中國OFDI、技術進步與東盟國家經濟增長
——基于中介效應模型的實證分析

夏晨偉，陳嘉瑋

（貴州財經大學，貴陽 550025）

1 引言與文獻綜述

1.1 研究背景

2020 年初，新型冠狀病毒（COVID－19）席卷全球，包括中國在內的全球各地區國家的經濟均受到嚴重沖擊。在這種情況下，最先擺脫“疫情沖擊”的國家，極有可能贏得經濟發展的新契機。

適逢東盟、中國、日本、韓國、澳大利亞、新西蘭等15 國于2020 年11 月正式簽署了“區域全面經濟伙伴關系協定（RCEP）”。根據RCEP 協定，15 個成員國將逐步降低貿易關稅，減少貿易和投資壁壘，大幅降低成員間的交易費用，促進成員經濟增長。RCEP 協定的簽署無疑使中國和東盟之間的友好合作關系進一步升華，對雙方的經濟增長都有極大的促進作用。

面對這次疫情的影響，中國率先實現了疫情的國內控制，且亞洲國家在全球抗疫斗爭中表現出色，有成為全球經濟增長新引擎的趨勢。然而，中國直接投資能否促進東盟國家經濟增長，在學術界仍缺少有力的實證研究。學術界的研究大多是從中國FDI 對東盟國家的基礎設施建設、產業結構升級等方面的影響展開研究，但是，關于中國對外直接投資與東盟國家的技術進步和經濟增長三者之間的關系，學術界卻缺少實證研究?；诖耍疚膶鹘y的索洛經濟增長模型與中介效應模型結合起來，對中國直接投資與東盟技術進步和經濟增長之間的關系進行實證分析，進一步量化這種關系并給出相應建議。

2 計量模型與變量選取

2.1 建立中介效應模型

本文參考文獻［1］的做法，采用逐步回歸檢驗法，檢驗中介效應模型是否成立［2］。

首先建立中介效應模型，各變量之間的關系用下列回歸方程來描述：

式中，方程（3）的系數α 為OFDI 對經濟增長的總效應；方程（2）中的系數β 為中國OFDI 技術進步效應；方程（3）中系數θ 表示控制OFDI 的直接影響后，中介變量技術進步對經濟增長的影響；系數γ 表示控制了中介變量的間接影響后，OFDI 對經濟增長的直接影響。此時，間接效應與中介效應相等，即中介效應為系數乘積βθ［3］。

本文具體的檢驗步驟如圖1 所示，按照逐步法范式（Baron＆Kenny，1986）的步驟進行。如果上述檢驗都通過顯著性檢驗，則說明本文的假設成立，即中國OFDI 對東盟國家的技術進步、經濟增長存在中介效應。

圖1 中介效應模型的檢驗流程

第一，本文將東盟國家的“技術進步”進一步分解為FDI的“技術溢出效應”和人力資本（知識資本）積累引發的技術進步［4］。

其中，β0為常數項，β1表示中國FDI 對東盟國家經濟增長的影響程度，β2、β3、β4分別表示資本、勞動力、人力資本要素的投入對東道國經濟增長的影響，下角標i 表示對應國家，t 表示

①本文選取的六個東盟國家為：新加坡、印度尼西亞、馬來西亞、老撾、泰國、菲律賓年份，下同。

第二，本文選取技術進步作為中介變量建立回歸方程：

其中，α0為常數項，α1表示中國直接投資對東盟國家技術進步效應的影響程度。

最后，本文同時考慮中國FDI 和技術進步對東盟國家經濟增長的影響建立回歸方程：

2.2 變量選取與數據獲取

本文選取2003-2017 年我國對東盟六國直接投資的存量數據和六國歷年的宏觀經濟數據建立靜態面板數據進行研究。

本文相關變量的選取有：東盟人均GDP、中國對東盟國家直接投資額、東盟國家全要素生產率、除中國外東盟吸引的外商直接投資額、勞動力投入（L）、人力資本（HC）、固定資本形成總額（K）。數據來源于PWT 數據庫、UNCTAD 數據庫和世界銀行。

本文參考文獻［5］的研究，使用全要素生產率的年增長率衡量技術進步。指標為當前購買力平價下與福利相關的全要素生產率水平（設美國＝1）。

3 實證分析

3.1 模型選擇

3.1.1 個體效應檢驗

檢驗方法：F 檢驗

回歸結果：F 檢驗的P 值為0，表明在1%水平上拒絕原假設，應采用固定效應模型。

3.1.2 時間效應檢驗

檢驗方法：LM 統計量回歸結果：LM 檢驗的P 值為0，表明在1%水平上拒絕原假設，應采用隨機效應模型。

3.1.3 Hausman 檢驗

通過上述分析，筆者發現，如果將個別效應加入模型中，回歸結果比混合OLS 模型的回歸結果更好。但是固定效果模型和隨機效果模型的優缺點是不可能明確區分的，因此需要對模型進行Hausman 檢驗。

回歸結果：P 值為0，在1%顯著水平上顯著拒絕原假設。所以固定效應模型更優。

3.2 中國OFDI 對東道國經濟增長的總效應和中介效應

按照中介效應模型檢驗的一般步驟對上述模型進行估計。

Step 1：對方程（4）進行回歸，檢驗中國OFDI 對東盟國家經濟增長的總效應。

回歸結果：中國直接投資與東盟六國的人均GDP 增長率成正相關。其中，中國直接投資的回歸系數為0.238，且P 值為0，通過了1%水平上的顯著性檢驗，表明中國的FDI 每提高1%，東盟國家GDP 就會增長0.238%。

Step 2：對方程（5）進行回歸，檢驗中國OFDI 對東盟國家技術進步的影響。

方程（6）在基準回歸（5）的基礎上引入了中介變量，綜合反映中國OFDI 及其通過中介變量“技術進步”對東道國經濟增長的影響、以及控制變量對東盟六國經濟增長的影響程度。

根據回歸結果可知，中介變量的回歸系數α1＝0.039，且P值為0，在1%顯著水平上顯著拒絕原假設，說明了中國對東盟六國的直接投資對各國的技術進步是存在正向效應的，并且中國直接投資每增加1%，則東盟六國的技術進步效應便會增長0.039%。

Step 3：對方程（6）進行回歸。

根據模型建立的假設，如果方程（4）～（6）都通過了相應的顯著性檢驗，且β1＞0、α1＞0、λ2＞0 均得到滿足，則意味著中國對外直接投資對東盟六國的經濟增長存在正向中介效應。

同時，中國的對外直接投資通過中介變量“技術進步”對東道國經濟增長的中介效應為α1·λ1＝0.039*0.857＝0.033。

其次，回歸結果也表明了東道國吸收別國的直接投資以及本國的資本形成和人力資本的增長也顯著推動了其經濟增長。這充分印證了索洛經濟增長模型中關于經濟增長源泉的假設，即要素的積累和技術進步是國家經濟增長的重要來源。

4 研究結論與政策啟示

4.1 研究結論

本文通過建立靜態面板數據模型對中國直接投資與東盟國家技術進步和經濟增長之間的關系進行實證分析。分析結果顯示，我國的直接投資對東盟六國的人均GDP 增長有顯著的驅動作用。同時，中國直接投資對東盟國家經濟增長存在中介效應，中介變量為東盟各國的技術進步。

4.2 政策啟示

第一，對我國企業而言，在海外并購的過程中，面對競爭日趨激烈的國際市場環境，中國企業應關注東盟國家的政治和法律環境與我國的差異；根據東盟國家的政策和規定，推進有別于其他國家的跨國并購方案，并注重規避企業在經營中可能遇到的一系列風險。

第二，從東道國政府的角度看，東盟政府應該順應時代發展的潮流，積極調整本國關于吸引外資的戰略，充分利用好RCEP 協定正式簽署的契機，吸引中國資本進入本國市場，利用好我國直接投資的中介效應，促進東道國的技術進步，最終實現本國的經濟增長。