對外援助、空間溢出與中國企業對外直接投資西南財經大學國際商學院徐錦強梁晶晶；廣東外語外貿大學國際戰略研究院孫楚仁發布時間:2023-01-10摘要：在構建中國對外援助空間權重矩陣的基礎上，文章從空間溢出這個新的視角考察了中國對外援助對中國企業對外直接投資的影響效應。研究結果表明：中國對外援助確實能夠有效促進中國企業對外直接投資，并且該促進作用是由直接效應和空間溢出效應共同決定的；進一步的機制分析表明，中國對受援國及其周邊國家的援助能夠改善受援國的基礎設施和增進中國與受援國的雙邊政治關系，從而促進中國企業對受援國的直接投資。文章的研究結論意味著：中國對外援助在促進中國參與全球治理、承擔大國責任的同時，也能夠促進中國與受援國及其周邊國家互利共贏、共同發關鍵詞：對外援助，企業對外直接投資，直接效應，空間溢出效應，互利共贏一、引言企業對外直接投資具有加強本國與其他國家的經濟聯系、合理利用國外資源彌補本國資源短缺、促進本國產業結構轉型升級等作用，對于現階段中國經濟發展具有重要意義（彭澎、李佳熠，2018）。在新時代背景下，如何有效促進中國企業對外直接投資，充分利用國外市場、資源和技術，促進本國產業升級，是政府、學界和企業都十分關心的重要問題。許多學者從產業政策、貿易政策、財政政策、貨幣政策等方面對影響企業對外直接投資的因素作了考察（洪俊杰、），與世界經濟最重要的四個方面即對外援助、對外直接投資、國際合作和對外貿易（米銀霞、余壯雄，2019）之一的對外援助，其對企業對外直接投資的作用卻相對較少得到考察。近些年來，中國對外援助規模不斷擴大，援助范圍不斷拓展。①與此同時，中國企業對外直接投資的規模也不斷擴大，投資層次和范圍也不斷深化和拓展（李磊等，2018）。對兩者之間的關系進行深入分析，無論是對對外援助還是對中國企業對外直接投資，都具有重要的理論和實踐意義。從文獻資料來看，目前國內外已經出現一些關于對外援助與對外直接投資關系的研究。總體而言，這些研究觀點可以分為兩大類。第一類研究使用不同援助國或者受援國數據，認為對外援助與對外直接投資存在互補效應，因此對外援助對于對外直接投資具有積極的促進作用（Blaise，2005；Yasin，2005；張漢林等，2009；Asiedu&Lien，2010；Wang&Balasubramanyam，2011；Donaubaueretal.，2013；胡兵等，2015；孫楚仁等，2021）。第二類研究則認為對外援助與對外直接投資存在替代效應，因此對外援助有可能會抑制對外直接投資（Beladi&Oladi，2007；Arellanoetal.，2009；Selaya&Sunesen，2012）。此外，隨著關于對外援助與對外直接投資關系研究的深入，一些學者也開始探究不同類型的對外援助對FDI所產生的異質效應。王翚等（2014）、董艷和樊此君（2016）都通過把中國對外援助劃分為不同類型，探索了各類援助對于中國對受援國直接投資的影響，結果都發現經濟基礎設施援助和社會基礎設施援助會正向影響中國的直接投資。Donaubaueretal.（2016）的研究證明，針對基礎設施的援助可以有效地改善受援國的基礎設施條件，從而更多地吸引外國直接投資，其他類型援助對外國直接投資則無此效果。但是，上述研究在考察對外援助對對外直接投資的影響時都未考慮到對外援助的空間溢出效應。本文認為，把空間溢出效應納入到對外援助與對外直接投資問題的研究當中是非常必要的。原因在于：各個國家并非孤立存在的（Tobler，1970），而是與其他國家（尤其是周邊國家）存在著各種各樣復雜的聯系，地理越鄰近的事物關聯越緊密（Griffith，1989）。援助國對某個國家的援助，可能會對該國的基礎設施、國內制度、對外關系、經濟發展等方面產生直接的影響，這些變化也會對其他國家（尤其是這個國家的周邊國家）產生一定的影響（即產生空間溢出效用）。因此，對外援助對某個特定國家所產生的影響可能不僅僅來自援助國對該特定國家的援助（直接效應），也來自于援助國對該特定國家周邊國家的援助（空間溢出效應）。如果忽略對外援助的空間溢出效應，可能會造成研究結果將援助的直接效應和空間溢出效應混同，導致對對外援助的直接效應的錯估。同時，忽略對外援助的空間溢出效應，也就不能從整體上對中國對外援助的效應進行有效評估，從而不能為中國對外援助政策提供全面合理的建議，進而可能導致中國對外援助的效率損失。由此可見，在研究中引入空間溢出效應，對于正確探究中國對外援助與中國企業對外直接投資的關系具有重要的意義。基于這方面的考慮，本文實證檢驗了中國對外援助對中國企業對受援國直接投資的直接效應和空間溢出效應。基準回歸結果表明，中國的對外援助確實能夠促進中國企業對外直接投資，并且這種促進作用是由直接效應和空間溢出效應共同決定的。通過相關的穩健性檢驗和內生性問題處理，我們進一步證明了本文研究結果的穩健性和可靠性。本文還考察了中國對外援助影響中國企業對受援國直接投資的直接效應和空間溢出效應的作用機制。實證結果表明，中國對某一特定國家的援助和對其鄰國的援助會通過改善這個特定國家的基礎設施來增進這個特定國家與中國的雙邊政治關系，進而吸引中國企業對其進行直接投資。本文主要的邊際貢獻在于，本文的研究對完整考察中國對外援助對中國企業對外直接投資的影響效應具有實證和實踐意義。之前關于援助與對外直接投資的相關研究，大多從國家層面研究了對外援助對受援國吸引直接投資的影響（Blaise，2005；Asiedu&Lien，2010；Donaubaueretal.，2013）或者對外援助對援助國向受援國直接投資的影響），援助國企業對受援國直接投資影響的研究較少（孫楚仁等，2021），且都忽略了對外援助所產生的空間溢出效應。雖然這些研究都證明了對外援助對援助國向受援國的直接投資產生了補充或者替代效應，但如前文所言，在沒有考慮對外援助空間溢出效應的情況下得到的結果可能會混淆了對外援助對對外直接投資的直接效應和空間溢出效應，導致估計結果存在一定的偏誤。而本文參考李涵、唐麗淼（2015）的研究，運用空間權重矩陣計算了中國對其他國家的援助指標，并綜合考察了中國對外援助對中國企業對外直接投資的直接效應和空間溢出效應，從而能夠更加全面和準確地檢驗中國對外援助對中國企業對受援國直接投資的影響效應，有利于提高中國在對外援助、對外直接投資等方面政策制定的有效性，減少了中國對外援助的效率損失。與此同時，這一研究也為考察它國對外援助對其對受援國直接投資的影響提供了本文的研究內容安排如下：第二部分是理論分析和假說提出，第三部分是空間權重矩陣構建和描述性統計，第四部分為本文的計量模型構建、實證結果以及相應的經濟意義分析，第五部分是機制檢驗，第六部分是本文的結論及政策建二、理論分析與假說提出在做出對外直接投資決策時，企業通常會對東道國的基礎設施、母國與東道國的政治關系等因素進行綜合考慮，選擇合適的東道國進行直接投資（Donaubaueretal.，2016；楊連星等，2016）。本文認為，中國對某個特定國家的援助以及對這個特定國家鄰國的援助，都可以消除中國企業對這個特定國家的投資障礙，吸引中國企業對其進行直接投資。依據相關理論和文獻資料，本文認為中國對外援助的直接效應和空間溢出效應主要通過兩個機制影響中國企業對某一特定國家的直接投資：基礎設施機制和雙邊政治關系機制。（一）基礎設施機制根據王釗（2020）的研究，援助國的產業結構會影響其對外援助的部門分配，因而工業國傾向基礎設施與生產性援助，服務業為主導的國家則偏好投放專業服務類援助。由于第二產業是中國的優勢產業，因此中國的對外援助也可能會更加偏向于基礎設施援助。例如，在《中國的對外援助（2014）》白皮書中提到，“中國根據不同國家經濟發展條件，合理安排無償援助、無息貸款資金，發揮優惠貸款融資優勢，幫助受援國建設有迫切需求的基礎設施項目”。根據圖1也可以看出，在樣本期間，中國對外提供的基礎設施援助金額明顯要高于非基礎設施援助，且王翚等（2014）、董艷、樊此君（2016）以及Donaubaueretal.（2016）的研究都發現，基礎設施援助對于受援國吸引外國直接投資有著更為積極的影響。因此，本文認為中國對外援助會通過改善受援國的基礎設施條件，從而增加受援國區位優勢，吸引更多的中國企業對其進行直接投資。此外，由于各個經濟單元之間存在著相互關聯，而地理距離越近的經濟單元之間的聯系越緊密（Griffith，1989），因此，如果中國對受援國鄰國進行援助提高了受援國鄰國的基礎設施水平，那么很可能也會對受援國的基礎設施條件產生積極的影響（Liang&Li，2020）。一個典型的案例就是“坦贊鐵路”，中國援建的坦贊鐵路不僅僅改善了坦桑尼亞和贊比亞的交通條件，也為非洲南部地區開拓了新的出海口，提高了整個非洲南部地區國家的交通便利度，增加了這些國家的區位優勢。由此可見，中國對外援助對受援國的基礎設施也存在著空間溢出效應，中國對受援國鄰國的援助可能會間接改善受援國的基礎設施，從而使得中國企業對受援國進行直接投資。（二）雙邊政治關系機制母國與東道國的雙邊政治關系是影響企業對外直接投資的又一重要因素，良好的雙邊政治關系對于減少東道國投資壁壘，改善東道國投資環境有著積極的作用。張建紅、姜建剛（2012）以及潘鎮、金中坤（2015）的研究都發現，從總體上看，中國的對外直接投資趨于流向政治關系好的東道國。楊連星等（2016）的研究認為，雙邊政治關系中的政治沖突不可避免地會加劇企業投資風險，惡化企業投資狀況。而關于對外援助是否會影響政治關系的問題，國際政治關系學中的“國家利益”理論、“超國家”理論都已給出解釋，即對外援助確實會對國際政治關系產生影響。因此，中國對外援助可能會通過提升中國與受援國的雙邊政治關系，促進中國企業對受援國進行直接投資。進一步地，本文還認為中國對受援國鄰國的援助，不僅僅可能會改善中國與受援國鄰國的雙邊政治關系，也可能會產生空間溢出效應，間接提高中國與受援國的雙邊政治關系。具體來講，這種援助對雙邊政治關系產生的空間溢出效應可能通過兩種途徑產生：第一種途徑是，中國對受援國鄰國的援助，可能會使得受援國政府和民間對于中國的好感度提升，從而愿意增進與中國的雙邊政治關系。第二種途徑是，中國對受援國鄰國進行援助后，受援國看到了中國援助帶來的好處，會通過改善與中國雙邊政治關系的方式去尋求中國援助。總體而言，我們認為中國對外援助可能會對中國與受援國的雙邊政治關系產生空間溢出效應，中國對受援國鄰國的援助，可能間接引發受援國改善與中國的雙邊政治關系，由此吸引了更多中國企業對其直接投資。基于以上論述，本文提出如下兩個假說。假說1：中國對外援助能夠促進中國企業對外直接投資，并且這種促進效應是由直接效應和空間溢出效應共同決定假說2：中國對外援助主要通過改善受援國的基礎設施條件和提高受援國與中國的雙邊政治關系進而促進中國企業對外直接投資。三、空間權重矩陣構建和描述性統計（一）空間權重矩陣構建1.最簡單的二進制0-1權重矩陣。這種權重矩陣是空間權重矩陣中最簡單也是最常用的權重矩陣，可以用來衡量兩個國家是否接壤，空間元素值取1代表接壤，空間元素值取0代表不接壤。因此，初始的0-1權重矩陣為：接下來，我們還對0-1權重矩陣作了標準化處理，使其各行元素之和為1。這樣做的原因在于接壤的兩國之間的地理距離比較近，因此兩國之間的聯系也更加密切。缺點在于這樣做就賦予了特定國家鄰國同樣的權重，不能夠衡量既定國家鄰國與鄰國之間的相鄰程度。2.首都距離權重矩陣。由于國家的首都是一國的政治中心（很多國家的首都也是本國的經濟與文化中心），所以兩國之間的首都距離能夠在一定程度上衡量兩國之間的聯系密切程度。因此本文構建了反映兩國之間首都距離的空間權重矩陣，其中capdistij為國家i與國家j的首都距離，具體的權重元素設置為：接下來，我們對首都距離權重矩陣進行了標準化處理，使其各行元素之和為1。需要指出，由于首都距離是兩國首都之間距離的絕對數值，因此存在兩個國家接壤但首都相距非常遠的情況（例如中國與越南）。因此，相比于0-1權重矩陣，首都距離衡量的中國對外援助的空間溢出效應可能會存在較大的偏差，但是首都距離衡量的空間溢出效應的方向（正向溢出或者負向溢出）還是具有參考價值的。3.使用人口加權的地理距離權重矩陣。由于除了地理距離的遠近，人口規模在一定程度上也會影響兩個地區之間的聯系與交往，人口規模大的地區相對而言市場更為廣闊，所以與其他地區的聯系要比人口規模小的國家多。因此，最后我們還使用人口加權的地理距離構建了空間權重矩陣，其中popdistij表示國家i與國家j之間使用人口加權的地理距離，具體的權重元素設置如下：同樣，我們對這一權重矩陣作了標準化處理，使其各行元素之和為1。和首都距離一樣，由于使用人口加權的地理距離仍然是兩國之間距離的絕對數值，因此其衡量的中國對外援助的空間溢出效應可能存在偏誤，但是使用人口加權的地理距離衡量的空間溢出效應的方向同樣也是具有參考價值的。（二）主要變量的描述性統計各變量的描述性統計如表1所示。其中，lnInvest表示中國企業對外直接投資額的對數（現價美元），作為本文的被解釋變量。lnAid表示中國對某一特定國家援助金額的對數（現價美元），作為本文的核心解釋變量。lnWAid、lnW（capdist）Aid、lnW（popdist）Aid分別為基于0-1空間權重矩陣、首都距空間權重矩陣、使用人口加權的地理距離空間權重矩陣所構建的中國對其他國家的援助變量（實質上就是中國對外援助的空間溢出情況）。關于這些變量的具體解釋已經在空間權重矩陣構建部分列出，這里不再贅述。除了被解釋變量和核心解釋變量，我們還需要在計量模型中加入7類控制變量，以盡可能排除其他影響因素對于本文研究的影響。主要包括1）受援國的人均GDP（PGDP）和人口數量（Pop2）受援國的勞動力數量（Labor（3）受援國的自然資源要素稟賦（Resource4）受援國的進口和出口（Import和Export5）受援國的沖突風險（Conflict6）經合組織發展援助委員會（DAC）成員國對受援國的援助（DAC_Aid7）受援國的人力資本（HC）。此外，Infrastructure和Relationship分別代表受援國的基礎設施（受援國固定電話用戶數量的對數）和受援國與中國的雙邊政治關系，在本文用于機制檢驗當中。四、實證檢驗（一）計量模型設定為了考察中國對外援助對中國企業對受援國直接投資的直接效應和空間溢出效應，本節參考李涵、唐麗淼（2015）的實證計量模型，設定了如下基準回歸計量模型：（1）在基準回歸計量模型中，我們借用空間計量經濟學中的空間權重矩陣并結合中國對某一特定國家援助金額變量計算出了中國對這個特定國家的周邊國家的援助變量，但是從本質上來講，本文的基準回歸計量模型依舊是OLS模型，而非空其中，下標i、j、f和t分別表示受援國、受援國周邊國家、中國企業和年份。主要解釋變量為lnAidit，表示國家i在第t年接受中國援助金額的對數，用以考察中國對外援助對中國企業對國家i直接投資的直接效應。基準回歸模型的另外一個主要解釋變量為ln(∑jWijAidit），表示的是中國對國家i周邊國家的援助情況，用以考察中國對外援助對中國企業對國家i直接投資的空間溢出效應，其中∑jWij為空間權重矩陣（0-1權重矩陣、首都距離矩陣、使用人口加權的地理距離矩陣）。0-1權重矩陣是本文所主要使用的空間權重矩陣，首都距離矩陣、使用人口加權的地理距離矩陣則是用于本文的穩健性檢驗當中。基準回歸的被解釋變量為lnIfit，表示中國企業f對受援國i在第t年的直接投資金額的對數。通過與主要解釋變量lnAidit以及ln(∑jWijAidit）進行結合，我們就可以綜合直接效應和空間溢出效應全面考察中國對外援助對中國企業對受援國直接投資的影響。由于東道國的投資環境會對外國直接投資產生重要的影響（Kinda，2010），為了使得基準計量模型的估計結果更為準確，本文還參考相關研究在基準計量模型中加入了一系列影響中國企業對國家i直接投資的控制變量Zitη,具體控制變量我們已經在主要變量的描述性統計部分進行了詳細介紹，這里就不再贅述。此外，在基準計量模型當中，由于缺乏相關數據的原因，我們無法通過加入控制變量的方式對一些企業特征（如企業的所有權、企業是否具有國際投資經驗、企業的決策效率和執行效率等）進行控制，從而可能影響到中國的對外援助與中國企業的投資形⒛諫暈侍狻R虼宋頤峭慰祭詈⑻評鯫。（2015）的做法，在基準回歸中使用固定效應模型（Hausman檢驗拒絕了隨機效應模型）來考察本文的研究問題。為此，我們還加入了企業-年份層面的固定效應δft，從而控制了不隨時間變化的企業層面的不可觀測因素、隨時間變化的企業層面的不可觀測因素、不隨企業變化但是與時間有關的不可觀測因素的影響。④εfit為隨機擾動項。（二）基準回歸在這一節中，我們根據前面所構建的基準計量模型式（1）進行了基準回歸。基準回歸結果如表2所示。本文的核心內容是考察中國對外援助對中國企業對受援國直接投資的直接效應和空間溢出效應。本文選取了兩個變量來分別反映中國對外援助對中國企業對受援國直接投資的直接效應和空間溢出效應，即變量lnAid和變量lnWAid。表2第（1）列是加入全部控制變量且控制所有固定效應但沒有加入0-1權重矩陣時的估計結果，表2第（2）列是加入全部控制變量且控制所有固定效應同時加入了0-1權重矩陣時的估計結果。從表2的估計結果來看，lnAid和lnWAid的系數都是顯著為正的，說明中國對外援助確實能夠顯著促進中國企業對受援國的直接投資，同時這種促進作用是由直接效應和空間溢出效應共同決定的，驗證了我們提出的假說1。接著，我們分析中國對某一特定國家的援助對中國企業對這個國家直接投資的影響，也就是中國對外援助的直接效應（lnAid）。表（2）第（1）列是不考慮空間溢出效應的基準回歸結果，從第（1）列可以看出，隨著中國對受援國的援助增加，中國企業對受援國的直接投資也會顯著增加。第（2）列是基于0-1權重矩陣的結果，從第（2）列可以看到，在加入0-1權重矩陣項之后，中國對外援助對中國企業向受援國直接投資的直接效應依舊顯著為正。本文關注的另外一個重要內容是中國對某一特定國家的周邊國家的援助對于中國企業向這個特定國家直接投資的影響，也即是中國對外援助的空間溢出效應（lnWAid）。表2第（2）列給出了基于0-1權重矩陣的基準回歸結果。其中，lnWAid變量的估計系數就是我們想要了解的中國對外援助的空間溢出效應。可以看出，基于0-1權重矩陣估計得到的中國對外援助的空間溢出效應是正向顯著的關系，這一結果說明了中國對外援助對中國企業對外直接投資確實存在著顯著的正向空間溢出效應。（三）穩健性檢驗為了進一步驗證本文基準回歸所得到的結果是穩健的，在這一部分，我們進行了一系列的穩健性檢驗。具體結果如表3和表4所示。1.替換解釋變量。在基準回歸當中，本文使用的中國對某一特定國家的援助和中國對這個特定國家的周邊國家援助的援助變量都是用援助金額對數的形式表示。在這里，我們把這兩個援助金額變量都轉化為援助金額占受援國GDP比重，以檢驗基準回歸結果是否穩健。根據表3第（1）列和第（2）列的估計結果，我們可以看到，中國對外援助對中國企業對受援國直接投資的直接效應和空間溢出效應依舊顯著為正，驗證了本文基準回歸結果的穩健性。2.替換被解釋變量。在基準回歸中，本文的被解釋變量是中國企業對外直接投資金額的對數。在這里，我們將該變量替換為了中國企業是否進行過投資的虛擬變量，如果中國企業對該受援國進行過投資取值為1，沒有進行過投資取值為0，然后使用Logit模型進行估計。從表3第（3）列和第（4）列可以看到。中國對外援助對中國企業對受援國直接投資的直接效應和空間溢出效應仍然顯著為正，表明了基準回歸結果的穩健性。3.使用不同空間權重矩陣。由于空間權重矩陣的設定方式多種多樣，因此除了使用0-1權重矩陣外，在這里我們使用了首都距離權重矩陣和使用人口加權的地理距離權重矩陣去考察中國對外援助對中國企業對受援國直接投資的直接效應和空間溢出效應。根據表4第（3）列和第（4）列的估計結果，我們發現基于首都距離權重矩陣和使用人口加權的地理距離權重矩陣時，中國對外援助對中國企業對外直接投資的直接效應和空間溢出效應依舊非常顯著。總體而言，本部分的檢驗再次證明了基準回歸得到的結果是穩健和可靠的。除此之外，我們還進行了剔除中國對外援助的極端值數據、加入國家固定效應、使用經濟距離權重矩陣、加入中國與受援國的各種聯系（政治、經濟、文化等）作為控制變量的穩健性檢驗，由于篇幅所限并未放入文中，感興趣的讀者可以向作者索取。（四）內生性問題處理由于影響企業對外直接投資的因素眾多，即使是加入了非常嚴格的固定效應和控制變量也并不能完全控制所有可能的影響因素，解決遺漏變量問題。此外，對外援助與企業對外直接可能存在互為因果的問題，從而引發內生性問題，使得我們無法做出確定性的因果推斷。因此，我們需尋找影響中國對外援助的外生性因素，采用工具變量（IV）方法來解決OLS估計的內生性問題。在這里，我們借鑒了許志成等（2021）構建工具變量的方法，構建了受援國使用清潔能源或技術做飯比例與美國對外援助次數的交互項、中國財政支出與美國對外援助次數的交互項作為工具變量，以識別中國對外援助與中國企業對外直接投資之間的因果關系。⑤之所以使用這兩個工具變量，是由于以下原因。首先，美國對外援助次數能夠體現出受援國對于援助的需求程度。美國是世界對外援助大國，接受美國對外援助次數較多的國家，通常而言意味著該國確實比較貧困，中國也很可能會對該國進行援助；另外也可能存在中美援助競爭的情況，美國對于一些國家進行援助，中國也可能跟隨美國對這些國家進行援助。需要注意的是，由于美國也是DAC成員國之一，本文在回歸中實質上控制了美國對外援助金額。因此，美國對外援助次數與本文的兩個主要解釋變量（lnAid和lnWAid）相關，而與本文的被解釋變量（lnInvest）不相關。其次，受援國使用清潔能源或技術做飯比例和中國財政支出能夠體現出中國對外援助的供給程度。在《中國的對外援助（2014）》白皮書中提到加強環境保護是中國對外援助的方向之一，“中國承諾對最不發達國家、小島嶼國家及非洲國家加大環保領域的援助投入，幫助其發展清潔能源，提高應對氣候變化的能力”，因此受援國使用清潔能源或技術做飯比例與中國對外援助存在相關關系。另外，由于中國對外提供援助會動用本國的財政支出，因此中國財政支出與中國對外援助也是相關的。而受援國使用清潔能源或技術做飯比例和中國財政支出顯然與中國企業對外直接投資不存在相關性。因此，受援國使用清潔能源或技術做飯比例和中國財政支出同樣與本文的兩個主要解釋變量相關，與被解釋變量使用工具變量進行內生性問題處理的估計結果，具體如表5所示。表5第（1）列是不考慮空間溢出效應時，中國對外援助與中國企業對外直接投資內生性問題處理結果。表5第（2）列是基于0-1權重矩陣時，中國對外援助與中國企業對外直接投資內生性問題處理結果。由于我們的主要解釋變量有lnAid和lnWAid兩個，因此我們同時使用了受援國使用清潔能源或技術做飯比例與美國對外援助次數的交互項、中國財政支出與美國對外援助次數的交互項作為工具變量。可以看到，表5的估計結果在估計系數的方向和顯著性方面與基準回歸估計結果一致，這表明我們很好地處理了潛在的內生性問題，同時也證明了基準回歸結果的穩健性。同時，我們在內生性問題處理過程中進行了弱工具變量檢驗，發現工具變量法檢驗的第一階段的F值都超過臨界值10，因此表明我們所使用的兩個工具變量都不是弱工具變量（Stock&Staiger，1997）。其次，識別不足檢驗的P值為0，表明工具變量檢驗也不存在識別不足問題。另外，由于本文的兩次內生性檢驗都使用了和主要解釋變量數量相等的工具變量，因此在內生性問題處理過程中不存在過度識別問題。在實證檢驗部分，除上述檢驗之外，我們也進行了不同類型受援國（內陸國家和沿海國家、孤島國家和非孤島國家、最不發達國家和其他國家）和中國不同產業（第一、二、三產業）對外直接投資的異質性檢驗，由于篇幅所限并未放入文中，感興趣的讀者可以向作者索取。五、機制檢驗在第二部分，我們提出了中國對外援助對中國企業對外直接投資的直接效應和空間溢出效應的兩個傳遞機制，即基礎設施機制和雙邊政治關系機制。在這一部分，本文將利用相關變量使用中介效應模型對這兩個傳遞機制進行驗證。考慮到中介變量與核心解釋變量存在較強的內生性關系，導致中介效應分析可能是有偏的，例如本文選擇的基礎設施建設、雙邊政治關系都有可能與援助之間存在逆向因果關系。因此，在中介效應分析過程中，我們將中國對外援助進行了一期滯后（符號L代表對變量進行了一期滯后），以盡量減少核心解釋變量與中介變量的逆向因果。參考Baron&Kenny（1999）的方法，我們構建了如下中介效應模型：（2）（3）（4）其中，Mit為中介變量，在本文中分別為受援國固定電話用戶數和受援國與中國的雙邊政治關系。其他變量與計量模型（1）中的相同變量含義一致，這里不再贅述。中介效應檢驗具體分為三步：首先，通過式（2）識別中國對外援助對中國企業對外直接投資的直接效應和空間溢出效應；其次，通過式（3）識別中國對外援助對于中介變量的直接效應和空間溢出效應；最后，通過式（4）考察加入中介變量后中國對外援助對于中國企業對外直接投資的直接效應和空間溢出效應。機制檢驗的具體結果如表6第（1）至（6）列所示。（一）基礎設施機制首先，我們利用WDI數據庫中的受援國固定電話用戶數的對數變量作為受援國基礎設施的替代變量，檢驗了理論分析部分提出的基礎設施機制。表6第（1）列的估計結果與基準回歸結果一致，表明中國對外援助對中國企業向受援國的直接投資具有顯著的直接效應和空間溢出效應。根據表6第（2）列的估計結果，我們發現中國對外援助對受援國基礎設施的直接效應和空間溢出效應全部顯著為正，表明了中國對受援國的援助和對受援國鄰國的援助都會改善受援國的基礎設施水平，驗證了我們在理論分析部分中的論述。在表6第（3）列中，我們把基礎設施變量放入了回歸當中，可以發現基礎設施變量是顯著的，這表明中國對外援助確實會通過改善受援國的基礎設施水平促進中國企業對受援國進行直接投（二）雙邊政治關系機制其次，我們使用GDELT（GlobalDatabaseofEvents，Language，andTone）數據庫中的全球各國間每天各項事件評分作為雙邊政治關系的替代變量，檢驗了中國對外援助是否可以通過增進中國與受援國的雙邊政治關系促進中國企業對外直接投資。同樣地，表6第（4）列的估計結果與基準回歸結果一致，表明中國對外援助對中國企業向受援國的直接投資具有顯著的直接效應和空間溢出效應。表6第（5）列的估計結果表明，中國對外援助對中國與受援國雙邊關系的直接效應和空間溢出效應都是顯著為正的，證明了我們在理論分析部分所提到的，中國對受援國和受援國鄰國的援助，都有利于增進中國與受援國的雙邊政治關系。在表6第（6）列中，和基礎設施機制檢驗一樣，當把雙邊政治關系變量放入回歸中后，中國對外援助對中國企業對外直接投資的直接效應和空間溢出效應影響系數顯著為正，同時雙邊政治關系變量依舊顯著。這一結果證明了中國對外援助會通過增進中國與受援國的雙邊關系，促進了中國企業對受援國進行直接投通過以上機制檢驗，我們證明了本文第二部分提出的假說2，解釋了中國對外援助如何對中國企業對外直接投資產生直接效應和空間溢出效應。六、結論與政策建議隨著中國不斷深入參與到全球治理當中，越來越重視自己所承擔的大國責任，中國對外援助的規模必然會進一步增加。而伴隨著中國經濟的不斷發展，中國企業的“走出去”也會成為常態。因此，關于中國對外援助對中國企業對外直接投資影響的研究既具有理論意義，也具有現實意義。然而，對這一問題進行研究，如果不考慮空間溢出效應，會混淆中國對外援助對促進中國企業對受援國直接投資的直接效應和空間溢出效應，導致估計結果偏誤。這說明引入空間溢出效應的分析，對于正確理解對外援助與企業對外直接投資的關系以及對中國對外援助政策的制定和提高對外援助的效率都十分重要。本文的實證研究結果表明，中國對外援助確實能夠有效促進中國企業對受援國的直接投資，并且這種促進作用是由直接效應和空間溢出效應共同決定的。這一結果說明將空間溢出效應納入分析中對于完整認識中國對外援助的影響具有重要意義。一系列的穩健性檢驗以及相關內生性檢驗的估計結果依舊支持該結論。機制檢驗表明，中國對受援國及其周邊國家的援助能夠改善受援國的基礎設施水平和增進中國與受援國的雙邊政治關系，從而使得受援國吸引了更多中國企業進行直接投資。通過本文的研究，我們發現中國對外援助雖然主觀目的是為了促進受援國各項事業發展，但是在客觀上也有利于中國企業的對外直接投資。這表明中國在參與全球治理、承擔大國責任的同時，也會對本國的發展產生積極影響。因此，中國的對外援助并不是很多人認為的單方面付出，而是推動中國與其他國家互利共贏、共同發展的有效手段。根據本文的研究內容和研究結論，我們也提出了相應的政策建議：首先，我們應該從整體上去考察中國對外援助的影響，而不是把中國對不同國家的援助割裂開來，這樣才能夠更加正確和全面地了解到中國對外援助的具體影響，為中國對外援助政策的制定提供有價值的參考，提高中國對外援助的效率；其次，中國對外援助有利于增進中國與其他國家的雙邊政治關系，因此可以作為中國處理國際事務的重要手段，為中國贏得良好的國家信譽與國際社會認同。注釋：①截至2009年底，中國累計對外提供援助金額達2562.9億元人民幣，向非洲、亞洲、東歐、拉美和南太平洋地區的160多個國家提供了援助，幫助受援國建成了近2000個與當地人民息息相關的各類項目（《中國的對外援助（2011）》白皮書）。②（1）中國的基礎設施援助項目包括：供水和衛生、其他社會基礎設施和服務、運輸和存儲、交通與通訊、能源生產與供應。（2）中國的非基礎設施援助項目包括：教育、健康、人口政策和生殖健康、政府和民間社會、銀行與金融服務、商業與其他服務、農林漁業、工業礦業和建筑業、貿易與旅游、一般的環境保護、女性發展、其他多重部門、一般預算支持、糧食援助和糧食安全援助、非食品類商品援助、與債務有關的訴訟、緊急響應、支助非政府組織和政府組織、未指明的援助。③其中，lnInvest來自于美國傳統基金會的中國全球投資追蹤數據庫（TheChinaGlobalInvestmentTracker，CGIT）；lnAid來自于AidData中國對外援助數據庫；PGDP、Pop、Labor、Resource、Import、Export、DAC_Aid、Infrastructure來自于世界發展指數（WDI）數據庫；Conflict來自于烏普薩拉沖突數據庫；HC來自于PWT（PennWorldTable）數據庫；Relationship來自于GDELT數據庫。④這里沒有控制國家固定效應的原因在于：首先，本文的空間權重矩陣是由那些不隨時間變化的國家層面的變量構成的（與其他國家是否接壤、與其他國家間的首都距離），控制國家固定效應會將空間權重矩陣的影響效應吸收，導致本文估計結果偏誤。其次，影響中國企業對東道國直接投資的因素多為東道國隨時間變化的因素，我們在控制變量已經控制，而不隨時間變化的國家層面的因素對于FDI的影響較小且會干擾到空間溢出效應。⑤受援國使用清潔能源或技術做飯比例數據來自于WDI數據庫；中國財政支出數據來自于國家統計局官網；美國對外援助次數使用USAID數據庫統計得到。參考文獻：董艷，樊此君，2016.援助會促進投資嗎——基于中國對非洲援助及直接投資的實證研究[J].國際貿易問題（3）：59-69.洪俊杰，張宸妍，2020.產業政策影響對外直接投資的微觀機制和福利效應[J].世界經濟（11）：28-51.胡兵，丁祥平，鄧富華，2015.中國對非援助能否推動對非投資[J].當代經濟研究（1）：67-73.靳娜，傅強，2010.吸收能力和貿易政策對FDI技術溢出的影響分析——基于中國工業部門面板數據的實證研究[J].南開經濟研究（6）：113-122.李涵，唐麗淼，2015.交通基礎設施投資、空間溢出效應與企業庫存[J].管理世界（4）：126-136.李磊，冼國明，包群，2018.“引進來”是否促進了“走出去”？——外商投資對中國企業對外直接投資的影響[J].經濟研究（3）：142-156.李永友，沈坤榮，2008.轄區間競爭、策略性財政政策與FDI增長績效的區域特征[J].經濟研究（5）：58-69.米銀霞，余壯雄，2019.中國企業海外投資的“阿基米德杠桿”：貿易、合作與援助[J].國際貿易問題（3）：131-潘鎮，金中坤，2015.雙邊政治關系、東道國制度風險與中國對外直接投資[J].財貿經濟（6）：85-97.彭澎，李佳熠，2018.OFDI與雙邊國家價值鏈地位的提升——基于“一帶一路”沿線國家的實證研究[J].產業經濟研究（6）：75-88.孫楚仁，何茹，劉雅瑩，2021.對非援助與中國企業對外直接投資[J].中國工業經濟（3）：99-117.王翚，雷鵬飛，甘小軍，2014.官方發展援助對FDI的影響效果研究——基于包含制度變量的動態面板模型檢驗[J].山西財經大學學報（1）：13-21.王釗，2020.中國的基礎設施建設援助與國際發展援助的“共生”——援助國產業結構差異的視角[J].外交評論（外交學院學報）（2）：51-81+6.許志成，張宇，2021.點亮非洲：中國援助對非洲經濟發展的貢獻[J].經濟學（季刊）（5）：1499-1520.楊連星，劉曉光，張杰，2016.雙邊政治關系如何影響對外直接投資——基于二元邊際和投資成敗視角[J].中國工業經濟（11）：56-72.張漢林，袁佳，孔洋，2010.中國對非洲ODA與FDI關聯度研究[J].世界經濟研究（11）：69-74+89.張建紅，姜建剛，2012.雙邊政治關系對中國對外直接投資的影響研究[J].世界經濟與政治（12）：133-155+160.鄭祖玄，2007.匯率政策、FDI與經）：ArellanoC，BulirA，LaneT，LipschitzL.2009.TheDynamicImplicationsofForeignAidandItsVariability[J].JournalofDevelopmentEconomics，88：87-102.AsieduE，LienD.2010.Democracy，ForeignDirectInvestmentandNaturalResources[J].JournalofInternationalEconomics，84：99-111.BaronRM，KennyDA.1999.Themoderator-mediatorvariabledistinctioninsocialpsychologicalresearch：conceptual，strategic，andstatisticalconsiderations[J].JournalofPersonalityandSocialPsychology，51（6）：1173.BeladiH，OladiR.2007.DoesForeignAidImpedeForeignInvestment？[J].FrontiersofEconomics&Globalization，1：55-63.BlaiseS.