王玉主，余俊杰

作為外資流入的主要組成部分，官方發(fā)展援助和外商直接投資成為發(fā)展中國家經(jīng)濟發(fā)展過程中的重要資金來源。自20 世紀(jì)60 年代開始，一大批經(jīng)濟學(xué)家嘗試從儲蓄與投資、人力資本、貿(mào)易、技術(shù)及制度等不同角度研究外部資金能否在發(fā)展中國家實現(xiàn)經(jīng)濟可持續(xù)增長過程中發(fā)揮“催化劑”作用。以Chenery、Strout、Papanek 以及Burnside、Dollar 為代表的學(xué)者們針對以官方發(fā)展援助、外商直接投資等不同外資類型與經(jīng)濟增長的關(guān)系問題開展廣泛討論，①Chenery H B,Strout A M，“Foreign assistance and economic development”，American Economic Review，vol.56，no.4，1966，pp.679-733；Papanek G F，“The effect of aid and other resource transfers on savings and growth in less developed countries”，The Economic Journal，vol.82，no.327，1972，pp.934-950；Burnside C,Dollar D.，“Aid,policies,and growth”，American Economic Review，vol.90，no.4，2000，pp.847-868.而官方發(fā)展援助和外商直接投資間的關(guān)系未得到重視。20世紀(jì)末，以While Rodrik、Harms &Lutz 為代表的學(xué)者們開始探討援助與其他外資流入類型間的關(guān)系。②Rodrik Dani，“Why is there multilateral lending?”，NBER Discussion Papers，1995；Harms P and Lutz M，“Aid,governance and private foreign investment:some puzzling findings for the 1990s”，The Economic Journal，vol.116，no.513，2006，pp.773-790.鑒于國別和區(qū)域間存在廣泛差異，國別與區(qū)域成為主要研究對象。作為全球經(jīng)濟發(fā)展最為活躍的地區(qū)之一，東盟地區(qū)在過去幾十年中吸收了包括官方發(fā)展援助和外商直接投資在內(nèi)的大量外資。20 世紀(jì)90 年代至21 世紀(jì)初，東盟國家接受的官方發(fā)展援助額在全球發(fā)展中國家受援總額中的比重達(dá)到6%～9%，且在亞洲發(fā)展中國家受援總額中的比重高達(dá)20%～30%。進(jìn)入21 世紀(jì)，盡管東盟國家獲得官方發(fā)展援助的比重有所收縮，但仍處于較高水平。外商直接投資方面，在2008 年全球金融危機和2015 年世界經(jīng)濟波動的影響下，東盟成員國的外商直接投資流入規(guī)模在2009 年和2016 年出現(xiàn)下滑，但總體上其吸收的外商直接投資規(guī)模仍保持穩(wěn)步上升趨勢（參見圖1）。

圖1 1990—2019 年東盟國家接受的官方發(fā)展援助與外商直接投資情況①由于援助數(shù)據(jù)缺失，本圖僅選取8 個東盟成員國數(shù)據(jù)，未包含新加坡和文萊。

近年來，東盟國家的基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)駛?cè)搿翱燔嚨馈?，除基礎(chǔ)設(shè)施條件相對較好的馬來西亞和泰國之外，印度尼西亞、越南、菲律賓和柬埔寨的基礎(chǔ)設(shè)施競爭力迅速提升。特別是印度尼西亞和越南，盡管在2007 年兩國與菲律賓和柬埔寨的基礎(chǔ)設(shè)施競爭力處于相近水平，但在十年內(nèi)卻迅速趕超（參見圖2）。

圖2 2007—2017 年東盟國家基礎(chǔ)設(shè)施競爭力指數(shù)

因此，本文主要就東盟國家中官方發(fā)展援助與外商直接投資間的關(guān)系進(jìn)行考察，并圍繞以下三個方面展開分析：一是援助國增加對東盟國家的官方發(fā)展援助是否有利于促進(jìn)外商直接投資流入受援國；二是在東盟國家中，不同類型的官方發(fā)展援助能否促進(jìn)外商直接投資流入受援國；三是基礎(chǔ)設(shè)施是否為官方發(fā)展援助影響東盟國家吸收外商直接投資的傳導(dǎo)渠道。本文的基本結(jié)構(gòu)為：第一部分是文獻(xiàn)綜述，第二部分是理論框架與研究假說，第三部分為模型設(shè)定、變量及數(shù)據(jù)說明，第四部分為實證結(jié)果與分析，第五部分為結(jié)論與政策建議。

一、文獻(xiàn)綜述

（一）官方發(fā)展援助對外商直接投資的影響

關(guān)于官方發(fā)展援助影響受援國外商直接投資流入的研究成果頗豐，一部分學(xué)者對于官方發(fā)展援助影響外商直接投資持積極看法，認(rèn)為官方發(fā)展援助資金的流入改善了受援國的投資環(huán)境，提升了受援國對外國資金的吸引力；而另一部分學(xué)者持相反觀點，認(rèn)為由于官方發(fā)展援助存在資金不足、援助形式不合理以及援助碎片化等問題，①鄭宇：《援助有效性與新型發(fā)展合作模式構(gòu)想》，《世界經(jīng)濟與政治》2017 年第8 期。難以在短期內(nèi)改善發(fā)展中國家的投資環(huán)境，因此并不能有效促進(jìn)外商直接投資流入。目前各方圍繞官方發(fā)展援助影響外商直接投資的相關(guān)討論仍在繼續(xù)。

持有效論觀點的學(xué)者認(rèn)為一國獲取的官方發(fā)展援助能促進(jìn)外商直接投資流入，兩者呈現(xiàn)顯著的正相關(guān)關(guān)系。目前，大量研究成果表明官方發(fā)展援助與外商直接投資間存在正相關(guān)關(guān)系，且官方發(fā)展援助主要通過完善基礎(chǔ)設(shè)施、規(guī)避風(fēng)險等渠道擴大受援國的外商直接投資流入規(guī)模。其中，第一種觀點認(rèn)為由于發(fā)展中國家經(jīng)濟基礎(chǔ)薄弱，國內(nèi)資金難以支撐公共設(shè)施的建設(shè)，由外國政府提供的官方發(fā)展援助能夠幫助發(fā)展中國家提升交通、通信與能源等方面的基礎(chǔ)設(shè)施水平，為吸引外國投資提供良好的國內(nèi)環(huán)境，促使受援國的資本邊際產(chǎn)出進(jìn)一步提高，進(jìn)而增強受援國對外資的吸引力。②Donaubauer J,Meyer B and Nunnenkamp P，“Aid,infrastructure,and FDI:assessing the transmission channel with a new index of infrastructure”，World Development，vol.78，2016，pp.230-245.這一通過援助提升受援國基礎(chǔ)設(shè)施水平，進(jìn)而對受援國外商直接投資流入發(fā)揮積極作用的過程被稱為“基礎(chǔ)設(shè)施效應(yīng)”。第二種觀點是當(dāng)跨國公司決定對一國進(jìn)行投資時面臨政治、法律法規(guī)、經(jīng)濟社會等領(lǐng)域存在的多重風(fēng)險，一國內(nèi)所存在的風(fēng)險會對外商直接投資造成負(fù)面效應(yīng)，且這一負(fù)面效應(yīng)隨著風(fēng)險增加而擴大。而外國援助能夠降低外商直接投資進(jìn)入受援國可能遭受的風(fēng)險，進(jìn)而確立外國援助能夠通過降低風(fēng)險促進(jìn)外商直接投資流入受援國的觀點。Asiedu 等基于沒收風(fēng)險與外商直接投資間的負(fù)相關(guān)關(guān)系，將研究進(jìn)一步拓展至援助、沒收風(fēng)險與外商直接投資三者間的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)一國存在的沒收風(fēng)險導(dǎo)致外商直接投資不足，最優(yōu)的外商直接投資水平因沒收風(fēng)險的增加而下降，而援助能夠減輕沒收風(fēng)險在受援國吸引外商直接投資過程中造成的負(fù)面影響。③Asiedu E,Jin Y,Nandwa B，“Does foreign aid mitigate the adverse effect of expropriation risk on foreign direct investment?”，Journal of International Economics，vol.78，no.2，2009，pp.268-275.

隨著研究的不斷深入，部分學(xué)者開始探究不同類型的官方發(fā)展援助與外商直接投資間的關(guān)系。針對雙邊援助與多邊援助影響一國吸引外商直接投資的差異，Rodrik 認(rèn)為在受援國中，多邊援助對外商直接投資造成負(fù)面影響，而雙邊援助有利于受援國吸引外商直接投資。④Rodrik Dani，“Why is there multilateral lending?”，NBER Discussion Papers，1995.與Rodrik 的觀點不同，Yasin 則堅持雙邊援助對受援國的外商直接投資流入造成負(fù)面影響，而多邊援助并未發(fā)生顯著作用。⑤Yasin Mesghena，“Official development assistance and foreign direct investment flows to sub-Saharan Africa”，African Development Review，vol.17，no.1，2005，pp.23-40.Selaya 和Sunesen 發(fā)現(xiàn)不同用途的援助資金對外商直接投資的影響同樣存在差異，被用于公共基礎(chǔ)設(shè)施和人力資源等領(lǐng)域的互補性援助資金提高受援國的資本邊際產(chǎn)出，進(jìn)而吸引外商直接投資流入，而被用于生產(chǎn)部門的物質(zhì)資本援助則對外商直接投資造成擠出。①Selaya Pablo and Sunesen Eva Rytter，“Does foreign aid increase foreign direct investment?”，World Development，vol.40，no.11，2012，pp.2155-2176.

基于有效論的研究，一部分學(xué)者開始聚焦于研究官方發(fā)展援助在受援國吸引外商直接投資過程中的條件有效論，即受援國在政策與制度環(huán)境、金融體系等方面的特征將影響官方發(fā)展援助對外商直接投資的效應(yīng)。因此，學(xué)者們對于這一問題作出不同解答的依據(jù)是官方發(fā)展援助與外商直接投資具備有效性的特定條件。援助進(jìn)入受援國首先需要面對包括政府、法律體系以及所有權(quán)制度等在內(nèi)的制度環(huán)境，而各受援國不同的制度環(huán)境影響著援助效果，在一些腐敗現(xiàn)象較為突出的國家，針對援助的尋租行為更為猖獗，最終導(dǎo)致援助難以通過公共基礎(chǔ)設(shè)施投資提升受援國對外商直接投資的吸引力。②Harms Philipp and Lutz Matthias，“Aid,governance and private foreign investment:some puzzling findings for the 1990s”，The Economic Journal，vol.116，no.513，2006，pp.773-790.而在一部分治理能力較強和金融市場較為完善的受援國，援助能夠得以有效利用，最終對外商直接投資產(chǎn)生積極影響。③Karakaplan M,Neyapti B and Sayek S，“Aid and foreign direct investment:international evidence”，Discussion Paper，2005.作為一個綜合的系統(tǒng)，制度環(huán)境中多種制度因素對于援助與投資的敏感度不同，政治穩(wěn)定性、腐敗控制、公眾參與度等制度因素在不同部門官方發(fā)展援助對外商直接投資的影響中存在差異。④王翚、甘小軍：《官方發(fā)展援助影響FDI 的理論分析與實證檢驗——基于結(jié)構(gòu)視角》，《國際經(jīng)貿(mào)探索》2014 年第3 期。此外，特定援助國向一國提供的援助資金可能無法影響所有國家對該受援國的直接投資規(guī)模，即援助國向受援國提供的援助有效促進(jìn)自身對該受援國的直接投資規(guī)模，但可能不會作用于其他國家對該受援國的外商直接投資活動，這一作用過程被稱為“先鋒效應(yīng)”。⑤Kimura Hidemi and Todo Yasuyuki，“Is foreign aid a vanguard of foreign direct investment? A gravity-equation approach”，World Development，vol.38，no.4，2010，pp.482-497.

關(guān)于官方發(fā)展援助對于受援國吸引外商直接投資的無效論，主要包括四種觀點：第一種觀點被稱為“尋租效應(yīng)”。該觀點認(rèn)為援助鼓勵了非生產(chǎn)性尋租活動，私營部門因加強在獲取援助方面的競爭，縮減培訓(xùn)和研發(fā)活動，導(dǎo)致受援國的邊際生產(chǎn)率水平降低，最終對外商直接投資流入造成負(fù)面影響。⑥Harms Philipp and Lutz Matthias，“Aid,governance and private foreign investment:some puzzling findings for the 1990s”，p.774.第二種觀點認(rèn)為用于物質(zhì)資本投資的外國援助不利于外商直接投資等其他類型外資流入受援國，特別是在一些欠發(fā)達(dá)國家中，外商直接投資項目通常較少，而面向這些欠發(fā)達(dá)國家的外國援助在投資總額中占比較高，可能會對外商直接投資產(chǎn)生擠出。⑦Selaya Pablo and Sunesen Eva Rytter，“Does foreign aid increase foreign direct investment?”，p.2155.第三種觀點認(rèn)為援助與外商直接投資間存在荷蘭病效應(yīng)，即援助扭曲了可貿(mào)易部門與不可貿(mào)易部門間的資源分配，阻礙外商直接投資流入受援國。隨著援助的增加，受援國中可貿(mào)易產(chǎn)品供給上升，而不可貿(mào)易產(chǎn)品價格下降，最終導(dǎo)致外商直接投資規(guī)模收縮。第四種觀點認(rèn)為援助與外商直接投資本質(zhì)上是不相關(guān)的，因為援助被用于擴充受援國緊張的政府資源，主要投資人力資本，而外商直接投資本質(zhì)上是私營部門的決策行為，主要與物質(zhì)資本相關(guān)。⑧Stephen Kosack and Jennifer Tobin，“Funding self-Sustaining development:the role of aid,FDI and government in economic success”，International Organization，vol.60，2006，pp.205-243.

（二）官方發(fā)展援助影響外商直接投資的傳導(dǎo)機制

從20 世紀(jì)80 年代開始，關(guān)于官方發(fā)展援助有效性問題受到各方的關(guān)注與討論。官方發(fā)展援助進(jìn)入受援國中的哪些領(lǐng)域能有效改善該國的投資環(huán)境，進(jìn)而促使受援國對外商直接投資更具吸引力，即官方發(fā)展援助影響外商直接投資的傳導(dǎo)機制問題成為研究官方發(fā)展援助與外商直接投資關(guān)系的新方向。

基礎(chǔ)設(shè)施被認(rèn)為是官方發(fā)展援助作用于受援國外商直接投資流入的重要傳導(dǎo)渠道。作為投資環(huán)境的重要組成部分——基礎(chǔ)設(shè)施影響著外商的投資決策，落后的基礎(chǔ)設(shè)施成為外商作出投資決策的重要約束因素，反之基礎(chǔ)設(shè)施改善有利于外商直接投資流入。因為一國基礎(chǔ)設(shè)施的改善能夠增強連通性與提高生產(chǎn)效率，進(jìn)而降低企業(yè)的生產(chǎn)成本，相應(yīng)地提升外商的投資回報，最終增強該國對外商直接投資的吸引力。①Asiedu Elizabeth，“On the determinants of foreign direct investment to developing countries:is Africa different?”，World Development，vol.30，no.1，2002，pp.107-119.因此，作為基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)的重要資金來源，針對交通基礎(chǔ)設(shè)施、通訊基礎(chǔ)設(shè)施及能源基礎(chǔ)設(shè)施等部門的援助資金對外商直接投資存在顯著的正向影響。②Khadaroo A J and Seetanah B，“Transport infrastructure and foreign direct investment”，Journal of International Development:The Journal of the Development Studies Association，vol.22，no.1，2010，pp.103-123；Donaubauer J,Meyer B and Nunnenkamp P,“Aid,infrastructure,and FDI:assessing the transmission channel with a new index of infrastructure”，p.240.對東盟國家而言，基礎(chǔ)設(shè)施同樣被認(rèn)為是解釋外商直接投資流入的重要因素，③Xaypanya P,Rangkakulnuwat P and Paweenawat S W，“The determinants of foreign direct investment in ASEAN:the first differencing panel data analysis”，International Journal of Social Economics，2015；Gopalan S,Rajan R S,Duong L N T，“Roads to prosperity? Determinants of FDI in China and ASEAN”，The Chinese Economy，vol.52，no.4，2019，pp.318-341；Sasana Hadi and Fathoni Salman，“Determinant of foreign direct investment inflows in ASEAN countries”，JEJAK:Jurnal Ekonomi dan Kebijakan，vol.12，no.2，2019，pp.253-266.良好的基礎(chǔ)設(shè)施條件有利于外商直接投資流入東盟國家。

綜合現(xiàn)有文獻(xiàn)來看，國內(nèi)外學(xué)者就官方發(fā)展援助與外商直接投資的關(guān)系開展了大量研究工作，但仍存在以下不足：第一，學(xué)者們主要針對官方發(fā)展援助與外商直接投資的相關(guān)性進(jìn)行直接考察，對兩者關(guān)系中的傳導(dǎo)機制缺乏深入研究，因此，難以準(zhǔn)確把握兩者間的因果關(guān)系。第二，部分研究只考慮了基礎(chǔ)設(shè)施在援助與外商直接投資關(guān)系中的作用，但缺乏系統(tǒng)性討論，無法區(qū)分不同類型的基礎(chǔ)設(shè)施在其中發(fā)揮的差異性作用。因此，本文利用東盟國別面板數(shù)據(jù)，探討在東盟國家中官方發(fā)展援助能否影響受援國中的外商直接投資流入，不同類型的官方發(fā)展援助對于外商直接投資的影響是否存在差異以及基礎(chǔ)設(shè)施在官方發(fā)展援助與外商直接投資的關(guān)系中能否發(fā)揮傳導(dǎo)渠道作用。

二、理論框架與研究假說

根據(jù)經(jīng)濟合作與發(fā)展組織的定義，官方發(fā)展援助是主要用于幫助發(fā)展中國家實現(xiàn)經(jīng)濟發(fā)展及提高福利的援助資金，并成為發(fā)展中國家經(jīng)濟發(fā)展的外部支撐。長期以來發(fā)展經(jīng)濟學(xué)家對于官方發(fā)展援助在受援國經(jīng)濟發(fā)展中發(fā)揮的支撐作用展開討論，這些討論共同形成官方發(fā)展援助有效性問題。目前關(guān)于官方發(fā)展援助有效性的討論主要集中在其對受援國經(jīng)濟增長、貿(mào)易、外商直接投資等方面的影響。在經(jīng)濟全球化背景下，官方發(fā)展援助與外商直接投資作為外資流入的兩大主要來源，有助于改善發(fā)展中國家通常面臨的投資缺口和收支失衡狀況，特別是外商直接投資通過資本積累、技術(shù)轉(zhuǎn)移、知識溢出等渠道對東道國產(chǎn)生積極影響，進(jìn)而在發(fā)展中國家經(jīng)濟發(fā)展過程中發(fā)揮重要作用。因此，討論官方發(fā)展援助對外商直接投資的影響對于評估官方發(fā)展援助有效性意義重大。

（一）官方發(fā)展援助影響外商直接投資的假說

目前實證檢驗官方發(fā)展援助對外商直接投資的影響并未得到一致結(jié)論，一部分研究發(fā)現(xiàn)官方發(fā)展援助有利于促進(jìn)受援國吸收外商直接投資，因為官方發(fā)展援助通過改善受援國的投資環(huán)境和增強人力資本進(jìn)而提高了受援國的資本邊際產(chǎn)出，逐利資本為獲取更高的資本回報而流入受援國，最終促使受援國吸收外商直接投資規(guī)模的擴大，另一部分研究并未發(fā)現(xiàn)官方發(fā)展援助與外商直接投資間存在相關(guān)性，部分經(jīng)濟學(xué)家甚至認(rèn)為官方發(fā)展援助無法幫助發(fā)展中國家吸引外商直接投資。

除了從整體的層面考慮官方發(fā)展援助對外商直接投資的影響，不同類型的官方發(fā)展援助對于受援國吸收外商直接投資的影響也受到廣泛討論。按照援助流入的部門，官方發(fā)展援助主要被劃分為社會基礎(chǔ)設(shè)施與服務(wù)、經(jīng)濟基礎(chǔ)設(shè)施與服務(wù)、生產(chǎn)部門、項目援助、食物援助等不同類型，目前多數(shù)研究將流入社會基礎(chǔ)設(shè)施與服務(wù)以及經(jīng)濟基礎(chǔ)設(shè)施與服務(wù)部門的官方發(fā)展援助資金定義為互補性生產(chǎn)要素援助，同時將流入生產(chǎn)部門的援助資金定義為物質(zhì)資本援助。一部分被投資于互補性生產(chǎn)要素的官方發(fā)展援助能夠提升受援國在基礎(chǔ)設(shè)施、人力資源等方面的發(fā)展水平，進(jìn)而有助于提高受援國的全要素生產(chǎn)率，刺激外商直接投資流入。而被投資于物質(zhì)資本的生產(chǎn)部門援助則主要影響受援國的物質(zhì)資本積累，并不影響全要素生產(chǎn)率。

對于東盟國家，一方面從20 世紀(jì)80 年代開始，作為“亞洲四小虎”的馬來西亞、印度尼西亞、菲律賓、泰國因為經(jīng)濟突飛猛進(jìn)在全球范圍內(nèi)嶄露頭角。21 世紀(jì)初，越南也因經(jīng)濟的快速崛起與四小虎一起被合稱為“亞洲五小虎”。在東盟國家發(fā)展的成功經(jīng)驗中，吸引外國企業(yè)被納入國家發(fā)展戰(zhàn)略，各國也因此在吸收外商直接投資方面取得巨大成功。另一方面，越南、泰國與馬來西亞等國同樣是官方發(fā)展援助在東盟地區(qū)的主要流入國。因此，可以預(yù)期官方發(fā)展援助對外商直接投資產(chǎn)生影響。結(jié)合以上分析，本文提出假說：

假說1：官方發(fā)展援助能夠促進(jìn)外商直接投資流入東盟國家。

假說2：互補性生產(chǎn)要素援助促進(jìn)外商直接投資流入東盟國家，物質(zhì)資本援助則對東盟國家的外商直接投資產(chǎn)生擠出效應(yīng)。

（二）官方發(fā)展援助影響外商直接投資的傳導(dǎo)機制假說

新古典經(jīng)濟增長模型中，發(fā)展中國家常呈現(xiàn)出低收入、高人口增長率、高失業(yè)率以及低儲蓄率等特征，結(jié)果造成發(fā)展中國家中的較低儲蓄規(guī)模與特定經(jīng)濟發(fā)展水平所需的投資規(guī)模間形成儲蓄—投資缺口，這一缺口的存在對本國的經(jīng)濟增長造成負(fù)面影響。而作為填補發(fā)展中國家所需投資規(guī)模與實際儲蓄水平間缺口的重要資金來源，外商直接投資成為發(fā)展中國家競相追逐的對象。因此，長期以來關(guān)于發(fā)展中國家中外商直接投資流入的影響因素受到學(xué)者們的廣泛關(guān)注。

作為國際直接投資的主體，跨國公司參與國際投資需要依托一定內(nèi)外部優(yōu)勢，國際生產(chǎn)折衷理論對此給出的解釋是跨國公司進(jìn)行海外直接投資的優(yōu)勢來自企業(yè)自身的所有權(quán)特定優(yōu)勢與內(nèi)部化優(yōu)勢以及東道國的區(qū)位特定優(yōu)勢，①Dunning J H，“The theory of international production”，The International Trade Journal，vol.3，no.1，1988，pp.21-66.其中來自東道國的區(qū)位特定優(yōu)勢主要包括由東道國自身豐富的要素稟賦以及良好的政治、經(jīng)濟環(huán)境所塑造的優(yōu)勢。②Dunning J H，“The Eclectic (OLI) paradigm of international production:past,present and future”，International Journal of the Economics of Business，2001，pp.173-190.作為區(qū)位特定優(yōu)勢的組成部分，東道國的市場規(guī)模、自然資源稟賦、基礎(chǔ)設(shè)施、政策環(huán)境、人力資本以及金融系統(tǒng)等均被視為外商直接投資流入的主要影響因素。③Asiedu E，“Foreign direct investment in Africa:the role of natural resources,market size,government policy,institutions and political instability”，World Economy，vol.29，no.1，2006，pp.63-77；Kinda T，“Investment climate and FDI in developing countries:firm-level evidence”，World Development，vol.38，no.4，2010，pp.498-513；Globerman S and Shapiro D，“Global foreign direct investment flows:the role of governance infrastructure”，World Development，vol.30，no.11，2002，pp.1899-1919；Noorbakhsh F,Paloni A and Youssef A，“Human capital and FDI inflows to developing countries:new empirical evidence”，World Development，vol.29，no.9，2001，pp.1593-1610；Hermes N and Lensink R，“Foreign direct investment,financial development and economic growth”，The Journal of Development Studies，vol.40，no.1，2003，pp.142-163.

因此，影響外商直接投資的東道國因素是多維度的，基礎(chǔ)設(shè)施作為影響外商直接投資流入的東道國區(qū)位特定優(yōu)勢之一，對于跨國公司面向特定東道國作出投資決策可能產(chǎn)生重大影響。如何理解基礎(chǔ)設(shè)施在外商作出國際直接投資決策過程中發(fā)揮的作用？可從以下三個方面理解：第一，追求成本最小化。東道國所具備的優(yōu)質(zhì)基礎(chǔ)設(shè)施條件能夠有效促進(jìn)要素流動，增強跨國公司與供應(yīng)商和客戶間的聯(lián)系，同時提高東道國和他國與區(qū)域間的通達(dá)性，進(jìn)而降低跨國公司在生產(chǎn)、運輸以及銷售等過程中的運輸成本與交易成本；而當(dāng)一國基礎(chǔ)設(shè)施落后的情況下，跨國公司如果選擇對其進(jìn)行投資，必然會面臨該國基礎(chǔ)設(shè)施落后所導(dǎo)致的一系列后果，例如道路條件差導(dǎo)致的運輸費用高、電力不足引發(fā)的拉閘限電等，這些后果最終致使跨國公司交易成本上升。第二，尋求市場擴張。在尋求市場擴張過程中，某一東道國基礎(chǔ)設(shè)施特別是交通基礎(chǔ)設(shè)施的改善能夠有效增強外商對該國市場的可達(dá)性，出于市場尋求動機偏好，部分跨國公司會作出對該國的投資決策。第三，提升人力資本。在官方發(fā)展援助中，面向?qū)W校、醫(yī)院等社會基礎(chǔ)設(shè)施與服務(wù)的資金是重要組成部分。這部分援助資金顯著地提升了受援國的人力資本，而受援國的人力資本顯然會影響跨國公司的投資決策，因為當(dāng)跨國公司決定對兩個其他條件相近的國家進(jìn)行投資時，人力資本豐富的國家對跨國公司來說更具吸引力，因為豐富的人力資本將有利于跨國公司更快速地招聘員工并開展生產(chǎn)活動，同時顯著降低跨國公司的人員培訓(xùn)成本。

作為“硬件基礎(chǔ)”，基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)通常被認(rèn)為是發(fā)展中國家改善投資環(huán)境的重要一環(huán)，帶有明顯的公用性、不可分性以及非獨占性，因此基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)通常依賴公共資金。然而當(dāng)前發(fā)展中國家特別是極不發(fā)達(dá)國家對外商直接投資的吸引力與自身的經(jīng)濟發(fā)展水平間存在一種悖論關(guān)系：一方面在這些經(jīng)濟發(fā)展水平低的國家中，在由政府管理水平、基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)、政策與制度質(zhì)量等共同構(gòu)成的綜合能力提升方面受限，對于外商直接投資的吸引力較弱；另一方面欠缺外商直接投資流入的國家，由于國內(nèi)儲蓄水平較低而難以撥付資金以提升區(qū)位優(yōu)勢。而在眾多的區(qū)位優(yōu)勢中，基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)具有投入大、周期長的特點，發(fā)展中國家缺乏基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)資金，官方發(fā)展援助自然成為提升發(fā)展中國家基礎(chǔ)設(shè)施水平，以增強對外商直接投資吸引力的重要外部資源。目前，包括資金、技術(shù)合作等在內(nèi)的官方發(fā)展援助顯然成為發(fā)展中國家突破基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)瓶頸的重要支撐。

同樣，東盟地區(qū)的發(fā)展中國家特別是最不發(fā)達(dá)國家在對于基礎(chǔ)設(shè)施水平提升至關(guān)重要的資金、技術(shù)以及技能人才等方面較為薄弱，因此，包括資金、技術(shù)等在內(nèi)的官方發(fā)展援助顯然成為東盟地區(qū)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)的重要支撐。在雙邊與多邊層面，基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)已成為重要合作主題。特別是在中南半島地區(qū)，由于基礎(chǔ)設(shè)施發(fā)展滯后，依托官方發(fā)展援助資金的基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)項目在大湄公河次區(qū)域合作機制、瀾湄合作機制以及“一帶一路”倡議等合作框架下穩(wěn)步推進(jìn)。因此，基于以上論述，本文進(jìn)一步提出以下假說：

假說3：基礎(chǔ)設(shè)施是官方發(fā)展援助影響東盟國家外商直接投資的傳導(dǎo)渠道。

三、模型設(shè)定、變量及數(shù)據(jù)說明

（一）計量模型設(shè)定

為檢驗假說1，本文的基礎(chǔ)模型設(shè)置如下：

其中，本文選取全球在t 年對i 國的外商直接投資人均存量對數(shù)lnpfdiit作為被解釋變量；lnodait為核心解釋變量，表示全球在t 年向i 國提供官方發(fā)展援助的對數(shù)；controlit表示控制變量，本文選取6 組控制變量，主要包括受援國的國內(nèi)生產(chǎn)總值對數(shù)（lngdp）、人均國內(nèi)生產(chǎn)總值對數(shù)（lnpgdp）、經(jīng)濟增長率（growth）、商品貿(mào)易占GDP 的比重（open）、總資本形成（capg）、平均消費價格百分比變化（infla）、M2 與GDP 之比（findev）、總?cè)丝跀?shù)（pop）、人力資本指數(shù)（hc）、總勞動人口數(shù)（lab）、自然資源租金占GDP 的比重（res）及每百人移動電話用戶數(shù)（phone）等指標(biāo)；μi表示國別固定效應(yīng)；δt為年份虛擬變量，主要控制特殊年份的重大宏觀經(jīng)濟沖擊（例如2008 年全球金融危機）；εit為隨機擾動項。

為進(jìn)一步討論不同類別官方發(fā)展援助對東盟受援國吸收外商直接投資的影響，檢驗假說2 是否成立，本文將官方發(fā)展援助分為互補性生產(chǎn)要素援助（odac）與物質(zhì)資本援助（odam），繼而構(gòu)建拓展模型如下：

其中，odacit表示流入社會基礎(chǔ)設(shè)施與服務(wù)和經(jīng)濟基礎(chǔ)設(shè)施與服務(wù)部門的援助資金；odamit表示用于生產(chǎn)部門的援助資金，odacsqit為odacit的平方項；controlit表示控制變量，與基礎(chǔ)模型控制變量相同；μi表示國別固定效應(yīng)；δt為年份虛擬變量；εit為隨機擾動項。

為檢驗假說3，本文參考孫楚仁等的逐步回歸方法，對東盟國家中基礎(chǔ)設(shè)施是否為官方發(fā)展援助作用于外商直接投資的傳導(dǎo)渠道進(jìn)行考察，①孫楚仁、何茹、劉雅瑩：《對非援助與中國企業(yè)對外直接投資》，《中國工業(yè)經(jīng)濟》2021 年第3 期。設(shè)置以下兩個回歸模型：

模型（3）式中，infrastructureit作為被解釋變量，表示i 國在第t 年的基礎(chǔ)設(shè)施水平，分別選取了陸路交通、電力、航空、通信以及網(wǎng)絡(luò)五個領(lǐng)域的基礎(chǔ)設(shè)施指標(biāo)；其中陸路交通基礎(chǔ)設(shè)施水平由公路總里程對數(shù)（lnroad）衡量，電力基礎(chǔ)設(shè)施水平由人均電力消耗量對數(shù)（lnelectricity）衡量，航空基礎(chǔ)設(shè)施水平由注冊空運機飛行班次對數(shù)（lnaviation）衡量，通信基礎(chǔ)設(shè)施水平由每百人移動電話用戶數(shù)對數(shù)（lnphone）衡量，網(wǎng)絡(luò)基礎(chǔ)設(shè)施水平由每百人互聯(lián)網(wǎng)用戶數(shù)對數(shù)（lninternet）衡量。lnodainfrait為解釋變量，表示在t 年i 國接受的基礎(chǔ)設(shè)施官方發(fā)展援助的對數(shù)。controlit表示控制變量，主要包括人均國內(nèi)生產(chǎn)總值對數(shù)（lnpgdp）、總?cè)丝跀?shù)（pop）以及陸地面積對數(shù)（lnarea）。模型（4）式中，人均外商直接投資對數(shù)指標(biāo)lnpfdiit作為被解釋變量，infrastructureit為基礎(chǔ)設(shè)施指標(biāo)，controlit作為控制變量除不包括基礎(chǔ)設(shè)施指標(biāo)外，同基礎(chǔ)模型相同。

按照以上設(shè)定，式（3）用于檢驗面向東盟國家基礎(chǔ)設(shè)施領(lǐng)域的官方發(fā)展援助資金對受援國基礎(chǔ)設(shè)施水平的影響，式（4）用于檢驗東盟國家基礎(chǔ)設(shè)施水平對本國所吸收的外商直接投資的影響，如果兩個回歸模型解釋變量的系數(shù)β1與β3均顯著為正，則意味著假說3 成立。

（二）變量選擇

被解釋變量方面，本文選取東盟樣本國的人均外商直接投資存量作為被解釋變量，進(jìn)行對數(shù)處理后（lnpfdi）加入模型。穩(wěn)健性檢驗中選用外商直接投資存量的對數(shù)（lnfdi）作為被解釋變量；核心解釋變量lnoda 是東盟樣本國接受的官方發(fā)展援助總額的對數(shù)?？刂谱兞糠矫?，本文選取了6 組控制變量，具體包括國內(nèi)生產(chǎn)總值對數(shù)（lngdp）、人均國民總收入對數(shù)（lngni）、人均國內(nèi)生產(chǎn)總值對數(shù)（lnpgdp）、經(jīng)濟增長率（growth）、商品貿(mào)易占GDP 的比重（open）、總資本形成（capg）、平均消費價格（infla）、M2 與GDP 之比（findev）、金融發(fā)展指數(shù)（findevindex）、總?cè)丝跀?shù)（pop）、人力資本指數(shù)（hc）、總勞動人口數(shù)（lab）、自然資源租金占GDP 的比重（res）、每百人移動電話用戶數(shù)（phone）以及每百人互聯(lián)網(wǎng)用戶數(shù)（internet），具體如表1所示。

表1 變量的描述性統(tǒng)計

（三）數(shù)據(jù)說明

本文使用2001—2019 年東盟7 個國家（柬埔寨、印度尼西亞、老撾、馬來西亞、菲律賓、泰國及越南）的面板數(shù)據(jù)②本文選擇東盟7 個國家作為樣本國，而未選取文萊、緬甸和新加坡的原因是文萊和新加坡作為東盟成員國中的較發(fā)達(dá)國家，自1995 年開始，OECD 援助數(shù)據(jù)庫未收錄其官方發(fā)展援助數(shù)據(jù)。而緬甸接受官方發(fā)展援助的規(guī)模很大程度受到政治因素的影響，2010 年緬甸開啟民主化進(jìn)程，2013 年時任美國總統(tǒng)奧巴馬訪問緬甸，當(dāng)年緬甸接受的官方發(fā)展援助激增14 倍，其中日本對緬援助從2012 年的7000 萬美元增長至2013 年的49.85 億美元。因此緬甸官方發(fā)展援助受到政治因素的極大干擾，不適合作為本文分析的樣本國。，數(shù)據(jù)來源與處理如下：

東盟國家接受的外商直接投資數(shù)據(jù)來自聯(lián)合國貿(mào)易與發(fā)展會議數(shù)據(jù)庫，包括東盟國家的人均外商直接投資存量和外商直接投資存量數(shù)據(jù)。東盟國家的基礎(chǔ)設(shè)施數(shù)據(jù)主要涵蓋陸路交通、電力、航空、通信以及網(wǎng)絡(luò)五個基礎(chǔ)設(shè)施領(lǐng)域，分別由公路總里程、人均電力消耗量、注冊空運機飛行班次、每百人移動電話用戶數(shù)以及每百人互聯(lián)網(wǎng)用戶數(shù)衡量。五項指標(biāo)主要來自亞洲開發(fā)銀行的“關(guān)鍵指標(biāo)數(shù)據(jù)庫”與東盟統(tǒng)計（東盟秘書處）數(shù)據(jù)庫。

官方發(fā)展援助總額數(shù)據(jù)來自經(jīng)濟合作與發(fā)展組織發(fā)布的“官方發(fā)展援助數(shù)據(jù)”數(shù)據(jù)庫?；パa性生產(chǎn)要素官方發(fā)展援助選取“官方發(fā)展援助數(shù)據(jù)”數(shù)據(jù)庫中社會基礎(chǔ)設(shè)施與服務(wù)和經(jīng)濟基礎(chǔ)設(shè)施與服務(wù)之和，物質(zhì)資本官方發(fā)展援助則選取“官方發(fā)展援助數(shù)據(jù)”數(shù)據(jù)庫中流入生產(chǎn)部門的官方發(fā)展援助數(shù)據(jù)，基礎(chǔ)設(shè)施官方發(fā)展援助選取自“官方發(fā)展援助數(shù)據(jù)”數(shù)據(jù)庫中的經(jīng)濟基礎(chǔ)設(shè)施與服務(wù)，主要包括流向能源、交通和通信等領(lǐng)域的官方發(fā)展援助資金，限于數(shù)據(jù)可得性，三項數(shù)據(jù)指標(biāo)的時間期限為2005—2019 年。

控制變量主要涵蓋經(jīng)濟規(guī)模、貿(mào)易開放度、金融環(huán)境、人力資源、自然條件及基礎(chǔ)設(shè)施六個層面，分別來自世界銀行的“世界發(fā)展指標(biāo)”數(shù)據(jù)庫、賓夕法尼亞大學(xué)發(fā)布的“佩恩表”、聯(lián)合國商品貿(mào)易統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫、國際貨幣基金組織的“國際經(jīng)濟展望數(shù)據(jù)庫”以及亞洲開發(fā)銀行的“關(guān)鍵指標(biāo)數(shù)據(jù)庫”。經(jīng)濟規(guī)模因素層面，國內(nèi)生產(chǎn)總值、人均國內(nèi)生產(chǎn)總值和經(jīng)濟增長率選取自世界銀行的“世界發(fā)展指標(biāo)”數(shù)據(jù)庫，人均國民總收入選自亞洲開發(fā)銀行的“關(guān)鍵指標(biāo)數(shù)據(jù)庫”。貿(mào)易開放度層面，本文使用來自聯(lián)合國商品貿(mào)易統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫中的商品貿(mào)易占GDP 的比重作為衡量貿(mào)易開放度的指標(biāo)。金融環(huán)境層面，本文從佩恩表、國際貨幣基金組織的“國際經(jīng)濟展望數(shù)據(jù)庫”以及亞洲開發(fā)銀行的“關(guān)鍵指標(biāo)數(shù)據(jù)庫”中分別選取總資本形成、金融發(fā)展指數(shù)以及平均消費價格，用來衡量一國的資本形成水平、金融深度以及通貨膨脹水平。人力資源層面，本文使用世界銀行的“世界發(fā)展指標(biāo)”數(shù)據(jù)庫中的總?cè)丝谂c總勞動人口以及佩恩表中的人力資本指數(shù)三項指標(biāo)，分別用來衡量人口規(guī)模、勞動力規(guī)模和人力資源水平。自然條件因素和基礎(chǔ)設(shè)施因素本文分別選取世界銀行的“世界發(fā)展指標(biāo)數(shù)據(jù)庫”和亞洲開發(fā)銀行的“關(guān)鍵指標(biāo)數(shù)據(jù)庫”中的自然資源租金占GDP 的比重、每百人移動電話用戶數(shù)和每百人互聯(lián)網(wǎng)用戶數(shù)，陸地面積本文則選取自世界銀行的“世界發(fā)展指標(biāo)數(shù)據(jù)庫”。

四、實證結(jié)果與分析

（一）基準(zhǔn)回歸

1.基準(zhǔn)回歸結(jié)果

基準(zhǔn)回歸使用靜態(tài)面板模型，表2 為官方發(fā)展援助影響外商直接投資的基準(zhǔn)回歸結(jié)果，第（1）至第（3）列控制了個體效應(yīng)，第（4）至第（6）列則控制了個體與時間雙向固定效應(yīng)。表2 的回歸結(jié)果顯示，官方發(fā)展援助對數(shù)指標(biāo)（lnoda）在第（1）至第（6）列均顯著為正，其中第（2）至第（6）列在1%的水平上顯著為正，第（1）列在5%的水平上顯著為正。其中第（4）列僅考慮官方發(fā)展援助對外商直接投資的影響，其估計系數(shù)為0.405。第（5）列與第（6）列中分別加入經(jīng)濟規(guī)模、金融環(huán)境、貿(mào)易開放度、人力資源水平等控制變量，官方發(fā)展援助的估計系數(shù)仍為正數(shù)，調(diào)整R2則隨著控制變量的添加而不斷增大。第（6）列作為基準(zhǔn)回歸的最終結(jié)果，在控制個體效應(yīng)、時間效應(yīng)以及其他控制變量的情況下，估計系數(shù)為0.318，F(xiàn) 值為354.759，在1%的水平上顯著。這一結(jié)果說明在東盟國家中，官方發(fā)展援助對外商直接投資存在顯著正向影響，官方發(fā)展援助的增加有利于擴大外商直接投資規(guī)模。

表2 官方發(fā)展援助對外商直接投資影響的基準(zhǔn)回歸結(jié)果

其他控制變量方面：國內(nèi)生產(chǎn)總值對數(shù)（lngdp）在第（5）列與第（6）列中顯著為正，意味著受援國經(jīng)濟規(guī)模越大，越有利于該國吸引更多的外商直接投資；而一國的貿(mào)易開放度（open）越高，該國對外商直接投資的吸引力越強，該變量的系數(shù)同樣在第（5）列與第（6）列中顯著為正；一國金融環(huán)境的提升并非有利于外商直接投資的流入，國內(nèi)金融環(huán)境的改善將拓寬融資渠道、優(yōu)化金融體系，進(jìn)而對外商直接投資造成擠出效應(yīng)，第（6）列中平均消費價格（infla）與M2 與GDP 之比（findev）均顯著為負(fù)；東盟國家中巨大的人口規(guī)模和不斷提升的基礎(chǔ)設(shè)施水平成為外商做出直接投資決策的重要考量。其中巨大的人口規(guī)模為外商生產(chǎn)的產(chǎn)品提供了龐大的消費市場。而以每百人移動電話用戶數(shù)（phone）指標(biāo)衡量的基礎(chǔ)設(shè)施水平表明基礎(chǔ)設(shè)施的改善有利于通暢各方的溝通交流，對外商直接投資流入具有積極意義，兩項指標(biāo)系數(shù)均顯著為正。

2.穩(wěn)健性與內(nèi)生性檢驗

（1）替換被解釋變量。為了確?；貧w結(jié)果的穩(wěn)健性，被解釋變量方面，改用FDI 存量對數(shù)（lnfdi）替代人均FDI 存量對數(shù)（lnpfdi），并再次進(jìn)行回歸，相應(yīng)的估計結(jié)果如表3 中的第（2）列所示。結(jié)果顯示，在更換了被解釋變量的情況下，官方發(fā)展援助對數(shù)（lnoda）的估計系數(shù)仍在1%的水平上顯著為正。而其他控制變量與基準(zhǔn)回歸基本保持一致。

（2）替換控制變量。本文選擇從基準(zhǔn)回歸中的12 個控制變量中選取3 個控制變量進(jìn)行替換，使用人均國民總收入對數(shù)（lngni）、金融發(fā)展指數(shù)（findevindex）以及每百人互聯(lián)網(wǎng)用戶數(shù)（internet）分別替換人均國內(nèi)生產(chǎn)總值對數(shù)（lnpgdp）、M2/GDP（findev）以及每百人移動電話用戶數(shù)（phone）。回歸結(jié)果表明官方發(fā)展援助對外商直接投資仍存在正向影響，且在1%的水平上統(tǒng)計顯著。

（3）縮尾處理。為了避免數(shù)據(jù)異常值對回歸結(jié)果的影響，本文選用穩(wěn)健性檢驗的常用方法——數(shù)據(jù)縮尾。本文選擇對所有數(shù)據(jù)按照上下1%進(jìn)行縮尾處理，并使用縮尾處理后的變量數(shù)值再次進(jìn)行雙向固定效應(yīng)回歸，回歸結(jié)果如表3 中第（4）列所示，官方發(fā)展援助對數(shù)指標(biāo)的系數(shù)為0.298，且在1%的水平上顯著?？梢?，經(jīng)過縮尾處理后的回歸結(jié)果仍然與基準(zhǔn)回歸保持一致，說明回歸結(jié)果是穩(wěn)健的。

（4）動態(tài)面板模型估計?？紤]到外商直接投資具有一定的連續(xù)性，基準(zhǔn)回歸中的靜態(tài)面板回歸模型無法解釋前期的外商直接投資對當(dāng)期的影響，本文引入被解釋變量外商直接投資變量滯后一期值（lnpfdii,t-1）的動態(tài)面板模型進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗?；貧w結(jié)果顯示官方發(fā)展援助對數(shù)（lnoda）的系數(shù)為0.138，且在1%水平上顯著，這意味著在東盟國家中官方發(fā)展援助對于外商直接投資流入具有正向影響的結(jié)論仍然成立。針對研究樣本為長面板數(shù)據(jù)，本文采用基于Bootstrap 偏差糾正的LSDV 估計，試圖克服樣本量較小對回歸結(jié)果的影響。對比差分廣義矩估計、系統(tǒng)廣義矩估計和糾偏LSDV 三項回歸中，官方發(fā)展援助對外商直接投資均顯著為正，顯著水平分別為1%、10%和5%。限于文章篇幅，表3 中第（5）列僅展示一步差分廣義矩估計（FD-GMM）的結(jié)果，本文采用的一步差分廣義矩估計（FD-GMM）中包含人均FDI 存量對數(shù)（lnpfdi）的一階滯后項，并以人均FDI 存量對數(shù)（lnpfdi）的二階及以上滯后項、解釋變量和所有控制變量的一階差分項作為工具變量。Arellano-Bond 自相關(guān)與Sargan 過度識別檢驗結(jié)果顯示AR（1）的P 值為0.002，AR（2）的P 值為0.166，這表明擾動項的差分存在一階自相關(guān)且不存在二階自相關(guān)，說明設(shè)定動態(tài)面板模型合理，Sargan 統(tǒng)計量在1%的水平上拒絕“所有工具變量都外生”的原假設(shè)，表明模型選取的工具變量合理。

（5）由于官方發(fā)展援助與外商直接投資間可能存在的雙向因果導(dǎo)致的內(nèi)生性問題會造成不一致估計，為了檢驗潛在的內(nèi)生性問題，本文采用官方發(fā)展援助變量的滯后項可以在一定程度降低雙向因果導(dǎo)致的內(nèi)生性問題對估計不一致的影響。表3 中第（6）列給出了官方發(fā)展援助變量一階滯后項（Llnoda）影響對外商直接投資的回歸結(jié)果，顯然官方發(fā)展援助對數(shù)滯后項的系數(shù)與基準(zhǔn)回歸的結(jié)果基本一致。

表3 穩(wěn)健性與內(nèi)生性檢驗

（二）拓展分析

為了進(jìn)一步驗證互補性生產(chǎn)要素官方發(fā)展援助與物質(zhì)資本官方發(fā)展援助兩種不同類型的官方發(fā)展援助對于東盟樣本國外商直接投資流入的影響，本部分基于拓展模型采用與上部分相類似的實證范式進(jìn)行考察。表4 中第（1）列個體固定效應(yīng)模型和第（2）列雙向固定效應(yīng)模型的估計結(jié)果顯示互補性生產(chǎn)要素官方發(fā)展援助的估計系數(shù)分別在1%和5%的水平上顯著為正，說明在樣本國中互補性生產(chǎn)要素官方發(fā)展援助的增加顯著促進(jìn)了外商直接投資規(guī)模的擴大。而物質(zhì)資本官方發(fā)展援助的估計系數(shù)均為負(fù)值，但結(jié)果不顯著。同時與其他控制變量相比，基礎(chǔ)設(shè)施與貿(mào)易開放度對外商直接投資的影響處于更高的正向顯著水平，這表明基礎(chǔ)設(shè)施水平和貿(mào)易開放度仍是外國投資者對東盟投資的重要關(guān)切。

表4 不同類型官方發(fā)展援助影響外商直接投資的回歸結(jié)果以及穩(wěn)健性與內(nèi)生性檢驗

為確保估計結(jié)果的穩(wěn)健性與處理內(nèi)生性，本部分同樣進(jìn)行穩(wěn)健性與內(nèi)生性檢驗，穩(wěn)健性檢驗包括替換被解釋變量、替換控制變量、縮尾處理以及一步差分廣義矩估計（FD-GMM），結(jié)果分別為表4 中的第（3）至第（6）列，其中互補性生產(chǎn)要素官方發(fā)展援助的估計系數(shù)均顯著為正，物質(zhì)資本官方發(fā)展援助的估計系數(shù)均為負(fù)值，但不顯著。這一結(jié)果說明在東盟樣本國中，與物質(zhì)資本官方發(fā)展援助相比，互補性生產(chǎn)要素官方發(fā)展援助對外商直接投資的促進(jìn)作用更為明顯。表4 中第（7）列為內(nèi)生性檢驗結(jié)果，從回歸結(jié)果來看，與表4 中第（2）列的結(jié)果基本一致。

東盟樣本國間的經(jīng)濟發(fā)展水平存在較大差異，根據(jù)世界銀行收入劃分標(biāo)準(zhǔn)，柬埔寨與老撾為低收入國家，其他五國為中低收入國家。①由于在考察期內(nèi)，世界銀行關(guān)于收入水平劃分的標(biāo)準(zhǔn)持續(xù)改變，而老撾與柬埔寨兩國最晚從低收入國家組別邁入中等偏下收入組別，因此，此處關(guān)于收入水平的界定是相對而言的。為驗證官方發(fā)展援助影響外商直接投資的國別差異，本部分依次剔除樣本國，并采用雙向固定效應(yīng)模型和一步差分廣義矩估計（FD-GMM）進(jìn)行回歸，相應(yīng)估計結(jié)果見表5。與拓展分析中的基準(zhǔn)回歸結(jié)果相比，在逐步從面板數(shù)據(jù)中剔除柬埔寨和老撾后，互補性生產(chǎn)要素官方發(fā)展援助的估計系數(shù)不再顯著，而物質(zhì)資本官方發(fā)展援助的估計系數(shù)逐步顯著為負(fù)。這表明在東盟樣本國中，與以柬埔寨和老撾代表的低收入水平國家相比，在收入水平相對較高的樣本國中物質(zhì)資本官方發(fā)展援助對于外商直接投資的擠出效應(yīng)更為顯著。

表5 官方發(fā)展援助影響外商直接投資的國別差異②限于篇幅，完整檢驗結(jié)果未附上。

（三）傳導(dǎo)機制檢驗：對基礎(chǔ)設(shè)施渠道的評估

為檢驗假說3，本文運用逐步回歸方法就官方發(fā)展援助影響外商直接投資的基礎(chǔ)設(shè)施渠道進(jìn)行考察。表6 和表7 分別為式（3）和式（4）的估計結(jié)果。其中，表6 檢驗了投入東盟國家基礎(chǔ)設(shè)施部門的官方發(fā)展援助對基礎(chǔ)設(shè)施的影響。估計結(jié)果顯示東盟國家中，基礎(chǔ)設(shè)施官方發(fā)展援助對五種基礎(chǔ)設(shè)施領(lǐng)域的影響均為正，且基礎(chǔ)設(shè)施官方發(fā)展援助對電力、通信以及網(wǎng)絡(luò)基礎(chǔ)設(shè)施的影響顯著為正，這意味著投入受援國基礎(chǔ)設(shè)施領(lǐng)域的援助資金對受援國基礎(chǔ)設(shè)施水平的提升具有顯著促進(jìn)作用。表7 檢驗了基礎(chǔ)設(shè)施對東盟國家外商直接投資的影響。估計結(jié)果顯示，陸路交通基礎(chǔ)設(shè)施、電力基礎(chǔ)設(shè)施、通信基礎(chǔ)設(shè)施以及網(wǎng)絡(luò)基礎(chǔ)設(shè)施指標(biāo)的估計系數(shù)顯著為正，表明在東盟國家中，陸路交通、電力、通信以及網(wǎng)絡(luò)基礎(chǔ)設(shè)施的改善有利于促進(jìn)外商直接投資流入。而基礎(chǔ)設(shè)施官方發(fā)展援助變量的估計系數(shù)不顯著，電力通信以及網(wǎng)絡(luò)基礎(chǔ)設(shè)施的估計系數(shù)顯著為正，這說明存在完善中介效應(yīng)。綜上所述，面向東盟國家基礎(chǔ)設(shè)施領(lǐng)域的官方發(fā)展援助改善了各受援國的電力、通信以及網(wǎng)絡(luò)基礎(chǔ)設(shè)施狀況，進(jìn)而促進(jìn)外商直接投資流入。因此，這一估計結(jié)果意味著假說3 成立。①運用官方發(fā)展援助總額對數(shù)指標(biāo)對基礎(chǔ)設(shè)施傳導(dǎo)渠道進(jìn)行檢驗，回歸結(jié)果同樣顯示電力、通信以及網(wǎng)絡(luò)基礎(chǔ)設(shè)施在官方發(fā)展援助與外商直接投資關(guān)系中發(fā)揮了傳導(dǎo)渠道作用，限于篇幅，完整檢驗結(jié)果未附上。

表6 基礎(chǔ)設(shè)施官方發(fā)展援助對基礎(chǔ)設(shè)施水平的影響

表7 基礎(chǔ)設(shè)施水平對外商直接投資的影響

五、結(jié)論與政策建議

本文基于官方發(fā)展援助作用于外商直接投資的影響機理，利用2001—2019 年東盟樣本國的面板數(shù)據(jù)，構(gòu)建靜態(tài)和動態(tài)面板模型，就東盟成員國接受的官方發(fā)展援助對外商直接投資的影響進(jìn)行實證檢驗，并進(jìn)一步將官方發(fā)展援助分為互補性生產(chǎn)要素官方發(fā)展援助和物質(zhì)資本官方發(fā)展援助后納入模型中以檢驗不同類型的官方發(fā)展援助對于外商直接投資是否造成影響，以及這種影響在不同收入水平的樣本國中是否存在差異。主要結(jié)論如下：第一，在東盟樣本國中，官方發(fā)展援助有助于促進(jìn)外商直接投資的流入；第二，互補性生產(chǎn)要素官方發(fā)展援助顯著促進(jìn)外商直接投資流入受援國，而物質(zhì)資本官方發(fā)展援助對于外商直接投資的效應(yīng)并不顯著；第三，在東盟樣本國中，收入水平更高的國家中物質(zhì)資本官方發(fā)展援助對于外商直接投資產(chǎn)生顯著的擠出效應(yīng)，同時互補性生產(chǎn)要素官方發(fā)展援助則不再顯著促進(jìn)外商直接投資的流入；第四，基礎(chǔ)設(shè)施是官方發(fā)展援助作用于外商直接投資的傳導(dǎo)渠道。面向東盟國家基礎(chǔ)設(shè)施領(lǐng)域的官方發(fā)展援助通過改善受援國的電力、通信以及網(wǎng)絡(luò)基礎(chǔ)設(shè)施條件進(jìn)而促進(jìn)外商直接投資流入。

因此，基于上述實證檢驗的結(jié)論，本文提出以下政策建議：第一，在東盟樣本國中，官方發(fā)展援助顯著促進(jìn)了外商直接投資流入。這意味著中國需向東盟國家特別是一些欠發(fā)達(dá)國家提供官方發(fā)展援助，同時還應(yīng)加強與域外國家和國際組織間開展援助合作，共同為東盟國家注入援助資金，合力推動構(gòu)建中國—東盟命運共同體。第二，中國向東盟成員國提供官方發(fā)展援助的過程中，應(yīng)充分結(jié)合各國的發(fā)展水平制定有針對性的援助方案，重點面向經(jīng)濟基礎(chǔ)設(shè)施領(lǐng)域提供援助資金，幫助東盟國家提升經(jīng)濟基礎(chǔ)設(shè)施水平。同時，中國應(yīng)配合中國企業(yè)海外直接投資流向，提前謀劃對外援助的結(jié)構(gòu)和布局，為中國企業(yè)“走出去”奠定堅實基礎(chǔ)。