中國(guó)對(duì)東盟直接投資的貿(mào)易效應(yīng)實(shí)證研究

劉 蕾，易瑤瑤

（中南財(cái)經(jīng)政法大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，武漢430073）

從表2可以看出，調(diào)整后的R2=0.98說明該模型擬合得很好。從lnOFDL的系數(shù)，t值和P值可以看出中國(guó)對(duì)東盟直接投資流量的回歸系數(shù)不顯著，說明短期內(nèi)，流量不能促進(jìn)中國(guó)對(duì)東盟的出口增長(zhǎng)，短期的出口創(chuàng)造效應(yīng)弱，而且有微弱的出口替代效應(yīng)。從lnOFDC的系數(shù),t值和P值可以看出中國(guó)對(duì)東盟直接投資存量的回歸系數(shù)顯著，說明長(zhǎng)期內(nèi)，存量能夠促進(jìn)中國(guó)對(duì)東盟出口增長(zhǎng)，是出口創(chuàng)造型的。從短期和長(zhǎng)期效應(yīng)來看，對(duì)外直接投資是具有滯后性的，一定的時(shí)間后投資才能轉(zhuǎn)化為生產(chǎn)力，且這種生產(chǎn)力將會(huì)長(zhǎng)期帶動(dòng)中國(guó)相關(guān)產(chǎn)業(yè)及商品的出口。

回歸結(jié)果顯示，中國(guó)對(duì)東盟直接投資存量增長(zhǎng)1%，則對(duì)東盟的出口增長(zhǎng)0.47%?；貧w方程不同國(guó)家的截距差異表明中國(guó)對(duì)東盟十國(guó)直接投資的出口固定效應(yīng)存在國(guó)別差異，固定促進(jìn)效應(yīng)從高到低的順序?yàn)椋厚R來西亞、菲律賓、新加坡、印度尼西亞、泰國(guó)、越南、緬甸、柬埔寨、文萊、老撾。

2.中國(guó)對(duì)東盟直接投資的進(jìn)口效應(yīng)

中國(guó)對(duì)東盟直接投資的貿(mào)易效應(yīng)實(shí)證研究

劉 蕾，易瑤瑤

（中南財(cái)經(jīng)政法大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，武漢430073）

以2004-2012年中國(guó)對(duì)東盟十國(guó)直接投資流量、直接投資存量和進(jìn)出口的面板數(shù)據(jù)，對(duì)中國(guó)對(duì)東盟直接投資的貿(mào)易效應(yīng)的實(shí)證研究。結(jié)果表明，中國(guó)對(duì)東盟的各國(guó)的直接投資均具有貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)，但存在明顯的國(guó)別差異。從長(zhǎng)期看，中國(guó)對(duì)東盟直接投資的貿(mào)易效應(yīng)明顯。從整體上看，中國(guó)對(duì)東盟直接投資的出口貿(mào)易效應(yīng)大于進(jìn)口貿(mào)易效應(yīng)。

東盟十國(guó)；對(duì)外直接投資；貿(mào)易效應(yīng)；面板數(shù)據(jù)；國(guó)別差異

一、引言

2002年11月中國(guó)與東盟簽署 《中國(guó)與東盟全面經(jīng)濟(jì)合作框架協(xié)議》，意味著中國(guó)—東盟自由貿(mào)易區(qū) (簡(jiǎn)稱CAFTA)的建成。2009年8月中國(guó)與東盟又簽署《中國(guó)與東盟全面經(jīng)濟(jì)合作框架協(xié)議投資協(xié)議》，為雙方的投資者提供了一個(gè)自由，公平，便利的投資環(huán)境，中國(guó)對(duì)東盟的直接投資規(guī)模不斷擴(kuò)大，投資項(xiàng)目也呈現(xiàn)多元化的趨勢(shì)，這不僅促進(jìn)了各國(guó)經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展，也優(yōu)化了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，提高了各國(guó)的對(duì)外開放能力。那么在CAFTA的運(yùn)行過程中，中國(guó)對(duì)東盟各國(guó)直接投資的貿(mào)易效應(yīng)是如何的，本文將對(duì)這一問題進(jìn)行研究和探討。

二、文獻(xiàn)綜述

有關(guān)國(guó)際直接投資與國(guó)際貿(mào)易關(guān)系的研究，國(guó)外理論研究的代表觀點(diǎn)有：蒙代爾（Mundell,1975）[1]最早提出了國(guó)際直接投資與國(guó)際貿(mào)易間是一種替代的關(guān)系。小島清（1978）[2]則認(rèn)為國(guó)際直接投資與貿(mào)易間是一種互補(bǔ)關(guān)系。國(guó)內(nèi)大多數(shù)研究成果認(rèn)為中國(guó)對(duì)外直接投資促進(jìn)進(jìn)出口貿(mào)易，二者為互補(bǔ)關(guān)系。項(xiàng)本武(2005)[3]利用2000-2001年我國(guó)對(duì)49個(gè)國(guó)家的出口貿(mào)易額和直接投資額，采用面板數(shù)據(jù)回歸方法，得出我國(guó)對(duì)外直接投資具有出口創(chuàng)造效應(yīng)。李穎潔（2009）[4]利用2003-2007年我國(guó)對(duì)東盟十國(guó)對(duì)外直接投資數(shù)據(jù)和進(jìn)出口貿(mào)易數(shù)據(jù)，采用面板數(shù)據(jù)分析方法，得出我國(guó)對(duì)東盟直接投資在總體上是進(jìn)出口創(chuàng)造型的結(jié)論。張春萍（2012）[5]利用1996-2010年我國(guó)對(duì)18個(gè)國(guó)家直接投資和進(jìn)出口貿(mào)易的面板數(shù)據(jù)，得出我國(guó)對(duì)其中主要國(guó)家的直接投資是進(jìn)出口貿(mào)易創(chuàng)造型，但存在國(guó)別差異。

綜上所述，我國(guó)對(duì)東盟地區(qū)直接投資的貿(mào)易效應(yīng)的國(guó)內(nèi)研究較少,多數(shù)研究將東盟作為整體分析，很少注意其國(guó)別差異，同時(shí)短期和長(zhǎng)期的貿(mào)易效應(yīng)也會(huì)有所不同。本文以CAFTA為研究背景，以東盟十國(guó)為研究對(duì)象，選取2004-2012年中國(guó)對(duì)東盟各國(guó)的直接投資流量、存量和進(jìn)出口貿(mào)易數(shù)據(jù)，建立面板數(shù)據(jù)模型，分析我國(guó)對(duì)東盟十國(guó)直接投資的貿(mào)易效應(yīng)，可為研究發(fā)展中國(guó)家間對(duì)外直接投資貿(mào)易效應(yīng)的學(xué)者提供一定的借鑒。

三、實(shí)證研究

（一）構(gòu)建實(shí)證模型

本文將分別研究中國(guó)對(duì)東盟直接投資對(duì)于進(jìn)出口的影響，為此，中國(guó)對(duì)東盟的出口EX和中國(guó)對(duì)東盟的進(jìn)口IM為因變量，中國(guó)對(duì)東盟的直接投資流量OFDL和直接投資存量OFDC為自變量，建立以下模型：

其中，i為橫截面?zhèn)€體，代表1-10個(gè)東盟國(guó)家；t為觀測(cè)時(shí)期，代表2004-2012年；EXit和IMit分別代表t時(shí)間中國(guó)對(duì)東盟i國(guó)的出口和進(jìn)口；OFDLit和OFDCit分別代表t時(shí)間中國(guó)對(duì)東盟i國(guó)直接投資的流量和存量；α0、α1、α2和β0、β1、β2為待估計(jì)參數(shù)；e1it和e2it為誤差項(xiàng)。若α1為正，表示在短期內(nèi)，中國(guó)對(duì)東盟直接投資為出口創(chuàng)造型；若α2為正，表示在長(zhǎng)期內(nèi)，中國(guó)對(duì)東盟直接投資為出口創(chuàng)造型。若β1為正，表示在短期內(nèi)，中國(guó)對(duì)東盟直接投資為進(jìn)口創(chuàng)造型；若β2為正，表示在長(zhǎng)期內(nèi)，中國(guó)對(duì)東盟直接投資為進(jìn)口創(chuàng)造型。系數(shù)為正，數(shù)值越大，貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)越強(qiáng)；系數(shù)為負(fù)，表示中國(guó)對(duì)東盟直接投資為出口（進(jìn)口）替代型，且絕對(duì)值越大，貿(mào)易替代效應(yīng)越強(qiáng)。

（二）數(shù)據(jù)說明

本文選取2004-2012年中國(guó)對(duì)東盟十國(guó)的進(jìn)出口貿(mào)易額，對(duì)外直接投資流量和存量，建立面板數(shù)據(jù)模型，這樣能夠克服分析中容易產(chǎn)生的多重共線性問題，提高估計(jì)的有效性。中國(guó)對(duì)東盟十國(guó)直接投資流量和存量數(shù)據(jù)來自2012年度《中國(guó)對(duì)外直接投資統(tǒng)計(jì)公報(bào)》，進(jìn)出口額數(shù)據(jù)來自各年度的《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》。

（三）面板模型的選擇

Huasman檢驗(yàn)的目的是確定建立固定效應(yīng)模型還是隨機(jī)效應(yīng)模型。

表1 Huasman檢驗(yàn)結(jié)果

結(jié)果如表1所示，在中國(guó)對(duì)東盟直接投資的出口效應(yīng)中，Huasman檢驗(yàn)的P值＜0.05，因此拒絕建立隨機(jī)效應(yīng)模型的原假設(shè)，應(yīng)該建立固定效應(yīng)模型。同理，進(jìn)口效應(yīng)中,P值＜0.05，建立固定效應(yīng)模型。

（四）面板模型的回歸結(jié)果

1.中國(guó)對(duì)東盟直接投資的出口效應(yīng)

表2 出口效應(yīng)固定效應(yīng)模型回歸結(jié)果

模型（1）的固定效應(yīng)模型回歸結(jié)果如表5所示，回歸方程為：

其中，虛擬變量

從表2可以看出，調(diào)整后的R2=0.98說明該模型擬合得很好。從lnOFDL的系數(shù)，t值和P值可以看出中國(guó)對(duì)東盟直接投資流量的回歸系數(shù)不顯著，說明短期內(nèi)，流量不能促進(jìn)中國(guó)對(duì)東盟的出口增長(zhǎng)，短期的出口創(chuàng)造效應(yīng)弱，而且有微弱的出口替代效應(yīng)。從lnOFDC的系數(shù),t值和P值可以看出中國(guó)對(duì)東盟直接投資存量的回歸系數(shù)顯著，說明長(zhǎng)期內(nèi)，存量能夠促進(jìn)中國(guó)對(duì)東盟出口增長(zhǎng)，是出口創(chuàng)造型的。從短期和長(zhǎng)期效應(yīng)來看，對(duì)外直接投資是具有滯后性的，一定的時(shí)間后投資才能轉(zhuǎn)化為生產(chǎn)力，且這種生產(chǎn)力將會(huì)長(zhǎng)期帶動(dòng)中國(guó)相關(guān)產(chǎn)業(yè)及商品的出口。

回歸結(jié)果顯示，中國(guó)對(duì)東盟直接投資存量增長(zhǎng)1%，則對(duì)東盟的出口增長(zhǎng)0.47%?；貧w方程不同國(guó)家的截距差異表明中國(guó)對(duì)東盟十國(guó)直接投資的出口固定效應(yīng)存在國(guó)別差異，固定促進(jìn)效應(yīng)從高到低的順序?yàn)椋厚R來西亞、菲律賓、新加坡、印度尼西亞、泰國(guó)、越南、緬甸、柬埔寨、文萊、老撾。

2.中國(guó)對(duì)東盟直接投資的進(jìn)口效應(yīng)

表3 進(jìn)口效應(yīng)固定效應(yīng)模型回歸結(jié)果

模型（2）的固定效應(yīng)模型回歸結(jié)果如表6所示，回歸方程為：

其中，虛擬變量

從表3可以看出，調(diào)整后的R2=0.97說明該模型擬合得很好。lnOFDL的系數(shù)，t值和P值可以得出中國(guó)對(duì)東盟直接投資流量的回歸系數(shù)不顯著，說明短期內(nèi)，流量不能促進(jìn)中國(guó)對(duì)東盟進(jìn)口的顯著增長(zhǎng)，短期的進(jìn)口創(chuàng)造效應(yīng)弱。lnOFDC的系數(shù)，t值和P值得出中國(guó)對(duì)東盟直接投資存量的回歸系數(shù)顯著，說明長(zhǎng)期內(nèi)，存量能夠促進(jìn)中國(guó)對(duì)東盟進(jìn)口顯著增長(zhǎng)，是進(jìn)口創(chuàng)造型。

回歸結(jié)果顯示，中國(guó)對(duì)東盟直接投資存量增長(zhǎng)1%，則對(duì)東盟的進(jìn)口增長(zhǎng)0.3%。國(guó)別差異的固定促進(jìn)效應(yīng)從高到低為：菲律賓、馬來西亞、泰國(guó)、印度尼西亞、新加坡、越南、文萊、緬甸、老撾、柬埔寨。

四、結(jié)論

我國(guó)對(duì)東盟的直接投資的長(zhǎng)期貿(mào)易效應(yīng)大于短期貿(mào)易效應(yīng)。從短期來看，中國(guó)對(duì)東盟直接投資的出口創(chuàng)造效應(yīng)并不明顯，甚至有微弱的出口替代效應(yīng)，中國(guó)對(duì)東盟直接投資的進(jìn)口創(chuàng)造效應(yīng)也不明顯，短期內(nèi)中國(guó)對(duì)東盟的直接投資是不能夠帶來明顯的進(jìn)出口貿(mào)易增長(zhǎng)；從長(zhǎng)期來看，中國(guó)對(duì)東盟的直接投資存量與出口成穩(wěn)定的正相關(guān)關(guān)系，同時(shí)中國(guó)對(duì)東盟的直接投資存量與進(jìn)口也成穩(wěn)定的正相關(guān)關(guān)系，中國(guó)對(duì)東盟的直接投資具有明顯的貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)，中國(guó)對(duì)東盟的直接投資能夠促進(jìn)進(jìn)出口貿(mào)易。從整體來看，中國(guó)對(duì)東盟直接投資的出口貿(mào)易效應(yīng)大于進(jìn)口貿(mào)易效應(yīng)。同時(shí)，中國(guó)對(duì)東盟的各國(guó)的直接投資均具有貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)，但是存在著明顯的國(guó)別差異。

中國(guó)對(duì)東盟各國(guó)的貿(mào)易效應(yīng)存在著國(guó)別差異，一方面與東盟各國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和資源要素稟賦有關(guān)，另一方面與各國(guó)的對(duì)外經(jīng)濟(jì)政策有關(guān)。我國(guó)對(duì)東盟大多數(shù)經(jīng)濟(jì)體的直接投資是能夠促進(jìn)我國(guó)資源性產(chǎn)品的進(jìn)口，用來滿足國(guó)內(nèi)生產(chǎn)需求，同時(shí)轉(zhuǎn)移了國(guó)內(nèi)過剩產(chǎn)業(yè)和邊際產(chǎn)業(yè)，促進(jìn)大量機(jī)器設(shè)備和技術(shù)的出口，這將有利于中國(guó)擺脫對(duì)發(fā)達(dá)國(guó)家市場(chǎng)和技術(shù)的過度依賴，改善我國(guó)國(guó)內(nèi)外的經(jīng)濟(jì)環(huán)境[6]。

[1] Mundell,R.A.International Trade and Factor Mobility [J].American Economic Review,1957:321-335.

[2] kojima.K.FDI:a Japanese Model of Multinational Business Operation[M].Groom help,1978.

[3]項(xiàng)本武.中國(guó)對(duì)外直接投資：決定因素與經(jīng)濟(jì)效應(yīng)的實(shí)證研究[M].北京：社會(huì)科學(xué)出版社，2005.

[4]李穎潔.中國(guó)對(duì)東盟直接投資的貿(mào)易效應(yīng)實(shí)證研究[J].經(jīng)濟(jì)論壇，2009（9）.

[5]張春萍.中國(guó)對(duì)外直接投資的貿(mào)易效應(yīng)實(shí)證研究[J].數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究，2012(6).

[6]趙春明，呂 洋.中國(guó)對(duì)東盟直接投資影響因素的實(shí)證分析[J].亞太經(jīng)濟(jì)，2011(11).

［責(zé)任編輯：高 瑞］

F710

A

1005-913X（2015）04-0021-02

2015-02-11

劉 蕾(1991-)，女，湖北孝感人，碩士研究生，研究方向：國(guó)際投資；易瑤瑤(1989-)，男，湖北荊門人，碩士研究生，研究方向：國(guó)際投資。