元素因個體不同而取不同的值。當(dāng)δ≠0和(或)θk≠0時，矩陣(IN-δW)-1和矩陣W的非對角元素也因個體不同而有所差異，因此間接效應(yīng)也會表現(xiàn)出不同的程度。最后是，當(dāng)θk≠0時產(chǎn)生的間接效應(yīng)稱為局部效應(yīng)，相反當(dāng)δ≠0時產(chǎn)生的間接效應(yīng)為全局效應(yīng)，局部效應(yīng)表示間接效應(yīng)只是來自一個單元的鄰域集，如果空間權(quán)重矩陣的元素wij非零(零)，那么xjk對yi的影響也非零(零)。全局效應(yīng)指的是來自不局限于某個單元的鄰域集，因?yàn)榫仃?IN-δW)-1與W相反，不包含零元素(假設(shè)δ≠0)。如果δ≠0并且θk≠0，則全局效應(yīng)和局部效應(yīng)都將產(chǎn)生，并且相互不分離。

由于樣本中個體不同表現(xiàn)出的直接效應(yīng)和間接效應(yīng)也有差異，因此這些效應(yīng)的呈現(xiàn)比較困難。因?yàn)橛蠳個個體單位和K個解釋變量，對應(yīng)的得到K個不同的直接和間接效應(yīng)的N×N矩陣。哪怕是N和K的值很小，也難以簡潔地報告這些結(jié)果。為了解決這一問題，提高空間面板回歸模型估計結(jié)果的可測量性，分別測算直接效應(yīng)和間接效應(yīng)的總體指標(biāo)，通過測算公式(6)右側(cè)矩陣對角元素的平均值得到直接效應(yīng)的總體值，測算矩陣非對角元素的行和或列和平均值得到間接效應(yīng)測算的總體指標(biāo)。由此得到的平均行效應(yīng)表示一個個體外生解釋變量所有指標(biāo)的變化引起被解釋變量特定元素的變化，平均列效應(yīng)表示一個個體外生解釋變量所有指標(biāo)的變化引起其他個體被解釋變量特定元素的變化，平均列效應(yīng)也是間接效應(yīng)，是特定個體外生變量的改變對其他單位的因變量的影響。

基于本文構(gòu)建的空間面板杜賓模型，解釋變量的直接效應(yīng)和間接效應(yīng)大小取決于該變量的空間滯后系數(shù)θk，直接效應(yīng)為(IN-δW)-1(βk+Wθk)的對角元素，間接效應(yīng)為(I-δW)-1(βk+Wθk)的非對角元素。變量的間接效應(yīng)估計應(yīng)用于檢驗(yàn)空間溢出是否存在的假設(shè)，使用最大似然估計隱含的方差協(xié)方差矩陣來模擬直接和間接效應(yīng)的分布。

(三)空間權(quán)重構(gòu)建及標(biāo)準(zhǔn)化處理

空間權(quán)重矩陣的構(gòu)建?？臻g權(quán)重矩陣是估計空間杜賓模型中的重要變量，根據(jù)本文的理論假設(shè)，本文選擇地理距離和貿(mào)易空間權(quán)重矩陣，其中地理距離權(quán)重矩陣的計算公式如下

(7)

模型中Wij是一個N×N的矩陣，矩陣中的要素被定義為在i≠j的情況下Wij=1/dij，其中dij代表的是國家i與國家j之間的距離。Wij的對角線假設(shè)為0，國家與其本身不成為鄰居。距離衡量方法有多種，本文使用權(quán)重地理距離，即不同國家之間人口集聚最多的城市之間的經(jīng)緯度距離(Head 和 Mayer，2002)[36]。基本公式如下

(8)

其中popk表示的是i國的集聚城市k的人口，σ表示的是貿(mào)易流動對兩國距離的敏感度。為保證結(jié)論的穩(wěn)健性，進(jìn)一步以首都城市之間的經(jīng)緯度距離衡量空間地理權(quán)重距離進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，國家間的距離數(shù)據(jù)來自CEP II提供的相關(guān)數(shù)據(jù)庫。

我們用國家間現(xiàn)有的貿(mào)易緊密性表示兩國的貿(mào)易關(guān)系，采用了貿(mào)易結(jié)合度指數(shù)(Trade Combination Index,TCI)來衡量兩國在貿(mào)易方面的相互依存度。它是指一國對某一貿(mào)易伙伴國的出口占該國出口總額的比重，與該貿(mào)易伙伴國進(jìn)口總額占世界進(jìn)口總額的比重之比。其數(shù)值越大，表明兩國在貿(mào)易方面的聯(lián)系越緊密，計算公式如下

(9)

其中，TCIij表示i國對j國的貿(mào)易結(jié)合度指數(shù)；Eij表示i國對j國之間的出口總額；Ei表示i國的出口總額；Ij表示j國的進(jìn)口總額；Iw表示世界的進(jìn)口總額。貿(mào)易結(jié)合度越高，表示兩國間有越緊密的貿(mào)易關(guān)系，兩國互為對方重要的出口市場，值越低表示兩國間的貿(mào)易關(guān)系越疏遠(yuǎn)。貿(mào)易緊密度測算過程中的原始數(shù)據(jù)來源于聯(lián)合國貿(mào)發(fā)會議組織UNCTAD。

由此形成貿(mào)易緊密度的空間權(quán)重矩陣如下

(10)

(四) 研究樣本及數(shù)據(jù)來源

本文以“一帶一路”沿線國家為研究樣本，考慮到數(shù)據(jù)的可得性與口徑的一致性，選取“一帶一路”沿線分布在南亞、東南亞、中亞、中東歐、西亞北非、蒙俄地區(qū)的54個國家2003—2017年的數(shù)據(jù)樣本進(jìn)行實(shí)證研究，根據(jù)上文模型構(gòu)建中的變量設(shè)置，相關(guān)變量選取以及數(shù)據(jù)說明如表1所示。部分缺失數(shù)據(jù)用前后3期移動平均值代替。為了消除異方差帶來的影響，除對外開放水平外，其他所有數(shù)據(jù)均取自然對數(shù)。

表1 研究變量及說明

三、估計結(jié)果及穩(wěn)健性分析

本文采用空間計量經(jīng)濟(jì)學(xué)MATLAB工具包中的MLE方法，分別在地理空間權(quán)重和貿(mào)易空間權(quán)重下，對本文構(gòu)建的空間面板杜賓模型(2)進(jìn)行估計，得到估計結(jié)果如表2和表3所示。

對于地理權(quán)重下的估計結(jié)果分析如下：首先估計經(jīng)濟(jì)增長基準(zhǔn)模型(1)，得到估計結(jié)果如表2的第二列所示，可以看出在基準(zhǔn)模型中FDI顯著促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長，進(jìn)一步分別在地理權(quán)重下測算基準(zhǔn)模型殘差的Moran值，發(fā)現(xiàn)空間自相關(guān)系數(shù)為0.08，且通過了1%的顯著性檢驗(yàn)，并且對這種空間效應(yīng)進(jìn)行的LM檢驗(yàn)及其穩(wěn)健性檢驗(yàn)均通過了1%的顯著性水平，可見基準(zhǔn)模型遺漏了關(guān)鍵的空間自相關(guān)因素。由于本研究使用的是面板數(shù)據(jù)，分別對個體和時間固定效應(yīng)模型進(jìn)行LR檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)均通過了1%顯著性水平檢驗(yàn)，因此選擇個體時間雙固定面板模型。在以上檢驗(yàn)的基礎(chǔ)上估計空間雙固定(固定個體和時間效應(yīng))面板杜賓模型(2)如表2的第3～5列所示，對空間模型進(jìn)行Wald檢驗(yàn)及其穩(wěn)健性檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)無論是針對空間滯后效應(yīng)還是誤差效應(yīng)的檢驗(yàn)，都是顯著的，說明空間杜賓模型有效。進(jìn)一步觀察隨機(jī)效應(yīng)模型的Hausman檢驗(yàn)結(jié)果，顯著拒絕隨機(jī)效應(yīng)模型合理的原假設(shè)，選擇固定效應(yīng)模型。此處報告了兩種固定效應(yīng)模型估計結(jié)果，對比偏差修正前后的雙固定空間面板杜賓模型估計結(jié)果，可以看出雖然對于解釋變量和來說，直接方法和偏差修正方法之間系數(shù)估計的差別較小，但是空間滯后因變量WY和空間滯后解釋變量WX在修正前后系數(shù)差異較大，考慮到空間系數(shù)是本文考察的重點(diǎn)，因此此處考察修正后的空間面板模型估計結(jié)果。

本文考察的是FDI的經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)及其中的空間溢出效應(yīng)，因此表2中估計了地理權(quán)重下，F(xiàn)DI及其空間滯后項(xiàng)W×FDI對經(jīng)濟(jì)增長影響的彈性系數(shù)。偏差修正后的雙固定效應(yīng)模型估計結(jié)果(表2的第4列)顯示出，F(xiàn)DI對經(jīng)濟(jì)增長的影響系數(shù)顯著為正，為0.126，通過了1%的顯著性檢驗(yàn)。FDI的空間滯后項(xiàng)W×FDI的彈性系數(shù)為0.694，遠(yuǎn)高于FDI的彈性系數(shù)，超過其5倍，并且通過1%的顯著性檢驗(yàn)?？梢?，F(xiàn)DI通過知識和技術(shù)溢出對本國經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生顯著促進(jìn)作用外，還對周邊國家的經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生顯著影響，可能存在著強(qiáng)烈的空間溢出效應(yīng)。為進(jìn)一步探索FDI這種空間溢出效應(yīng)的強(qiáng)度，本文根據(jù)前述測算方法，測度了FDI對經(jīng)濟(jì)增長影響的直接效應(yīng)、間接效應(yīng)和總效應(yīng)?？梢钥闯觯現(xiàn)DI對經(jīng)濟(jì)增長的總體影響效應(yīng)為1.401，這其中直接效應(yīng)為0.142，間接效應(yīng)為1.259，系數(shù)均通過了1%的顯著性檢驗(yàn)。而從FDI影響效應(yīng)占比來看，間接效應(yīng)對直接效應(yīng)的比重為9∶1,也就是說FDI對經(jīng)濟(jì)增長的影響效應(yīng)中90%來自間接的地理周邊空間溢出效應(yīng)。而已有研究忽略這一空間因素，可能嚴(yán)重低估了周邊FDI對本國經(jīng)濟(jì)增長造成的影響。

進(jìn)一步對于貿(mào)易權(quán)重下的估計結(jié)果分析如下：在模型的選擇與檢驗(yàn)方面，過程與地理權(quán)重下的分析相近，首先在經(jīng)濟(jì)空間權(quán)重下測算基準(zhǔn)模型殘差的Moran值，發(fā)現(xiàn)空間自相關(guān)系數(shù)為0.137，且通過了1%的顯著性檢驗(yàn)，并且對這種空間效應(yīng)進(jìn)行的LM檢驗(yàn)及其穩(wěn)健性檢驗(yàn)均通過了1%的顯著性水平。對個體和時間固定效應(yīng)模型進(jìn)行LR檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)均通過了1%顯著性水平檢驗(yàn)，因此選擇個體時間雙固定面板模型。因此在以上檢驗(yàn)的基礎(chǔ)上估計貿(mào)易權(quán)重下的空間雙固定(固定個體和時間效應(yīng))面板杜賓模型(2)如表3的第3～5列所示，同樣從空間模型的Wald檢驗(yàn)及其穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果來看空間杜賓模型是有效的，并且Hausman檢驗(yàn)結(jié)果顯示應(yīng)該選擇固定效應(yīng)模型，本文進(jìn)一步對貿(mào)易權(quán)重下的偏差修正雙固定模型進(jìn)行分析，考察經(jīng)濟(jì)權(quán)重下FDI的空間溢出效應(yīng)。

表2 FDI對經(jīng)濟(jì)增長的溢出效應(yīng)模型估計結(jié)果(地理權(quán)重)(1)本文進(jìn)一步以前文所述的首都之間經(jīng)緯度距離測算空間地理權(quán)重，同樣對后文地理權(quán)重下的中國對外直接投資影響經(jīng)濟(jì)增長的空間溢出效應(yīng)檢驗(yàn)按照此法進(jìn)行了穩(wěn)健性檢驗(yàn)，得到相近的結(jié)果。限于篇幅，本文不再贅述。

注：*、**和***分別表示在10%、5%和1%的水平下顯著，括號內(nèi)為t值，下同。

表3 FDI對經(jīng)濟(jì)增長的溢出效應(yīng)模型估計結(jié)果(貿(mào)易權(quán)重)

表3中偏差修正的雙固定空間面板模型估計結(jié)果顯示，在貿(mào)易權(quán)重下，F(xiàn)DI及其空間滯后項(xiàng)對經(jīng)濟(jì)增長的影響系數(shù)均顯著為正，通過了1%的顯著性檢驗(yàn)。FDI對經(jīng)濟(jì)增長的影響系數(shù)為0.167，其空間滯后項(xiàng)W×FDI的影響系數(shù)為0.081。說明在貿(mào)易權(quán)重下FDI顯著促進(jìn)本國經(jīng)濟(jì)增長的同時，對于貿(mào)易緊密度高的國家經(jīng)濟(jì)增長同樣具有促進(jìn)作用，F(xiàn)DI在貿(mào)易緊密度高的國家之間對經(jīng)濟(jì)增長具有顯著的溢出效應(yīng)。進(jìn)一步測算這種溢出效應(yīng)的強(qiáng)度，我們發(fā)現(xiàn)FDI對于經(jīng)濟(jì)增長影響的總效應(yīng)為0.322，其中的直接效應(yīng)系數(shù)為0.171，間接效應(yīng)系數(shù)為0.151，均通過了1%的顯著性檢驗(yàn)。這一估計結(jié)果說明，F(xiàn)DI對經(jīng)濟(jì)增長的總體影響中，間接溢出效應(yīng)顯著，并且?guī)缀跻话氲挠绊憗碜蚤g接效應(yīng)，在相關(guān)研究中不應(yīng)忽視這一外部性。

對比貿(mào)易權(quán)重與地理權(quán)重下的估計結(jié)果，可以看出無論是在地理權(quán)重還是貿(mào)易權(quán)重下，F(xiàn)DI的溢出效應(yīng)都非常顯著，周邊國家或者貿(mào)易緊密的國家FDI會對本國經(jīng)濟(jì)增長起到顯著影響，并且從基準(zhǔn)方程的殘差Moran值來看，貿(mào)易權(quán)重的空間自相關(guān)更強(qiáng)，為0.137，地理權(quán)重為0.08，然而在考察FDI對經(jīng)濟(jì)增長的空間溢出效應(yīng)強(qiáng)度時，表現(xiàn)出差異化特征，在地理權(quán)重下FDI對經(jīng)濟(jì)增長的空間溢出效應(yīng)占總效應(yīng)的90%，在貿(mào)易空間權(quán)重下FDI對經(jīng)濟(jì)增長的空間溢出效應(yīng)占總效應(yīng)的47%。這說明，一國經(jīng)濟(jì)增長容易受到地理相近或貿(mào)易緊密的國家FDI的影響，并且貿(mào)易越緊密的國家間經(jīng)濟(jì)增長空間關(guān)聯(lián)性越強(qiáng)。而從經(jīng)濟(jì)增長中FDI的空間溢出效應(yīng)來看，地理相鄰的地區(qū)間這種間接影響程度更高。本文的實(shí)證結(jié)論表明，在相關(guān)研究中這一影響因素不應(yīng)被忽視。我們進(jìn)一步比較地理空間權(quán)重和貿(mào)易空間權(quán)重下FDI對經(jīng)濟(jì)增長影響的空間溢出效應(yīng)，發(fā)現(xiàn)FDI在地理空間權(quán)重下對經(jīng)濟(jì)增長的影響更加顯著，系數(shù)更高。貿(mào)易空間權(quán)重下的間接效應(yīng)為0.151，而地理空間權(quán)重下的FDI間接效應(yīng)為1.259，系數(shù)超過了7倍之多，可見FDI的空間溢出效應(yīng)在地理周邊國家表現(xiàn)得更為強(qiáng)烈。

四、中國對外直接投資對“一帶一路”沿線國家經(jīng)濟(jì)增長的空間溢出效應(yīng)檢驗(yàn)

當(dāng)前逆全球化思潮涌動，中國通過“一帶一路”建設(shè)在推動全球化進(jìn)程中扮演著領(lǐng)導(dǎo)者角色。從2003年開始中國的對外直接投資規(guī)?？焖僭鲩L，尤其是在2013年“一帶一路”倡議提出后，中國企業(yè)融入全球化的步伐逐漸加快，通過投資帶動相關(guān)國家的產(chǎn)業(yè)發(fā)展、技術(shù)進(jìn)步和經(jīng)濟(jì)增長，“一帶一路”建設(shè)下的國際合作日漸緊密。那么中國對外直接投資(Outbound Direct Investment,ODI)在“一帶一路”沿線國家的經(jīng)濟(jì)增長中是否同樣表現(xiàn)出顯著的空間溢出效應(yīng)，帶動經(jīng)濟(jì)增長跨國聯(lián)動增長，是本文進(jìn)一步檢驗(yàn)的問題。本部分基于前文構(gòu)建的空間模型(2)，分別在地理空間權(quán)重和貿(mào)易空間權(quán)重下檢驗(yàn)中國ODI對經(jīng)濟(jì)增長的空間溢出效應(yīng)，結(jié)果如表4和5所示。

模型選擇與有效性檢驗(yàn)部分與前文相似，在地理權(quán)重下估計經(jīng)濟(jì)增長基準(zhǔn)模型(1)得到結(jié)果如表4的第2列所示，在基準(zhǔn)模型中，中國ODI顯著促進(jìn)東道國的經(jīng)濟(jì)增長，影響系數(shù)為0.025，通過了1%的顯著性檢驗(yàn)。進(jìn)一步在地理權(quán)重下對基準(zhǔn)模型的殘差進(jìn)行Moran檢驗(yàn)，測算空間自回歸Moran值，為0.121，且通過了1%的顯著性檢驗(yàn)，進(jìn)一步的LM及穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果也表明基準(zhǔn)模型遺漏了關(guān)鍵的空間因素。而比較前文FDI的經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)檢驗(yàn)?zāi)Ｐ椭蠱oran值0.08，可知中國ODI的經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)模型，變量的空間影響表現(xiàn)出更高的強(qiáng)度，應(yīng)該使用空間模型進(jìn)行檢驗(yàn)。而空間滯后模型和空間誤差模型均通過了Wald及其穩(wěn)健性檢驗(yàn)的結(jié)果也說明了空間杜賓模型的有效性?？臻g隨機(jī)效應(yīng)模型的Hausman檢驗(yàn)結(jié)果表明固定效應(yīng)模型是合適的的，而面板數(shù)據(jù)的個體和時間固定效應(yīng)均通過了LR及其穩(wěn)健性檢驗(yàn)，因此選擇空間雙固定效應(yīng)模型。結(jié)合前文分析，此處考察地理權(quán)重下偏差修正的空間雙固定效應(yīng)模型估計結(jié)果。

表4的估計結(jié)果考察的是地理空間權(quán)重下，中國對外直接投資對“一帶一路”沿線國家經(jīng)濟(jì)增長的空間溢出效應(yīng)。可以看出中國ODI及其空間滯后項(xiàng)W×ODI對經(jīng)濟(jì)增長影響的彈性系數(shù)均為正值，其中ODI的彈性系數(shù)為0.012，并且通過了10%的顯著性檢驗(yàn)，而W×ODI的彈性系數(shù)為0.06，顯著高于ODI的影響程度，但是未通過顯著性檢驗(yàn)，說明中國對“一帶一路”沿線國家的直接投資能夠顯著促進(jìn)東道國的經(jīng)濟(jì)增長，而受到其周邊國家的直接投資影響雖然較高，也為正值，但是還不顯著，這種空間溢出效應(yīng)尚未顯著表現(xiàn)出來。進(jìn)一步估計中國ODI對“一帶一路”沿線國家經(jīng)濟(jì)增長的直接效應(yīng)、間接效應(yīng)和總效應(yīng)，結(jié)果表明三者的影響系數(shù)均為正值，說明中國ODI對沿線國家經(jīng)濟(jì)增長的影響為促進(jìn)作用。從系數(shù)的大小來看直接效應(yīng)、間接效應(yīng)和總效應(yīng)的系數(shù)分別為0.016、0.268、0.284，其中間接效應(yīng)占比達(dá)到94%，間接效應(yīng)表現(xiàn)出更加強(qiáng)烈的影響。這一程度與前文總體FDI在經(jīng)濟(jì)增長中的空間溢出效應(yīng)水平表現(xiàn)相當(dāng)，然而區(qū)別在于，前文中FDI的空間溢出效應(yīng)估計結(jié)果通過了顯著性檢驗(yàn)，而中國ODI對沿線國家經(jīng)濟(jì)增長的空間溢出效應(yīng)雖然較高，但是還沒有表現(xiàn)出顯著效果。

而同樣在貿(mào)易空間權(quán)重下首先進(jìn)行模型選擇與有效性檢驗(yàn)，貿(mào)易空間權(quán)重下測算基準(zhǔn)模型殘差的Moran值，得到空間自相關(guān)系數(shù)為0.183，且通過了1%的顯著性檢驗(yàn)，這種空間效應(yīng)也通過了LM及其穩(wěn)健性檢驗(yàn)，說明模型估計過程中應(yīng)考慮空間因素，選擇貿(mào)易權(quán)重下的空間模型。面板數(shù)據(jù)模型通過了個體和時間固定效應(yīng)的LR檢驗(yàn)，因此在以上檢驗(yàn)的基礎(chǔ)上估計貿(mào)易權(quán)重下的空間雙固定(固定個體和時間效應(yīng))面板杜賓模型(2)如表5的第3～5列所示，空間滯后和誤差模型的Wald及其穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果也表明空間杜賓模型是有效的。并且Hausman檢驗(yàn)結(jié)果顯示應(yīng)該選擇固定效應(yīng)模型，因此對貿(mào)易權(quán)重下偏差修正的空間雙固定效應(yīng)面板模型估計結(jié)果進(jìn)行分析，考察貿(mào)易權(quán)重下中國ODI對“一帶一路”沿線國家經(jīng)濟(jì)增長的空間溢出效應(yīng)。

表5中貿(mào)易空間權(quán)重下中國ODI對沿線國家經(jīng)濟(jì)增長的影響系數(shù)為正值，且通過了1%的顯著性檢驗(yàn)，而其空間滯后項(xiàng)系數(shù)不顯著。進(jìn)一步估計中國ODI對沿線經(jīng)濟(jì)增長的直接效應(yīng)、間接溢出效應(yīng)與總效應(yīng)水平，結(jié)果發(fā)現(xiàn)直接效應(yīng)系數(shù)為正且通過了5%的顯著性檢驗(yàn)，然而間接溢出效應(yīng)不顯著?？梢?，在貿(mào)易權(quán)重下雖然中國ODI表現(xiàn)出了直接的顯著促進(jìn)作用，然而間接溢出效應(yīng)還不顯著。相比于來自世界的FDI無論是直接還是間接對經(jīng)濟(jì)增長的影響，都強(qiáng)于中國ODI，可見中國ODI對東道國經(jīng)濟(jì)增長的帶動作用仍有空間。另外雖然中國ODI直接促進(jìn)了東道國經(jīng)濟(jì)增長，但是空間溢出影響還不顯著，而在來自世界的FDI影響中，空間溢出效應(yīng)占了大部分，可見如何促進(jìn)中國ODI的空間溢出效應(yīng)有利于整體經(jīng)濟(jì)增長影響的提升。

表4 中國ODI對東道國經(jīng)濟(jì)增長的溢出效應(yīng)模型估計結(jié)果(地理權(quán)重)

表5 中國對外直接投資對東道國經(jīng)濟(jì)增長的溢出效應(yīng)模型估計結(jié)果(貿(mào)易權(quán)重)

五、結(jié)論與政策含義

本文研究FDI對經(jīng)濟(jì)增長的空間溢出效應(yīng)，基于新經(jīng)濟(jì)增長理論，在傳統(tǒng)經(jīng)濟(jì)增長模型中引入空間加權(quán)變量，以“一帶一路”沿線國家為樣本同時檢驗(yàn)FDI的本地溢出效應(yīng)和空間溢出效應(yīng)，并進(jìn)一步就中國ODI在其中的影響進(jìn)行檢驗(yàn)，從空間溢出效應(yīng)的視角，探究“一帶一路”建設(shè)的現(xiàn)實(shí)意義。本文基于理論分析提出假設(shè)，認(rèn)為FDI具有顯著的本地溢出效應(yīng)和空間溢出效應(yīng)，實(shí)證估計結(jié)果驗(yàn)證了本文提出的理論假設(shè)，“一帶一路”沿線國家吸收的FDI具有顯著的本地溢出效應(yīng)與空間溢出效應(yīng)。其中本地溢出效應(yīng)表現(xiàn)為FDI對本地區(qū)經(jīng)濟(jì)的正向促進(jìn)作用，而空間溢出效應(yīng)則主要發(fā)生在地理距離相近的地區(qū)之間，F(xiàn)DI的引入有利于促進(jìn)地理上周邊地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長，并且這種促進(jìn)作用甚至強(qiáng)于對本地區(qū)經(jīng)濟(jì)的影響。經(jīng)貿(mào)聯(lián)系緊密的地區(qū)之間也存在FDI的空間溢出效應(yīng)，程度低于地理距離下的溢出效應(yīng)，也弱于FDI的本地溢出效應(yīng)。另外，實(shí)證研究也發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)增長在地理距離下的空間聯(lián)動效應(yīng)強(qiáng)于經(jīng)貿(mào)聯(lián)系的國家之間，可見在融入全球化的區(qū)域經(jīng)濟(jì)一體化建設(shè)過程中，不應(yīng)忽視“一帶一路”建設(shè)的空間外溢效應(yīng)，尤其是地理距離相近的地區(qū)間形成的外部性。而在檢驗(yàn)中國ODI對“一帶一路”沿線國家經(jīng)濟(jì)增長的影響時，發(fā)現(xiàn)本地溢出效應(yīng)同樣顯著，然而空間溢出效應(yīng)還沒有完全釋放出來，這可能是因?yàn)橹袊鳲DI起步較晚，空間布局還不合理，F(xiàn)DI的溢出效應(yīng)局限于本地區(qū)，在地區(qū)之間還沒有形成傳導(dǎo)機(jī)制。

本研究具有明確的政策含義：一方面，“一帶一路”倡議的目標(biāo)是通過地區(qū)間經(jīng)濟(jì)共同發(fā)展實(shí)現(xiàn)人類命運(yùn)共同體，本文研究發(fā)現(xiàn)擴(kuò)大對外開放水平，吸引外商直接投資有利于通過本地溢出效應(yīng)促進(jìn)沿線國家的經(jīng)濟(jì)增長的同時，也對周邊地區(qū)或經(jīng)貿(mào)聯(lián)系緊密的地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有顯著的刺激作用，能夠形成經(jīng)濟(jì)增長的地區(qū)間聯(lián)動，促進(jìn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)一體化的發(fā)展，這與“一帶一路”建設(shè)的目標(biāo)是一致的。因此建議“一帶一路”沿線國家繼續(xù)融入全球化和“一帶一路”建設(shè)，加強(qiáng)國家間經(jīng)貿(mào)聯(lián)系，為外商直接投資提供較好的營商環(huán)境，大力吸引外資，釋放FDI的本地溢出效應(yīng)和空間溢出效應(yīng)。另一方面，本研究進(jìn)一步檢驗(yàn)“一帶一路”沿線國家吸引的FDI中來自中國的部分是否具有同樣的溢出效應(yīng)時，發(fā)現(xiàn)不一樣的結(jié)論，中國ODI對“一帶一路”沿線國家的本地經(jīng)濟(jì)增長有利，然而還未表現(xiàn)出顯著的地區(qū)間溢出效應(yīng)。中國對外直接投資的歷史較短，僅有不到二十年的發(fā)展歷程，走出去的經(jīng)驗(yàn)還不成熟。再加上“一帶一路”沿線國家多數(shù)是發(fā)展中國家，中國對其投資過程中面臨的情況也非常復(fù)雜。因此中國對“一帶一路”沿線國家的投資無論是規(guī)模、動機(jī)還是空間布局，相比于發(fā)達(dá)國家來說，都表現(xiàn)出較大的局限性，無法最大化發(fā)揮投資的溢出效應(yīng)。對于中國政府或企業(yè)來說，需要進(jìn)一步做的是從宏觀的政策引導(dǎo)到中觀的對外投資產(chǎn)業(yè)布局，再到微觀的企業(yè)跨國投資區(qū)位選擇，不斷完善政策的體系化運(yùn)作模式，形成中國對外投資可持續(xù)的長效機(jī)制，促進(jìn)“一帶一路”框架下中國ODI的本地溢出效應(yīng)與地區(qū)間溢出效應(yīng)的發(fā)揮，助力“一帶一路”建設(shè)的快速發(fā)展。