中國與東盟國家經濟增長的網絡關系與溢出效應

黎 鵬 楊宏昌王 勇

(廣西大學 1.商學院 2.中國-東盟研究院，廣西 南寧 530004)

中國與東盟國家經濟增長的網絡關系與溢出效應

黎 鵬1，2楊宏昌1王 勇1

(廣西大學 1.商學院 2.中國-東盟研究院，廣西 南寧 530004)

運用網絡分析方法和改進的Mundell-Fleming模型，分析了中國和主要東盟國家經濟增長的空間網絡關聯關系，并測度了中國與主要東盟國家經濟增長的溢出效應。結果表明：中國與主要東盟國家經濟空間網絡存在10對關聯關系；各個國家在網絡中的地位和作用差別較大，不利于整體網絡的穩定；國家間經濟增長的交叉溢出效應非常明顯，打破了兩兩國家間的溢出關系；中國與主要東盟國家經濟增長的關聯性不強，與部分國家甚至存在競爭關系；東盟國家內部也存在增長競爭現象，但是總體上合作大于競爭。

跨國溢出；經濟增長網絡；東盟

一、引言與相關文獻綜述

2010年中國-東盟自由貿易區建成后，雙方都通過自貿區獲得了巨大的經濟利益。東盟區域一體化的區內貿易效應非常顯著，不僅經濟較為發達的新加坡、馬來西亞獲得了巨大的區內貿易效應，而且經濟較為落后的菲律賓、印度尼西亞也獲得了巨大的區內貿易效應(陳麗霜，2015)。同時，中國-東盟自由貿易區對促進區域整體的FDI流入具有積極的影響，而FDI的流入會通過技術溢出和知識溢出帶動貿易區內所有國家的經濟增長(郎永峰，2010)。

事實上，目前對經濟增長跨國溢出的研究已有很多。從歐盟一體化開始，學者們就注意到了經濟增長跨國溢出現象。最早將經濟增長跨國溢出模型化的學者是歐元之父Mundell(1963)，他與Fleming(1962)的研究共同形成了Mundell-Fleming模型，這一模型解釋了國家經濟增長的內外均衡問題，并試圖分析經濟增長的溢出效應。之后有許多學者發展了這個模型(Mckibbin et al.，1991；Krugman，1993)，但是研究對象都限于兩個國家之間，直到1998年Douven et al.(1998)才在Mundell-Fleming模型的基礎上建立起標準的多國增長溢出模型。國內對于經濟增長跨國溢出的研究也較多，吳常艷等(2013)研究了非洲經濟體經濟增長的空間溢出效應，分析了經濟增長跨國溢出的路徑，認為國家間的空間溢出效應對一國經濟增長具有拉動作用。王錚等(2003，2007)運用調整的兩國Mundell-Fleming模型，分析了中美兩國之間經濟增長和技術研發的溢出效應，認為中美兩國研發溢出有利于提高雙方經濟發展水平，但是美國對中國GDP溢出影響要大于中國對美國的GDP溢出影響。之后，胡敏等(2015)和吳靜等(2009)又將兩國的Mundell-Fleming模型擴展到多國，分別分析了金融危機后中國金融政策調整對美國、日本和歐盟經濟增長的影響，以及中、美、日、俄、歐、印之間經濟增長的溢出效應與溢出路徑。雖然國內外對于經濟增長跨國溢出研究豐富，但是對于中國與東盟國家之間經濟增長溢出效應的直接研究較少。少數文獻對這一問題有所涉及，如李紅等(2016)運用引力模型分析了中國與東盟國家跨境通道、貿易增長的空間溢出效應，認為東盟國家間經濟發展水平的正向空間溢出效應能創造新的貿易量；李軍林等(2012)分析了邊境效應對東盟區域經濟一體化的影響，認為東盟內部各國間的邊境效應存在下降的趨勢，這說明東盟國家間經濟關聯程度不斷加深，相互間經濟增長的影響越來越大。

二、中國與東盟國家經濟增長的網絡關系分析

圖1描述了國家間經濟增長關聯的內在機理。總體來看，國家間經濟增長的關聯是通過兩種主要方式來實現的：跨國生產網絡方式和商品要素流動方式。首先，跨國生產網絡的形成將網絡中的各個國家“捆綁”成一個整體，類似一種“互補品”形態，一個國家的經濟增長以及產出會嚴重影響到網絡中其他國家的經濟增長和產出水平。由于國家間存在多個復雜的生產網絡，使得國家間經濟增長的關系呈現出復雜多變且緊密的特點。其次，國際商品流動和要素流動主要通過國際貿易、勞動力跨國流動、資本跨國流動以及知識跨國溢出來實現。國際貿易直接反映了國家間產業結構的差異，也是國家間產業關聯的外在表征。勞動力和資本的跨國流動是國際產業轉移的外在表現，其動因是要素報酬的差異。伴隨著商品和要素的跨國流動，知識與技術也實現了跨國轉移，通過專利購買等方式，知識和技術也可以實現直接的跨國轉移。商品、要素以及知識技術的跨國流動是隨著商品利潤和要素報酬的變化而變化的。由于一個國家在不同的產業間存在不同的利潤率和要素報酬率，因此，國家間不同的產業可能既存在貿易順差又存在貿易逆差，勞動力和資本既有流入也有流出，這樣就通過商品貿易和要素流動將各個國家的經濟增長緊密聯系在一起。

圖1跨國經濟增長關聯機理

三、方法選擇與數據來源

(一)經濟增長空間關聯網絡分析方法

經濟體之間經濟增長的空間關聯網絡是區域間經濟增長關系的一個集合(李敬 等，2014)。經濟體之間經濟增長的空間溢出，也是通過這個復雜但有序的網絡實現的。

1.經濟增長網絡關系的確定

空間計量經濟方法能夠將區域之間的空間關聯性直接以空間滯后或空間誤差的形式表現出來，并充分考慮空間因素對區域間經濟增長關系的影響，在分析區域間經濟增長關聯方面具有一定的優勢，但是由于本研究所涉及的空間單元數量較少，屬于長面板模型，而目前空間計量經濟方法對長面板的有效估計手段欠缺，采用傳統估計方法容易產生估計偏誤，所以摒棄這種方法。而向量自回歸分析法雖然弱化了各種復雜因素對經濟增長關系的影響，但是由于不受研究單元數量的限制，正好可以解決本研究涉及的國家數量較少的問題。因此，本文選用向量自回歸分析法確定中國和東盟國家間經濟增長的動態關聯關系；同時為避免內生變量產生的估計偏誤，采用非結構的VAR模型。

在具體分析時，先建立兩兩國家之間的VAR模型，在穩定的VAR模型基礎上，通過VAR Granger檢驗判斷國家間是否存在經濟增長的關聯關系。若VAR Granger檢驗通過，則一國經濟增長為另一國經濟增長的原因，那么就可以認定在經濟空間中存在一條帶有方向的線將兩個國家連接在一起，相反，則不存在或者存在較弱的(不具有統計顯著性)空間關聯關系。在經過一系列的檢驗之后，經濟空間將被抽象化的點和帶有方向的線所填充，從而形成經濟增長的空間網絡關系圖。

2.經濟增長網絡分析方法

對經濟增長網絡的分析主要包括網絡密度、網絡關聯度和等級度、網絡中心性等。網絡密度是指網絡中的連線數量與整個經濟空間中可能的所有網絡連線數量的比值，比值越大說明網絡越密集。具體公式為：

Dn=L

N×

N-1

(1)

其中：Dn為網絡密度；L為網絡中存在的連接數；N為網絡中點的數量。

網絡關聯度和等級度是衡量網絡穩定性的主要指標。在穩定的網絡中，網絡關聯性較好，各個點都可以直接或者間接的連接在一起，而且網絡中每個點的重要性較為平均，不會出現很多網絡連接都經過一個固定點的現象。具體公式為：

C=1-V

N×

N-1

2

(2)

H=1-K

max(K)

(3)

其中：C為網絡關聯度；H為網絡等級度；V為不可達點的數量；K為對稱可達的點對的數量；N為網絡中點的數量。

為了強調網絡中點的重要性，本文引入網絡中心性。網絡中心性是指網絡中與某個點直接相連的區域數和最大可能直接相連區域數的比值。其公式為：

De=n

(N-1)

(4)

其中：De表示網絡中心度；n表示與某個點直接相連的區域數量；N表示最大可能直接相連的區域數量。

(二)中國與東盟國家經濟增長空間關聯網絡分析

1.中國與東盟國家經濟增長空間網絡關系建立

為了獲得準確的分析結論，本文將經濟條件較好、國內政局穩定的東盟創始5國作為研究對象，選擇1985—2015年作為研究的時間跨度，以東盟5國和中國的人均地區生產總值(PGDP)作為研究變量，具體數據來源于世界銀行數據銀行的世界發展指標統計數據庫。

為了進行VAR模型分析，首先需要對數據進行預處理。將所有國家的人均地區生產總值(PGDP)轉換為以2010年不變價美元為基礎的標準值，再對部分國家的缺失數據用前后3期移動平均值代替。為了消除異方差帶來的影響，所有數據均取自然對數。

傳統回歸方法是建立在時間序列平穩的假定下的，然而實際的經濟序列往往是非平穩的，此時若仍進行時間序列分析，則會出現偽回歸現象，因此有必要先對各個國家的人均地區生產總值對數值進行單位根檢驗(見表1)。

從表1結果來看，除了泰國外，其余5個國家人均地區生產總值對數值均沒能通過5%顯著性水平的ADF檢驗，為非平穩時間序列。在進行一階差分后，5個國家的差分值則都通過了ADF檢驗，顯示為平穩序列。因此認為6個序列都是一階單整序列，即I(1)。所以，接下來對6個變量進行一階差分處理，然后建立兩兩國家間的VAR模型。

表1 ADF單位根檢驗結果

注：PGDP表示各個國家人均地區生產總值的對數值，D1(PGDP)表示人均地區生產總值一階差分值；下標CN代表中國，MY代表馬來西亞，TH代表泰國，PH代表菲律賓，SG代表新加坡，ID代表印度尼西亞；檢驗類型中的英文字母c代表常數項，T代表趨勢項，d代表滯后期；**表示5%顯著性水平臨界值，***表示1%顯著性水平臨界值。

VAR模型由于包含內生性變量，所以在回歸過程中對滯后階數的選擇較為嚴格，這里選用LR、FPE、AIC、HQIC和SBIC五個參考標準確定滯后階數，以上述5個標準中的3個結果一致的原則確定最佳滯后期。根據確定的最佳滯后期，對兩兩國家的數據進行VAR模型回歸。接下來，再進行VAR Granger因果關系檢驗，以1%顯著性水平作為檢驗標準，通過檢驗則認為存在一對有向網絡關系。總結所有檢驗結果，可以確定有方向性的關系共有10對，具體見表2。

表2 各國人均地區生產總值對數一階差分的Granger因果關系檢驗結果

注：*表示在10%顯著性水平下存在因果關系，**表示在5%顯著性水平下存在因果關系，***表示在1%顯著性水平下存在因果關系。

圖2中國與東盟國家經濟增長空間關聯網絡圖

根據Granger因果關系檢驗的檢驗結果，可以描繪出出中國與東盟國家經濟增長空間關聯網絡圖，具體見圖2。從圖2中可見，中國和東盟5國經濟增長通過10條路徑連接起來，這10條路徑也是6個國家經濟增長溢出的主要通道。雙向連接關系共有3對，單向連接關系有4對，并且每個國家都可以直接或者間接的與其他5國中的任意一國相連，因此中國與東盟5國經濟增長在空間上是互相關聯的，這是經濟增長溢出的基礎。

2.中國與東盟國家經濟增長空間網絡特征

6個國家之間的最大可能關聯關系是36對，而根據本文的測算，實際上只存在10對的關聯關系，根據式(1)計算的結果，其網絡密度為0.28。由此可見，主要東盟國家內部、中國與主要東盟國家之間經濟增長的關聯性較強，經濟增長存在明顯的相互依賴關系，這也是中國和主要東盟國家經濟增長溢出的基礎，但是從數值的絕對大小來看，中國和主要東盟國家間的經濟關聯仍然存在較大的提升空間。

根據式(2)計算可得，6個國家之間的網絡關聯度為1，說明整個網絡的通達性強，各個國家之間都可以直接或者間接實現經濟增長的相互影響。根據式(3)計算出的網絡等級度為0.8，此值偏高(網絡等級度的取值范圍為0～1)，說明在這個空間網絡關系中存在一個或者多個核心關鍵點，網絡中的連接線過多經過這些關鍵點，從而造成了網絡的不穩定，一旦這些關鍵點出現問題，很可能會影響到整個網絡，使得網絡變得脆弱。從圖1可以看出，菲律賓、泰國、馬來西亞成為整個網絡中的關鍵點，特別是菲律賓，10條關聯路徑中，有5條都與其有直接關聯，表明菲律賓與其他國家經濟增長的聯系更為緊密，在網絡中作用更加突出。

根據式(4)計算6個國家的網絡中心度，得到表3。從網絡中心度來看，菲律賓、泰國、馬來西亞排名靠前，這與網絡等級度的分析結論是一致的。由于整個網絡的關聯關系是存在方向的，所以可以將關聯關系再進一步分為溢出的關聯關系(關聯網絡圖中箭頭指向對方)和受益的關聯關系(關聯網絡圖中箭頭指向自己)。菲律賓的關聯關系一共有5個，受益關系3個，溢出關系2個，因此，總體上是受益的。泰國的關聯關系同樣有5個，但是受益關系2個，溢出關系3個，所以總體上是溢出的。馬來西亞、新加坡、中國的溢出關系和受益關系個數相等，但并不代表這些國家在經濟增長空間關系網絡中“收支相抵”，因為此處的受益關系和溢出關系只是質的關系，而在受益或溢出量上仍存在差異。印度尼西亞只有一個受益關系，是網絡中的受益者。

表3 各國家經濟增長空間關聯網絡中心度

四、中國與東盟國家經濟增長溢出效應測算

上文描述了中國與東盟國家間經濟增長的網絡關聯關系，這種關聯關系是經濟增長溢出分析的基礎。為了估計中國與東盟國家間經濟增長的混合溢出效應，這里運用多國GDP溢出模型進行估計。

吳靜等(2009)通過改進Mundell-Fleming模型，使其具備利用統計分析方法估計多國GDP溢出的條件。本文沿用吳靜等(2009)的模型，以此來估計中國和東盟國家經濟增長的溢出效應。以中國為例，其模型主要包含：

中國的LM曲線，代表了中國的貨幣需求均衡：

(5)

其中：m為貨幣供給；pe為消費者價格指數；q為地區生產總值；i為利率水平；下標CN代表國家是中國，CN-1代表滯后一期。

中國的IS曲線，代表了中國的總需求均衡：

qCN= v0+v1λCN+v2λMY+v3λTH+v4λPH+v5λSG+v6λID-v7iCN+v8qMY+v9qTH+

v10qPH+v11qSG+v12qID+v13gCN

(6)

其中：λ代表各國對美元的實際匯率；g為政府支出；下標CN代表中國；MY代表馬來西亞；TH代表泰國；PH代表菲律賓；SG代表新加坡；ID代表印度尼西亞。

具體總供給方程為：

(7)

其中，e代表各國的匯率水平。

根據本文研究的需要，只估計國家間溢出效應的大小，不進行貨幣、匯率等的政策效應模擬，所以只需要借鑒上述模型中的總需求方程即可。根據研究的實際需要和數據支持情況，將上述總需求方程進行適當調整，從而可以得到中國與東盟6個國家的總需求方程，具體如下：

qCN= v0+v1λCN+v2λMY+v3λTH+v4λPH+v5λSG+v6λID-v7iCN+v8qMY+v9qTH+

v10qPH+v11qSG+v12qID+v13gCN

(8)

qMY= v0+v1λCN+v2λMY+v3λTH+v4λPH+v5λSG+v6λID-v7iMY+v8qCN+v9qTH+

v10qPH+v11qSG+v12qID+v13gMY

(9)

qTH= v0+v1λCN+v2λMY+v3λTH+v4λPH+v5λSG+v6λID-v7iTH+v8qCN+v9qMY+

v10qPH+v11qSG+v12qID+v13gTH

(10)

qPH= v0+v1λCN+v2λMY+v3λTH+v4λPH+v5λSG+v6λID-v7iPH+v8qCN+v9qMY+

v10qTH+v11qSG+v12qID+v13gPH

(11)

qSG= v0+v1λCN+v2λMY+v3λTH+v4λPH+v5λSG+v6λID-v7iSG+v8qCN+v9qMY+

v10qTH+v11qPH+v12qID+v13gSG

(12)

qID= v0+v1λCN+v2λMY+v3λTH+v4λPH+v5λSG+v6λID-v7iID+v8qCN+v9qMY+

v10qTH+v11qPH+v12qSG+v13gID

(13)

基于中國與東盟國家的總需求方程，本文利用1985—2015年中國、馬來西亞、泰國、菲律賓、新加坡、印度尼西亞的數據對模型進行參數估計。具體數據來源于世界銀行數據銀行的世界發展指標統計數據庫，部分缺失數據用前后3期移動平均值代替。鑒于回歸系數較多，只列出各個國家間的溢出效應系數，結果見表4。

表4 中國與東盟5國GDP溢出效應測算表

注：*表示在10%顯著性水平下存在因果關系，**表示在5%顯著性水平下存在因果關系，***表示在1%顯著性水平下存在因果關系。

從中國的回歸方程來看，新加坡GDP、印度尼西亞GDP對中國GDP的溢出效應通過了顯著性檢驗，且溢出效應非常明顯，新加坡對中國的溢出估計系數達到了12.8，印度尼西亞達到了5.62，是所有溢出方程中溢出效應最明顯的。這說明新加坡經濟、印度尼西亞經濟與中國經濟的互補性非常強，經濟聯系非常密切。

從馬來西亞的回歸方程看，中國、新加坡、印度尼西亞的溢出系數都通過了顯著性檢驗，新加坡GDP、印度尼西亞GDP對馬來西亞GDP有正向的溢出效應，而中國GDP則對馬來西亞GDP產生了負的溢出效應，說明中國與馬來西亞在經濟和貿易方面存在一定程度的競爭關系。

從新加坡的回歸方程看，中國GDP、馬來西亞GDP、印度尼西亞GDP都對新加坡的GDP產生溢出效應。所以，中國和新加坡、馬來西亞與新加坡之間都是一種雙向的溢出關系，但是總體上新加坡GDP對中國GDP的溢出效應要大于中國GDP對新加坡GDP的溢出效應，而馬來西亞GDP與新加坡GDP之間的溢出效應則較為平均。印度尼西亞GDP對新加坡GDP產生負的溢出效應，兩國之間經濟增長存在一定程度的競爭關系。從印度尼西亞的回歸方程也可以看出，印度尼西亞GDP對新加坡GDP同樣產生負的溢出效應。

從印度尼西亞的回歸方程來看，除了泰國未通過顯著性檢驗外，其余國家GDP都對印度尼西亞GDP產生溢出效應，馬來西亞對其溢出效應最大，而新加坡則對其產生負的溢出效應。泰國和菲律賓的回歸方程系數絕大部分都未通過顯著性檢驗，與其他國家經濟增長的溢出效應不明顯。

總結表4的回歸結果，可以得出以下主要結論：第一，中國與主要東盟國家的經濟聯系程度還有進一步提升的空間，中國在東盟國家經濟增長中的作用有限，甚至與某些國家形成競爭關系，但是與新加坡和印度尼西亞則形成了緊密的經濟共同體。第二，東盟內部各個國家之間既存在競爭，也存在合作，總體上合作大于競爭。東盟內部經濟發展水平較高的新加坡和馬來西亞是東盟國家經濟發展的最重要驅動力量，其經濟增長溢出效應遍及東盟所有國家。市場規模較大的印度尼西亞經濟增長的溢出效應也具有重要影響，但是與區域核心國新加坡形成雙向的競爭關系。第三，泰國、菲律賓與域內國家雖然存在經濟上的關聯，但是從這種關聯中獲得的經濟效益較少，并沒有將經濟流量轉變為經濟利益。

五、結論與啟示

本文運用網絡分析方法構建了中國與主要東盟國家經濟增長的空間關聯網絡，分析了空間關聯網絡的穩定性和網絡節點間經濟增長的關聯關系，同時運用改進的Mundell-Fleming模型，估計了交叉影響下中國與主要東盟國家GDP增長溢出效應的大小。最終得出如下結論：第一，中國和主要東盟國家經濟空間網絡存在10對關聯關系。從網絡密度來看，中國和主要東盟國家的經濟關聯性和緊密度還不高，但是網絡的通達性較好，網絡關聯度為1。第二，各個國家在網絡中的地位和作用存在較大的差別。菲律賓和泰國的“通道”作用非常明顯，但是這增加了網絡的不穩定性。第三，國家間經濟增長的交叉溢出效應非常明顯，通過引入多國影響的溢出模型，原有兩兩間經濟增長的溢出關系網絡基本被打破，從而形成了新的溢出關系網。第四，中國與主要東盟國家經濟增長的關聯性有待提高。雖然中國、新加坡和印度尼西亞形成了經濟共同體，但是與其他東盟國家經濟增長關聯性不強，甚至存在競爭關系。第五，東盟內部國家間經濟增長合作大于經濟競爭。新加坡和馬來西亞成為東盟經濟增長的發動機，泰國和菲律賓則未能利用其“通道”功能從他國經濟增長中獲得更大的溢出效應。

本文的結論對“一帶一路”戰略的實施和中國-東盟自貿區升級版建設具有以下政策啟示：

首先，要將建立完整、系統的國際經濟網絡作為發展對外經濟關系的目標之一。從產業、貿易、金融、基礎設施等方面入手，寬領域、多角度推進“21世紀海上絲綢之路”東盟段互聯互通戰略的實施。進一步加強與東盟所有國家的經濟聯系，開辟更多、更強的經濟增長溢出通道，通過經濟增長的交叉影響獲得別國經濟增長的正向溢出效應。

其次，國家的對外經濟政策要更加富有針對性。要充分把握每個國家在區域經濟關系網絡中的地位和作用，對經濟增長動力型的國家，如新加坡和馬來西亞，要加強投資和貿易往來，以獲得其在發展過程中的增長溢出效應；對于“網絡通道”型國家，如泰國和菲律賓等，要加強與其海陸、航空等方面的立體交通運輸網建設，以期獲得更加通暢的溢出渠道，從而間接獲得各國經濟增長的溢出效應。

陳麗霜. 2015. 東盟區域經濟一體化的貿易效應：基于引力模型“多國模式”與“單國模式”的實證分析[J]. 經濟問題探索(5)：80-85.

胡敏，王錚. 2015. 基于GDP溢出理論的國際地緣政治經濟分析[J].技術經濟(1)：125-131.

郎永峰. 2010. 區域貿易協定、FDI與內生經濟增長：中國-東盟FTA的經驗證據[J].國際商務研究(1)：48-55.

李紅，張婷. 2016. 空間溢出、跨境通道與貿易增長：以中國對東盟國家出口為例[J].廣西大學學報(哲學社會科學版)(4):58-64.

李敬，陳澍，萬廣華，等. 2014. 中國區域經濟增長的空間關聯及其解釋：基于網絡分析方法[J]. 經濟研究(11)：4-16.

李軍林，姚東旻，許曉晨. 2012. 東盟區域經濟一體化：基于邊境效應的實證分析[J]. 經濟理論與經濟管理(4)：102-112.

王錚，龔軼，劉麗. 2003. 中美間R&D溢出估計[J].科學學研究(4)：396-399.

王錚，黎華群，張煥波，等. 2007. 中美減排二氧化碳的GDP溢出模擬[J]. 生態學報(9)：3718-3726.

吳常艷，黃賢金，李麗. 2013. 非洲經濟體經濟增長的空間溢出效應分析[J]. 世界經濟與政治論壇(6)：91-104.

吳靜，王錚，汪臻. 2009. 多國GDP溢出下我國應對國際金融危機的對策研究[J]. 中國農業大學學報(社會科學版)(2)：152-159.

DOUVEN R, PEETERS M. 1998. GDP-spillovers in multi-country models [J]. Economic Modelling, 15(2):163-195.

FLEMING J M. 1962. Domestic financial policies under fixed and under floating exchange rates [R]. IMF Staff Papers.

KRUGMAN P R. 1995. What do we need to know about the international monetary system [M]//KENEN P. Understanding interpendence: the macroeconomics of the open economy. Princeton: Princeton University Press.

MCKIBBIN W J, SACHS J D. 1991. Global linkages: macroeconomic interdependence and cooperation in the world economy [M]. Washington, D.C: Brookings Institution Press:17-30.

MUNDELL R A. 1963. Capital mobility and stabilization policy under fixed and flexible exchange rates [J]. Canadian Journal of Economics and Political Science, 29(4):475-485.

(責任編輯 周秀娟)

NetworkRelationshipandSpilloverEffectsonEconomicGrowthinChinaandASEANCountries

LI PengYANG HongChangWANG Yong

( Guangxi University, Nanning 530004)

The paper analyzes the network relationship and spillover effects of economic growth in China and ASEAN countries by using Analytic Network Process and developed model of Mundell-Fleming. The results show that there are 10 network relationships in China and ASEAN countries. Each country has different position in the network relationship, which is a threat to network stability. Multinational spillover effects on economic growth are notable and break the spillover relationship between two countries. The network relationships between China and ASEAN countries are not strong and even have competition. In ASEAN, there are competitions, but cooperation is more than competitions totally.

transnational spillover; economic growth networks; ASEAN

2017-05-05

黎 鵬(1963--)，男，廣西桂平人，博士，廣西大學商學院，中國-東盟研究院，教授。

楊宏昌(1985--)，男，河南偃師人，廣西大學商學院博士生。

王 勇(1991--)，男，江西撫州人，廣西大學商學院博士生。

國家自然科學基金項目“邊境口岸城市服務業時空演化機理及其空間效應：以中國-東盟邊境口岸城市為例”(41461027)；廣西研究生教育創新計劃項目“中國與東盟國家的區域關聯及經濟增長的空間溢出效應研究”(YCBZ2015017)。

①數據來源：世界銀行數據銀行的世界發展指標區域經濟學統計數據庫與作者計算。

②數據來源：世界銀行數據銀行的世界發展指標統計數據庫與作者計算。

F114.43 ；F061.5

A

1001-6260(2017)09-0067-08

10.19337/j.cnki.34-1093/f.2017.09.007