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)展中國家經濟發(fā)展過程中的重要資金來源。自20 世紀60 年代開始，一大批經濟學家嘗試從儲蓄與投資、人力資本、貿易、技術及制度等不同角度研究外部資金能否在發(fā)展中國家實現經濟可持續(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濟增長的關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系未得到重視。20世紀末，以While Rodrik、Harms &Lutz 為代表的學者們開始探討援助與其他外資流入類型間的關系。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的大量外資。20 世紀90 年代至21 世紀初，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到6%～9%，且在亞洲發(fā)展中國家受援總額中的比重高達20%～30%。進入21 世紀，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由于援助數據缺失，本圖僅選取8 個東盟成員國數據，未包含新加坡和文萊。

近年來，東盟國家的基礎設施建設駛入“快車道”，除基礎設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設施競爭力迅速提升。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設施競爭力處于相近水平，但在十年內卻迅速趕超（參見圖2）。

圖2 2007—2017 年東盟國家基礎設施競爭力指數

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系進行考察，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)展援助能否促進外商直接投資流入受援國；三是基礎設施是否為官方發(fā)展援助影響東盟國家吸收外商直接投資的傳導渠道。本文的基本結構為：第一部分是文獻綜述，第二部分是理論框架與研究假說，第三部分為模型設定、變量及數據說明，第四部分為實證結果與分析，第五部分為結論與政策建議。

一、文獻綜述

（一）官方發(fā)展援助對外商直接投資的影響

關于官方發(fā)展援助影響受援國外商直接投資流入的研究成果頗豐，一部分學者對于官方發(fā)展援助影響外商直接投資持積極看法，認為官方發(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；而另一部分學者持相反觀點，認為由于官方發(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)展合作模式構想》，《世界經濟與政治》2017 年第8 期。難以在短期內改善發(fā)展中國家的投資環(huán)境，因此并不能有效促進外商直接投資流入。目前各方圍繞官方發(fā)展援助影響外商直接投資的相關討論仍在繼續(xù)。

持有效論觀點的學者認為一國獲取的官方發(fā)展援助能促進外商直接投資流入，兩者呈現顯著的正相關關系。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關系，且官方發(fā)展援助主要通過完善基礎設施、規(guī)避風險等渠道擴大受援國的外商直接投資流入規(guī)模。其中，第一種觀點認為由于發(fā)展中國家經濟基礎薄弱，國內資金難以支撐公共設施的建設，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設施水平，為吸引外國投資提供良好的國內環(huán)境，促使受援國的資本邊際產出進一步提高，進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設施水平，進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“基礎設施效應”。第二種觀點是當跨國公司決定對一國進行投資時面臨政治、法律法規(guī)、經濟社會等領域存在的多重風險，一國內所存在的風險會對外商直接投資造成負面效應，且這一負面效應隨著風險增加而擴大。而外國援助能夠降低外商直接投資進入受援國可能遭受的風險，進而確立外國援助能夠通過降低風險促進外商直接投資流入受援國的觀點。Asiedu 等基于沒收風險與外商直接投資間的負相關關系，將研究進一步拓展至援助、沒收風險與外商直接投資三者間的關系，發(fā)現一國存在的沒收風險導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險的增加而下降，而援助能夠減輕沒收風險在受援國吸引外商直接投資過程中造成的負面影響。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 認為在受援國中，多邊援助對外商直接投資造成負面影響，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，被用于公共基礎設施和人力資源等領域的互補性援助資金提高受援國的資本邊際產出，進而吸引外商直接投資流入，而被用于生產部門的物質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。因此，學者們對于這一問題作出不同解答的依據是官方發(fā)展援助與外商直接投資具備有效性的特定條件。援助進入受援國首先需要面對包括政府、法律體系以及所有權制度等在內的制度環(huán)境，而各受援國不同的制度環(huán)境影響著援助效果，在一些腐敗現象較為突出的國家，針對援助的尋租行為更為猖獗，最終導致援助難以通過公共基礎設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——基于結構視角》，《國際經貿探索》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”。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”。該觀點認為援助鼓勵了非生產性尋租活動，私營部門因加強在獲取援助方面的競爭，縮減培訓和研發(fā)活動，導致受援國的邊際生產率水平降低，最終對外商直接投資流入造成負面影響。⑥Harms Philipp and Lutz Matthias，“Aid,governance and private foreign investment:some puzzling findings for the 1990s”，p.774.第二種觀點認為用于物質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)達國家中，外商直接投資項目通常較少，而面向這些欠發(fā)達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生擠出。⑦Selaya Pablo and Sunesen Eva Rytter，“Does foreign aid increase foreign direct investment?”，p.2155.第三種觀點認為援助與外商直接投資間存在荷蘭病效應，即援助扭曲了可貿易部門與不可貿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，受援國中可貿易產品供給上升，而不可貿易產品價格下降，最終導致外商直接投資規(guī)模收縮。第四種觀點認為援助與外商直接投資本質上是不相關的，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上是私營部門的決策行為，主要與物質資本相關。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機制

從20 世紀80 年代開始，關于官方發(fā)展援助有效性問題受到各方的關注與討論。官方發(fā)展援助進入受援國中的哪些領域能有效改善該國的投資環(huán)境，進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機制問題成為研究官方發(fā)展援助與外商直接投資關系的新方向。

基礎設施被認為是官方發(fā)展援助作用于受援國外商直接投資流入的重要傳導渠道。作為投資環(huán)境的重要組成部分——基礎設施影響著外商的投資決策，落后的基礎設施成為外商作出投資決策的重要約束因素，反之基礎設施改善有利于外商直接投資流入。因為一國基礎設施的改善能夠增強連通性與提高生產效率，進而降低企業(yè)的生產成本，相應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，作為基礎設施建設的重要資金來源，針對交通基礎設施、通訊基礎設施及能源基礎設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，基礎設施同樣被認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.良好的基礎設施條件有利于外商直接投資流入東盟國家。

綜合現有文獻來看，國內外學者就官方發(fā)展援助與外商直接投資的關系開展了大量研究工作，但仍存在以下不足：第一，學者們主要針對官方發(fā)展援助與外商直接投資的相關性進行直接考察，對兩者關系中的傳導機制缺乏深入研究，因此，難以準確把握兩者間的因果關系。第二，部分研究只考慮了基礎設施在援助與外商直接投資關系中的作用，但缺乏系統(tǒng)性討論，無法區(qū)分不同類型的基礎設施在其中發(fā)揮的差異性作用。因此，本文利用東盟國別面板數據，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設施在官方發(fā)展援助與外商直接投資的關系中能否發(fā)揮傳導渠道作用。

二、理論框架與研究假說

根據經濟合作與發(fā)展組織的定義，官方發(fā)展援助是主要用于幫助發(fā)展中國家實現經濟發(fā)展及提高福利的援助資金，并成為發(fā)展中國家經濟發(fā)展的外部支撐。長期以來發(fā)展經濟學家對于官方發(fā)展援助在受援國經濟發(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濟增長、貿易、外商直接投資等方面的影響。在經濟全球化背景下，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、技術轉移、知識溢出等渠道對東道國產生積極影響，進而在發(fā)展中國家經濟發(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論，一部分研究發(fā)現官方發(fā)展援助有利于促進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而提高了受援國的資本邊際產出，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)現官方發(fā)展援助與外商直接投資間存在相關性，部分經濟學家甚至認為官方發(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設施與服務、經濟基礎設施與服務、生產部門、項目援助、食物援助等不同類型，目前多數研究將流入社會基礎設施與服務以及經濟基礎設施與服務部門的官方發(fā)展援助資金定義為互補性生產要素援助，同時將流入生產部門的援助資金定義為物質資本援助。一部分被投資于互補性生產要素的官方發(fā)展援助能夠提升受援國在基礎設施、人力資源等方面的發(fā)展水平，進而有助于提高受援國的全要素生產率，刺激外商直接投資流入。而被投資于物質資本的生產部門援助則主要影響受援國的物質資本積累，并不影響全要素生產率。

對于東盟國家，一方面從20 世紀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、泰國因為經濟突飛猛進在全球范圍內嶄露頭角。21 世紀初，越南也因經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，可以預期官方發(fā)展援助對外商直接投資產生影響。結合以上分析，本文提出假說：

假說1：官方發(fā)展援助能夠促進外商直接投資流入東盟國家。

假說2：互補性生產要素援助促進外商直接投資流入東盟國家，物質資本援助則對東盟國家的外商直接投資產生擠出效應。

（二）官方發(fā)展援助影響外商直接投資的傳導機制假說

新古典經濟增長模型中，發(fā)展中國家常呈現出低收入、高人口增長率、高失業(yè)率以及低儲蓄率等特征，結果造成發(fā)展中國家中的較低儲蓄規(guī)模與特定經濟發(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濟增長造成負面影響。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，長期以來關于發(fā)展中國家中外商直接投資流入的影響因素受到學者們的廣泛關注。

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外部優(yōu)勢，國際生產折衷理論對此給出的解釋是跨國公司進行海外直接投資的優(yōu)勢來自企業(yè)自身的所有權特定優(yōu)勢與內部化優(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、基礎設施、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，基礎設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生重大影響。如何理解基礎設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)質基礎設施條件能夠有效促進要素流動，增強跨國公司與供應商和客戶間的聯系，同時提高東道國和他國與區(qū)域間的通達性，進而降低跨國公司在生產、運輸以及銷售等過程中的運輸成本與交易成本；而當一國基礎設施落后的情況下，跨國公司如果選擇對其進行投資，必然會面臨該國基礎設施落后所導致的一系列后果，例如道路條件差導致的運輸費用高、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，某一東道國基礎設施特別是交通基礎設施的改善能夠有效增強外商對該國市場的可達性，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，面向學校、醫(yī)院等社會基礎設施與服務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，因為當跨國公司決定對兩個其他條件相近的國家進行投資時，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活動，同時顯著降低跨國公司的人員培訓成本。

作為“硬件基礎”，基礎設施建設通常被認為是發(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，因此基礎設施建設通常依賴公共資金。然而當前發(fā)展中國家特別是極不發(fā)達國家對外商直接投資的吸引力與自身的經濟發(fā)展水平間存在一種悖論關系：一方面在這些經濟發(fā)展水平低的國家中，在由政府管理水平、基礎設施建設、政策與制度質量等共同構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，基礎設施建設具有投入大、周期長的特點，發(fā)展中國家缺乏基礎設施建設資金，官方發(fā)展援助自然成為提升發(fā)展中國家基礎設施水平，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、技術合作等在內的官方發(fā)展援助顯然成為發(fā)展中國家突破基礎設施建設瓶頸的重要支撐。

同樣，東盟地區(qū)的發(fā)展中國家特別是最不發(fā)達國家在對于基礎設施水平提升至關重要的資金、技術以及技能人才等方面較為薄弱，因此，包括資金、技術等在內的官方發(fā)展援助顯然成為東盟地區(qū)基礎設施建設的重要支撐。在雙邊與多邊層面，基礎設施建設已成為重要合作主題。特別是在中南半島地區(qū)，由于基礎設施發(fā)展滯后，依托官方發(fā)展援助資金的基礎設施建設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。因此，基于以上論述，本文進一步提出以下假說：

假說3：基礎設施是官方發(fā)展援助影響東盟國家外商直接投資的傳導渠道。

三、模型設定、變量及數據說明

（一）計量模型設定

為檢驗假說1，本文的基礎模型設置如下：

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；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生產總值對數（lngdp）、人均國內生產總值對數（lnpgdp）、經濟增長率（growth）、商品貿易占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）、總人口數（pop）、人力資本指數（hc）、總勞動人口數（lab）、自然資源租金占GDP 的比重（res）及每百人移動電話用戶數（phone）等指標；μi表示國別固定效應；δt為年份虛擬變量，主要控制特殊年份的重大宏觀經濟沖擊（例如2008 年全球金融危機）；εit為隨機擾動項。

為進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要素援助（odac）與物質資本援助（odam），繼而構建拓展模型如下：

其中，odacit表示流入社會基礎設施與服務和經濟基礎設施與服務部門的援助資金；odamit表示用于生產部門的援助資金，odacsqit為odacit的平方項；controlit表示控制變量，與基礎模型控制變量相同；μi表示國別固定效應；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，對東盟國家中基礎設施是否為官方發(fā)展援助作用于外商直接投資的傳導渠道進行考察，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)經濟》2021 年第3 期。設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 年的基礎設施水平，分別選取了陸路交通、電力、航空、通信以及網絡五個領域的基礎設施指標；其中陸路交通基礎設施水平由公路總里程對數（lnroad）衡量，電力基礎設施水平由人均電力消耗量對數（lnelectricity）衡量，航空基礎設施水平由注冊空運機飛行班次對數（lnaviation）衡量，通信基礎設施水平由每百人移動電話用戶數對數（lnphone）衡量，網絡基礎設施水平由每百人互聯網用戶數對數（lninternet）衡量。lnodainfrait為解釋變量，表示在t 年i 國接受的基礎設施官方發(fā)展援助的對數。controlit表示控制變量，主要包括人均國內生產總值對數（lnpgdp）、總人口數（pop）以及陸地面積對數（lnarea）。模型（4）式中，人均外商直接投資對數指標lnpfdiit作為被解釋變量，infrastructureit為基礎設施指標，controlit作為控制變量除不包括基礎設施指標外，同基礎模型相同。

按照以上設定，式（3）用于檢驗面向東盟國家基礎設施領域的官方發(fā)展援助資金對受援國基礎設施水平的影響，式（4）用于檢驗東盟國家基礎設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，進行對數處理后（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（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?？刂谱兞糠矫?，本文選取了6 組控制變量，具體包括國內生產總值對數（lngdp）、人均國民總收入對數（lngni）、人均國內生產總值對數（lnpgdp）、經濟增長率（growth）、商品貿易占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（findevindex）、總人口數（pop）、人力資本指數（hc）、總勞動人口數（lab）、自然資源租金占GDP 的比重（res）、每百人移動電話用戶數（phone）以及每百人互聯網用戶數（internet），具體如表1所示。

表1 變量的描述性統(tǒng)計

（三）數據說明

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）的面板數據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)達國家，自1995 年開始，OECD 援助數據庫未收錄其官方發(fā)展援助數據。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程，2013 年時任美國總統(tǒng)奧巴馬訪問緬甸，當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。，數據來源與處理如下：

東盟國家接受的外商直接投資數據來自聯合國貿易與發(fā)展會議數據庫，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據。東盟國家的基礎設施數據主要涵蓋陸路交通、電力、航空、通信以及網絡五個基礎設施領域，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以及每百人互聯網用戶數衡量。五項指標主要來自亞洲開發(fā)銀行的“關鍵指標數據庫”與東盟統(tǒng)計（東盟秘書處）數據庫。

官方發(fā)展援助總額數據來自經濟合作與發(fā)展組織發(fā)布的“官方發(fā)展援助數據”數據庫?；パa性生產要素官方發(fā)展援助選取“官方發(fā)展援助數據”數據庫中社會基礎設施與服務和經濟基礎設施與服務之和，物質資本官方發(fā)展援助則選取“官方發(fā)展援助數據”數據庫中流入生產部門的官方發(fā)展援助數據，基礎設施官方發(fā)展援助選取自“官方發(fā)展援助數據”數據庫中的經濟基礎設施與服務，主要包括流向能源、交通和通信等領域的官方發(fā)展援助資金，限于數據可得性，三項數據指標的時間期限為2005—2019 年。

控制變量主要涵蓋經濟規(guī)模、貿易開放度、金融環(huán)境、人力資源、自然條件及基礎設施六個層面，分別來自世界銀行的“世界發(fā)展指標”數據庫、賓夕法尼亞大學發(fā)布的“佩恩表”、聯合國商品貿易統(tǒng)計數據庫、國際貨幣基金組織的“國際經濟展望數據庫”以及亞洲開發(fā)銀行的“關鍵指標數據庫”。經濟規(guī)模因素層面，國內生產總值、人均國內生產總值和經濟增長率選取自世界銀行的“世界發(fā)展指標”數據庫，人均國民總收入選自亞洲開發(fā)銀行的“關鍵指標數據庫”。貿易開放度層面，本文使用來自聯合國商品貿易統(tǒng)計數據庫中的商品貿易占GDP 的比重作為衡量貿易開放度的指標。金融環(huán)境層面，本文從佩恩表、國際貨幣基金組織的“國際經濟展望數據庫”以及亞洲開發(fā)銀行的“關鍵指標數據庫”中分別選取總資本形成、金融發(fā)展指數以及平均消費價格，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”數據庫中的總人口與總勞動人口以及佩恩表中的人力資本指數三項指標，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設施因素本文分別選取世界銀行的“世界發(fā)展指標數據庫”和亞洲開發(fā)銀行的“關鍵指標數據庫”中的自然資源租金占GDP 的比重、每百人移動電話用戶數和每百人互聯網用戶數，陸地面積本文則選取自世界銀行的“世界發(fā)展指標數據庫”。

四、實證結果與分析

（一）基準回歸

1.基準回歸結果

基準回歸使用靜態(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回歸結果，第（1）至第（3）列控制了個體效應，第（4）至第（6）列則控制了個體與時間雙向固定效應。表2 的回歸結果顯示，官方發(fā)展援助對數指標（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，其估計系數為0.405。第（5）列與第（6）列中分別加入經濟規(guī)模、金融環(huán)境、貿易開放度、人力資源水平等控制變量，官方發(fā)展援助的估計系數仍為正數，調整R2則隨著控制變量的添加而不斷增大。第（6）列作為基準回歸的最終結果，在控制個體效應、時間效應以及其他控制變量的情況下，估計系數為0.318，F 值為354.759，在1%的水平上顯著。這一結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回歸結果

其他控制變量方面：國內生產總值對數（lngdp）在第（5）列與第（6）列中顯著為正，意味著受援國經濟規(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，國內金融環(huán)境的改善將拓寬融資渠道、優(yōu)化金融體系，進而對外商直接投資造成擠出效應，第（6）列中平均消費價格（infla）與M2 與GDP 之比（findev）均顯著為負；東盟國家中巨大的人口規(guī)模和不斷提升的基礎設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)模為外商生產的產品提供了龐大的消費市場。而以每百人移動電話用戶數（phone）指標衡量的基礎設施水平表明基礎設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，兩項指標系數均顯著為正。

2.穩(wěn)健性與內生性檢驗

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

（2）替換控制變量。本文選擇從基準回歸中的12 個控制變量中選取3 個控制變量進行替換，使用人均國民總收入對數（lngni）、金融發(fā)展指數（findevindex）以及每百人互聯網用戶數（internet）分別替換人均國內生產總值對數（lnpgdp）、M2/GDP（findev）以及每百人移動電話用戶數（phone）。回歸結果表明官方發(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。為了避免數據異常值對回歸結果的影響，本文選用穩(wěn)健性檢驗的常用方法——數據縮尾。本文選擇對所有數據按照上下1%進行縮尾處理，并使用縮尾處理后的變量數值再次進行雙向固定效應回歸，回歸結果如表3 中第（4）列所示，官方發(fā)展援助對數指標的系數為0.298，且在1%的水平上顯著?？梢?，經過縮尾處理后的回歸結果仍然與基準回歸保持一致，說明回歸結果是穩(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)面板模型進行穩(wěn)健性檢驗?；貧w結果顯示官方發(fā)展援助對數（lnoda）的系數為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論仍然成立。針對研究樣本為長面板數據，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（lnpfdi）的一階滯后項，并以人均FDI 存量對數（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 自相關與Sargan 過度識別檢驗結果顯示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且不存在二階自相關，說明設定動態(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，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致的內生性問題會造成不一致估計，為了檢驗潛在的內生性問題，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致的內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果，顯然官方發(fā)展援助對數滯后項的系數與基準回歸的結果基本一致。

表3 穩(wěn)健性與內生性檢驗

（二）拓展分析

為了進一步驗證互補性生產要素官方發(fā)展援助與物質資本官方發(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行考察。表4 中第（1）列個體固定效應模型和第（2）列雙向固定效應模型的估計結果顯示互補性生產要素官方發(fā)展援助的估計系數分別在1%和5%的水平上顯著為正，說明在樣本國中互補性生產要素官方發(fā)展援助的增加顯著促進了外商直接投資規(guī)模的擴大。而物質資本官方發(fā)展援助的估計系數均為負值，但結果不顯著。同時與其他控制變量相比，基礎設施與貿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，這表明基礎設施水平和貿易開放度仍是外國投資者對東盟投資的重要關切。

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果以及穩(wěn)健性與內生性檢驗

為確保估計結果的穩(wěn)健性與處理內生性，本部分同樣進行穩(wěn)健性與內生性檢驗，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），結果分別為表4 中的第（3）至第（6）列，其中互補性生產要素官方發(fā)展援助的估計系數均顯著為正，物質資本官方發(fā)展援助的估計系數均為負值，但不顯著。這一結果說明在東盟樣本國中，與物質資本官方發(fā)展援助相比，互補性生產要素官方發(fā)展援助對外商直接投資的促進作用更為明顯。表4 中第（7）列為內生性檢驗結果，從回歸結果來看，與表4 中第（2）列的結果基本一致。

東盟樣本國間的經濟發(fā)展水平存在較大差異，根據世界銀行收入劃分標準，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，世界銀行關于收入水平劃分的標準持續(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模型和一步差分廣義矩估計（FD-GMM）進行回歸，相應估計結果見表5。與拓展分析中的基準回歸結果相比，在逐步從面板數據中剔除柬埔寨和老撾后，互補性生產要素官方發(fā)展援助的估計系數不再顯著，而物質資本官方發(fā)展援助的估計系數逐步顯著為負。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資本官方發(fā)展援助對于外商直接投資的擠出效應更為顯著。

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，完整檢驗結果未附上。

（三）傳導機制檢驗：對基礎設施渠道的評估

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

表6 基礎設施官方發(fā)展援助對基礎設施水平的影響

表7 基礎設施水平對外商直接投資的影響

五、結論與政策建議

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據，構建靜態(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行實證檢驗，并進一步將官方發(fā)展援助分為互補性生產要素官方發(fā)展援助和物質資本官方發(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。主要結論如下：第一，在東盟樣本國中，官方發(fā)展援助有助于促進外商直接投資的流入；第二，互補性生產要素官方發(fā)展援助顯著促進外商直接投資流入受援國，而物質資本官方發(fā)展援助對于外商直接投資的效應并不顯著；第三，在東盟樣本國中，收入水平更高的國家中物質資本官方發(fā)展援助對于外商直接投資產生顯著的擠出效應，同時互補性生產要素官方發(fā)展援助則不再顯著促進外商直接投資的流入；第四，基礎設施是官方發(fā)展援助作用于外商直接投資的傳導渠道。面向東盟國家基礎設施領域的官方發(fā)展援助通過改善受援國的電力、通信以及網絡基礎設施條件進而促進外商直接投資流入。

因此，基于上述實證檢驗的結論，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)達國家提供官方發(fā)展援助，同時還應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，應充分結合各國的發(fā)展水平制定有針對性的援助方案，重點面向經濟基礎設施領域提供援助資金，幫助東盟國家提升經濟基礎設施水平。同時，中國應配合中國企業(yè)海外直接投資流向，提前謀劃對外援助的結構和布局，為中國企業(yè)“走出去”奠定堅實基礎。