羅巧萍

(廣西大學(xué) 廣西 南寧 530004)

一、引言

自 2010 年中國—東盟自由貿(mào)易區(qū)正式建立以來，中國與東盟國家的經(jīng)貿(mào)關(guān)系日益密切，緊隨著 2013 年習(xí)近平主席提出 “一帶一路” 倡議，東盟處于重要的戰(zhàn)略地位。而貿(mào)易和投資作為 “一帶一路” 建設(shè)的重點內(nèi)容，隨著 “一帶一路” 倡議的不斷推進，中國與東盟國家的投資合作不斷深入，發(fā)展規(guī)模擴大。根據(jù) 2006-2017 年《中國對外直接投資統(tǒng)計公報》和《中國統(tǒng)計年鑒》統(tǒng)計的中國與東盟的雙向直接投資與雙邊貿(mào)易的數(shù)據(jù)來看，2006-2017年間，中國與東盟的雙向直接投資從 36.88 億美元增加到 192.14 億美元，年均增速達 19.31%。其中對東盟國家的直接投資從 2006 年的 3.36 億美元增加到 2017 年的 141.19億美元，年均增長率 為52.32%；東盟在華直接投資從 2006 年的 33.51 億美元增加到 2013 年的 83.47 億美元，然后下降到 2017 年的 50.84 億美元，但年均增長率為 6.27%，并且 2014 年中國對東盟的直接投資首次超過了東盟在華直接投資，并且保持增長趨勢，而東盟對華直接投資增長相對緩慢。從雙邊貿(mào)易情況看，近年 來中國與東盟國家雙邊貿(mào)易增長迅速，2006～2017年，中國與東盟國家的雙邊貿(mào)易額年均增速達 12%，其中中國對東盟出口貿(mào)易額年均增速為 14.3%，進口貿(mào)易年均增長率為 10.2%。整體來看中國對東盟國家的貿(mào)易額和雙向直接投資都呈現(xiàn)增長趨勢。

隨著中國對外貿(mào)易蓬勃發(fā)展的同時，中國開始從貿(mào)易大國、引資大國迅速走向投資大國，基于中國與東盟合作關(guān)系悠久，進一步討論中國與東盟國家的雙向直接投資與中國與東盟的雙邊貿(mào)易關(guān)系以更好的促進雙邊經(jīng)貿(mào)合作發(fā)展顯得尤為重要。中國與東盟國家的相互投資在經(jīng)過了二十多年的發(fā)展后，進入了一個相對平穩(wěn)的發(fā)展階段，進一步討論中國與東盟國家的雙向直接投資與中國與東盟的雙邊貿(mào)易關(guān)系以更好的促進雙邊經(jīng)貿(mào)合作發(fā)展顯得尤為重要，這不僅可以為雙方政府經(jīng)濟政策的制定提供決策參考，也可以對雙方跨國公司進一步開拓對方市場方式的選擇提供一定的戰(zhàn)略指導(dǎo)。通過揭示中國與東盟的雙向投資與中國對其的進出口的長短期趨勢，投資與外貿(mào)的關(guān)系，深人研究促進和深化雙方各領(lǐng)域投資與貿(mào)易合作具有重要意義。

二、文獻綜述

郭宏(2006)指出隨著中國與東盟雙邊關(guān)系的全面發(fā)展，雙邊經(jīng)貿(mào)關(guān)系迅速發(fā)展，中國成為東盟對外直接投資的重要地區(qū)和重要的FDI來源地。李建偉(2010)分析中國與東盟雙向投資的特點及原因，提出了加強中國與東盟投資合作的措施建議。徐敏(2016)總結(jié)了中國與東盟國家雙向投資現(xiàn)狀。提出了以投資為契機、建設(shè)中國—東盟命運共同體、升級中國—東盟自由貿(mào)易區(qū)；通過亞洲基礎(chǔ)設(shè)施投資銀行和絲路基金等對策促進相互投資發(fā)展。張幼文(2017)認為在推動雙向投資布局過程中要注意投資貿(mào)易協(xié)同推進、國家戰(zhàn)略與地方戰(zhàn)略協(xié)同推進。韓亞峰(2018)對中國與“一帶一路”國家雙向投資與對外貿(mào)易分區(qū)域進行研究，發(fā)現(xiàn)東盟國家對中國的投資(IFDI)對于進出口貿(mào)易之間呈現(xiàn)顯著的負相關(guān)關(guān)系,即隨者東盟國家對中國的投資增多，IFDI會部分替代進出口貿(mào)易。

對現(xiàn)有文獻梳理看出對東盟與中國的雙向投資與貿(mào)易關(guān)系的定量研究較少，因此本文在缺乏對中國與東盟雙向FDI 與中國外貿(mào)發(fā)展研究的背景下，以中國與東盟的雙向FDI與進出口貿(mào)易的關(guān)系為研究對象，運用面板協(xié)整理論、面板誤差修正模型等方法，實證分析雙向FDI與貿(mào)易間存在什么關(guān)系？以期為政府及有關(guān)機構(gòu)提供決策參考。

三、實證分析

本文選擇面板數(shù)據(jù)建模，即建立在面板數(shù)據(jù)之上、利用平行數(shù)量分析變量之間相互關(guān)系，并對其變化趨勢進行預(yù)測的計量模型，運用協(xié)整理論進行分析，出于數(shù)據(jù)可獲得性，本文以東盟7 國為橫截面?zhèn)€體，與相應(yīng)變量的時間序列數(shù)據(jù)進行組合而形成如下面板協(xié)整模型：

lnexit=β1lnofdiit+β2lnifdiit+β3lngdpit

(1)

lnimit=β1lnofdiit+β2lnifdiit+β3lngdpit

(2)

其中，下標(biāo)(it)表示第i個觀測單元的第 t 期的相應(yīng)的指標(biāo)。

為了避免“偽回歸”問題，首先進行面板單位根檢驗，若檢驗的變量序列都平穩(wěn)或一階平穩(wěn)時，可進行協(xié)整檢驗以考察變量之間是否存在長期穩(wěn)定協(xié)整關(guān)系，確定存在長期協(xié)整關(guān)系的基礎(chǔ)上，進一步通過面板誤差修正模型(PECM)進行協(xié)整估計，此時模型設(shè)定如(3)、(4)式所示。其中Δ表示一階差分算子，α為誤差修正速度，顯著為負，則進一步支持模型(1)、(2)中存在面板協(xié)整關(guān)系。β1和 β2分別反映了對外直接投資和外商直接投資與進出口之間的長期關(guān)系，λ1和λ2分別反映了上述兩個變量與雙邊貿(mào)易之間的短期調(diào)整關(guān)系。根據(jù)Granger 表述定理，將協(xié)整回歸方程中的殘差帶進PECM模型中進行估計。

Δlnexit=α(lnexit-β1lnofdiit-β2lnifdiit-β3lngdpit)+λ1Δlnofdiit+λ2Δlnifdiit+λ3ΔIngdpit+μit

(3)

Δlnimit=a(lnimit-β1lnofdiit-β2lnifdiit-β3lngdpit)+λ1Δlnofdiit+λ2Δlnifdiit+λ3Δlngdpit+μit

(4)

(一)數(shù)據(jù)來源與處理

出于數(shù)據(jù)的可獲得性和研究需要，本文選取2006—2017年中國和東盟7國的雙向 FDI 和雙邊貿(mào)易的面板數(shù)據(jù)，對雙向 FDI 與雙邊貿(mào)易的協(xié)整 關(guān)系進行實證分析。因為FDI 的流入不僅會對當(dāng)?shù)赝赓Q(mào)產(chǎn)生直接影響，還可以改變該地區(qū)的經(jīng)濟情況，進而對外貿(mào)產(chǎn)生影響。因此本文研究以中國對東盟各國的直接投資(OFDI，流量數(shù)據(jù))、實際利用東盟各國的直接投資額(IFDI)、出口額(EX)和進口額(IM)，東盟七國的GDP作為研究變量，數(shù)據(jù)主要來自《中國統(tǒng)計年鑒 》、《中國對外直接投資統(tǒng)計公報》。為減少或限制一些自相關(guān)、異方差以及內(nèi)生性問題，對所有變量進行自然對數(shù)處理。另外由于 OFDI 流量數(shù)值存在 0 值 或負值，本文對零值變量加1再取對數(shù)以保留這些零值變量以保證數(shù)據(jù)的 一致性，對于負值則取其絕對值。數(shù)據(jù)處理使用 Excel 軟件完成，模型回歸 分析使用 Stata 13 和 Stata15.1 軟件完成。

(二)實證分析

1.單位根檢驗。由于面板數(shù)據(jù)中含有時間序列，多數(shù)時間序列經(jīng)濟變量的平穩(wěn)性難以確定，不平穩(wěn)序列直接進行模型回歸可能會出現(xiàn)偽回歸問題，影響實證結(jié)果的準(zhǔn)確性。因此展開實證分析前首先進行平穩(wěn)性檢驗。本文利用Stata13軟件，采取ADF-Fisher檢驗、LLC檢驗和hadri檢驗三種方法進行單位根檢驗,結(jié)果表明，原始序列 lnex、lnim、lnofdi、lnifdi、lngdp這五個變量無論是在常數(shù)與趨勢項還是無趨勢項下都是含有單位根的非平穩(wěn)序列。隨后一階差分序列的平穩(wěn)性檢驗中，所有變量均在5%的顯著性水平下拒絕原假設(shè)，即可認為都是一階平穩(wěn)變量，可以進一步進行協(xié)整檢驗分析各變量間的長期均衡關(guān)系。

2.協(xié)整檢驗。對于面板數(shù)據(jù)實現(xiàn)協(xié)整檢驗采用方法主要有三種：Kao 檢驗、Pedroni 檢驗與 Westerlund 檢驗。本文參考陳強，采用這三種方法分別對解釋變量和被解釋變量之間的關(guān)系進行檢驗，結(jié)果如表1所示。Westerlund 檢驗結(jié)果顯示，含出口的序列組和含進口的序列組的無趨勢項和常數(shù)與趨勢項統(tǒng)計量均在1%的顯著性水平下強烈拒絕“不存在協(xié)整關(guān)系”的原假設(shè)。Pedroni 檢驗結(jié)果說明，出口模型中除了有趨勢項的ADF統(tǒng)計量外，其他的統(tǒng)計量均能以5%的顯著性水平下強烈拒絕“不存在協(xié)整關(guān)系”的原假設(shè)；對于進口模型，除了有常數(shù)和趨勢項的ADF統(tǒng)計量外，其他所有統(tǒng)計量都在1%的顯著水平下拒絕“不存在協(xié)整關(guān)系”的原假設(shè)。而只能進行無趨勢項的kao檢驗結(jié)果顯示含出口的變量系統(tǒng)和含進口的變量系統(tǒng)的統(tǒng)計量全在 1%的顯著性水平下強烈拒絕原假設(shè)。總體來看，中國與東盟的雙向FDI與外貿(mào)之間確實存在長期協(xié)整關(guān)系。

表1 面板數(shù)據(jù)的協(xié)整檢驗結(jié)果

注：結(jié)果由Stata15軟件計算得出,括號內(nèi)是對應(yīng)的P值***、**分別表示1%、5%水平下顯著。

3.面板誤差估計。為衡量解釋變量對被解釋變量的短期、長期作用，采用式(1)和式(2)進行回歸，相應(yīng)的殘差項作為誤差修正項分別帶入式(3)和式(4)進行估計得到面板誤差修正模型。本文運用 Blackburne 和 Frank(2007)提出了 三種估計方法，并進行 Hausman 檢驗，結(jié)果表明應(yīng)該選擇 PMG 估計方法建立面板誤差修正模型，結(jié)果如表2所示。

表2 整體面板誤差修正模型估計結(jié)果

注：結(jié)果由Stata 13軟件計算得出，括號內(nèi)為對應(yīng)統(tǒng)計值，***、**、分別表示1%、5%水平下顯著。

(1)出口面板誤差修正模型估計結(jié)果。長期誤差修正速度α的值為-0.404<0,并且在 5%的水平顯著，說明變量之間存在長期關(guān)系，建立誤差修正模型較合理。λ1為負但不顯著，中國對東盟的出口在短期內(nèi)不受中國對東盟的直接投資的影響；λ2系數(shù)顯著為正，說明短期內(nèi)中國對東盟的出口受到東盟在華FDI的促進作用。β1的系數(shù)為正，這意味著中國OFDI 流入長期內(nèi)產(chǎn)生顯著的出口促進效應(yīng)，東盟7國近年來利用中國外資的增長促進中國對其的出口，中國對東盟的OFDI與中國出口間具有顯著的長期均衡關(guān)系。β2的系數(shù)為顯著為負，意味著中國利用東盟的FDI能夠?qū)χ袊鴮ζ涞某隹诋a(chǎn)生部分貿(mào)易替代效應(yīng)，這也說明中國引入東盟的FDI在長期內(nèi)對中國的出口產(chǎn)生貿(mào)易抑制影響，β3系數(shù)顯著為正，則東盟國家的市場經(jīng)濟的發(fā)展在長期內(nèi)會促進出口。因此，在短期內(nèi)東盟在華FDI對中國出口產(chǎn)生促進作用，而在長期內(nèi)則會產(chǎn)生部分出口替代效應(yīng)。中國對東盟的OFDI短期內(nèi)會抑制中國對其的出口，但并不明顯，而在長期內(nèi)則產(chǎn)生明顯的出口促進效應(yīng)

(2)出口面板誤差修正模型估計結(jié)果。長期誤差修正速度α也顯著為負，說明伴隨著中國與東盟的雙向FDI與中國進口的長期(協(xié)整)關(guān)系,對中國短期的進口規(guī)模的擴大產(chǎn)生顯著的抑制效應(yīng)，當(dāng)雙向直接投資短期波動偏離長期均衡時，將以一定的調(diào)整力度將非均衡狀態(tài)回拉到均衡狀態(tài)。λ1的系數(shù)為正但不顯著，λ2的系數(shù)為顯著為正，在短期內(nèi)中國對東盟的直接投資和中國利用東盟的直接投資都對中國從其的進口產(chǎn)生促進作用，但中國的 OFDI 流入東盟的促進作用并不顯著。β1和β2的系數(shù)顯著為負，說明中國與東盟的雙向直接投資對中國從東盟的進口起到了抑制作用，即說明雙向FDI對中國的進口產(chǎn)生部分替代作用，同樣?xùn)|盟的經(jīng)濟發(fā)展也能促進中國從東盟的進口?？傮w上，中國與東盟的雙向FDI對中國從東盟的進口產(chǎn)生的長期抑制作用，短期內(nèi)都為促進作用但是中國的FDI流入的促進作用不顯著。

(三)結(jié)論與政策建議

中國對東盟的OFDI、東盟對中國的IFDI和進出口之間存在長期穩(wěn)定關(guān)系，并對進出口的短期變化具有反向調(diào)節(jié)作用。在短期內(nèi)，東盟在華FDI均能對中國的進出口貿(mào)易產(chǎn)生顯著的影響，且都為促進作用，而中國對東盟的FDI的貿(mào)易效應(yīng)則不明顯。從長期來看，中國對東盟的OFDI和東盟在華FDI對出口都產(chǎn)生顯著的影響，但前者為促進作用，后者則產(chǎn)生部分替代效應(yīng)；而對于進口方面，雙向直接投資都產(chǎn)生了顯著的抑制作用，即都產(chǎn)生了進口替代效應(yīng)，此外，中國與東盟的雙邊貿(mào)易還受到東盟國家的市場規(guī)模的影響。據(jù)此，本文提出如下政策建議：擴大對外投資規(guī)模，積極培育具有國際競爭力的大型跨國公司，鼓勵中小企業(yè)積極到東盟開展多種形式的直接投資活動，促進中國對東盟直接投資的蓬勃發(fā)展。適當(dāng)調(diào)整對東盟OFDI的東道國布局，改善目前中國在東盟各國投資國別分布不均，不斷完善引資和投資政策，達到IFDI 政策和 OFDI 政策協(xié)調(diào)一致，并且與雙邊貿(mào)易政策協(xié)調(diào)抑制，互動發(fā)展。此外應(yīng)主動學(xué)習(xí)發(fā)達國家的投資貿(mào)易一體化的政策框架，并探索出適合本國發(fā)展的投資貿(mào)易一體化的政策框架，為中國與東盟的貿(mào)易和雙向投資提供一個良好的互動平臺。

注釋：

① 新加坡、泰國、馬來西亞、印度尼西亞、柬埔寨、越南和菲律賓