林海華 林海英 博士 張麗艷 鑫 穎 通訊作者 包家辰

（1、內(nèi)蒙古廣播電視大學 內(nèi)蒙古呼和浩特 010010；2、內(nèi)蒙古財經(jīng)大學 內(nèi)蒙古呼和浩特010017；3、山東大學經(jīng)濟學院 山東濟南 250000）

自2010年中國-東盟自貿(mào)區(qū)（CAFTA）建立以來，雙方的經(jīng)貿(mào)關系融合式發(fā)展在不斷提速提效。2013年習近平總書記提出的“一帶一路”重大倡議，為推進中國與東盟貿(mào)易往來提供了戰(zhàn)略指引。2019年《中國東盟自貿(mào)區(qū)協(xié)定升級版》的全面生效，以及《中國-東盟戰(zhàn)略合作伙伴2030愿景》的印發(fā)，為中國東盟的雙邊貿(mào)易未來發(fā)展創(chuàng)造更多的發(fā)展機遇和更廣的發(fā)展空間。中國對東盟直接投資的比重持續(xù)上升，截至2020年2月，中國對東盟的貿(mào)易總值達到5941.1億元，同比增長2%，快于中國對外貿(mào)易平均增速。中國對東盟的直接投資總體呈現(xiàn)逐年上升趨勢，2018年底，直接投資存量高達1028.58億美元。同時，進出口貿(mào)易額增長迅速，占貿(mào)易總值的比重逐年上升，2010年同比增長率高達27.27%。因此，中國對東盟直接投資和雙邊貿(mào)易往來均呈現(xiàn)持續(xù)增長趨勢。

“一帶一路”倡議從全球共同發(fā)展視角為沿線國家提供了重要的對外合作機遇，東盟作為中國的貿(mào)易合作伙伴，是我國推進“一帶一路”建設的重要經(jīng)濟體。因此，探究中國對東盟直接投資的貿(mào)易效應，有利于更好發(fā)揮雙方的互補性優(yōu)勢，有利于促進雙方貿(mào)易合作關系的長期融合發(fā)展。探究中國對東盟直接投資的貿(mào)易潛力，有助于改善中國對東盟直接投資的不均衡現(xiàn)象，為政府部門制定投資政策以及中國企業(yè)對東盟的未來投資提供理論指導。

文獻綜述

目前眾多學者關注中國對東盟直接投資和貿(mào)易效應研究，大多數(shù)學者研究中國對東盟的貿(mào)易效應（聶飛，2017；彭景，2017；肖溢等，2016；譚秀閣等，2016；李濤，2015），多數(shù)學者研究直接投資與貿(mào)易結構的關系（李星，2019；陳元清，2019；石博華，2018；李軒，2016），以及直接投資對貿(mào)易的現(xiàn)狀及影響因素（屠年松等，2019；鄭睿，2019）。關于直接投資貿(mào)易效應的研究，少數(shù)學者從異質(zhì)性影響和投資動機的角度，借助引力模型和分位數(shù)模型，研究中國對東盟直接投資貿(mào)易的影響機制和投資動機（余振岳等，2020；林創(chuàng)偉等，2019），從國別差異性分析中國對東盟的直接投資的影響（李立民等，2018；劉再起，2014）；極少數(shù)學者從出口和進口兩個方面建立回歸模型，借助引力模型，研究中國對東盟直接投資的貿(mào)易效應（王柏玲等，2019；劉蕾，2015）?；谏鲜鑫墨I研究的梳理可知，現(xiàn)有關于中國對東盟貿(mào)易效應的研究較多，直接投資對貿(mào)易的研究主要集中在直接投資對貿(mào)易的影響因素、直接投資與貿(mào)易結構的關系，而針對直接投資貿(mào)易效應的研究較少，針對中國對東盟直接投資貿(mào)易效應和貿(mào)易潛力的研究更少。但隨著中國-東盟自由貿(mào)易區(qū)（CAFTA）的快速發(fā)展，對外直接投資比重的逐年增長，究竟直接投資的貿(mào)易效應如何？各成員國的貿(mào)易潛力如何？各成員國間以及各成員國進出口間的貿(mào)易潛力是否存在差異性？深受關注。因此，為解決上述問題，本文擬利用中國對東盟及各國的2009-2018年的直接投資數(shù)據(jù)和進出口貿(mào)易數(shù)據(jù)，借助引力模型，建立中國對東盟的進口和出口貿(mào)易效應回歸模型，對直接投資的貿(mào)易效應進行實證研究，估算貿(mào)易潛力值，確定潛力類型，并提出中國對東盟雙邊貿(mào)易“提質(zhì)升級”的政策啟示，以期為中國與東盟的經(jīng)貿(mào)融合式發(fā)展提供理論指導和經(jīng)驗借鑒。

模型構建及數(shù)據(jù)來源

（一）模型構建、變量說明和數(shù)據(jù)來源

為了研究中國對東盟進出口額與直接投資的貿(mào)易效應，有效反映二者之間的關系，本文選取中國對東盟各國的進出口額為被解釋變量，選取直接投資存量作為解釋變量，為了盡可能降低異方差帶來的影響，對所有變量取對數(shù)，擬建立回歸模型（具體見模型（1））。

其中，i和j分別為中國和東盟，t為年份，Yijt代表i國對j國的貿(mào)易額，OFDIijt代表i國對j國的對外直接投資存量，α0為回歸模型的截距，β1為直接投資對貿(mào)易額的影響系數(shù)，εijt為隨機誤差項。

為確?；貧w模型更具有穩(wěn)健性，通常需要引入一些控制變量。引力模型是Tinbergen（1962）依據(jù)萬有引力的性質(zhì)提出的，近年來在貿(mào)易研究領域得到廣泛應用。因此，借助引力模型，將中國與東盟的國內(nèi)生產(chǎn)總值和年末人口總數(shù)引入回歸模型中，即可得到新的中國對東盟的出口貿(mào)易回歸模型（見模型（2））和進口貿(mào)易回歸模型（見模型（3））。

其中，模型（2）中的EYijt為出口額，模型（3）中的IYijt為進口額，CGDPijt為中國的國內(nèi)生產(chǎn)總值，GDPijt為東盟各國的國內(nèi)生產(chǎn)總值，POijt為東盟的年末人口數(shù)，POPijt為中國年末人口總數(shù)。

表1 模型主要變量說明及數(shù)據(jù)來源

模型的變量說明及數(shù)據(jù)來源見表1所示。

（二）ADF檢驗

在模型回歸分析前，為避免出現(xiàn)虛假回歸，需要進行ADF檢驗。本文選用Stata13.0軟件對回歸模型（2）和模型（3）中的LnEY、LnIY、LnFDI、LnCGDP、LnGDP、LnPO、LnPOP變量進行ADF檢驗，結果發(fā)現(xiàn)，LnEY、LnIY、LnFDI、LnCGDP、LnGDP和LnPO的ADF統(tǒng)計量的值分別為-3.620、-3.750、-2.689、-3.683、-4.520和-5.590，檢驗結果均平穩(wěn)，而LnPOP變量的ADF統(tǒng)計量的值為-1.824，接受原假設，ADF檢驗不平穩(wěn)。因此，要對LnPOP的一階差分序列進行ADF檢驗，變量LnPOP一階差分后的ADF統(tǒng)計量的值為-2.352，△LnPOP在10%的水平下ADF檢驗平穩(wěn)。

實證分析

（一）描述性統(tǒng)計分析

中國對東盟的出口（LnEY）和進口（LnIY）的均值分別為7.6478和7.5524，總體上來說，中國對東盟的進出口貿(mào)易均衡性較好；自2013年后，對外直接投資（LnOFDI）最大值和最小值差距較小，且2013年后中國對東盟歷年的對外直接投資（LnOFDI）值均遠高于均值。但2009-2018年間中國對東盟各個成員國的直接投資（LnOFDI）值差別較大，尤其是文萊、老撾和緬甸等小成員國的對外直接投資較低，具體見表2所示。

（二）回歸分析

1.協(xié)整關系檢驗。為分析LnEY和LnOFDI以及LnIY和LnOFDI之間是否存在長期穩(wěn)定關系，需要對其進行協(xié)整檢驗，結果顯示：LnEY對LnOFDI的P值為0.006小于0.5，LnIY對LnOFDI的P值為0.015也小于0.5，說明LnEY對LnOFDI和LnIY對LnOFDI均存在協(xié)整關系，即進出口額與對外直接投資存在長期穩(wěn)定關系。

2.回歸分析。對模型（2）和模型（3）分別進行回歸分析（見表3），從表3 的分析結果可以看出，模型（2）和模型（3）中的調(diào)整后R2的值分別為0.9956和0.9925，F(xiàn)統(tǒng)計量的值分別為410.12和238.95，說明模型（2）和模型（3）的擬合效果均較好。

模型（2）中的解釋變量的LnOFDI、LnCGDP和LnPOP對LnEY影響顯著。其他解釋變量不顯著。LnOFDI在5%的水平下顯著為正，其系數(shù)為0.4657，說明中國對東盟的直接投資對出口額的影響是顯著的，影響方向為正，保持其他變量不變，直接投資額每增長一個單位，會促進出口額46.57%的增長，因此，中國對東盟的直接投資對出口具有創(chuàng)造效應。解釋變量LnCGDP對出口額在10%的水平下顯著正向影響；解釋變量LnPOP對出口額在10%的水平下顯著負向影響。

模型（3）中的解釋變量LnOFDI、LnGDP、LnPO和LnPOP影響顯著。其他解釋變量影響不顯著。LnOFDI在5%的水平顯著為正，其系數(shù)為0.4157，說明中國對東盟的直接投資對進口額的影響是顯著的，且影響方向為正，保持其他變量不變，中國對東盟的直接投資額每增長一個單位，會促進進口額41.57%的增長。因此，中國對東盟的直接投資對進口具有顯著創(chuàng)造效應。解釋變量LnGDP對進口額在5%的顯著水平下正向影響；解釋變量LnPO對進口額在1%的水平下顯著負向影響；解釋變量LnPOP對進口額在5%的水平下呈顯著正向影響。

（三）潛力測算

中國與東盟各國的貿(mào)易潛力的測算是利用回歸分析結果，將各個變量的實際值代入到模型中，得到回歸模型估計的理想值，用實際值除以理想值得到的值為貿(mào)易潛力值，將其與潛力類型范圍值進行對比，確定其屬于哪種貿(mào)易類型。因此，為了測算東盟總體和各成員國的進口和出口貿(mào)易潛力，將東盟各國的LnOFDI、LnGDP、LnPO以及中國的LnCGDP和LnPOP的值代入到模型（2）和模型（3）的回歸方程中，即可得到東盟以及東盟各國的進口和出口的貿(mào)易理想值，并將其與實際貿(mào)易值進行比較，得到相應的潛力值，結果見表4所示。

表2 描述性統(tǒng)計分析結果

表3 模型回歸結果

表4 東盟及各國潛力類型

從表4可以看出：第一，總體上來說，中國對東盟的進出口貿(mào)易潛力值分別為1.0和1.1，均屬于潛力再造型。第二，各國間出口方面的結果顯示：中國對菲律賓的出口潛力值為1.4，是全體東盟成員國中最大的，屬于潛力再造型；中國對馬來西亞、泰國、新加坡和印度尼西亞的潛力值介于0.8和1.2之間，屬于潛力開拓型。而柬埔寨、老撾、緬甸和文萊的潛力值均遠低于0.8，屬于潛力巨大型。各國間進口方面的結果顯示：中國對越南潛力值為1.3，屬于潛力再造型；老撾和緬甸進口的潛力值均為1.0，實際值相當于理想值，屬于潛力再造型；菲律賓、馬來西亞、泰國、新加坡和印度尼西亞5國的潛力值位于0.8和1.2之間，屬于潛力開拓型。第三，從中國對東盟各國進出口間的直接投資來看，越南的出口潛力值為0.7，屬于潛力巨大型，而進口潛力值為1.3，屬于潛力再造型，是所有東盟成員國中進出口潛力類型跨度最大的國家。柬埔寨、老撾、緬甸和文萊的進口潛力值和出口潛力值差距較大，分布在不同的潛力類型區(qū)間，進口潛力類型與出口的潛力類型不同。

結論及政策啟示

（一）結論

中國對東盟直接投資貿(mào)易效應為創(chuàng)造性互補效應。中國對東盟直接投資的進出口貿(mào)易效應正向顯著，且保持其他條件不變，每增加一個單位的直接投資，會使出口和進口額增加的比例分別為46.57%和41.57%，增加比例基本相當，因此，二者之間的貿(mào)易具有創(chuàng)造性互補效應。

國內(nèi)生產(chǎn)總值和年末人口數(shù)顯著影響中國對東盟的貿(mào)易效應。中國對東盟的出口貿(mào)易中，中國的國內(nèi)生產(chǎn)總值顯著正向影響中國對東盟的出口貿(mào)易，而中國的年末人口數(shù)則是顯著負向影響。中國對東盟的進口貿(mào)易中，東盟的國內(nèi)生產(chǎn)總值顯著正向影響中國對東盟的進口貿(mào)易，而東盟的年末人口數(shù)則顯著負向影響，同時，中國的年末人口數(shù)對其具有顯著正向影響。

中國對東盟各國間的貿(mào)易存在不均衡現(xiàn)象。中國對東盟總體的貿(mào)易潛力屬于潛力再造型，說明中國與東盟的雙邊貿(mào)易在持續(xù)快速地發(fā)展，但中國對東盟各個成員國間的潛力值不同，差距較大，說明中國對東盟各國間的直接投資不均衡。如中國作為菲律賓香蕉的進口大國，其在進口方面的潛力值最大，而中國對文萊、緬甸和老撾等國出口的貿(mào)易潛力值很低，有值得深挖的投資空間，需要積極推進中國與東盟小成員國間的貿(mào)易往來。

中國對東盟各國進出口間的貿(mào)易存在不均衡現(xiàn)象。從進口和出口兩方面分別來看，部分國家的貿(mào)易潛力值差距較大，說明中國在進口方面和對出口方面的直接投資存在不均衡性現(xiàn)象。如中國作為柬埔寨大米的最大進口國，在其進口方面的直接投資較大，而中國對柬埔寨出口的貿(mào)易潛力值卻較小，出口投資較低。再如中國對越南進口潛力值較大，中國作為越南水產(chǎn)品第四大出口國，在其出口方面的直接投資較大，而中國對越南的出口潛力值卻很低，導致越南是所有東盟國家中出口和進口潛力類型跨度最大的國家，因此，需要加大中國對這些成員國出口的直接投資力度，縮小其進出口間貿(mào)易潛力的差距。

（二）政策啟示

1.發(fā)揮互補效應，共筑戰(zhàn)略伙伴關系。中國要在“一帶一路”倡議下，挖掘與東盟貿(mào)易互補性優(yōu)勢因素，實現(xiàn)“中國優(yōu)勢”走向東盟和“東盟優(yōu)勢”走進中國，共建中國-東盟經(jīng)濟共同體。據(jù)統(tǒng)計，截至2019年12月，東盟的勞動適齡人員達到4.38億人，網(wǎng)民人數(shù)占比較大，居世界第三。因此，中國可進一步挖掘東盟在“互聯(lián)網(wǎng)+零售”方面的優(yōu)勢動能，加強電子商務、“互聯(lián)網(wǎng)+”科技創(chuàng)新等領域的合作空間，繼續(xù)發(fā)揮大數(shù)據(jù)戰(zhàn)略大國的優(yōu)勢，帶領中國企業(yè)“走向東盟”，共興中國-東盟數(shù)字經(jīng)濟。加大東盟對中國的農(nóng)產(chǎn)品輸入，繼續(xù)推進中國-東盟進口博覽會的舉辦，尋找新的農(nóng)產(chǎn)品方面的合作機遇，讓更多的東盟產(chǎn)品如馬來西亞的榴蓮、文萊的甜瓜等“走出國門，走進中國”。

2.縮小成員國間差距，補齊貿(mào)易發(fā)展短板。要深挖貿(mào)易巨大型成員國的貿(mào)易潛在投資點，補齊貿(mào)易發(fā)展短板。尤其是緬甸、柬埔寨、老撾和文萊，要深挖其潛在投資優(yōu)勢，繼續(xù)推進“瀾湄六國合作”項目，助力緬甸、柬埔寨、老撾等發(fā)展農(nóng)業(yè)、教育、信息技術等多個領域，共建新型次區(qū)域合作平臺。加大高質(zhì)量基礎設施建設投資力度，快速推進中老鐵路的建設進度，推進緬甸、柬埔寨的鐵路、公路建設，改善東盟地區(qū)內(nèi)基礎設施建設參差不齊的現(xiàn)象。要探尋貿(mào)易開拓型成員國的優(yōu)勢領域，加深經(jīng)貿(mào)合作。要充分挖掘各成員國的貿(mào)易優(yōu)勢，深入推進中馬“兩國雙園”產(chǎn)能合作，大力發(fā)展跨境電商業(yè)務，持續(xù)推進馬來西亞冷凍榴蓮輸華，推進“中馬特色產(chǎn)品跨國產(chǎn)業(yè)鏈”的協(xié)同聯(lián)動。發(fā)揮新加坡的自動化技術和機器人技術，持續(xù)開展中新智能同行方案，推進中新智能領域的新合作。繼續(xù)加大中泰兩國的合作力度，加快中泰孟加拉國交通基建項目的合作進度。要繼續(xù)發(fā)揮貿(mào)易再造型成員國原有的優(yōu)勢貿(mào)易往來，實現(xiàn)貿(mào)易長期穩(wěn)定發(fā)展。繼續(xù)發(fā)揮中菲兩國之間的原有貿(mào)易往來，持續(xù)推進香蕉等農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易方面的合作力度。

3.探尋投資新增長極，推進貿(mào)易均衡發(fā)展。要探尋進出口潛力值差距較大成員國的投資新增長極，探尋新的合作領域，加大投資力度。相關預測顯示，到2023年，越南的電商規(guī)模預計超過173億美元，潛力巨大，中國要持續(xù)推進中越間的互聯(lián)網(wǎng)合作，以廣西為信息樞紐，利用好信息港的輻射帶動作用，全面推進中國東盟貿(mào)易均衡發(fā)展。