中国对东盟直接投资的出口效应研究

朱启松，邱 丽，陈 露

(重庆理工大学 经济金融学院， 重庆 400054)

一、引言

当前国际形势严峻，并在未来一段时间不会改变，中国对外贸易和投资面临着巨大挑战。世界贸易环境的变化迫使中国将投资贸易转向更加安全、稳定的区域。中国与东盟经历了长时间的合作，建立了友好的贸易关系。随着2010年中国—东盟自贸区建设完成，2013年中国提出“一带一路”倡议，我国与东盟的投资贸易迎来了新的机遇。到2017年，中国对东盟的直接投资存量达到890亿美元，流量高达141亿美元，位列中国对外直接投资的第二位。中国对东盟国家的出口达到2 795亿美元，东盟也因此连续多年成为我国第三大贸易伙伴。不仅如此，东盟地区资源丰富、市场广阔，巨大的潜能为双边贸易带来更多的可能。

本文的研究旨在厘清中国对东盟直接投资对出口的影响，若中国对东盟的OFDI与出口相互替代，即中国的投资牺牲了出口，那么这样的牺牲对我国的发展是否有必要？若OFDI与出口贸易互补，即OFDI促进了出口，那么这个互补的程度到底有多大，是否值得我国继续加大投资？这一研究有助于指导我国企业在现阶段更好地“走出去”，这不仅对我国对外直接投资的发展有引导作用，也对优化我国的对外直接投资有重要意义。

二、文献综述

一直以来，对外直接投资与进出口贸易的关系都是学术界关注的焦点。目前，对外直接投资与进出口贸易的关系可以分为3种：互补，替代以及混合关系。Hymer 和 Kindleberger的垄断优势理论认为，由于市场的不完全竞争，跨国公司拥有的垄断优势会使东道国选择对外直接投资，因此投资与贸易之间相互替代[1-2]；Vernon的产品生命周期理论指出产品在成熟阶段的投资与出口贸易互补，在标准化阶段投资与出口贸易相互替代[3]；Buckley等的内部化理论指出许多中间产品具有“自然垄断”的特性，在交易过程中拥有“共享性”，企业为了降低成本会选择对外直接投资而非出口贸易[4]；Dunning的国际生产折衷理论认为，当企业同时拥有所有权优势、内部化优势以及区位优势时，才能够实施对外直接投资，并且能够很好地替代贸易[5]；Kojima的边际产业扩张理论认为对外直接投资应从本国处于比较劣势的产业依次进行，在这个过程中，对外直接投资与外贸关系互补[6]。

随着中国OFDI与外贸的增加，中国学者对OFDI与外贸关系的研究也越来越深入。张春萍和张纪凤等通过对比研究中国对发达国家和发展中国家直接投资对贸易的影响，发现中国对发达国家和发展中国家的投资对贸易均有促进作用，特别是在出口方面，中国对发达国家投资带来的贸易促进效应优于在发展中国家投资带来的贸易促进效应[7-8]。王胜等研究发现，规避贸易壁垒是发达国家、新兴国家与资源稀缺国家对外直接投资的主要目的，并且规避贸易壁垒的对外直接投资会导致发达国家和新兴国家的出口贸易被替代[9]。唐礼智等则认为，投资带来的贸易效应并没有完全发挥出来，二者之间的关系也并不明显[10]。林志帆的研究支持中国对发达国家的投资与贸易相互替代[11]。宋勇超等通过对比贸易国的出口总量，将贸易伙伴划分为出口不足和出口过剩国家；其研究表明，中国对出口不足的国家的OFDI能促进出口，对出口过剩国家的OFDI有减少出口的趋势[12]。在中国对东盟的直接投资中，赵春明等认为，我国对东盟的OFDI与出口负相关，与市场规模和投资环境的稳定性呈正相关，并且指出我国对东盟的OFDI存在市场导向型动机[13]。饶华等和屠年松等指出，东盟市场规模能很好地吸引中国的投资，尽管中国的对外直接投资对战略资产寻求动机明显，但目前中国的对外直接投资仍处于效率寻求阶段[14-15]。将东盟分国别进行研究，刘再起等认为，中国对东盟的直接投资总体上促进了我国的对外贸易，但存在国别差异，其中，对泰国、马来西亚和越南的投资产生的出口创造效应最明显，其次是印尼和柬埔寨，而对其他国家的投资带来的贸易创造效应微弱[16]。李立民等的研究发现，中国对东盟的OFDI与出口贸易的关系并不稳定，中国对文莱的投资会促进贸易，而对其他九国的投资会替代贸易[17]。林创伟等考察我国对东盟OFDI对外贸的异质性影响时得出，中国对东盟的OFDI能显著促进我国的外贸，且在贸易额较低时，OFDI对外贸的创造效应更加明显[18]。进一步研究还发现中国对东盟的投资主要存在资源寻求的动机。

从现有文献看，国际直接投资与贸易相互关系的理论主要来自发达国家，国内学者在研究中国OFDI与贸易的相互关系时存在争议。研究中国对东盟的投资与贸易的相互关系的文献较少，且较少考虑中国的投资动机。实际上，东道国自然资源禀赋、市场规模与生产效率等均会影响母国的投资，从而引发不同的贸易效应。于是，本文将在现有学者研究的基础上，引入不同投资动机的OFDI，研究中国对东盟直接投资的出口效应。

三、不同投资动机OFDI对出口贸易的影响机制

在进行对外直接投资时，跨国公司既会考虑自身特有优势，也会关注东道国的客观社会环境。其中，东道国的自然资源禀赋、经济发展水平、国内市场规模、劳动力成本等是跨国公司考虑的重点。根据联合国贸发会议发布的《2006年世界投资报告》，对外直接投资可以分为4种类型：资源寻求型、市场寻求型、效率寻求型以及战略资产寻求型。

在已有研究中，一些学者得出中国对东盟的OFDI具有明显的资源寻求型、市场寻求型以及效率寻求型动机[13-15,18]。由于战略寻求型的OFDI主要针对发达国家，而东盟地区仅有新加坡为发达国家，因此本文仅研究前3种类型的OFDI。因为不同动机的OFDI对出口贸易的影响机制不同，因此本节将分别探讨不同动机OFDI对出口贸易的影响机制。

(一)资源寻求型OFDI的出口效应机制

母国通过资源寻求型OFDI获取东道国的能源和矿产等资源，当母国在东道国进行投资后，母国提供大量的技术、设备等，协助东道国建设工厂，并在销售网络的筹建中提供管理等服务，带动母国开采设备和服务的出口。当东道国工厂正常运行时，母国将减少服务出口，增加对原材料的进口。

中国与东盟大多数国家同属发展中国家，而发展中国家的OFDI从“心理距离”上会优先考虑地理位置与本国相邻的国家，并且首先对自然资源进行投资。东盟作为我国的邻邦，合作历史悠久，是我国OFDI的重要目的地。一方面，东盟地区自然资源丰富， 但一些国家资金欠缺，技术乏力，很难达到自主开采自然资源的条件，因此自然资源的利用率较低。另一方面，中国人均自然资源占有率本就小，随着中国经济的快速发展，导致我国自然资源消耗加快，供不应求，企业急需外来自然资源补给。中国—东盟自由贸易区的建立，降低甚至免除了自然资源出口的关税，为两国的贸易往来减轻了障碍。因此，越来越多的跨国企业对东盟地区进行直接投资，出口相关技术设备，进口所需自然资源。

(二)市场寻求型OFDI的出口效应机制

市场寻求型OFDI分为开辟新市场，维持原有市场份额，为满足当地消费者而进入市场以及跟随型市场进入投资4种。以开辟新市场为目的的市场寻求型OFDI在东道国建立企业，为当地市场提供产品和服务，带动母国产品和服务的出口。以维持原有市场份额为目的的市场寻求型OFDI，遭遇到出口国的贸易壁垒后对东道国进行投资，设立生产企业，增加技术和设备出口，减少产品出口，使原市场份额保持不变。为满足当地消费者、企业而进入的市场寻求型OFDI是由于某些产业产品的性质特殊，企业为了维持现有业务关系的缘故，在当地建设生产企业或分公司，从而稳固当地市场份额，促进母国的服务和机器设备等的出口。

由于中国—东盟自贸区的建立，双边贸易壁垒降低，因而中国对东盟市场的寻求主要是为了开辟新市场和满足消费者。东盟地区人口超过6亿人，随着外商不断加入，东盟市场的巨大潜力也在不断被激发。与其他国家相比，中国销往东盟的产品物美价廉，加之东盟地区活跃着大量华商，对跨国企业在当地的生产销售有积极作用。随着跨国企业在东盟建立，技术设备出口增加、产品出口减少，中国产品在东盟市场的占有率不断提高。

(三)效率寻求型OFDI的出口效应机制

效率寻求型OFDI是指企业为了降低生产成本和提高生产效率而进行的投资。劳动力成本是效率寻求型OFDI关注的重点。随着经济的发展，企业会倾向寻找工人成本较低的发展中国家或新兴工业化国家进行投资，建立劳动密集型生产基地，以此转移国内的生产。在转移的过程中，带动母国技术设备、服务以及原材料的出口。当东道国生产技术成熟，与母国同类产品形成竞争，就会削弱母国该类产品的出口。

中国的发展使得劳动力工资水平上涨，原本依靠低成本生产的企业负荷加重，对低成本生产要素的寻求变得迫切。东盟地区人力资源丰富，2018年，东盟劳动力总人口达到3.28亿，且与中国的劳动力工资水平相比，东盟地区的劳动力工资更加低廉，巨大的潜能加快了我国企业向东盟地区转移。除了寻求较低的生产成本外，一些企业也在寻求边际产业的生存空间，选择将产业转移至东盟，降低成本，提高效率。随着企业的转移，带动生产线上技术设备的出口，就会抑制母国产品的出口。

四、实证检验

(一)变量的选取与说明

本文选取的样本为东盟十国(具体包括：新加坡、印度尼西亚、老挝、越南、缅甸、泰国、柬埔寨、马来西亚、菲律宾、文莱)2003—2017年的面板数据，之所以选择2003年以后的数据，是因为中国对其他国家的OFDI统计从2003年开始，并且每年出版完整的中国对外直接投资统计公报。除OFDI数据来自《中国对外直接投资统计公报》外，其他数据均来自世界银行数据库。

出口(EX)：选取中国对东盟各国每年货物和服务的出口额度，单位为10亿美元。

对外直接投资(OFDI)：选取中国对东盟各国的对外直接投资存量，单位为亿万美元。OFDI有存量和流量之分，在统计的初始年份，中国对东盟各地区的投资力度不一，波动幅度较大，且对一些国家的投资流量出现了负值情况。因此，本文选取OFDI存量作为核心解释变量。

自然资源禀赋(Resource)：自然资源禀赋用自然资源租金总额占GDP的百分比表示。在现有文献中，多位学者得出中国对东道国具有明显的自然资源寻求动机，因此选取此变量用于检验中国是否有资源寻求的倾向。

相对劳动力成本(Labour)：相对劳动力成本按照两国人均GDP之比来计算，在本文中，若相对劳动力成本大于1，则表示东盟国家的劳动力成本高于中国的劳动力成本，反之则低。用相对劳动力成本这一指标可以检验中国对东盟国家的投资是否有效率寻求的倾向。

人口总数(Population)：选取东盟各国的人口总数，单位为人，此指标用于检验中国对东盟是否具有市场寻求的动机，后文用Pop表示。一般而言，东道国的市场规模越大，市场的需求更加旺盛，对贸易的需求也更大。

贸易开放度(Open)：贸易开放度以一国出口的总数额与GDP之比表示，用于衡量东盟各国的对外开放程度。一般而言，贸易开放度越高，双边贸易往来越密切。

通货膨胀(Inflation)：按GDP平减指数衡量的通货膨胀，反映一国经济的稳定性，后文后Inf表示。理论上，当东道国国内出现通货膨胀，东道国的国内物价持续普遍上涨，出口商品的价格也会相应上涨，因此不利于东道国出口，实际利于母国的出口。

东盟国家的制度条件(Institution)：本文的制度条件包含了各国的政府效能、腐败控制、政治稳定、法律效力、问责机制、质量监管6个方面。最后的数据是对6个指标进行平均，后文用Inst表示。一般而言，东道国的制度越完善，对母国的出口会有促进作用。

基础设施(Infrastructure)：用每百户的固定宽带用户表示。一国的基础设施条件越好，对出口贸易的辅助作用较大，后文用Infra表示。

从已有文献研究看，中国对外直接投资的动机存在资源寻求型、效率寻求型、市场寻求型和战略资产寻求型4种。由于对战略资产寻求的OFDI主要针对发达国家，而东盟十国中仅有新加坡为发达国家，因此在研究中国对东盟的投资动机时仅考虑前3种。

本文选用的软件为Eviews 10.0，为了使数据更加平稳，消除异方差，在对数据进行检验之前，将部分数据进行了对数处理(通货膨胀的数据存在较多的负值，未进行对数处理)，自然资源禀赋的数据存在零值的情况，因此取对数时采取原变量整体加1后处理。

(二)数据处理

基于本文的样本为10个国家15年的9种指标，本文将采用面板数据继续分析，因为面板数据分析能够将找到的数据和信息最大化利用，避免由于分析个体数据造成的多重共线性问题。对面板数据建模之前，对各变量的描述性统计的结果如表1。

表1 变量的描述性统计

(三)面板单位根检验

将非平稳的面板数据进行回归，易导致伪回归，因此在对面板数据进行回归或分析之前，均会对面板数据进行平稳性检验。判断面板数据的平稳性主要通过检验面板数据的单位根。在众多面板单位根检验的方法中，本文选用LLC检验、F-ADF检验和F-PP检验。从3种单位根检验的方法中，当至少有两种检验方法达到5%的显著性水平，则认为序列是平稳的。

从表2中可以看出，本文所选取的变量中LnEX、LnOFDI、LnPop、LnInfra各变量水平序列的统计量显著拒绝了原假设，说明原序列平稳。其余变量均是在一阶差分后平稳，因此需要进行协整检验。

表2 面板单位根检验

(四)面板协整检验

面板协整检验的方法有两种，分别为建立在Engle-Granger二步法检验基础上的面板协整检验和建立在Johansen协整检验基础上的面板协整检验。由于样本选取仅15年，时间长度较短，故Johansen的多参数检验不准确。本文选取建立在Engle-Granger二步法检验基础上的面板协整检验，用kao检验来验证变量间是否具有协整关系。

表3 Kao检验结果

表3显示，模型的kao检验均显著拒绝了变量间不存在协整关系的原假设，说明变量间存在长期的均衡关系，可以建立面板数据的协整模型。

(五)面板模型选取

面板模型包括固定效应模型、随机效应模型和混合效应模型。作为模型的选取依据，本文采取似然比检验区分固定效应模型与随机效应模型，采用F检验区分固定效应模型与混合效应模型。

固定效应和随机效应的似然比检验如表4，在检验结果中，若P值小于0.01的显著性水平，则应采用固定效应模型；若P值大于0.01的显著性水平，应采用随机效应模型。根据表4的检验结果，应选择建立固定效应模型。

表4 似然比检验

对于固定效应模型和混合效应模型的判断通常采用F检验。F检验的原假设为建立混合效应模型，备择假设为建立固定效应模型。F统计量的计算公式为：

其中，SSEr表示混合效应模型的残差平方和，SSEu表示固定效应模型的残差平方和，N表示样本个数，T表示观测时期数，k表示解释变量个数。若计算得出的F统计量值与给定显著性水平的F统计量临界值相比较大，则采用备择假设，建立固定效应模型。相反，采用原假设，建立混合效应模型。

如表5，在模型检验回归中，SSEr的值为104.993 7，SSEu的值为41.445 26，代入公式得到F统计量的值为22.488 5，大于给定显著性水平下的F临界值F0.05(9,132)=1.951 4。因此拒绝原假设，建立固定效应模型。

通过似然比检验和F检验两种检验结果，一致认为本文的面板模型选用固定效应模型。

(六)结果分析

如表6，在出口模型中，模型的拟合优度为0.940 8，说明拟合效果较好，回归是有效的。从回归结果来看，中国对东盟的OFDI对中国的出口有显著的促进效应。首先，在估计值一列，中国对东盟直接投资的系数为0.338 6，且在1%的水平上显著，即长期出口弹性为0.338 6，说明在其他条件不变的情况下，中国对东盟的直接投资每增加1个百分点，中国对东盟的出口会增加约0.34%。

表5 模型检验回归

表6 出口实证结果分析

其次，相对劳动力成本、人口数量、贸易开放度、制度优势、基础设施以及通货膨胀都对出口贸易均有正向影响。其中，相对劳动力成本、人口数量和贸易开放度3个变量均通过了1%的显著性水平假设检验；制度优势和基础设施分别通过了5%和10%的显著性水平假设检验；而通货膨胀这一变量的结果并不显著，说明东盟国家的通货膨胀对我国的出口贸易促进作用并不显著。具体来看，当其他条件不变，相对劳动力成本每增加1%，出口增加约1.24%。这可以理解为，随着中国将国内产业转移至生产成本较低的东盟国家，东盟国家的劳动力素质逐渐提高，相对劳动力成本提高，生产效率提高，带动中国机器设备、原材料、中间产品等的出口。东盟国家人口数量每增加1%，中国对东盟的出口增加约4.5%，说明东道国市场越大，对我国的出口贸易促进作用越强。而东盟国家贸易开放度增加1%，我国的出口约增加1.8%。说明东道国贸易开放度越高，对我国的出口贸易促进越明显。东盟国家制度条件改善1%，我国的出口增加约0.66%，说明东道国的制度条件越完善，对母国的出口贸易促进作用越强。当东盟国家基础设施改善1%，我国的出口增加约0.28%，说明东道国基础设施条件的改善对我国的出口贸易有正向影响。

再次，东道国的自然资源丰富程度与母国的出口呈负相关，但结果并不显著。东道国自然资源禀赋每增加1个百分点，母国出口减少0.13%，与预期效应相反。从东盟的实际情况看，尽管东盟国家有我国生产所需的自然资源，但是东盟一些国家的资源开采技术尚未达标，需要在中国的辅助下进行开采。长期来看，由于技术逆向溢出，东道国将对我国的机器设备等的依赖逐渐减少，选择在国内自行生产设备从而降低中国的出口。另一方面，考虑到将自然资源原材料在东盟国家继续生产成本更低，许多企业选择在东盟国家继续加工生产，因此对我国的产品出口造成一定的影响。

(七)不同投资动机OFDI对出口贸易效应的检验

从以上结果可以得出中国对东盟的OFDI对出口具有显著的促进效应。基于前面对OFDI与出口影响机制的梳理，我们发现中国对东盟的直接投资存在多种动机。根据东盟国家的特性，我国对东盟的投资动机主要为寻求资源、市场以及效率。但是，具体的投资动机以及对我国出口影响的程度仍不确定。这一小节将引入资源、市场以及效率动机下的OFDI，检验不同投资动机下的OFDI对出口贸易的影响。

对不同投资动机检验的办法是在模型中依次加入自然资源禀赋、相对劳动力成本以及人口数量与OFDI的交互项。用OFDI与自然资源禀赋的交互项(Ofresourse)衡量中国对东盟国家自然资源的投资对出口贸易的调节作用，为资源寻求型动机；用OFDI与相对劳动力成本的交互项(Oflabour)检验中国在东盟国家寻求效率的投资对出口贸易的调节作用，为效率寻求型动机；用OFDI与人口数量的交互项(Ofpop)检验中国在东盟国家寻求市场的投资对出口贸易的调节作用，为市场寻求型动机。

如表7，模型(2)、(3)、(4)在模型(1)的基础上分别加入了交互项，以此检验出口贸易是否受到不同OFDI投资动机的影响。将模型(1)与模型(2)进行对比，OFDI对出口仍旧具有显著的正向作用，且在1%水平显著，但是模型(2)中加入的OFDI与自然资源交互项并不显著，说明中国对东盟国家的投资并非为了寻求资源。模型(1)与模型(3)相比，加入的OFDI与相对劳动力的交互项在1%水平上显著，且对效率寻求的投资每增加1个百分点，出口会增加约1.86%，说明中国对东盟的投资具有效率寻求的目的。模型(1)与模型(4)相比，加入的OFDI与人口数量的交互项在1%水平上显著，且对市场寻求的投资每增加1个百分点，出口会增加约4.51%，说明中国对东盟的投资具有市场寻求的目的。

表7 不同投资动机的OFDI对出口贸易效应的影响

(八)稳健性检验

为了说明前面结果的稳健性，从两个角度进行实证检验。

表8在表6的基础上，考虑到从投资转换为实际生产需要一定时间，因此将OFDI的滞后一期作为核心解释变量纳入模型(1)中检验。从模型(1)可以发现，滞后一期的OFDI对出口贸易仍然具有显著的促进效应，与前文的结果一致。

模型(2)在表6基础上，加入了OFDI与“一带一路”倡议的交互项，用ofbelt表示，以此检验“一带一路”倡议对OFDI的出口贸易的影响。习近平总书记在2013年提出“一带一路”倡议，东盟国家均在列。因此，将“一带一路”倡议看作虚拟变量belt，2003年至2013年取0，2014年至2017年取1。从模型(2)可以发现，纳入的交互项在模型中并不显著，可能的原因是“一带一路”倡议进行的时间并不长，发挥的作用还未完全显现。但是，从结果中不难看出，核心解释变量OFDI仍旧是显著的，且对出口贸易有促进作用。与此同时，对比表6中OFDI的系数可以看出，当加入了“一带一路”倡议这一变量，对外直接投资对出口贸易的促进作用更加明显。

以上两个角度的稳健性检验，均证实了对外直接投资有利于中国的出口贸易，与上文结论一致。

表8 稳健性检验

五、结论与政策建议

(一)结论

本文在梳理对外直接投资与出口贸易的影响机制下，结合不同的投资动机，通过研究中国对东盟直接投资与出口贸易的相互作用，得出以下结论：首先，2003年至2017年，我国对东盟国家的直接投资促进了我国的出口贸易，即我国对东盟国家的直接投资越多，我国的出口贸易越多，直接投资与出口贸易互补；其次，我国对东盟国家的直接投资存在两种动机，分别为效率寻求型动机和市场寻求型动机，并且随着效率寻求型OFDI和市场寻求型OFDI不断增长，中国对东盟的出口贸易也不断增长；最后，“一带一路”倡议下的对外直接投资有利于中国的出口贸易，尽管“一带一路”倡议提出时间较短，但在提高OFDI对出口贸易的促进作用中表现明显。

(二)建议

中国与东盟自合作以来，双边的投资和贸易均取得了不错的成果。虽然当下国际形势变幻莫测，但是我国同东盟国家的合作不应停下脚步。基于上述研究结论，提出了以下相关政策建议：

1.继续加大对东盟国家的直接投资，促进中国的出口贸易

我国对东盟国家的直接投资对我国的出口贸易有促进作用。因此，我国应继续加大对东盟国家整体的直接投资，以促进我国的外贸。中国—东盟自贸区建立以来，双边签订了一系列利于经贸合作的协定，涉及领域广泛，且多数协议对所有成员国都有效力，故中国应对所有成员国全面投资。

2.鼓励企业对东盟国家进行效率寻求型OFDI和市场寻求型OFDI

政府应该鼓励和引导企业进行效率寻求型OFDI，加快国内边际产业和过剩产能的转移，深化国家之间的互利合作。中国对东盟的直接投资，应该发挥中国的比较优势，既可以推动我国相关配套机器设备的出口，实现自身产业结构优化升级，推动我国经济向高质量层次发展，也能够拉动东盟国家经济增长。

与此同时，政府还应该引导国内企业在东盟国家进行市场寻求型OFDI，提高对东盟国家的市场占有率。随着东盟国家的市场越来越开放，各国对东盟国家的投资也在加大，在保证供应市场原有需求的情况下，刺激市场的新需求，需要对产业做一些调整。一般而言，对外直接投资是在某些特定的区域存在比较优势，因此在投资时注重因地制宜，对东盟国家的优势产业提升质量，关注技术发展，在进行市场开拓时，注意对转移的产业进行转型升级，以适应当地的需求。

3.引导企业形成具有“一带一路”特色的产业

政府应发挥自身服务职能，为我国的跨国企业创造良好的条件。随着“一带一路”倡议的提出，各地政府应加强外交往来，增强政治互信。跨国企业在海外投资最大的顾虑是东道国政治不稳定、投资不安全。因此，一国政府应与东道国建立良好的外交关系，积极与东道国开展双边经贸合作谈判，达成投资共识，形成有效的互惠互利协议，从而为企业的跨国投资提供便利，也为跨国企业在海外的生产销售创造良好的条件。在“一带一路”倡议背景下，中国现阶段的投资应该考虑“上下游”关系，在投资时应充分考虑产业的结构，结合对东盟国家的投资情况，将产业完全贯穿，形成具有“一带一路”特色的产业，促进中国和东盟国家的经济发展，推动双边投资、贸易更加自由便利化。