一带一路背景下中国对东南亚国家直接投资的减贫效应分析.docx

该【一带一路背景下中国对东南亚国家直接投资的减贫效应分析 】是由【科技星球】上传分享，文档一共【17】页，该文档可以免费在线阅读，需要了解更多关于【一带一路背景下中国对东南亚国家直接投资的减贫效应分析 】的内容，可以使用淘豆网的站内搜索功能，选择自己适合的文档，以下文字是截取该文章内的部分文字，如需要获得完整电子版，请下载此文档到您的设备，方便您编辑和打印。“一带一路”背景下中国对东南亚国家直接投资的减贫效应分析
 
 
庄道元 张林 马卫
摘  要： 选取东南亚11个国家2008—2021年的面板数据，采用双固定效应模型和中介效应模型就中国对外直接投资的减贫效应及作用机制进行实证分析。结果表明：（1）中国对外直接投资显著降低了东南亚国家的贫困发生率，各国经济的增长、政府支出的增加、城镇化进程的加快和教育水平的提升均能有效缓解当地贫困；（2）中国对东南亚国家直接投资的减贫效应通过资本形成、贸易促进、技术溢出等机制来实现；（3）基于中国企业微观投资数据的研究发现，绿地投资与交通投资的减贫效果更为显著。
Key：“一带一路”；直接投资；绿地投资；减贫效应；东南亚
：；F125        文獻标识码：A          ：1671-9255（2024）01-0001-07
一、引言
消除贫困是人类的共同使命，中国作为全球减贫事业的积极倡导者和有力推动者，一直为全球贫困治理贡献中国智慧，提供中国方案。特别是自“一带一路”倡议提出以来，中、更深层次的区域经济社会发展合作，支持并帮助沿线国家实现减贫发展。在共建“一带一路”提出十周年之际，中国推动沿线国家的减贫效果如何是一个多方关注的焦点话题。
东南亚是“一带一路”海路与陆路的交汇点，是该倡议实施的重要依托。中国在该区域建设与落实“一带一路”倡议的效果如何是衡量“一带一路”高质量发展的重要参考依据。自倡议提出以来，。上述投资是否具有显著的减贫效应？其作用机制如何？有何异质性？这些都是需要深入研究的问题。学术界围绕中国对外投资的减贫效应展开了大量的理论和经验论证，大部分学者认为中国的投资能有效缓解东道国贫困[1]。然而，近年来有少数学者从环境污染、经济依赖等角度指出中国对外投资具有负外部性进而加剧东道国贫困[2]。基于此，本文选取东南亚11个国家2008—2021年的面板数据，采用双固定效应模型和中介效应模型来实证分析中国对东南亚国家直接投资的减贫效应及其作用机制，以期验证我国对推动东南亚各国减贫事业的贡献，并为进一步做好“一带一路”沿线国家减贫工作及实现沿线国家繁荣发展提供政策建议。
二、理论分析与研究假设
（一）对外直接投资对东道国减贫的直接影响
对外直接投资是缓解人口贫困的重要途径。第一，对外直接投资改善贫困人口的就业。一方面，跨国企业在当地投资建厂，其在生产和销售等环节对劳动力的需求增加，直接创造出更多的就业机会并促进贫困人口增收[3]；另一方面，外商投资企业拥有健全的员工聘用和劳工保障制度，有助于就业质量的提高。第二，对外直接投资帮助落后国家完备基建体系并改善贫困人口的生存条件。中国深化基础设施建设，有效缩短了国家间的时空距离，加强了互联互通并释放了贸易潜力，进而推动了当地经济增长[4]。据此，本文提出：
假设1：中国对东南亚国家的直接投资会产生显著的减贫效应。
（二）对外直接投资对东道国减贫的间接影响
1．资本形成机制
对外直接投资通过资本形成机制有效解决东南亚国家资本匮乏的难题。首先，外商投资通过直接形成机制帮助东道国获得资本。除母国的资本及以跨国企业为中介的国际资本直接流入东南亚国家外，企业也会将部分利润用于子公司的扩大再生产，直接增加资本存量。其次，外商投资通过间接形成机制促进东道国资本形成。跨国企业对中间产品的高需求带动上游企业发展，促使生产性投资增加和市场规模扩大；产品销售至下游企业，帮助其优化升级进而增加资本累积率。据此，本文提出：
假设2：中国对东南亚国家直接投资通过资本形成机制发挥减贫效应。
2．贸易促进机制
对外直接投资通过贸易促进机制扩大贸易生产需求并增加进出口企业的收益。首先，投资增加有效促进东道国进口。外来资本的流入促进本土企业生产规模扩大，增加了东道国对原材料的进口需求。其次，投资增加显著刺激东道国出口。丰富的自然资源和充裕的劳动力吸引外国企业在当地投资建厂，直接促进原材料的加工出口。据此，本文提出：
假设3：中国对东南亚国家直接投资通过贸易促进机制发挥减贫效应。
3．技术溢出机制
对外直接投资通过技术溢出机制帮助东道国建立生产能力，有效缓解劳动者的能力贫困。首先，外商投资通过水平性的技术溢出提升东道，体现在竞争效应和示范效应两方面。就竞争效应而言，跨国企业进
入东道国市场会打破当地的垄断格局，促使本土企业提高生产率。就示范效应而言，中国对东南亚投资的企业均处于行业前列。跨国企业带来了先进的内部管理理念，便于本土企业学习与模仿[5]。其次，外商投资通过垂直性的技术溢出提升东道，体现在前向联系和后向联系两方面。就前向联系而言，当本土企业进入外资企业的下游行业时，外资企业能为其提供高质量的中间产品，可有效控制生产成本并提高生产效率。就后向联系而言，当外资企业进入本土企业的下游行业时，本土企业作为供货商会获得外资企业的技术指导进而实现技术转移[6]。据此，本文提出：
假设4：中国对东南亚国家直接投资通过技术溢出机制发挥减贫效应。
三、研究设计
（一）模型构建
为检验假设1，本文采用双固定效应模型，建立如下：
式中：被解释变量povrit代表t年i国的贫困发生率，核心解释变量lnofdiit代表t年中国对i国直接投资存量的对数，controlsit表示一系列的控制变量，α0表示待估计系数，α1表示中国的对外直接投资对东南亚国家贫困缓解的总效应，μi表示不随时间改变的个体效应，εt表示不因个体而改变的时间效应，λit为随机误差项。
为检验假设2-4，即中国的对外直接投资通过资本形成、贸易促进和技术溢出等机制影响东南亚，本文参考温忠麟等的研究并在式（1）的基础上构建如下中介效应模型[7]：
式中：Mit代表中介变量，γ1表示中国的直接投资对东南亚国家贫困缓解的直接效应，γ2表示在控制了lnofdi的影响后中介变量对被解释变量的影响效应，其余的同式（1）。本文采用逐步檢验法，当δ1、γ2均显著时，原假设成立；当δ1和γ2中至少有一个不显著时，采用非参数百分位Bootstrap抽样法作为替补，观察间接效应在95%的置信区间内是否包含0。不包含0说明原假设成立，反之则说明拒绝原假设。
（二）变量说明
1．被解释变量
本文从绝对贫困的角度出发，采用贫困发生率（povr）作为度量标准。（2011年国际价格）贫困线的人口比例，取值越大，说明贫困程度越高。
2．核心解释变量
考虑到外国资本流入对东道国贫困的影响具有持续性，本文参考李婷等的研究选取中国对东南亚国家投资的存量数据（lnofdi）作为投资水平的度量标准[8]，并在实际运用中进行对数处理。
3．控制变量
为避免遗漏变量对计量结果的干扰，本文加入经济发展水平、政府支出水平、城镇化水平和教育水平等控制变量。数据在实际运用中均进行对数处理。
经济发展水平（lnpgdp）。贫困人口能从经济增长的涓滴效应中受益，所以经济发展水平是研究一国减贫的重要因素。本文选取人均GDP来衡量一（lngov）。积极的政府支出政策能有效改善贫困家庭就业并提升劳动收入和消费水平，切实发挥贫困治理效应。本文选取政府最终消费支出占GDP的比重来衡量一（lnurban）。张博胜等指出经济城镇化能促进产业结构优化升级，既能缓解城镇就业压力，又能增加农村转移劳动力的工资性收入[9]。本文选取城镇人口占总人口的比重来衡量一（lnedu）。教育在保障低收入群体稳定增收的同时也能提高贫困者的内化能力并降低返贫概率。基于数据的可获得性，本文选取高等院校入学率来衡量一。
4．中介变量
根据前文的理论分析，本文选取三大中介变量：资本形成机制（lncapi），用固定资本形成总额占GDP的比例来衡量；贸易促进机制（lnopen），用商品进出口总额占GDP的比例来衡量；技术溢出机制（lntso），用每万人专利申请量来衡量。在实际运用中进行数据对数处理。
（三）数据来源与数据描述
本文所使用的主要变量、定义及来源如表1所示：
针对上述变量，获得被解释变量的基础数据，运用插值法补齐个别缺失的数据，以被解释变量的数据匹配各解释变量、控制变量和中介变量等数据，并进一步构建面板数据。
四、实证分析
（一）基准回归结果分析
为验证假设1，本文通过逐步加入控制变量的方法进行回归，基准回归结果如表2所示。拟合优度R2值不断增大，说明此样本回归模型的代表性越强。在模型1中，仅检验对外投资与东道国贫困之间的关系，由结果可知，投资的回归系数为负并通过了显著性水平检验，说明投资对东南亚国家的贫困具有显著的负向作用。在模型2-5中，核心解释变量的回归系数均为负。在模型5中，其回归系数为-，说明中国通过持续稳定的投资能够切实有效地帮助东南亚国家解决发展困境，推动东南亚国家减贫目标的实现。该结果验证了假设1。
控制变量的结果基本符合预期。人均GDP的估计系数为负并通过显著性检验，说明经济发展对一国减贫具有正向促进作用。近年来，东南亚各国依靠健全的经济体系和逐渐完善的基础设施提升了，优化了社会群体的收入分配格局，有效缓解了贫困。财政支出的估计系数为负并通过显著性检验，说明政府支出对东道国减贫的促进作用明显。各国政府格外关注财政支出的效果，尤其是在新冠疫情后，开始调整支出结构、增加社会性消费的比例，在维系社会稳定的同时，增强经济增长动能。城镇化水平的估计系数为负并通过显著性检验，说明城镇化进程的加快会改善东南亚国家的贫困状态。自亚洲金融危机后，东南亚国家的城镇化进程不断加速。持续的城镇化趋势在阻断贫困代际传递的同时也带来了就业机会、人口流动和城市消费增加等积极效应。高等院校入学率的估计系数为负并通过显著性检验，表明一的提升会对该国减贫产生积极影响。教育既提高了当地劳动者的生产技能，增强现有资源的利用效率；又有效避开了“贫困陷阱”，这与内生经济增长理论相一致。
（二）稳健性检验
1．替换变量
为保证实证结果的稳健性，本文從以下两个方面进行稳健性检验。
第一，替换被解释变量。在前文的研究中，选取贫困发生率来衡量东南亚各国的贫困，仅仅强调了收入对减贫的作用而忽略了发展和贫富差距等因素，因此，本文引入人类发展指数（hdi）来衡量一。另外，考虑到基尼系数的测算标准不统一，本文参考陈胤默等的研究[10]，引入基尼系数市场值（lngini_mkt）作为被解释变量的替换变量，它是通过税前和转移支付前的收入计算调整的基尼系数，能更好地反映真实的收入不平等水平。在上述基础上对基准回归模型进行重新估计，回归结果见表3的模型6-7。其估计系数均为负并通过了显著性检验，说明中等具有显著的缓解作用，即基准回归的实证结果是稳健的。
第二，替换解释变量。在前文的研究中，选取存量数据来衡量我。为保证实证结果的可靠性，本文参考肖建忠等的研究[11]，使用中国企业对外投资（lninvest）的微观数据对基准回归模型进行重新估计，回归结果见模型8。企业微观投资的估计系数为负且通过了1%的显著性检验，表明企业投资同样具有促进东南亚国家减贫的效果，该结论与前文一致。
考虑到不同投资项目类型减贫效果的差异性，本文基于企业微观数据将其分为绿地投资与非绿地投资、交通投资与非交通投资，依次作为新的解释变量并重新回归，得到模型9-12的回归结果。结果显示，绿地投资和非绿地投资均通过了1%的显著性检验，但前者的回归系数明显低于后者，说明绿地投资的减贫效果优于非绿地投资。这可能是因为绿地投资涵盖了融资、建设、运营的全过程，能够产生更高的投资乘数效应。交通投资的回归系数显著为负，也验证了