暨南大學經(jīng)濟學院 韓慧敏 黃智立

進入新世紀以來，中國與大湄公河次區(qū)域(GMS)的合作關(guān)系日益密切，中國一直是GMS國家重要的外資來源地。2003~2010年，中國對GMS的直接投資存量年均增長56.68%，而同期中國對外直接投資年均增長率僅為38.05%。雖然GMS投資合作發(fā)展迅速，但總體水平低，并呈現(xiàn)出投資流向不對稱的特點。經(jīng)濟合作除了雙方的相互投資之外，雙邊貿(mào)易的發(fā)展也非常迅速。近年來中國與GMS各國的貿(mào)易合作不斷升溫，雙邊貿(mào)易總量年均增長25.06%。對外直接投資與對外貿(mào)易之間是互補還是替代關(guān)系的問題一直是理論界討論的焦點。中國對GMS進行的直接投資和生產(chǎn)銷售是會因直接滿足GMS市場需求而替代了原有的對GMS區(qū)域的出口，還是會因帶動原材料、中間產(chǎn)品及技術(shù)的出口而促進了雙邊貿(mào)易發(fā)展？

Mundell(1957)最早研究對外貿(mào)易與FDI的關(guān)系，認為它們存在替代效應，即貿(mào)易障礙會促進資本的流動，而資本流動障礙會產(chǎn)生貿(mào)易。Krugman(1984)支持直接投資對貿(mào)易的創(chuàng)造觀點，認為國際直接投資會導致技術(shù)創(chuàng)新和制度創(chuàng)新，從而創(chuàng)造出對外貿(mào)易競爭優(yōu)勢，使對外貿(mào)易與國際直接投資同步發(fā)展。張海波和閆國慶(2010)認為長期看東亞新興經(jīng)濟體對外直接投資對進出口貿(mào)易具有創(chuàng)造效應，但短期內(nèi)卻具有替代效應。至于涉及GMS的研究，劉志雄和高歌(2011)以中國—東盟自由貿(mào)易區(qū)(CAFTA)為對象進行了投資與貿(mào)易關(guān)系的實證研究，認為CAFTA 的建立為我國對東盟的直接投資帶來了越來越明顯的投資創(chuàng)造效應和投資轉(zhuǎn)移效應。

綜上分析貿(mào)易與投資間尚無統(tǒng)一的理論，主要觀點有替代、互補和互動關(guān)系。涉及GMS區(qū)域的研究往往側(cè)重于從中國與東盟的角度考察貿(mào)易與投資的關(guān)系。本文將從中國與GMS的角度考察中國對GMS的直接投資與貿(mào)易之間關(guān)系，這對于中國審視GMS合作機制的成效、定位下一步合作方向有重要意義。

1 模型的構(gòu)建、估計和檢驗

1.1 模型設(shè)定及數(shù)據(jù)來源

為將GMS五國與東盟十國中其它國家做一個對比，繼而判斷GMS的成立是否起作用，本文選取中國和東盟十國作為研究對象，樣本區(qū)間為2003~2010年。變量包括中國從東盟各國進口流量值(im)、中國對東盟各國出口流量值(ex)及中國對東盟各國進出口總流量值(trade)；中國對東盟各國直接投資存量值(ofdi)；市場規(guī)模用各國名義GDP衡量，除緬甸及2010年文萊的數(shù)據(jù)來自IMF外，其余皆來自世界銀行。

為清晰地分析中國對GMS的投資對雙邊貿(mào)易的作用，建立如下三個回歸方程(1)、(2)、(3)：

1.2 面板數(shù)據(jù)單元根檢驗

傳統(tǒng)的時間序列模型只能描述平穩(wěn)時間序列的變化規(guī)律，而面板數(shù)據(jù)兼具截面數(shù)據(jù)和時間序列的特征。由于潛在的虛假回歸問題，在進行面板回歸前要先對面板數(shù)據(jù)進行單位根檢驗。因此對面板數(shù)據(jù)考慮下面的AR(1)過程：

其中，xit表示外生變量，n表示個體截面成員數(shù)，ti表示第 i 個截面成員觀測時期數(shù)，參數(shù)ρi為自回歸系數(shù)，隨機誤差項uit滿足獨立同分布假設(shè)。本文采用各截面序列具有相同單位根過程的 LLC(Levin-Lin-Chu)方法對各單序列進行單位根檢驗，結(jié)果所示各序列面板數(shù)據(jù)單位根檢驗的結(jié)果皆平穩(wěn)。

1.3 回歸檢驗

本文使用eviews6.0混合回歸的方法對數(shù)據(jù)進行處理，Hausman檢驗結(jié)果均顯著，并選擇Cross-Section加權(quán)方式來進一步消除截面數(shù)據(jù)帶來的異方差，基本估計結(jié)果見表1。

1.4 回歸結(jié)果分析

(1)方程(1)顯著性最好，除了gmsit*ln(gdpit)不顯著之外，其余變量均在1%的置信度下顯著。方程(2) ln(ofdiijt)及gmsit* ln(gdpit)在10%的置信度下仍不顯著，這說明無論是對整個東盟來說還是單獨對GMS來說，中國直接投資并未能促進中國對其進口更多的貨物。方程(3)中，三個含虛擬變量的變量均不顯著，這意味著對貿(mào)易總量而言，GMS相對于東盟其它五國并無明顯區(qū)別。

(2)當中國對外直接投資增加1%時，中國對其出口將增加0.304%，對其進出口總量將增加0.168%。GDP相對顯現(xiàn)出最好的顯著性及較大的影響力度，對中國的出口量、進口量以及進出口總量均在1%的置信度下顯著且為正向關(guān)系。當貿(mào)易國gdp增加1%時，中國對其出口將增加1.14%，進口將增加1.224%，貿(mào)易總量將增加1.149%。從而可知貿(mào)易國的市場規(guī)模對貿(mào)易的開展有較大影響。

(3)回歸結(jié)果顯示GMS成員國的身份對中國對其出口起很強的促進作用(系數(shù)為5.421)，但同時又對中國對其進口起很強的抑制作用(系數(shù)為-5.353)，綜合作用下GMS身份對雙邊貿(mào)易的影響在10%的置信度下仍不顯著。gmsit* ln(ofdiijt)僅與出口呈顯著的反向關(guān)系，而對進口及貿(mào)易總量的影響不顯著，這意味著當一國為GMS成員國時，中國對其直接投資每增加1%，相對于東盟中非GMS成員國來說，中國對該國的出口將少增加0.236%，而對于進口及貿(mào)易總量而言，則不存在明顯區(qū)別。gmsit* ln(gdpit)則僅在5%的置信度下對進口呈顯著的正向關(guān)系，而對出口及貿(mào)易總量的影響則不顯著，這意味著當一國為GMS成員國時，該國GDP每增加1%，相對于同樣增加1%的東盟中的非GMS成員國來說，中國對該國的進口將多增加0.37%，而對于出口及貿(mào)易總量而言，則不存在明顯區(qū)別。

表1 回歸結(jié)果

2 結(jié)論及進一步討論的問題

第一，中國對東盟十國直接投資有助于增加對其出口繼而推動貿(mào)易總量的增長，但相對而言投資到GMS成員國的回報較低；第二，中國傾向于增加對GMS成員國的出口減少對其進口，,但該GMS成員國名義GDP增加時，這種傾向減弱；第三，貿(mào)易國GDP對雙邊貿(mào)易呈顯著促進作用，且中國對GMS成員國的進口將與其GDP呈更強的正向關(guān)系；第四，在為何中國傾向于擴大對GMS成員國的貿(mào)易順差的問題上，可能是因為中國對其投資為市場尋求型，加上中國近些年來明顯的外向型經(jīng)濟導向所導致；第五，從貿(mào)易的角度上看之所以中國投資到GMS成員國的收益相對于東盟其他成員國的較低，原因可能是由GMS目前基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)水平低等，妨礙了資源的進一步有效利用。此外各國出于對政治、安全等因素的考慮，使得GMS對外開放速度慢、層次少、水平低所導致。

由此，本文的結(jié)論是：中國對GMS區(qū)域的直接投資是貿(mào)易創(chuàng)造性的。中國可以鼓勵國內(nèi)勞動密集型、出口競爭力強的行業(yè)與企業(yè)通過對外直接投資形式進行轉(zhuǎn)移，這是進一步深化GMS戰(zhàn)略合作的一個重要方向，它不僅可以通過將國內(nèi)過剩生產(chǎn)能力轉(zhuǎn)移到GMS開拓當?shù)厥袌?，最大限度實現(xiàn)已掌握的生產(chǎn)技術(shù)價值，還可以繞開各種貿(mào)易壁壘帶動原材料、中間品及技術(shù)的出口，促進對GMS貿(mào)易的增長。

[1] Mundell,R.A.,International Trade and Factor Mobility.American Economic Review,1957.

[2] 丘立成.論國際直接投資與國際貿(mào)易之間的聯(lián)系[J].南開經(jīng)濟研究,1999(6).

[3] 張海波,閆國慶.東亞新興經(jīng)濟體對外直接投資的貿(mào)易效應研究[J].國際經(jīng)貿(mào)探索,2010(6).

[4] 劉志雄,高歌.CAFTA框架下中國對東盟投資效應的實證研究[J].東南亞縱橫,2011(1).

[5] 賴石成,鐘偉.中國與東盟各國間的貿(mào)易與FDI關(guān)系實證研究[J].東南亞縱橫,2011(7).