肖光恩 劉錦學(xué)

中國與“一路”中東盟成員國經(jīng)濟增長時空依賴關(guān)系研究
——基于時間與空間效應(yīng)的視角

肖光恩 劉錦學(xué)

“一帶一路”戰(zhàn)略是中國深化對外開放的新戰(zhàn)略和新舉措。以中國與“21世紀海上絲綢之路”中東盟經(jīng)濟增長的事實為根據(jù)，筆者運用時間序列與空間計量方法從時空兩種視角來檢驗中國與“一路”中東盟經(jīng)濟增長的時空依賴關(guān)系及其關(guān)聯(lián)機制。研究發(fā)現(xiàn)，中國與“一路”中東盟經(jīng)濟增長存在多樣相互依賴的外部空間溢出效應(yīng)，中國經(jīng)濟增長對東盟成員經(jīng)濟增長具有強烈的正向溢出效應(yīng)，而在東盟成員中只有印度尼西亞和泰國的經(jīng)濟增長才會對中國經(jīng)濟增長產(chǎn)生顯著的外部空間溢出效應(yīng)；在東盟內(nèi)部成員經(jīng)濟增長之間的關(guān)系是競爭型與互補型的；同時中國與印尼和泰國經(jīng)濟增長變動之間是雙向關(guān)系，而中國與其他東盟成員經(jīng)濟增長變動之間卻是單向關(guān)系。中國與東盟經(jīng)濟增長相互依賴的外部空間溢出的重要關(guān)聯(lián)機制是貿(mào)易與投資。因此，要把中國與東盟自貿(mào)區(qū)的建設(shè)作為“21世紀海上絲綢之路”建設(shè)的橋頭堡，根據(jù)中國與沿線相關(guān)國家經(jīng)濟增長依賴關(guān)系程度制定不同的國別經(jīng)濟政策，把貿(mào)易與投資便利化作為強化中國與沿線相關(guān)國家對外經(jīng)濟聯(lián)系的重要紐帶。關(guān)鍵詞: 一帶一路； 中國與東盟自貿(mào)區(qū)； 經(jīng)濟增長依賴； 空間溢出效應(yīng)

一、 問題的提出

為了進一步深化中國對外經(jīng)濟改革開放和積極參與經(jīng)濟全球化建設(shè)，習(xí)近平總書記分別于2013年9月和10月正式提出“絲綢之路經(jīng)濟帶”(簡稱“一帶”)和“21世紀海上絲綢之路”(簡稱“一路”)的戰(zhàn)略構(gòu)想，即沿“陸路”與“海陸”兩條主線深化中國與沿線相關(guān)國家的經(jīng)濟合作，共同打造“政治互信”、“經(jīng)濟融合”、“文化包容”的利益共同體、命運共同體和責(zé)任共同體?！耙粠б宦贰睉?zhàn)略因事關(guān)中國新時期國內(nèi)與國際兩個發(fā)展大局，被寫入十八屆三中全會上通過的《中共中央關(guān)于全面深化改革若干重大問題的決定》，并上升成為新的國家戰(zhàn)略。

為了踐行“一帶一路”國家戰(zhàn)略，中國推出了許多重大戰(zhàn)略舉措，同時也面臨許多急需解決和研究的重大理論和現(xiàn)實問題。自“一帶一路”戰(zhàn)略提出以來，中國政府已經(jīng)推出了中國東盟自由貿(mào)易區(qū)(升級版)、亞投行、絲路基金等一系列標(biāo)志性工程，“一帶一路”戰(zhàn)略開始由政策驅(qū)動轉(zhuǎn)向由具體項目驅(qū)動的新時代，即“一帶一路”戰(zhàn)略開始轉(zhuǎn)向進一步明確戰(zhàn)略實施的重點行業(yè)、重點地區(qū)以及與相關(guān)國家的經(jīng)濟合作與發(fā)展模式。由于“一帶一路”東接亞太經(jīng)濟圈，西入歐洲經(jīng)濟圈，沿線覆蓋60多個國家和地區(qū)，地緣政治關(guān)系復(fù)雜，國家發(fā)展水平參差不齊，推進“一帶一路”戰(zhàn)略面臨系列重大問題，如全球政治和地區(qū)安全風(fēng)險、與現(xiàn)有國際秩序的沖突、中國“走出去”企業(yè)的質(zhì)量差異、“一帶一路”相關(guān)國家貿(mào)易競爭與互補關(guān)系、國際融資約束等。然而，對這些重大問題的現(xiàn)有研究還十分缺乏，具有理論支持的實證分析更是少見。在理論研究方面，現(xiàn)有文獻主要從宏觀層面探討了“一帶一路”戰(zhàn)略的框架性問題，如“一帶一路”的戰(zhàn)略定位、中國與沿線國家的合作模式以及存在的潛在風(fēng)險。盡管“一帶一路”戰(zhàn)略體現(xiàn)出了一定的全球戰(zhàn)略特征，但本質(zhì)上還是以多重雙邊伙伴關(guān)系為基礎(chǔ)的區(qū)域性戰(zhàn)略；同時因全球地緣政治和文化沖突以及全球經(jīng)濟融合度的問題，“一帶一路”戰(zhàn)略開拓西北沿線相關(guān)國家的經(jīng)濟合作將面臨更大的不確定性，而應(yīng)把東南沿線的東盟成員國作為優(yōu)先合作方向(儲殷、高遠，2015:90-99)。保建云(2009)研究了中國與東盟雙邊貿(mào)易比較優(yōu)勢問題，梁穎(2014)則對中國—東盟自貿(mào)區(qū)建設(shè)的升級路徑進行了分析。還有學(xué)者從地區(qū)經(jīng)濟增長依賴關(guān)系的視角來研究“一帶一路”相關(guān)國家的優(yōu)先序列，如從中國—東盟自貿(mào)區(qū)、中歐、中阿等相關(guān)國家的經(jīng)濟聯(lián)系來研究“一帶一路”建設(shè)的現(xiàn)實途徑(袁新濤，2014：5-9)。關(guān)于中國與“一帶一路”相關(guān)國家貿(mào)易關(guān)系的實證研究并不多見。陳虹、楊成玉(2015)使用了CGE模型考查了中國與“一帶一路”國家建成自貿(mào)區(qū)之后對沿線相關(guān)國家經(jīng)濟增長率的提升效應(yīng)。韓勇輝(2015)根據(jù)出口相似度和貿(mào)易結(jié)合度指數(shù)研究發(fā)現(xiàn)中國與西亞雙邊貿(mào)易表現(xiàn)出較強的互補性。鄒嘉齡(2015)分析了中國與“一帶一路”沿線國家的貿(mào)易相互依賴關(guān)系，即中國各省(市、區(qū))對“一帶一路”沿線國家出口對中國省市經(jīng)濟增長的影響；唐文琳(2012)從時間序列分析的角度考察了中國與東盟國家經(jīng)濟增長關(guān)系的同步性與依賴性。然而，現(xiàn)有的文獻存在以下幾個問題：一是現(xiàn)有研究并沒有深入分析中國與“一帶一路”相關(guān)國家經(jīng)濟增長的相互依賴與外部空間溢出效應(yīng)；同時并沒有對經(jīng)濟增長相依賴和外部空間空間溢出效應(yīng)聯(lián)系機制進行深入分析；二是現(xiàn)有實證分析僅僅是從時間序列分析的視角來研究經(jīng)濟活動的依賴關(guān)系(黃亮雄、錢馨蓓，2016：76-93；肖光恩、陸詩婧，2012：109-118；Nicolass Groenewold et al.，2007：101-122)，并沒有用空間計量經(jīng)濟學(xué)的最新理論(James Lesage & Kelly Pace，2009；肖光恩譯，2014；肖光恩譯，2015)來分析中國與“一帶一路”相關(guān)國家之間的時間與空間依賴的異質(zhì)性，即很少有文獻同時從時間與空間兩種不同的分析視角去交叉檢驗中國與“一帶一路”相關(guān)國家雙邊經(jīng)濟增長的相互依賴關(guān)系。

結(jié)合現(xiàn)有文獻研究，筆者主要選擇“一路”中的東盟成員國，并從時間依賴和空間依賴兩個視角出發(fā)，分析中國與東盟主要成員國經(jīng)濟增長的依賴關(guān)系。具體說來：一是運用協(xié)整分析方法來識別中國與東盟主要成員國在經(jīng)濟深化過程中的雙邊經(jīng)濟增長是否存在顯著的外部溢出與長期穩(wěn)定均衡關(guān)系，確定東盟的哪些成員是“一帶一路”戰(zhàn)略實施的重點國家；二是使用VAR模型來識別中國與東盟主要成員國經(jīng)濟增長的相互依賴關(guān)系，并通過格蘭杰因果檢驗對上述關(guān)系的核心關(guān)聯(lián)機制進行驗證，明確中國與東盟成員之間經(jīng)濟合作模式；最后，使用空間計量方法對中國與東盟成員國經(jīng)濟增長的空間關(guān)系進行穩(wěn)健性檢驗。本文研究發(fā)現(xiàn)：第一，中國與“一路”東盟主要成員之間經(jīng)濟增長關(guān)系在時間上存在著相互依賴關(guān)系，同時在空間上也存在增長溢出效應(yīng)，它們應(yīng)是中國實施“一帶一路”戰(zhàn)略的重點地區(qū)；第二，中國與“一路”東盟主要成員國之間經(jīng)濟增長依賴關(guān)系并不對稱，且經(jīng)濟增長相互影響的方向具有多樣性。具體說來，中國與印尼和泰國(尤其是泰國)在經(jīng)濟增長上存在雙向依賴效應(yīng)，而中國與馬來西亞、菲律賓以及新加坡經(jīng)濟增長之間卻是單向依賴效應(yīng)，因此，印尼與泰國應(yīng)作為中國“一帶一路”戰(zhàn)略對接?xùn)|盟的優(yōu)先國家；第三，中國與“一路”東盟主要成員經(jīng)濟增長時空依賴關(guān)系的關(guān)聯(lián)機制作用并不相同，東盟主要成員國對中國出口顯著促進了東盟整體以及一些主要成員國的經(jīng)濟增長，而中國對東盟的直接投資則對東盟整體以及一些主要成員國經(jīng)濟增長的促進作用不明顯，主要因為中國對東盟成員國直接投資快速增長更多是因為東盟自身經(jīng)濟快速發(fā)展的引致作用。因此，在實施“一帶一路”戰(zhàn)略過程中，應(yīng)加快推進以中國與東盟自貿(mào)區(qū)為載體的平臺建設(shè)，以貿(mào)易帶動雙邊直接投資和經(jīng)濟發(fā)展，這仍是“一帶一路”戰(zhàn)略對接?xùn)|盟自貿(mào)區(qū)發(fā)展的優(yōu)先合作方向。

本文剩余部分篇章安排如下：第二部分為數(shù)據(jù)來源與模型設(shè)定；第三部分為實證分析結(jié)果以及解釋；第四部分為穩(wěn)健性檢驗；最后一部分是結(jié)論與政策啟示。

二、 數(shù)據(jù)來源與模型設(shè)定

(一) 數(shù)據(jù)來源

樣本數(shù)據(jù)選擇主要基于以下考量：一是從中國與“一帶一路”相關(guān)國家的經(jīng)貿(mào)關(guān)系看，2015年中國與“一帶一路”沿線國家的進出口貿(mào)易總額大約為1萬億美元，投資額約為150億美元，而東盟國家這兩項的占比分別為47%和97%。中國與東盟自貿(mào)區(qū)及其升級版的建設(shè)，是中國實施“一帶一路”戰(zhàn)略的前置平臺，更是“一帶一路”戰(zhàn)略中“一路”沿線國家經(jīng)濟發(fā)展的前哨。二是從現(xiàn)有國際經(jīng)濟秩序看，美國特朗普上臺后TPP協(xié)定擱淺，中菲關(guān)系和南海局勢回暖，這些拓展了中國向亞太地區(qū)發(fā)展的生存空間，因此東盟是中國融合于亞太地區(qū)的首善之區(qū)。三是從政治和地區(qū)安全角度考慮，與“一帶”沿線部分中亞國家相比，東盟國家安全局勢穩(wěn)定，且東盟位于“一路”的必經(jīng)之地和十字路口，推動中國與東盟國家的經(jīng)濟合作，對中國實施“一帶一路”戰(zhàn)略具有重要的示范作用。因此，本文主要選擇“一路”中的東盟主要成員作為分析對象。

本文數(shù)據(jù)主要來源于世界銀行。樣本剔除了老撾、文萊、柬埔寨(3國相關(guān)數(shù)據(jù)的占比不足1%)*僅以2014年為例，東盟10國：老撾、文萊柬、柬埔寨、緬甸、越南、菲律賓、新加坡、馬來西亞、泰國和印尼的GDP占東盟整體比重分別為：0.4%、0.6%、0.61%、2.25%、5.82%、9.82%、10.2%、12.97%、15.43%、41.91%。和緬甸(因部分數(shù)據(jù)缺失)，樣本期為1990到2014年; 主要變量包括經(jīng)平減的年度GDP、東盟及其主要成員對中國出口額和投資額、中國對東盟及其主要成員國出口額和投資額*需要指出的是，我們在對時空依賴關(guān)系的關(guān)聯(lián)機制進行驗證時，鑒于數(shù)據(jù)可獲取性，貿(mào)易效應(yīng)機制的數(shù)據(jù)期為1992—2014，投資效應(yīng)機制的數(shù)據(jù)期為2001—2014，對外貿(mào)易數(shù)據(jù)來源于聯(lián)合國貿(mào)易與發(fā)展組織數(shù)據(jù)庫(UNCTAD)。中國對外投資存量數(shù)據(jù)來源于中國商務(wù)部《中國對外投資統(tǒng)計年鑒》以及《ASEAN Statistical Yearbook》。，并對相關(guān)變量進行了對數(shù)處理，即在不改變數(shù)據(jù)趨勢的條件下消除可能存在的異方差。

(二) 模型設(shè)定

向量自回歸模型(即VAR模型)把經(jīng)濟系統(tǒng)中的每一個內(nèi)生變量作為系統(tǒng)中其余內(nèi)生變量及其滯后值的函數(shù)來構(gòu)造計量分析模型，它能較好地處理內(nèi)生變量作為被解釋變量所導(dǎo)致估計問題，并能對內(nèi)生變量相互依賴關(guān)系或互動溢出關(guān)系進行識別、判斷和估計，其計量模型基本形式如下：

(1)

其中，Yt是k×1的內(nèi)生變量的列向量，Xt是m×1外生解釋變量向量，A1,...Ap和B分別為k×p，k×m的估系數(shù)矩陣，et是k×1的白噪聲殘差項向量。如果沒有外生變量，則可以省略Xt。模型中系數(shù)矩陣A的符號及其顯著性水平可以用來度量經(jīng)濟系統(tǒng)內(nèi)部相關(guān)變量之間的相互影響。本文用向量自回歸模型分析中國與“一路”東盟主要成員國之間的經(jīng)濟增長依賴關(guān)系，它不僅考慮了成員之間經(jīng)濟增長的內(nèi)生性，也考慮到成員國經(jīng)濟增長的相互影響及在時間序列上的相關(guān)性。為了確定VAR模型中相關(guān)變量的滯后期，根據(jù)AIC、SBIC以及HQIC取值最小化的準(zhǔn)則，模型中相關(guān)變量的滯后期為一階。因此，一階滯后VAR模型為Yt=A1Yt-1+et。

三、 中國與“一路”中東盟主要成員國經(jīng)濟增長依賴關(guān)系的檢驗

(一) 中國與“一路”中東盟主要成員國經(jīng)濟增長依賴關(guān)系的初步識別

首先，對中國與東盟主要成員國經(jīng)濟增長的依賴性關(guān)系進行描述性分析。從經(jīng)濟增長率的時間序列看(圖1)，在不同階段各國經(jīng)濟增長存在明顯的同步性，為進一步分析雙邊經(jīng)濟增長依賴關(guān)系提供了事實證據(jù)。

圖1 中國與“一路”中東盟主要成員國GDP增長率的同步性

(二)中國與“一路”中東盟經(jīng)濟增長關(guān)系的總體識別

為了對中國與“一路”中東盟經(jīng)濟增長關(guān)系進行總體上識別，需要對時間序列進行平穩(wěn)性檢驗(即單位根檢驗)。根據(jù)ADF單位根檢驗的結(jié)果(表1)，中國與東盟經(jīng)濟增長變量(分別用lggdp_CN和lggdp_ASEAN表示)的一階差分很平穩(wěn)，即中國與東盟經(jīng)濟增長具有總體上的長期平穩(wěn)性，即存在某種線性組合反映了兩個經(jīng)濟體經(jīng)濟增長的長期均衡關(guān)系，具備了協(xié)整分析的可能性。

為了用Johansen協(xié)整方法來進一步檢驗中國與東盟經(jīng)濟增長的長期均衡依賴關(guān)系，需要確定合適的滯后階數(shù)。根據(jù)AIC、BIC信息準(zhǔn)則結(jié)果(表2)，最優(yōu)滯后階數(shù)為1階。

表1 單位根檢驗結(jié)果

注：檢驗類型中C、T、K分別表示截距項、時間趨勢項以及滯后期數(shù)，統(tǒng)計量大于臨界值說明時間序列不平穩(wěn)。

表2 信息準(zhǔn)則確定滯后階數(shù)

因此，用協(xié)整分析中國與“一路”中東盟主要成員國經(jīng)濟增長依賴關(guān)系的協(xié)整方程如下：

D.lggdp_CN=0.93*D.lggdp_ASEAN+0.06

(2)

協(xié)整分析結(jié)果(具體分析結(jié)果不再報告)說明中國與東盟經(jīng)濟增長之間存在長期穩(wěn)定均衡關(guān)系，即中國與“一路”中東盟經(jīng)濟增長之間存在顯著的相互影響和時間序列上的滯后效應(yīng)。為了進一步探究中國與“一路”中東盟成員國之間具體經(jīng)濟增長依賴關(guān)系和相互影響的方向，必須分析中國與東盟主要成員國國別經(jīng)濟增長之間具體的相互依賴關(guān)系。

(三) 中國與“一路”中東盟成員經(jīng)濟增長關(guān)系的具體識別與檢驗

根據(jù)VAR模型分析的結(jié)果，中國與“一路”東盟主要成員國國別經(jīng)濟增長依賴關(guān)系的估計結(jié)果如表3*在模型設(shè)定部分，由于版面原因我們并未對確定滯后階數(shù)的統(tǒng)計量進行報告，但仍然需要指出的是AIC、SBIC以及HQIC統(tǒng)計量均表明1階為最優(yōu)滯后期。。

根據(jù)實證分析的結(jié)果，可以得出以下基本結(jié)論：

首先，中國經(jīng)濟增長對“一路”中東盟主要成員國經(jīng)濟增長在時間上會產(chǎn)生重要外部空間溢出效應(yīng)。由實證結(jié)果可知，中國上期經(jīng)濟增長對東盟中的印度尼西亞、泰國、馬來西亞、新加坡和菲律賓等成員當(dāng)期經(jīng)濟增長產(chǎn)生正影響(表3第2列)；而對越南當(dāng)期經(jīng)濟增長影響不顯著，這說明中國經(jīng)濟增長對“一路”中東盟主要成員(越南除外)經(jīng)濟增長產(chǎn)生顯著的正向外部空間溢出效應(yīng)。根據(jù)經(jīng)濟增長理論的外部空間溢出理論機制，經(jīng)濟系統(tǒng)內(nèi)的貿(mào)易、直接投資和技術(shù)擴散可能是最為重要的渠道。即：一是出口貿(mào)易對經(jīng)濟系統(tǒng)內(nèi)成員經(jīng)濟增長的拉動作用，特別是貿(mào)易乘數(shù)對經(jīng)濟增長的貢獻(陳雯，2009：61-66)。如中國東盟自貿(mào)區(qū)建設(shè)對東盟經(jīng)濟增長的貢獻，從中國東盟自貿(mào)區(qū)建設(shè)以來，中國國內(nèi)市場對上述東盟6個主要成員*東盟六國按指按照經(jīng)濟總量進行排序的印尼、泰國、馬來西亞、新加坡、菲律賓以及越南。下同，不再標(biāo)注。進

表3 基于VAR模型的中國與“一路”中東盟主要成員國國別經(jīng)濟增長依賴關(guān)系的具體識別

注：出于變量簡化表示目的，lg_countryname均指代一國gdp變量的對數(shù)形式。報告結(jié)果第一行為當(dāng)期變量對每一滯后期變量的回歸系數(shù)，第二行為t統(tǒng)計量。其中*、**和***分別代表10%，5%和1%的顯著性水平。

口增長率依次為17.56%、17.43%、16.84%、12.85%、15.53%和25.41%，這些進口增長率均顯著高于同期東盟主要成員國的經(jīng)濟增長率。上述實證結(jié)果之所以顯示中國與越南經(jīng)濟增長并沒有統(tǒng)計意義上的顯著關(guān)聯(lián)性，是因為越南與中國的貿(mào)易關(guān)聯(lián)性是最弱的，例如2013年中國從越南的貿(mào)易進口只占同期中國從馬來西亞進口量的28.8%，在上述東盟成員中處于最后一位。因此，中國與越南貿(mào)易之間的弱關(guān)聯(lián)在一定程度上可以解釋兩國經(jīng)濟增長在外部空間溢出效應(yīng)上的弱顯著性。二是直接投資和技術(shù)擴散對經(jīng)濟系統(tǒng)內(nèi)成員經(jīng)濟增長的作用。自中國東盟自貿(mào)區(qū)建設(shè)以來，東盟主要成員吸收來自于中國的直接投資(FDI)大幅增加，直接投資增長不僅直接促進了成員國經(jīng)濟增長，而且擴大了技術(shù)在成員之間空間溢出范圍，最終帶動成員國之間的經(jīng)濟增長(Donghyun Park & Innwon Park，2009：104-120；Yoshifumi Fukunaga，2013：1-24；張宏，2007：52-57)。同樣，由于越南在政治體制上的相對封閉性，且中國與越南在歷史和主權(quán)問題上存在一定程度的爭端，中國對越南直接投資更易受到潛在政治因素的影響，這可以部分解釋中國經(jīng)濟增長對越南并無顯著外部空間溢出效應(yīng)的事實。總之，中國與“一路”中東盟主要成員之間經(jīng)濟增長存在的外部空間溢出效應(yīng)具有很強的時滯性，而這種外部空間溢出效應(yīng)的時滯性主要來源于在中國東盟自貿(mào)區(qū)建立后來自于中國進口貿(mào)易、直接投資和技術(shù)擴散等傳遞機制上的時效滯后，即盡管中國經(jīng)濟增長對東盟國家的區(qū)域溢出效應(yīng)是存在的，但是其輻射范圍卻與國家之間的經(jīng)濟互動頻率密切相關(guān)，而且輻射周期存在滯后性時間效應(yīng)。

其次，“一路”中東盟主要成員國經(jīng)濟增長對中國影響是多方向的。從實證結(jié)果可知：一是在東盟主要成員中，只有印度尼西亞與泰國經(jīng)濟增長才會對中國經(jīng)濟增長產(chǎn)生顯著的外部空間溢出效應(yīng)，其中來自印度尼西亞經(jīng)濟增長的沖擊是負向的，來自泰國經(jīng)濟增長的沖擊是正向的，其他東盟成員國經(jīng)濟增長對中國的影響并沒有統(tǒng)計意義上的顯著性。從東盟內(nèi)部看，印度尼西亞與泰國分別是東盟第一和第二大經(jīng)濟體，且印度尼西亞有望成為未來東盟經(jīng)濟發(fā)展的領(lǐng)頭羊，因此，相比其他東盟成員，印度尼西亞和泰國經(jīng)濟增長對中國更具顯著反饋作用，特別是東盟第一大經(jīng)濟體印度尼西亞經(jīng)濟增長對中國產(chǎn)生的負向外部空間溢出效應(yīng)，是因為較大經(jīng)濟體要實現(xiàn)自身發(fā)展需要占用大量外部資源，從而對其他經(jīng)濟體經(jīng)濟增長產(chǎn)生“擠出效應(yīng)”，即印尼作為東盟經(jīng)濟主體，因在東盟經(jīng)濟內(nèi)部合作、整合區(qū)域資源和實現(xiàn)自身發(fā)展過程中而對中國經(jīng)濟合作產(chǎn)生“擠出效應(yīng)”；其他的相關(guān)研究也持有相同的觀點(傅傳銳，2003；甘梅霞，2008)。

第三，“一路”中東盟內(nèi)部成員國經(jīng)濟增長的雙向外部空間溢出效應(yīng)是競爭型或互補型并存。根據(jù)實證分析結(jié)果可知：在東盟內(nèi)部，一是東盟其它成員經(jīng)濟增長對泰國經(jīng)濟增長的滯后外部空間溢出效應(yīng)都是負向(沒有統(tǒng)計顯著性的除外)*沒有統(tǒng)計顯著性的成員國除外。下同。，說明東盟其它成員經(jīng)濟增長與泰國經(jīng)濟增長存在競爭關(guān)系；而東盟其它成員經(jīng)濟增長對越南經(jīng)濟增長的滯后外部空間溢出效應(yīng)是正向的，說明東盟其它成員經(jīng)濟增長與越南經(jīng)濟增長存在互補關(guān)系；二是東盟其它成員經(jīng)濟增長對印度尼西亞、馬來西亞、新加坡和菲律賓等國經(jīng)濟增長的滯后外部空間溢出效應(yīng)同時存在競爭關(guān)系或互補關(guān)系，這說明東盟其它成員經(jīng)濟增長對這四個成員經(jīng)濟增長的滯后外部空間效應(yīng)是多方向的。對這一現(xiàn)象的解釋主要有：東盟內(nèi)部成員國的市場相對較小，成員國經(jīng)濟對外貿(mào)易依存度較高(尤其以新加坡為例)，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)重合嚴重(對外貿(mào)易主要依賴農(nóng)產(chǎn)品和部分低端加工貿(mào)易產(chǎn)品)，成員大國與外部國家經(jīng)濟合作會引致成員小國與外部國家經(jīng)濟合作的機會減少，即東盟內(nèi)部成員對外經(jīng)濟合作之間存在嚴峻的競爭關(guān)系。

圖2 模型穩(wěn)定性檢驗

第四，在中國與“一路”中東盟主要成員組成的經(jīng)濟系統(tǒng)中經(jīng)濟自增長的時間滯后效應(yīng)都是正向的。在實證結(jié)果(表3主對角線系數(shù))中，成員自經(jīng)濟增長(統(tǒng)計上不顯著的除外)都是正向效應(yīng)，即成員上期經(jīng)濟增長對當(dāng)期經(jīng)濟增長都產(chǎn)生持續(xù)的慣性作用。由于在1990到2014年間，經(jīng)濟體成員都跨越過兩次較為嚴重的金融危機(見圖1)，一些成員經(jīng)濟增長率顯著下降或出現(xiàn)負增長。因此，這些成員經(jīng)濟增長下降主要是因為兩次金融危機的外部沖擊所致，而非經(jīng)濟增長本身的慣性。為了檢驗經(jīng)濟系統(tǒng)內(nèi)成員經(jīng)濟自增長時間滯后效應(yīng)關(guān)系，在剔除1998和2009年這兩年的樣本后，其實證結(jié)果與上述結(jié)論(表3)并無實質(zhì)差別，即主對角線回歸系數(shù)全部為正且具有統(tǒng)計上的顯著性，說明系統(tǒng)成員經(jīng)濟自增長的時間滯后效應(yīng)都存在慣性。

第五，中國與東盟成員經(jīng)濟增長關(guān)系的穩(wěn)定性檢驗。要檢驗VAR模型所得結(jié)論是否具有穩(wěn)定性，即檢驗中國與東盟成員經(jīng)濟增長關(guān)系是否具有數(shù)量變化上的因果關(guān)系，就需要格蘭杰因果關(guān)系檢驗。

首先，要對時間序列數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性進行檢驗，其檢驗結(jié)果(圖2)發(fā)現(xiàn)時間序列數(shù)據(jù)滿足平穩(wěn)性的要求(即所有單位根都位于單位圓之內(nèi))，說明向量自回歸模型滿足平穩(wěn)性條件*單位根檢驗根據(jù)Stata報告，參見肖光恩譯：《用Stata學(xué)微觀計量經(jīng)濟學(xué)》，重慶大學(xué)出版社2015年。。

其次，進行格蘭杰因果關(guān)系分析。由結(jié)果(表4)可知，中國經(jīng)濟增長變動(表4第2列)分別是印度尼西亞、泰國、馬來西亞、新加坡和菲律賓等國經(jīng)濟增長變動的原因；以下可作類似推論，就能得出以下基本結(jié)論：東盟成員印度尼西亞和泰國與中國經(jīng)濟增長變動之間的格蘭杰因果關(guān)系是雙向的，中國與馬來西亞、新加坡和菲律賓等東盟成員之間經(jīng)濟增長變動的格蘭杰因果關(guān)系是單向的，而越南和中國經(jīng)濟增長關(guān)系在統(tǒng)計上并無顯著的格蘭杰因果關(guān)系。

最后，要進行成員經(jīng)濟增長脈沖響應(yīng)分析。主要根據(jù)脈沖響應(yīng)函數(shù)來分析來自某一成員國的經(jīng)濟沖擊對其他成員經(jīng)濟體的影響(圖3)。

根據(jù)脈沖響應(yīng)分析結(jié)果，特別是脈沖響應(yīng)函數(shù)圖中特征最為明顯的4條曲線(即圖3最上方和最下方各兩條線)。主要結(jié)論有：一是若中國經(jīng)濟增長受到一個短期正向外部沖擊之后，就會對印度尼西亞、泰國、馬來西亞、新加坡和菲律賓經(jīng)濟增長產(chǎn)生正向影響，但滯后第二期達到峰值之后便趨于平穩(wěn)；根據(jù)類似的推斷，泰國經(jīng)濟增長受波動沖擊也具有相同正向滯后影響效應(yīng)。二是印度尼西亞和馬來西亞經(jīng)濟增長受到外部沖擊后其對其他經(jīng)濟體經(jīng)濟增長的短期滯后影響則是顯著的。不同的是馬來西亞經(jīng)濟增長的外部沖擊對其他經(jīng)濟體經(jīng)濟增長的長期滯后影響則是正向的(即長期互補關(guān)系)，而印度尼西亞經(jīng)濟增長的外部沖擊對其他東盟成員經(jīng)濟增長上的滯后影響是負向的(即長期競爭關(guān)系)。

表4 中國與東盟成員經(jīng)濟增長溢出效應(yīng)的格蘭杰因果關(guān)系檢驗

注：在選取0.1的顯著性水平時，當(dāng)p值大于這一臨界值時，報告空值，p值小于這一臨界值時，報告真實p值。加黑部分表示矩陣中列元素與對應(yīng)行元素的格蘭杰因果關(guān)系是雙向的。

圖3 脈沖響應(yīng)函數(shù)注：脈沖函數(shù)表示的是各方程中不同解釋變量一個標(biāo)準(zhǔn)差變動量對縱軸解釋變量帶來的影響。因為越南與中國GDP之間無顯著的格蘭杰因果關(guān)系，本文不報告其與相關(guān)國家格蘭杰因果關(guān)系的分析結(jié)果。

(四) 中國與“一路”中東盟成員經(jīng)濟增長關(guān)聯(lián)機制的實證檢驗

為了檢驗中國與“一路”中東盟成員經(jīng)濟增長外部空間溢出的關(guān)聯(lián)機制，根據(jù)現(xiàn)有文獻研究和理論基礎(chǔ)，本文主要從外部市場需求(即出口貿(mào)易)和直接投資兩個視角來對檢驗經(jīng)濟增長的外部空間溢出效應(yīng)。事實上，中國與東盟成員之間的貿(mào)易依存度相當(dāng)?shù)母?如在2014年中有4個東盟成員的對外貿(mào)易依存度大于1)，貿(mào)易已經(jīng)成為中國與東盟成員經(jīng)濟增長關(guān)系的重要聯(lián)系渠道；同時中國又積極倡導(dǎo)和鼓勵企業(yè)實施“走出去”戰(zhàn)略，中國與東盟之間的雙向直接投資得到了很大的發(fā)展(肖光恩、陸應(yīng)松，2011：16-21；肖光恩、周淙，2009：639-644)。因此，貿(mào)易與直接投資渠道是影響經(jīng)濟增長外部溢出效應(yīng)的重要關(guān)聯(lián)機制。

1.以外部市場需求作為經(jīng)濟增長關(guān)聯(lián)機制的實證檢驗

根據(jù)經(jīng)濟增長和出口貿(mào)易之間的關(guān)聯(lián)機制以及VAR實證分析對數(shù)據(jù)平穩(wěn)性要求，分別用VAR模型和格蘭杰因果關(guān)系檢驗方法對中國與“一路”中東盟成員經(jīng)濟增長和出口貿(mào)易之間關(guān)聯(lián)機制進行檢驗。出于簡化只報告模型特征根(特征根均小于1模型都是平穩(wěn)的)檢驗結(jié)果(表5)。

表5 基于外部市場需求(即出口貿(mào)易)為關(guān)聯(lián)機制的實證檢驗

根據(jù)模型特征根檢驗結(jié)果可知：一是整體上中國出口波動會對東盟總體經(jīng)濟增長波動產(chǎn)生影響(在5%顯著性水平)，而東盟整體經(jīng)濟增長波動并不會對東盟整體對中國出口波動產(chǎn)生影響；二是從具體國別關(guān)系上看，印度尼西亞、泰國、新加坡、菲律賓和越南等國對中國出口增長波動并不會影響本國經(jīng)濟增長波動，但其中的泰國和菲律賓等國經(jīng)濟增長卻會影響其向中國出口增長波動；與此同時，只有馬來西亞對中國出口波動與本國經(jīng)濟增長波動是雙向格蘭杰因果關(guān)系(在5%的顯著性水平)，即在東盟中只有馬來西亞對中國出口增長和本國經(jīng)濟增長波動是相互影響的。總之，中國這個外部市場對東盟整體及其成員馬來西亞經(jīng)濟增長波動產(chǎn)生重要影響。因此，從總體上看出口貿(mào)易是中國與東盟經(jīng)濟增長關(guān)系的重要關(guān)聯(lián)機制。

2.以對外投資作為經(jīng)濟增長關(guān)聯(lián)機制的實證檢驗

采用同樣的方法，對中國與“一路”中東盟成員經(jīng)濟增長和直接投資之間關(guān)聯(lián)機制進行檢驗，模型特征根的檢驗結(jié)果(表6)。

表6 以在外部成員市場的直接投資為關(guān)聯(lián)機制的實證檢驗

根據(jù)模型特征根檢驗結(jié)果可知：一是中國在東盟直接投資增長波動并不能導(dǎo)致東盟總體經(jīng)濟增長波動；相反，東盟整體經(jīng)濟增長波動卻是中國在東盟直接投資增長波動的顯著原因，即東盟總體經(jīng)濟增長波動能導(dǎo)致東盟吸引中國對外直接投資波動。二是從具體國別關(guān)系看，中國在印度尼西亞直接投資增長波動(在5%的顯著性水平)是印尼經(jīng)濟增長波動的顯著原因，而印度尼西亞經(jīng)濟增長波動卻是當(dāng)?shù)刂袊苯油顿Y增長波動的顯著原因。對于泰國、馬來西亞、新加坡、菲律賓和越南這五國來說，當(dāng)?shù)刂袊苯油顿Y變動會對當(dāng)?shù)亟?jīng)濟增長變動產(chǎn)生數(shù)量上的影響；而且只有新加坡(在5%的顯著性水平)經(jīng)濟增長波動會對本國的中國直接投資增長波動產(chǎn)生影響?？傊?，盡管格蘭杰因果關(guān)系檢驗結(jié)果都是單向關(guān)系，但只有中國在泰國、馬來西亞、新加坡、菲律賓和越南的直接投資才會對當(dāng)?shù)亟?jīng)濟增長波動產(chǎn)生影響。因此，從國別關(guān)系上看，中國在東盟主要成員國的直接投資也是中國與東盟主要成員經(jīng)濟增長關(guān)系的重要關(guān)聯(lián)機制。

四、 基于空間分析的穩(wěn)健性檢驗

為了更全面地分析中國與“一路”中東盟整體經(jīng)濟增長的時間和空間依賴關(guān)系，僅僅從出口貿(mào)易和直接投資兩個聯(lián)系機制來解釋顯然是不充分的，即期望在控制經(jīng)濟增長內(nèi)生因素后(如人口增長率、資本形成率)，研究外部空間溢出效應(yīng)對經(jīng)濟增長的影響。因此，有必要用處理空間依賴關(guān)系和空間異質(zhì)性的空間計量模型對影響實體經(jīng)濟增長的其他關(guān)聯(lián)機制進行穩(wěn)健性識別和檢驗，即控制影響國別經(jīng)濟增長的其它因素。本文在空間計量模型中加入貿(mào)易自由度、資本形成占GDP比重、基期發(fā)展水平、人口增長率等因素來檢驗經(jīng)濟增長影響因素*空間計量模型數(shù)據(jù)均來自于世界銀行，基期發(fā)展水平為各國在1989年GDP實際值。為了對出口貿(mào)易和直接投資兩個重要關(guān)聯(lián)機制進行檢驗，本文分別選取貿(mào)易自由度和資本形成額比重來替代它們進行穩(wěn)健性檢驗。的作用，同時檢驗外部空間溢出是否可以顯著地促進經(jīng)濟增長。

根據(jù)新經(jīng)濟地理理論(空間經(jīng)濟學(xué))，由于“地理學(xué)第一定律”的存在(即所有事物之間存在關(guān)聯(lián)性，而且相距較近的事物之間的關(guān)聯(lián)性更強)，經(jīng)濟活動的空間關(guān)聯(lián)性或空間溢出效應(yīng)是經(jīng)濟增長關(guān)系變動的重要原因。要判斷經(jīng)濟變量之間是否存在空間相關(guān)關(guān)系，一般用Moran’s I(空間莫蘭)指數(shù)來測定，其計算公式為：

(3)

由于中國與東盟主要成員國的對外貿(mào)易依存度較高，貿(mào)易對其經(jīng)濟增長的作用比較大。因此，外部市場需求是中國經(jīng)濟與“一路”中東盟經(jīng)濟增長外部空間溢出效應(yīng)的重要關(guān)聯(lián)機制；同時又因為東盟成員(越南除外)與中國無邊境相鄰，貿(mào)易運輸方式主要以海運為主，成員國最大港口之間的直線距離更能有效地反映中國與東盟成員經(jīng)濟增長外部空間溢出效應(yīng)的強度*關(guān)于地理距離對中國與東盟雙邊經(jīng)濟活動的影響(如對貿(mào)易與直接投資的影響)，已有一些學(xué)者在引力模型中進行過研究。還有學(xué)者(Roberts，2004)發(fā)現(xiàn)兩國首都之間的地理直線距離與兩國最大港口之間的地理直線距離并不會對回歸分析結(jié)果造成實質(zhì)性差異。因此，本文也用兩國最大港口之間的直線地理距離構(gòu)造空間權(quán)重矩陣。。因此，用成員國最大港之間直線距離的倒數(shù)來構(gòu)造空間權(quán)重矩陣，然后進行空間權(quán)重矩陣的行標(biāo)準(zhǔn)化處理，從而得到空間計量模型分析所需要的空間權(quán)重矩陣W。

為了反映時間趨勢的影響，以5年為基期來計算莫蘭指數(shù)(表7)。由莫蘭指數(shù)估算結(jié)果可知，盡管在1990至2014年的莫蘭指數(shù)值呈逐年減小趨勢，但整體莫蘭指數(shù)為0.816，這充分說明隨著中國對外開放程度的提高，雖然中國與“一路”中東盟經(jīng)濟增長之間的莫蘭指數(shù)在減少，但中國與東盟經(jīng)濟增長之間卻存在顯著的外部空間溢出效應(yīng)(莫蘭指數(shù)均在1%統(tǒng)計水平上顯著異于0)。

表7 中國與“一路”中東盟國家經(jīng)濟增長的空間莫蘭指數(shù)

為了進一步地估算中國與“一路”中東盟經(jīng)濟增長的外部空間溢出效應(yīng)，可以用空間自回歸模型(SAR模型)來識別?？臻g自回歸模型具體形式為：

(4)

其中，y為被解釋變量向量，X為解釋變量向量，ρ是外部空間溢出效應(yīng)的估計參數(shù)，W為空間權(quán)重矩陣*空間權(quán)重矩陣通常為二值矩陣或距離(倒數(shù))矩陣。二值矩陣的值為0、1，其中，0表示兩個空間單位不相鄰，1表示相鄰；本文用港口之間距離的倒數(shù)構(gòu)建空間權(quán)重矩陣。。根據(jù)空間溢出效應(yīng)估計參數(shù)是否在統(tǒng)計上顯著異于0，來判定中國與東盟經(jīng)濟增長是否存在外部空間溢出效應(yīng)。

根據(jù)空間計量分析結(jié)果(表8)可知，一是影響經(jīng)濟增長的因素在不同模型中作用并不存在實質(zhì)性差異，而且中國與東盟經(jīng)濟增長之間的外部空間溢出效應(yīng)非常顯著(見ρ值的檢驗結(jié)果)，這表明在控制影響經(jīng)濟增長的因素之后，中國與東盟經(jīng)濟增長之間仍存在顯著的外部空間溢出效應(yīng)，即可以用外部空間溢出效應(yīng)來解釋中國與“一路”中東盟經(jīng)濟增長波動之間的長期均衡依賴關(guān)系，即一國經(jīng)濟增長會對相鄰成員國經(jīng)濟增長產(chǎn)生重要空間溢出影響，這與前面的時間空間依賴效應(yīng)的檢驗是相同的。二是影響經(jīng)濟增長的貿(mào)易、投資和經(jīng)濟增長的基期水平對中國與“一路”中東盟經(jīng)濟增長產(chǎn)生了重要影響，但人口增長率對經(jīng)濟增長則產(chǎn)生了負面影響，這與新古典經(jīng)濟理論中人口增長率對發(fā)展中國經(jīng)濟增長作用的研究結(jié)論相似，因為發(fā)展中國家通常在經(jīng)濟飛速發(fā)展的同時實施了較為嚴格的生育或移民政策?？傊?，在控制了其他影響因素之前后，中國與東盟經(jīng)濟增長之間不僅存在時間與空間的溢出效應(yīng)，而且貿(mào)易(貿(mào)易自由度)與直接投資(資本形成比重)對經(jīng)濟增長的關(guān)聯(lián)機制作用明顯。

表8 基于空間計量模型的外部空間溢出效應(yīng)的檢驗

注：表中估計結(jié)果是用Matlab軟件計算的，表中變量所對應(yīng)的每行的值是回歸的估計值，括號內(nèi)是t值，估計值右上方的星號分別表示不同的統(tǒng)計顯著水平，即*p<0.1，**p<0.05，***p<0.01。

五、 結(jié)論及政策建議

從時空兩個角度研究中國與“一路”中東盟經(jīng)濟增長依賴關(guān)系及其關(guān)聯(lián)機制，可以發(fā)現(xiàn)：一是中國與“一路”中東盟經(jīng)濟增長存在相互依賴的外部空間溢出效應(yīng)。因此，東盟地區(qū)應(yīng)作為中國實施“一帶一路”戰(zhàn)略對接的重點區(qū)域。二是中國與“一路”中東盟成員經(jīng)濟增長相互依賴關(guān)系是多樣的。具體說來，中國經(jīng)濟增長對東盟成員國(越南除外)經(jīng)濟增長產(chǎn)生顯著的外部空間溢出效應(yīng)，而在東盟內(nèi)部只有印度尼西亞與泰國經(jīng)濟增長才會對中國經(jīng)濟增長產(chǎn)生顯著的正向外部空間溢出效應(yīng)。三是在東盟內(nèi)部成員經(jīng)濟增長相互依賴關(guān)系是競爭型與互補型并存的，例如東盟其它成員與泰國的經(jīng)濟增長是競爭型關(guān)系，而與越南經(jīng)濟增長是互補型關(guān)系。四是中國與“一路”中東盟及其成員經(jīng)濟增長的相互依賴關(guān)系方向是多樣的。中國經(jīng)濟增長變動與印度尼西亞和泰國經(jīng)濟增長變動之間的影響是雙向的，而中國與馬來西亞、新加坡和菲律賓等國經(jīng)濟增長變動之間的影響則是單向的，越南經(jīng)濟增長變動對中國經(jīng)濟增長變動的影響在統(tǒng)計上并沒有顯著性。五是中國與東盟經(jīng)濟增長相互依賴的外部空間溢出效應(yīng)的關(guān)聯(lián)機制是多樣的，但外部市場需求和直接投資仍是主要關(guān)聯(lián)機制。

為了更好地實施“一帶一路”戰(zhàn)略，特別是要加強以中國—東盟自貿(mào)區(qū)為主體的“21世紀海上絲綢之路”的建設(shè)，建議優(yōu)先采取以下措施：

首先，要把中國與東盟自貿(mào)區(qū)建設(shè)作為“21世紀海上絲綢之路”建設(shè)的橋頭堡，特別是要盡快落實中國與東盟自貿(mào)區(qū)升級版協(xié)議的具體內(nèi)容。當(dāng)前國際政治經(jīng)濟形勢的變化對中國實施“一帶一路”戰(zhàn)略帶來了良好機遇，一是中菲關(guān)系和南海局勢回暖有利于中國與東盟自貿(mào)區(qū)經(jīng)濟一體化的深化，特別是有利于進一步推動中國與東盟自貿(mào)區(qū)升級版的建設(shè)；二是美國總統(tǒng)特朗普上臺后終止了美國的TPP政策，這有利于中國進一步參與亞太地區(qū)貿(mào)易經(jīng)濟一體化建設(shè)，特別是有利減緩亞太地區(qū)成員國向美國主導(dǎo)的全球貿(mào)易投資新規(guī)則靠攏的趨勢，也有利于向世界傳播和推廣全球化治理的“中國方案”。三是由英國“脫歐”事件導(dǎo)致的歐洲“反全球化”情緒彌漫，使得歐洲全球化進程陷入低潮，并使“國家主義”或“民族主義”成為歐洲經(jīng)濟一體化的重要障礙。因此，中國應(yīng)把中國與東盟自貿(mào)區(qū)建設(shè)當(dāng)成推行“一帶一路”戰(zhàn)略的重要橋頭堡， 緊緊圍繞中國與東盟自貿(mào)區(qū)升級版協(xié)定主體內(nèi)容，重點落實當(dāng)前以馬六甲海峽巴生港口等為代表的項目建設(shè)，打造安全暢通的貿(mào)易大通道，把進一步深化雙邊貿(mào)易和直接投資作為“一帶一路”戰(zhàn)略對接?xùn)|盟國家經(jīng)濟(一線化)融合的優(yōu)先合作方向。

其次，在“21世紀海上絲綢之路”的建設(shè)中要優(yōu)先細化中國與東盟成員國經(jīng)濟增長依賴關(guān)系的研究，根據(jù)中國與相關(guān)國家經(jīng)濟增長依賴關(guān)系程度，因國施策。要發(fā)揮中國與東盟自貿(mào)區(qū)在“21世紀海上絲綢之路”建設(shè)中的引導(dǎo)作用，必須要根據(jù)中國與東盟主要成員經(jīng)濟增長依賴關(guān)系的差異而制定不同的雙邊貿(mào)易與投資方針，如重點抓好以中泰和中印高鐵項目為代表的基建和能源合作項目，并以印度尼西亞和泰國為支點打造中國與東盟經(jīng)濟合作范式，為中國與東盟其他成員國經(jīng)濟發(fā)展提供借鑒；在與越南處理一些敏感政治事件(如南海主權(quán)爭端)時，要根據(jù)兩國經(jīng)濟增長相互依賴性關(guān)系的不對稱性，探求以經(jīng)濟合作利益關(guān)系為主導(dǎo)的政治爭端解決的新模式?？傊?，要有重點、分步驟地推進與東盟成員的經(jīng)濟合作，進而為中國與“21世紀海上絲綢之路”沿線其他國家對外經(jīng)濟合作提供實踐經(jīng)驗和成功范例。

第三，在推進“21世紀海上絲綢之路”戰(zhàn)略過程中，要把貿(mào)易與投資便利化作為強化中國與沿線相關(guān)國家對外經(jīng)濟聯(lián)系的重要紐帶。既然貿(mào)易與直接投資是中國與“一路”中東盟成員國經(jīng)濟增長依賴關(guān)系的重要關(guān)聯(lián)機制，就要把貿(mào)易和投資便利化作為中國拓展與沿線相關(guān)國家對外經(jīng)濟合作的抓手。主要措施有：一是建設(shè)以中印新“雅加達港”和中馬“巴生港”等重點港口建設(shè)為節(jié)點，聯(lián)合推進鐵路、公路、水運、航空等基礎(chǔ)設(shè)施在建項目和待建項目，共同建設(shè)通暢安全高效的運輸大通道。二是在海關(guān)程序與貿(mào)易便利化方面，為企業(yè)提供高效快捷的通關(guān)服務(wù)，進一步擴大零關(guān)稅產(chǎn)品范圍，保障貨物流動暢通，共同提高便利化水平，為中國與東盟雙邊經(jīng)濟發(fā)展提供新助力。三是進一步開放雙邊直接投資產(chǎn)業(yè)領(lǐng)域，減少雙邊直接投資的地區(qū)限制，簡化企業(yè)雙邊直接投資程序，提高政府和社會對外國直接投資服務(wù)水平和服務(wù)效率，從而提高中國實施立足國境周邊、輻射“一帶一路”、放眼全球的深化對外開放新戰(zhàn)略的能力。

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■責(zé)任編輯：劉金波

Temporal and Spatial Effects of Economic Growth between China and One Road Nations： Based on the Temporal and Spatial Spillover Theory

XiaoGuangen&LiuJinxue

(Wuhan University)

One Belt and One Road (B&R), which is composed of the Silk Road Economic Belt and the 21st-Century Maritime Silk Road, is the new strategy for China’s deepening reform and open-up policy.60 counties get involved along the One Belt and One Road route, covering 63% and 29% respect to total volume of world population and GDP.More importantly, this strategy is closely tied with China’s overall development in the future, and has become the top decisions from the central government.Ever since 2013, state leaders have made frequent visits to the countries alongside the One Belt and One Road regions to make efforts on integrating the development strategies within these members.China has proposed the updating version of China ASEAN Free Trade Area, along with the establishment of Asian Infrastructure Investment Bank, and the Silk Road Fund.Strategic mobilization tasks of B&R have achieved fruitful results by far, and it will come into a new era which is driven by the implementation of specific projects.In terms of strategic positioning, the Silk Road Economic Belt focuses on bringing together China and the vibrant East Asia economic circle with Europe through the continent of Central Asia, while the 21st-Century Maritime Silk Road is designed to go from China’s coast to Europe through the South China Sea and the Indian Ocean.Considering such differences in involving different parties in these two routes, it is foreseeable that there will be differences in the outcome for these two terms of cooperation.On accelerating the process of building this strategy, ASEAN, the bridgehead for China to expand its influence southward, should act as a demonstration role in guiding China cooperate with the rest of One Road nations.So, with the purpose of enhancing the economic cooperation between China and One Belt and One Road nations, ASEAN should be given the first priority for reasons below.(1)Economic cooperation along the One Belt direction faces more uncertainties in aspects of regional security situation in central Asia.Meanwhile, the security situation in Southeast Asia is more stable. Thus economic cooperation will be less risky along this direction.(2) Existing mechanisms within ASEAN-China Free Trade Area (10+1) provide broad and reliable platform to strengthen communication between China and relevant countries, so as to play the role to attract more countries and regions to participate in this cooperation.(3)The Trans-Pacific Partnership Agreement has been abolished by Donald Trump, soon after he was elected as the 45th president of the USA.At the same time, the political and economic relationship between China and the Philippines turns out to be more relaxed after the involving parties get consensus on suspending the disputes in South China Sea.Thus, it provides excellent chance for China to extend its strategic space southward.The above-mentioned reasons reveal the fact that ASEAN is an excellent choice for China to accelerate the process building the One Belt and One Road strategy. This paper will firstly identify the temporal and spatial effects of economic relationships between China and ASEAN nations, to study what role China is playing in promoting the economic growth within this region, and which country will benefit the most in its cooperation with China.It will provide useful information in detecting whether there exists economic dependencies among China and ASEAN nations.The temporal and spatial effects of economic growth between China and ASEAN are valued using VAR and spatial econometric model.At the same time, trade and investment cooperation served as the major channels for economic interactions.This paper also intends to study to what extend the economic dependencies of these sampled nations can be explained by their mutual trade and investment.Conclusions can be made as follows: (1) There exists an overall stable positive relationship in economic growth between China and ASEAN, and this region should be given first priority in implementing the One Belt and One Road strategy.To be more specific, economic growth in China has positive temporal and spatial effects on ASEAN, but as for ASEAN members, only Indonesia and Thailand have positive feedback on China’s economic growth.Namely, such economic interactions between China and ASEAN turn out to be asymmetrical.Indonesia and Thailand (especially for Thailand) exhibit strong bidirectional economic growth dependencies with China, while those interactions between China, Malaysia, the Philippines and Singapore are unidirectional.(2)As for ASEAN members, there are different types of temporal and spatial effects of economics growth.Both competitive and complementary external Granger casual effects of economic growth relations can be found within ASEAN members.Taking the rest of ASEAN countries as the targeted nations, Thailand demonstrates strong competitive or negative economic ties with them. This is label as ‘extrusion effect’, while those relations for Vietnam are complementary.(3)These dependencies in economic growth between China and ASEAN members can be mainly explained by their mutual trade and investment.The economic growth of Indonesia, Thailand, Malaysia and the Philippians has significant granger fluctuations with their export to China.As for FDI, The economic growth of Indonesia, Singapore and the Philippians has closely ties with the inward FDI from China.In general, different foreign and economic policies should be made based on the different temporal and spatial effects of economic growth between China and members of ASEAN.The facilitation of trade and investment is a better choice for economic corporations between China and Members of One Belt and One Road.Namely, it is of great significance to integrate investment with trade, thus promoting trade through investment, or promoting investment through trade.At the same time, it is also of great importance to improve investment and trade facilitation, so as to remove investment and trade barriers for the creation of a good business environment within the region and in all related countries.We need to negotiate with the nations and regions along the B&R routes on opening free trade areas so as to extend the potentials for further cooperation in the future.

One Belt and One Road; China and ASEAN; economic growth dependency; temporal and spatial spillover effect

10.14086/j.cnki.wujss.2017.03.007

F7

A

1672-7320(2017)03-0077-13

2016-02-23

國家社會科學(xué)基金重大項目(16ZDA039)；武漢大學(xué)自主科研項目(海上絲綢之路對中國東盟自由貿(mào)易區(qū)升級版的影響研究)；國家社會科學(xué)基金一般項目(15BGL214)

■作者地址：肖光恩，武漢大學(xué)經(jīng)濟與管理學(xué)院；湖北 武漢 430072。Email：xiaoguangen@whu.edu.com。 劉錦學(xué)，武漢大學(xué)經(jīng)濟與管理學(xué)院。