“一帶一路”倡議下中國對東盟直接投資貿易效應與潛力分析

林海華 林海英 博士 張麗艷 鑫 穎 通訊作者 包家辰

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

自2010年中國-東盟自貿區（CAFTA）建立以來，雙方的經貿關系融合式發展在不斷提速提效。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易往來提供了戰略指引。2019年《中國東盟自貿區協定升級版》的全面生效，以及《中國-東盟戰略合作伙伴2030愿景》的印發，為中國東盟的雙邊貿易未來發展創造更多的發展機遇和更廣的發展空間。中國對東盟直接投資的比重持續上升，截至2020年2月，中國對東盟的貿易總值達到5941.1億元，同比增長2%，快于中國對外貿易平均增速。中國對東盟的直接投資總體呈現逐年上升趨勢，2018年底，直接投資存量高達1028.58億美元。同時，進出口貿易額增長迅速，占貿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易往來均呈現持續增長趨勢。

“一帶一路”倡議從全球共同發展視角為沿線國家提供了重要的對外合作機遇，東盟作為中國的貿易合作伙伴，是我國推進“一帶一路”建設的重要經濟體。因此，探究中國對東盟直接投資的貿易效應，有利于更好發揮雙方的互補性優勢，有利于促進雙方貿易合作關系的長期融合發展。探究中國對東盟直接投資的貿易潛力，有助于改善中國對東盟直接投資的不均衡現象，為政府部門制定投資政策以及中國企業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易效應研究，大多數學者研究中國對東盟的貿易效應（聶飛，2017；彭景，2017；肖溢等，2016；譚秀閣等，2016；李濤，2015），多數學者研究直接投資與貿易結構的關系（李星，2019；陳元清，2019；石博華，2018；李軒，2016），以及直接投資對貿易的現狀及影響因素（屠年松等，2019；鄭睿，2019）。關于直接投資貿易效應的研究，少數學者從異質性影響和投資動機的角度，借助引力模型和分位數模型，研究中國對東盟直接投資貿易的影響機制和投資動機（余振岳等，2020；林創偉等，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易效應（王柏玲等，2019；劉蕾，2015）。基于上述文獻研究的梳理可知，現有關于中國對東盟貿易效應的研究較多，直接投資對貿易的研究主要集中在直接投資對貿易的影響因素、直接投資與貿易結構的關系，而針對直接投資貿易效應的研究較少，針對中國對東盟直接投資貿易效應和貿易潛力的研究更少。但隨著中國-東盟自由貿易區（CAFTA）的快速發展，對外直接投資比重的逐年增長，究竟直接投資的貿易效應如何？各成員國的貿易潛力如何？各成員國間以及各成員國進出口間的貿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年的直接投資數據和進出口貿易數據，借助引力模型，建立中國對東盟的進口和出口貿易效應回歸模型，對直接投資的貿易效應進行實證研究，估算貿易潛力值，確定潛力類型，并提出中國對東盟雙邊貿易“提質升級”的政策啟示，以期為中國與東盟的經貿融合式發展提供理論指導和經驗借鑒。

模型構建及數據來源

（一）模型構建、變量說明和數據來源

為了研究中國對東盟進出口額與直接投資的貿易效應，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，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為直接投資對貿易額的影響系數，εijt為隨機誤差項。

為確保回歸模型更具有穩健性，通常需要引入一些控制變量。引力模型是Tinbergen（1962）依據萬有引力的性質提出的，近年來在貿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生產總值和年末人口總數引入回歸模型中，即可得到新的中國對東盟的出口貿易回歸模型（見模型（2））和進口貿易回歸模型（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為中國的國內生產總值，GDPijt為東盟各國的國內生產總值，POijt為東盟的年末人口數，POPijt為中國年末人口總數。

表1 模型主要變量說明及數據來源

模型的變量說明及數據來源見表1所示。

（二）ADF檢驗

在模型回歸分析前，為避免出現虛假回歸，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，結果發現，LnEY、LnIY、LnFDI、LnCGDP、LnGDP和LnPO的ADF統計量的值分別為-3.620、-3.750、-2.689、-3.683、-4.520和-5.590，檢驗結果均平穩，而LnPOP變量的ADF統計量的值為-1.824，接受原假設，ADF檢驗不平穩。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統計量的值為-2.352，△LnPOP在10%的水平下ADF檢驗平穩。

實證分析

（一）描述性統計分析

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定關系，需要對其進行協整檢驗，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均存在協整關系，即進出口額與對外直接投資存在長期穩定關系。

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）中的調整后R2的值分別為0.9956和0.9925，F統計量的值分別為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易理想值，并將其與實際貿易值進行比較，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易效應為創造性互補效應。中國對東盟直接投資的進出口貿易效應正向顯著，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，二者之間的貿易具有創造性互補效應。

國內生產總值和年末人口數顯著影響中國對東盟的貿易效應。中國對東盟的出口貿易中，中國的國內生產總值顯著正向影響中國對東盟的出口貿易，而中國的年末人口數則是顯著負向影響。中國對東盟的進口貿易中，東盟的國內生產總值顯著正向影響中國對東盟的進口貿易，而東盟的年末人口數則顯著負向影響，同時，中國的年末人口數對其具有顯著正向影響。

中國對東盟各國間的貿易存在不均衡現象。中國對東盟總體的貿易潛力屬于潛力再造型，說明中國與東盟的雙邊貿易在持續快速地發展，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易往來。

中國對東盟各國進出口間的貿易存在不均衡現象。從進口和出口兩方面分別來看，部分國家的貿易潛力值差距較大，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，縮小其進出口間貿易潛力的差距。

（二）政策啟示

1.發揮互補效應，共筑戰略伙伴關系。中國要在“一帶一路”倡議下，挖掘與東盟貿易互補性優勢因素，實現“中國優勢”走向東盟和“東盟優勢”走進中國，共建中國-東盟經濟共同體。據統計，截至2019年12月，東盟的勞動適齡人員達到4.38億人，網民人數占比較大，居世界第三。因此，中國可進一步挖掘東盟在“互聯網+零售”方面的優勢動能，加強電子商務、“互聯網+”科技創新等領域的合作空間，繼續發揮大數據戰略大國的優勢，帶領中國企業“走向東盟”，共興中國-東盟數字經濟。加大東盟對中國的農產品輸入，繼續推進中國-東盟進口博覽會的舉辦，尋找新的農產品方面的合作機遇，讓更多的東盟產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，補齊貿易發展短板。要深挖貿易巨大型成員國的貿易潛在投資點，補齊貿易發展短板。尤其是緬甸、柬埔寨、老撾和文萊，要深挖其潛在投資優勢，繼續推進“瀾湄六國合作”項目，助力緬甸、柬埔寨、老撾等發展農業、教育、信息技術等多個領域，共建新型次區域合作平臺。加大高質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，改善東盟地區內基礎設施建設參差不齊的現象。要探尋貿易開拓型成員國的優勢領域，加深經貿合作。要充分挖掘各成員國的貿易優勢，深入推進中馬“兩國雙園”產能合作，大力發展跨境電商業務，持續推進馬來西亞冷凍榴蓮輸華，推進“中馬特色產品跨國產業鏈”的協同聯動。發揮新加坡的自動化技術和機器人技術，持續開展中新智能同行方案，推進中新智能領域的新合作。繼續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。要繼續發揮貿易再造型成員國原有的優勢貿易往來，實現貿易長期穩定發展。繼續發揮中菲兩國之間的原有貿易往來，持續推進香蕉等農產品貿易方面的合作力度。

3.探尋投資新增長極，推進貿易均衡發展。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，越南的電商規模預計超過173億美元，潛力巨大，中國要持續推進中越間的互聯網合作，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易均衡發展。