中國對東盟OFDI的中間品貿(mào)易效應實證分析

(云南財經(jīng)大學 云南 昆明 650221)

一、引言

中國與東盟毗鄰，是東盟主要對話伙伴國，也是東盟最重要的經(jīng)貿(mào)伙伴之一。2002年11月《中國與東盟全面經(jīng)濟合作框架協(xié)議》(10+1協(xié)定)簽署，2010年1月中國-東盟自貿(mào)區(qū)正式建立，2015年11月中國—東盟自貿(mào)區(qū)升級版達成。這些合作的達成極大促進了中國與東盟的經(jīng)貿(mào)發(fā)展。雙邊貨物貿(mào)易額從2003年的782.55億美元增加到2017年的5154.53億美元，增加了5.59倍，中國連續(xù)9年成為東盟第一大貿(mào)易伙伴，東盟連續(xù)7年作為中國的第三大貿(mào)易伙伴。中國對東盟直接投資存量從2003年的5.87億美元增加到了2017 年的890.14億美元，增加了150.66倍，中國在東盟外商投資來源國中排第五位，東盟在中國對外直接投資目的地中排第二位。

隨著國際垂直專業(yè)化分工推動著國際貿(mào)易從產(chǎn)業(yè)間、產(chǎn)業(yè)內(nèi)過度到產(chǎn)品內(nèi)，基于比較優(yōu)勢和規(guī)模經(jīng)濟，一種產(chǎn)品的生產(chǎn)過程可能被拆分成不同的生產(chǎn)階段并分布在不同的國家、地區(qū)，因此中間品貿(mào)易已經(jīng)成為國際貿(mào)易的主要內(nèi)容。2003-2017年，中國與東盟的雙邊貿(mào)易額中中間品貿(mào)易占比一直在60%以上(2012年占比為59.49%)?；诖?，就中國對東盟直接投資與雙邊中間品貿(mào)易的關系進行分析具有重要意義。

二、文獻綜述

投資與貿(mào)易的關系非常復雜，受研究的對象國、時間段、投資方式、投資動機等諸多因素的影響。Mundell(1957)在標準國際貿(mào)易模型的基礎上，假定要素可以在國家間自由流動，得出“貿(mào)易受阻產(chǎn)生投資，投資受阻產(chǎn)生貿(mào)易”的投資與貿(mào)易相互替代關系。Pfaffermayr(1994)通過協(xié)整檢驗和格蘭杰因果分析發(fā)現(xiàn)外國直接投資對出口具有正向因果關系，而出口沖擊對外國直接投資具有負向因果關系。Aizenman 和 Noy(2006)、Abidin、Haseeb、Azam和Islam(2015)的研究表明FDI和貿(mào)易具有復雜雙向正反饋關系。而就投資對貿(mào)易產(chǎn)生的影響，大多數(shù)學者的研究主要集中在投資對貿(mào)易產(chǎn)生創(chuàng)造效應或者替代效應兩個方面。G?rg(2000)就1988-1994年美國對歐盟直接投資與制造業(yè)中間品貿(mào)易的關系進行研究，得出美國對歐盟外圍國家的OFDI對美國進口加工貿(mào)易有正向影響，對歐盟核心國家的OFDI對美國進口加工貿(mào)易沒有影響。Türkcan(2007)的研究表明外國直接投資對最終商品出口具有較弱的替代效應，對中間產(chǎn)品出口具有很強的補充效應。

雖然中國對外直接投資起步比較晚，但就中國對東盟直接投資的貿(mào)易影響，國內(nèi)學者已進行了大量研究。李穎潔(2009)、劉再起和謝潤德(2014)、左燕燕(2016)、李立民、張越和王杰(2018)認為中國對東盟直接投資存量對中國從東盟的進、出口貿(mào)易均具有創(chuàng)造效應，但對與東盟內(nèi)部國家的貿(mào)易具有明顯國別差異。王長義和陳立霞(2013、2014)認為從長期來看，中國對東盟直接投資具有出口創(chuàng)造效應，短期來看關系復雜。胡丁文(2010)、劉蕾和易瑤瑤(2015)認為中國對東盟直接投資在長期內(nèi)會促進中國的進、出口，短期內(nèi)對中國的出口具有較弱的替代效應、進口具有創(chuàng)造效應。李玥玥(2014)認為中國對東盟直接投資在短期內(nèi)會促進中國從東盟的進、出口，而長期內(nèi)會對出口產(chǎn)生較弱的促進效應，對進口產(chǎn)生較強的替代作用。王柏玲、鄒強、張婧(2019)認為中國對東盟直接投資流量和存量均對中國向東盟的進、出口貿(mào)易產(chǎn)生創(chuàng)造效應，且流量影響比存量影響更顯著。而葛雪倩和周罕雯(2014)、寥歡(2017)認為中國對東盟直接投資的貿(mào)易效應與中國的投資動機、投資方式機有關。

三、實證分析

(一)模型設定和數(shù)據(jù)來源

1.模型設定

本文以中國對東盟各國的中間品出口(ME)、進口(MI)和最終品出口(FE)、進口(FI)作為被解釋變量，以中國對東盟的OFDI存量作為解釋變量，分別建立面板數(shù)據(jù)的回歸模型，分析中國對東盟直接投資的中間品貿(mào)易效應。因為對變量進行對數(shù)化處理不僅不會改變序列的性質和相互關系，還會增加數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性，所以本文將對各變量進行對數(shù)化處理。

lnMEit=β0+β1lnOFDIit+μit

(1)

lnMIit=β0+β1lnOFDIit+μit

(2)

lnFEit=β0+β1lnOFDIit+μit

(3)

lnFIit=β0+β1lnOFDIit+μit

(4)

其中，β0為常數(shù)項，β1為貿(mào)易的直接投資彈性，μit為隨機干擾項。

2.數(shù)據(jù)來源

本文選取了2003-2017年中國對東盟10國OFDI存量、中間品進、出口量、最終品進、出口量的面板數(shù)據(jù)進行分析。面板數(shù)據(jù)有利于克服多重共線性問題，提高估計的有效性。中國對東盟10國的OFDI存量來源于《2011年度中國對外直接投資統(tǒng)計公報》和《2017年度中國對外直接投資統(tǒng)計公報》。中國對東盟10國中間品進、出口和最終品進、出口數(shù)據(jù)是根據(jù)UN Comtrade Database數(shù)據(jù)及BEC分類法整理得出。

(二)實證分析

1.面板數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性檢驗

本文分別使用LLC檢驗和PP檢驗對面板數(shù)據(jù)進行單位根檢驗，結果顯示，在5%的顯著水平下，兩種檢驗結果均拒絕存在單位根的原假設，所以面板數(shù)據(jù)具有平穩(wěn)性。

表1 面板數(shù)據(jù)的單位根檢驗結果

2.中國對OFDI的中間品貿(mào)易效應

(1)中國對OFDI的中間品貿(mào)易整體效應

本文首先通過F檢驗和LR檢驗確定回歸模型形式。由表2可知，對中間品進、出口效應模型，在1%的顯著水平下，均拒絕建立混合回歸模型的原假設，應建立固定效應模型。

表2 F檢驗和LR檢驗結果

lnME、lnMI的固定效應模型的整體回歸結果：

lnME=5.21+0.44lnOFDI

(5)

(t=25.83 p=0.00)

lnMI=5.62+0.37lnOFDI

(6)

(t=11.99 p=0.00)

由回歸結果可知，中國對東盟OFDI存量對中國的中間品出口、進口均具有創(chuàng)造效應，且對出口的影響大于進口。中國對東盟OFDI存量每增加1%，中國向東盟中間品出口增加0.44%，進口增加0.37%。

(2)中國對OFDI的中間品貿(mào)易國別效應

由于東盟內(nèi)部國家眾多，發(fā)展狀況差距明顯，因此在分析中國對東盟直接投資與中間品貿(mào)易關系時應考慮國別效應，建立變系數(shù)回歸模型。除此之外，本文也將進行F統(tǒng)計量檢驗確認模型形式。

(7)

(S1：變系數(shù)模型的殘差平方和;S2：變截距模型的殘差平方和;N：截面?zhèn)€體數(shù);T：觀測時期數(shù))

分別對lnME與lnOFDI、lnMI與lnOFDI進行變截距和變系數(shù)模型回歸，得到它們的S1、S2，計算它們的F統(tǒng)計量得到FME=8.57?F0.05(9,130)，F(xiàn)MI=20.10?F0.05(9,130)。所以，在5%的顯著水平下，應該拒絕建立變截距模型的原假設，分別對lnME與lnOFDI、lnMI與lnOFDI建立變系數(shù)模型，回歸結果如下：

表3 中國對東盟OFDI的中間品貿(mào)易效應

從中間品的出口效應來看，在東盟10國中，β1≥0.54的國家有越南和老撾，中國對它們OFDI的中間品出口創(chuàng)造效應很強；0.54?β1≥0.44(0.44：中國對東盟OFDI的中間品出口貿(mào)易整體平均彈性)的國家有泰國、柬埔寨、馬來和文萊，中國對它們的OFDI的中間品出口彈性大于平均值，對中間品出口的創(chuàng)造效應較強；β10.44的國家有印尼、緬甸、菲律賓和新加坡，中國對它們OFDI的中間品出口彈性均小于平均值，對中間品出口的創(chuàng)造效應較弱。

從中間品的進口效應來看，在東盟10國中，β1≥0.57的國家有老撾、越南和柬埔寨，中國對它們OFDI的中間品進口創(chuàng)造效應很強；0.57?β1≥0.37(0.37：中國對東盟OFDI的中間品進口貿(mào)易整體平均彈性)的國家有緬甸和泰國，中國對它們OFDI的中間品進口彈性大于平均值，對中間品進口的創(chuàng)造效應較強；β10.37的國家有馬來、印尼、新加坡、菲律賓和文萊，中國對它們OFDI的中間品進口彈性均小于平均值，對中間品進口的創(chuàng)造效應較弱。其中文萊和菲律賓的p值均明顯大于0.01，說明中國對文萊和菲律賓投資對中國的中間品進口影響不顯著。

(3)中國對東盟OFDI的最終品貿(mào)易整體效應

由表4可知，對于最終品進、出口效應模型，在1%的顯著水平下，均拒絕建立混合回歸模型的原假設，應建立固定效應模型。

表4 F檢驗和LR檢驗結果

lnME、lnMI的固定效應模型的整體回歸結果：

lnFE=4.71+0.49lnOFDI

(8)

(t=23.90 p=0.00)

lnFI=2.52+0.50lnOFDI

(9)

(t=13.41 p=0.00)

由(8)、(9)可知，中國對東盟OFDI存量對中國向東盟的最終品進、出口均具有貿(mào)易創(chuàng)造效應。中國對東盟OFDI每增加1%，中國的最終品出口增加0.49%，進口增加0.50%。

(4)中國對東盟OFDI的最終品貿(mào)易國別效應

在考慮中國對東盟OFDI存量與最終品貿(mào)易的關系時，同樣也應該考慮國別效應。同時結合(7)式計算得出：FFE=5.55?F0.05(9,130)、FFI=16.79?F0.05(9,130)，因此拒絕建立變截距模型的原假設，應該建立變系數(shù)模型?；貧w結果如下：

表5 中國對OFDI的最終品貿(mào)易效應

從最終品的出口效應來看，在東盟10國中，β1≥0.59的國家有越南和泰國，中國對它們OFDI的貿(mào)易創(chuàng)造效應很強；0.59?β1≥0.49(0.49：中國對東盟OFDI的最終品出口貿(mào)易整體平均彈性)的國家有柬埔寨、文萊、馬來和菲律賓，中國對它們OFDI的最終品出口彈性大于平均值，對最終品出口的創(chuàng)造效應較強；β10.49的國家有印尼、緬甸、老撾和新加坡，中國對它們OFDI的最終品出口彈性小于平均值，最終品出口創(chuàng)造效應較弱。

從最終品進口效應來看，在東盟10國中，β1≥0.50(0.50：中國對東盟OFDI的最終品進口貿(mào)易整體平均彈性)的國家有柬埔寨、越南、老撾和緬甸，中國對它們OFDI的最終品進口彈性大于平均值，對最終品進口的創(chuàng)造效應較強；β10.50的國家有泰國、馬來、文萊、印尼、菲律賓和新加坡，中國對它們OFDI的最終品進口彈性小于平均值，對最終品出口的創(chuàng)造效應較弱。需要關注的是柬埔寨和新加坡，柬埔寨的β1=1.25、P=0說明中國對柬埔寨的OFDI存量對最終品進口極具拉動效應；新加坡的β1=0.13、P=0.11>0.05，說明中國對新加坡的OFDI存量對最終品進口不具有顯著影響。

四、結論

通過實證分析得出：中國對東盟10國OFDI對中間品和最終品的進、出口均具有創(chuàng)造效應，且對最終品的影響大于中間品的。中國對東盟10國OFDI對貿(mào)易產(chǎn)生的創(chuàng)造效應中，對越南、柬埔寨影響最高，對中間品、最終品的進、出創(chuàng)造效應均高于整體平均值；對印尼、新加坡、菲律賓影響最低，對中間品、最終品的進、出創(chuàng)造效應均低于整體平均值；對老撾的中間品進、出口和最終品進口創(chuàng)造效應高于平均值，最終品的出口創(chuàng)造效應低于平均值；對泰國、文萊、馬來中間品、最終品的出口創(chuàng)造效應高于進口創(chuàng)造效應；對緬甸中間品、最終品的進口創(chuàng)造效應高于出口創(chuàng)造效應。

基于此，中國應該調(diào)整對東盟的投資布局。加大對馬來、泰國和越南的投資。馬來、越南和泰國近年來發(fā)展較快，在中國與東盟經(jīng)貿(mào)往來中占有重要位置。中國與馬來和泰國一直處于貿(mào)易逆差，增加對馬來和泰國的投資有利于增加雙邊貿(mào)易額，改善中國的貿(mào)易逆差狀況。增加對越南的投資將繼續(xù)推動中國與越南經(jīng)貿(mào)關系快速發(fā)展。中國還應調(diào)整對新加坡、柬埔寨、緬甸、老撾和文萊的投資行業(yè)。中國與新加坡的貿(mào)易順差主要來源于最終品貿(mào)易，與新加坡的中間品貿(mào)易長期處于逆差狀態(tài)。中國在制造業(yè)國際分工中的地位低于新加坡，因此，中國應減少對新加坡傳統(tǒng)行業(yè)的投資，主要集中在高新技術業(yè)投資。同時，中國也應該加大與柬埔寨、緬甸、老撾和文萊的資源合作。除此之外，中國還需要進一步推動投資貿(mào)易便利化，降低中國-東盟經(jīng)貿(mào)合作成本；推動產(chǎn)業(yè)升級，提高在全球價值鏈中的位置，以應對中國勞動力優(yōu)勢喪失、歐美制造業(yè)回歸、東南亞國家崛起等對中國中間品貿(mào)易的巨大沖擊。