“一带一路”倡议下中国对外...工程对东道国经济增长的影响_李维.pdf

学术探讨27金融经济2023 年第 4 期(总第 562 期)一、引言近年来，随着“一带一路”建设不断推进，中国对外承包工程业务模式正朝着多元化、高端化发展，其质量不断提高，国际竞争力不断增强，国家间承包工程跨界合作已取得了显著成效。特别是中国在“一带一路”沿线国家开展对外承包工程业务时，更加注重可持续发展，在向东道国提供大规模、高质量承包工程项目的同时，高度重视履行自身社会责任，注重资源充分利用以及生态环境保护，并积极探索建设经济、社会以及环境等可持续发展的基础设施项目，为沿线国家经济发展提供了有力支撑。当前“一带一路”沿线国家基础设施发展较为滞后，其对基础设施合作仍然存在着巨大需求。由于基础设施对沿线国家经济复苏具有的巨大推动效应，后疫情时代沿线各国开展国际基础设施项目合作的意愿将显得更为强烈，也更加迫切。这也间接促使中国在沿线国家对外承包工程项目数量呈持续增长的趋势。中国在“一带一路”倡议下通过持续与沿线国家开展对外承包工程业务合作，推动了沿线国家交通、通信、能源等基础设施不断改善，并带动了自身先进生产设备、高水平建设技术和优质金融服务等资源要素“走出去”，为中国与沿线国家经济发展带来了发展机遇。中国对外承包工程业务的持续与稳定开展，为中国与“一带一路”沿线国家创造了巨大的经济价值与社会效益，同时也为中国积极参与、推动经济全球化提供了重要支持。那么，中国对外承包工程是否切实促进了“一带一路”沿线国家的经济增长？基础设施建设在其中起到了何种作用？本文将对这些问题进行探讨。现有文献主要探讨了对外直接投资与东道国经济增长之间的关系问题，大多数学者认为对外直接投资会显著促进东道国经济增长（郑磊和汪旭晖，2015；Silajdzic 和 Mehic，2016；乔敏健，2019；Rakhmatullayeva 等，2020），主要通过技“一带一路”倡议下中国对外承包工程对东道国经济增长的影响 李 维 胡 颖收稿日期：2023-01-19作者简介：李 维，硕士研究生，新疆财经大学，研究方向为中国与“一带一路”沿线国家经贸合作。胡 颖，博士，教授，新疆财经大学，研究方向为中国与“一带一路”沿线国家经贸合作。基金项目：国家社科基金西部项目“以中哈产能合作促进区域命运共同体建设研究”（18XGJ002）。摘要：本文基于 20142020 年“一带一路”沿线 22 个国家人均 GDP 与中国对外承包工程的面板数据构建动态面板模型，实证检验中国对外承包工程对东道国经济增长的影响，并具体考察了东道国基础设施的中介作用。研究表明：中国对外承包工程能够直接促进东道国经济增长，且东道国基础设施在中国对外承包工程促进东道国经济增长中发挥了中介作用；不同类别的基础设施发挥的中介作用存在差异，通信基础设施发挥的中介作用最强，其次是能源基础设施，滞后两期的交通基础设施也发挥了部分中介作用；异质性分析表明基础设施对低、中低收入水平国家和与中国邻近国家所发挥的中介作用更强。关键词：“一带一路”；对外承包工程；经济增长；基础设施；中介效应 中图分类号：F752.7 文献标识码：A 文章编号：1007-0753（2023）04-0027-11DOI:10.14057/43-1156/f.2023.04.008学术探讨28金融经济2023 年第 4 期(总第 562 期)术溢出渠道产生影响（Lin 和 Kwan，2017；丝路基金青年课题组等，2022），但会受制于东道国经济风险（余官胜，2017）、政府治理水平（孙穗和朱顺和，2021）等因素而存在显著的异质性特征。部分学者研究了中国对外承包工程对非洲国家经济增长的影响。例如，杨江（2016）提出中国对外承包工程企业与非洲国家深入开展经济合作，对东道国基础设施水平的提高与经济增长具有显著推动作用。陈默等（2021）、李者聪（2021）的研究发现中国对外承包工程对“一带一路”沿线非洲地区国家经济增长具有直接促进作用，并会通过空间溢出效应拉动周边国家经济增长。此外，也有学者从其他视角进行了深入研究，并认为跨国并购（张乃丹，2017）、境外合作区建设（刘晨和葛顺奇，2019）、生产要素国际流动（方慧等，2020）、国际金融合作（申韬和周吴越，2021）等因素对东道国经济增长具有推动作用。综观已有研究，鲜有学者深入探讨在“一带一路”倡议下中国对外承包工程对沿线国家经济增长的具体影响，对东道国基础设施建设在其中起到的机制作用的探讨也有所欠缺。与以往研究相比，本文可能具有以下两点创新：一是从理论和实证两个角度检验了在“一带一路”倡议下中国对外承包工程这一重要的“走出去”方式对东道国经济增长的促进作用；二是验证了基础设施建设在中国对外承包工程促进东道国经济增长中存在的中介作用。本文研究对进一步推进中国与“一带一路”沿线国家对外承包工程项目合作和基础设施互联互通进程具有重要借鉴意义。二、理论分析与研究假设（一）中国对外承包工程与东道国经济增长长期以来，中国对外承包工程项目重点关注“一带一路”沿线国家基础设施建设，这些项目集聚了先进技术与高质量人力资本，并通过溢出效应加速技术、知识的传播与扩散，提升沿线国家生产能力、优化产业结构与提高资源配置效率，进而促进“一带一路”沿线国家经济增长（李者聪，2021；杨丽晨，2021）。同时，从世界经济发展的历史来看，现代经济的持续发展离不开产业结构的优化升级，产业结构的优化升级是实现一国经济持续健康发展的必由之路。中国与“一带一路”沿线国家在大量开展对外承包工程业务的过程中，能够通过引导资源优化配置，促进产业聚集、聚集优势资源，加速沿线国家产业结构调整，推动“一带一路”沿线国家产业结构升级（Xie 等，2017）。产业结构升级一方面有助于加强东道国行业内部以及行业之间的技术合作，从而间接带动该国其他产业的发展，发掘国家经济新增长点；另一方面可以有效促进沿线国家上下游行业的发展，从而提高下游企业的技术创新能力，推动国家经济持续健康发展。此外，中国与沿线国家对外承包工程合作项目的高质量发展，能够带来充足的资本与劳动力，这有助于提高“一带一路”沿线国家各企业各部门生产率，降低产品成本，提高经济效益，促进企业发展，进而推动国家经济增长（徐俊和李金叶，2020）。据此，本文提出第一个假设。H1：中国对外承包工程对东道国经济增长具有直接促进作用。（二）中国对外承包工程、东道国基础设施与经济增长目前，“一带一路”沿线国家整体基础设施发展水平不平衡，国家间差距较为明显，互联互通水平较低，并存在基础设施建设项目不足以及运营效率低下等问题，未来基础设施互联互通发展建设将依旧是推动“一带一路”建设高质量发展的优先领域和重点方向。“一带一路”建设的持续推进给中国与沿线国家开展对外承包工程项目合作带来了巨大发展机遇，中国承包工程企业凭借在基础设施建设领域的丰富经验，可以为沿线国家提供服务性价比高、质量优良的产品，并可通过与沿线各国加强产能合作，实现优势互补，互利互惠，进一步提高国家间的基础设施互联互通水平。此外，中国对外承包工程大多为大型基础设施建设项目，主要集中在交通运输、电力工程、通信网络、能源设备、房屋建筑、石油化工以及工业建设等一系列领域，将对“一带一路”沿线国家交通、能源、通信等重要基础设施的建学术探讨29金融经济2023 年第 4 期(总第 562 期)设和互联互通水平的提高具有直接促进作用（曾剑宇等，2017；李雪亚和路红艳，2022），而完善的基础设施对一国经济社会持续发展具有重要的支撑作用，其与国家经济发展水平密切相关。基础设施水平会直接影响生产过程，能够通过降低生产投入成本与时间成本、扩大企业生产可能性边界、创造有价值的投资机会等方式促进国家全要素生产率提高，增加国民产出，进而促进经济增长（Kodongo 和 Ojah，2016；Udah 和 Basse，2017）。具体而言，不同类型的基础设施会通过不同方式促进东道国经济增长。如交通基础设施的持续改善，有助于完善国家物流运输体系、改善国家营商环境、提高贸易便利化水平与贸易效率，进而直接降低运输成本与贸易成本，促进国家贸易增长与经济发展。通信基础设施的迅速发展，能够实现信息与要素的快速流通，改善信息不对称，并加速国家间电子商务发展与跨区经贸合作，进而推动国家经济增长。能源基础设施改善能够保障国家经济社会发展用能需求，如企业可以通过增加照明时间，进而延长用工时长，增加工业产出（胡建梅和单磊，2022），有效推动国家经济增长。据此，本文提出第二个假设。H2：中国对外承包工程会通过改善东道国基础设施的中介效应促进东道国经济增长。三、研究设计（一）模型设定本文构建面板数据模型与中介效应模型进行实证检验，考虑到经济增长可能存在的内生性问题，通过使用广义矩估计（GMM）回归以解决模型可能存在的内生性和弱工具变量问题，增强回归估计结果的有效性（曹俊勇和张乐柱，2023）。为检验中国对外承包工程对东道国经济增长的影响，构建如下动态面板模型：pgdpi,t=1+l.pgdpi,t+11fcpi,t+1controli,t+i+t+i,t （1）为了进一步检验中国对外承包工程能否通过完善东道国基础设施进而促进东道国经济增长，本文在模型（1）的基础上借鉴温忠麟和叶宝娟（2014）、洪俊杰和詹迁羽（2021）建立中介效应检验的方法构建模型（2）和模型（3）：frai,t=2+21fcpi,t+2controli,t+i+t+i,t（2）pgdpi,t=3+l.pgdpi,t+31fcpi,t+frai,t+3controli,t+i+t+i,t （3）模型中，下标 i 表示国家，t 表示年份；pgdp表示东道国经济增长；l.pgdp 表示经济增长的一阶滞后项；fcp 表示中国对东道国对外承包工程营业额；control 表示本文所选取的所有控制变量。fra表示东道国整体基础设施水平，为检验不同类别基础设施所发挥的中介效应差异，分别引入东道国交通基础设施（leti）、通信基础设施（lein）与能源基础设施（lcin）。t表示国家固定效应，i代表时间固定效应，i,t表示误差项。中介效应具体检验程序为：首先，对模型（1）进行回归，检验未引入中介变量东道国基础设施水平的情况下中国对外承包工程对东道国经济增长的直接效应，根据回归系数 11的显著性进行判断，若其显著，则表明中国对外承包工程对东道国经济增长具有直接促进作用；其次，对模型（2）进行回归，通过回归系数 21的显著性判断中国对外承包工程对东道国基础设施水平是否具有影响；最后，在模型（1）的基础上引入东道国基础设施水平构建模型（3）进行回归，检验对外承包工程对东道国经济增长具有的直接效应（31）与通过基础设施传导的中介效应（）。在回归系数 11显著的情况下，如果回归系数 21、均显著，且回归系数 31不显著，表明东道国基础设施水平起到了完全中介效应；如果回归系数 21、均显著，且系数 31也显著，则表明存在部分中介效应，中介效应值的计算公式为 f=21/（21+31）；若回归系数 21、至少有一个不显著，则不存在中介效应。（二）变量选取1.被解释变量：东道国经济增长水平国家经济增长水平的衡量指标较多，本文采用世界银行数据库公布的各国 20142020 年人均 GDP 的对数作为东道国经济增长水平（pgdp）学术探讨30金融经济2023 年第 4 期(总第 562 期)的衡量指标，这是因为人均 GDP 对一个国家宏观经济运行状况与经济增长情况的反映更加直观（Galiani 等，2017）。并采用东道国 GDP 总量的对数（gdp）与工业增加值的对数（dus）来验证其回归结果的稳健性。2.解释变量：中国对外承包工程对外承包工程的计量指标主要分为金额和项目两大类，目前多数学者使用中国对外承包工程金额作为模型的代理变量。其中，金额分为营业额与合同额，而对外承包工程营业额能够更好地反映对外承包工程的实际完成情况，因此本文在模型基准回归通过采用对外承包工程营业额的对数表示中国对外承包工程（fcp），并分别使用中国对外承包工程合同额的对数（contract）、项目数的对数（number）进行稳健性检验（尹美群等，2019）。3.中介变量：东道国基础设施水平由于基础设施质量能够较好地反映一国基础设施的发展现状（徐俊和李金叶，2020），本文选取基础设施质量的对数作为东道国整体基础设施水平（fra）的衡量指标。同时为了考察不同类别基础设施所起到的中介效应是否存在差异，选取以下三个分类型的基础设施中介变量：东道国交通基础设施水平（leti），参考以往学者指标的选取依据，使用东道国公路、铁路、港口与航空基础设施质量简单算术平均数的对数表示东道国交通基础设施水平；东道国通信基础设施水平（lein），利用通信基础质量指标的对数进行衡量，因东道国每百人移动电话用户数、每百人固定电话用户数、每百万人安全互联网服务器数量三个通信基础设施质量指标的取值范围、单位存在差异，故本文采用熵值法综合测算东道国通信基础设施水平；东道国能源基础设施水平（lcin），采用电力供应质量的对数进行衡量。4.控制变量根据已有相关文献研究，本文选取以下控制变量：劳动力总人口（labor），用东道国劳动力总人口数取对数衡量，以控制东道国劳动力因素在经济增长中的作用（曹献雨和睢党臣，2021）；城市化水平（urban），用东道国城镇化率衡量（龙春涛和宋香荣，2022）；贸易水平（trade），用东道国进出口贸易总额的对数表示（尹华等，2022；Ogundari 和 Awokuse，2018）；援助效率（faid），采用东道国已收到的净官方发展援助的对数表示（冯凯等，2022）。鉴于“一带一路”沿线部分国家数据存在严重缺失的情况，本文采用“一带一路”沿线 22 个国家 20142020 年的数据作为研究样本，相关数据从世界银行数据库、联合国商品贸易数据库、中国贸易外经统计年鉴以及全球竞争力报告整理得出。本文使用的所有变量描述性统计如表1所示。表 1 变量描述性统计结果变量样本数均值标准差最小值最大值pgdp1548.0740.7276.6939.458gdp15425.3351.66022.62228.717dus15424.0411.78921.21027.261fcp15411.4771.5603.98913.941contract15411.7391.9794.04314.726number1544.2221.5410.0007.327fra1541.4380.2050.6421.775leti1541.3000.2130.7421.710lein1544.7450.2224.1455.227lcin1541.4280.2520.5881.841labor15416.3051.68313.65319.995学术探讨31金融经济2023 年第 4 期(总第 562 期)四、实证结果与分析（一）基准模型回归结果本文对模型（1）分别使用 OLS、固定效应、一步差分广义矩估计（One-step Difference-GMM）以 及 一 步 系 统 广 义 矩 估 计（One-Step System-GMM）进行回归，由于系统 GMM 比差分 GMM 估计的偏差更小、效率改进更强，后续均采用系统GMM 进行回归估计。为增强检验结果的可靠性，本文在进行模型回归时控制了国家固定效应以及年份固定效应，各方式的回归结果见表 2。由表 2 回归结果可以发现，中国对外承包工程（fcp）的回归系数均为正值，且至少通过了10%水平的显著性检验，即说明中国对外承包工程提高了东道国的人均 GDP 总量，验证了本文假设 1。从系统 GMM 估计结果来看，中国对外承包工程每增加1%，将使东道国人均GDP增加0.064%。而东道国经济增长的滞后项（l.gdp）在 1%的水平下显著为正，表明在时间维度上，东道国经济增长具有路径依赖特征，呈现“滚雪球”效应。从控制变量的回归结果来看，劳动力总人口（labor）的回归系数为正值，但不显著。其原因可能是劳动力人口的增加，会为东道国提供充足的劳动力，并可以有效促进劳动分工提高工作效率，进而有利于国家经济增长，但“一带一路”沿线国家大多数是发展中国家，其劳动力人口增加会导致人力资源问题，即非熟练劳动力的大量过剩与熟练劳动力短缺的问题，同时也可能引发国家出现资源不足、教育负担加重、劳动力素质较低等问题，这会影响国家经济发展水平进一步提高。贸易水平（trade）的回归系数显著为正，说明进出口贸易的增加会刺激一国国内消费，创造消费需求，能够在一定程度上弥补国内资源配置不足，促使变量样本数均值标准差最小值最大值urban1540.4840.1940.1820.922trade15423.0541.74218.86625.878faid15420.3111.24016.80722.404续表 1表 2 基准模型回归结果变量pgdpOLSFEDiff-GMMSys-GMM（1）（2）（3）（4）l.pgdp0.954*0.370*-0.0310.738*（57.94）（5.13）-0.2316.64fcp0.018*0.035*0.170*0.064*（1.75）（1.87）1.892.00labor0.0230.437*0.2620.145（1.47）（1.75）0.660.78urban-0.019-6.085*-7.012*-0.554*（-0.25）（-4.20）-2.45-3.24trade0.018*0.072*0.1110.111*（1.71）（2.51）1.564.40faid0.0830.1000.356*0.144*（1.41）（1.21）2.132.59N132132110132R20.4620.4190.3290.332注：*、*、*分别表示在 1%、5%、10%的显著性水平下显著，小括号内为 t 统计量，中括号内为 z 统计量。学术探讨32金融经济2023 年第 4 期(总第 562 期)该国国内资源能够更多地用于国内专业化发展，进而提高国内资源利用率以及社会劳动生产效率，促进国家经济增长。同时，援助效率（faid）的回归系数显著为正，他国对外援助的增加，会为东道国带来丰富的物质资本、人力资本与金融资本等，从而进一步改善东道国基础设施水平，提高其自主发展能力，进而促进东道国经济增长。城市化水平（urban）的回归系数为负值，其可能的原因是“一带一路”沿线国家大多经济发展水平较低，城市的就业岗位增长速度无法满足新增城市人口就业需求，造成相对人口过剩并导致城市贫困人口增加，加剧国家贫困问题。此外，城市人口数量增加，会导致交通拥堵、住房紧张、水电资源供应不足、社会治安变差、环境污染等问题，进而增加政府维持治安、处理废弃物等的财政支出负担，可能会不利于东道国经济稳定发展。（二）稳健性检验1.替换被解释变量本文将被解释变量分别替换成东道国 GDP 总量的对数（gdp）与工业增加值的对数（dus）进行回归，回归结果如表 3 第（1）和第（2）列所示。可知中国对外承包工程的估计系数仍然显著为正，中国对外承包工程对东道国经济增长仍然具有显著促进作用，证明基准回归结果具有稳健性。2.替换解释变量将解释变量分别替换成中国对外承包工程合同额的对数（contract）以及项目数的对数（number）分别进行回归，结果如表3第（3）与第（4）列所示。由检验结果可知中国对外承包工程合同额以及项目数的增加对东道国经济增长具有显著促进作用，与本文基准模型回归结果具有一致性。（三）中介效应检验基准回归模型（1）的回归结果表明中国对外承包工程会显著促进东道国经济增长，中介效应检验的第一步已经完成。第二步将检验中国对外承包工程对东道国基础设施以及不同类别基础设施的影响，表 4 列（1）（4）分别列示了将东道国整体基础设施水平（fra）、交通基础设施（leti）、通信基础设施（lein）与能源基础设施（lcin）作为中介变量的回归结果。第（1）列中国对外承包工程的回归系数值为 0.021，且在 10%的显著性水平下显著，表明中国对外承包工程能够显著提高东道国的整体基础设施水平。从不同类别的基础设施回归结果来看：在第（2）列对东道国交通基础表 3 稳健性检验结果变量gdpduspgdppgdp（1）（2）（3）（4）l.gdp0.560*13.04l.dus0.994*151.26fcp0.042*0.023*2.031.82l.pgdp0.795*0.782*23.6719.12contract0.043*1.88number0.156*4.09控制变量控制控制控制控制N132132131131R20.3420.3210.3190.308注：*、*、*分别表示在 1%、5%、10%的显著性水平下显著，中括号内为 z 统计量。学术探讨33金融经济2023 年第 4 期(总第 562 期)设施的影响中，中国对外承包工程的回归系数为正，但系数值较小且不显著；在第（3）列对东道国通信基础设施的影响中，中国对外承包工程的回归系数显著为正，回归系数值为 0.543；在第（4）列对东道国能源基础设施的影响中，中国对外承包工程的回归系数显著为正。最后通过对模型（3）进行回归检验得出中国对外承包工程和东道国基础设施对东道国经济增长的影响。从表 5 回归结果可以得出，第（1）列东道国整体基础设施水平的回归系数在 1%的水平下显著为正，表明整体基础设施水平具有中介效应。在不同类别基础设施的回归结果中，第（3）列、第（4）列通信基础设施以及能源基础设施的回归系数均显著为正，说明通信基础设施以及能源基础设施的建设显著促进了东道国经济增长。在模型（1）的回归结果中，中国对外承包工程的系数为 0.064，而在引入东道国整体基础设施水平以后，该回归系数减小为 0.029，说明东道国基础设施对中国对外承包工程促进东道国经济增长具有显著的部分中介效应，是中国对外承包工程促进东道国经济增长的重要作用机制，验证了本文假设 2。同时，在不同类别基础设施中介效应检验结果中，除了交通基础设施的回归系数未通过显著性检验以外，通信基础设施和能源基础设表 4 中国对外承包工程对东道国基础设施回归结果变量fraletileinlcin（1）（2）（3）（4）fcp0.021*0.0150.543*0.027*（1.72）（1.27）（2.05）（1.86）控制变量控制控制控制控制N154154154154R20.7350.7160.7530.725注：*、*、*分别表示在 1%、5%、10%的显著性水平下显著，小括号内为 t 统计量。表 5 中国对外承包工程和东道国基础设施对东道国经济增长回归结果变量pgdp（1）（2）（3）（4）l.pgdp0.505*0.435*0.690*0.745*6.694.5510.9816.40fcp0.029*0.089*0.018*0.025*3.193.612.062.00fra0.873*4.23leti0.1091.00lein0.052*5.12lcin0.801*4.94控制变量控制控制控制控制N132132132132R20.5320.4780.5320.557注：*、*、*分别表示在 1%、5%、10%的显著性水平下显著，中括号内为 z 统计量。学术探讨34金融经济2023 年第 4 期(总第 562 期)施的回归系数均显著且为正值，且中国对外承包工程回归系数与模型（1）相比均有所减小，表明东道国通信基础设施以及能源基础设施具有部分中介效应。从中介效应值来看（见表 6），东道国整体基础设施的中介效应值为 38.73%，通信基础设施的中介效应值为 61.07%，能源基础设施的中介效应值为 46.38%。其中，通信基础设施的中介效应值最大，其在中国对外承包工程促进东道国经济增长中具有较强的中介作用。究其原因，在当前数字经济迅速发展的背景下，“一带一路”沿线国家通信基础设施水平的提高能够极大地改善信息不对称程度，从而实现信息快速流通，提升资源配置效率，提高市场主体应对产业链、供应链变化的敏捷性，从而增强其在面临经济不确定性时的弹性，并进一步加速国家间电子商务的发展与跨区经贸合作，有效支撑国家数字经济发展，推进经济社会数字化转型，从而推动国家经济快速发展。而能源基础设施作为集电力、燃气等于一身的重要基础设施，起到了满足国家经济社会发展用能需求的支撑作用，同时也是各关键基础设施发展的坚实底座，能够为其他基础设施提供稳定可靠、持续发展的能源供应，促进企业发展，进而推动国家经济增长。表 6 全样本基础设施中介效应值变量fraletileinlcin中介效应值38.73%61.07%46.38%然而，交通基础设施作为中国对外承包工程的重要领域之一，其中介效应并不显著，可能原因是交通基础设施从建设到运营使用以及发挥作用往往需要较长的周期，其对经济产生的影响存在一个滞后期。本文参考胡建梅和单磊（2022）的方法，将中国对外承包工程滞后两期（dl.fcp），对交通基础设施是否具有中介效应重新进行检验，结果见表 7。可知各回归系数均显著且为正值，即滞后两期后的交通基础设施在中国对外承包工程与东道国经济增长中具有部分中介作用，经计算中介效应值为 45.76%。在“一带一路”倡议下，中国通过与沿线国家大量开展承包工程促进其交通基础设施的持续优化，对沿线国家进出口贸易稳步增长、就业岗位持续增多、人民生活质量提升起到了重要的引领与带动作用，有助于推动其经济快速发展。表 7 交通基础设施（滞后）中介效应检验结果变量pgdpletipgdp（1）（2）（3）l.pgdp0.341*0.390*3.145.51dl.fcp0.242*0.327*0.131*5.83（4.56）1.77leti0.338*1.99控制变量控制控制控制N110110110R20.4290.4760.423注：*、*、*分别表示在 1%、5%、10%的显著性水平下显著，小括号内为 t 统计量，中括号内为 z 统计量。（四）异质性分析1.基于不同收入水平国家的异质性检验为了进一步考察“一带一路”沿线经济发展水平不同的国家中，中国对外承包工程对其经济表 8 异质性检验结果系数国家收入水平与中国陆地是否接壤高、中高收入国家（1）低、中低收入国家（2）邻近（3）非邻近（4）110.057*0.069*0.078*0.077210.182*0.996*0.237*0.068310.141*0.148*0.147*0.0220.190*0.296*0.699*0.057*中介效应值19.69%66.57%52.98%学术探讨35金融经济2023 年第 4 期(总第 562 期)增长的影响以及东道国基础设施中介效应是否存在异质性，本文根据世界银行所提出的划分标准，将样本国家分别划分为高、中高收入与低、中低收入国家两组进行分组回归，主要回归系数结果如表 8 第（1）与第（2）列所示。可知相较于高、中高收入国家而言，中国对外承包工程对低、中低收入国家经济增长的促进效应更强，且基础设施中介效应值达到了 66.57%。原因可能是目前“一带一路”沿线大多数国家为发展中国家，其经济发展水平整体较低，基础设施建设水平较为落后，尚未形成完善的基础设施网络，中国对外承包工程持续大规模开展将会帮助其基础设施得到明显改善，进而对经济增长产生更强的促进作用。而高、中高收入国家的经济发展水平较高，基础设施建设也较为完善，且产业结构层次较高，故在一定程度上会放缓中国对外承包工程对其经济增长的影响进程，因而促进作用较小。2.基于与中国陆地是否接壤的异质性检验地理距离对国家间贸易发展、经济合作、文化交流具有重要影响，为检验中国对外承包工程对东道国经济增长的促进效应是否会因地理距离的影响而具有异质性特征，本文以东道国与中国陆地是否接壤作为划分标准，将样本国家划分为邻近与非邻近国家进行分组回归，结果如表 8 第（3）与第（4）列所示。可知中国对外承包工程对这两类国家经济增长的回归系数均为正值，但非邻近国家的回归系数未通过显著性检验，说明中国对外承包工程对邻近国家经济增长带来了显著促进效应，但对非邻近国家的促进作用并不显著。同时，邻近国家基础设施中介效应值达到了 52.98%。究其原因：一方面，邻近国家与中国地理距离较短，中国对外承包工程投资的不确定性和成本也会随之降低，因此更倾向于与邻近国家开展对外承包工程业务合作；另一方面，地理距离较近的国家通常在政治关系、经贸联系和互动等方面更加密切，进而有利于降低开展对外承包工程的交易和沟通成本，使得中国承包工程项目在邻近国家开展的可能性更高。由此，中国对外承包工程为持续推动邻近国家进出口贸易增长、深化产能合作、吸引外商直接投资流入以及基础设施水平的提高提供了机遇，对其经济增长产生了更为显著的促进作用。五、结论与对策建议本文采用 20142020 年“一带一路”沿线 22个国家的面板数据建立动态面板模型，实证检验中国对外承包工程对东道国经济增长的影响，并探究了东道国基础设施的中介效应。得到如下结论：（1）中国对外承包工程对东道国经济增长具有显著的正向影响，这一结论通过了稳健性检验。（2）东道国基础设施在中国对外承包工程促进东道国经济增长的过程中发挥了部分中介作用，中介效应值为 38.73%，通过进一步区分基础设施类别，发现不同类别的基础设施发挥了不同程度的中介作用，通信基础设施以及能源基础设施发挥了部分中介作用，中介效应值分别达到了 61.07%和 46.38%，滞后两期的交通基础设施也具有部分中介作用，中介效应值为 45.76%。（3）中国对外承包工程对东道国经济增长的影响以及东道国基础设施中介效应具有异质性特征，中国对外承包工程对低、中低收入水平国家经济增长的影响大于对高、中高收入国家的影响，对与中国邻近国家的促进效应大于对非邻近国家的影响；东道国基础设施对低、中低收入水平国家的中介作用大于高、中高收入国家，对与中国邻近国家产生了显著的中介作用，但对非邻近国家未产生中介作用。基于上述结论，本文就如何在“一带一路”倡议持续推动下通过中国对外承包工程加强与沿线国家开展产能合作，促进经济增长，实现互利共赢共同发展，提出以下对策建议：中国对外承包工程是改善“一带一路”沿线国家经济增长的重要方式，在目前国际国内双循环背景下，中国应统筹国内与国际两个大局，积极与沿线国家开展对外承包工程项目合作，帮助沿线国家实现经济长期稳定发展。一是中国应积极拓展对外承包工程的业务领域，扩大对外承包工程的业务范围，积极开拓国际合作新空间。在支持企业巩固发展传统市场的学术探讨36金融经济2023 年第 4 期(总第 562 期)同时，积极参与发达国家基建，逐步提升国际承包工程市场份额，加速拓展新领域合作，加强规则标准的软联通，提高国家和区域间合作水平，为企业开展对外承包工程业务合作创造有利条件，培育更多新的增长点。二是目前“一带一路”沿线大多为发展中国家，因此中国在扩大对外承包工程规模的同时，应为沿线国家基础设施建设提供先进的生产设备、生产技术与经营理念，助力沿线国家走上独立自主、自力更生的发展道路。通过推动对外承包工程与对外投资贸易融合发展，探讨并购海外优质建筑企业，带动国内先进装备技术标准和服务出口，并大力支持延伸产业链，鼓励设计咨询机构“走出去”，促进投建营协同发展，持续推动沿线国家基础设施建设。三是要重视沿线国家不同类别的基础设施建设。东道国交通、通信以及能源等基础设施能够在对外承包工程促进沿线国家经济增长中发挥显著的促进效应，因此在今后的对外承包工程中，应增加基础设施领域的业务分配，重点关注沿线国家交通、通信、能源等领域的基础设施建设，提升沿线国家的经济发展能力。参考文献：1 郑磊,汪旭晖.金融业 FDI 对东道国经济增长的直接和间接机制基于亚洲主要国家的实证分析 J.宏观经济研究,2015(12):137-152.2 SILAJDZIC S,MEHIC E.Absorptive capabilities,FDI,and economic growth in transition economies J.Emerging Markets Finance and Trade,2016,52(04):904-922.3 乔敏健.对外直接投资对东道国经济增长影响路径分析基于“一带一路”国家投资的面板数据 J.工业技术经济,2019,38（08）:83-91.4 RAKHMATULLAYEVA D,KULIYEV I,BEISENBAIY EV Z,et al.Assessment of the influence of FDI on the economic growth of the host country:Evidence from Ka-zakhstan J.E3S Web Conf.,2020,159:06007.5 LIN M,KWAN Y K.FDI spatial spillovers in ChinaJ.The World 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