劉 蕾，易瑤瑤

（中南財經(jīng)政法大學經(jīng)濟學院，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值可以看出中國對東盟直接投資流量的回歸系數(shù)不顯著，說明短期內(nèi)，流量不能促進中國對東盟的出口增長，短期的出口創(chuàng)造效應弱，而且有微弱的出口替代效應。從lnOFDC的系數(shù),t值和P值可以看出中國對東盟直接投資存量的回歸系數(shù)顯著，說明長期內(nèi)，存量能夠促進中國對東盟出口增長，是出口創(chuàng)造型的。從短期和長期效應來看，對外直接投資是具有滯后性的，一定的時間后投資才能轉(zhuǎn)化為生產(chǎn)力，且這種生產(chǎn)力將會長期帶動中國相關(guān)產(chǎn)業(yè)及商品的出口。

回歸結(jié)果顯示，中國對東盟直接投資存量增長1%，則對東盟的出口增長0.47%?；貧w方程不同國家的截距差異表明中國對東盟十國直接投資的出口固定效應存在國別差異，固定促進效應從高到低的順序為：馬來西亞、菲律賓、新加坡、印度尼西亞、泰國、越南、緬甸、柬埔寨、文萊、老撾。

2.中國對東盟直接投資的進口效應

中國對東盟直接投資的貿(mào)易效應實證研究

劉 蕾，易瑤瑤

（中南財經(jīng)政法大學經(jīng)濟學院，武漢430073）

以2004-2012年中國對東盟十國直接投資流量、直接投資存量和進出口的面板數(shù)據(jù)，對中國對東盟直接投資的貿(mào)易效應的實證研究。結(jié)果表明，中國對東盟的各國的直接投資均具有貿(mào)易創(chuàng)造效應，但存在明顯的國別差異。從長期看，中國對東盟直接投資的貿(mào)易效應明顯。從整體上看，中國對東盟直接投資的出口貿(mào)易效應大于進口貿(mào)易效應。

東盟十國；對外直接投資；貿(mào)易效應；面板數(shù)據(jù)；國別差異

一、引言

2002年11月中國與東盟簽署 《中國與東盟全面經(jīng)濟合作框架協(xié)議》，意味著中國—東盟自由貿(mào)易區(qū) (簡稱CAFTA)的建成。2009年8月中國與東盟又簽署《中國與東盟全面經(jīng)濟合作框架協(xié)議投資協(xié)議》，為雙方的投資者提供了一個自由，公平，便利的投資環(huán)境，中國對東盟的直接投資規(guī)模不斷擴大，投資項目也呈現(xiàn)多元化的趨勢，這不僅促進了各國經(jīng)濟的快速發(fā)展，也優(yōu)化了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，提高了各國的對外開放能力。那么在CAFTA的運行過程中，中國對東盟各國直接投資的貿(mào)易效應是如何的，本文將對這一問題進行研究和探討。

二、文獻綜述

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

綜上所述，我國對東盟地區(qū)直接投資的貿(mào)易效應的國內(nèi)研究較少,多數(shù)研究將東盟作為整體分析，很少注意其國別差異，同時短期和長期的貿(mào)易效應也會有所不同。本文以CAFTA為研究背景，以東盟十國為研究對象，選取2004-2012年中國對東盟各國的直接投資流量、存量和進出口貿(mào)易數(shù)據(jù)，建立面板數(shù)據(jù)模型，分析我國對東盟十國直接投資的貿(mào)易效應，可為研究發(fā)展中國家間對外直接投資貿(mào)易效應的學者提供一定的借鑒。

三、實證研究

（一）構(gòu)建實證模型

本文將分別研究中國對東盟直接投資對于進出口的影響，為此，中國對東盟的出口EX和中國對東盟的進口IM為因變量，中國對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個東盟國家；t為觀測時期，代表2004-2012年；EXit和IMit分別代表t時間中國對東盟i國的出口和進口；OFDLit和OFDCit分別代表t時間中國對東盟i國直接投資的流量和存量；α0、α1、α2和β0、β1、β2為待估計參數(shù)；e1it和e2it為誤差項。若α1為正，表示在短期內(nèi)，中國對東盟直接投資為出口創(chuàng)造型；若α2為正，表示在長期內(nèi)，中國對東盟直接投資為出口創(chuàng)造型。若β1為正，表示在短期內(nèi)，中國對東盟直接投資為進口創(chuàng)造型；若β2為正，表示在長期內(nèi)，中國對東盟直接投資為進口創(chuàng)造型。系數(shù)為正，數(shù)值越大，貿(mào)易創(chuàng)造效應越強；系數(shù)為負，表示中國對東盟直接投資為出口（進口）替代型，且絕對值越大，貿(mào)易替代效應越強。

（二）數(shù)據(jù)說明

本文選取2004-2012年中國對東盟十國的進出口貿(mào)易額，對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，提高估計的有效性。中國對東盟十國直接投資流量和存量數(shù)據(jù)來自2012年度《中國對外直接投資統(tǒng)計公報》，進出口額數(shù)據(jù)來自各年度的《中國統(tǒng)計年鑒》。

（三）面板模型的選擇

Huasman檢驗的目的是確定建立固定效應模型還是隨機效應模型。

表1 Huasman檢驗結(jié)果

結(jié)果如表1所示，在中國對東盟直接投資的出口效應中，Huasman檢驗的P值＜0.05，因此拒絕建立隨機效應模型的原假設(shè)，應該建立固定效應模型。同理，進口效應中,P值＜0.05，建立固定效應模型。

（四）面板模型的回歸結(jié)果

1.中國對東盟直接投資的出口效應

表2 出口效應固定效應模型回歸結(jié)果

模型（1）的固定效應模型回歸結(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值可以看出中國對東盟直接投資流量的回歸系數(shù)不顯著，說明短期內(nèi)，流量不能促進中國對東盟的出口增長，短期的出口創(chuàng)造效應弱，而且有微弱的出口替代效應。從lnOFDC的系數(shù),t值和P值可以看出中國對東盟直接投資存量的回歸系數(shù)顯著，說明長期內(nèi)，存量能夠促進中國對東盟出口增長，是出口創(chuàng)造型的。從短期和長期效應來看，對外直接投資是具有滯后性的，一定的時間后投資才能轉(zhuǎn)化為生產(chǎn)力，且這種生產(chǎn)力將會長期帶動中國相關(guān)產(chǎn)業(yè)及商品的出口。

回歸結(jié)果顯示，中國對東盟直接投資存量增長1%，則對東盟的出口增長0.47%?；貧w方程不同國家的截距差異表明中國對東盟十國直接投資的出口固定效應存在國別差異，固定促進效應從高到低的順序為：馬來西亞、菲律賓、新加坡、印度尼西亞、泰國、越南、緬甸、柬埔寨、文萊、老撾。

2.中國對東盟直接投資的進口效應

表3 進口效應固定效應模型回歸結(jié)果

模型（2）的固定效應模型回歸結(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值可以得出中國對東盟直接投資流量的回歸系數(shù)不顯著，說明短期內(nèi)，流量不能促進中國對東盟進口的顯著增長，短期的進口創(chuàng)造效應弱。lnOFDC的系數(shù)，t值和P值得出中國對東盟直接投資存量的回歸系數(shù)顯著，說明長期內(nèi)，存量能夠促進中國對東盟進口顯著增長，是進口創(chuàng)造型。

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

四、結(jié)論

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

中國對東盟各國的貿(mào)易效應存在著國別差異，一方面與東盟各國經(jīng)濟發(fā)展水平和資源要素稟賦有關(guān)，另一方面與各國的對外經(jīng)濟政策有關(guān)。我國對東盟大多數(shù)經(jīng)濟體的直接投資是能夠促進我國資源性產(chǎn)品的進口，用來滿足國內(nèi)生產(chǎn)需求，同時轉(zhuǎn)移了國內(nèi)過剩產(chǎn)業(yè)和邊際產(chǎn)業(yè)，促進大量機器設(shè)備和技術(shù)的出口，這將有利于中國擺脫對發(fā)達國家市場和技術(shù)的過度依賴，改善我國國內(nèi)外的經(jīng)濟環(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]項本武.中國對外直接投資：決定因素與經(jīng)濟效應的實證研究[M].北京：社會科學出版社，2005.

[4]李穎潔.中國對東盟直接投資的貿(mào)易效應實證研究[J].經(jīng)濟論壇，2009（9）.

[5]張春萍.中國對外直接投資的貿(mào)易效應實證研究[J].數(shù)量經(jīng)濟技術(shù)經(jīng)濟研究，2012(6).

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

［責任編輯：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：國際投資；易瑤瑤(1989-)，男，湖北荊門人，碩士研究生，研究方向：國際投資。