马利斌

(江西师范大学 江西 南昌 330000)

一、引言和文献回顾

积极开展对外直接投资(OFDI)是中国扩大对外开放，构建人类命运共同体、推进国际多领域合作的重要体现。在中国实施“走出去”战略的背景下，中国企业的OFDI发展十分迅速，2018年末，中国对外直接投资存量19822.7亿美元，较上年增加1732.3亿美元，是2010年的6倍多。在2018年全球经济不景气的大背景下，全球位次相比2017年仅下降1位。这其中，中国企业对东盟的直接投资在中国所有对外直接投资中扮演重要角色。

中国—东盟自贸区(CAFTA)于2010年1月1日全面启动，成为目前世界人口最多的自贸区，也是发展中国家间最大的自贸区。自贸区建成以来，中国企业对东盟国家的直接投资发展迅速，如图1所示：

图 1 中国2010-2018年对东盟国家OFDI存量①

2018年末，中国对东盟的直接投资存量为10285845万美元，较2017年增加1384455万美元，是2010年的7倍多，占存量总额的5.2%，对亚洲投资存量的8.1%。

中国东盟直接投资发展如此迅速自然引起了学术界的诸多关注，大量学者纷纷从不同的角度来研究中国对东盟的直接投资。陈元青(2019)构建面板数据模型,就中国对东盟的直接投资与国内产业升级的关系进行了实证分析。朱顺和等(2019)运用面板数据模型,实证分析中国对外直接投资与东盟国家投资效率对东盟国家经济增长的影响。林创伟(2019)使用引力方程及分位数模型,考察了中国对东盟国家的直接投资对其进出口贸易的异质性影响及影响机制。屠年松等(2019)通过计算莫兰指数和吉尔里指数,并构建三种空间计量模型,实证分析第三方效应对中国在东盟OFDI的影响。太平等(2018)结合案例分析法和因子分析法对东盟直接投资的国家风险作全面系统的评估。总之，现有的研究较为全面的从多角度分析了中国对东盟的直接投资，但是现有的研究方向要么致力于研究中国企业在东盟投资面临的机遇和挑战，要么研究中国企业对东盟投资对中国国内的影响，鲜有学者研究中国对东盟的直接投资对东道国自身带来的直接影响。

针对现有研究的不足，本文从柯布(C.W.Cobb)和保罗道格拉斯(PaulH.Douglas)共同探讨投入和产出的关系时创造的生产函数入手，构建了经济增长、对外直接投资、资本、劳动、技术的经济模型，实证检验中国对东盟国家直接投资对所在东道国的经济增长的影响路径。

国内外的诸多学者就对外直接投资与经济增长的关系展开大量研究，但至今没有达成共识，这也是东盟国家当地有关政府的顾虑所在，因此，就中国企业OFDI对东道国的影响做出清晰的解释不仅有利于消除东道国政府和人民的顾虑还可以加深中国与有关各方的合作，实现中国与有关各方合作共赢，共同发展。

二、模型设定和数据来源

(一)模型设定

基于以上分析，本文研究的重点在于中国企业的OFDI对东盟国家产生怎样的影响。模型中的控制变量借鉴了乔敏健(2019)的研究成果，本文所采用的实证模型具体如下：

其中α为截距项，νi为个体固定效应，μt为时间固定效应，εit为随机扰动项，i为东盟10国，t=2010,2011…,2018,为了消除量纲不同带来的影响，模型中的变量均为经过对数处理之后的值。由于东盟国家中菲律宾和缅甸在部分指标中的缺失值太多，后续的研究中将这两个国家剔除以免对回归结果造成较大偏差。

(二)变量及数据来源

(1)被解释变量(lnY)：东盟国家的GDP总量，由东盟各个国家的GDP加总获得，数据来源于世界银行数据库。

(2)解释变量(lnofdi):中国对东盟的直接投资，参照王正新等(2019)的做法以2010年-2018年中国企业对8个东盟国家的对外直接投资存量表示，投资存量数据更加稳定且不存在负数或零值的情况，而流量数据会由于企业家在东道国的撤资或变卖企业的情况而出现负值，数据的不稳定性易造成模型结果的偏差，若剔除则无法最大程度保证数据的完整性。

(3)控制变量：(1)劳动(L),根据世界银行数据库公布的东盟国家的劳动力总数表示，这个劳动力是指年满 15 周岁、符合国际劳工组织对从事经济活动人口所作定义的群体。(2)资本(K),以东盟国家的固定资本形成总额表示，固定资本形成总额(以前称为国内固定投资总额)包括土地改良(围栏、水渠、排水沟等)；厂房、机器和设备的购置；建设公路、铁路以及学校、办公室、医院(3)技术(A),以东盟国家的高科技产品出口额表示，高科技出口产品是指具有高研发强度的产品，例如航空航天、计算机、医药、科学仪器、电气机械。表给出了变量的描述性统计。

表 1 变量描述性统计

三、实证检验与结果分析

(一)数据处理与实证分析

考虑到被解释变量中可能存在不随个体而变，但随时间而变的遗漏变量问题，由此可能导致仅包含个体效应的固定效应模型存在偏误。为了提高模型估计的准确性，本文采用即包括时间又包括个体效应的固定模型进行检验。

表2 双向固定效应回归结果

* p < 0.1,** p < 0.05,*** p < 0.01分别表示在10%、5%、1%的水平下通过检验

中国对东盟国家直接投资对其经济增长的双向固定效应模型回归结果如表2所示。模型(1)-(4)中的核心解释变量(ln ofdi)在1%的显著性水平下均通过了检验，控制变量技术(ln A)也在1%的显著性水平下通过检验，模型(2)和模型(4)中的劳动(ln L)在10%及以上的显著性水平下通过检验但在模型(3)中未通过检验，资本(ln K)在模型(3)和模型(4)中在5%及以上的显著性水平下通过检验但在模型。这表明东盟国家的经济增长主要得益于中国企业的对外直接投资和技术要素的投入，劳动和资本要素对经济增长的同样影响显著。

(二)结果讨论

上面的分析结果表明，中国对东盟国家的直接投资对东道国的经济增长具有明显促进作用，其主要原因包括：东盟国家除了新加坡外均为发展中国家，这些国家存在较大的储蓄缺口和外汇缺口，有必要引入外部资金实现经济的均衡发展，中国—东盟自贸区建立后，中国作为外部资金的供给方，可以通过直接投资的方式将资金输送到东盟各国，促进东盟国家的经济增长。从资源配置的角度看，中国与东盟国家在经济上的互补性较强，东盟国家除新加坡外的经济发展水平相对落后，基础设施建设和科技成果转化能力均较为薄弱，而中国从1978年改革开放以来，基础设施建设水平大幅提高，对科技成果的转化也颇具优势，稳步推进中国与东盟国家在自贸区框架内的合作，有利于要素在区域内的自由流动和优化配置，将要素转化为经济发展的动能，从而促进东盟国家的经济增长。

(三)稳健性检验

在分析中国对东盟国家直接投资对其经济增长的影响的过程中，考虑到投资额过小或过大可能对估计结果造成偏差，为此将文莱剔除掉，文莱的经济体量及接受中国企业的投资额明显小于其它东盟国家，因此剔除掉文莱有利于保证回归结果的稳定性。估计结果如表3所示：

表3 稳健性检验结果

* p < 0.1,** p < 0.05,*** p < 0.01分别表示在10%、5%、1%的水平下通过检验

表(4)的回归结果表明，中国企业的对外直接投资明显促进了东盟国家的经济发展，模型(1)—(4)中的核心解释变量(lnofdi)均在10%及以上的显著性水平下通过检验，技术是经济增长的内生动力，劳动和资本对经济增长的作用明显，这与本文的研究结论一致，表明本文的研究具有一定的科学性和合理性。

四、主要结论和政策建议

(一)主要结论

基于世界银行数据库和中国对外直接投资公报(2018)，本文利用经典的柯布—道格拉斯函数，采用2010-2018年中国投资于东盟国家的面板数据进行检验，然后就中国企业的对外直接投资对东盟国家经济增长的影响作了进一步分析，具体结论如下。

第一，中国企业的对外直接投资对东盟国家的经济发展具有明显的促进作用，这主要是因为东盟国家普遍经济发展水平低下，基础设施建设落后，这和中国世界领先的基建能力形成鲜明对比，因此中国通过对外直接投资发挥优势可以很好地弥补东盟国家的劣势。

第二，在考察其余解释变量对东盟国家经济增长的影响时，本文发现技术是促进东盟国家经济增长的重要内生变量，这也充分说明了大力发展科学技术对一国经济发展的重要性，特别是发展中国家，大力发展科技是实现跨越式发展的重要途径。本文还发现，劳动和资本同样是促进东盟国家经济发展的重要动力，可能的原因是由于东盟大多数发展中国家经济总体发展水平较为落后，依旧处于要素推动经济增长的阶段，劳动和资本要素对相关国家的经济发展起着至关重要的作用。

(二)政策建议

基于以上研究，本文提出如下政策建议：(1)在中国—东盟自贸区的框架下，中国应该通过对东盟国家的投资来促进与东盟国家的友好关系，中国要与有关各方积极协商进一步降低东盟各国阻碍自由投资的不合理障碍，使得中国企业的投资到来的效益最大化，东盟国家应放下思想包袱，积极接纳中国企业的投资，只有这样才能最终实现中国与东盟各国的双赢。(2)政府应特别注重科学技术对经济发展的推动作用，包括东盟在内的发展中国家要想实现跨越式发展必须大力发展科学技术，为此政府要大力发展教育，提高劳动力素质，同时加强在高校科研和企业技术研发的资金支持力度，最大程度地将本国科研成果和劳动力优势转化为经济发展的动力。同时还要注重资本积累对经济发展的重要作用。

【注释】

①数据来源：根据2018年度《中国对外直接投资统计公报》整理得到。