金 洪，趙 達

0 引言

2005年以來，中國對東盟直接投資的絕對水平不斷上升。流量上看，2005年，中國對東盟直接投資為1.57億美元，到2009年，該項數(shù)值上升到26.98億美元，增幅超過16倍；存量上看，2005年末，中國對東盟直接投資為12.56億美元，2009年末，增加為95.71億美元，增加了近7倍。不過，中國對東盟直接投資相對水平較低。2007～2009年，東盟吸引的所有外來直接投資中，來自中國的直接投資比重始終在3～4%上下波動。而同期東盟最大直接投資來源地歐盟的比重始終在20%左右，居于第二、三位的日本與美國的比重也都在10%左右。中國與上述國家、地區(qū)相比，差距較大。從區(qū)域分布上來看，新加坡、緬甸、越南、印尼、柬埔寨是吸收中國直接投資的主要國家，其占中國對東盟直接投資比重呈持續(xù)上升趨勢。從行業(yè)結(jié)構來看，中國對東盟直接投資主要集中在電力、煤氣及水的生產(chǎn)和供應業(yè)、批發(fā)和零售業(yè)、制造業(yè)、租賃和商務服務業(yè)以及采礦業(yè)等。由上可以看出，中國對東盟直接投資總體處于不斷上升態(tài)勢，但不可忽視與其他經(jīng)濟體的差距。本文意在找出影響我國對東盟直接投資的影響因素，縮小與發(fā)達國家在這方面的差距。

1 模型、數(shù)據(jù)來源與研究方法

一般來說，經(jīng)濟學研究中使用的引力模型形式如下。

其中，Tij是國家i與國家j間貿(mào)易總和，A是比例常數(shù)，Yi、Yj分別是國家i、j的經(jīng)濟規(guī)模，一般用GDP來表示，Dij是國家i、j間的距離。

將（1）式兩邊取自然對數(shù)，并進行適當整理，得到以下線性形式。

在考慮數(shù)據(jù)可獲得性的基礎上，本文以中國對東盟直接投資作為因變量，以中國與東盟各國的GDP、雙邊距離、雙邊貿(mào)易額等作為自變量。此外，本文還引入一個虛擬變量用來研究區(qū)域經(jīng)濟合作對中國向東盟國家直接投資的影響，即“早期收獲計劃（EHP）”。因此，本文使用下面的引力模型進行經(jīng)驗分析。

其中，ODIi,t為中國對東盟成員國i的直接投資；Yt為中國經(jīng)濟規(guī)模，用GDP表征，Yi,t為東盟成員國i的經(jīng)濟規(guī)模，用該國GDP表示；Di為中國與東盟成員國i之間的距離，用兩國首都之間的空間距離表示；Ti,t為中國與東盟成員國i兩國貿(mào)易量總和；EHPi,t表示虛擬變量“早期收獲計劃”，用以量化分析區(qū)域經(jīng)濟合作制度的影響；μi是隨機擾動項。α0、β1、β2、β3與 β4是未知參數(shù)。

在數(shù)據(jù)來源上，中國、東盟各國2003-2009年GDP、中國與東盟各國雙邊貿(mào)易量來自聯(lián)合國、WTO以及IMF等機構的數(shù)據(jù)庫。中國與東盟各國首都之間的距離數(shù)據(jù)通過http://www.geobytes.com/CityDistanceTool.htm?loadpage上的距離計算器計算獲得；中國對東盟各國的對外直接投資數(shù)據(jù)來自于商務部各年度《中國對外直接投資統(tǒng)計公報》。在數(shù)據(jù)類型上，不同于橫截面數(shù)據(jù)與時間序列，本文使用的面板數(shù)據(jù)是由不同個體的時間序列綜合組成，它是橫截面數(shù)據(jù)與時間序列的一種綜合。從縱向看，面板數(shù)據(jù)包括不同個體的時間序列；從橫向看，連續(xù)年份的不同橫截面數(shù)據(jù)構成面板數(shù)據(jù)。面板數(shù)據(jù)這種立體特征既可以讓研究人員觀察到研究時間區(qū)域內(nèi)任何一個研究變量的變化規(guī)律，又能保證不同變量在同一個時間點上的差異。

依據(jù)上述數(shù)據(jù)，本文實證分析步驟如下。首先對lnODIi,t、lnYt、lnYi,t和等變量進行單位根檢驗，然后運用Pedroni協(xié)整檢驗法對這4個變量之間是否存在穩(wěn)定均衡進行檢驗。再者，為了確定面板數(shù)據(jù)具體模型形式而進行F檢驗。最后，估計模型中的參數(shù)。

2 實證過程與結(jié)果

2.1 平穩(wěn)性分析

與單一變量的時間序列一樣，面板數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性分析也是運用單位根檢驗。不過，在對面板數(shù)據(jù)進行平穩(wěn)性分析時必須對不同時間序列間的相互影響進行思考。有鑒于此，面板數(shù)據(jù)的AR（1）過程如下：

其中

（4）式中，Xi,t表示模型中的外生變量，包括固定效應或面板數(shù)據(jù)中單個變量的個體趨勢。ρi用來表示自回歸系數(shù)，誤差項εi,t所屬的分布是相互獨立的。

不同方法中對ρ的設定是不一樣的。在LLC檢驗中，東盟各國的 ρi是相等的，即 ρi=ρj=ρ(i≠j)；而在IPS（Im,Pesaran and Shin）、Fisher-ADF、Fisher-PP這三個平穩(wěn)性分析中，不同國家的 ρi也不同，即 ρi≠ρj(i≠j)。本文涉及的這4個檢驗的原假設H0相同，即面板數(shù)據(jù)一階平穩(wěn)。

在進行單位根檢驗之前，筆者對lnODIit、lnYit和lnTit三個時間序列進行預估，發(fā)現(xiàn)這三個序列既有常數(shù)項，又有時間趨勢。隨后，運用LLC檢驗進行平穩(wěn)性分析，分析結(jié)果如下表所示。

表1 東盟10國數(shù)據(jù)平穩(wěn)性分析結(jié)果

表1表明lnODIit、lnYit和lnTit均不是平穩(wěn)序列，3個變量的一階單整都是平穩(wěn)序列，這說明上述3個變量都有單位根。

2.2 面板數(shù)據(jù)模型的選擇與估計

一般來說，面板數(shù)據(jù)模型主要有3類，即混合模型、變截距固體效應模型和變系數(shù)模型?；旌夏Ｐ筒荒芊从硞€體之間差異；變截距固體效應模型可以用來研究個體之間的規(guī)模差異；變系數(shù)模型考察個體之間的規(guī)模差異和結(jié)構差異。

由（3）式可知，本文面板數(shù)據(jù)模型的通式如下。

當γi=γj=0,βi,k=βj,k，i≠j,i,j=1,2,……,n時，為混合模型。當γi≠γj≠0,βi,k=βj,k，i≠j,i,j=1,2,……,n時，為固定效應變截距模型。當 γi≠γj≠0,βi,k≠βj,k，i≠j,i,j=1,2,……,n時，為變系數(shù)模型。

（1）F檢驗

F檢驗目的在于確定本文實證研究的最佳模型形式。具體來說，首先，提出原假設H0以及備擇假設H1與H2。筆者假設，原假設 H0為γi≠γj,βi,k≠βj,k，即中國對東盟10國直接投資存在規(guī)模與結(jié)構兩種差異。備擇假設H1為γi≠γj,βi,k=βj,k，即中國對東盟10國直接投資只存在規(guī)模差異；H2為 γi=γj=0,βi,k=βj,k，即中國對東盟各國直接投資沒有根本性區(qū)別。其次，運用混合模型、個體固定效應模型以及變系數(shù)模型對數(shù)據(jù)分別進行三次實證分析，從而得到殘差平方和分別為S1、S2、S3。第三，將上述三個殘差平方和代入（6）、（7）式中已得到兩個備擇假設H1、H2下的F值，記為F1、F2。最后，比較上述F實際值與查表值，對三個假設進行取舍，選取合適的模型形式。

其中，N為10，即東盟國家數(shù)；T為年數(shù)，K為自變量系數(shù)個數(shù)。

根據(jù)東盟10國（N=10）2003～2009年（T=7）的面板數(shù)據(jù)，以lnY 、lnYi,t、為自變量（k=4），分別對上文三類模型進行估計，得到三個估計式的殘差平方和 S1、S2、S3分別為151.7762、57.2939、20.4039。將這些結(jié)果分別代入（6）、（7）式中，得到F1=3.0044，F(xiàn)2=2.8616 α=0.1時F分布表臨界值為F( )36,20=2.7230，F(xiàn)( )45,20=2.6661

由于 F1=3.0044＞2.7230，F(xiàn)2=2.8616＞2.6661，拒絕H1、H2假設，即應該選擇變系數(shù)模型。換句話說，lnY、lnYi,t、lnTDi,t、EHPi對lnODIit的影響在規(guī)模和結(jié)構兩方面同時存在差異。具體的模型形式如（8）式。

其中，γi表示東盟各國對公共截距的偏離，反映它們固定影響的差異；i=BD,Cam,Indo,Lao,Mal,Mya,Plp,Sgp,Tai,VN ，t=2003,2004,……,2009。

（2）模型估計

東盟內(nèi)部各個國家之間在投資、貿(mào)易等方面聯(lián)系比較緊密，因此，中國對東盟各國的對外直接投資完全獨立的可能性較低。從統(tǒng)計學上看，橫截面異方差和同期相關問題出現(xiàn)概率較高。因此，筆者選擇GLS法（cross-section SUR）運用到模型估計中。

表2 中國對東盟對外直接投資面板數(shù)據(jù)變系數(shù)模型估計結(jié)果

3 結(jié)論與建議

根據(jù)上述實證分析，本文得到以下結(jié)論。

第一，中國對東盟各國直接投資存在規(guī)模差異。數(shù)據(jù)顯示，新加坡是中國對東盟直接投資最多的目的地，近三年接受的中國直接投資數(shù)額均在10億美元以上。柬埔寨、印尼、老撾、越南等國接受中國直接投資規(guī)模較大，上述4國近三年接受的中國直接投資均在1億美元以上。馬來西亞、菲律賓、泰國是中國直接投資規(guī)模較小，年均在5千萬美元上下。文萊接受中國直接投資在東盟各國中最少，每年只有5百萬美元左右。

第二，經(jīng)濟規(guī)模顯著影響中國對東盟直接投資。整體而言，中國經(jīng)濟規(guī)模越大，對東盟直接投資數(shù)額也越大。其中，老撾、菲律賓、柬埔寨接受中國直接投資受中國經(jīng)濟增長影響最為突出。另一方面，東盟各國經(jīng)濟規(guī)模也影響著本國接受中國直接投資的大小。老撾、菲律賓、泰國等3國GDP與這些國家接受中國直接投資規(guī)模呈正相關關系。

第三，雙邊貿(mào)易的發(fā)展與中國對東盟國家直接投資規(guī)模之間呈反方向變動關系。這可能是因為，中國對東盟直接投資擴大了中國產(chǎn)品在東盟國家的本地化生產(chǎn)規(guī)模。從國別上來看，菲律賓、泰國、老撾受到此項因素影響較大，柬埔寨、文萊接受中國對外直接投資受雙邊貿(mào)易影響較小。此外，區(qū)域經(jīng)濟合作機制也從整體上促進了中國對東盟直接投資。為了擴大中國對東盟國家直接投資規(guī)模，應做好以下4個方面工作。首先，充分利用東盟各國制度環(huán)境，擴大我國對外直接投資。與歐美等國相比，我國對東盟直接投資規(guī)模有待進一步擴大。應擴大投資渠道，多角度深入了解東盟各個部門的資金需求，熟悉當?shù)赝顿Y監(jiān)管法規(guī)。政府應積極介紹東盟地區(qū)法規(guī)政策，讓企業(yè)盡快了解當?shù)赜螒蛞?guī)則，避免不必要的損失。其次，擴大雙邊貿(mào)易，帶動中國對外直接投資。貿(mào)易的發(fā)展必然要求在進口國建立完善的產(chǎn)品維修體系和物流體系。從這個意義上來說，，中國-東盟貿(mào)易規(guī)模擴大必將帶動中國對東盟直接投資。此外，貿(mào)易促進雙邊信息交流，減少了雙方的信息不對稱及其引起的經(jīng)濟摩擦。第三，鼓勵中國企業(yè)實施本地化戰(zhàn)略。本地化戰(zhàn)略可以有效減少運輸?shù)确矫娼o貿(mào)易雙方帶來的成本和風險。實施本地化戰(zhàn)略必須擴大中國對東盟的直接投資。一方面，資本要素流動可以保證其獲得較大利潤；另一方面，資本的分散化投資也有利于資本過度集中帶來的不確定性風險。

第四，深化區(qū)域投資一體化體制建設。中國-東盟實現(xiàn)自由貿(mào)易以來，雙邊貿(mào)易規(guī)模增長顯著，由此帶來的經(jīng)濟增長效應十分顯著。另一方面，由于各國在投資領域的監(jiān)管機制存在差異，資本要素流動存在一定的限制，這不利于各國經(jīng)濟增長，也不利于實現(xiàn)充分就業(yè)。深化中國-東盟投資一體化機制建設，既有助于各國政府實現(xiàn)宏觀經(jīng)濟政策目標，又有助于增加各國就業(yè)與收入。

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