中國與東盟雙向投資與貿易增長的協整分析

羅巧萍

(廣西大學 廣西 南寧 530004)

一、引言

自 2010 年中國—東盟自由貿易區正式建立以來，中國與東盟國家的經貿關系日益密切，緊隨著 2013 年習近平主席提出 “一帶一路” 倡議，東盟處于重要的戰略地位。而貿易和投資作為 “一帶一路” 建設的重點內容，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，發展規模擴大。根據 2006-2017 年《中國對外直接投資統計公報》和《中國統計年鑒》統計的中國與東盟的雙向直接投資與雙邊貿易的數據來看，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。從雙邊貿易情況看，近年 來中國與東盟國家雙邊貿易增長迅速，2006～2017年，中國與東盟國家的雙邊貿易額年均增速達 12%，其中中國對東盟出口貿易額年均增速為 14.3%，進口貿易年均增長率為 10.2%。整體來看中國對東盟國家的貿易額和雙向直接投資都呈現增長趨勢。

隨著中國對外貿易蓬勃發展的同時，中國開始從貿易大國、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易關系以更好的促進雙邊經貿合作發展顯得尤為重要。中國與東盟國家的相互投資在經過了二十多年的發展后，進入了一個相對平穩的發展階段，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易關系以更好的促進雙邊經貿合作發展顯得尤為重要，這不僅可以為雙方政府經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略指導。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，投資與外貿的關系，深人研究促進和深化雙方各領域投資與貿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系的全面發展，雙邊經貿關系迅速發展，中國成為東盟對外直接投資的重要地區和重要的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)總結了中國與東盟國家雙向投資現狀。提出了以投資為契機、建設中國—東盟命運共同體、升級中國—東盟自由貿易區；通過亞洲基礎設施投資銀行和絲路基金等對策促進相互投資發展。張幼文(2017)認為在推動雙向投資布局過程中要注意投資貿易協同推進、國家戰略與地方戰略協同推進。韓亞峰(2018)對中國與“一帶一路”國家雙向投資與對外貿易分區域進行研究，發現東盟國家對中國的投資(IFDI)對于進出口貿易之間呈現顯著的負相關關系,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易。

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

三、實證分析

本文選擇面板數據建模，即建立在面板數據之上、利用平行數量分析變量之間相互關系，并對其變化趨勢進行預測的計量模型，運用協整理論進行分析，出于數據可獲得性，本文以東盟7 國為橫截面個體，與相應變量的時間序列數據進行組合而形成如下面板協整模型：

lnexit=β1lnofdiit+β2lnifdiit+β3lngdpit

(1)

lnimit=β1lnofdiit+β2lnifdiit+β3lngdpit

(2)

其中，下標(it)表示第i個觀測單元的第 t 期的相應的指標。

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或一階平穩時，可進行協整檢驗以考察變量之間是否存在長期穩定協整關系，確定存在長期協整關系的基礎上，進一步通過面板誤差修正模型(PECM)進行協整估計，此時模型設定如(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)中存在面板協整關系。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系，λ1和λ2分別反映了上述兩個變量與雙邊貿易之間的短期調整關系。根據Granger 表述定理，將協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)數據來源與處理

出于數據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 和雙邊貿易的面板數據，對雙向 FDI 與雙邊貿易的協整 關系進行實證分析。因為FDI 的流入不僅會對當地外貿產生直接影響，還可以改變該地區的經濟情況，進而對外貿產生影響。因此本文研究以中國對東盟各國的直接投資(OFDI，流量數據)、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，數據主要來自《中國統計年鑒 》、《中國對外直接投資統計公報》。為減少或限制一些自相關、異方差以及內生性問題，對所有變量進行自然對數處理。另外由于 OFDI 流量數值存在 0 值 或負值，本文對零值變量加1再取對數以保留這些零值變量以保證數據的 一致性，對于負值則取其絕對值。數據處理使用 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。由于面板數據中含有時間序列，多數時間序列經濟變量的平穩性難以確定，不平穩序列直接進行模型回歸可能會出現偽回歸問題，影響實證結果的準確性。因此展開實證分析前首先進行平穩性檢驗。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,結果表明，原始序列 lnex、lnim、lnofdi、lnifdi、lngdp這五個變量無論是在常數與趨勢項還是無趨勢項下都是含有單位根的非平穩序列。隨后一階差分序列的平穩性檢驗中，所有變量均在5%的顯著性水平下拒絕原假設，即可認為都是一階平穩變量，可以進一步進行協整檢驗分析各變量間的長期均衡關系。

2.協整檢驗。對于面板數據實現協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系進行檢驗，結果如表1所示。Westerlund 檢驗結果顯示，含出口的序列組和含進口的序列組的無趨勢項和常數與趨勢項統計量均在1%的顯著性水平下強烈拒絕“不存在協整關系”的原假設。Pedroni 檢驗結果說明，出口模型中除了有趨勢項的ADF統計量外，其他的統計量均能以5%的顯著性水平下強烈拒絕“不存在協整關系”的原假設；對于進口模型，除了有常數和趨勢項的ADF統計量外，其他所有統計量都在1%的顯著水平下拒絕“不存在協整關系”的原假設。而只能進行無趨勢項的kao檢驗結果顯示含出口的變量系統和含進口的變量系統的統計量全在 1%的顯著性水平下強烈拒絕原假設?？傮w來看，中國與東盟的雙向FDI與外貿之間確實存在長期協整關系。

表1 面板數據的協整檢驗結果

注：結果由Stata15軟件計算得出,括號內是對應的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，結果表明應該選擇 PMG 估計方法建立面板誤差修正模型，結果如表2所示。

表2 整體面板誤差修正模型估計結果

注：結果由Stata 13軟件計算得出，括號內為對應統計值，***、**、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不受中國對東盟的直接投資的影響；λ2系數顯著為正，說明短期內中國對東盟的出口受到東盟在華FDI的促進作用。β1的系數為正，這意味著中國OFDI 流入長期內產生顯著的出口促進效應，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系。β2的系數為顯著為負，意味著中國利用東盟的FDI能夠對中國對其的出口產生部分貿易替代效應，這也說明中國引入東盟的FDI在長期內對中國的出口產生貿易抑制影響，β3系數顯著為正，則東盟國家的市場經濟的發展在長期內會促進出口。因此，在短期內東盟在華FDI對中國出口產生促進作用，而在長期內則會產生部分出口替代效應。中國對東盟的OFDI短期內會抑制中國對其的出口，但并不明顯，而在長期內則產生明顯的出口促進效應

(2)出口面板誤差修正模型估計結果。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(協整)關系,對中國短期的進口規模的擴大產生顯著的抑制效應，當雙向直接投資短期波動偏離長期均衡時，將以一定的調整力度將非均衡狀態回拉到均衡狀態。λ1的系數為正但不顯著，λ2的系數為顯著為正，在短期內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對中國的進口產生部分替代作用，同樣東盟的經濟發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生的長期抑制作用，短期內都為促進作用但是中國的FDI流入的促進作用不顯著。

(三)結論與政策建議

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定關系，并對進出口的短期變化具有反向調節作用。在短期內，東盟在華FDI均能對中國的進出口貿易產生顯著的影響，且都為促進作用，而中國對東盟的FDI的貿易效應則不明顯。從長期來看，中國對東盟的OFDI和東盟在華FDI對出口都產生顯著的影響，但前者為促進作用，后者則產生部分替代效應；而對于進口方面，雙向直接投資都產生了顯著的抑制作用，即都產生了進口替代效應，此外，中國與東盟的雙邊貿易還受到東盟國家的市場規模的影響。據此，本文提出如下政策建議：擴大對外投資規模，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展。適當調整對東盟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 政策協調一致，并且與雙邊貿易政策協調抑制，互動發展。此外應主動學習發達國家的投資貿易一體化的政策框架，并探索出適合本國發展的投資貿易一體化的政策框架，為中國與東盟的貿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