劉旺

摘 要：2010年1月1日，中國-東盟自由貿易區(qū)正式建成，中國對東盟投資呈現(xiàn)出快速發(fā)展的趨勢。高速增長的對外直接投資究竟是刺激了我國對東盟的出口，還是由于鼓勵了中國對東盟的海外生產，進而抑制了我國的對外出口？如果確定了作用機制是刺激還是抑制，那么刺激或抑制究竟是如何影響、在多大程度上影響我國對東盟的出口呢？本文立足于中國對東盟的出口與直接投資情況，基于2003-2013年間中國對東盟9國出口與對外直接投資的數(shù)據(jù)，構建了以首都距離、東道國GDP、開放系數(shù)、人均GDP、通訊基礎設設等為自變量的引力模型，進行了面板回歸分析。

關鍵詞：東盟國家；引力模型；對外直接投資；人均GDP；出口效應

一、文獻綜述

貿易引力模型起源于牛頓的萬有引力定律：兩物體之間相互引力與兩個物體的質量大小成正比，與兩物體之間的距離遠近成反比。1962年的Tinbergen和1963年的Poyhonen的研究表明：兩國雙邊貿易規(guī)模與他們的經濟總量成正比，與兩國之間的距離成反比。1989年的Berstrand在引力模型中加入了人均收入，認為人均收入與貿易規(guī)模成正相關關系。

一些國內學者針對中國-東盟的貿易引力模型進行了相關研究，而中國對東盟的直接投資與其貿易息息相關。2013年，王娟通過引力模型分析，表明中國的外匯儲備越高、東盟國家的人均GDP越高，中國自東盟各國進口的金額越高。2014年，劉再起分析得出，中國對東盟OFDI的出口創(chuàng)造效應中，只有對緬甸和老撾兩個國家OFDI的出口創(chuàng)造效應小于進口創(chuàng)造效應，對其他國家OFDI的出口創(chuàng)造效應都大于進口創(chuàng)造效應。2014年，王長義得出，在中短期，盡管直接投資對出口有一定的擠出效應，但促進效應更加明顯；長期看，中國對東盟直接投資的貿易創(chuàng)造效應明顯。

然而，目前沒有學者運用引力模型針對中國對東盟直接投資的出口效應進行研究，也沒有學者將出口效應和開放系數(shù)與基礎設施建設放入引力模型中加以研究。本文試圖在這兩方面進行拓展。

二、模型構建

1.變量的選定、來源與說明。本文選取了2003-2013年中國與東盟九國的數(shù)據(jù)，其中由于緬甸的大量數(shù)據(jù)缺失，我們不得不將該國排除在外。

（1）被解釋變量：中國對東道國出口額（GEXit，單位：萬美元），數(shù)據(jù)來源為中國統(tǒng)計年鑒。

（2）解釋變量：東道國GDP（GDPjt，單位：萬美元），用來描述該國的產品需求能力。數(shù)據(jù)來源：世界銀行網站

（3）解釋變量：距離成本（TRANSjt），為了消除共線性，我們以首都間的距離乘以WTI油價作為距離成本，較低的距離成本可以促進貨物貿易。數(shù)據(jù)來源：WTI油價出自美國能源信息管理部門（EIA）

（4）解釋變量：中國對東道國直接投資（OFDIit，單位：萬美元），我們假定直接投資（尤其是綠地投資）對中間產品有需求。數(shù)據(jù)來源：中國商務部《對外直接投資統(tǒng)計公報》

（5）解釋變量：東道國人均GDP（PGDPjt，單位：美元）用來衡量其市場潛力和人均購買力。數(shù)據(jù)來源：世界銀行網站

（6）解釋變量：東道國通訊基礎設施（ICTjt，單位：個）每百人所擁有手機數(shù)量，可以促進對外國服務貿易與技術貿易的需求。數(shù)據(jù)來源：國際電信聯(lián)盟

（7）解釋變量：東道國對外貿易系數(shù)（OPENjt），用來衡量該國對國際市場的依賴程度。數(shù)據(jù)來源：世界銀行網站

變量類型變量名稱變量說明表達形式預期效應數(shù)據(jù)來源

被解釋變量中國對東道國出口額（單位：萬美元）GEXit中國統(tǒng)計年鑒

解釋變量東道國GDP用來描述該國的產品需求能力（單位：萬美元）GDPjt+世界銀行網站

解釋變量距離成本為了消除共線性，我們以首都間的距離乘以WTI油價作為距離成本，較低的距離成本可以促進貨物貿易TRANSjt-WTI油價出自美國能源信息管理部門（EIA）

解釋變量中國對東道國直接投資我們假定直接投資（尤其是綠地投資）對中間產品有需求（單位：萬美元）OFDIit+中國商務部《對外直接投資統(tǒng)計公報》

解釋變量東道國人均GDP用來衡量其市場潛力和人均購買力（單位：萬美元）PGDPjt+世界銀行網站

解釋變量東道國通訊基礎設施每百人所擁有手機數(shù)量，可以促進對外國服務貿易與技術貿易的需求（單位：個）ICTjt+國際電信聯(lián)盟

解釋變量東道國對外貿易系數(shù)用來衡量該國對國際市場的依賴程度OPENjt+世界銀行網站

2.模型公式。本文以為CEXit因變量，GDPjt、TRANSjt、OFDIit、PGDPjt、ICTjt、OPENjt作為自變量，建立模型如下：

CEXit=α0（GDPjt）α1（TRANSjt）α2（OFDIit）α3（PGDPjt）α4（ICTjt）α5（OPENjt）α6

對數(shù)形式為：

ln（CEXit）=α0+α1 ln（GDPjt）+α2 ln（TRANSjt）+α3 ln（OFDIit）+α4 ln（PGDPjt）+α5 ln（ICTjt）+α6 ln（OPENjt）+ξijt

3.檢驗方法。我們在實證檢驗首先要確定是該用固定效應模型還是隨機效應模型。對此我們用stata12.0軟件對面板數(shù)據(jù)進行hausman檢驗，結果顯示接受原假設，應當采用隨機效應模型。

三、實證結果

從回歸結果上看，整個模型的Wald統(tǒng)計量為1064.42，P值為0，表明模型有良好的擬合性。而且組間R2為0.9801，整體R2為0.9699，表明模型有非常好的解釋能力。

進一步觀察該結果可以看出，LOGTRANS的P值為0.713，沒有通過檢驗，而且其系數(shù)為0.3161728，并不像我們預期那樣的成反比。變量LOGTRANS不顯著是因為中國對東盟各國的距離變化不大。變量LOGTRANS與中國對其出口成正比是因為距離較近的越南、柬埔寨、老撾等國家的綜合購買力和經濟實力遠遠不如距離較遠的新加坡、印尼、馬來西亞等國家，導致了與我國距離遠的國家我國對其出口額反而高的情形。

LOGGDP、LOGPGDP、LOGOFDI、LOGICT、LOGOPEN幾個變量是顯著的。LOGGDP系數(shù)為正，LOGOFDI系數(shù)為正且較小，LOGOPEN系數(shù)為正且較大，都與預期結果一致。但LOGPGDP的系數(shù)為負，這是與我們的假設不一致的。這是因為人均GDP較高的國家（如新加坡、馬來西亞）從我國進口的主要是農副產品、原材料和輕紡產品這些低附加值的產品，所以價格相對較低，進而我國對其出口額不高。而人均GDP較低的國家（如越南、柬埔寨）從我國進口大量的工業(yè)制成品，所以價格相對略高，進而我國對其出口額略高。

另外，LOGICT的系數(shù)也為負，這也與我們的假設不一致。這是因為我國的服務貿易剛在起步階段，與日、美、歐這些地區(qū)還有一定的差距，并且LOGICT高的國家由于技術相對成熟，所以從我國進口服務貿易、技術貿易都比較少。

四、結論與建議

以上分析可以得出結論：我國對東盟的直接投資有明顯的出口效應，OFDI每提升1%，出口就會提升0.13%。盡管OFDI的出口效應不如GDP和OPEN對出口的效應大，但必須說明的是，東道國GDP與貿易開放系數(shù)并不是中國可以改變的量。所以說通過增加OFDI來動出口是難得的可操作途徑。隨著中國-東盟自貿區(qū)的發(fā)展成熟、海上絲綢之路的完善和亞投行的建立，中國對東盟的直接投資有著良好的前景，中國中間產品的出口也會有較大的提高。（作者單位：天津商業(yè)大學經濟學院）

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