要旨

論文

ASEANは、経済成長力が高く、中国と地理的にも隣接しており、伝統、文化、価値志向などの面での 相似点 が大きい。また、ASEAN各国と中国

ASEANに対 する中国の直接投資効率と影響要因の研究

では、地理的規模、人口、資源賦存の差が小さくなく、相互補完性が高いと予想される。それらの点で、両者の協力と発展は大きな可能性を持 つと考えられる。

（Revised August 4, 2023）

この 可能 性 を 実 現 する 政策 として、中国 とASEAN間の経済協力も進展しており、2002年には ASEAN 中 国 包 括 経 済 協 力 枠 組 協 定(ACFTA)が締結されている。この協定は、物品の自由貿易にとどまらず、サービス貿易協定(2007年
発効)、投資協定(2010 年発効)も含むものとなって張璟霞

おり、初期 の 関税引き下げをおおむね 達成し、Zhang Jingxia

2019 年には改訂議定書が 発効している。2023年

滋賀大学大学院 経済学研究科 /博士後期課程現在、その更なる改訂が 交渉されているところである。

以上の 経済的・地理的条件、また政策取り組
みを反映して、ASEANと中国間の経済的相互依存関係は深化を続けてきた。UNCTAD「世界投資報告書 2021」によれば、中国は世界第一位の対外直接投資国であるが、ASEANは、地域として中国の第一 の直接投資先となっている(香港 を除
く)。
しかし、中国は移行経済国かつ 発展途上国であり、ASEANもその多くが 発展途上国であり、移行経済諸国をも含む地域となっている。このような中国とASEAN間 の直接投資 の水準 は、市場経
済を支 える諸制度 が 先進諸国と比較して十分整備されていない、あるいは自由化や緩和が十分行われていないために、その潜在的可能性を下回る

水準にとどまっている可能性がある。このことを踏まえれば、中国の一帯一路構想にとって重要な対

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彦根論叢

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象国とされるASEANへの投資が、潜在的可能性

対ASEAN直接投資効率 にプラスの 影響 を及 ぼを実現できているのかを、つまり現実の水準 が潜す要因であることが明らかになった。第三に、その在的可能性を十分実現できていない「非効率」な

一方、ASEAN各国のインフラ充実度、国民 の声

状況にあるか否かを分析することは一つの課題とと説明責任指数、中国の一帯一路構想の実施になりうる。また、もし「非効率」であるとすれば、

ついては、中国の対ASEAN直接投資効率にマイASEAN諸国 の市場制度 の 整備状況に関 するど

ナスの効果を及ぼしている要因となっていることがのような要因がその原因となっているのか、それら示された。この点は、理論等から予想される結果の要因の作用の在り方が、通常の理論 から想定さとは逆となった。この結果 は、共に発展途上国でれるあり方と一致しているのか否か、を明らかにしある中国とASEAN間 の直接投資 の 特徴を 示しておくことは、移行経済・発展途上国間の経済関ている可能性があり、中国の対先進国・地域投資、係 の在り方の 特徴を明らかにすることにつながり他の発展途上国・地域投資との比較等を通じて、うる。また、今後の 投資協定や貿易協定の見直し

今後、分析していくことが必要である。

や強化を通じて、ASEANの一層の自由化や経済制度整備を進展させること、また地域の政治経済

キーワード：一帯一路構想；対外直接投資効率；確率的フロンティア重力モデル

安定 へ の コミットメントを 通 して、中国 の 対

ASEAN投資を拡大していく政策についての示唆を得ることができる。

I

はじめに

以上のような関心から、本稿は、直接投資の効

中国及 びASEAN諸国 は、1980 年代以降自由率(理論的に想定される直接投資の潜在的可能性化政策を推進し、世界及び 東アジアにおける重要に 対 する現実 の 投資 の 割合)の 検証 を、2003〜

な経済地域として成長してきた。この間、ASEAN

2020 年度 の 中国 のASEAN各国 へ の 直接 投資は1992年 のASEAN自由貿易協定 (AFTA)の 締

データを用いて、確率的フロンティア 投資重力モ

結に始まり、2008年 のASEAN憲章 の 採択を 経デルにより行う。それにより、非効率要因(潜在的て、2015 年 にはASEAN共同体 の 設立 に 至って可能性 の 実現 の障害となっている要因)を明らかいる。

にすることを目的としている。このことにより、中国

他方、中国は、1999 年に打ち出された走出去政の対ASEAN投資を拡大していくための課題を明策を経て、2013年の一帯一路構想により、企業のらかにし、課題解決 のための研究の方向性を探っ

対外進出の拡大を支援する政策を推進してきていていきたい。

る。このような中国の政策において、ASEANは、

本稿の分析の結果 の概要は以下の通りである。

重要な地域となっている。

第一 に、中国 のASEAN諸国 への直接投資 の 効

国連貿易開発会議（UNCTAD）のデータによ

率性は、平均としては低い水準にあること、また低ると、2019 年は、世界経済 がCOVID–19の影響下傾向にあることが明らかになった。第二に、分析を受ける前年であったが、世界経済の成長の鈍化対象とした国内の市場制度整備に関する要因のうに伴って、世界的に直接投資が低迷し、世界の対

ち、ASEAN各国の経済自由度、投資協定の締結

外直接投資は1.39兆ドルと、前年比1%減少となっについては、理論等からの予想と一致し、中国のた。そのような状況下においても、同年 の中国とASEANに対する中国の直接投資効率と影響要因の研究

張璟霞

085

表1. 2019 年の中国の主要経済ブロックへの投資フローと主要経済ブロックの中国への投資フロー
経済ブロック
中国香港

ASEAN

欧州連合
米国
オーストラリアロシア連邦
合計

中国の主要経済ブロックへの 投資フロー
金額
前年比（%）
割合（%）

905.5
130.24106.99
38.07
20.87
-3.79
1197.88

4.2
-4.9
20.7
-49.1
5.1
-152.30.1

主要経済ブロックの中国への 投資フロー
金額
前年比（%）
割合（%）

66.1
9.5
7.8
2.8
1.5
-0.3
87.5

962.99
78.77
73.01
26.87
4.29
0.54
1146.46

7.1
37.8
-29.9
-0.1
48.3
-4.8
5.1

69.7
5.7
5.3
1.9
0.3
0.04
83.0

出 所：Ministry of Commerce of the People's Republic of China 、National Bureau of Statistics and State

Administration of Foreign Exchange, eds, [20] Statistical Bulletin of China's Outward Foreign Direct Investment,より筆者作成。単位：億ドル。

ASEAN間の双方向投資額は209 億ドルに達し、改革開放政策以降、中国は、対外経済関係 の7.7%拡大している。ただ、中国の対ASEAN投資

発展を開発戦略 の重要な柱としてきた。2013年かは130.2億ドルで、前年比 4.9% 低下となったのにら取り組みが始まった一帯一路構想は、そのよう

対し、ASEAN諸国の対中国投資は78.8億ドルで、 な中国 の対外経済関係拡大の政策において、特
前年比 37.8% 増 大 し た。こ れ に より、2019 年、に、アジア、ヨーロッパ、アフリカ地域における地ASEANは初 めてEUを 超 えて、香港 に次 いで中域協力の 促進を目的としている。これら地域との国の第二位の対内直接投資の源泉となった。中国

地域協力を促進することが、中国の経済的地位をの対外直接投資先としてASEANをみると、2019

強化 することにつながるという認識 を基礎として年に投資額は低下したものの、第二位の規模を誇いる。

る。このように、対内外ともASEANは香港に次ぐ

しかしながら、図1に示すように、一帯一路地域

直接投資先であり、中国経済にとって重要な地域において最大 の 経済体 であるASEANへの直接といえる。

投資フロー額は、2015年以降でみると停滞がみら

図1.

とストック残高（破線、左軸）
2003-2019年中国のASEANに対する直接投資フロー（実線、右軸）

出所:「中国商務年鑑」より筆者作成、単位：10 億ドル

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表2.

2018-2019年の中国のアジア地域における対外直接投資フロー
国

ASEAN

合計（アジア）

2018年
シェア
FDI額
（10 億ドル）
（%）
13.69
13.0
105.51100

2019 年
シェア（%）
FDI額（10 億ドル）
13.02
11.8
110.84100

FDIフローの成長率
-4.9
5.1

出所: 表1と同じ。

れる。また表 2のように、2019 年、中国の対世界への 投資 が 拡大 する一方、中国 の 対アジア直接投II

先行研究 の概要及 び
本稿 のアプローチ

資に占めるASEAN諸国 のシェアは低下した。これらは、対ASEAN投資の拡大には依然として課1.対外直接投資効率（Efficiency of

題 がある可能性を示している。

foreign direct investment ）による一 帯一路 構想 が 対 象 とする 諸 地域 の 中 で、

ア プローチASEANの重要性は低くはない。先に見 た相互の

本稿では、中国の対ASEAN投資に影響する要直接投資だけでなく、貿易額でみても、さらに経済因を明らかにするために、理論的に推定される対規模の点からも、ASEANは中国の対外経済関係

外直接投資の潜在的水準に対する現実の水準のにとって重要 な地域 である。また、今後 の可能性

比率を効率性として分析するアプローチを取る。こに関しても、ASEANの 経済的潜在力は高 い。その 比率 を、直接 投資効率 (Efficiency of foreignの対内直接投資流入額をみたRyan(20)によれ

direct investment)と定義する。

ば、ASEANは、2014 年に初めて中国を抜いて世このようなアプローチを採用する理由は、中国界最大の直接投資受け入 れ 経済圏となっており、や ASEAN諸国の市場経済を支える諸制度 が先中国だけでなく世界において重要性を高めている。 進諸国と比して未整備 であることや、自由化や 規

ASEANは、地域の競争力を高めることを狙いとし制緩和 が不十分 であることが 投資 の 抑制につなて、ASEAN共同体 (AEC)を設立する等、加盟国

がっているのではないか、という問題意識による。

の間でより深い一体化、経済的つながりを促進す

経済学 において、理論的潜在可能性と現実 のるための政策を進めており、今後より強大な経済

水準 を比較して 効率性を測る分析 は、生産性分圏として機能していくことが期待されている。

析において発展してきたものである。一定の 技術

以上のような状況を踏まえ、本稿では、中国のレベルの下で、投入された労働、資本、土地などの対ASEAN投資 に影響 する要因 について分析を要因によって生産され得る最大の産出規模に対す

進 めていく。中国 の 対外経済関係拡大策 である

る実際 の産出規模 の比率を効率性と定義し、最一帯一路構想 の重要 な要素 であるASEANに対大産出規模 の達成を妨げている要因を非効率要する中国の直接投資が、なぜ伸長していないのか、因として分析するアプローチである。

どのような要因が影響しているのか、を明らかにしこのような、現実の水準と潜在的可能性の比率たい。これにより、中国 のASEANへの直接投資により効率を定義し、効率性を分析 するアプローを促進するために必要 な政策課題 の設定や論点

チを国際経済関係に適用した先行研究としては、整理に貢献したいと考えている。

1990 年代の東欧移行経済諸国とEU間の貿易関ASEANに対する中国の直接投資効率と影響要因の研究

張璟霞

087

係 の 発展 を 分析 したものがある。Baldwin andを推定する方法が重力モデルに適用され展開されPortes () 、Papazoglou, Pentecost, andて い る(Armstrong, (200))。前 述 のBaldwin

Marques (200)、Nilsson(2000)などは、1990 年

and Portes ()等 の方法では、重力モデルで、代 のEUと東欧移行経済諸国との 貿易関係 の 発

最小二乗法（OLS）を用いて推定を行い、フィッ

展に各国間で差 が 生じていることの 要因に、
「貿

ティング値、すなわち貿易潜在力値を求めることが易効率(Trade efficiency)」のコンセプトによりアできる。そして、実際 の 値と貿易潜在力値の比率

プローチした。彼らは、貿易関係を重力モデルによ分析を通じて、貿易効率を決定していた。最小二り分析し、そこから得られる係数値で推定される

乗法は、サンプルデータと推定値の誤差 の2 乗和

各 国 の 理 論 値 と 現 実 の 値 の 比 を「 貿易 効 率を最小にする推定法である。つまり、この手法によ(Trade efficiency)」と定義し、それを考察するこり得られる推定値は平均的にはサンプルデータにとにより、貿易拡大を阻害している要因を明らかにフィットするものである。一方、貿易潜在力は理論しようとしたのである。ここでは、移行経済諸国の的に推定される貿易 の 潜在的な最大値を表して

市場経済制度 の整備 が十分 ではないことに焦点いる。したがって、最小二乗法 による推定値 は貿を当てる意図 で「貿易効率」の 分析 が 行 われて

易潜在力の定義 に適さないといえる。この点を改いる。

善するために提案されたモデルが、確率的フロン

通常の重力モデルによる貿易の分析が、現実のティア重力モデルである。同モデルによるアプロー

値を基に、その推移に影響を与える要因を明らか

チでは、理論的に推定される最大値(フロンティア)にしようとしているのに対し、このアプローチでは、との対比により、効率を把握することが可能となり、現実 の水準そのものが理論的に想定される水準

より現実の水準との乖離を明確に把握することがに対しどれほど非効率なのかを検証し、そのうえ可能となる。さらに、どのような要因がその最大値

で、実現を阻害している要因を分析するというアプの実現を妨げている要因となっているかを検証す

ローチとなる。

ることができる。

本稿 の目的も、移行経済・発展途上国間の 経

本稿では、このモデルを中国の対ASEAN投資

済関係の分析として、中国の対ASEAN投資の拡の分析に適用する。モデルの構造については後述

大を阻害している要因を解明することにある。そこするが、モデルは、確率的フロンティア重力モデル

で、中国のASEAN各国に対 する直接投資が、理から想定される潜在的直接投資額と実際 の直接論的に想定される水準に対して、どの程度「非効投資額の間の乖離がさまざまな阻害要因により生率」であるのか、拡大する余地が大きいのか小さじているとの考え方に基 づいている。そして、想定いのか、という点を検討し、その要因を分析するとされる潜在的直接投資額に対 する実際 の 投資額いうアプローチをとる。よって、貿易効率に関するの比率を、直接投資効率として定義する。つまり、先行研究に示された「効率性」の考え方により分直接投資効率は実際の直接投資値と直接投資を析を進めていく。

妨げる要因が存在しない場合 に推定される最大貿易効率に関する研究では、生産性分析にお値との比として定義される。

ける展開を応用し、本稿が採用する確率的フロン
ティアモデル 等 の理論的な 潜在的可能性 の水準

088

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2. 中国 の 対外直接投資 の 効率問題 に 関 する
先行研究

重力モデルが貿易の分析から直接投資の分析に展開していったのと同様に、確率的フロンティア

中国の対外直接投資の非効率性に着目した先重力モデルも以上に挙 げたような 貿易効率 の 分

行研究は少なくなく、理論モデルや実証分析によ析から、対外直接投資の分析へと適用が広がってりアプローチされている。

おり、本稿 が 課題とする中国 の直接投資効率 の理論モデルに基 づく分析としては次のような研検証にも適用されている。これまでの先行研究で究がある。赵春艳・程璐（2017）は、対外投資理

は、いずれも中国 の対外直接投資 の 特徴として、論（例えば、国際生産折衷理論 (Dunning (,効率が低いこと、また直接投資効率が投資先国ご)）、小規模技術理論(Wells (3))）の分析ととに大きな差があることを示している。Cheng andケーススタディの方式を採用し、先進国と発展途

Nan(20)は、中国 の 一帯一路沿線諸国・地域

上国 の 対外直接投資 は 異 なる発展段階 にあり、への直接投資の効率を分析した。その結果、腐敗効率性 に関して異 なる 特徴を 持 っていると指摘

管理 のレベル、規制管理 の 質 などが中国 の 一帯した。

一路沿線諸国・地域への投資の効率性を左右す

以上のような、理論モデルによる対外直接投資

る主な要因であり、投資先国の法規範の水準の重の 効率性の 分析 は、投資効率に影響 する要因を要性を明らかにした。また、国ごとに直接投資効

理論的に推測するものであり、実証的な検証が課率に明らかな差があること示した。黄宁(2018)は、題となる。実証研究の多くで、重力モデルが用いら

中国の一帯一路沿線諸国・地域への直接投資のれている。

投資効率指数の平均値は0.18にとどまることを示

Tinbergen (2)が 重力モデルを 貿易 に 初 めした。時系列的にみると、2006 年以降、中国の一て適用して以来、貿易や直接投資の拡大、それら

帯一路沿線諸国・地域への直接投資効率は緩やに影響を及ぼすと想定される政策要因などの効果

かに上昇傾向にあるが、全体 の 効率向上の幅 はの分析において、重力モデルは広範に採用されて小さい。そして地域別に見ると、投資効率は東アジ

きた。本稿が 採用する確率的フロンティア重力モ

ア(0.49)、中央アジア(0.25)、旧ソ連諸国(0.21)、

デルを適用する研究は、比較的新しい試 みである

中東欧(0.17)、西アジア(0.16)、南アジア(0.16)、

が、貿易効率の研究として、途上国の貿易の分析

そしてASEAN(0.15)であった。2003〜2016 年 のに用いられている。例えば、Hassan(20)はこの間、ASEANへの 中国 の直接投資フロー 総額 の方法を用いてバングラデシュの輸出の主な決定要

平均値は49 億ドルで、受け入れ 額の57.2%と大き因 と 制約要因 の 分析 を 行 った。Anh, Ha, andな割合を占めた。それにもかかわらず、その投資効

Phuong(202)は、2001〜2018年の間のベトナム

率はすべての地域の中で最も低く、0.15にすぎず、の50 の 貿易 パートナーとの間 の 靴類 の 輸出につ

投資潜在力に比べて低い水準にとどまっているこ

いてのデータを用い、その輸出効率とそれに影響とを指摘している。また、张亚斌 (2016)も同様に、を及 ぼす要因を分析している。Ravishankar and

一帯一路沿線諸国・地域 の中で東南アジアの 投

Stack (20)は、東欧諸国の貿易潜在力を分析し資効率が最も低く、潜在力が最も大きい地域だとている。

指摘した。宋林他(2017)は、152 ヵ国 のデータを分析し、中国の経済発展は、中国による非一帯一

ASEANに対する中国の直接投資効率と影響要因の研究

張璟霞

089

路沿線諸国・地域や「一帯」(シルクロード 経済 ベ

中国の対外直接投資の効率に関する研究の蓄積

ルト)沿線諸国・地域への投資に顕著な促進作用に貢献することを意図している。

を与えるが、中国の「一路」(21世紀海上シルクロード)沿線諸国・地域への 投資に顕著なマイナス作

用を持 っていることを 示した。これは、Fan et al.

III

確率的フロンティア 重力モデル
による直接投資効率分析(20)などの結果と一致しており、中国の 経済発
展に伴 い、対外直接投資 の重心 は東南アジア諸

本稿で採用する確率的フロンティア重力モデル

国から中央アジアなどの内陸地域に徐々に移転しは以下のような考え方によるものである。確率的フている可能性 が 示唆 されている。また、宋 林他

ロンティア分析（SFA）は、生産の最適化に関する(2017)は、一帯一路沿線諸国・地域での 投資潜研究 から 始 まっている。1977年、Meeusen and

在可能性の水準は常に非一帯一路沿線諸国・地

van den Broeck() 、Aigner, Lovell, and

域より高いが、投資効率 から見ると、非一帯一路

Schmidt()、オ ーストラリア のBattese and

沿線諸国・地域での投資効率は一帯一路沿線諸Corra()と、ほぼ 同時にSFAに関する学術論

国・地域より著しく高くなっていることを指摘した。

文 が 発表されている。この3つの論文 はモデルに

さらに、効率の推移をみると、2006 年以降、中国

複合残差項を採用しており、彼らのモデルは基本の非一帯一路沿線諸国・地域と「一路」沿線諸的に次のように表現できる。

国・地域に対 する直接投資効率 は緩 やかに上昇

yit = f(xit)exp(νit –μit)

傾向を示した後、2011年以降低下傾向にあること、(3.1)

式（3.1）の中で、yit は企業 iのt期 の産出である。

そして一帯一路沿線諸国・地域と「一帯」沿線諸

xit は企業iのt期における投入である。f(xit)は生産

国・地域への直接投資効率は2006 年から低下傾関数であり、企業の技術のフロンティアを表してい向を 続 け、2012年 に一時的 に上昇した後、2014

る。ここで、ν it は 確率的誤差項 であり、正規分布

年には再び低下し始めたことを示した。

N(0, σν2)に従う変数である。μitは非負の非効率性

以上のような先行研究を踏まえ、本稿では、確を示す項であり、ゼロで切断された非負の正規分

率 的 フ ロ ン テ ィ ア 重 力 モ デ ル を 採 用 し、布N(Zit δ, σμ2)に従う。Zit は技術的非効率性を説

ASEAN10 ヵ国に対 する中国の直接投資効率を

δ はその未知の係数
明する変数のベクトルであり、

推定し、その影響要因を分析する。先述した先行である。ν itとμ it は独立であり、この両者 が複合残研究 では、世界各国 あるいはすべての 一帯一路

差項を構成する。このモデルの基本的な意味 は、

沿線諸国・地域を対象として分析が行われている

個々の生産者 の現実 の産出量は、確率的誤差項

が、それらにおいては、対ASEANへの 投資効率

νitと確率的非効率性 μ it の2つの 要因 の 影響 を受が低いことが指摘されている。そこで本稿では、中けてフロンティアから離れてしまう、ということであ国にとって重要な近隣地域であるASEANへの投る。ある企業 の 技術効率 はサンプルの中 で当該

資効率 の 低さの要因をより詳細に検討 するため、生産者の実際の産出と確率的フロンティアの産出

対象国 をASEAN10 ヵ国 に 絞り、投資効率 に影の比率で決定される。すなわち次のように表現で響する要因を明らかにしていきたい。それを通じて、 きる。

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彦根論叢

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TEit =

E[ f(xit)exp(νit –μ it)]E[ f(xit)exp(νit –μ it)|μ it = 0]=exp(–μ it)(3.2)

この技術効率測定は0と1の間で値を取り、同じ投入量を使って得られる、i番目の企業 の時間tの産出と、想定される完全 に効率的 な企業 の産出(潜在的最大値)との比率となっている。
完全 に効率的な企業 の産出(潜在的最大値)は、モデル（3.1）のf(xit)のパラメータを推定すること

図2 ．確率的生産フロンティア

で得ることができる。これが確率的生産フロンティ

出所：Dar (2018)より筆者作成

アとなる。これを図に例示すると、図2の通りである。

横軸が 投入値を表し、縦軸が産出値を表す。f(xit)

して分析に組み入れることができるものは限られては確率的フロンティア生産関数の確定部分を表す。

おり、多くの阻害要因は数量化しにくいため、観察

企業 Aは X Aを 投入してqAを産出し、企業 Bは X B

されていない撹乱項に分類されるか、あるいは通を投入してqBを産出する。図2では、非効率がない

時的に変化しない固定効果の導入によって処理さ場合 の 企業 Aと企業 Bの 潜在的 に生産可能 な産れることになる。それに対し、重力モデルに確率的出を、それぞれqA*とqB*としている。この場合、企業

フロンティア分析を適用することによって、このようAの 潜在的に生産可能な産出 は確率的生産フロ

な観測不可能な貿易の阻害要因の影響を貿易非

ンティアの確定部分よりも上方に位置するものとし効率として 推定 することが可能になり、実際 の 貿ており、このような場合、そのノイズ(誤差項)の影

易実績と推定されるフロンティア(潜在的に可能な響 は正である。企業 Bの潜在的に生産可能な産出

最大貿易値)との間の乖離として把握し測定できは確率的生産フロンティアの確定部分 の下方に位るとしている。また、確率的フロンティアモデルでは、

置するものとしており、このような場合、そのノイズ

変数の組み込 み数の許容度が高く、欠落変数バイの影響は負となる。この図のような場合、確率的フ

アスリスクがなく、より多くの貿易阻害要因を考慮

ロンティアが示 す 技術に対して、企業 Aの 技術効することを可能にすると指摘している。

率 はTE1=X A A/X A A*で、企業 B の 技術効率 は貿易に関する重力モデルに組み込まれている、

TE2=X B B/X B B*となる。このようにして、十分に多対象国間の相対的な経済規模、距離、境界 など

くの企業 の標本値が 得られるならば、フロンティの国際間貿易に影響 を与える基本的要因 は、国ア生産関数 f(x)を推定でき、各企業の技術効率を際間 の 直 接 投 資 にも 影 響 しており (Brenton,

決定することができる。

Mauro, and Lücke(), Eichengreen andArmstrong(200)は、伝統的な重力モデルにTong(200))、また、関連政策要因も同様に国際

ついて以下のような課題を指摘し、この方法を貿間の直接投資に作用している。そこで、貿易効率

易効率の分析に適用した。重力モデルは、貿易決を分析 するための確率的フロンティア重力モデル

定要因 の 平均的な効果 を推定 するが、貿易を阻が、国際間 の直接投資 の 効率を分析 するために害する要因について、重力モデルにおいて変数と応用されてきているのである。

ASEANに対する中国の直接投資効率と影響要因の研究

張璟霞

091

本稿でも、貿易効率分析での確率的フロンティ

変動傾向 を反映 しており、η ＞ 0、η = 0、η ＜ 0

ア重力モデルを参考にして、被説明変数を貿易額の 場合、それぞれ直接投資 の 非効率要因が時間から国際直接投資額に置き換え、国際直接投資とともに減少、不変、上昇することを表し、直接投に影響 を及 ぼすと考えられる説明変数を選択し、資効率の上昇、不変、減少に対応している。

確率的フロンティア投資重力モデルを構築してい本稿では投資に影響を与える政策要因を投資く。それによって国際間の直接投資の潜在力、効非効率項 μ ijt の決定式に組み入れる。組み入れた率及び影響要因を分析 する。確率的フロンティア

場合の、μ ijt は以下の式で示される。

投資重力モデルの一般的な表現 は以下の通りである。

μijt = zijt δ + εijt

(3.7)

式（3.7）において、zijt は本稿が 分析しようとす

FDIijt = f(xijt, β)exp(νijt)exp(–μijt), μijt ≥ 0 (3.3)

るような政策要因を表し、μ ijt は非負値である。
μ ijt

FDI*ijt = f(xijt, β)exp(νijt)= 0のとき、iのjに対 する直接投資 が 最適であり、(3.4)

効率損失 が存在しないことを示している。μ ijt＞0

TEijt= (FDIijt) =exp(–μijt)(3.5)(FDI*ijt)(3.3) 〜(3.5)式において、xijtは直接投資の潜在妨げていることを意味し、iからjへの直接投資 は的可能性に影響を及ぼす基礎的諸要因であり、基最適を実現できておらず非効率性が存在している

本的な重力モデルで想定される、経済規模や距ことを示す。確率的誤差項であるεijt は、平均ゼロ、離等 の 要因となる。FDIijtとFDI*ijt はそれぞれt期

分散 σ 2 の正規分布の 半正規分布として定義されにおけるiのjに対 する実際 の直接投資総額と潜在る。こうした仮定 は、非負の 切断された正規分布

的に可能な直接投資額を表している。TEijt はt期

N(Zijt δ, σμ2)に従うμijtと整合的である。

では、政策等 の阻害要因が両者間の直接投資をの 投資効率を表している。ν ijt は正規分布N(0, σν2

本稿では以上の式（3.6）と式（3.7）をもとに、)に従う確率的誤差項である。μ ijtは直接投資を妨

2003〜2020 年 の 中国 の 対ASEANへの 直接投げる政策要因から影響を受ける投資 の 非効率性

資、およびそれに関連する諸要因のパネルのデーを表す確率変数で、ゼロの地点で切断された非負タを利用し、最尤推定法(MLE)によりパラメータの正規分布N(Zijt δ, σμ2)に従い、Zijt は非効率性をを推定し、中国によるASEAN諸国への直接投資説明する変数のベクトルであり、δ がはその未知のの効率性を分析する。

係数である。また、cov(νijt , μ ijt)=0である。

Battese and Coelli(2)によって 提案 された
時 変 減 衰 モ デ ル (Time–varying Decrease ，TVD)に対して、μ ijtを（3.6）のように仮定すれば、
投資非効率の変動傾向を観察することができる。

μijt = {exp [–η(t–T)]}μij

IV 変数選択と実証分析
1. 変数選択
採用したデータは 中国商務部、世界銀行 の(3.6)

WDI(World Development Indicators) お よ び（3.6）において、Tは総時間帯であり、{ }内はWGI(Worldwide Governance Indicators) 、

投資非効率 の 時間による変動を 示 す。μ ijは 時間

CEPIIデータベース、The Heritage Foundation

による変化部分を除 いた非効率を示 す。ηは推計から収集した。データの入手可能性とデータの 質が必要な時変パラメータである。直接投資効率のに 基 づ いて、選択 した サンプル 区間 は2003〜

092

彦根論叢

Winter / Jan. 2024 / No.438

2020 年で、対象被投資国はASEANの10 ヵ国である 。

GDPと経済距離は、重力モデルの考え方により選択している。公用言語、共通境界 は、貿易・投まず、被説明変数は、中国のASEANの10 ヵ国

資に関する多くの重力モデルによる分析において、に対 する対外直接投資のストックである。投資フ

貿易・投資を拡大させる要因として挙げられている。

ローを選択していないのは、外国の直接投資のフ

被投資国労働力人口一人当たりGDPは、ここでローは短期的経済環境の変化の影響を受けやすは投資決定に影響を及ぼすと考えられる市場の購

く、変動幅が大きいことにより、それを被説明変数

買力レベルかつ賃金水準を示 す変数として導入とするとバイアス誤差(bias error)を引き起こしやしている。また、被投資国の 経済成長率、両国間

すく、しかも説明変数の数が大きくなると、深刻なの為替レートは、マクロ経済パフォーマンスのファ

多重共線形問題を引き起こし、明確な関数式を構

ンダメンタルズを示す指標として組み込 んでいる。

築することが難しいことによる。また、直接投資フ

経済成長 の動向や経済 の安定性も投資決定に影ローはマイナスの数値となることが少なく、データ

響すると考えられるからである。それらを示す経済

処理するときもバイアス誤差を引き起こしやすい。

変数 は多数存在 するが、多重共線性 の可能性をそれに対し、ストックは過去の投資額の累積残高考慮して実物経済の状況を把握する指標として経であるから、残高の拡大に伴い毎年の流出入の変済成長率を、金融・通貨に関する指標として為替化 の 割合を過少 に評価してしまう可能性 がある。

レートを選択した。

しかし、ストックの時系列は安定しており、フロー

そして、非効率性 μ ijtを左右 する要因(表 3で 非のデータに比べて取り扱いが容易である。そこで、効率要因として示す変数)として、市場経済制度の

本稿では、被説明変数としてストックのデータを

整備度を、市場の自由度や市場を支える法制度及採用した。

び 政府 の 統治能力を示 す諸側面から指数化して次に、中国 の 対ASEAN10 ヵ国 への 投資に影いるHeritage財団 の 経済自由度指数、世界銀行

響 する要因として、ASEAN各国 の政治および 経作成のWGIから政治的自由度および民主主義制

済発展の状況などの要因、そして中国とASEAN

度 の 機能を 示 す 諸要因によって 構成される国民の10カ国の経済相互依存関係を考慮して、表 3のの声と説明責任指数、そして経済活動の基盤とな変数を選択した。

るインフラストラクチュアの 整備度示 すインフラ

まず、表 3でフロンティア要因として示す変数は、指数(指数導出方法については後述)を導入した。

中国 の対外直接投資に影響 すると重力モデルでそのうえで、投資を促進するための政策につい想定される基礎的な要因、つまり直接投資の潜在て、中国側の推進政策として一帯一路構想の開始、的フロンティアに影響する要因である。投資国(中また、中国とASEAN間の投資協定の影響を示す

国)と被投資国(ASEAN諸国)のGDP、経済距離、 ダミー変数も非効率要因側に導入する。
被投資国の経済成長率、公用言語の共通性(以下、

表 3の 投資フロンティア要因に分類され変数の公用言語と表記)、陸路国境の有無(以下、共通境

符号がプラスである場合、それは投資の潜在最大界と表記)、両国間の為替レート、被投資国労働力値を増加させる効果を持 つということになる。他方

人口一人当たりGDPを選択している。

で投資非効率要因に含まれる各変数は、モデルにおいてマイナスの符号である場合、それは投資のASEANに対する中国の直接投資効率と影響要因の研究

張璟霞

093

表 3.

各変数について想定符
データソース号条件『中国商務ASEAN諸国への中（万ド
ASEAN各国への中国の直接投資ストック
被説明変数
OFDI
ル）
年鑑』
国の直接投資ASEAN諸国の実質（2015年のASEAN各国の市場規模を反映する+ 『世界銀行』
GDPGDP
固定価格、ドル）
中国の市場規模を反映する（2015年の固定価格、
中国の実質GDP
GDPC+ 『世界銀行』
ドル）
中国とASEAN各国間の経済水準差を示す
経済距離
DIST
– 『世界銀行』（2015年の固定価格、ドル）
被投資国の実部経済面でのパフォーマンス、成フロンティア GDP成長率
GDPGR+ 『世界銀行』（ 2015年の固定価格、ドル）
長力を表す
要因(直接投中国と被投資国が共通の言語を使うかどうかを
LANG+ CEPII資(被説明変 公用言語
示すダミー変数数)の潜在力中国と被投資国に共通の境界があるかどうかをに影響する要 共通境界
CONTI
+ CEPII示すダミー変数因)
ASEAN各国通貨の対人民元の実質為替レート（人民元を1とした値。ASEAN各国通貨の対米
為替レート
EXR
+ 『世界銀行』
ドル 名目為替レートから2015=100 のCPI 指数
を通じて実質化）
ASEAN各国の15歳〜64歳の一人あたり実質労働力人口一人当た– 『世界銀行』
WAGE GDP（実質GDPを15−64歳の人口のデータでりGDP割ったもの、2015年の固定価格、ドル）
変数 タイプ

変数名

経済自由度指数
非効率要因

変数略記

FREE

変数の意味

ASEAN各国の経済自由度を示す（指数は100点満点で採点方法を採用）

中国とASEAN間の投資協定の有無を示すダ
ミー変数「一帯一路」構想の実施前と実施後を示すダミー
一帯一路構想の実施 OBORの潜在力の変数実現を阻害す
被投資国のインフラ建設の水準を示す（指数はインフラ指数
TINF
る要因)
0–100 の間である）
国民が政権選択・政治家の選出に参加できる程国民の声と説明責任 VA（−2.5 〜＋2.5
度と言論の自由などの程度を示すの間で推定値として表示される）(直接投資(被説明変数)

投資協定

ACIA

–

The
HeritageFoundation––– 『世界銀行』– 『世界銀行』

出所：筆者作成

非効率性を縮減し投資効率を高める影響 がある

この中で、lnOFDIijt はt期 の中国iのj国に対 すことを意味し、現実の投資の実現水準を引きあげ

る直接投資総額を示 す、X ijt は重力モデルの諸変る方向に作用していることを示す。

数 (フロンティア要因)を 示 す。νijt は 確率的誤差、以上の 変数を用いて、中国 の対外直接投資 の効率を測る確率的フロンティア重力モデルを構築

094

フロンティア要因諸変数を組み込 み展開すると、確率的フロンティア重力モデルは以下の通りとなる。

すると以下のようになる。

lnOFDIijt = lnf (Xijt, β)+νijt –μijt, μijt ≥ 0

μijtは投資非効率である。

(4.1)

彦根論叢

Winter / Jan. 2024 / No.438

lnOFDI ijt = β 0 +β1 lnGDP jt +β 2 lnGDPC it +β 3
l n D I S T i j t +β 4 G DP G R j t +β 5 L A NG i j t +β 6
CONTIijt +β7lnWAGEjt +β 8 EXR ijt +νijt –μijt(4.2)

ここで、YitとYjt はそれぞれi、j国のt期の1人当たりGDPを表す。

他 の二つの 変数、労働力人口一人当たりGDPと為替レートについては、議論 があるところである。

投資フロンティア要因について、各変数の内容

労働力人口一人当たりGDPは所得水準を示すのと予想される符号については、表 3の通りと想定しで、被投資国市場の消費者の購買力水準と考えるた。ASEAN諸国の実質GDP、中国の実質GDPことができる。そのように考えた場合、市場志向的については、重 力 モデル の 想定 にした がって、な直接投資(いわゆる水平的投資)にとっては、そGDP拡大 が直接投資の拡大につながることからの上昇 は正の効果を与えると考えることができる。

正の符号を予想している。GDP成長率については、 他方同変数 は、賃金水準を示 すとも考えることが経済パフォーマンスを示 す変数として、良好なパでき、その 場合低賃金国を目指 す垂直的直接投

フォーマンスが直接投資を誘引すると考えられる

資にとっては、それが 低い方が 投資を促進する可ので、正の 符号を 予想している。公用言語、共通能性がある。ただし、賃金水準 が 低いだけでは必

境界については、多くの先行研究で経済相互依存

ずしも投資対象国として選択されないので、この関係 の深化にプラスの 効果を与えるものとされて側面 の 効 果 は 限 定 的 で あ る 可能 性 が あ る。

いることから、正の符号の予想とした。

ASEANは低賃金国が 多いので、表 3においては経済距離については、通常の重力モデルにおけ負の符号の予想とした。

る距離を経済的距離に置き換えている。ここでの為替レート（ASEAN各国通貨/人民元）につい経済距離は、両国の経済発展の格差を示 す変数て、一般にある国の通貨高は対外投資を促進するである。経済 の格差 は1人当たりの所得水準 の差

効果 を持 つので、被投資国通貨に対 する人民元で定義している。符号の予想は、負、つまり経済距

高 は、投資を拡大 する効果 を持 つと考えられる。

離が大きいほど、中国にとって投資に不利になると

ただし、この人民元高が、被投資国の経済的な不想定している。このように予想するのは、本稿で定安定、極端な場合 には経済危機 のような要因に義 する経済距離 が 近 いほど、市場構造 や 技術水よって生じている場合には、当該国から資金流出

準、労働者 やサービスの質等 の差が小さく、直接が引き起こされるので、直接投資を縮小させる効

投資への障害が小さくなると考えられるからである。 果を持 つ。表 3では、一般的な想定にしたがって正経済距離の計算については、i国（母国）を基準の符号を持 つ予想とした。

とした計算とj国（被投資国）を基準とした計算の分析に使用した各年次の 実質為替レートの計

結果 が一致しないものがある。本稿は式（4.3）の算式は、以下の（4.4）式から（4.5）式の通りである。

計算式を採用した。この式では、i国またはj国のど

まず、ASEAN各国通貨 の 対米ドルの 年平均

ちらを基準として 計算を行っても、結果 は同じに

（月平均値から計算した年平均値）名目為替レーなる。

トから年平均実質為替レートに換算する。

DISTijt=|Yit –Yjt|
1 (Yit +Yjt)
2

ASEANに対する中国の直接投資効率と影響要因の研究（4.3）

NomEXRj⁄usd
EXRj⁄usd= CPI
*100

（4.4）

2015=100

張璟霞

095

表 4.

インフラレベル指数の構成指標

次元指標
交通インフラ航空運輸(旅客輸送量)対数
エネルギーインフラ
通電率(人口に占める割合)
通信インフラ
携帯端末普及率(100人に対する指数)
都市インフラ
都市の基礎的飲料水供給 サービス受益者(都市人口に占める比率)
出所：张军他(2007)を参考して、『世界銀行データベース』のデータにより筆者作成

ここで、EXR j⁄u sdはASEAN各国通貨 の対米ド

ウェイト

0.25
0.25
0.25
0.25

経済自由度指数 については、Heritage財団 のルの 年平均 の 実質為替 レート、NomEXR j⁄u sd は指数を用いている。これは、4つの面（法制度、政ASEAN各国通貨 の対米ドルの 年平均 の 名目為

府 の 規模、管理監督 の 効率、市場 の開放）の12

替 レート、CPI2015=100 は2015 年 を100に 基 準化の指標
（財産権の保護、政府の清廉度、司法の有した消費者物価指数を表している。

効性、租税負荷、政府財政支出、財政健全性、経次 に、ASEAN各国通貨 の 対米ドルの 年平均

済活動自由度、労働者 の自由度、通貨 の 健全性の 実質為替レートから、各国通貨 の 対中国人民(自由度）、貿易自由度、投資自由度、金融自由度）

元の年平均の実質為替レートに換算する。

で構成されている。政治的な自由度に関する指標

EXRj⁄usd
EXRj⁄r mb = EXR rmb

は含まれないが、単に市場の視点での自由度 だけ（4.5）

ではなく、法制度や政府 のキャパシティを含 む観

ここで、EXR j⁄r mbはASEAN各国通貨の対中国点から、経済自由度を評価するものである。これら⁄usd

人 民 元 に 対 する 年平 均 の 実質 為 替 レ ート、の改善は、直接投資にプラスの影響を与えると考EXR rmb ⁄usdは中国人民元 の対米ドルの年平均 のえられるので、負の予想としている。

実質為替レートである。

次に投資非効率μ ijt は、以下のように設定される。

次に、インフラ指数 TINFについては以下のような手順で指標を作成している。张军他(2007)は、

μ ijt =δ 0 +δ 1 VA jt +δ 2 FR E E jt +δ 3 OBOR ijt +δ 4

世界銀行(1995)とPrud’homme(200)の定義 を（4.6）

参考にし、データの入手可能性を踏まえ、交通、エ

こ こ で、
εijt は 確 率 的 誤 差 項、i は 中 国、j は

ネルギー、通信、都市の4つの分野での中国インASEAN諸国、tは期(2003〜2020 年)を表していフラのレベルと発展状況を指標化した。この考える。各変数の予想される符号については、表 3の通方に従い、表4に示す4つのインフラ分野を示す指りである。

標を一つずつ選択し、李青・黄亮雄(2015)の重み

TINFjt +δ 5ACIA ijt +εijt

国民 の声と説明責任指数については、民主制、付け法を採用してASEAN諸国のインフラ指数を

政治的自由度 の向上 は、自由主義 の市場制度 の構築した。指数の定義式は以下のとおりである。

質を高め、直接投資にプラスの影響を与えると考TINFjt=∑scorekjt×wk

えられるので、負の符号を予想している。

k

(4.7)

ここで、TINFjt はj国のt 年 のインフラレベル 指数 である。score kjt はj国 のt 年 の 指標 kの 数値を表

096

彦根論叢

Winter / Jan. 2024 / No.438

し、wkはそれに対応するウェイトである。
score kjt の一帯一路構想は、中国側の対外投資を促進す

値は以下の式通りである。

るための政策なので、直接投資にプラスの影響をscorekjt = (Zkjt –MinZ)/(MaxZ–MinZ)×100

与えると考えられる。よって負の 符号を 予想して

(4.8)

いる。

ここで、Z kjt はt 年におけるj国の指標 kの数値であり、MinZは指標 kの 分析期間中の 全 ての国 の2.実証分析とその 結果

数値 の 最小値、MaxZは 指標 kの 分析期間中 の(1) 相関分析

全ての国の数値の最大値である。これによって、指標 kは0–100の間に指数化される。

まず、変数の多重共線性をチェックするために、相関関係を検証した。各変数の相関関係は表5にウェイトwkについては、総インフラレベル 指数

まとめた。変数の多重共線性をチェックするために、は4つの分野を等しいウェイトで含 むとし、0.25に

Buckley et al.(200)を 参考 にしてVIFテストを設定している。

行った。VIFテストの結果 は全 て10を下回るため、

上記 から構築されたインフラレベル 指数 の大

各変数間の多重共線性がないと考えられる。

きさは0–100の間であり、数値が大きいほどインフラレベルが良いことを 示している。インフラの 整

備 は直接投資にプラスの 影響 を持 つと想定されるので、負の符号の予想としている。

(2) モデルの検証
適切なモデルを確立することを保証するために、関連する仮説検定を行う。まず、中国の対外直接投資協定 は、中国とASEAN間 の 投資協定 の投資に非効率があるかどうかを確認する。尤度関影響を示すダミー変数なので、直接投資にプラス

数 は分散のパラメータでσ 2≡σν2＋σμ2 , γ= σμ2 ⁄ 2 との影響を与えると考えられる。よって負の符号を予想している。

表5.

σ表現される（σν2とσμ2はそれぞれ 確率的誤差項νijtと非効率項 μ ijt の分散である）。γ(尤度関数における相関分析

lnOFDI
lnGDPC
lnGDP
GDPGR
lnDIST
CONTI
LANG
lnWAGE
EXR
TINF
FREE
VA
OBOR
ACIA
VIF
1/VIF

lnOFDI lnGDPC lnGDP GDPGR lnDIST CONTI LANG lnWAGE EXR
TINF FREE VAOBOR ACIA
1
0.762
1
0.411
0.179
1
–0.051 –0.336 –0.140
1–0.057 –0.013 –0.444 0.236
1
0.069 0.000 –0.320
0.388 0.264
1
0.259 0.000
0.316 –0.082 –0.166 –0.327
1
0.015
0.141
0.192 –0.508 –0.036 –0.514
0.601
10.130 –0.004
0.099
0.165
0.104
0.537 –0.335 –0.373
1
0.204
0.192
0.702 –0.457 –0.383 –0.514
0.454
0.682 –0.008
1
0.193
0.166
0.291 –0.411 –0.076 –0.666 0.684
0.871 –0.432 0.643
1
0.083
0.038 0.642 –0.322 –0.296 –0.801
0.384
0.482 –0.321
0.620
0.626
1
0.575
0.805
0.148 –0.279 –0.007 0.000 0.000
0.120 0.004
0.122
0.175
0.036
1
0.682
0.870
0.154 –0.183
0.015 0.000 0.000
0.120 –0.002
0.155
0.131
0.063
0.636
1
8.92
5.93
2.16
1.69
5.89
2.69
9.28
2.45
8.66
8.46
6.33
3.19
4.90
0.112
0.169 0.464
0.592
0.170
0.372
0.108 0.408
0.115
0.118
0.158
0.313 0.204

出所：STATA17.0の計算より筆者作成。

ASEANに対する中国の直接投資効率と影響要因の研究

張璟霞

097

効率性のパラメータ)がゼロに近い値を取るという対立仮説 S1：η= 0「投資の非効率が時間とともことは、変数として内部化 できていない外部 からに変化する」のランダムな衝撃が 投資の非効率を引き起こす主と す る。以 上 の 仮 説 に つ い て、尤 度 比 検 定

な原因であることを意味する。γが1に近い値を取(Likelihood Ratio Test； 以下LR 検 定)を 行 う。

ると、モデルに組み込 んだ変数が 投資の非効率のLR 検定統計量 は、統計的 に 混合カイ二乗分布

主な要因であることを示す。

（Mixed Chi–Square Distribution）に従う。

帰無仮説 H 0：γ=0「投資非効率 が存在しない（(4.6)式の係数 δ が全てゼロである）」

表 6の示す検証結果によると、二つのLRの検定
量が、混合カイ二乗分布の臨界値 χ 21–0.05 (k)より

対立仮説 H1：γ≠0「投資非効率が存在する」

も大きく、帰無仮説を 棄却 できる。構築した確率

次に、中国の対外直接投資の非効率性が時間的フロンティア 投資重力モデルによって、中国 のとともに変化するかどうかを検証する。ηは時変性

ASEANへの直接投資 の潜在力と非効率を検証を考慮した推定パラメータであり、すること、また、非効率性の時間的な変化を分析

帰無仮説 S 0：η = 0「投資の非効率が時間とともすることが適切であることが示された。

に変化しない」表 6.モデル適合性検査

仮説

H 0：γ=0「 投資非効率 が存在しない。H1:γ≠0
S 0：η=0「投資の非効率は制限モデルの対数尤度関 無制限モデルの対数尤度
LR 検定量
数値 ln(H 0)とln(S 0)
関数値 ln(H1)とln(S1)時間とともに変化しない」。
S1:η≠0–255.272–133.949

242.646

3

7.05

検定
結論
棄却

–154.506–133.949

41.114

2

5.14

棄却

df χ 21–0.05 (k)出所：筆者作成。LR=–2x[lnL(H 0)–lnL(H1)]、ln(H 0)は制約付きモデル（最小二乗法（OLS）を用いて推定を行う）の対数尤度関数値を表し、ln(H1)は制約のないモデル（最尤推定法（MLE）を用いて推定を行う）の対数尤度関数値を表す。S 0 、S1についても同様。そのうち、ln(S 0)は 制約付きモデル（時不変 モデル ）の 対数尤度関数値 を 表し、ln(S1)は 制約 のないモデル（Battese andCoelli(2) によって提案された時変減衰モデル(Time–varying Decrease，TVD)）の対数尤度関数値を表す。
表 7. 確率的フロンティア投資重力モデル回帰結果

変数

係数
標準誤差
t値
変数
係数
標準偏差
t値
–165.515***9.872–16.767
lnWAGE–1.491***
0.146–10.2405.719***
0.323
17.728EXR
0.0004**0.00022.202
σ20.950***
0.147
6.467
8.237***
0.983
8.375
–0.139**0.068–2.033γ
0.978***
0.005
204.653
0.013
0.013
1.036
μ
5.676***
1.744
3.254
–1.703***0.578–2.946η–0.028***0.003–9.0564.898***
0.694
7.059
2
出所：筆者作成。*,**,***はそれぞれ10%、5%、1%のレベルで有意であることを表す。σ : モデルにおける確率的誤差項νijtと非効率
項 μ ijt の分散の和、γ: 尤度関数における効率性のパラメータ、μ: 非効率項 μ ijt の期待値、η: 時変パラメータ。

β0
lnGDPC
lnGDP
lnDIST
GDPGR
CONTI
LANG

098

彦根論叢

Winter / Jan. 2024 / No.438

(3) 確率的フロンティア投資重力モデルによる推る。中国が、ASEANにおいては、相対的に自国と定結果所得水準が近い国に投資する傾向があることを示

2003〜2020 年 の 中国 のASEANへ の 直接投している。所得水準 が近い国では、相対的に需要資に関する変数のパネルデータを用い、式(4.2)を構造や競争環境が近いことが考えられ、被投資国推定した結果を表7に示す。

企業 での展開がより容易になるのではないかと考モデル 回帰結果でのγ 値 は0.978で1に 近く1%えられる。

レベルで 有意 であり、実際 の直接投資額と直接③

投資潜在的最大値に差があることを示し、この差あるが有意ではない。中国の対ASEAN投資におは確率的誤差項ではなく、主にモデルの非効率項

いてはASEAN各国のGDP成長率 が有意なプラに組み込 んだ変数により、投資の非効率が生じる

スの要因となりえていないと考えられる。

可能性を示している。μ 値は0ではなく、1%の有意④なレベルで、直接投資に非効率因子が存在していは 逆 に負を 示している。中国 からラオス、ミャンることを示 す。η 値は0ではなく、1%レベルで有意

マ ー へ の 投 資 は 注目 さ れ て い る が、両国 はであり、非効率項には時変性 があることを示して

ASEANでは相対的に後進地域に属していること、いる。ηは0より小さいので、直接投資の潜在的可

またベトナムとの関係 が歴史的にセンシティブな能性の実現を阻害する要因が時間変化とともに増問題を持 っていることから、中国 の対ASEAN投

大し，直接投資効率が悪化することを示している。

資においては国境共有がプラスの要因となりえて

表7で、モデルのフロンティア要因諸変数についGDP成長率GDPGRの 係数 は、プラスでは共通境界 CONTIは有意で、予想した符号といないと考えられる。

ての検証結果を見ると、以下のようにまとめること⑤

共通公用語LANGの係数はプラスで有意でができる。

あり、中国 の直接投資に対して促進作用がある。

①

中 国 の GDP(GDPC)とASEAN 諸 国 の言語文化 は国際経済交流 の重要 な要因である。

GDP(GDP)変数はいずれも1%レベルで有意であ中国語はシンガポールでは公用語の一つ、マレー

り、係数はいずれも正であり、予想符号と一致し、シアでは教育言語 の一 つとなっており、これは中双方の経済規模 の 拡大 が中国のASEANに対 す国の両国への直接投資を促進するうえでプラスとる直接投資の潜在的可能性を拡大することを示しなっている可能性がある。

ている。中国のGDPが1% 増加するごとに、中国の⑥

対ASEAN諸国 の 直接 投資総額 は5.719% 増加

マイナスで有意 である。中国 はASEANにおいてし、ASEAN諸国のGDPが1% 増加するごとに、中相対的に低い所得水準 の国に投資 する傾向があ国の対ASEAN投資総額は0.950% 増加することることを示している。所得水準 の 低さは、賃金水になる。中国のGDPの係数はASEAN諸国より高

準 の 低さを反映していると考えれば、中国の 投資

く、中国 の 経済規模 の 拡大 がASEAN諸国 へのが、垂直型であることを示す可能性があるが、中国直接投資の拡大に対 する影響がより大きいことをの労働力人口一人当たりGDPは、分析対象期間示している。

の 当初 からASEAN10 ヵ国 の中位レベルにあり②

中国とASEAN諸国 の 経済距離 DIST 変数(2003年11カ国中5位、2020 年 4 位)、② の経済距の係数は、–0.139で予想符号と一致し、有意であ離の結果と併せ考えれば、相対的に同水準あるい

ASEANに対する中国の直接投資効率と影響要因の研究

張璟霞

労働力人口一人当たり所得WAGEの係数は、099

は下位の所得水準 の国 の市場を志向した投資でその方法に従って、(4.6)を(4.2)に代入し、パネある可能性もある。

ルデータにより、中国のASEAN10 ヵ国への直接⑦ 為替レートはプラスで有意であり、予想符号と投資効率の検証を試 みた。

一致 する。推定結果によって、人民元為替レート

表 8の左欄に示した確率的フロンティアに影響の切り上げが、中国の対外直接投資効率のプラス

するフロンティア要因諸変数の結果を、表7と比較要因であることが示された。人民元 の 切り上げがすると、経済距離 DIST、共通境界 CONTIが 有行われれば、外貨で換算した中国国内の生産コス

意でなくなっているが、他の諸変数については、係トが上昇し、中国企業 は生産コストを抑えるため

数の符号及び 有意性について同様 の結果 が 得ら

海 外 へ 生 産 を 移 転 さ せる 要 因 となる。また、れており、前項(3)でのフロンティア的諸要因に関ASEANにおける資産の人民元での価値が低下し、 する分析は、この一段階 モデルにおいても概ね支より取得しやすくなることも、直接投資にプラスの持される結果となった。
投資非効率モデル側の結果は、表 8の右欄に示影響を与えることが作用していると考えられる。

した。各変数の 分析結果 は、以下に記すとおりで(4) 投資非効率モデルによる推定と結果の分析
本稿では、Battese and Coelli()が提案したある。

①

経済自由度 FREEの 係数 はマイナスで 有意「一段階」モデルにより、投資非効率の推定を行う。 である。結果 は、経済自由指数 が高 いほど、中国
従来、確率的フロンティアを用いた 実証研究 は、のASEAN諸国 への直接投資を誘致し、投資効生産関数の 確率的フロンティアにより、効率値を率を改善する可能性があることを示している。

予測し、効率値を変数として相関影響因子を回帰

経済自由度指数には、政府 の 清廉度、司法 のする2 段階推定を行ってきた。この方法には、2つ有効性、という政府 の腐敗や 法規範の有効性をの 段階 の 仮定 が 一致していないのという問題 が示 す 指数 も含 まれている。Brada, Drabek, andあった。それ を 克 服 しようと 提案 され た の が、Perez(202)、Subasat and Bellos(203)らの研究

Battese and Coelli()のモデルである。

では、多国籍企業 は腐敗の程度 が 低い国に対 す

表 8.

投資非効率モデルの結果分析

変数

確率的フロンティアモデル
係数
標準誤差

非効率モデル
標準誤差

t値
変数
係数
β0
δ0
–115.938***0.923–125.658
7.400***
lnGDPC
3.817***
0.059
65.035
TINF
0.047***
lnGDP
0.788***
0.137
5.749
FREE
–0.128***
GDPGR
–0.01
0.028
–0.344VA
0.736***
lnDIST
0.131
0.096
1.365
OBOR
0.995***
CONTI
0.077
0.21
0.366
ACIA
–0.762*LANG
1.978***
0.289
6.841
lnWAGE–0.577***0.106–5.453EXR
0.001***
0.000
6.683
σ2
1.050***
0.096
10.976
対数尤度
γ0.999***
0.000
46080.878
片側過誤 のLR 検定
出所：筆者作成。*,**,***はそれぞれ10%、5%、1%のレベルで有意であることを表す。

100

彦根論叢

0.365
0.011
0.026
0.261
0.231
0.435

t値
20.295
4.184–4.9032.821
4.313–1.753–213.84
82.864Winter / Jan. 2024 / No.438

る投資に消極的になる可能性、場合によっては腐9.4%を占め、建設業は105.6 億ドルで8.3%を占め敗度の高い国に投資する傾向があることが指摘さる。ASEAN諸国 の 大部分 の 経済発展レベルがれ て い る。 こ の こ と は、
「grease the wheels」

低く、インフラの面で大きな投資潜在力があるた（Brada, Drabek, and Perez(202)）の観点と呼ばめ、大量の中国の直接投資を引きつけている可能れ、多国籍企業が、賄賂を利用して、手続きの煩性を示唆している。

雑さや国の監督管理を比較的低いコストで回避す②

る可能性があることによると推測されている。また、であり、予想と一致しない。ASEAN諸国 の民主

これらの 研究では、腐敗認識度 の高 い国 の 多国制度の質の向上や政治的自由度 は非効率に対し籍企業 が、腐敗の程度 が 低い国に対 する投資にてプラスの 影響 が 存在している。つまり中国 の消極的になる可能性を指摘している。本稿で利用

ASEAN諸国への投資効率に対してマイナスの影した経済自由度指数は、統合指数であるため、彼響がある。民主化度、政治的自由度と経済の関係

らの 研究結果を否定することはできないが、市場

は、従来 から複雑な問題 がある点である。いわゆ

経済制度の整備の上昇が直接投資にプラスの影る「開発独裁」の評価をめぐっても議論された点響を与えるという点で、中国の対ASEAN投資が、である。

国民の声と説明責任指数VAの係数はプラス

分析対象期間 において、ASEAN諸国 の 一部より整備 された市場経済 を 選好 することが 示 された。

の国において政治的動揺が見られたケースがある②

投資協定のダミー変数 ACIAはマイナスで有が、その際、欧米の企業が 撤退する、あるいは欧意であり、予想と一致 する。2002年にはASEAN

米政府による投資制限措置が行われた。しかし、

中国包括経済協力枠組協定(ACFTA)が 締結さそのようなケースでも、中国企業は撤退せず、しばれている。この協定の下で、物品の自由貿易にとどしばその間隙を埋めるように進出したというケース

まらず、投資協定 (2010 年発効)も結 ばれている。

も見られた。ミャンマー国軍 のクーデターで事業2010 年発効された投資協定は中国企業の進出を環境は一変した時、ミャンマー投資委員会による促進し、投資効率にプラスの影響を与えている。

と、2021年 の 外国 からの 投資を認可した金額 は以上の変数 は、予想に適合している。しかし以前年から34%減り、欧米 からの新規投資はほとん

下の変数は予想に反する結果となった。
①

どない。

インフラ係数 TINFがプラスで有意であるここのことが中国企業に特徴的な選択を反映してとは、中国企業がインフラ状況の悪い国に投資すいるのか 否 かも含 めて、さらに 探求 する必要 がる 傾 向 を 示 して い る。2008 年 以 来、中 国 のある。

ASEANインフラへの 投資残高 は毎年急速 に上③昇しており、「2020 年中国対外直接投資公報」にが、符号は正であり、予想とは一致しない。中国はよると、中国のASEANインフラへの投資ストック

一帯一路沿線 の対外直接投資を大いに推進しては約315.5 億ドルで、中国 のASEANへの 投資残いるにもかかわらず、その効果は実現していないこ

高ストック全体 の24.8%を占めている。直接投資とになる。本稿において分析したASEAN側の 要

ストックの主要な業界構成から見ると、電力/熱力

因だけではなく、中国の一帯一路構想における対一帯一路 のダミー変数OBORは有意である/ガス及 び 水 の 生産と 供給業 は119.4 億ドル で、

ASEANに対する中国の直接投資効率と影響要因の研究

張璟霞

101

外進出支援策や国内要因も含めて、課題 がある可

接投資のパフォーマンスが最も低いのはベトナム能性があり、今後の研究が必要である。

(MeanB=0.023)で、非効率レベル(ランク7)に属している。ASEAN諸国の中で中国の対外直接投資のパフォーマンスが最も高いのはシンガポール(5) 投資効率と投資潜在力
表10 は、(3.5)で定義される、2003 年から2020
年にかけて中国 のASEAN諸国 への直接投資 の(MeanB = 0.688)で、半低効率レベル(ランク5)となっている。

図3によって、期間中の各国のスコアの推移をみ

効率の値を示している。
これを、表 9に示す、Gulati(20)が 提供する効率スコア基準を用い評価していく。

る。期間中のスコアが相対的に高い位置にあるのは、ラオス、シンガポール、カンボジアである。

表 10 のMean Efficiency は、中国 のASEAN

2005年ACFTAの物品貿易協定の 発効と関税引10 ヵ国 への直接投資の各年について算出された

き下げ開始後の時期に、投資効率の上昇がみられ180 の 投資効率 の 平均 である。これは0.289で、るのは、以上の3国とミャンマーである。それに対し、

Gulati(20)の 基準 では、ランク7(E<0.5)で、非一貫して低い水準で推移しているのは、フィリピン、

効率レベルに 属している。このことは、中国 の 対マレーシア、インドネシア、ベトナムとなっている。

ASEAN直接投資 がその 潜在的可能性に対 する

ブルネイ、タイは、その中間のパフォーマンスで推実現のレベルが 低いことを意味し、大きな改善余移している。

地があることを示している。

先 の非効率要因の分析では、投資協定 が直接

表10のMeanAは、各年 の中国からASEAN諸投資にプラス効果を持 つことが示された。それに国 へ の 直接 投資 の 効率 の 平均 を 示 している。

もかかわらず、表10、図3からは、2010 年の投資協

2003〜2020 年 の 各年 の 効率 スコアの 範囲 は

定発効以降 の 期間において、2010 年代前半 に上

0.195〜 0.409であった。MeanBは、期間中 の 国昇がみられるラオスを除き、直接投資効率の低下

別 の 中国 の 直接投資効率 の 平均 を 示している。

傾向を見て取ることができる。他 のいずれかの 要

2003 〜2020 年 の 中 国 の 対 外 直 接 投 資 の 各因によるマイナスの効果を投資協定締結のプラス

ASEAN諸国 での 効率スコア 範囲 は0.023からの 効果では 相殺 できていないということが示され0.688である。ASEAN諸国の中で中国の対外直

ている。

表 9.

効率スコアのベンチマーク

効率スコア

E<0.5
0.5<E<0.6
0.6<E<0.7
0.7 <E <0.8
0.8 <E <0.9
0.9<E< 1
E= 1

効率レベル
非効率
低効率
半低効率
中効率
半高効率
高効率
フル効率

ランク

7
6
5
4
3
2
1

出所:Gulati (20).より筆者作成。

102

彦根論叢

Winter / Jan. 2024 / No.438

表102003〜2020 年中国のASEAN 諸国への直接投資の効率スコア
ブルネイ

2003
2004
2005
2006
2007
2008
2009
2010
2011
2012
2013
2014
2015
2016
2017
2018
2019
2020
MeanB

フィリ
ピン

0.019 0.044
0.013 0.033
0.124 0.041
0.080 0.028
0.105 0.032
0.107 0.043
0.202 0.047
0.371 0.089
0.378 0.075
0.274 0.068
0.218 0.058
0.160 0.047
0.133 0.033
0.282 0.025
0.244 0.022
0.188 0.016
0.300 0.010
0.243 0.009
0.191 0.040
Mean Efficiency

インド
ベトナム ラオス
ネシア

マレー
シア

ミャン
マー

タイ

カンボ
ジア

シンガ
MeanA
ポール

0.041
0.060
0.044
0.049
0.084
0.041
0.039
0.044
0.044
0.054
0.054
0.052
0.043
0.043
0.038
0.032
0.032
0.031
0.046
0.289

0.121
0.101
0.098
0.065
0.054
0.049
0.044
0.047
0.037
0.035
0.042
0.035
0.033
0.042
0.044
0.058
0.045
0.082
0.057

0.087
0.116
0.087
0.366
0.340
0.438
0.559
0.772
0.582
0.556
0.462
0.378
0.294
0.261
0.225
0.146
0.103
0.084
0.325

0.723
0.596
0.474
0.330
0.345
0.323
0.197
0.328
0.242
0.306
0.247
0.223
0.191
0.193
0.175
0.149
0.140
0.144
0.296

0.962
0.982
0.552
0.444
0.414
0.651
0.679
0.844
0.906
0.870
0.780
0.656
0.564
0.525
0.502
0.418
0.358
0.323
0.635

0.464
0.464
0.406
0.361
0.642
0.939
0.935
0.874
0.974
0.820
0.724
0.753
0.881
0.710
0.738
0.638
0.527
0.526
0.688

0.012
0.046
0.047
0.033
0.029
0.028
0.028
0.023
0.020
0.019
0.019
0.019
0.016
0.021
0.016
0.014
0.014
0.015
0.023

0.123
0.149
0.212
0.410
0.743
0.521
0.636
0.696
0.714
0.781
0.847
1.000
0.807
0.726
0.658
0.600
0.469
0.494
0.588

0.260
0.256
0.208
0.217
0.279
0.314
0.337
0.409
0.397
0.378
0.345
0.332
0.300
0.283
0.266
0.226
0.200
0.195

Min

Max

0.012
0.013
0.041
0.028
0.029
0.028
0.028
0.023
0.020
0.019
0.019
0.019
0.016
0.021
0.016
0.014
0.010
0.009

0.962
0.982
0.552
0.444
0.743
0.939
0.935
0.874
0.974
0.870
0.847
1.000
0.881
0.726
0.738
0.638
0.527
0.526

出所：筆者作成

図3.

2003年〜2020 年における中国のASEAN諸国への直接投資の効率スコア

出所：筆者作成

ASEANに対する中国の直接投資効率と影響要因の研究

張璟霞

103

V

結論

第二に、中国の対ASEAN投資は、市場経済制度の整備に対しては、通常の反応を示すことが示

本稿 では、現在入手可能 な中国 のASEAN諸されたが、他方で投資先国のインフラ充実度、国国への直接投資に関する最新 のデータを用いて、

民 の声と説明責任指数 が、予想とは 逆 の 結果と確率的フロンティア重力モデルを構築し、Battese

なった。このことは、中国の対外直接投資の 特徴

and Coelli(1995)が 提案した 一段階 モデルの方を示す。これらの指数の結果は、中国政府の対途法を用いて推定を行った。

上国インフラ整備支援や、欧米の価値観とは異な中国の一帯一路沿線国家・地域への直接投資

る中国の外交政策という、中国の戦略との関連がの効率性に関する先行研究では、対ASEAN諸国

推測 できる結果となっている。中国 のASEAN諸投資の非効率性が 指摘されている。この点につい

国 への直接投資 では、低所得国段階 にあるインて、本稿では、ASEAN諸国の中国の対外関係に

フラ未整備の開発独裁型の国にバイアスがある

おける重要性にかんがみ、一帯一路沿線国家・地傾向が考えられる。政治的自由度・民主制という域全体 ではなく、ASEAN諸国に対象を絞り、先要因の影響を受けやすい先進諸国の直接投資を行研究において指摘されている非効率性 の 要因

代替 することにより投資を拡大している可能性 がの特徴を明らかにしようとした。

ある。この点を明確にするためには、ASEAN各国

本稿の分析結果は以下の通りである。
①

中国のASEAN諸国への直接投資効率が 低水準にあり、ASEAN全体としては、非効率性 がの政治経済状況と中国との関係について、詳細に分析することが必要となる。
第三に、一帯一路構想においても、中国は諸国

時間とともに高まる傾向にある。

間 の 経済関係 を強化 するためのインフラ建設を②

非効率性要因の 分析結果 において、投資先重視しているといわれており、被投資国側のイン

国のインフラ充実度、国民 の声と説明責任指数、フラ水準 の 低さが、むしろ中国によるインフラ建

一帯一路構想の実施は、想定と逆の結果 が 得ら

設関連分野における直接投資機会となっている可れた。

能性 がある。しかし、他方 で 一帯一路構想 のダ

以上の分析結果をもとに、本稿の貢献と今後の課題を以下に記す。

ミー変数が、有意で、予想とは逆の係数となったことは、先に指摘した効率低下傾向と併 せ、一帯一第一に、先行研究と同様に、中国のASEANへ路構想が持 つ直接投資拡大効果に疑問を抱かせの直接投資 に非効率性 があることを本稿 でも確る結果となっている。ASEANとの 投資協定 が 有認した。本稿の分析は2020 年までの期間をカバー

効性を示していることと対比すると、その疑問はよしている点で、先行研究の結果を補強するものでり強まる。このような疑問を解決するために、更なある。対象期間の効率性の推移をみると、中国がる研究 の展開 が 必要である。本稿 では中国側 の走出去政策の強化や一帯一路構想 が 打ち出して要因として一帯一路構想の影響だけを扱っており、以降、その 効率 が 低下傾向に 移 っていることは、他の影響要因、例えば、近年の中国の「企業海外中国の対外直接投資推進政策に大きな課題 があ

投資管理弁法」の 影響も考えなければならない。

ることを示唆している。

また、本稿においては、中国側の投資推進政策である一帯一路構想を単純にダミー変数として扱っ

104

彦根論叢

Winter / Jan. 2024 / No.438

ており、その政策詳細を十分に反映できないので、 【付記】今後その点を改善していく必要がある。
他方 で、経済自由度 や 投資協定 に関 する変数が 想定と一致したことは、ASEANによる市場経

本稿 は、学内外査読者 2 名によって審査され、2023 年8月4日に 掲載 が 認 められたものである。
（『彦根論叢』編集委員会）

済制度の質の向上を図る政策が、中国のような移行経済諸国にとっても対外直接投資推進に有利な条件となる可能性を示している。この点は、中国にとって現在進行中 であるASEAN中国包括経済協力枠組協定 (ACFTA)改訂交渉 における課
題となろう。
本稿では、中国 の対ASEAN直接投資 の 効率
性 が 悪化傾向にあることを明らかにした。中国の対ASEAN直接投資 の 効率性 の 改善 (潜在的 に参考文献
⦿A ig ner, D., C . K . L ovel l, a nd P. Sch midt, (),Formulation and estimation of stochastic frontier
production function models, Journal of Econometrics,
(), 2–37.
⦿Anh, T., N. Ha, and C. Phuong, (202), Determinants

efficiency of Vietnam’s footwear export: A stochastic
gravity analysis, Accounting, (2), 3–322.
⦿A rmstrong , S., (200), Measuring trade and trade

可能な水準に投資規模を引き上げていくこと)は、

potential: A survey, Crawford School Asia Pacific Economic Paper, (3).

中国にとって重大であるだけでなく、（中国の世界⦿Baldwin, R. E., and R. D. Portes, (), Towards an

経済 における地位 が高まっていることを踏まえれば、）世界経済 の今後の成長にも影響を及ぼしうる問題でもありうる。この課題をさらに解明していくためには、第一に、本稿では、主として被投資国側の要因について分析を行ったが、一帯一路政策
を 含 め 投資国である中国側 の 要因についても分析を行う必要がある。
第二に、予想と反する結果となった非効率要因について、他の先進諸国の対ASEAN投資、また

integrated Europe, London: Centre for Economic Policy
Research, Vol. 2, No. 23
⦿Bat te se , G . E . , a nd T. J. Co el l i , (2), Frontier

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production frontier model: With application to thepastoral zone of eastern Australia, Australian Journal of
Agricultural Economics, 2(3), –.

中国 の 対外直接投資 の 特徴を確認 するうえで必⦿Brada, J. C., Z. Drabek, and M. F. Perez, (202), The

中国 の 他 の 途上国地域 や 先進国地域 への 投資要なことであろう。
第三に、それらの分析を踏まえ、投資決定を行う主体である個々の企業レベルの要因や、産業毎の競争環境の要因からも分析を進めていくことも課題となる。
今後、以上の3つの方向からもアプローチしていeffect of home–country and host–country corruption
on foreign direct investment, Review of Development
Economics, (), 0–3.
⦿Brenton, P. , F. Di Mau ro, a nd M . Lüc ke , (),Economic integration and FDI: An empirical analysis
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きたい。

ASEANに対する中国の直接投資効率と影響要因の研究

張璟霞

105

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Winter / Jan. 2024 / No.438

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ASEANに対する中国の直接投資効率と影響要因の研究

張璟霞

107

Research on the Efficiency and Influencing Factorsof China's Direct Investment in ASEAN
Zhang Jingxia

This article examines data on China’s direct
investment in ASEAN countries from 2003 to2020 to verify the efficiency of direct investment (the proportion of actual investment to
the theoretically assumed potential for direct
investment) using a stochastic frontier investm e nt g r a v i t y m o d e l , w i th th e a i m o fidentifying the negative factors that become
obstacles to achieving potential possibilities.
The article will shed light on the issue of China's expanding investment in ASEAN and
explore research directions to resolve the problems arising.
The results analyzed in this article are summarized as follows. First, the efficiency ofChina's direct investment in ASEAN countries
is low on average and trending downward. Second , among the f actors relate d to thedevelopment of domestic market institutions
as targets of analysis, the economic freedom of
ASEAN countries and the signing of investm ent a g r e em ent s a r e c o n s i s t ent w i ththeoretical expectations as factors having a
positive impact on the efficiency of China's direct investment in ASEAN. Third, and incontrast, the infrastructure adequacies of ASEA N c o untr i e s , th e l e v e l o f v o i c e a n d
accountability of ASEAN countries, and theimplementation of China's Belt and Road Initiative are viewed as factors negatively affecting
the efficiency of China's direct investment in

108

ASEAN and contrary to theoretical expectations. These results may reflect thecharacteristics of direct investment between
developing China and ASEAN, and in the future, analyses should focus on comparing
China's investment in developed countries andregions, and in other developing countries andregions.
Key words: Belt and Road Initiative; efficiency
of direct investment; stochastic frontier gravity
model

THE HIKONE RONSO

Winter / Jan. 2024 / No.438

Research on the Efficiency and Influencing Factors of China's
Direct Investment in ASEAN

Zhang Jingxia

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