“日湄峰会”对日本OFDI※的促进效应及作用机制研究

常思纯 李清如

（中国社会科学院日本研究所，北京 100007）

湄公河流域五国（柬埔寨、老挝、缅甸、泰国、越南）位于中国和南亚次大陆之间，扼印度洋和太平洋之间的交通要道，是连接中国与东南亚、南亚地区的陆路桥梁和纽带，具有重要的地缘战略价值，历来是主要大国争夺的重点地区。同时，湄公河地区拥有丰富的自然资源和廉价的劳动力资源，是当今世界经济发展最具活力和潜力的地区之一。日本尽管在地理位置上远离湄公河地区，但其长期积极参与该地区的开发与合作，并逐渐将“日本与湄公河五国首脑峰会”（简称“日湄峰会”）确立为推动双方合作的主要机制，并利用政府开发援助（ODA）帮助湄公河流域五国缩减与东盟老成员国之间的经济发展差距，致力于将该地区打造为日本重要出口市场、投资对象和消费市场，进而强化日本在该地区的政治经济影响力。经过十余年的发展，日湄合作机制在推动日本企业对外直接投资（OFDI）、促进日湄相互依存关系方面发挥了积极作用，并与中国主导创设的澜沧江—湄公河合作机制（简称“澜湄合作”机制）竞争制度优势和影响力。本文拟运用双重差分方法（Difference-In-Differences Methodology，简称DID方法），探究“日湄峰会”对日本在湄公河流域五国的投资是如何产生影响的，从而为中国吸取借鉴日本经验、应对日本竞争和推动“澜湄合作”机制的进一步发展提出有效建议。

一、“日湄峰会”的创建与发展

冷战结束后，湄公河地区“由战场变市场”，①参见Masaya Shiraishi,“Japan toward the Indochina Sub-Region”, Journal of Asia-Pacific Studies, No 13(October 2009), p19.经济增长潜力受到以美国为首的国际社会的普遍关注，日益成为大国力量博弈的焦点，该地区涌现出众多由美日等域外大国积极参与并主导的合作机制。其中，长期深耕东南亚“朋友圈”的日本也不甘落后，积极推出参与湄公河地区经济合作的政策方针，主导建立了多个合作机制，如，通过亚洲开发银行（ADB）发起建立的大湄公河次区域经济合作机制（GMS），日本对柬老缅三国（CLV）提供经济援助的日-CLV 合作机制，日本与湄公河五国外长会议，等等。

2009年11月，为进一步增加对湄公河地区的战略投入、深化日湄合作的机制建设，实现政权更迭的日本民主党政权在东京举办了首届“日湄峰会”。双方确定在每年分别举行外长会议和经济部长会议的基础上，定期举行更具权威性的首脑峰会，并每三年在日本举行一次，其余各年随东盟系列峰会举行。2009 年和2012 年在日本举行的“日湄峰会”上，分别通过了以三年为周期指导日湄合作的《东京宣言》与《东京战略2012》，日本先后承诺向湄公河地区提供5000 亿日元和6000 亿日元的ODA，①日本外務省：“第1 回日本·メコン地域諸国首脳会議東京宣言”，https://www.mofa.go.jp/mofaj/area/j_mekong_k/s_kaigi/j_mekong09_ts_ka.html，2009 年11 月7 日；日本外務省：“日メコン協力のための東京戦略2012”，https://www.mofa.go.jp/mofaj/area/j_mekong_k/s_kaigi04/joint_statement_jp2.html，2012-04-21。致力于通过经济援助促进湄公河地区的经济社会发展和营商环境改善，帮助日本企业构筑基于不同国家产业分工的生产网络，进一步推动对该地区的投资。

2012年年底，日本自民党重新执掌政权，安倍晋三再次出任日本首相。安倍上台后立足于日美同盟，以全球视野积极开展“战略外交”，并力推连接亚洲与非洲、印度洋与太平洋的“自由开放的印太（FOIP）”战略一步步从雏形走向成型。在此背景下，位于“印太战略”②2018年11月，安倍晋三在与马来西亚总理马哈蒂尔举行会谈时，首次在公开场合将原先强调地缘竞争的“印太战略”改称为重视推进合作的“印太构想”。从“印太战略”到“印太构想”的转变显示日本对印太的认知处于动态变化的过程中，不过其中强调与中国进行地缘竞争的一面并未发生根本性改变。地理中心位置的湄公河地区在日本对外战略中的地位更加凸显。2015年在东京举行的第七届“日湄峰会”通过《新东京战略2015》，日本将“高质量”确定为今后日湄合作的关键词，宣布实施总额达7500 亿日元的“一揽子”援助计划，以加强湄公河地区“连接性”为战略重心，致力于从“硬件”（完善湄公河地区产业基础设施和加强域内外陆海空连接性）与“软件”（培育产业人才和加强制度、人员连接性）两方面加大对湄公河流域五国的援助。③日本外務省：“日·メコン協力のための新東京戦略2015”，https://www.mofa.go.jp/mofaj/files/000088537.pdf，2015-07-04。此后，2018年在东京召开的第十届“日湄峰会”通过《东京战略2018》，日本宣布未来三年将加强ODA 资金的战略性分配，在超过150 个项目上和以越南、缅甸为重点的湄公河地区国家开展合作。投资重点除加强“软”“硬”连接性之外，还特别提出要加强“产业连接性”，促进在湄公河地区投资的日本企业与当地企业的“商业匹配”，加强经济特区（SEZ）的开发，积极吸收域外国家参与区域供应链。为此，日本还承诺为湄公河各国培养三万名产业人才。④日本外務省：“日メコン協力のための東京戦略2018”，https://www.mofa.go.jp/mofaj/files/000406730.pdf，2018-10-09。

可以说，自2015 年《新东京战略2015》出台后，日湄合作就进入了“印太战略”下的2.0 时代。首先，日本致力于使“日湄合作”与“印太战略”产生协同效应，将湄公河地区视为“印太战略”下加强跨区域互联互通的重中之重，着力打造东西经济走廊（从越南岘港途经老挝、泰国至缅甸毛淡棉）与南部经济走廊（从越南胡志明市经柬埔寨首都金边、泰国首都曼谷至缅甸土瓦），力促湄公河流域五国成为连接东盟内部并可进一步辐射延展至印度洋及非洲大陆的陆海空大动脉；其次，安倍政府积极推动在湄公河地区的“高质量”基础设施投资，使之服务于日本企业的发展战略，为日本企业在东盟投资打破物流瓶颈，确保产业链、供应链的畅通；再次，在中国快速崛起及“一带一路”倡议加速推进的背景下，安倍政府于2018 年将日湄关系提升为战略伙伴关系，通过加强与该地区各国的政治经济关系，进一步彰显日本在亚太地区的战略存在并以此制衡中国的影响力。

近两年来，因受新冠肺炎疫情的影响，日本与湄公河流域各国的经济都受到了严重冲击。日本希望通过推动与越南、泰国等东南亚国家的经济合作，加速推动本国经济乃至整个东亚地区经济的快速复苏，在日本的外交布局中，东南亚国家的地位进一步凸显。2020年11月，接替安倍晋三出任日本首相的菅义伟在第12 届“日湄峰会”上表示，日本将在抗击新冠肺炎疫情方面加强与湄公河各国的合作，提出湄公河流域可持续发展目标（SDGs）投资伙伴倡议，进一步加强对该地区供应链韧性建设，并为湄公河地区培养具有专业领域能力的人才提供援助。菅义伟还表示，日本将稳步实施约90亿美元的基础设施项目，进一步推动湄公河地区的经济走廊建设，并把2021 年建设为日本与湄公河流域五国共同领导地区发展的“日本—湄公河年”。①日本外務省：“第12 回日本·メコン地域諸国首脳会議”，https://www.mofa.go.jp/mofaj/s_sa/sea1/page3_002925.html，2020-11-13。2021 年11 月，新任日本首相岸田文雄与越南总理范明政在日本东京举行首脑会谈，范明政是日本新政府成立以来首位访日的外国领导人。双方一致同意在提高日湄合作的效率与作用方面加强合作，日本表示将进一步对以越南为首的东盟地区加强援助与合作。2021年底“日湄峰会”将再次重回东京举行，按照以往惯例，日本将出台新一轮对湄公河流域五国的合作战略。预测，日本在继续坚持以“高标准”“高质量”及“高透明度”为出发点加大对湄公河流域五国战略投入的同时，加速推进与相关国家在“印太”地区的战略对接，争取在后疫情时代产业链重塑机遇期占得先机。

二、文献回顾与研究方法

（一）相关文献回顾

基于湄公河地区在地缘政治与地缘经济方面重要性的不断提高，以及近年来日本在该地区不断加大投入的趋势，部分学者从日本对外战略动向及大国战略竞争等角度分析日本对湄公河地区的经济外交特点及发展合作动向。②白如纯：《“一带一路”背景下日本对大湄公河次区域的经济外交》，《东北亚学刊》2016年第3期；张继业、钮菊生：《试析安倍政府的湄公河次区域开发援助战略》，《现代国际关系》2016 年第3 期；常思纯：《日本为何积极介入湄公河地区》，《世界知识》2018年第21期；《角力湄公河：中国、日本和印度在湄公河次区域的基础设施投资比较研究》，《东南亚纵横》2019 年第4 期；赵天鹏：《从“普遍竞争”到“第三方市场合作”：中日湄公河次区域合作新动向》，《国际论坛》2020 年第1 期；卢光盛、别梦婕：《“南北”还是“东西”?——湄公河地区跨国经济走廊的竞争与协调》，《国际论坛》2020年第6期；国晖：《冷战后中日两国在湄公河流域的发展合作：从1.0到3.0》，《日本问题研究》2020年第2期。同时，湄公河地区在“一带一路”倡议中处于支点及枢纽位置，六大经济走廊中的“孟中印缅”和“中国—中南半岛”经济走廊均经过该地区。部分学者重点关注中国与湄公河国家的经济往来及合作，其中有部分文献使用实证研究方法，验证“澜湄合作”机制对贸易投资的促进效应。③李晨阳：《澜沧江-湄公河合作：机遇、挑战与对策》，《学术探索》2016 年第1 期；盛玉雪、王玉主：《中国-中南半岛经济走廊推进机制：需求、供给及选择》，《学术探索》2018年第3期；黄德春、孟敏、张长征、竺运：《中国对湄公河流域国家OFDI的出口效应研究——基于东道国投资环境的影响》，《广西社会科学》2019年第1期；朱杰进、诺馥思：《国际制度设计视角下的澜湄合作》，《外交评论》2020年第3 期；陆亚琴、顾伟：《“孟中印缅”经济走廊倡议促进中国对外直接投资了吗?——基于倍差法的实证研究》，《云南财经大学学报》2021年第2期。

综合学者们的观点，湄公河地区作为“一带一路”与“印太构想”的重要“节点”，是中日两国重要的经济合作伙伴，在中日两国对外经济布局中均占有显著地位。日本具有积极介入湄公河地区的战略动机，并通过加强机制建设，着力拓展合作空间，力争重塑地区领导力并加强与中国的竞争。但不容否认的是，中日双方在该地区也存在着共同利益，中国须妥善应对。可以看出，现有研究涉及日湄合作的实证研究较少。而日本以“日湄峰会”为主要合作机制，通过加强官民合作，引导日本企业加大对湄公河地区的投资，将从宏观和微观两个层面对中国在该地区的政治经济布局产生影响。因此，定量识别“日湄峰会”的实际效应及其对投资的作用路径，对于明晰湄公河地区乃至“一带一路”倡议推进过程中的日本因素，进一步优化中国的战略布局具有积极意义。

双重差分法兴起于20 世纪七八十年代，参见Ashenfelter（1978）、①Orley Ashenfelter,“Estimating the Effect of Training Programs on Earnings”, The Review of Economics and Statistics, Vol.60, No.1, 1978, pp.47-57.Lalonde（1986）②Robert Lalonde,“Evaluating the Econometric Evaluations of Training Programs with Experimental Data”,The American Economic Review, Vol.76, No.4, 1986, pp.604-620.等，并在后续的经济学研究中不断得到拓展，参见Heckman 和Vytlacil（2005）、③James J. Heckman and Edward Vytlacil,“Structural Equations, Treatment Effects, and Econometric Policy Evaluation”, Econometrica, Vol.73, No.3, 2005, pp.669-738.Imbens 和Wooldridge（2009）、④Guido W. Imbens and Jeffrey M. Wooldridge,“Recent Developments in the Econometrics of Program Evaluation”, Journal of Economic Literature, Vol.47, No.1, 2009, pp.5-86.Lechner（2011）、⑤Michael Lechner,“The Estimation of Causal Effects by Difference-in-Difference Methods”, Foundations and Trends(R) in Econometrics, Vol.4, No.3, 2011, pp.165-224.Chabé-Ferret（2015）⑥Sylvain Chabé-Ferret,“Analysis of the Bias of Matching and Difference-in-Difference under Alternative Earnings and Selection Processes”, Journal of Econometrics, Vol.185, No.1, 2015, pp.110-123.等。近年来，在我国财政和金融政策、对外贸易和投资、企业创新和生产率、“一带一路”倡议等相关研究中，这一方法也有着广泛应用。由于湄公河流域五国同属于东盟，日本与东盟的合作机制乃至“印太战略”都有可能对日本与湄公河流域国家的经济合作产生影响。因此，本文基于双重差分法，引入分组虚拟变量和政策实施虚拟变量，构造衡量政策效果的交互项，以重点识别“日湄峰会”对日本在湄公河流域国家投资的影响及其作用机制。

（二）研究方法与数据描述

双重差分法可以为政策效应分析提供良好的实证研究工具。该方法的基本思路是通过比较政策实施或者事件发生前后处理组与对照组之间的差异，从而反映政策或者事件产生的效果。在双重差分法下，通常设置一组受到政策影响的处理组和一组未受到政策影响的对照组，根据政策实施或者事件发生前后被解释变量的情况，分别对处理组和对照组进行第一次差分得到两组变化量，再对两组变化量进行第二次差分，即双重差分估计量为用以识别政策实施的净效应。⑦Jeffrey M. Wooldridge,“Difference-in-Differences Estimation”, https://www.nber.org/sites/default/files/2021-03/lect_10_diffindiffs_0.pdf, 2007-07-20.

本文以东盟十个国家2005—2019 年的面板数据作为回归样本，使用双重差分方法，实证分析“日湄峰会”对日本OFDI 的影响。在基准回归中，以“日湄峰会”所涉及的湄公河流域五个国家，即柬埔寨、老挝、缅甸、泰国、越南，作为处理组；以其余五个国家，即文莱、印度尼西亚、马来西亚、菲律宾、新加坡，作为对照组。基准回归模型如下：

其中，i表示投资东道国，t表示年份。因变量y表示日本对外投资。本文使用两项指标作为衡量对外投资的变量，其一为日本对外直接投资流量（以下简称投资流量），其二为东道国日系企业及分支机构数量（以下简称企业数量），两项指标均取对数值。

自变量did为treat和post的交互项，即didit=treatit×postit，用于衡量“日湄峰会”的作用效果，是本文的核心解释变量。相应地，β1为主要观测系数。如果β1显著为正，表示“日湄峰会”对日本在湄公河流域国家的投资存在正向效应；如果β1显著为负，则表示存在负向效应；如果β1不显著，则说明该合作机制没有对日本在该地区投资起到明显影响。treat为分组虚拟变量，如果i属于处理组，则取值为1，如果i属于对照组，则取值为0。由于本文使用固定效应模型进行回归，已经控制不随时间变化的国家层面特征，因此，不再将treat单独列入回归方程及回归结果分析中。post为政策实施虚拟变量，以日本提出“新东京战略”的2015年为节点，如果t大于2015，则取值为1，否则取值为0。

除主要解释变量以外，为更好地描述影响投资的因素，本文加入人均国内生产总值、治理水平、网络和通信等控制变量。在回归方程中，ln pgdp表示人均国内生产总值的对数值，用于衡量东道国经济发展程度和市场潜力。wgi表示国家治理指数，由世界银行“全球治理指标”数据库中六个指标①六个指标分别为腐败控制、政府效率、政治稳定性、法律法规、监管质量以及发言权和问责制。的均值计算得出。国家治理指数不仅用于衡量东道国的治理能力和水平，也在一定程度上反映出营商环境的优劣。x表示东道国网络和通信设施水平，采用两个指标进行衡量，分别是接入互联网的人口百分比和每百人固定电话线路数量。

考虑到各个国家在政策实施之前经济基础及各项经济指标的变化趋势不尽相同，我们加入时间和国家的双向固定效应。时间固定效应用于控制不因国家改变的各个年份产生的效应，例如某一年份日本对东盟整体的合作机制产生的影响，或者某一年份东盟整体经济形势的变化。国家固定效应用于控制不随时间变化的国家特征产生的效应，例如，东道国与投资母国的地理距离、与进出口市场的邻近性、是否内陆国等，这些因素也会影响到外商投资。

基本变量的含义及描述性统计参见表1。其中，投资流量数据来自日本银行“国际收支与贸易相关统计”。②日本銀行：“国際収支·貿易関連統計”，https://www.boj.or.jp/statistics/br/index.htm/.2021-09-08.日系企业数量来自日本外务省“海外日本人统计”。③日本外務省：“海外在留邦人数調査統計”，https://www.mofa.go.jp/mofaj/toko/tokei/hojin/index.html, 2021-09-08.人均国内生产总值、接入互联网的人口百分比、每百人固定电话线路数量来自世界银行“世界发展指标”（World Development Indicators）数据库。④World Bank,“World Development Indicators”, https://databank.worldbank.org/source/world-developmentindicators.2021-09-08.国家治理水平数据来自世界银行“全球治理指标”（Worldwide Governance Indicators）数据库。⑤World Bank,“Worldwide Governance Indicators”, https://databank.worldbank.org/reports.aspx?source=worldwide-governance-indicators，2021-09-08.

表1 基本变量的描述性统计

三、实证结果及分析

（一）基准回归

基准回归结果在表2中列示。（1）至（3）列为以投资流量作为被解释变量的回归结果；（4）至（6）列为以企业数量作为被解释变量的回归结果。（1）列和（4）列仅考虑交互项和政策实施虚拟变量，（2）列和（5）列在此基础上加入人均GDP控制变量，（3）列和（6）列继续加入全部控制变量。所有回归均采用固定效应模型。

表2 基准回归结果

如表2 所示，在所有回归中，衡量“日湄峰会”作用效果的变量did的系数一直显著为正，而且随着控制变量的逐渐加入，并没有对主要解释变量的显著性产生明显影响。这说明“日湄峰会”作为双边合作机制，对日本在湄公河各国的投资具有显著的促进作用。由（1）至（3）列的回归结果可知，以投资流量作为被解释变量，did在5%或10%的水平上显著，在加入全部控制变量之后，“日湄峰会”对投资流量的促进程度为71.1%。由（4）至（6）列的回归结果可知，以企业数量作为被解释变量，did一直保持在1%的水平上显著，在加入全部控制变量之后，对企业数量的促进程度为50.4%。由此可见，在“日湄峰会”的推动下，不仅日本对湄公河地区各国的投资流量增多，企业网点数量也随之增加，生产与经营网络进一步细化。其中，“日湄峰会”对投资流量影响的系数更大，对企业数量影响的显著性水平更高。而无论采用哪一种方式，都可以验证日湄合作机制对于投资的正向作用。

另外，从控制变量来看，人均GDP的影响并不稳定，在大多数回归中，变量lnpgdp的系数没有通过显著性检验。其原因可能在于，一方面，投资动因理论认为，人均GDP 越高则代表着经济发展水平和居民消费能力越高，这是吸引外商投资的因素；另一方面，本文重点研究“日湄峰会”的影响，在这一机制的引导作用下，投资流向了缅甸、老挝、柬埔寨等人均GDP并不高的国家。因此，在这两方面作用的相互抵消下，人均GDP的影响无法显著识别。

值得关注的是，衡量国家治理水平的变量wgi，在以投资流量和企业数量作为被解释变量的回归中系数均显著为正。这说明，东道国的政府效率、政治稳定、腐败控制和监管质量等方面水平的提高，将会显著促进日本企业在当地的投资。而2015年以来，日本着力在制度和人才等软环境方面加强对湄公河流域各国的援助，就是要通过提高湄公河五国的政府治理能力和改善营商环境，从而促进日本企业的投资。从实证结果可见，相关政策取得了一定的成效。

（二）平行趋势检验

使用DID 方法的前提条件是满足平行趋势假设，即处理组和对照组在政策实施或者事件发生前具有大致相同的发展趋势，从而判断此后双方的差异是由政策实施或者事件发生造成，而不是由处理组和对照组本身的差异造成。基于此，本文生成年份虚拟变量year与处理组虚拟变量treat的交互项，再将这些交互项作为解释变量加入模型中进行回归，以此进行平行趋势检验。图1为检验结果。

在图1 中，横坐标表示各个年份与政策当期（2015 年）的时间间隔，纵坐标表示交互项的系数，用于衡量各个年份处理组和对照组之间的差异，此处以投资流量表示OFDI。为避免完全共线性问题，以2005 年作为基准年。可以看出，在政策当期以前，各交互项的回归系数在零轴附近波动，在政策当期以后，回归系数为正并且出现一定上升趋势，说明2015 年以前日本对处理组和对照组的OFDI趋势大致相同，处理组和对照组之间不存在显著差异，满足DID方法的平行趋势假设。

（三）稳健性检验

由于本文使用双向固定效应模型，在基准回归中已经控制时间固定效应和国家固定效应，因此，采取增加对照组、扩充样本量的方式进行稳健性检验。考虑到地理区位、经济规模、投资类型以及数据可获得性，我们在对照组中加入南亚四个国家，包括印度、巴基斯坦、孟加拉国和斯里兰卡，进行进一步的检验。①由于不丹、马尔代夫和尼泊尔的投资数据缺失值过多，因此没有列入样本中。稳健性检验结果参见表3。

表3 稳健性检验

如表3所示，在增加对照组、扩充样本量之后，衡量“日湄峰会”作用效果的变量did的系数仍然在所有回归中显著为正，随着控制变量的陆续加入，主要解释变量的显著性没有受到明显影响，并且，拟合优度保持在相应的水平上。其中，以投资流量作为被解释变量，did在10%的水平上显著；以企业数量作为被解释变量，did一直保持在1%的水平上显著。控制变量的回归结果与基准回归结果大致相同，在以投资流量作为被解释变量的回归中，wgi的系数显著为正，说明东道国政府治理水平的提高，将会显著促进日本企业在当地的投资。

综上所述，在增加对照组、扩充样本量方式进行的稳健性检验中，“日湄峰会”对日本在湄公河流域国家投资流量和企业数量的正向作用没有发生明显改变，这一结果不仅表明回归模型的稳健性，也进一步验证官方层面合作机制对于日本企业投资的促进效果。

四、“日湄峰会”对日本OFDI产生影响的作用机制

在上文验证“日湄峰会”推动日本对湄公河流域国家投资增长的基础上，本部分将进一步验证“日湄峰会”推动日本加大ODA投入并进一步引导OFDI增加的作用机制。第一步，以ODA作为被解释变量，以交互项did作为主要解释变量，检验“日湄峰会”对ODA的作用；第二步，在此基础上，以投资流量和企业数量作为被解释变量，以ODA作为主要解释变量，检验ODA对于投资的促进作用。回归模型如下：

其中，变量lnoda表示日本ODA 支出额的对数值，数据来自日本外务省各年版《ODA 白皮书》。①日本外務省：“開発協力白書·ODA白書”，https://www.mofa.go.jp/mofaj/gaiko/oda/shiryo/hakusyo.html, 2021-09-08。其余变量的含义和数据来源与基准回归相同。

首先，对方程式（1）进行估计，回归结果在表4中列示。

表4 “日湄峰会”对ODA的作用

由表4可以看出，以ODA作为被解释变量，在所有回归中，衡量“日湄峰会”作用效果的变量did的系数一直显著为正，说明这一合作机制对于日本在相关国家的ODA 具有显著的正向作用。随着控制变量的陆续加入，主要解释变量的显著性没有受到明显影响，并且拟合优度逐渐上升，表明模型的稳健性和拟合程度良好。在加入全部控制变量之后，“日湄峰会”对ODA的促进程度达到61.6%，其促进作用得到验证。

接下来，在此基础上，对方程式（2）进行估计，回归结果在表5中列示。与基准回归相同，（1）至（3）列为以投资流量作为被解释变量的回归结果，（4）至（6）列为以企业数量作为被解释变量的回归结果。

表5 ODA对投资的促进作用

如表5所示，在所有回归中，主要解释变量lnoda的系数一直显著为正，说明加大ODA投入对日本在湄公河流域国家的投资具有显著的促进作用。随着控制变量的陆续加入，主要解释变量的显著性没有受到明显影响，并且，拟合优度保持在相应的水平上，说明模型的稳健性和拟合程度良好。由（1）至（3）列的回归结果可以看出，以投资流量作为被解释变量，lnoda在1%或5%的水平上显著，在加入全部控制变量之后，ODA 对投资流量的影响为：ODA 支出额增加1%，投资流量相应增加0.336%。由（4）至（6）列的回归结果可以看出，以企业数量作为被解释变量，lnoda一直保持在1%的水平上显著，加入全部控制变量之后，ODA对企业数量的影响为：ODA支出额增加1%，企业数量相应增加0.170%。由此可见，无论以投资流量还是以企业数量作为被解释变量，ODA对于投资的正向作用都得到验证。

五、结论与启示

（一）主要结论

本文运用双重差分方法，实证分析“日湄峰会”对日本OFDI 的促进效应及作用机制。结果表明，“日湄峰会”不仅促进了日本对湄公河地区的投资流量（影响效应为71.1%），还推动日本企业在该地区网点数量的增加（影响效应达到50.4%），稳健性检验也进一步验证了合作机制对于投资的促进效果。在此基础上，“日湄峰会”通过官方层面的合作机制，显著推动了日本对湄公河各国的ODA 增长（影响效应为61.6%），并以此为路径，对投资产生促进作用：ODA 支出额增加1%，日本对湄公河国家投资流量相应增加0.336%，在当地投资企业数量相应增加0.170%。

综上所述，日湄合作机制对日本OFDI的作用机理可以表述为，日本通过“日湄峰会”渠道，不断加大对湄公河流域五国的ODA 投入，促进官民合作，改善日本企业的投资环境，拓展投资机会，并最终带动日本OFDI规模的扩大（见图2）。

目前，湄公河流域五国都是日本对外援助的重点国家，如2018年在获得日本ODA的国家排名中，越南仅次于南亚的印度和孟加拉国位居第3 位，缅甸排名第7 位、泰国第9 位、柬埔寨第14 位、老挝第21位。此外，日本也分别是这五个国家最大的对外援助来源国。①日本外務省：“2019 年版開発協力 参考資料集”，https://www.mofa.go.jp/mofaj/gaiko/oda/files/100071505.pdf，2020-07-22。日本对湄公河流域五国ODA，主要从以下三个领域改善湄公河流域五国的营商环境和对日好感度，为日企在当地投资打下基础。

第一，改善以交通基础设施和能源基础设施为代表的湄公河流域五国硬件设施。除了继续贯通日本一直支持建设的号称湄公河流域五国陆上“动脉”的南部经济走廊和东西经济走廊中尚未连通部分的铁路、公路和桥梁之外，日本还积极援助湄公河流域五国修建港口、机场，打造陆海空“三位一体”的物流交通枢纽。如连接缅甸最大城市仰光至中部商业城市曼德勒之间的铁路整修、泰国曼谷地铁红线建设、柬埔寨西哈努克港新集装箱码头建设、缅甸汉达瓦底国际机场建设、老挝万象国际机场扩建及越南隆城国际机场建设等重点项目，②日本外務省：“2020年版開発協力白書”，https://www.mofa.go.jp/mofaj/gaiko/oda/files/100157805.pdf，2021-03-12。都获得了日本ODA 的支援，众多知名日本企业也广泛参与其中。日本通过助力湄公河流域五国重要经济节点之间的“连接性”建设，将湄公河五国的工业化与运输、物流发展相结合，提高湄公河地区产业链上的产品运输能力、运输效率和安全稳定性，并使其进一步辐射延展至东盟其他国家及中国、印度等国，全面增强湄公河地区作为日本企业生产基地和消费市场的能力。

此外，针对湄公河流域五国能源基础设施严重不足及面临区域能源低碳转型等现状，日本根据不同国家的需求，积极开展援助，着力加强各国工业化进程中所必需的电力供应。如支援缅甸扩大输电容量及提高电网运行可靠性，援助柬埔寨扩建终端变电站和扩容输电线路，以此支持湄公河流域五国电力互联互通的建设。日本还特别着眼于自然资源的可持续管理与利用，推动湄公河地区水资源保护、能源使用效率提高和清洁可再生能源的高效开发利用，为日本企业在当地的生产经营创造更优条件。

第二，在改善制度环境和培养高端人才等软件设施方面援助湄公河流域五国。日本以促进贸易投资便利化为重点，提供ODA 帮助湄公河流域五国加强现代化海关建设，如建立电子清关系统，改善支付系统，促进各国过境程序的协调，创建单一窗口设施和统一标准认证体系，提高货物运输边境清关效率，使区域内的互联互通更加顺畅；日本还积极援助湄公河流域五国改革国内法律和司法体系，统一相关标准与执行力度，提高政府管理部门综合规划、运营、治理及招商引资能力，为日本企业打造更加公开透明的营商环境。

此外，日本还着力帮助湄公河流域五国培养高端人才，接受大量青年人才赴日本的大学留学或到日本企业进行短期研修。日本利用ODA 在越南、泰国援建大学或高等职业学校，提供与日本相同水平的职业技术教育及赴日留学机会，直接为当地培育具有专业技能和管理能力的专门人才。这既能为在海外生产经营的日本企业储备人力资源，为优秀毕业生优先提供快速适应工作的机会，又可提升日本在湄公河地区的国际形象，为企业在当地的生产经营活动争取人脉。

第三，加强供应链体系建设，援助各国经济特区或工业园区的建设，积极支持供应链延伸至域外国家或地区。如日本提供ODA 支援缅甸迪拉瓦经济特区的综合建设。目前，该特区已从全世界吸收113 家企业（其中日本企业56 家）入驻园区，并有93 家企业（其中日本企业50 家）已经正式投入运营，不仅吸引了越来越多的海外企业参与投资，也带动更多日本企业在当地的投资。③日本外務省：“2020年版開発協力白書”，https://www.mofa.go.jp/mofaj/gaiko/oda/files/100157805.pdf，2021-03-12。

此外，日本重点强调要推动湄公河地区产业结构升级，帮助日本企业优化生产网络，拓展商业机会。日本积极利用日本—湄公河产业政府对话、湄公河地区官民合作促进论坛等各种对话机制，宣传对本地区产业链的投资和加强产业合作的重要性。在2020年举行的“日湄峰会”上，时任首相的菅义伟表示，日本将为加强湄公河地区供应链韧性提供援助。此前，日本已经为在湄公河地区推行海外生产基地多元化的36家企业提供了援助，今后，还将为防范供应链中断风险，继续构建可持续的供给体制。①日本外務省：“第12 回日本·メコン地域諸国首脳会議”，https://www.mofa.go.jp/mofaj/s_sa/sea1/page3_002925.html，2020-11-13。

（二）启示与政策建议

从“日湄峰会”合作机制影响日本OFDI 的实证检验和结论阐释中，我们可以得到以下几点政策启示：

第一，积极关注日本政策动向，防范其排斥中国发挥地区影响力、加强对华竞争的态势。日本当前正积极推进“印太战略”，在强化日美同盟的同时，拉拢英法德等欧洲势力介入“印太”地区，并联合西方发达国家为相关地区提供“一带一路”的替代方案。日本还积极配合美国构建“多样化的安全供应链”，与印度、澳大利亚打造“供应链联盟”，与东盟各国加强供应链韧性建设，显现出联合域内外国家摆脱对华供应链依赖的姿态。而以泰国、越南为代表的湄公河地区将很可能成为日本优化投资布局、重组供应链的重要交会点。日本ODA 作为外交政策的工具性作用正不断加强，日本更加强调灵活运用ODA 助力“印太战略”的推进。据《日本经济新闻》报道，日本2021 年ODA 净支出有可能达到1.74亿日元，超过1995年的1.59亿日元，创下历史新高。其主要原因就是日本大幅增加对东南亚应对新冠肺炎疫情的无偿资金援助，包括提供疫苗及医疗设备等。这背后有着日本要针对中国，并在国际卫生领域提高话语权的意图。②“日本ODA、過去最高の勢い対中念頭にコロナ対応支援”，《日本経済新聞》2021年8月2日。目前，日本已向越南分多批次总计提供了560 万剂新冠疫苗，向泰国提供135 万剂新冠疫苗，以及向上述国家提供制氧机、运输及储存疫苗所需的冷链设备等。此外，日本还在绿色经济、数字经济等领域加强对湄公河流域国家的技术支持。2021 年9 月举行的日湄经济部长会议上，时任日本经济产业大臣的梶山弘志承诺日本将在脱碳领域为湄公河地区的人才培养和技术发展提供援助。可以看到，日本正积极加强对湄公河流域各国的战略投入和制度吸引力，对冲中国数字“一带一路”、健康“一带一路”、绿色“一带一路”等倡议，争取国际经贸规则制定权与地区合作主导权，加强与中国对该地区市场的争夺和竞争，并借此制衡中国在该地区的影响力。特别值得警惕的是，日本正在将“日湄合作”机制下的成功经验，即利用ODA 加强基础设施、制度乃至人员的“连接性”并促进OFDI增长，进一步向“印太”沿线国家复制和推进，这将不可避免地加剧与中国“一带一路”倡议的竞争态势，中国须加速布局，积极应对。

第二，仍应加强中日在湄公河地区的政策对话，推动第三方市场合作的发展。应当看到，无论是硬件还是软件基础设施，作为公共产品都具有非排他性与非竞争性。日本在湄公河地区消除投资障碍、改善营商环境及加强人才培养等投入，不仅有助于日本企业对当地的直接投资，客观上也有利于中资企业在当地的发展。同时，中国政府积极推动“澜湄合作”机制，在湄公河地区深化互联互通合作，对接“国际陆海贸易新通道”，维护产业链、供应链稳定。中日双方在湄公河地区诸如智慧城市建设、产业链优化升级及经济走廊建设等很多项目上仍然具有较强的互补性，有能力共同加强湄公河地区乃至整个亚太地区的互联互通，增加消费需求及改善投资环境，促进经济和社会的发展。特别是后疫情时代，中日双方在开展抗疫合作、维护地区公共卫生安全、防灾减灾等非传统安全问题领域具有广阔合作空间。中日应该积极管控竞争与分歧，继续发挥2008年建立的“中日湄公河政策对话机制”在政策协调与沟通方面的作用，以湄公河地区为试验地，积极落实2018 年中日领导人达成的开展第三方市场合作的共识，争取实现中、日及湄公河国家的“三赢”局面。

第三，进一步完善“澜湄合作”机制，推动中国对湄公河地区OFDI 的增长。2021 年是“澜湄合作”机制开启以来的第五个年头，也是中国第十四个五年计划的开局之年。正如国务委员兼外长王毅在《人民日报》上撰文纪念澜湄合作启动五周年时所提到的，“中国开启全面建设社会主义现代化国家新征程，加快构建以国内大循环为主体、国内国际双循环相互促进的新发展格局，这既是中国发展的新阶段，更是澜湄合作的新机遇”。①王毅：《奋楫五载结硕果，继往开来再扬帆——纪念澜沧江—湄公河合作启动五周年》，《人民日报》2021 年3月23日第6版。今后，中国应在吸取和借鉴日本经验的基础上，进一步夯实与湄公河流域五国在政治安全、经济与可持续发展、社会人文三个方面的合作基础，打造一批能体现中国为湄公河地区人民谋取福利，真正实现政策沟通、设施联通、贸易畅通、资金融通、民心相通的旗舰项目，增强“澜湄合作”机制的内生动力与发展潜力。此外，在积极推动中国企业对湄公河地区投资的同时，还可为该地区各国提供融入中国市场的机会，而这或许正是日本所欠缺的。