金 洪，赵 达

0 引言

2005年以来，中国对东盟直接投资的绝对水平不断上升。流量上看，2005年，中国对东盟直接投资为1.57亿美元，到2009年，该项数值上升到26.98亿美元，增幅超过16倍；存量上看，2005年末，中国对东盟直接投资为12.56亿美元，2009年末，增加为95.71亿美元，增加了近7倍。不过，中国对东盟直接投资相对水平较低。2007～2009年，东盟吸引的所有外来直接投资中，来自中国的直接投资比重始终在3～4%上下波动。而同期东盟最大直接投资来源地欧盟的比重始终在20%左右，居于第二、三位的日本与美国的比重也都在10%左右。中国与上述国家、地区相比，差距较大。从区域分布上来看，新加坡、缅甸、越南、印尼、柬埔寨是吸收中国直接投资的主要国家，其占中国对东盟直接投资比重呈持续上升趋势。从行业结构来看，中国对东盟直接投资主要集中在电力、煤气及水的生产和供应业、批发和零售业、制造业、租赁和商务服务业以及采矿业等。由上可以看出，中国对东盟直接投资总体处于不断上升态势，但不可忽视与其他经济体的差距。本文意在找出影响我国对东盟直接投资的影响因素，缩小与发达国家在这方面的差距。

1 模型、数据来源与研究方法

一般来说，经济学研究中使用的引力模型形式如下。

其中，Tij是国家i与国家j间贸易总和，A是比例常数，Yi、Yj分别是国家i、j的经济规模，一般用GDP来表示，Dij是国家i、j间的距离。

将（1）式两边取自然对数，并进行适当整理，得到以下线性形式。

在考虑数据可获得性的基础上，本文以中国对东盟直接投资作为因变量，以中国与东盟各国的GDP、双边距离、双边贸易额等作为自变量。此外，本文还引入一个虚拟变量用来研究区域经济合作对中国向东盟国家直接投资的影响，即“早期收获计划（EHP）”。因此，本文使用下面的引力模型进行经验分析。

其中，ODIi,t为中国对东盟成员国i的直接投资；Yt为中国经济规模，用GDP表征，Yi,t为东盟成员国i的经济规模，用该国GDP表示；Di为中国与东盟成员国i之间的距离，用两国首都之间的空间距离表示；Ti,t为中国与东盟成员国i两国贸易量总和；EHPi,t表示虚拟变量“早期收获计划”，用以量化分析区域经济合作制度的影响；μi是随机扰动项。α0、β1、β2、β3与 β4是未知参数。

在数据来源上，中国、东盟各国2003-2009年GDP、中国与东盟各国双边贸易量来自联合国、WTO以及IMF等机构的数据库。中国与东盟各国首都之间的距离数据通过http://www.geobytes.com/CityDistanceTool.htm?loadpage上的距离计算器计算获得；中国对东盟各国的对外直接投资数据来自于商务部各年度《中国对外直接投资统计公报》。在数据类型上，不同于横截面数据与时间序列，本文使用的面板数据是由不同个体的时间序列综合组成，它是横截面数据与时间序列的一种综合。从纵向看，面板数据包括不同个体的时间序列；从横向看，连续年份的不同横截面数据构成面板数据。面板数据这种立体特征既可以让研究人员观察到研究时间区域内任何一个研究变量的变化规律，又能保证不同变量在同一个时间点上的差异。

依据上述数据，本文实证分析步骤如下。首先对lnODIi,t、lnYt、lnYi,t和等变量进行单位根检验，然后运用Pedroni协整检验法对这4个变量之间是否存在稳定均衡进行检验。再者，为了确定面板数据具体模型形式而进行F检验。最后，估计模型中的参数。

2 实证过程与结果

2.1 平稳性分析

与单一变量的时间序列一样，面板数据的平稳性分析也是运用单位根检验。不过，在对面板数据进行平稳性分析时必须对不同时间序列间的相互影响进行思考。有鉴于此，面板数据的AR（1）过程如下：

其中

（4）式中，Xi,t表示模型中的外生变量，包括固定效应或面板数据中单个变量的个体趋势。ρi用来表示自回归系数，误差项εi,t所属的分布是相互独立的。

不同方法中对ρ的设定是不一样的。在LLC检验中，东盟各国的 ρi是相等的，即 ρi=ρj=ρ(i≠j)；而在IPS（Im,Pesaran and Shin）、Fisher-ADF、Fisher-PP这三个平稳性分析中，不同国家的 ρi也不同，即 ρi≠ρj(i≠j)。本文涉及的这4个检验的原假设H0相同，即面板数据一阶平稳。

在进行单位根检验之前，笔者对lnODIit、lnYit和lnTit三个时间序列进行预估，发现这三个序列既有常数项，又有时间趋势。随后，运用LLC检验进行平稳性分析，分析结果如下表所示。

表1 东盟10国数据平稳性分析结果

表1表明lnODIit、lnYit和lnTit均不是平稳序列，3个变量的一阶单整都是平稳序列，这说明上述3个变量都有单位根。

2.2 面板数据模型的选择与估计

一般来说，面板数据模型主要有3类，即混合模型、变截距固体效应模型和变系数模型。混合模型不能反映个体之间差异；变截距固体效应模型可以用来研究个体之间的规模差异；变系数模型考察个体之间的规模差异和结构差异。

由（3）式可知，本文面板数据模型的通式如下。

当γi=γj=0,βi,k=βj,k，i≠j,i,j=1,2,……,n时，为混合模型。当γi≠γj≠0,βi,k=βj,k，i≠j,i,j=1,2,……,n时，为固定效应变截距模型。当 γi≠γj≠0,βi,k≠βj,k，i≠j,i,j=1,2,……,n时，为变系数模型。

（1）F检验

F检验目的在于确定本文实证研究的最佳模型形式。具体来说，首先，提出原假设H0以及备择假设H1与H2。笔者假设，原假设 H0为γi≠γj,βi,k≠βj,k，即中国对东盟10国直接投资存在规模与结构两种差异。备择假设H1为γi≠γj,βi,k=βj,k，即中国对东盟10国直接投资只存在规模差异；H2为 γi=γj=0,βi,k=βj,k，即中国对东盟各国直接投资没有根本性区别。其次，运用混合模型、个体固定效应模型以及变系数模型对数据分别进行三次实证分析，从而得到残差平方和分别为S1、S2、S3。第三，将上述三个残差平方和代入（6）、（7）式中已得到两个备择假设H1、H2下的F值，记为F1、F2。最后，比较上述F实际值与查表值，对三个假设进行取舍，选取合适的模型形式。

其中，N为10，即东盟国家数；T为年数，K为自变量系数个数。

根据东盟10国（N=10）2003～2009年（T=7）的面板数据，以lnY 、lnYi,t、为自变量（k=4），分别对上文三类模型进行估计，得到三个估计式的残差平方和 S1、S2、S3分别为151.7762、57.2939、20.4039。将这些结果分别代入（6）、（7）式中，得到F1=3.0044，F2=2.8616 α=0.1时F分布表临界值为F( )36,20=2.7230，F( )45,20=2.6661

由于 F1=3.0044＞2.7230，F2=2.8616＞2.6661，拒绝H1、H2假设，即应该选择变系数模型。换句话说，lnY、lnYi,t、lnTDi,t、EHPi对lnODIit的影响在规模和结构两方面同时存在差异。具体的模型形式如（8）式。

其中，γi表示东盟各国对公共截距的偏离，反映它们固定影响的差异；i=BD,Cam,Indo,Lao,Mal,Mya,Plp,Sgp,Tai,VN ，t=2003,2004,……,2009。

（2）模型估计

东盟内部各个国家之间在投资、贸易等方面联系比较紧密，因此，中国对东盟各国的对外直接投资完全独立的可能性较低。从统计学上看，横截面异方差和同期相关问题出现概率较高。因此，笔者选择GLS法（cross-section SUR）运用到模型估计中。

表2 中国对东盟对外直接投资面板数据变系数模型估计结果

3 结论与建议

根据上述实证分析，本文得到以下结论。

第一，中国对东盟各国直接投资存在规模差异。数据显示，新加坡是中国对东盟直接投资最多的目的地，近三年接受的中国直接投资数额均在10亿美元以上。柬埔寨、印尼、老挝、越南等国接受中国直接投资规模较大，上述4国近三年接受的中国直接投资均在1亿美元以上。马来西亚、菲律宾、泰国是中国直接投资规模较小，年均在5千万美元上下。文莱接受中国直接投资在东盟各国中最少，每年只有5百万美元左右。

第二，经济规模显著影响中国对东盟直接投资。整体而言，中国经济规模越大，对东盟直接投资数额也越大。其中，老挝、菲律宾、柬埔寨接受中国直接投资受中国经济增长影响最为突出。另一方面，东盟各国经济规模也影响着本国接受中国直接投资的大小。老挝、菲律宾、泰国等3国GDP与这些国家接受中国直接投资规模呈正相关关系。

第三，双边贸易的发展与中国对东盟国家直接投资规模之间呈反方向变动关系。这可能是因为，中国对东盟直接投资扩大了中国产品在东盟国家的本地化生产规模。从国别上来看，菲律宾、泰国、老挝受到此项因素影响较大，柬埔寨、文莱接受中国对外直接投资受双边贸易影响较小。此外，区域经济合作机制也从整体上促进了中国对东盟直接投资。为了扩大中国对东盟国家直接投资规模，应做好以下4个方面工作。首先，充分利用东盟各国制度环境，扩大我国对外直接投资。与欧美等国相比，我国对东盟直接投资规模有待进一步扩大。应扩大投资渠道，多角度深入了解东盟各个部门的资金需求，熟悉当地投资监管法规。政府应积极介绍东盟地区法规政策，让企业尽快了解当地游戏规则，避免不必要的损失。其次，扩大双边贸易，带动中国对外直接投资。贸易的发展必然要求在进口国建立完善的产品维修体系和物流体系。从这个意义上来说，，中国-东盟贸易规模扩大必将带动中国对东盟直接投资。此外，贸易促进双边信息交流，减少了双方的信息不对称及其引起的经济摩擦。第三，鼓励中国企业实施本地化战略。本地化战略可以有效减少运输等方面给贸易双方带来的成本和风险。实施本地化战略必须扩大中国对东盟的直接投资。一方面，资本要素流动可以保证其获得较大利润；另一方面，资本的分散化投资也有利于资本过度集中带来的不确定性风险。

第四，深化区域投资一体化体制建设。中国-东盟实现自由贸易以来，双边贸易规模增长显著，由此带来的经济增长效应十分显著。另一方面，由于各国在投资领域的监管机制存在差异，资本要素流动存在一定的限制，这不利于各国经济增长，也不利于实现充分就业。深化中国-东盟投资一体化机制建设，既有助于各国政府实现宏观经济政策目标，又有助于增加各国就业与收入。

[1] Tinbergen,J.Shaping the World Economy:Suggestions for an Interna⁃tional Economic Policy[J].Twentieth Century Fund,1962，(12).

[2] Pöyhönen,P.A Tentative Model of the Volume of Trade between Countries[J].Weltwirtschaftiliches Archive,1963,(90).

[3] Linnemann,H.An Econometric Analysis of International Trade Flows[M].North-Holland:Amsterdam,1966.

[4] Leamer,E.E.The Commodity Composition of International Trade in Manufactures:An Empirical Analysis[C].Oxford Economic Papers,1974,26(3).

[5] Bergstrand,J.H.The Gravity Equation in International Trade:Some Microeconomic Foundations and Empirical Evidence[J].Review of Economics and Statistics,1985,67(3).