史本葉　張超磊

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中國對東盟直接投資：區(qū)位選擇、影響因素及投資效應(yīng)

史本葉張超磊

摘要:自2010年中國-東盟自由貿(mào)易區(qū)成立以來，中國對東盟的直接投資快速發(fā)展。利用空間滯后模型分析中國對東盟直接投資區(qū)位選擇的影響因素，可以判斷直接投資的類型，并檢驗中國對東盟的直接投資是否存在“第三方效應(yīng)”。實證結(jié)果表明：實際匯率、相對市場規(guī)模和工資差異在中國對東盟的直接投資上有顯著的正向影響，并且中國對東盟各國的貿(mào)易促進(jìn)了對其直接投資；能源和稅率在中國對東盟的直接投資上有顯著的負(fù)向影響；基礎(chǔ)設(shè)施、政治風(fēng)險和開放度在中國對東盟的直接投資上影響不顯著；中國對東盟直接投資的類型是水平型；中國對東盟直接投資的“第三方效應(yīng)”不顯著。

關(guān)鍵詞:東盟； 對外直接投資； 區(qū)位選擇； 第三方效應(yīng)

引言

近年來，中國對外直接投資高速增長，成為推動我國對外開放和經(jīng)濟(jì)增長的重要力量。2013年中國對外直接投資流量創(chuàng)下1078.4億美元的歷史新高，同比增長22.8%，連續(xù)兩年位列全球第三大對外投資國。根據(jù)《中國對外直接投資統(tǒng)計公報》，中國對外直接投資額已連續(xù)10年高速增長，2003-2013年的年均增長速度高達(dá)43.6%，是我國增長最快的經(jīng)濟(jì)指標(biāo)，推動中國躋身對外投資大國。中國外匯儲備增加、人民幣升值、生產(chǎn)成本上升和海外投資機(jī)會增多等多種因素共同推動了中國對外直接投資快速發(fā)展。

亞洲是中國對外直接投資的主要地區(qū)。截至2013年末，中國在亞洲地區(qū)的投資存量為4474.1億美元，占中國對外直接投資存量的67.7%。其中，東盟在躍居成為中國第三大貿(mào)易伙伴的同時，也逐漸成為中國企業(yè)對外投資的重要目的地。2013年中國對東盟直接投資流量為72.67億美元，同比增長19.1%，2013年末中國共在東盟設(shè)立直接投資企業(yè)2700多家。從投資存量比重上看，不考慮中國香港、英屬維爾京群島、開曼群島三個特殊經(jīng)濟(jì)體，東盟(5.4%)僅次于歐盟(6.1%)，是中國內(nèi)地對外直接投資的主要的目的地*數(shù)據(jù)來源：2013年度中國對外直接投資統(tǒng)計公報。。中國對東盟國家的貿(mào)易和投資呈現(xiàn)良好的發(fā)展趨勢，東盟在中國對外直接投資布局中的地位越來越重要。因此，研究中國對東盟直接投資的影響因素及相關(guān)問題具有重要意義。

一、 文獻(xiàn)綜述

在對外直接投資區(qū)位選擇的影響因素方面，國外很多學(xué)者做了相關(guān)的研究。Dunning(1981)認(rèn)為所有權(quán)優(yōu)勢、內(nèi)部化優(yōu)勢和區(qū)位優(yōu)勢決定了企業(yè)對外直接投資，其中區(qū)位優(yōu)勢和東道國的具體環(huán)境有關(guān)。Filippaios和Papanastassiou(2008)利用兩階段最小二乘法分析發(fā)現(xiàn)東道國的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、勞動力素質(zhì)和中間產(chǎn)品成本都是影響美國對外直接投資的重要因素。Kolstad等(2012)研究發(fā)現(xiàn)中國對經(jīng)濟(jì)合作發(fā)展組織(OECD)國家的直接投資更傾向于市場規(guī)模大的國家，對于非OECD國家的直接投資更傾向于擁有豐富自然資源和制度不夠完善的國家。Ramasamy等(2012)一方面把中國人在東道國所占的比例作為衡量中國與東道國市場聯(lián)系的指標(biāo)，充分考慮制度(文化)因素對直接投資的影響，另一方面它將企業(yè)分成國有控股企業(yè)和私有企業(yè)，考慮到企業(yè)所有權(quán)的差異對中國對外直接投資的影響，實證分析發(fā)現(xiàn)：國有控股企業(yè)傾向于資源豐富、政治關(guān)系密切的國家進(jìn)行投資，私有企業(yè)則主要為尋求市場進(jìn)行投資。

在國內(nèi)也有一些學(xué)者進(jìn)行相關(guān)研究，程惠芳和阮翔(2004)運用引力模型選取32個國家(地區(qū))為樣本進(jìn)行分析得出：投資國和東道國的經(jīng)濟(jì)規(guī)模、人均國民收入及雙邊貿(mào)易量與兩國間的直接投資流量呈正相關(guān)，投資國與東道國的距離與國際直接投資流量和區(qū)位分布呈顯著負(fù)相關(guān)。宋維佳和許宏偉(2012)以中國與51個對外直接投資東道國為樣本分析發(fā)現(xiàn)東道國與中國的貿(mào)易聯(lián)系對中國對外直接投資具有顯著的正向影響。與國外的研究相比，國內(nèi)的研究更偏向宏觀，并且在變量選取方面也存在一定的不足，這可能是由于數(shù)據(jù)獲取困難造成的。

在研究方法方面，多數(shù)研究都采用傳統(tǒng)引力模型、廣義最小二乘法等方法，但這種方法忽略了區(qū)域之間的相互作用對FDI區(qū)位選擇的影響，實際上這些區(qū)域很有可能存在空間效應(yīng)*空間效應(yīng)主要包括空間相關(guān)性和空間異質(zhì)性?？臻g相關(guān)性是指某一變量在不同位置的觀測值是不獨立的，而是呈現(xiàn)出某種非隨機(jī)的空間模式，它可能來自于溢出效應(yīng)，即在經(jīng)濟(jì)活動和過程中產(chǎn)生的外部性對未參與經(jīng)濟(jì)活動和過程的周圍個體的影響；空間異質(zhì)性表明經(jīng)濟(jì)行為在空間上不穩(wěn)定，在模型中表現(xiàn)為誤差項方差和模型參數(shù)隨區(qū)位而變化。。Anselin(1988)認(rèn)為當(dāng)變量間的空間依賴性對模型顯得非常關(guān)鍵而導(dǎo)致空間相關(guān)時，應(yīng)選擇空間滯后模型(SLM)進(jìn)行分析；當(dāng)?shù)貐^(qū)間的相互影響通過誤差項體現(xiàn)，應(yīng)選擇空間誤差模型(SEM)進(jìn)行分析。Baitagi等(2007)使用空間面板計量驗證了混合FDI的存在，Chou等(2011)運用空間計量模型發(fā)現(xiàn)東道國的政治風(fēng)險和經(jīng)濟(jì)一體化對中國對外直接投資有負(fù)向影響，中國對外直接投資類型是混合型FDI。Blanco(2012)通過分析17個拉丁美洲國家的數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)周圍市場潛力對于FDI流入有顯著的正向影響，但是FDI不存在空間自相關(guān)。此外，國內(nèi)學(xué)者也開始采用空間計量學(xué)的方法去估計這種空間溢出效應(yīng)。謝杰、劉任余(2011)對影響我國對外直接投資的因素進(jìn)行了空間計量的分析，結(jié)果表明：對資源的尋求不是我國對外直接投資的主要原因；中國與東道國的直接投資和貿(mào)易活動受到“第三方效應(yīng)”的影響；貿(mào)易與投資存在互補(bǔ)效應(yīng)等。

本文與已有研究的不同點在于：第一，在研究方法上，本文考慮了空間效應(yīng)，運用空間滯后模型分析中國對東盟直接投資區(qū)位選擇的影響因素和投資類型，并檢驗是否存在“第三方效應(yīng)”。第二，在變量的指標(biāo)選取方面，本文的某些指標(biāo)的選取更能反映實際情況，如選擇企業(yè)應(yīng)繳稅額和強(qiáng)制性繳費額占商業(yè)利潤的比例作為企業(yè)在東道國所承擔(dān)的稅費的代理量*已有研究主要采用中國與東道國是否簽署避免雙重征稅協(xié)定這種虛擬變量來表示企業(yè)在東道國承擔(dān)的稅負(fù)，但是該虛擬變量并不能定量地反映東道國真實的稅負(fù)環(huán)境，而本文從企業(yè)的微觀角度出發(fā)，采用的稅負(fù)指標(biāo)能夠更加準(zhǔn)確地反映企業(yè)在東道國的稅負(fù)成本。。第三，在估計方法方面，本文選擇極大似然(ML)估計法，但是設(shè)定ML估計的分布存在人為的因素，一旦給出了錯誤的分布假定，那么它的估計量通常是有偏的，因此本文增加了正態(tài)性假設(shè)檢驗，以確保估計的有效性。

二、 模型設(shè)定與變量說明

本文主要研究中國對東盟直接投資區(qū)位選擇的影響因素和投資類型，并判斷是否存在“第三方效應(yīng)”。由于東盟十國均位于東南亞地區(qū)，不僅在地理上相互鄰近，而且經(jīng)濟(jì)聯(lián)系比較密切，這可能導(dǎo)致中國對東盟的直接投資存在空間效應(yīng)。在考慮空間效應(yīng)的基礎(chǔ)上，根據(jù)Anselin(1988)的分析構(gòu)建如下模型：

ofdisit=α0+α1HVsit+α2SMPit+ρW·ofdisit+εit

(1)

ofdisit=α0+α1HVsit+α2SMPit+εit

(2)

其中(1)和(2)分別代表空間滯后模型和空間誤差模型，εit和υit為服從正態(tài)分布的擾動項，ρ反映被解釋變量是否存在溢出效應(yīng)，λ反映周圍地區(qū)的不可測的因素影響某一地區(qū)的程度。此外，由于空間自相關(guān)的存在，使用OLS方法估計SEM模型，估計參數(shù)不具有有效性；估計SLM模型的結(jié)果是有偏的，而ML估計可以解決這些問題，因此本文選擇ML估計。

Ofdis為中國對東盟直接投資年存量。相對于投資流量而言，存量能夠更加準(zhǔn)確地反映FDI的區(qū)位分布(Yuanfei Kang & Fuming Jiang,2012)。受限于東盟國家數(shù)據(jù)的可獲得性(尤其是緬甸)，為保持?jǐn)?shù)據(jù)時間一致，故本文選擇的樣本期為2005-2010年。數(shù)據(jù)來源于《2010年度中國對外直接投資統(tǒng)計公報》，由于數(shù)據(jù)統(tǒng)計的特性，2005年和2006年的對外直接投資數(shù)據(jù)不包括金融類的投資，2007-2010年的對外直接投資額包括金融類和非金融類投資。該數(shù)據(jù)取自然對數(shù)，單位為萬美元。

HVs包括變量Exchange，Export，Gdpper，Energy，Salary，Open，Tele，Tax，Politics，其中每個變量的詳細(xì)說明如下：Exchange為實際匯率水平。當(dāng)外幣相對于本幣貶值時，企業(yè)在東道國投資的初始成本會降低，而且將來隨著東道國經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，貨幣匯率回升，其收益率也就有保障，因此預(yù)期此項系數(shù)為正。該數(shù)據(jù)為年平均價*即1美元兌各個國家貨幣的數(shù)量，再經(jīng)過計算得出單位人民幣兌各個國家貨幣的數(shù)量，計算購買力平價的實際匯率水平，然后得到實際匯率水平。，數(shù)據(jù)來源于中國經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫；Export為中國向東盟各國的實際出口額，表示兩國之間的貿(mào)易聯(lián)系。大量的實證研究表明貿(mào)易和投資之間是互補(bǔ)的關(guān)系，故本文預(yù)期此項系數(shù)為正。數(shù)據(jù)來源于歷年《中國統(tǒng)計年鑒》，單位為萬美元，折算成人民幣，以2005年為不變價格得到實際出口額，該數(shù)據(jù)取自然對數(shù)；Gdpper為人均GDP，作為東道國的相對市場規(guī)模的代理量。由于東道國的居民購買力更能反映國家的市場規(guī)模，故本文選擇相對市場規(guī)模。較大的市場規(guī)模有助于企業(yè)通過降低成本而實現(xiàn)規(guī)模經(jīng)濟(jì)，因此預(yù)期此項系數(shù)為正。數(shù)據(jù)來源于世界銀行數(shù)據(jù)庫，按現(xiàn)價美元計，該數(shù)據(jù)取自然對數(shù)；Energy為能源產(chǎn)量。礦產(chǎn)資源人均量低是中國的基本國情，因此中國的企業(yè)對外直接投資有可能是以尋求資源為主要目的，故預(yù)期此項系數(shù)為正。本文選擇各類一次能源*各類一次能源包括石油、天然氣、固體燃料(煤、褐煤及其他衍生燃料)和可燃性可再生能源和廢物和一次電力，均換算為石油當(dāng)量作為東道國能源產(chǎn)量的代表，單位是千噸石油當(dāng)量。作為代表。數(shù)據(jù)來源于世界銀行WDI數(shù)據(jù)庫，該數(shù)據(jù)取自然對數(shù)；Salary為人均GNI*本文選擇的人均國民總收入(GNI)是指用購買力平價匯率轉(zhuǎn)換為按國際元計算的國民總收入。差異。人均GNI可以作為對東道國工資水平的間接測度。中國企業(yè)由于相對缺乏市場和管理經(jīng)驗，很難在高收入國家的市場上立足，因而更愿意選擇低收入國家進(jìn)行投資，故預(yù)期此項系數(shù)為正。數(shù)據(jù)來源于世界銀行數(shù)據(jù)庫，緬甸的數(shù)據(jù)來自于聯(lián)合國統(tǒng)計署數(shù)據(jù)庫，數(shù)據(jù)以現(xiàn)價國際元計；Open為東道國的開放程度，它由東道國的進(jìn)出口總額占GDP的比重來表示。貿(mào)易開放度表明該國和世界其他國家的經(jīng)濟(jì)聯(lián)系，其數(shù)值越高說明該國的政治經(jīng)濟(jì)環(huán)境越開放，越有利于吸引外商直接投資，故預(yù)期此項系數(shù)為正。數(shù)據(jù)來源于世界銀行數(shù)據(jù)庫，緬甸的數(shù)據(jù)來自于ADB數(shù)據(jù)庫；Tele為基礎(chǔ)設(shè)施，選擇每百人擁有固定電話和移動電話部數(shù)來表示。東道國擁有良好的基礎(chǔ)設(shè)施能夠為投資企業(yè)提供必需的物質(zhì)基礎(chǔ)，進(jìn)而提高企業(yè)的運行效率，因此預(yù)期此項系數(shù)為正。數(shù)據(jù)來源于Human Development Report，該數(shù)據(jù)取自然對數(shù)；Tax為總稅費。一般而言稅費越高，企業(yè)的經(jīng)營成本越大，故預(yù)期此項系數(shù)為負(fù)，本文選擇總稅率*總稅率度量的是企業(yè)在說明準(zhǔn)予扣減和減免后的應(yīng)繳稅額和強(qiáng)制性繳費額占商業(yè)利潤的比例，扣繳稅款(如個人所得稅)或收繳和匯給稅務(wù)部門的稅款(如增值稅、銷售稅或商品及服務(wù)稅)不包括在內(nèi)。來度量。數(shù)據(jù)來源于世界銀行數(shù)據(jù)庫，該數(shù)據(jù)取自然對數(shù)；Politics為政治穩(wěn)定度。一些研究表明中國對外投資的地區(qū)的政治風(fēng)險偏高，故預(yù)期此項系數(shù)為負(fù)，本文選擇的政治穩(wěn)定程度*政治穩(wěn)定程度指政府被違憲手段或暴力手段動搖或推翻的可能性，包括政治動機(jī)的暴力與恐怖主義，標(biāo)準(zhǔn)化之后的取值在-2.5到2.5之間，數(shù)值越大表明政治穩(wěn)定程度越高。來源于全球治理指標(biāo)。

W為空間權(quán)重矩陣。本文采用地理位置規(guī)則來確定其中的元素，即將相鄰的區(qū)域賦予1，不相鄰的區(qū)域賦予0，該矩陣的主對角線上的元素為0，其中對于沒有陸地相鄰的國家，考慮到空間距離和經(jīng)濟(jì)距離的接近，我們將印度尼西亞和菲律賓、馬來西亞和菲律賓、印度尼西亞和新加坡視為相鄰地區(qū)。由于本文采用的是面板數(shù)據(jù)，W是一個標(biāo)量矩陣(如下所示)，其中W2005是按照地理規(guī)則確定的矩陣。

(3)

SMP為周圍市場潛力。它是對Gdpper進(jìn)行加權(quán)得到的，權(quán)重為W，根據(jù)Bruce A.Bloigen(2007)的研究結(jié)果(見表1)，通過α2和ρ來判斷中國對東盟直接投資的類型。

表1　FDI類型的判斷方法

三、 實證分析

(一) 模型選擇

LM檢驗的判別準(zhǔn)則是LMLAG較之LMERR在統(tǒng)計上更加顯著，且R-LMLAG顯著，R-LMERR不顯著，則可以判斷合適的模型是空間滯后模型；相反，則合適的模型是空間誤差模型。本文利用Stata 12.0軟件進(jìn)行估計，結(jié)果如表2所示。在檢驗結(jié)果中LMLAG較之LMERR在統(tǒng)計上更加顯著，并且在1%的顯著性水平下LMLAG的穩(wěn)健形式顯著，LMERR的穩(wěn)健形式不顯著，因此空間滯后模型相對較好。另外通過表3信息準(zhǔn)則可知，空間滯后的自然對數(shù)似然函數(shù)值大于空間誤差，AIC和SC信息準(zhǔn)則小于空間誤差，這也表明空間滯后模型為最優(yōu)模型。因此，本文將分析空間滯后模型估計的結(jié)果。

表2　LM檢驗

注：*、**和***分別表示在10%、5%和1%的顯著性水平下顯著。

表3　信息準(zhǔn)則

(二) 正態(tài)性檢驗

由于極大似然估計的重要前提是已知變量的分布，此時分布的設(shè)定可能存在人為的因素，一旦給出錯誤的分布假定，它的估計量通常是有偏的，因此本文增加正態(tài)性假設(shè)檢驗，以確保估計的有效性。從表4可知，接受原假設(shè)，擾動項服從正態(tài)分布，因此可以采用極大似然估計法進(jìn)行估計。

表4　正態(tài)性檢驗

(三) 模型估計與分析

在用傳統(tǒng)面板分析時，通過檢驗發(fā)現(xiàn)corr(u_i,Xb)=-0.9663，則此時固定效應(yīng)仍有效，但是隨機(jī)效應(yīng)是有偏的，因此我們采用固定效應(yīng)進(jìn)行估計，估計結(jié)果如表5所示。

表5　估計結(jié)果

注：*、**和***分別表示在10%、5%和1%的顯著性水平下顯著，括號內(nèi)為標(biāo)準(zhǔn)差。

Exchange對于中國對東盟的直接投資都有顯著的正向影響，符合預(yù)期，說明實際匯率越高，即單位人民幣的購買力越強(qiáng)，中國對東盟的直接投資越多。Export對于中國對東盟的直接投資有正向影響，符合預(yù)期，表明中國對東盟的直接投資和貿(mào)易的關(guān)系是互補(bǔ)的，即出口促進(jìn)投資。中國對其投資是為了支持兩個經(jīng)濟(jì)體已經(jīng)存在的貿(mào)易聯(lián)系。Gdpper對于中國對東盟的直接投資有顯著的正向影響，與預(yù)期相符。這也符合弗農(nóng)的產(chǎn)品生命周期理論，雖然中國的潛在國內(nèi)市場規(guī)模很大，但是當(dāng)產(chǎn)品在國內(nèi)市場已經(jīng)缺乏核心競爭力而相對于國外仍具有比較優(yōu)勢時，企業(yè)會選擇對外直接投資去占有國外市場，雖然中國的產(chǎn)品相對發(fā)達(dá)國家而言，沒有過多的技術(shù)含量，但是與東盟的一些國家相比還是具有優(yōu)勢。

Energy對于中國對東盟的直接投資有顯著的負(fù)向影響，與預(yù)期相反?？赡苁且驗榻┠曛袊诜侵拚业搅丝芍谓?jīng)濟(jì)發(fā)展的大量廉價自然資源*2010年中國對非洲的直接投資流量為21.1億美元，同比增長43.8%；2011年的直接投資流量為31.7億美元，同比增長50.4%。數(shù)據(jù)來源于2010年和2011年中國對外直接投資公報。，所以在東盟投資可能不是以尋求資源為主。另一方面，目前中國在東盟的直接投資主要集中在新加坡，約占投資存量的49.4%*數(shù)據(jù)來源于2011年度中國對外直接投資統(tǒng)計公報。，這也反映出中國對東盟的投資并不是主要為了獲取能源。Salary對于中國對東盟直接投資有顯著的正向影響，符合預(yù)期。因為人均工資水平差異越大，中國企業(yè)在東盟進(jìn)行投資所獲得的剩余價值相對于國內(nèi)就越大，企業(yè)就越希望在這些國家進(jìn)行投資。

Open對于中國對東盟的直接投資的影響不顯著?？赡艿脑蚴请m然這些國家的開放度有差別，如2010年新加坡的開放度為386，印度尼西亞為47.5*開放度由東道國的進(jìn)出口總額占GDP的比重來表示，數(shù)據(jù)來源于世界銀行數(shù)據(jù)庫。，但是東盟各國對中國可能都會提供一個較好的開放度。因為中國和東盟簽署的《投資協(xié)議》為雙方營造了更加穩(wěn)定、開放的投資環(huán)境，并且國民待遇使得各個國家都會給中國提供一個大致相同的開放市場，所以東道國的開放程度對投資決策的影響不大。Tele對于中國對東盟的直接投資影響不顯著。可能的原因是中國對東盟的直接投資主要集中在電力、批發(fā)零售和制造業(yè)，約占42.3%*數(shù)據(jù)來源于2011年度中國對外直接投資統(tǒng)計公報。，這些行業(yè)主要依靠的基礎(chǔ)設(shè)施是交通運輸和信息通信這兩方面，而本文選擇的基礎(chǔ)設(shè)施指標(biāo)不能綜合地反映這兩方面的影響，應(yīng)該使用在東道國的平均物流費用和通信費用(如電話費和網(wǎng)費)來反映，但這種數(shù)據(jù)難以獲得。

Tax對于中國對東盟直接投資有顯著的負(fù)向影響，符合預(yù)期。因為企業(yè)負(fù)擔(dān)的稅費越多，投資激勵就會減少。Politics對于中國對東盟的直接投資的影響不顯著。這可能是政府政策導(dǎo)向的結(jié)果，政府通過審批制、外匯管理等方法去引導(dǎo)對外直接投資的流向。此時投資一般會流向與中國有良好政治關(guān)系的國家和地區(qū)，并且還會有政府相關(guān)部門的擔(dān)保，故企業(yè)在進(jìn)行投資決策時，一般不會考慮政治風(fēng)險。

空間滯后項系數(shù)不顯著，說明中國對東盟的直接投資的“第三方效應(yīng)”不顯著，即中國在東盟某國直接投資的過程中產(chǎn)生的外部性對周圍國家的影響不顯著，這點可以利用Stata 12.0軟件計算的全局Moran’s I指數(shù)來再次驗證。當(dāng)Moran’s I指數(shù)為正數(shù)，表示存在正的空間自相關(guān)，反之則為負(fù)相關(guān)。從表6可知Moran’s I指數(shù)均不顯著，說明不存在空間溢出效應(yīng)?！暗谌叫?yīng)”不顯著表明其傳導(dǎo)機(jī)制受到了阻礙，相鄰效應(yīng)不能得到很好的發(fā)揮，可能由于以下原因?qū)е拢旱谝唬瑬|盟各國之間的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平差異較大，并且中國在不同國家投資的行業(yè)有明顯差異，而不同行業(yè)之間的相鄰效應(yīng)難以發(fā)揮。第二，東盟各國之間政治體制存在差異，投資的相鄰效應(yīng)難以直接穿越國界進(jìn)行傳導(dǎo)，進(jìn)而導(dǎo)致國家之間的溢出效應(yīng)不明顯。第三，東盟各國之間社會文化差異較大，尤其在宗教信仰上，這種社會文化差異加大了相互影響的難度。此外，隨著中國-東盟自由貿(mào)易區(qū)的全面建成，中國與東盟各國的經(jīng)貿(mào)聯(lián)系愈發(fā)緊密，也抑制了各國引進(jìn)中國投資的空間溢出效應(yīng)。

表6　全局Moran’s I指數(shù)

SMP不顯著，表明周圍市場潛力對于中國對東盟某個國家的直接投資影響不顯著。根據(jù)Bruce A.Bloigen(2007)研究的結(jié)果(見表1)可知：當(dāng)空間滯后項系數(shù)不顯著，周圍國家市場規(guī)模不顯著時，表明對東盟成員國的直接投資不受周圍國家投資存量和市場規(guī)模的影響，則中國對于東盟的直接投資的類型是水平型，即跨國企業(yè)為了獲得某個特定國家的市場規(guī)模而選擇對其投資。

四、 結(jié)論與相關(guān)政策建議

本文運用空間滯后模型檢驗中國對于東盟的直接投資是否存在“第三方效應(yīng)”，判斷對東盟直接投資的類型，分析中國對東盟直接投資區(qū)位選擇的影響因素，得到如下結(jié)論和相關(guān)政策建議：

1．實際匯率對于中國對東盟直接投資有顯著正向影響，中國的企業(yè)可以利用目前人民幣升值機(jī)會，將其轉(zhuǎn)化為真正的購買力。出口對于中國對東盟的直接投資有顯著的正向影響，說明貿(mào)易是投資的先導(dǎo)，企業(yè)可以先通過貿(mào)易熟悉東道國的經(jīng)濟(jì)狀況和習(xí)慣，進(jìn)而再決定是否進(jìn)行投資。相對市場規(guī)模對于中國對東盟的直接投資有顯著的正向影響。工資差異對于中國對東盟直接投資有顯著的正向影響，中國勞動密集型的企業(yè)可以投資于低勞動力成本國家，從而減緩我國近些年來勞動力成本上升的壓力。

2．能源對于中國對東盟的直接投資有顯著的負(fù)向影響，可能的原因是東盟與非洲相比失去了自然資源優(yōu)勢，如果企業(yè)是為了獲取資源，應(yīng)該選擇具有該優(yōu)勢的地區(qū)進(jìn)行投資。稅率對于中國對東盟的直接投資有顯著的負(fù)向影響，企業(yè)在進(jìn)行投資時應(yīng)該考慮一些“避稅天堂”以減少企業(yè)的運營成本。

3．政治風(fēng)險和開放度對中國對于東盟的直接投資影響不顯著，可能的原因是中國和東盟各國保持著友好的政治關(guān)系以及中國已經(jīng)和東盟建成自由貿(mào)易區(qū)，雙邊的經(jīng)濟(jì)聯(lián)系也十分緊密，企業(yè)的投資背后有政府和相關(guān)法律條款的支撐，企業(yè)在決策時可能不會太注重這兩方面。但是，我國企業(yè)在進(jìn)行投資決策時，要注意和政府的動向盡量保持一致，選擇一些和中國友好的國家進(jìn)行投資，以防范對外投資中可能遇到的政治風(fēng)險。

4．中國對東盟直接投資的類型是水平型。即中國對東盟直接投資主要是為了獲得其市場，但是在進(jìn)行投資決策時也要根據(jù)每個國家不同的比較優(yōu)勢來確定投資的市場。例如，中國可以在位置優(yōu)越、資本技術(shù)豐富的新加坡增加交通運輸業(yè)和技術(shù)服務(wù)等方面的投資，在勞動力成本較低的馬來西亞和越南等國增加制造業(yè)等方面的投資，在自然資源豐富的印度尼西亞和柬埔寨等國增加戰(zhàn)略性資源和基礎(chǔ)設(shè)施等方面的投資。

5．中國對東盟直接投資的“第三方效應(yīng)”不顯著?？赡艿脑蚴菛|盟不同國家的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平不同，而在不同國家投資的不同行業(yè)之間其相鄰效應(yīng)難以發(fā)揮，抑或是不同國家政治體制或社會文化的差異阻礙了這種外部性的傳導(dǎo)。因此，中國企業(yè)在對東盟進(jìn)行直接投資時不必過于關(guān)注第三國的影響。

參考文獻(xiàn)：

[1]程惠芳、阮翔(2004).用引力模型分析中國對外直接投資的區(qū)位選擇.世界經(jīng)濟(jì),11.

[2]宋維佳、許宏偉(2012).對外直接投資區(qū)位選擇影響因素研究.財經(jīng)問題研究,10.

[3]謝杰、劉任余(2011).基于空間視角的中國對外直接投資的影響因素與貿(mào)易效應(yīng)研究.國際貿(mào)易問題,6.

[4]Anselin L(1988).SpatialEconometrics:MethodsandModels.Boston:Kluwer Academic Publishers.

[5]Baitagi B.H & Egger P & Pfaffermayr M(2007).Estimating Models of Complex FDI:Are There Third-country Effects?.Journalofeconometrics,140.

[6]Blanco & Luisa R(2012).The Spatial Interdependence of FDI in Latin America.WorldDevelopment,1.

[7]Bruce A.Bloigen & Ronald B.Davies & Glen R.Waddell & Helen T(2007).Naubhton.FDI in Space:Spatial Auto-regressive Relationships in Foreign Direct Investment.EuropeanEconomicReview,5.

[8]Chou,K.& Chen,C.& Mai,C(2011).The Impact of Third-country Effects and Economic Integration on China’s Outward FDI.EconomicModelling,28.

[9]Filippaios,F.& Papanastassiou M(2008).The Geography of US Outward FDI within the OECD:a Cross-regional Empirical Analysis.TheJournalofCommonMarketStudies,46.

[10] Kolstad,I.& Wiig,A(2012).What Determines Chinese Outward FDI?.JournalofWorldBusiness,47.

[11] Ramasamy,B.& Yeung,M.& Laforet,S(2012).China’s Outward Foreign Direct Investment:Location Choice and Firm Ownership.JournalofWorldBusiness,47.

[12] Yuanfei Kang & Fuming Jiang(2012).FDI Location Choice of Chinese Multinationals in East and Southeast Asia:Traditional Economic Factors and Institutional Perspective.JournalofWorldBusiness,47.

■作者地址：史本葉，吉林大學(xué)中國國有經(jīng)濟(jì)研究中心，吉林大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院；吉林 長春 130012。Email:shibenye@sina.com。

張超磊，中國人民大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院。

■責(zé)任編輯：劉金波

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China’s Direct Investment Toward ASEAN:

Location,Influencing Factors and Investing Effects

ShiBenye(Jilin University)

ZhangChaolei(Renmin University of China)

Abstract:Since to establishment of China-ASEAN free trade area in 2010,China's direct investment to ASEAN has gotten rapid development.This paper analyzes the factors that influence direct investment’s location choice for the ASEAN countries by spatial lag model,judgeing the type of FDI and verifiying that whether there is a third-party effect in ASEAN where China invests directly.The empirical results show that:the real exchange rate,the relative to the size of the market and the wage differentials for China’s direct investment in ASEAN have a significant positive impact; trade promotes its investment between China and ASEAN; energy and tax rate for China’s direct investment in ASEAN have a significant negative impact; the infrastructure,the political risk and the degree of openness for China’s direct investment in ASEAN is not the type of the China’s direct investments in ASEAN is horizontal FDI; the third-party effect is not significant for China’s direct investment in ASEAN.

Key words:ASEAN; outward FDI; the third-country effects; location choice

基金項目：■國家社會科學(xué)基金青年項目(12CJL045)；吉林省科技發(fā)展計劃軟科學(xué)研究項目(20140418080FG)；吉林大學(xué)哲學(xué)社會科學(xué)創(chuàng)新團(tuán)隊建設(shè)項目(2012FRTD02)

DOI:10.14086/j.cnki.wujss.2015.03.008