中國—東盟自貿(mào)區(qū)直接投資效應(yīng)實(shí)證研究

韋倩青+蘇宣云

內(nèi)容摘要：本文在分析中國和東盟直接投資流入變化的基礎(chǔ)上，利用面板數(shù)據(jù)固定效應(yīng)模型實(shí)證檢驗(yàn)了中國-東盟自貿(mào)區(qū)建立后的直接投資效應(yīng)，得到如下結(jié)論：第一，東道國的市場規(guī)模、對外開放水平以及經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平對于FDI流入有促進(jìn)作用；勞動(dòng)力成本則與FDI流入負(fù)相關(guān)。第二，在中國與東盟的直接投資效應(yīng)中，各個(gè)因素的影響程度不同，市場規(guī)模、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平對中國吸引外資的影響大于東盟；勞動(dòng)力成本對東盟吸引外資的影響大于中國。

關(guān)鍵詞： 中國 東盟 自貿(mào)區(qū) 直接投資效應(yīng)

中國和東盟直接投資流入的變化

（一）直接投資來源地變化

1.中國FDI流入的主要來源地。2006-2011年，中國FDI最大的來源地是亞洲國家和地區(qū)，來自該區(qū)域的FDI累計(jì)直接投資額占中國FDI流入總額的66.7%；其次是拉丁美洲以及維爾京群島，所占比重分別為17.7%和13.9%；歐洲、美國對中國的直接投資只占中國FDI流入累計(jì)總額的6.1%和3%。在亞洲區(qū)域內(nèi)分具體國際和地區(qū)來看，2006-2011年，中國香港是中國FDI的最大來源地，占中國FDI流入累計(jì)總額的49.1%；日本是第二大FDI來源地，占中國FDI流入累計(jì)總額的 4.9%；新加坡排在第三位，占中國FDI流入累計(jì)總額的4.6%，韓國和中國臺(tái)灣分別為第四、五位，占中國FDI流入累計(jì)總額的比重分別為3.4%和2.3%。

2.東盟FDI流入的主要來源地。2005-2010年，歐盟是東盟最大的直接投資來源地，來自歐盟的FDI占東盟FDI流入累計(jì)總額的23%；其次是東盟內(nèi)部的直接投資，占東盟FDI流入累計(jì)總額的15%；日本是東盟的第三大FDI來源地，占東盟FDI流入累計(jì)總額的13%；美國與中國對東盟的直接投資分別占到FDI流入累計(jì)總額的9%和4%。從總體上看，盡管東盟的FDI流入仍以東盟區(qū)域外國家和地區(qū)為主，但是，東盟內(nèi)部的投資增長很快，2005-2010年，東盟各成員之間的投資以年均40%的速度增長。

（二）直接投資產(chǎn)業(yè)流向變化

1.中國FDI流入的產(chǎn)業(yè)分布。FDI在中國的產(chǎn)業(yè)分布有以下特點(diǎn)：第一，最初FDI集中流向第二產(chǎn)業(yè)，第二產(chǎn)業(yè)的FDI流入比重曾長期達(dá)到70%以上，是其他產(chǎn)業(yè)的2倍以上。第二，隨著中國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整和引資政策變化，流入第二產(chǎn)業(yè)的外資比例下降，2006年的比例為67.4%，到2011年該比例降至53.9%。第三，第三產(chǎn)業(yè)的FDI流入比重逐漸增加，由2006年的31.6%上升到2011年的44.2%。第四，第一產(chǎn)業(yè)的FDI流入不多，2006-2011年間，第一產(chǎn)業(yè)的FDI流入比重不到FDI總流入的2%。

2.東盟FDI流入的產(chǎn)業(yè)分布。從20世紀(jì)60年代起，F(xiàn)DI流入東盟國家的產(chǎn)業(yè)分布大體上經(jīng)歷了三個(gè)階段：第一階段是20世紀(jì)60年代至70年代初期，當(dāng)時(shí)FDI主要流入農(nóng)業(yè)、漁業(yè)和林業(yè)等第一產(chǎn)業(yè)，其次是第二產(chǎn)業(yè)，第三產(chǎn)業(yè)所占的比重微乎其微。第二階段是20世紀(jì)70年代后，東盟的經(jīng)濟(jì)發(fā)展轉(zhuǎn)向面向出口的工業(yè)，外資在第二產(chǎn)業(yè)的投入比重有所增大，到了20世紀(jì)80年代，流入東盟國家第二產(chǎn)業(yè)的外資超過第一產(chǎn)業(yè)。第三階段是20世紀(jì)90年代以后，隨著馬來西亞、泰國和印度尼西亞經(jīng)濟(jì)的迅速發(fā)展，東盟國家外資政策的自由化及產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整，第三產(chǎn)業(yè)部門對FDI的需求也越來越大，F(xiàn)DI流入東盟國家第三產(chǎn)業(yè)的比重不斷加大。盡管FDI流入服務(wù)業(yè)的比重不斷增加，但是目前東盟的外資流入仍以制造業(yè)為主，2005-2010年，F(xiàn)DI流入東盟國家制造業(yè)的比重為32%，其次是金融服務(wù)業(yè)比重為21%，而第一產(chǎn)業(yè)則只占到1%。

中國-東盟自貿(mào)區(qū)直接投資變化的實(shí)證檢驗(yàn)

（一）直接投資效應(yīng)檢驗(yàn)?zāi)Ｐ偷臉?gòu)建

1.影響因素選取。區(qū)域經(jīng)濟(jì)一體化直接投資效應(yīng)是由跨國公司投資動(dòng)機(jī)和東道國要素稟賦決定。因此，中國-東盟自貿(mào)區(qū)（CAFTA）直接投資效應(yīng)主要有以下影響因素，其中市場規(guī)模和對外開放程度在實(shí)證分析時(shí)作為控制變量。

一是經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平（GDPP）和市場規(guī)模（GDP）。一國經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平越高，該國居民購買力越強(qiáng)，市場規(guī)模也越大，對市場尋求型FDI吸引力越強(qiáng)。因?yàn)槭袌鲆?guī)模大容易實(shí)現(xiàn)規(guī)模經(jīng)濟(jì)和產(chǎn)業(yè)集聚，會(huì)降低生產(chǎn)成本，獲得規(guī)模收益。本文使用東道國人均國內(nèi)生產(chǎn)總值作為經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的代理變量，東道國國內(nèi)生產(chǎn)總值作為市場規(guī)模的代理變量。兩者的預(yù)期符號皆為“+”。二是對外開放程度（EXP）。一國對外開放程度越高，意味著FDI流入的門檻越低，F(xiàn)DI流入的風(fēng)險(xiǎn)也越低。本文采用東道國出口占國內(nèi)生產(chǎn)總值的比重作為對外開放程度的代理變量，預(yù)期符號為“+”。三是勞動(dòng)力成本（W）。東道國低廉勞動(dòng)力成本吸引效率尋求型FDI，特別是勞動(dòng)密集型產(chǎn)業(yè)。本文采用東道國制造業(yè)月平均工資指數(shù)作為代理變量，預(yù)期符號為“-”。四是基礎(chǔ)設(shè)施水平（SER）。對于資產(chǎn)（資源）尋求型FDI來說，投資的主要?jiǎng)訖C(jī)是為了獲取東道國的自然資源或者優(yōu)質(zhì)便利服務(wù)等軟性資源，而這些屬于基礎(chǔ)設(shè)施的范疇。本文采用東道國服務(wù)業(yè)產(chǎn)值占國內(nèi)生產(chǎn)總值比重作為代理變量，預(yù)期符號為“+”。五是人力資源狀況（ET）。一國人力資源越豐富，該國研發(fā)和創(chuàng)新能力越強(qiáng)。對于FDI流入有很強(qiáng)吸引，尤其是對知識技術(shù)密集型產(chǎn)業(yè)的FDI流入。本文采用東道國高等院校入學(xué)率作為人力資源狀況的代理變量，預(yù)期符號為“+”。六是區(qū)域經(jīng)濟(jì)一體化（D1）。區(qū)域經(jīng)濟(jì)一體化的大市場效應(yīng)會(huì)帶來FDI流入增加。而且自貿(mào)區(qū)的發(fā)展會(huì)使區(qū)域內(nèi)的投資政策更加完善，促進(jìn)市場機(jī)制成熟，跨國公司為了充分利用成員新形成的要素稟賦優(yōu)勢，會(huì)在自貿(mào)區(qū)內(nèi)重新配置生產(chǎn)，F(xiàn)DI流入在自貿(mào)區(qū)內(nèi)部不同區(qū)位和產(chǎn)業(yè)的變化。本文使用虛擬變量D1表示CAFTA因素，自CAFTA在世貿(mào)組織備案年份開始，D1=1，備案前年份為0。

2.數(shù)據(jù)來源。本文選用EVIEWS6.0軟件，構(gòu)建面板數(shù)據(jù)固定效應(yīng)模型，采用方法是cross-section weights。時(shí)間為1994-2011年；截面為中國內(nèi)地以及東盟9個(gè)國家（文萊、柬埔寨、印尼、老撾、馬來西亞、新加坡、菲律賓、泰國、越南）。除了勞動(dòng)力成本的數(shù)據(jù)來源于各國統(tǒng)計(jì)年鑒外，其余變量的數(shù)據(jù)均來源于世界銀行網(wǎng)站數(shù)據(jù)庫。endprint

（二）實(shí)證結(jié)果與分析

本文為了消除異方差的影響，除了虛擬變量以外，每個(gè)變量均采取對數(shù)形式，并且加入AR（1）項(xiàng)來消除自相關(guān)，同時(shí)為了衡量自貿(mào)區(qū)對各自變量的影響，除了GDPP變量、EXP變量和GDP變量外，本文引入了各自變量與虛擬變量相乘的交叉項(xiàng)，基礎(chǔ)設(shè)施水平變量與CAFTA虛擬變量的乘積（交叉項(xiàng)SER*D1），勞動(dòng)力成本變量與CAFTA虛擬變量的乘積（交叉項(xiàng)W*D1），人力資源狀況變量與CAFTA虛擬變量的乘積（交叉項(xiàng)ET*D1）。面板模型估計(jì)結(jié)果（一）如表1所示。

根據(jù)表1的結(jié)果可知，基礎(chǔ)設(shè)施水平變量、人力資源狀況變量、CAFTA虛擬變量系數(shù)的符號和預(yù)期不同，這是因?yàn)榛A(chǔ)設(shè)施水平、人力資源狀況對FDI流量的影響有滯后性，而CAFTA建成時(shí)間不長，在實(shí)證檢驗(yàn)所考查時(shí)段里，自貿(mào)區(qū)對FDI流量的影響還未充分體現(xiàn)。基于此，本文對基礎(chǔ)設(shè)施水平變量和人力資源狀況變量取滯后一期，然后對基礎(chǔ)設(shè)施水平變量滯后一期與CAFTA虛擬變量的乘積（交叉項(xiàng)SER（-1）*D1），以及人力資源狀況變量滯后一期與CAFTA虛擬變量的乘積（交叉項(xiàng)ET（-1）*D1）再檢驗(yàn)，結(jié)果如表2所示。在估計(jì)結(jié)果（二）中，基礎(chǔ)設(shè)施水平變量滯后一期系數(shù)的符號符合預(yù)期，但基礎(chǔ)設(shè)施水平變量的t檢驗(yàn)未通過，說明該變量不顯著；人力資源狀況變量滯后一期系數(shù)的符號依舊不符合預(yù)期。

綜合以上兩個(gè)估計(jì)結(jié)果，可知在CAFTA建立后，總體市場規(guī)模變量（LnGDP）在所有模型中的回歸系數(shù)為正，且通過t檢驗(yàn)，說明區(qū)域市場規(guī)模越大，越能吸引FDI流入；一國對外開放程度變量（LnEXP）在所有模型中的回歸系數(shù)也為正，說明一國開放程度越高，也越能促進(jìn)FDI流入。這兩個(gè)變量是影響CAFTA區(qū)域FDI流入的主要因素，同時(shí)也說明了CAFTA區(qū)域的市場追尋型FDI流入較顯著。

另外，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平變量（LnGDPP）的估計(jì)參數(shù)為正，且通過t檢驗(yàn)，說明一國經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平與FDI流入正相關(guān)，一國經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平越高，越有利于FDI流入；勞動(dòng)力成本變量與CAFTA虛擬變量的乘積（交叉項(xiàng)W*D1）的估計(jì)參數(shù)為負(fù)，且通過t檢驗(yàn)，說明在自貿(mào)區(qū)條件下，勞動(dòng)力成本與自貿(mào)區(qū)的投資效應(yīng)負(fù)相關(guān)，CAFTA成員大部分國家仍是發(fā)展中國家，勞動(dòng)力成本與北美及歐盟地區(qū)相比較低，因此對于效率追尋型FDI具有較大吸引力。

基礎(chǔ)設(shè)施水平變量的當(dāng)期符號與預(yù)期不吻合，滯后一期未通過t檢驗(yàn)的結(jié)果說明，對于中國和大部分東盟國家而言，現(xiàn)階段的基礎(chǔ)設(shè)施水平更多體現(xiàn)在交通設(shè)施等硬件設(shè)施上，而服務(wù)業(yè)發(fā)展等軟件設(shè)施在吸引FDI上的作用有限，如果實(shí)證分析時(shí)采用反映基礎(chǔ)設(shè)施硬件建設(shè)的指標(biāo)，該解釋變量應(yīng)該能通過t檢驗(yàn)，符號也會(huì)符合預(yù)期。而人力資源狀況變量無論是當(dāng)期還是滯后一期在模型中都不顯著，從另一側(cè)面證明了目前CAFTA區(qū)域的FDI流入仍以勞動(dòng)密集型FDI為主，技術(shù)密集型FDI較少。CAFTA虛擬變量的估計(jì)參數(shù)為正值和預(yù)期相反，一方面是因?yàn)槭艿綐颖救萘啃〉瓤陀^因素的影響，另一方面是因?yàn)樽再Q(mào)區(qū)的投資效應(yīng)更多是動(dòng)態(tài)效應(yīng)，具有一定滯后性，F(xiàn)DI效應(yīng)在短期內(nèi)難以全部顯現(xiàn)。

（三）中國與東盟FDI效應(yīng)的比較

為了比較中國與東盟在CAFTA中FDI效應(yīng)的差別，本文再引入一個(gè)虛擬變量D2，D2的設(shè)置如下：D2=1時(shí)表示中國，D2=0時(shí)表示東盟國家。分別對經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、勞動(dòng)力成本、市場規(guī)模及對外開放水平4個(gè)變量進(jìn)行加入虛擬變量乘積的回歸估計(jì)，回歸結(jié)果如表3所示。

模型9是對對外開放程度、市場規(guī)模兩個(gè)控制變量的回歸，模型10和模型11是在以對外開放程度、市場規(guī)模兩個(gè)變量為控制變量的基礎(chǔ)上，分別對經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平及人力資源狀況進(jìn)行回歸。三個(gè)模型均通過t檢驗(yàn)，且模型的擬合性都較好，不存在一階自相關(guān)現(xiàn)象，因此，可以用模型9至模型11的估計(jì)結(jié)果來判斷中國與東盟在CAFTA建立后，F(xiàn)DI效應(yīng)的差別（見表4）。

1.經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平。中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平變量系數(shù)為0.1779，東盟為0.0850，都與FDI流入正相關(guān)，但是中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平對于FDI流入的影響要大于東盟國家。因?yàn)橹袊丝诙啵?jīng)濟(jì)發(fā)展水平高意味著整體購買力水平提高，市場規(guī)模進(jìn)一步擴(kuò)大，對外資有很強(qiáng)吸引力。

2.勞動(dòng)力成本。中國勞動(dòng)力成本變量系數(shù)為-0.13661，東盟為-0.34671，都與FDI流入負(fù)相關(guān)，說明CAFTA區(qū)域的工資水平越低，越有利于外資流入。但是就中國和東盟而言，這種勞動(dòng)力成本影響FDI的程度不同。中國勞動(dòng)力水平變量系數(shù)的絕對值小于東盟，說明中國的勞動(dòng)力成本對外資吸引力已不如東盟。CAFTA建立后，跨國公司會(huì)在該區(qū)域?qū)ふ覄趧?dòng)力成本更低的區(qū)位進(jìn)行生產(chǎn)，以供應(yīng)CAFTA整個(gè)區(qū)域的市場。因此，在中國與東盟國家之間會(huì)出現(xiàn)FDI投資區(qū)位流向的調(diào)整。事實(shí)也表明，許多勞動(dòng)密集型產(chǎn)業(yè)已開始從中國轉(zhuǎn)移到了越南、老撾等勞動(dòng)力成本更低的東盟國家。

3.對外開放水平。中國對外開放水平變量系數(shù)為0.0387，東盟為0.9082，系數(shù)都為正，說明對外開放水平越高，越有利于FDI流入，而這種影響程度東盟要大于中國。因?yàn)闁|盟國家相對于中國而言是小國，小國的對外開放程度對外資流入的影響大于大國。CAFTA建立后，區(qū)域內(nèi)逐漸實(shí)現(xiàn)自由貿(mào)易，貿(mào)易和投資環(huán)境也越發(fā)改善，東盟國家的開放程度進(jìn)一步提高，所以對外資的吸引力將進(jìn)一步增強(qiáng)。

4.市場規(guī)模。中國市場規(guī)模變量系數(shù)為0.7927，東盟為0.6419，這說明了中國市場規(guī)模對FDI的影響程度要大于東盟。市場規(guī)模越大越有利于區(qū)域FDI的流入。中國無論在人口總量還是經(jīng)濟(jì)總量上都大于東盟十國，所以CAFTA的建立，中國對于FDI的吸引力都優(yōu)于東盟，原先在東盟的FDI會(huì)有部分轉(zhuǎn)移到中國。

結(jié)論

本文利用面板數(shù)據(jù)模型實(shí)證檢驗(yàn)了中國-東盟自貿(mào)區(qū)建立后的直接投資效應(yīng)，得到如下結(jié)論：

第一，東道國市場規(guī)模、對外開放水平、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平對FDI流入具有促進(jìn)作用，市場規(guī)模越大、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平越高、開放程度越高，對FDI流入的促進(jìn)作用越強(qiáng)。而勞動(dòng)力成本則與FDI流入負(fù)相關(guān)。

第二，本文區(qū)分了中國與東盟在FDI效應(yīng)上的差異。實(shí)證表明，中國在市場規(guī)模、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平上對于FDI流入的影響程度要大于東盟，而在勞動(dòng)力成本及對外開放水平等因素對于FDI流入的影響程度則要小于東盟。

參考文獻(xiàn)：

1.魯曉東，楊子輝.區(qū)域經(jīng)濟(jì)一體化的FDI效應(yīng)—基于FGLS的估計(jì)[J].世界經(jīng)濟(jì)文匯，2009（4）

2.邵秀燕.區(qū)域經(jīng)濟(jì)一體化進(jìn)程中東盟投資效應(yīng)分析[J].世界經(jīng)濟(jì)與政治論壇，2009

3.陳霜華，查貴勇.CAFTA框架下投資效應(yīng)的實(shí)證分析[J].經(jīng)濟(jì)問題探索，2008（11）

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

作者簡介：

韋倩青，女，壯族，廣西河池人，廣西大學(xué)商學(xué)院副教授，研究方向：國際區(qū)域貿(mào)易與投資、跨國公司管理。

蘇宣云，女，漢族，廣西合浦人，碩士，中國銀行北海分行研究人員。endprint

（二）實(shí)證結(jié)果與分析

本文為了消除異方差的影響，除了虛擬變量以外，每個(gè)變量均采取對數(shù)形式，并且加入AR（1）項(xiàng)來消除自相關(guān)，同時(shí)為了衡量自貿(mào)區(qū)對各自變量的影響，除了GDPP變量、EXP變量和GDP變量外，本文引入了各自變量與虛擬變量相乘的交叉項(xiàng)，基礎(chǔ)設(shè)施水平變量與CAFTA虛擬變量的乘積（交叉項(xiàng)SER*D1），勞動(dòng)力成本變量與CAFTA虛擬變量的乘積（交叉項(xiàng)W*D1），人力資源狀況變量與CAFTA虛擬變量的乘積（交叉項(xiàng)ET*D1）。面板模型估計(jì)結(jié)果（一）如表1所示。

根據(jù)表1的結(jié)果可知，基礎(chǔ)設(shè)施水平變量、人力資源狀況變量、CAFTA虛擬變量系數(shù)的符號和預(yù)期不同，這是因?yàn)榛A(chǔ)設(shè)施水平、人力資源狀況對FDI流量的影響有滯后性，而CAFTA建成時(shí)間不長，在實(shí)證檢驗(yàn)所考查時(shí)段里，自貿(mào)區(qū)對FDI流量的影響還未充分體現(xiàn)。基于此，本文對基礎(chǔ)設(shè)施水平變量和人力資源狀況變量取滯后一期，然后對基礎(chǔ)設(shè)施水平變量滯后一期與CAFTA虛擬變量的乘積（交叉項(xiàng)SER（-1）*D1），以及人力資源狀況變量滯后一期與CAFTA虛擬變量的乘積（交叉項(xiàng)ET（-1）*D1）再檢驗(yàn)，結(jié)果如表2所示。在估計(jì)結(jié)果（二）中，基礎(chǔ)設(shè)施水平變量滯后一期系數(shù)的符號符合預(yù)期，但基礎(chǔ)設(shè)施水平變量的t檢驗(yàn)未通過，說明該變量不顯著；人力資源狀況變量滯后一期系數(shù)的符號依舊不符合預(yù)期。

綜合以上兩個(gè)估計(jì)結(jié)果，可知在CAFTA建立后，總體市場規(guī)模變量（LnGDP）在所有模型中的回歸系數(shù)為正，且通過t檢驗(yàn)，說明區(qū)域市場規(guī)模越大，越能吸引FDI流入；一國對外開放程度變量（LnEXP）在所有模型中的回歸系數(shù)也為正，說明一國開放程度越高，也越能促進(jìn)FDI流入。這兩個(gè)變量是影響CAFTA區(qū)域FDI流入的主要因素，同時(shí)也說明了CAFTA區(qū)域的市場追尋型FDI流入較顯著。

另外，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平變量（LnGDPP）的估計(jì)參數(shù)為正，且通過t檢驗(yàn)，說明一國經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平與FDI流入正相關(guān)，一國經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平越高，越有利于FDI流入；勞動(dòng)力成本變量與CAFTA虛擬變量的乘積（交叉項(xiàng)W*D1）的估計(jì)參數(shù)為負(fù)，且通過t檢驗(yàn)，說明在自貿(mào)區(qū)條件下，勞動(dòng)力成本與自貿(mào)區(qū)的投資效應(yīng)負(fù)相關(guān)，CAFTA成員大部分國家仍是發(fā)展中國家，勞動(dòng)力成本與北美及歐盟地區(qū)相比較低，因此對于效率追尋型FDI具有較大吸引力。

基礎(chǔ)設(shè)施水平變量的當(dāng)期符號與預(yù)期不吻合，滯后一期未通過t檢驗(yàn)的結(jié)果說明，對于中國和大部分東盟國家而言，現(xiàn)階段的基礎(chǔ)設(shè)施水平更多體現(xiàn)在交通設(shè)施等硬件設(shè)施上，而服務(wù)業(yè)發(fā)展等軟件設(shè)施在吸引FDI上的作用有限，如果實(shí)證分析時(shí)采用反映基礎(chǔ)設(shè)施硬件建設(shè)的指標(biāo)，該解釋變量應(yīng)該能通過t檢驗(yàn)，符號也會(huì)符合預(yù)期。而人力資源狀況變量無論是當(dāng)期還是滯后一期在模型中都不顯著，從另一側(cè)面證明了目前CAFTA區(qū)域的FDI流入仍以勞動(dòng)密集型FDI為主，技術(shù)密集型FDI較少。CAFTA虛擬變量的估計(jì)參數(shù)為正值和預(yù)期相反，一方面是因?yàn)槭艿綐颖救萘啃〉瓤陀^因素的影響，另一方面是因?yàn)樽再Q(mào)區(qū)的投資效應(yīng)更多是動(dòng)態(tài)效應(yīng)，具有一定滯后性，F(xiàn)DI效應(yīng)在短期內(nèi)難以全部顯現(xiàn)。

（三）中國與東盟FDI效應(yīng)的比較

為了比較中國與東盟在CAFTA中FDI效應(yīng)的差別，本文再引入一個(gè)虛擬變量D2，D2的設(shè)置如下：D2=1時(shí)表示中國，D2=0時(shí)表示東盟國家。分別對經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、勞動(dòng)力成本、市場規(guī)模及對外開放水平4個(gè)變量進(jìn)行加入虛擬變量乘積的回歸估計(jì)，回歸結(jié)果如表3所示。

模型9是對對外開放程度、市場規(guī)模兩個(gè)控制變量的回歸，模型10和模型11是在以對外開放程度、市場規(guī)模兩個(gè)變量為控制變量的基礎(chǔ)上，分別對經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平及人力資源狀況進(jìn)行回歸。三個(gè)模型均通過t檢驗(yàn)，且模型的擬合性都較好，不存在一階自相關(guān)現(xiàn)象，因此，可以用模型9至模型11的估計(jì)結(jié)果來判斷中國與東盟在CAFTA建立后，F(xiàn)DI效應(yīng)的差別（見表4）。

1.經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平。中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平變量系數(shù)為0.1779，東盟為0.0850，都與FDI流入正相關(guān)，但是中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平對于FDI流入的影響要大于東盟國家。因?yàn)橹袊丝诙啵?jīng)濟(jì)發(fā)展水平高意味著整體購買力水平提高，市場規(guī)模進(jìn)一步擴(kuò)大，對外資有很強(qiáng)吸引力。

2.勞動(dòng)力成本。中國勞動(dòng)力成本變量系數(shù)為-0.13661，東盟為-0.34671，都與FDI流入負(fù)相關(guān)，說明CAFTA區(qū)域的工資水平越低，越有利于外資流入。但是就中國和東盟而言，這種勞動(dòng)力成本影響FDI的程度不同。中國勞動(dòng)力水平變量系數(shù)的絕對值小于東盟，說明中國的勞動(dòng)力成本對外資吸引力已不如東盟。CAFTA建立后，跨國公司會(huì)在該區(qū)域?qū)ふ覄趧?dòng)力成本更低的區(qū)位進(jìn)行生產(chǎn)，以供應(yīng)CAFTA整個(gè)區(qū)域的市場。因此，在中國與東盟國家之間會(huì)出現(xiàn)FDI投資區(qū)位流向的調(diào)整。事實(shí)也表明，許多勞動(dòng)密集型產(chǎn)業(yè)已開始從中國轉(zhuǎn)移到了越南、老撾等勞動(dòng)力成本更低的東盟國家。

3.對外開放水平。中國對外開放水平變量系數(shù)為0.0387，東盟為0.9082，系數(shù)都為正，說明對外開放水平越高，越有利于FDI流入，而這種影響程度東盟要大于中國。因?yàn)闁|盟國家相對于中國而言是小國，小國的對外開放程度對外資流入的影響大于大國。CAFTA建立后，區(qū)域內(nèi)逐漸實(shí)現(xiàn)自由貿(mào)易，貿(mào)易和投資環(huán)境也越發(fā)改善，東盟國家的開放程度進(jìn)一步提高，所以對外資的吸引力將進(jìn)一步增強(qiáng)。

4.市場規(guī)模。中國市場規(guī)模變量系數(shù)為0.7927，東盟為0.6419，這說明了中國市場規(guī)模對FDI的影響程度要大于東盟。市場規(guī)模越大越有利于區(qū)域FDI的流入。中國無論在人口總量還是經(jīng)濟(jì)總量上都大于東盟十國，所以CAFTA的建立，中國對于FDI的吸引力都優(yōu)于東盟，原先在東盟的FDI會(huì)有部分轉(zhuǎn)移到中國。

結(jié)論

本文利用面板數(shù)據(jù)模型實(shí)證檢驗(yàn)了中國-東盟自貿(mào)區(qū)建立后的直接投資效應(yīng)，得到如下結(jié)論：

第一，東道國市場規(guī)模、對外開放水平、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平對FDI流入具有促進(jìn)作用，市場規(guī)模越大、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平越高、開放程度越高，對FDI流入的促進(jìn)作用越強(qiáng)。而勞動(dòng)力成本則與FDI流入負(fù)相關(guān)。

第二，本文區(qū)分了中國與東盟在FDI效應(yīng)上的差異。實(shí)證表明，中國在市場規(guī)模、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平上對于FDI流入的影響程度要大于東盟，而在勞動(dòng)力成本及對外開放水平等因素對于FDI流入的影響程度則要小于東盟。

參考文獻(xiàn)：

1.魯曉東，楊子輝.區(qū)域經(jīng)濟(jì)一體化的FDI效應(yīng)—基于FGLS的估計(jì)[J].世界經(jīng)濟(jì)文匯，2009（4）

2.邵秀燕.區(qū)域經(jīng)濟(jì)一體化進(jìn)程中東盟投資效應(yīng)分析[J].世界經(jīng)濟(jì)與政治論壇，2009

3.陳霜華，查貴勇.CAFTA框架下投資效應(yīng)的實(shí)證分析[J].經(jīng)濟(jì)問題探索，2008（11）

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

作者簡介：

韋倩青，女，壯族，廣西河池人，廣西大學(xué)商學(xué)院副教授，研究方向：國際區(qū)域貿(mào)易與投資、跨國公司管理。

蘇宣云，女，漢族，廣西合浦人，碩士，中國銀行北海分行研究人員。endprint

（二）實(shí)證結(jié)果與分析

本文為了消除異方差的影響，除了虛擬變量以外，每個(gè)變量均采取對數(shù)形式，并且加入AR（1）項(xiàng)來消除自相關(guān)，同時(shí)為了衡量自貿(mào)區(qū)對各自變量的影響，除了GDPP變量、EXP變量和GDP變量外，本文引入了各自變量與虛擬變量相乘的交叉項(xiàng)，基礎(chǔ)設(shè)施水平變量與CAFTA虛擬變量的乘積（交叉項(xiàng)SER*D1），勞動(dòng)力成本變量與CAFTA虛擬變量的乘積（交叉項(xiàng)W*D1），人力資源狀況變量與CAFTA虛擬變量的乘積（交叉項(xiàng)ET*D1）。面板模型估計(jì)結(jié)果（一）如表1所示。

根據(jù)表1的結(jié)果可知，基礎(chǔ)設(shè)施水平變量、人力資源狀況變量、CAFTA虛擬變量系數(shù)的符號和預(yù)期不同，這是因?yàn)榛A(chǔ)設(shè)施水平、人力資源狀況對FDI流量的影響有滯后性，而CAFTA建成時(shí)間不長，在實(shí)證檢驗(yàn)所考查時(shí)段里，自貿(mào)區(qū)對FDI流量的影響還未充分體現(xiàn)。基于此，本文對基礎(chǔ)設(shè)施水平變量和人力資源狀況變量取滯后一期，然后對基礎(chǔ)設(shè)施水平變量滯后一期與CAFTA虛擬變量的乘積（交叉項(xiàng)SER（-1）*D1），以及人力資源狀況變量滯后一期與CAFTA虛擬變量的乘積（交叉項(xiàng)ET（-1）*D1）再檢驗(yàn)，結(jié)果如表2所示。在估計(jì)結(jié)果（二）中，基礎(chǔ)設(shè)施水平變量滯后一期系數(shù)的符號符合預(yù)期，但基礎(chǔ)設(shè)施水平變量的t檢驗(yàn)未通過，說明該變量不顯著；人力資源狀況變量滯后一期系數(shù)的符號依舊不符合預(yù)期。

綜合以上兩個(gè)估計(jì)結(jié)果，可知在CAFTA建立后，總體市場規(guī)模變量（LnGDP）在所有模型中的回歸系數(shù)為正，且通過t檢驗(yàn)，說明區(qū)域市場規(guī)模越大，越能吸引FDI流入；一國對外開放程度變量（LnEXP）在所有模型中的回歸系數(shù)也為正，說明一國開放程度越高，也越能促進(jìn)FDI流入。這兩個(gè)變量是影響CAFTA區(qū)域FDI流入的主要因素，同時(shí)也說明了CAFTA區(qū)域的市場追尋型FDI流入較顯著。

另外，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平變量（LnGDPP）的估計(jì)參數(shù)為正，且通過t檢驗(yàn)，說明一國經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平與FDI流入正相關(guān)，一國經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平越高，越有利于FDI流入；勞動(dòng)力成本變量與CAFTA虛擬變量的乘積（交叉項(xiàng)W*D1）的估計(jì)參數(shù)為負(fù)，且通過t檢驗(yàn)，說明在自貿(mào)區(qū)條件下，勞動(dòng)力成本與自貿(mào)區(qū)的投資效應(yīng)負(fù)相關(guān)，CAFTA成員大部分國家仍是發(fā)展中國家，勞動(dòng)力成本與北美及歐盟地區(qū)相比較低，因此對于效率追尋型FDI具有較大吸引力。

基礎(chǔ)設(shè)施水平變量的當(dāng)期符號與預(yù)期不吻合，滯后一期未通過t檢驗(yàn)的結(jié)果說明，對于中國和大部分東盟國家而言，現(xiàn)階段的基礎(chǔ)設(shè)施水平更多體現(xiàn)在交通設(shè)施等硬件設(shè)施上，而服務(wù)業(yè)發(fā)展等軟件設(shè)施在吸引FDI上的作用有限，如果實(shí)證分析時(shí)采用反映基礎(chǔ)設(shè)施硬件建設(shè)的指標(biāo)，該解釋變量應(yīng)該能通過t檢驗(yàn)，符號也會(huì)符合預(yù)期。而人力資源狀況變量無論是當(dāng)期還是滯后一期在模型中都不顯著，從另一側(cè)面證明了目前CAFTA區(qū)域的FDI流入仍以勞動(dòng)密集型FDI為主，技術(shù)密集型FDI較少。CAFTA虛擬變量的估計(jì)參數(shù)為正值和預(yù)期相反，一方面是因?yàn)槭艿綐颖救萘啃〉瓤陀^因素的影響，另一方面是因?yàn)樽再Q(mào)區(qū)的投資效應(yīng)更多是動(dòng)態(tài)效應(yīng)，具有一定滯后性，F(xiàn)DI效應(yīng)在短期內(nèi)難以全部顯現(xiàn)。

（三）中國與東盟FDI效應(yīng)的比較

為了比較中國與東盟在CAFTA中FDI效應(yīng)的差別，本文再引入一個(gè)虛擬變量D2，D2的設(shè)置如下：D2=1時(shí)表示中國，D2=0時(shí)表示東盟國家。分別對經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、勞動(dòng)力成本、市場規(guī)模及對外開放水平4個(gè)變量進(jìn)行加入虛擬變量乘積的回歸估計(jì)，回歸結(jié)果如表3所示。

模型9是對對外開放程度、市場規(guī)模兩個(gè)控制變量的回歸，模型10和模型11是在以對外開放程度、市場規(guī)模兩個(gè)變量為控制變量的基礎(chǔ)上，分別對經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平及人力資源狀況進(jìn)行回歸。三個(gè)模型均通過t檢驗(yàn)，且模型的擬合性都較好，不存在一階自相關(guān)現(xiàn)象，因此，可以用模型9至模型11的估計(jì)結(jié)果來判斷中國與東盟在CAFTA建立后，F(xiàn)DI效應(yīng)的差別（見表4）。

1.經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平。中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平變量系數(shù)為0.1779，東盟為0.0850，都與FDI流入正相關(guān)，但是中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平對于FDI流入的影響要大于東盟國家。因?yàn)橹袊丝诙啵?jīng)濟(jì)發(fā)展水平高意味著整體購買力水平提高，市場規(guī)模進(jìn)一步擴(kuò)大，對外資有很強(qiáng)吸引力。

2.勞動(dòng)力成本。中國勞動(dòng)力成本變量系數(shù)為-0.13661，東盟為-0.34671，都與FDI流入負(fù)相關(guān)，說明CAFTA區(qū)域的工資水平越低，越有利于外資流入。但是就中國和東盟而言，這種勞動(dòng)力成本影響FDI的程度不同。中國勞動(dòng)力水平變量系數(shù)的絕對值小于東盟，說明中國的勞動(dòng)力成本對外資吸引力已不如東盟。CAFTA建立后，跨國公司會(huì)在該區(qū)域?qū)ふ覄趧?dòng)力成本更低的區(qū)位進(jìn)行生產(chǎn)，以供應(yīng)CAFTA整個(gè)區(qū)域的市場。因此，在中國與東盟國家之間會(huì)出現(xiàn)FDI投資區(qū)位流向的調(diào)整。事實(shí)也表明，許多勞動(dòng)密集型產(chǎn)業(yè)已開始從中國轉(zhuǎn)移到了越南、老撾等勞動(dòng)力成本更低的東盟國家。

3.對外開放水平。中國對外開放水平變量系數(shù)為0.0387，東盟為0.9082，系數(shù)都為正，說明對外開放水平越高，越有利于FDI流入，而這種影響程度東盟要大于中國。因?yàn)闁|盟國家相對于中國而言是小國，小國的對外開放程度對外資流入的影響大于大國。CAFTA建立后，區(qū)域內(nèi)逐漸實(shí)現(xiàn)自由貿(mào)易，貿(mào)易和投資環(huán)境也越發(fā)改善，東盟國家的開放程度進(jìn)一步提高，所以對外資的吸引力將進(jìn)一步增強(qiáng)。

4.市場規(guī)模。中國市場規(guī)模變量系數(shù)為0.7927，東盟為0.6419，這說明了中國市場規(guī)模對FDI的影響程度要大于東盟。市場規(guī)模越大越有利于區(qū)域FDI的流入。中國無論在人口總量還是經(jīng)濟(jì)總量上都大于東盟十國，所以CAFTA的建立，中國對于FDI的吸引力都優(yōu)于東盟，原先在東盟的FDI會(huì)有部分轉(zhuǎn)移到中國。

結(jié)論

本文利用面板數(shù)據(jù)模型實(shí)證檢驗(yàn)了中國-東盟自貿(mào)區(qū)建立后的直接投資效應(yīng)，得到如下結(jié)論：

第一，東道國市場規(guī)模、對外開放水平、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平對FDI流入具有促進(jìn)作用，市場規(guī)模越大、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平越高、開放程度越高，對FDI流入的促進(jìn)作用越強(qiáng)。而勞動(dòng)力成本則與FDI流入負(fù)相關(guān)。

第二，本文區(qū)分了中國與東盟在FDI效應(yīng)上的差異。實(shí)證表明，中國在市場規(guī)模、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平上對于FDI流入的影響程度要大于東盟，而在勞動(dòng)力成本及對外開放水平等因素對于FDI流入的影響程度則要小于東盟。

參考文獻(xiàn)：

1.魯曉東，楊子輝.區(qū)域經(jīng)濟(jì)一體化的FDI效應(yīng)—基于FGLS的估計(jì)[J].世界經(jīng)濟(jì)文匯，2009（4）

2.邵秀燕.區(qū)域經(jīng)濟(jì)一體化進(jìn)程中東盟投資效應(yīng)分析[J].世界經(jīng)濟(jì)與政治論壇，2009

3.陳霜華，查貴勇.CAFTA框架下投資效應(yīng)的實(shí)證分析[J].經(jīng)濟(jì)問題探索，2008（11）

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

作者簡介：

韋倩青，女，壯族，廣西河池人，廣西大學(xué)商學(xué)院副教授，研究方向：國際區(qū)域貿(mào)易與投資、跨國公司管理。

蘇宣云，女，漢族，廣西合浦人，碩士，中國銀行北海分行研究人員。endprint