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2017 年 2 月拉丁美洲研究 Feb 2017 第 39 卷第 1 期 Journal of Latin American Studies Vol 39 No 1 中拉经贸关系 中国在拉美的直接投资对中拉双边贸易的影响 张春宇卫士加朱鹤 内容提要 : 对外直接投资和贸易是拉动一国经济发展的两个重 要因素 ꎮ 21 世纪以来 ꎬ 中国和拉美地区的经济往来显著加强 ꎬ 主 要体现在投资和贸易两个方面 ꎮ 中国对拉美地区直接投资的特点体 现为增速快 存量小 覆盖面在提高 内部方差在增加以及实业投 资相对不足 ꎻ 中国与拉美地区双边贸易的特点体现为发展速度较 快 贸易伙伴集中以及商品种类明确 ꎮ 本文分析了中拉之间投资与 贸易的现状 ꎬ 提出中国对拉美的直接投资是否促进了双边贸易的问 题 ꎮ 通过对现有文献研究进行详细梳理 ꎬ 并结合 20032014 年中 国与拉美 8 国的双边贸易和直接投资数据 ꎬ 采用面板模型对中拉在 直接投资和贸易方面的关系进行实证分析 ꎮ 结论表明 ꎬ 中国对拉美 的直接投资短期内对中拉贸易量没有显著影响 ꎬ 但从长期来看 ꎬ 直 接投资会促进中国从拉美的进口 ꎬ 但会抑制中国对拉美的出口 ꎮ 结 合上述研究结论与现阶段发展形势 ꎬ 本文从实体产业和虚拟服务 业 微观监管和宏观法律制定等角度提出旨在促进中拉之间投资和 贸易良性互动的政策建议 ꎮ 引力模型 关键词 : 对外直接投资进出口贸易个体固定效应模型 双边贸易 作者简介 : 张春宇 ꎬ 中国社会科学院研究生院博士研究生 ꎬ 中 国社会科学院世界经济与政治研究所助理研究员 ꎻ 卫士加 ꎬ 北京工 商大学经济学院硕士研究生 ꎻ 朱鹤 ꎬ 中国社会科学院研究生院博士 研究生 ꎮ 中图分类号 : F125 5 文献标识码 : A 文章编号 : 1002-6649 (2017) 01-0041 - 19 41

2017 年第 1 期 21 世纪以来 ꎬ 中国与拉美之间的经济往来日益密切 ꎬ 中拉双边贸易规模快速增加 ꎮ 2006 年 10 月以来 ꎬ 中国与智利 秘鲁 哥斯达黎加的自由贸易协定先后生效 ꎬ 有效带动中国与拉美地区贸易额增加 ꎮ 2014 年 ꎬ 中国对拉美地区的进出口贸易总额达 2635 亿美元 ꎬ 相比 2000 年增长了约 22 倍 ꎮ 与此同时 ꎬ 中国政府积极倡导企业 走出去 ꎬ 中国对拉美地区的直接投资规模逐年上升 ꎮ 截至 2015 年 ꎬ 中国对拉美的直接投资存量已经超过 1000 亿美元 ꎬ 在拉美的工程承包实际完成营业额累计达 676 亿美元 ꎮ 对外直接投资和贸易是拉动一国经济发展的两个重要因素 ꎮ 当前 ꎬ 中国正由贸易大国向投资大国转型 ꎬ 准确判断中拉之间贸易和投资的关系 ꎬ 能为政府决策部门提出有针对性的政策建议 ꎬ 加强中拉之间的经贸往来 ꎻ 也有助于中国企业更好地理解中拉经贸关系 ꎬ 为中国企业未来拓展拉美市场 ꎬ 在拉美地区投资 ꎬ 提供具有一定参考价值的意见和建议 ꎮ 一 中国对拉美地区投资和贸易现状及特点 近年来 ꎬ 中国对拉美地区的直接投资和双边贸易呈现出一些独特之处 ꎮ 下面分别从投资和贸易两个角度 ꎬ 对中拉双边贸易投资的现状及特点进行描述性分析 ꎮ ( 一 ) 中国对拉美地区直接投资的现状和特点 1 直接投资增速快 存量小在过去 20 年里 ꎬ 拉美地区不仅成为中国对外贸易新的增长点 ꎬ 而且已成为中国对外投资的重要目的地 ꎮ 19902009 年 ꎬ 中国累计对拉美地区直接投资存量规模为 306 亿美元 ꎮ 其中 ꎬ 2008 年由于受国际金融危机等因素的影响 ꎬ 中国对拉美投资下降到了 36 77 亿美元 ꎬ 2009 年恢复到 73 27 亿美元 ꎬ 当年增长 49 8% ꎮ 从 2010 年开始 ꎬ 中国对拉美地区投资出现大幅度上升 ꎬ 2010 年中国对拉美地区直接投资突破 140 亿美元 ꎬ 占拉美地区吸引外资总额的 11% ꎮ 除 2012 年之外 ꎬ 此后中国每年对拉投资均超过 100 亿美元 ꎬ 占拉美地区吸引外资总额的 5% ~ 6% ꎮ 截至 2014 年 ꎬ 中国对拉美的直接投资存量已达到 1061 亿美元 ꎬ 中国已经成为拉美重要的投资来源地之一 ꎮ 虽然中国对拉美地区投资增长迅速 ꎬ 发展势头良好 ꎬ 但投资存量依然有限 ꎮ 从中国对外投资的分布来看 ꎬ 亚洲仍然是中国对外投资的最主要目的地 ꎮ 如图 1 所示 ꎬ 2014 年中国对亚洲地区的投资占中国对外总投资的比重接近 42

中国在拉美的直接投资对中拉双边贸易的影响 70% ꎬ 其次是欧洲 ꎬ 占比约为 8 8% ꎮ 中国对拉美地区的投资规模基本与欧洲 持平 ꎬ 占比约为 8 6% ꎮ 因此 ꎬ 从存量上来看 ꎬ 拉美地区尚未成为中国企业对 外投资的主要目标地区 ꎬ 未来中国在拉美地区投资的潜力较大 ꎮ 图 1 2014 年中国对各大洲投资额占比 资料来源 : 根据中国商务部 国家统计局 国家外汇管理局联合发布的 «中国对外直接投 资统计公报» 20082014 年数据整理绘制 ꎮ 2 投资覆盖率不断提高 ꎬ 内部分布方差较大近 10 年来 ꎬ 中国在拉美的投资区域在不断拓展 ꎮ 2003 年 ꎬ 中国对拉美地区投资覆盖率仅为 49% ꎬ 2014 年增至 64 6% ꎮ 与此同时 ꎬ 中国在拉美投资企业数量也在快速增加 ꎬ 尤其 2011 年之后 ꎬ 在拉美地区投资企业数量增长较快 ꎬ 截至 2014 年 ꎬ 中国在拉美地区的投资企业数量是 2008 年的 2 5 倍 ꎬ 年均增长率超过 40% ( 见图 2)ꎮ 但中国对拉美投资的地区覆盖率仍有待提高 ꎬ 2014 年 ꎬ 中国对外投资的全球投资覆盖率达 79 8% ꎬ 明显高于中国在拉美地区的投资覆盖率 ꎮ 在拉美地区的 48 个经济体中 ꎬ 仍有 17 个经济体不在中国的投资范围内 ꎬ 中国对拉美地区的投资覆盖率仍有较大的提升空间 ꎮ 中国在拉美地区的投资分布方差较大 ꎮ 2014 年 ꎬ 中国对拉美地区的投资主要集中在两个地区 ꎬ 即开曼群岛和英属维尔京群岛 ꎬ 总投资规模约为 87 3 亿美元 ꎬ 占对拉美地区总投资的 80% 以上 ꎮ 中国在拉美地区的第三大对外投资目的地是巴西 ꎬ 2014 年吸引的中国投资规模为 7 3 亿美元 ꎬ 占总投资的 6 9% ꎮ 排名第四的是阿根廷 ꎬ 规模和占比分别为 2 69 亿美元和 2 6% ꎮ 除上述 4 个国家和地区之外 ꎬ 拉美其他国家和地区吸引中国投资的总和仅占总投 43

2017 年第 1 期 资额的 7 5% ꎬ 低于巴西和阿根廷两国吸引到的中国投资 ꎮ 即使加上巴西和阿根廷 ꎬ 排名第三名之后的所有拉美国家和地区吸引中国投资之和也远远低于开曼群岛和英属维尔京群岛吸引的投资总额 ꎮ 这反映出中国在拉美地区的投资分布极不均衡 ꎬ 而地区分布的差异又对应着投资领域的特点 ꎮ 图 2 20082014 年中国在拉美地区投资的企业数量 资料来源 : 根据中国商务部 国家统计局 国家外汇管理局联合发布的 «中国对外直接投资 统计公报» 20082014 年数据整理绘制 ꎮ 3 投资领域相对广泛 ꎬ 实业投资不足 从投资领域来看 ꎬ 截至 2014 年 ꎬ 中国对拉美地区的存量投资主要分布在 租赁与商务服务业和金融业两个行业 ꎬ 两行业投资额占总投资额的比重超过 75% ꎮ 这正与中国对拉美地区投资的地区分布特点相对应 : 开曼群岛和英属 维尔京群岛是全球知名的 避税天堂 ꎬ 大量商业公司都将注册地选在此处以 便规避税负 ꎮ 接下来是批发与零售业 采矿业以及交通运输 仓储与邮政业 ꎬ 占比分别为 8% 5 1% 和 3 2% ꎬ 合计为 16 3% ( 见表 1)ꎮ 可见 ꎬ 中国在拉 美地区的投资依然是靠企业避税动机拉动 ꎬ 针对实业的投资相对不足 ꎮ 表 1 2014 年中国在拉美地区直接投资存量的行业分布 对外直接投资行业存量 ( 亿美元 ) 占比 (% ) 租赁与商务服务业 605 57 0 金融业 194 1 18 3 批发与零售业 84 4 8 0 采矿业 54 3 5 1 交通运输 仓储与邮政业 34 5 3 2 合计 972 3 91 6 资料来源 : 根据中国商务部 国家统计局 国家外汇管理局联合发布的 «中国对外直接投资统计公报» 2014 年数据整理 ꎮ 44

中国在拉美的直接投资对中拉双边贸易的影响 ( 二 ) 中国对拉美地区的贸易现状及特点 1 贸易额实现跨越式发展长期以来 ꎬ 欧美国家是拉美国家的主要贸易伙伴 ꎬ 其中美国是拉美国家最重要的贸易伙伴 ꎮ 近 10 年来 ꎬ 随着全球化的不断深化和中国经济的快速发展 ꎬ 中国与拉美地区的双边经贸合作呈跨越式发展 ꎮ 如图 3 所示 ꎬ 2000 年中拉双边贸易额仅为 126 亿美元 ꎬ 2014 年双边贸易额达 2634 亿美元 ꎬ 占拉美地区对外贸易总额的 12 4% ꎬ 较 2000 年约增加了 20 倍 ꎮ 2015 年 ꎬ 受中国经济下行和全球大宗商品价格下降的影响 ꎬ 中国从拉美地区的进口规模骤降 ꎬ 导致中拉贸易规模较 2014 年有所下降 ꎮ 尽管如此 ꎬ 中国目前已经是拉美地区第二大进口来源地和第三大出口市场 ꎬ 是拉美地区最重要的贸易伙伴之一 ꎮ 图 3 20002015 年中拉贸易额 ( 单位 : 亿美元 ) 资料来源 : wind 数据库 ꎮ 2 贸易伙伴较为集中随着中拉经贸合作的不断深化 ꎬ 中国正同越来越多的拉美国家开展贸易往来 ꎮ 但从贸易规模来看 ꎬ 中国在拉美地区的贸易伙伴仍然较为集中 ꎮ 如图 4 所示 ꎬ 2015 年 ꎬ 巴西 墨西哥和智利是中国在拉美地区的前三大贸易伙伴国 ꎬ 贸易规模占中拉整体贸易额的比重分别为 30 3% 18 5% 和 13 5% ꎮ 也就是说 ꎬ 中拉之间超过 60% 的进出口贸易是中国同上述 3 个国家间开展的 ꎮ 中国跟阿根廷和秘鲁的贸易规模几乎相等 ꎬ 但远小于排名第三的智利 ꎮ 进一步来看 ꎬ 中国与拉美地区贸易额排名前十的国家的贸易量占中拉贸易总规模的 90% 以上 ꎮ 可以明显看出 ꎬ 中国在拉美地区的贸易主要集中在少数国家 ꎬ 贸易伙伴较为集中 ꎮ 45

2017 年第 1 期 图 4 2015 年中国在拉美地区贸易额排名前十位的国家 资料来源 : wind 数据库 ꎮ 3 商品种类特征明显 20002013 年 ꎬ 拉美地区对中国出口商品种类占拉美地区商品贸易种类之比从 26% 增至 53% ꎬ 贸易品种结构有所优化 ꎮ 但从具体规模来看 ꎬ 商品种类依然比较集中 ꎮ 目前 ꎬ 中国主要从拉美地区进口农产品和自然资源 ꎬ 排前五位的商品分别是大豆 铁矿石 原油 铜矿石和精炼铜 ꎮ 中国对拉美国家的出口商品则主要为制成品 ꎬ 包括服装 面料及纺织制品 鞋类 机械 电视 焦煤及塑胶制品 ꎮ 二 相关学术综述 国内外学术界已就对外直接投资和双边贸易的关系进行了大量研究 ꎬ 但至今仍未达成共识 ꎮ 蒙代尔 1 研究了国际直接投资与国际贸易间的关系 ꎬ 根据已有的要素禀赋理论模型框架证明得出对外直接投资和双边贸易之间存在相互替代的关系 ꎮ 然而 ꎬ 小岛清 2 根据边际产业扩张理论提出了对外直接投资与贸易存在互补关系 ꎮ 他提出存在 美国式直接投资 和 日本式直接投资 ꎬ 美式投资最后结果是投资会导致国际贸易出口量的减少 ꎬ 而日本式投资则最终会导致本国贸易量的增加 ꎮ 投资与贸易量的这两种关系可看做贸易替代与 1 Robert A Mundellꎬ International Trade and Factor Mobility ꎬ in American Economic Reviewꎬ Vol 47ꎬ No 3ꎬ June 1957ꎬ pp 321-335 2 K Kojimaꎬ FDI: A Japanese Model of Multinational Business Operationsꎬ Groom Helmꎬ 1978 46

中国在拉美的直接投资对中拉双边贸易的影响 贸易创造 ꎮ 此后 ꎬ 更多的研究支持投资与贸易权变的观点 ꎬ 如伯根斯滕看重的是国际化投资程度的影响 1 ꎬ 赫德等人认为投资与贸易的关系与投资是垂直方式还是水平方式有关 2 ꎮ 博洛尼根的研究认为 ꎬ 投资与贸易的关系与投资的短期和长期效应有关 3 ꎮ 史文森提到直接投资与贸易的关系涉及产业分类精细化程度 4 ꎮ 中国学者对两者之间相互关系的研究也没有达成一致意见 ꎮ 张如庆运用了协整理论 格兰杰因果检验以及误差修正模型等方法 ꎬ 对 19822002 年中国的对外直接投资和进出口关系进行研究 ꎬ 发现进出口是对外直接投资变化的原因 ꎬ 而对外直接投资不是进出口变化的原因 ꎬ 对贸易的替代或促进作用不明显 ꎮ 5 陈石清根据 19792003 年美国 日本 德国 英国 法国以及中国的对外直接投资数据与国际贸易数据进行实证研究 ꎬ 发现中国对外直接投资对进出口贸易的影响不显著 ꎬ 不存在显著的因果关系 ꎬ 也不存在长期稳定关系 ꎮ 6 项本武利用引力模型对中国对外直接投资的贸易效应进行实证分析 ꎬ 结果显示 ꎬ 中国对东道国的直接投资促进了中国对东道国的出口 ꎬ 但对从东道国的进口却具有替代效应 ꎮ 7 项本武在他本人 2006 年研究的基础上改用面板协整模型和面板误差修正模型检验中国对外直接投资的长短期贸易效应 ꎬ 最终发现中国对外直接投资与出口及进口均存在长期协整关系 ꎮ 8 唐心智则直接运用多元回归方法 ꎬ 对 19822003 年中国对外直接投资对贸易规模和贸易结构的影响进行实证分析 ꎬ 最终发现中国能产生较显著的贸易创造效应 ꎬ 对 1 C F Bergstenꎬ The World Economy in the 1980s: Selected Papers of C Fred Bergstenꎬ 1980ꎬ Lexington Booksꎬ 1981 2 K Head and J Riesꎬ Overseas Investment and Firm Exports ꎬ in Review of International Economicsꎬ Vol 9ꎬ No 1ꎬ February 2001ꎬ pp 108-122 3 B A Blonigenꎬ In Search of Substitution between Foreign Production and Exports ꎬ in Journal of International Economicsꎬ Vol 53ꎬ No 1ꎬ February 2001ꎬ pp 81-104 4 D L Swensonꎬ Foreign Investment and the Mediation of Trade Flows ꎬ in Review of International Economicsꎬ Vol 12ꎬ No 4ꎬ September 2004ꎬ pp 609-629 5 张如庆 : «中国对外直接投资与对外贸易的关系分析»ꎬ 载 «世界经济研究»ꎬ 2005 年第 3 期 ꎬ 第 23-27 页 ꎮ 6 陈石清 : «对外直接投资与出口贸易 : 实证比较研究»ꎬ 载 «财经理论与实践»ꎬ 2006 年第 1 期 ꎬ 第 56-61 页 ꎮ 7 项本武 : «对外直接投资的贸易效应研究 基于中国经验的实证分析»ꎬ 载 «中南财经政法大学学报»ꎬ 2006 年第 3 期 ꎬ 第 9-15 页 ꎮ 8 项本武 : «中国对外直接投资的贸易效应研究 基于面板数据的协整分析»ꎬ 载 «财贸经济»ꎬ 2009 年第 4 期 ꎬ 第 77-82 页 ꎮ 47

2017 年第 1 期 中国的出口商品结构也具有改善作用 ꎮ 1 胡昭玲在分析对外直接投资对进出口贸易影响机制的基础上 ꎬ 运用动态 VAR 模型和面板数据格兰杰因果检验 ꎬ 基于 19932009 年期间中国对 109 个国家 ( 地区 ) 直接投资和进出口贸易的面板数据进行实证分析 ꎬ 发现中国对外直接投资与出口及进口之间均存在双向格兰杰因果关系 ꎬ 对外直接投资是贸易创造型的 ꎮ 2 张春萍则侧重强调了国别贸易的重要性 ꎬ 使用 19962010 年中国对 18 个国家 ( 地区 ) 直接投资与进出口贸易的面板数据进行实证研究 ꎬ 发现中国对主要东道国 ( 地区 ) 的直接投资具有明显的进出口创造效应 ꎬ 并着重强调了东道国的经济发展水平与资源禀赋状况不同对贸易效应带来一定程度的影响 ꎮ 3 上述研究结论不尽相同的原因很大程度上受时间段截取和区位选择的影响 ꎬ 并且得出的结论与所选用的实证模型相关 ꎮ 学者们的研究大多涉及欧盟 东盟等地区 ꎬ 在对拉美地区相关问题的研究中大多没有涉及两者之间的相关关系 ꎮ 如赵雪梅从企业在拉美投资的产业分布以及投资动因的角度对中国在拉美地区的投资进行研究 ꎬ 侧重于微观层面的描述 ꎬ 没有涉及进出口贸易方面的问题 ꎮ 4 邵建春利用变参数模型研究中国对拉美贸易出口的影响因素 ꎬ 没有将对外直接投资列入影响范围之内 ꎮ 5 孔庆峰则从拉美贸易便利化对出口的影响角度出发进行研究 ꎮ 在研究方法上 ꎬ 以逻辑判断和描述统计学居多 ꎮ 6 如贾利军通过测算贸易结合度 出口相似度指数等来研究中国与拉美主要国家的贸易关系 7 ꎻ 吴国平则通过描述中国对拉美地区的投资形势对未来的投资管理进行分析 8 ꎻ 李淑娟通过分析数据本身的内在关系联系到中国与拉美地区 1 唐心智 : «中国对外直接投资的贸易效应分析»ꎬ 载 «统计与决策»ꎬ 2009 年第 12 期 ꎬ 第 120-121 页 ꎮ 2 胡昭玲 宋平 : «中国对外直接投资对进出口贸易的影响分析»ꎬ 载 «经济经纬»ꎬ 2012 年第 3 期 ꎬ 第 65-69 页 ꎮ 3 张春萍 : «中国对外直接投资的贸易效应研究»ꎬ 载 «数量经济技术经济研究»ꎬ 2012 年第 3 期 ꎬ 第 74-85 页 ꎮ 4 赵雪梅 : «中国企业在拉美投资的产业分布及动因分析»ꎬ 载 «拉丁美洲研究»ꎬ 2009 年增刊第 2 期 ꎬ 第 38-42 页 ꎮ 5 邵建春 : «我国对拉美新兴市场出口的影响因素研究 基于引力模型和变系数面板数据模型的实证分析»ꎬ 载 «国际贸易问题»ꎬ 2012 年第 6 期 ꎬ 第 61-68 页 ꎮ 6 孔庆峰 : «拉美贸易便利化对中国出口影响的实证分析»ꎬ 载 «拉丁美洲研究»ꎬ 2015 年第 4 期 ꎬ 第 12-19 页 ꎮ 7 贾利军 : «中国与拉美主要国家贸易互补性实证分析»ꎬ 载 «世界经济研究»ꎬ 2005 年第 11 期 ꎬ 第 85-89 页 ꎮ 8 吴国平 : «后危机时期中国企业投资拉美和加勒比地区的机遇与挑战»ꎬ 载 «中国社会科学院研究生院学报»ꎬ 2011 年第 2 期 ꎬ 第 126-133 页 ꎮ 48

中国在拉美的直接投资对中拉双边贸易的影响 的贸易形式 1 ꎮ 本文认为 ꎬ 在对拉美地区对外直接投资与双边贸易的关系的问题上 ꎬ 应该基于有关学者对中国对外直接投资的贸易效应的已有研究 ꎬ 将拉美实际对外直接投资与进出口贸易数据相联系 ꎬ 并结合考虑拉美地区经济发展水平与人民生活水平 ꎬ 以实证检验的方式分析中拉直接投资对双边贸易的影响 ꎮ 三 模型构建与数据选择 引力模型是研究国际贸易问题中常用的模型 ꎬ 对国际贸易问题有相当的解释力 ꎮ 本文将在引力模型的理论基础上 ꎬ 选择与中国贸易和投资往来均较为密切的 8 个拉美国家 ꎬ 考察 20032014 年中国与这些国家的双边贸易和直接投资的具体情况 ꎮ ( 一 ) 模型的构建根据之前学者的相关研究 ꎬ 在对对外直接投资与国际贸易关系的讨论中主要运用引力模型 ꎬ 引力模型最早在 1962 年被引入国际贸易流量中 ꎬ 通过不断的修正 增减解释变量 ꎬ 到现在一直是研究国际贸易问题中常用的模型 ꎬ 对国际贸易问题有相当的解释力 ꎮ 为了研究对外直接投资对国际贸易进出口的影响 ꎬ 本文借鉴项本武 2 关于引力模型的设定 ꎬ 在此基础上选择对外直接投资的流量和存量作为解释变量 ꎬ 以中拉两国之间的进口额和出口额为被解释变量 ꎮ 本文还考虑影响两国之间贸易的其他因素对直接投资和贸易额的影响 ꎬ 选取能够代表各国消费水平的人均 GDP 和代表各国经济状况的 GDP 作为控制变量 ꎮ 引力模型的基本设定为 : IM it = IM it (FDI it ꎬFDIC it ꎬGDP it ꎬRGDP it ) EX it = EX it (FDI it ꎬFDIC it ꎬGDP it ꎬRGDP it ) 其中 : IM it 表示中国从拉美国家的进口 ꎬ EX it 表示中国对拉美国家的出口 ꎬ FDI it 为中国对拉美国家直接投资流量 ꎬ FDIC it 为中国对拉美国家投资存量 ꎬ RGDP it 为拉美各国人均 GDPꎬ 而 GDP it 为各国 GDPꎮ 进一步取对数可得 : 1 李淑娟 : «新世纪以来拉美与亚太地区的经贸合作 兼论中国与拉美的经贸合作»ꎬ 载 «拉丁美洲研究»ꎬ 2012 年第 4 期 ꎬ 第 54-76 页 ꎮ 2 项本武 : «对外直接投资的贸易效应研究 基于中国经验的实证分析»ꎬ 载 «中南财经政法大学学报»ꎬ 2006 年第 3 期 ꎬ 第 9-15 页 ꎮ 49

2017 年第 1 期 LnIM it = α 0 + α 1 LnFDI it + α 2 LnFDIC it -1 + α 3 LnGDP it + α 4 LnRGDP it + ε it 其中 ꎬ i 低表 1-8 个国家 ꎬ t 低表 20042014 年 ꎮ LnEX it = β 0 + β 1 LnFDI it + β 2 LnFDIC it -1 + β 3 LnGDP it + β 4 LnRGDP it + ε it 其中 ꎬ i 低表 1-8 个国家 ꎬ t 低表 20042014 年 ꎮ ( 二 ) 数据选取与张春萍 1 等的研究类似 ꎬ 本文采用面板数据进行实证研究 ꎮ 面板数据可以尽可能地避免事件数据带来的多重共线性问题 ꎬ 也可使研究问题的方向更加清晰明确 ꎮ 根据拉美地区的实际情况 ꎬ 在国别选择上 ꎬ 除去避税区开曼群岛和英属维尔京群岛 ꎬ 着重选择与中国贸易和投资往来均较为密切的国家 ꎮ 本文最终选择 : 阿根廷 巴西 智利 秘鲁 委内瑞拉 厄瓜多尔 墨西哥和哥伦比亚来研究对外直接投资与国际贸易之间的关系 ꎮ 在时间跨度上 ꎬ 为了尽可能地保证数据的可靠性 ꎬ 选择上述 8 个国家 20042014 年的数据 ꎮ 其中 ꎬ 对外直接投资存量的数据选择滞后一期 ꎬ 即选择 20032013 年的数据 ꎬ 数据来源为 wind 数据库 ꎮ 表 2 和表 3 显示的是 20042015 年间中国与拉美 8 国进出口数据的具体情况 ꎮ 从表 2 可以看出 ꎬ 中国对巴西的进口额始终位于其他拉美国家之上 ꎬ 巴西始终是中国在拉美的最重要合作伙伴 ꎬ 中国从巴西的进口额总体呈上升趋势 ꎬ 在 2011 年后趋于平稳 ꎬ 2015 年有所下降 ꎬ 但在总量上仍然居首位 ꎮ 中国从智利的进口规模紧随其次 ꎬ 排在第二位 ꎬ 但与巴西相比还有很大差距 ꎮ 近年来中国对厄瓜多尔的进口额逐渐增多 ꎬ 但由于规模较小 ꎬ 厄瓜多尔目前仍然不是中国在拉美地区的主要进口国 ꎮ 阿根廷近年来一直着力加强与中国的贸易联系 ꎬ 但进口规模提升较慢 ꎬ 受经济发展状况的影响 ꎬ 近年来反而呈下降趋势 ꎮ 中国从墨西哥的进口额稳中有升 ꎬ 但与巴西 智利等国相比仍存在较大差距 ꎮ 从表 3 可以看出 ꎬ 中国对巴西 阿根廷的出口额近年来一直保持较高的水平 ꎮ 但是 ꎬ 2015 年中国对巴西的出口规模骤减 ꎬ 巴西作为中国在拉美地区第一大出口贸易对象国的地位被墨西哥所取代 ꎮ 除了厄瓜多尔 ꎬ 中国对其余拉美 5 国的出口在 2015 年均保持了小幅增加 ꎬ 其中对委内瑞拉和阿根廷的出口规模增幅较大 ꎮ 1 张春萍 : «中国对外直接投资的贸易效应研究»ꎬ 载 «数量经济技术经济研究»ꎬ 2012 年第 3 期 ꎬ 第 74-85 页 ꎮ 50

中国在拉美的直接投资对中拉双边贸易的影响 表 2 20042015 年中国从拉美 8 个样本国的进口额 ( 单位 : 亿美元 ) 年份 巴西 阿根廷 智利 秘鲁 哥伦比亚 厄瓜多尔 委内瑞拉 墨西哥 2004 87 33 37 15 2 1 7 21 2005 100 38 50 23 2 0 12 22 2006 129 37 57 29 3 1 26 26 2007 183 63 103 43 11 1 30 33 2008 297 94 114 47 11 8 65 37 2009 283 43 128 43 10 8 43 39 2010 381 68 178 62 21 5 66 68 2011 524 63 206 79 24 6 117 94 2012 523 66 206 85 32 9 145 92 2013 541 61 207 84 36 8 132 102 2014 517 52 210 82 76 11 113 112 2015 442 57 186 81 35 12 69 101 资料来源 : wind 数据库 ꎮ 表 3 20042015 年中国对拉美 8 个样本国的出口额 ( 单位 : 亿美元 ) 年份 巴西 阿根廷 智利 秘鲁 哥伦比亚 厄瓜多尔 委内瑞拉 墨西哥 2004 37 9 17 4 6 3 6 50 2005 48 13 21 6 9 5 9 55 2006 74 20 31 10 15 7 17 88 2007 114 36 44 17 23 9 28 117 2008 188 50 61 28 30 15 33 139 2009 141 35 49 21 24 10 28 123 2010 245 61 80 36 38 15 36 179 2011 318 85 108 47 58 22 65 240 2012 334 79 126 53 62 26 93 275 2013 362 88 131 62 68 30 61 290 2014 349 77 130 61 80 32 57 323 2015 274 88 133 64 76 29 76 338 资料来源 : wind 数据库 ꎮ 表 4 是中国对拉美地区 8 国的投资流量数据 ꎬ 从中可以看出 ꎬ 中国对拉 美地区的直接投资流量数据的波动很大 ꎮ 虽然如此 ꎬ 我们仍能发现一些典型 51

2017 年第 1 期 事实 ꎮ 首先 ꎬ 在多数时间里 ꎬ 中国对巴西 阿根廷和委内瑞拉 3 国的直接投资流量整体水平相对其他国家较高 ꎮ 其次 ꎬ 样本 8 国中除秘鲁之外 ꎬ 其余国家在 2012 年都经历了中国直接投资的大幅增加 ꎮ 最后 ꎬ 贸易规模和投资规模并没有呈现较强的相关性 ꎮ 相对于贸易规模 ꎬ 中国对智利和墨西哥的直接投资规模明显偏小 ꎬ 而对阿根廷的直接投资规模又偏大 ꎮ 表 4 中国对拉美地区 8 个样本国的投资流量 ( 单位 : 万美元 ) 年份 阿根廷 巴西 智利 哥伦比亚 厄瓜多尔 墨西哥 秘鲁 委内瑞拉 2004 112 643 60 456 30 2713 27 466 2005 35 1509 183 98 907 356 59 740 2006 622 1009 658 331 246 367 540 1836 2007 13669 5113 383 22 358 1716 671 6953 2008 1082 2238 93 676 942 563 2455 978 2009 2282 11627 778 574 1790 82 5849 11572 2010 2723 48746 3371 694 2206 2673 13903 9439 2011 18515 12640 1399 3325 3506 4154 21425 8177 2012 74325 19410 2622 8351 31139 10042 4937 154176 2013 22141 31093 1179 1793 47060 4973 11460 42556 2014 26992 73000 1629 18310 13781 14057 4507 11608 资料来源 : wind 数据库 ꎮ 四 实证研究 下面对 20032014 年中国与拉美 8 国的双边贸易和直接投资额等面板数据进行平稳性检验 ꎬ 然后采用面板模型分析和考察中国对拉直接投资对中拉贸易的影响 ꎮ ( 一 ) 平稳性检验 1 面板数据单位根检验本文采用相同根单位根检验 LLC 和不同根单位根检验 Fisher - ADF 这两种检验方法 ꎬ 如果它们都拒绝存在单位根的原假设 ꎬ 则可以认为此序列是平稳的 ꎬ 反之就是非平稳的 ꎮ 由表 5 中数据来看 ꎬ 在 5% 的显著水平下 ꎬ 在初始阶段 ꎬ 各个变量均没有达到 P 值小于 0 05ꎬ 即均不平稳 ꎬ 而经过一阶差分后均平稳 ꎬ 因此 ꎬ 各个变量之间存在一阶单整关系 ꎮ 52

中国在拉美的直接投资对中拉双边贸易的影响 表 5 单位根检验结果 变量 LLC P 值 ADF P 值 结论 LnIM - 4 11596 0 0000 19 2072 0 2581 不平稳 d (LnIM) - 6 92867 0 0000 41 0362 0 0005 平稳 LnEX - 4 99274 0 0000 18 8537 0 2763 不平稳 d (LnEX) - 8 47552 0 0000 43 4037 0 0002 平稳 LnFDI - 3 73713 0 0001 15 0988 0 5174 不平稳 d (LnFDI) - 9 01989 0 0000 58 9945 0 0000 平稳 LnFDIC - 1 49962 0 0669 8 86822 0 9187 不平稳 d (LnFDIC) - 6 74747 0 0000 41 8107 0 0004 平稳 LnGDP - 1 52076 0 0642 7 41669 0 9644 不平稳 d (LnGDP) - 7 35045 0 0000 32 6792 0 0081 平稳 LnRGDP - 1 22579 0 1101 6 93758 0 9744 不平稳 d (LnRGDP) - 7 48475 0 0000 32 9625 0 0075 平稳 2 协整检验在此我们运用 Pedroni 协整检验和 KAO 协整检验分别对进口以及相关变量 出口以及相关变量进行协整检验 ꎬ 检验数据是否存在长期协整关系 能否进行回归模型的分析 ꎮ 此时我们设定的原假设为不存在协整关系 ꎮ 从表 6 中我们可以看出 ꎬ 7 个统计量有 4 个在 5% 的显著水平下拒绝不存在协整关系的原假设 ꎬ 因为数据量较少 ꎬ 我们在此种情况下可以认为存在协整关系 ꎮ 表 6 Pedroni 协整检验结果 进口数据 Pedroni 协整检验 Panl V Panl p Panl pp Panl ADF Group p Group pp Group ADF 统计量 - 1 28347 2 469315-2 221334-1 719075 3 216231-4 790432-2 22016 P 值 0 9003 0 9932 0 0132 0 0428 0 9994 0 0000 0 0132 出口数据 Pedroni 协整检验 Panl V Panl p Panl pp Panl ADF Group p Group pp Group ADF 统计量 - 1 6525 2 9817-2 3954-3 1216 4 164117-4 75953-4 90707 P 值 0 9508 0 9986 0 0083 0 0009 1 0000 0 0000 0 0000 为了进一步验证协整情况 ꎬ 还需要进行 KAO 协整检验 ꎬ 检验结果如表 7ꎮ 53

2017 年第 1 期 从表 7 中可以看出 ꎬ P 值为 0 0000ꎬ 在 5% 的显著水平下拒绝不存在协整关系 的原假设 ꎬ 因此 ꎬ 综合两种检验方式 ꎬ 我们认为数据间存在协整关系 ꎬ 即认 为可以进行回归分析 ꎮ 表 7 进出口数据 Kao 协整检验结果 进口 出口 ADF - 2 824113-6 519482 P 值 0 0024 0 0000 ( 二 ) 模型设定与参数估计在确定面板数据模型时 ꎬ 要选择随机效应模型或者固定效应模型 ꎬ 因此 ꎬ 要对数据进行 Hausman 检验 ꎬ 检验的假设是可以利用随机效应模型 ꎮ Hausman 检验结果表明 ꎬ P 值为 0 0000ꎬ 即在 5% 的显著水平下拒绝原假设 ꎬ 进口和出口数据都不适用于随机效应模型 ꎬ 因此选择固定效应模型 ꎮ 在确定了固定效应模型后 ꎬ 为了确定选择个体固定效应模型还是混合约束模型 ꎬ 需要进行 F 检验 ꎮ 根据检验结果 ꎬ 进口数据与出口数据相同 ꎬ 在 5% 的显著水平下 ꎬ 选择个体固定效应模型更合适 ꎮ 1 进口数据回归模型根据上述检验结果 ꎬ 对进口数据构建个体固定效应模型 ꎬ eviews 建立结果如表 8ꎮ 表 8 进口数据回归模型 进口数据回归具体值 截距的固定效应 变量 系数值 T 值 P 值 阿根廷 - C 0 2475 LnFDI 0 0013 0 055823 0 9556 巴西 - C - 10 8308 LnFDIC 0 0601 1 720175 0 0895 智利 - C 8 023 LnGDP 8 0701 6 360859 0 0000 秘鲁 - C 3 306 LnRGDP - 7 319-5 534859 0 0000 委内瑞拉 - C 2 9268 C - 61 5153-6 15867 0 0000 哥伦比亚 - C - 1 6689 R 2 0 9767 D W 值 0 999396 厄瓜多尔 - C 6 3465 F 值 (P 值 ) 290 1463 (0 0000) 墨西哥 - C - 8 3501 注 : D W 是用来检验残差是否存在显著一阶自相关的统计量 ꎮ 根据上述回归结果 ꎬ 我们可以写出表达式如下 : 54

中国在拉美的直接投资对中拉双边贸易的影响 LnIM it = - 61 51 + 0 00132LnFDI it + 0 06LnFDIC it-1 + 8 07LnGDP it - 7 32LnRGDP it 8 35D 8 + 0 25D 1-10 83D 2 + 8 02D 3 + 3 31D 4 + 2 92D 5-1 67D 6 + 6 35D 7 - 其中 D i = { 1ꎬ 当属于第 i 个国家时 ꎬi = 1ꎬ2ꎬ 8 0ꎬ 其他 根据上述给出的结果 ꎬ 我们可以看出 ꎬ R 2 的值为 0 9767ꎬ 模型拟合情况 良好 ꎬ 而各个系数的 P 值只有 FDI 流量在 10% 的显著性水平下不显著 ꎬ 其余 解释变量在 10% 的显著性水平下均显著 ꎬ 能够很好地解释此模型 ꎮ 第一 ꎬ 对外直接投资流量影响不明显 ꎮ 在 10% 的显著水平下 ꎬ FDI 流量 的 P 值情况不显著 ꎬ 即我们可以初步断定 ꎬ 在短期内中国对拉美地区直接投 资对中国的进口贸易影响微乎其微 ꎮ 因此 ꎬ 从短期来看 ꎬ 对拉美国家直接投 资增加不会显著促进中国从拉美地区的进口规模增加 ꎮ 第二 ꎬ 从长期来看 ꎬ 对外直接投资的存量会对中国进口贸易产生积极影 响 ꎮ 从宏观角度来说 ꎬ 通过积累对外直接投资 ꎬ 中国会加强从拉美地区货物 进口 ꎮ 从微观角度来说 ꎬ 中国各家企业在某国的直接投资存量增加会增强企 业家的信心 ꎮ 企业家在综合考量本行业在该国的发展现状以及前景之后 ꎬ 结 合日益增加的直接投资规模 ꎬ 往往会进一步增加投资 ꎬ 从而形成良性循环 ꎮ 实证结果表明 ꎬ 对外直接投资存量每增加 1% ꎬ 进口贸易额将会增加 0 06% ꎮ 第三 ꎬ 每个国家的截距项由两部分组成 ꎮ 一部分是各个国家特定的值 ꎬ 体现的是个体效应 ꎬ 另一部分是这些国家的公共值 ꎮ 个体效应着重说明各个 国家不同的不可观测因素对中国进口的影响情况 ꎬ 从系数的符号可以看出 ꎬ 巴西 哥伦比亚 墨西哥的影响为负面 ꎬ 而阿根廷 智利 秘鲁 委内瑞拉 厄瓜多尔的影响为正面 ꎮ 巴西 墨西哥一直是我们在拉美主要的进口伙伴 ꎬ 但现阶段两国经济下滑严重 ꎮ 以哥伦比亚为例 ꎬ 该国经济增长对资源出口的 依赖程度很高 ꎬ 国际原油价格的下跌和低位徘徊对哥伦比亚经济造成了巨大 影响 ꎬ 不确定性显著增强 ꎮ 第四 ꎬ 拉美国家的人均 GDP 和 GDP 对中国从该国的进口规模有一定的影 响 ꎮ 相较于中国的对外投资 ꎬ 当地的经济发展状况和民众的生活水平对中国 的进口影响更为明显 ꎮ 2 出口数据回归模型 根据上述检验结果 ꎬ 对进口数据构建个体固定效应模型 ꎬ eviews 建立结 果如表 9ꎮ 55

2017 年第 1 期 表 9 出口数据回归模型 出口数据回归模型 截距的固定效应 变量系数值 T 值 P 值阿根廷 - C - 0 269917 LnFDI 0 009459 0 669589 0 5051 巴西 - C - 12 16964 LnFDIC - 0 041436-1 932135 0 0571 智利 - C 7 341478 LnGDP 8 556635 14 31164 0 0000 秘鲁 - C 3 067634 LnRGDP - 7 246144-11 45264 0 0000 委内瑞拉 - C 2 467112 C - 69 6015-14 75127 0 0000 哥伦比亚 - C - 0 865133 R 2 0 987322 D W 值 1 310361 厄瓜多尔 - C 8 327451 F 值 (P 值 ) 538 0476 (0 0000) 墨西哥 - C - 7 898986 注 : D W 是用来检验残差是否存在显著一阶自相关的统计量 ꎮ 根据上述回归结果 ꎬ 我们可以写出表达式如下 : LnEX it = - 69 6 + 0 0095LnFDI it - 0 0414LnFDIC it -1 + 8 56LnGDP it - 7 25LnRGDP it - 0 27D 1-12 17D 2 + 7 34D 3 + 3 06D 4 + 2 47D 5-0 87D 6 + 8 33D 7-7 90D 8 其中 D i = { 1ꎬ 当属于第 i 个国家时 ꎬi = 1ꎬ2ꎬ 8 0ꎬ 其他 根据上述结果我们可以看出 ꎬ R 2 的值为 0 9873ꎬ 模型拟合情况良好 ꎬ 而 各个系数的 P 值只有 FDI 流量在 10% 的显著性水平下不显著 ꎬ 其余解释变量 在 10% 的显著性水平下均显著 ꎬ 能够很好地解释此模型 ꎮ 第一 ꎬ 中国对外直接投资流量对中国出口的影响不显著 ꎮ 在短期 ꎬ 不论 中国对外直投资的情况如何 ꎬ 都不会对中国的出口带来很大的影响 ꎻ 而在长 期 ꎬ 中国对外直接投资存量会在一定程度上对出口带来负面影响 ꎬ 即在某地 区投资每增加 1% ꎬ 在此地区的出口就减少 0 04% ꎬ 影响较为微弱 ꎮ 这可能 是因为中国出口的产品与中国在拉投资企业的产品重合性较低 ꎬ 对出口造成 的冲击在贸易效应上体现得不是很明显 ꎮ 第二 ꎬ 截距项表示拉美地区经济发展的不可预测因素对中国出口带来的 影响 ꎮ 从结果来看 ꎬ 阿根廷 巴西 哥伦比亚和墨西哥的不可预测因素为负 面 ꎬ 智利 秘鲁和委内瑞拉的不可预测因素为正面 ꎮ 第三 ꎬ 拉美国家的人均 GDP 和 GDP 对中国出口有一定的影响 ꎮ 相较于中 国的对外投资 ꎬ 当地的经济发展状况和人民的生活水平对中国的出口影响更 为明显 ꎮ 这是因为中国对拉美地区出口以制成品为主 ꎬ 主要包括化工品 塑 料 机器产品等 ꎮ 在经济发展水平较高的情况下 ꎬ 人们对生产生活用品的需 56

中国在拉美的直接投资对中拉双边贸易的影响 求会提升 ꎮ 但是 ꎬ 拉美国家整体社会经济的发展会带动第二产业较快发展 ꎬ 国内制成品供应会不断增加 ꎬ 因而会减少对来自中国产品的需求 ꎮ 五 结论与建议 本文利用 20032014 年的数据 ꎬ 对中拉之间贸易和投资的关系进行了实证分析 ꎮ 结果表明 : 第一 ꎬ 中国对外直接投资在短期对进口和出口贸易均没有大的影响 ꎬ 在短期内无法对贸易情况形成有效冲击 ꎬ 对外直接投资的贸易效应具有滞后性 ꎻ 第二 ꎬ 从长期来看 ꎬ 中国对拉美的直接投资能够增加中国从拉美国家的进口 ꎬ 但会对中国向拉美国家的出口产生一定的抑制作用 ꎻ 第三 ꎬ 整体上来看 ꎬ 对中拉贸易产生明显作用的仍然是投资对象国的 GDP 和人均 GDP 等表示经济发展程度的因素 ꎻ 第四 ꎬ 中国对拉直接投资相对于进出口贸易规模仍然偏小 ꎬ 在数量上不能对进出口带来大的影响 ꎬ 并且实际应用在拉美地区的投资额相比较而言也并不突出 ꎮ 拉美地区位于 一带一路 延长线 ꎬ 是中国进行国际产能合作的重要地区 ꎬ 是中国重要的资源能源来源地 ꎬ 对中国经济发展的意义不言而喻 ꎮ 2015 年 1 月 8 日 ꎬ 中国国家主席习近平在中国 拉美和加勒比国家共同体论坛首届部长级会议中发表讲话并提出 : 我们要共同努力 ꎬ 实现 10 年内中拉贸易规模达到 5000 亿美元 中国在拉美地区直接投资存量达到 2500 亿美元的目标 ꎮ 目前中拉之间直接投资和国际贸易与习主席提出的目标还有较大差距 ꎬ 这表明中拉在经贸合作领域还有相当大的提升空间 ꎬ 中拉在投资和贸易领域全面深入的合作符合双方经济发展的进一步需要 ꎮ 对中国而言 ꎬ 中国 十三五 期间面临着产业转移和产业升级的重任 ꎬ 需要在全球范围内深化贸易合作 ꎬ 而经济结构亟需转型的拉美国家则是现阶段最适合承接中国相关产业的理想选择之一 ꎮ 拉美国家承接中国转移产业有助于其实现产业多元化和经济多元化 ꎬ 优化各国产业结构 ꎬ 解决拉美现阶段的经济增长困境 ꎮ 同时 ꎬ 中国企业投资拉美也会给拉美经济带来活力 ꎬ 有助于拉美的经济复苏 ꎮ 根据上述研究结论 ꎬ 我们对中国对拉直接投资领域试提出以下几条政策建议 ꎬ 以促进中国投资的扩大和优化 ꎬ 并拉动双边贸易的开展 ꎮ 1 中国应加强在拉美地区基础设施建设领域的投资拉美地区各国国内贫富差距较大 ꎬ 贫穷地区的民众对基础设施的改善诉求强烈 ꎬ 地方政府也对基础设施的新建和养护有迫切的需求 ꎮ 一些拉美国家 57

2017 年第 1 期 已经深刻认识到了基础设施不足对经济社会发展的 瓶颈 制约 ꎬ 并开始制定基础设施发展计划 ꎮ 当前 ꎬ 中国的基础设施建设能力已经处于国际领先水平 ꎬ 无论技术水平还是施工管理经验都居于世界领先地位 ꎮ 中国应充分发挥在基础设施建设领域中的比较优势 ꎬ 同拉美各国开展全方位的合作 ꎬ 全面提升拉美地区的基础设施建设整体水平 ꎬ 促使直接投资发挥促进贸易的正面效应 ꎮ 2 鼓励中国企业在拉美地区进行差异化 互补化的直接投资拉美国家拥有丰富的能源 矿产等自然资源 ꎬ 如巴西的铁矿储量位居世界第二 ꎬ 委内瑞拉的石油储量极为丰富 ꎬ 智利拥有世界最大的可开采铜矿储量 ꎬ 阿根廷素有 世界粮仓和肉库 的称号 ꎮ 虽然中国经济已经进入 新常态 ꎬ 但中国经济庞大的体量 国内相对旺盛的需求以及未来发展的潜力 ꎬ 都决定了未来中国对能源和矿产资源的需求依然会较大 ꎬ 能源资源的对外依存度很可能将不断提高 ꎮ 因此 ꎬ 中国企业应充分重视中拉之间在禀赋上的互补性 ꎬ 通过股权 开采权等差异化的对外直接投资方式 ꎬ 充分发挥中拉双方的比较优势 ꎬ 让直接投资发挥促进双边贸易的正向作用 ꎮ 3 尽快制订对拉美地区的投资战略规划 ꎬ 扩大绿地投资规模为更好地指导和推动对拉美地区投资合作的开展 ꎬ 中国政府应在整体社会经济发展战略的指导下 ꎬ 根据对外投资总体规划和要求 ꎬ 制定中长期对拉美地区专门的投资战略规划 ꎮ 目前 ꎬ 中国企业通过开曼群岛 维尔京群岛的迂回投资仍然是中拉投资合作的主导 ꎮ 近年来 ꎬ 中国对拉美地区的大多数投资主要体现为并购欧美跨国公司的资产 ꎬ 此类投资对资源国外资存量的贡献度并不大 ꎮ 从当地发展实际需求来看 ꎬ 拉美国家更迫切需要的是 绿地投资 ꎮ 因此 ꎬ 在制定中国对拉美投资规划时必须充分考虑拉美国家的诉求 ꎮ 4 建立和完善对拉投资企业的配套服务体系拉美地区是世界上投资风险较高的地区 ꎬ 当地的政治风险 经济风险都相对显著 ꎮ 为推动中国企业尤其是广大民营企业对拉美地区的投资 ꎬ 中国政府应尽快建立健全对拉美地区投资的风险预警机制和风险补偿机制 ꎬ 提高中方企业在拉美地区的投资效率和安全性 ꎮ 同时 ꎬ 各政府主体和行业协会应积极为对拉投资企业提供技术和信息服务等方面的支持 ꎬ 如设立对拉投资信息平台 ꎬ 定期发布报告 ꎬ 帮助企业了解投资拉美国家的相关政策 市场环境和商情等 ꎬ 引导投资主体或中介机构建立行业细分信息交流平台 ꎮ 5 加强对拉投资企业的监管近年来 ꎬ 中国企业在海外投资时普遍存在社会责任履行不到位的问题 ꎮ 58

中国在拉美的直接投资对中拉双边贸易的影响 中国政府应加强对企业社会责任的宣传与管理 ꎬ 增强对拉投资企业的社会责任意识和可持续发展意识 ꎬ 为中国企业在拉投资创造良好的环境 ꎬ 促进中拉关系的健康 持续发展 ꎮ 具体来说 ꎬ 企业应进一步强化法律意识 ꎬ 遵守当地的法律法规 ꎻ 加强对当地文化的学习与融合 ꎬ 尊重当地风俗习惯 ꎻ 加强国际协作 ꎬ 遵守国际行为准则 ꎻ 强化企业的安全质量标准意识 ꎻ 注重能源资源的节约和环境保护 ꎬ 注重社会和环境的综合效益等 ꎮ 6 完善对外投资相关法律法规 ꎬ 形成规范化的法律体系截至目前 ꎬ 中国尚未出台对外投资法 ꎬ 没有形成完善的对外投资法律体系 ꎮ 随着中国对拉美投资的重视程度提高 ꎬ 对外投资法律体系将会越来越受到企业的重视 ꎮ 因此 ꎬ 迫切需要制定一部符合国际惯例和中国国情的 对外直接投资法 ꎬ 对中拉投资相关的财政政策 金融政策 投资政策 产业政策 经营主体 审批程序等事项做出明文规定 ꎮ 在此基础上 ꎬ 根据对拉投资实践 ꎬ 不断补充和完善实施细则 ꎮ 7 鼓励金融 保险机构提供全方位跨境金融服务目前 ꎬ 中国在金融服务领域对贸易企业的支援能力和支持力度明显不足 ꎮ 政府应支持国内金融机构加速在拉美国家适当增设网点 ꎬ 完善全球化的布局 ꎮ 一方面 ꎬ 在政治稳定 宏观经济形势较好 金融设施相对完善的拉美国家应积极开设或增设服务网点 ꎬ 尤其是在中国投资密集区域 经贸合作区设立分支机构 ꎬ 加强银企合作 ꎮ 另一方面 ꎬ 对不确定因素较多的地区 ꎬ 通过代理行或国外银行设中国柜台等形式予以辐射和覆盖 ꎮ 此外 ꎬ 政府要明确政策性银行和商业银行对非融资合作的分工 ꎬ 把商业性金融产品与政策性金融资源有机结合起来 ꎬ 在政策分析 项目信息 产品设计 风险分担等方面推进实质性合作 ꎬ 形成金融机构支持企业 走出去 的强大合力 ꎮ ( 责任编辑黄念 ) 59