劉 杰

（湖南交通工程學院 經濟管理學院，湖南 衡陽 421009）

引言

目前經濟發(fā)展不斷趨近于一體化和全球化，為更好地介入全球市場進行貿易交流，很多國家建立了諸多自由貿易區(qū)。面對這一趨勢，我國政府根據國家經濟發(fā)展狀況，不斷頒布相關開放政策，加大對自由貿易區(qū)經濟投資，增進與其他國家之間的關系，促進經濟發(fā)展。[1]因此，自由貿易區(qū)的發(fā)展對國家經濟發(fā)展具有十分重要的意義?，F(xiàn)如今，國內外學者對自由貿易區(qū)投資，多采用統(tǒng)計研究的方式，通過模型、理論、假設、計量分析等檢驗自由貿易區(qū)發(fā)展。[2]例如，文獻通過分析投資規(guī)模、產業(yè)分布和地域分布等數(shù)據，以鄧寧的國際直接投資發(fā)展周期理論為依據，對自由貿易區(qū)投資發(fā)展過程中的雙向投資與進出口之間的效應進行了分析。[3]文獻從自由貿易區(qū)投資，選擇的區(qū)域、方式和行業(yè)等方面，采用計量模型，以實證分析的方式，研究我國對自由貿易區(qū)投資發(fā)展效應。[4]文獻采集自由貿易區(qū)雙邊數(shù)據，引入貿易引力模型分析框架，動態(tài)面板模型系統(tǒng)估計數(shù)據，以獲得穩(wěn)健的自由貿易區(qū)投資發(fā)展效應實證檢驗結果。[5]綜合上述研究，未曾依據當前的政府宏觀經濟，分析自由貿易區(qū)投資發(fā)展效應，為此提出政府宏觀經濟支持強化自由貿易區(qū)投資便利化發(fā)展的效應分析。

一、政府宏觀經濟對自由貿易的傳導模式

政府宏觀經濟對自由貿易的傳導模式呈現(xiàn) “網狀型” ，其第一種傳導過程如下：1.自由貿易區(qū)順差增大；2.人民幣升值壓力增加；3.投放外匯占款；4.貨幣市場失衡；5.人民幣匯率升高；6.出口降低進口升高。此時，若刺激經濟增長，則企業(yè)活期存款大量增大，出現(xiàn)另一種傳導過程，即第二種傳導過程如下：1.刺激經濟增長，企業(yè)活期存款大量增大；2.通貨膨脹；3.抑制通貨膨脹，提高利率；4.資本市場吸引力增大；5.本國貨幣受追捧；轉至步驟5。在第二種傳導過程中，步驟4存在的資本市場吸引力增大，還會造成大量流動資本涌入自由貿易區(qū)現(xiàn)象，造成第一種傳導過程中的步驟4貨幣市場失衡現(xiàn)象，且兩者會一同導致第二種傳導過程中，步驟2存在的通貨膨脹問題[6]。

從上述內容可以看出，政府對于自由貿易利率調控存在一定的滯后性，對自由貿易影響較小，存在較多的管控時間。此外，國內所具有的儲蓄型消費方式在發(fā)展自由貿易的過程中對消費需求影響較小，只會增加投資需求，如此，消費型內需擴大，將是一個極為緩慢的過程，即使有一部分面向國際市場的供給轉向國內，形成國內市場差額，也不能造成較大的影響。[7]

綜合分析：國內存在的 “網狀型” 傳導模式，很難長時間處于貿易順差增加狀態(tài)，當貨幣投放量增加，出現(xiàn)通貨膨脹問題時，所采用的提高利率升值人民幣方式，以及大量流動資本涌入自由貿易區(qū)，都會導致貿易順差數(shù)值降低，形成中國政府特有的 “網狀型” 傳導模式。

二、研究自由貿易區(qū)投資現(xiàn)狀

（一）投資規(guī)模

目前，政府對自由貿易區(qū)投資的總體規(guī)模，一直處于上升狀態(tài)，據不完全統(tǒng)計，政府對自由貿易區(qū)投資總量，平均每年維持在35億美元上下。[8]其近10年政府對自由貿易區(qū)投資流出量和存量情況，如表1所示。

表1 近10年政府對自由貿易區(qū)投資流出量和存量情況

從表1中可以看出，政府對自由貿易區(qū)的投資流出量，在2012年、2017年和2019年出現(xiàn)不同程度的漲幅，但在2014年和2018年出現(xiàn)大幅度下降的現(xiàn)象，存在增長不穩(wěn)定情況；但是，這種不穩(wěn)定增長現(xiàn)象，卻并未影響政府對自由貿易區(qū)投資存量，其增長程度穩(wěn)定，占全球對外直接投資流出量的81%，存量的62.3%，已經極其接近全球排名第一的位置。

（二）產業(yè)分布

政府對自由貿易區(qū)投資的產業(yè)十分廣泛，投資的行業(yè)相對齊全，2019年自由貿易投資存量的行業(yè)分布情況，如表2所示。

從表2中可以看出，時至2019年，政府對自由貿易區(qū)投資產業(yè)十分突出，主要集中在金融、采礦、信息傳輸/計算機服務和軟件業(yè)、批發(fā)和零售等行業(yè)上，占投資總存量的七成。其中，信息傳輸/計算機服務和軟件業(yè)得到了非常迅速的發(fā)展。

表2 2019年政府對自由貿易投資存量的行業(yè)分布情況

三、分析政府宏觀經濟支持強化自由貿易區(qū)投資便利化發(fā)展效應

（一）檢驗政府宏觀經濟與自由貿易區(qū)投資關系

從政府宏觀經濟對自由貿易的 “網狀型” 傳導模式的傳導過程中可以看出，政府宏觀經濟與自由貿易區(qū)投資之間存在時間關系，據此，構造政府宏觀經濟與自由貿易區(qū)投資的時間序列模型，確定政府宏觀經濟與自由貿易區(qū)投資之間存在的關系，并對其進行檢驗。為此，假設被解釋變量為T ；解釋變量為F；控制變量為C；滯后項的其他隨機變量為σ；則時間序列模型為：

式（1）中，?1表示無突然變動的方差；?2表示無隨機變動的方差；i 表示被解釋、解釋、控制等變量的任意項，如貿易開放度、GDP、直接融資比等。[9]由此得到政府宏觀經濟與自由貿易區(qū)投資關系的時間變化關系。

由表3可知，在2010年至2019年間，政府宏觀經濟與自由貿易區(qū)投資存在一定正相關關系，即隨著時間的推移，政府宏觀經濟對自由貿易區(qū)或者自由貿易區(qū)投資對政府宏觀經濟都呈現(xiàn)一定的增長趨勢，但這種趨勢并沒有呈現(xiàn)徹底的正比例關系，而是一個波動增長的過程。產生這種情況的原因或許與政府宏觀經濟調控能夠給予自由貿易區(qū)投資更多的政策支持、稅收減免等方面的支持力度以及自由貿易區(qū)投資增加或減少會對政府宏觀經濟調控產生影響有關。

表3 政府宏觀經濟與自由貿易區(qū)投資關系的時間變化

盡管基于式（1）所示的時間序列模型可以證明兩者之間存在一定關系，但由于該模型容易出現(xiàn)變量不平穩(wěn)現(xiàn)象，影響時間序列的平穩(wěn)性，以及模型經典線性回歸模型的基本假設，從而得到錯誤的政府宏觀經濟與自由貿易區(qū)投資關系。因此，需要檢驗時間序列模型中的變量的基本項t，且t=1,2,…，表示基本項單位根檢驗過程，其檢驗計算過程如下：

式（2）中，ut為隨機項，屬于平穩(wěn)項；xt表示差分平穩(wěn)過程；q 表示序列狀態(tài)，當q=1 時，表示隨機游走序列，否則，表示穩(wěn)定序列；α 表示平穩(wěn)序列的白噪音；xt-j表示位移項；j 表示位移量；? 為趨勢項；β 為隨機誤差項；Δ 為變量的一階差分；? 表示時間序列模型分布特征；γj表示時間序列的時間增長速度。[10]

根據式（2）所示的檢驗計算公式，只有當檢驗結果不存在零，而且原序列沒有單位根時，序列為平穩(wěn)時間序列，至此檢驗結束，尋找政府宏觀經濟與自由貿易區(qū)投資之間的均衡關系。[11]

采用式（2），依據表1和表2所示的政府對自由貿易投資數(shù)據，得到的檢驗結果，滿足均衡關系檢驗的前提，其檢驗公式如下：

式（3）中，E 表示模型因變量；ε0、ε1、ε2表示待估參數(shù)；D 表示模型自變量。[12]采用式（3），檢驗政府宏觀經濟對自由貿易區(qū)投資現(xiàn)狀的數(shù)據，確定兩者變量之間存在長期均衡關系，且具有實際意義。

根據上述式（2）和式（3）的計算過程，得到政府宏觀經濟與自由貿易區(qū)投資之間的均衡關系檢驗結果，如表4所示。

表4 均衡關系檢驗結果

表4中， “0” 表示政府宏觀經濟與自由貿易區(qū)投資之間，不存在均衡關系； “1” 表示政府宏觀經濟與自由貿易區(qū)投資之間，存在均衡關系； “*” 表示在5%的顯著性水平上拒絕原假設。[13]從表4 中可以看出，當假設為 “1” 時，其特征根、跡統(tǒng)計量、5%臨界值、最大特征根統(tǒng)計量、5%臨界值等值，均大于10，拒絕不存在均衡關系假設，而當假設為 “0” 時，其特征根、跡統(tǒng)計量、5%臨界值、最大特征根統(tǒng)計量、5%臨界值等值均小于10，其均衡性檢驗結果，在5%的顯著水平上，政府宏觀經濟與自由貿易區(qū)投資之間不存在均衡關系，但是根據其特征根檢驗結果，兩者之間存在一定的相關性，基于上述檢驗結果，推斷出兩者之間的發(fā)展效應。

為證實上述檢驗的正確性，對政府宏觀經濟與自由貿易區(qū)投資關系進行回歸方程擬合度分析，得到的結果如表5所示，結果越接近1代表其正確性越高。

表5 政府宏觀經濟與自由貿易區(qū)投資關系的回歸方程擬合度

由表5可知，政府宏觀經濟與自由貿易區(qū)投資關系的回歸方程擬合度高達0.97，由此可以證明上述研究結果存在較高的正確性。為此，接下來在上述檢驗結果的基礎上，得出兩者之間的發(fā)展效應如下文。

（二）推斷發(fā)展效應

從政府宏觀經濟角度出發(fā)，根據政府在宏觀經濟下，對自由貿易區(qū)投資規(guī)模和產業(yè)分布現(xiàn)狀進行了研究，確定政府宏觀經濟與自由貿易區(qū)投資之間不存在均衡關系，但是，兩者之間依然可以協(xié)調發(fā)展，主要體現(xiàn)在自由貿易區(qū)投資便利化結構方面，其可以分為地區(qū)結構投資便利化發(fā)展效應和行業(yè)結構投資便利化發(fā)展效應。

第一，地區(qū)結構便利化發(fā)展效應。地區(qū)結構投資便利化發(fā)展效應，在政府宏觀經濟支持強化下，可以將其劃分成如下兩個范圍：1.世界范圍，世界自由貿易中，各國和地區(qū)分別在其中占據的比重，即世界自由貿易進出口額在一國或地區(qū)的自由貿易進出口額的比重；2.國家范圍，全國自由貿易中，國內各個地區(qū)所占的比重。[14]

根據表5所示的政府宏觀經濟與自由貿易區(qū)投資均衡計算結果，可以看出兩者之間的特征根、跡統(tǒng)計量、5%臨界值、最大特征根統(tǒng)計量、5%臨界值等值偏大，兩者之間雖然不具備均衡關系，但是從其長遠發(fā)展看，兩者之間存在長遠的均衡關系，因此，我國短期的區(qū)域性發(fā)展，包括世界性區(qū)域和各省市區(qū)域，還是處于發(fā)展不平衡狀態(tài)。一直以來，在自由貿易區(qū)的發(fā)展歷程中，發(fā)達國家一直占據絕對的領先優(yōu)勢，而發(fā)展中國家僅有中國呈現(xiàn)出順差狀態(tài)，其他發(fā)展中國家則都處于逆差狀態(tài)。[15]尤其是隨著政府對宏觀經濟政策的調整，中國已經逐漸與發(fā)達國家出現(xiàn)比肩的趨勢，在前三名中占據一席之地。依據表1所示的近10年政府對自由貿易區(qū)投資流出量和存量情況，得出其占全國自由貿易的比重如表6所示。

表6 近10年中國某一區(qū)域占全國自由貿易的比重（%）

從表6中可以看出，近幾年中國該區(qū)域自由貿易進出口，保持了較快的增長勢頭，在全國服務進出口總額和出口總額中占據較大的比重，基于此，中國其他區(qū)域的自由貿易則會處于落后狀態(tài)，結合表4所示的政府宏觀經濟與自由貿易區(qū)投資均衡關系檢驗結果，都表明區(qū)域性自由貿易發(fā)展結構不均衡。

而中國區(qū)域性自由貿易投資，受政府宏觀經濟影響，存在投資流入各個省份時投資不均的現(xiàn)象，其投資較多的省份，位于該省份的自由貿易區(qū)發(fā)展速度加快，產業(yè)增值也高；反之，投資較少的省份，位于該省份的自由貿易區(qū)發(fā)展速度較慢，產業(yè)增值也低。[16]由此可以看出，雖然投資并不是影響自由貿易區(qū)的主要因素，但是，在政府宏觀經濟調整下卻是最重要的因素，尤其是根據（1）式所示的時間序列模型計算結果，在政府宏觀經濟的支持下，可以加快位于相對落后的省份的自由貿易區(qū)發(fā)展速度，調整自由貿易區(qū)地區(qū)結構，短期不平衡現(xiàn)象具有重要意義。[17]

第二，行業(yè)結構便利化發(fā)展效應。在政府宏觀經濟的作用下，大量的直接投資流入自由貿易區(qū)中的各個行業(yè)，但是，在發(fā)展過程中，傳統(tǒng)行業(yè)基本發(fā)展至一定程度，難以在直接投資作用下出現(xiàn)較大的變化，此時，則不會改善自由貿易區(qū)中的各個行業(yè)并推動行業(yè)的發(fā)展；而當投資投入自由貿易區(qū)的新興行業(yè)中時，如金融、計算機、信息等，可以直接推動行業(yè)發(fā)展，促進行業(yè)升級，并優(yōu)化行業(yè)結構。[18]此外，政府的宏觀經濟包含外企注資，其在政府宏觀經濟支持下，不斷由 “內部化” 向 “外部化” 演進，增加產業(yè)需求，間接性加快自由貿易區(qū)中的傳統(tǒng)行業(yè)發(fā)展，增加相關產品的比重，進而優(yōu)化商品結構。[19]

基于地區(qū)結構的投資便利化發(fā)展效應分析結果，并結合表4所示的政府宏觀經濟與自由貿易區(qū)投資均衡關系檢驗結果，推斷政府宏觀經濟受自由貿易區(qū)不均衡分布影響，導致了我國自由貿易區(qū)內部結構的不平衡。但是，隨著外企針對我國的互聯(lián)網企業(yè)直接投資量的增加，促使互聯(lián)網行業(yè)出口量呈上升趨勢，而與之相對的，傳統(tǒng)行業(yè)的外企投資則處于下降趨勢。[20]在一定程度上，表明外企直接投入，可以調節(jié)自由貿易區(qū)中各個行業(yè)結構的效應。

綜合上述分析，政府宏觀經濟結構中，外企直接投資在自由貿易行業(yè)結構中存在優(yōu)化和調節(jié)作用，且這個調節(jié)作用會受到我國開放程度的影響，隨著我國開放程度的加深，行業(yè)壟斷現(xiàn)象在不斷減少，在發(fā)展需求和競爭的作用下，行業(yè)結構會隨之改善，提高我國自由貿易中的出口貿易，從而促進我國服務業(yè)和服務貿易結構的不斷優(yōu)化。

四、結語

本文主要從自由貿易區(qū)投資便利化結構方面，研究政府宏觀經濟支持強化自由貿易區(qū)投資便利化發(fā)展的效應，進一步促進自由貿易區(qū)投資便利化發(fā)展。但是，此次分析仍然存在一定的不足，在今后的研究中，還需要從自由貿易區(qū)的貿易方式結構進一步分析政府宏觀經濟支持強化自由貿易區(qū)投資便利化發(fā)展的效應，推動自由貿易區(qū)發(fā)展。