余啟明

摘要：本文建立了中國對外直接投資的單邊引力模型，應(yīng)用傾向得分匹配法和雙重差分法，對2005-2012年中國對116個國家的對外直接投資面板數(shù)據(jù)進(jìn)行了實(shí)證分析，以此檢驗(yàn)雙邊投資協(xié)定對中國對外直接投資的影響。結(jié)果表明：雙邊投資協(xié)定的生效顯著增加了中國對簽約國的直接投資存量。

關(guān)鍵詞：雙邊投資協(xié)定；對外直接投資；傾向得分匹配；雙重差分法

一、引言

自2001年我國實(shí)施“走出去”戰(zhàn)略以來，伴隨著開放型經(jīng)濟(jì)發(fā)展戰(zhàn)略的不斷深化和經(jīng)濟(jì)全球化的持續(xù)擴(kuò)散，中國對外直接投資（OFDI）取得了高速發(fā)展。截至2012年底，中國1.6萬家境內(nèi)投資者在全球179個國家和地區(qū)設(shè)立對外直接投資企業(yè)近2.2萬家，對外直接投資存量達(dá)5319.4億美元（商務(wù)部，2012）。2012年中國對外直接投資分別占全球當(dāng)年流量、存量的6.3%和2.3%，流量名列按全球國家（地區(qū)）排名的第3位，占比較上年提升1.9個百分點(diǎn)，存量位居第13位（UNCTAD，2012）。

截至2013年6月，中國共簽訂雙邊投資協(xié)定（BIT）128份，簽約國數(shù)量超過中國對外直接投資東道國總數(shù)的70%，中國簽訂的雙邊投資協(xié)定總量位居德國之后，名列全球第2位（UNCTAD，2013）。在此背景下，研究雙邊投資協(xié)定對中國OFDI的影響，對指導(dǎo)此類雙邊制度安排有較大的現(xiàn)實(shí)意義。本文將引用中國對116個國家的對外直接投資面板數(shù)據(jù)，使用面板數(shù)據(jù)雙重差分模型和傾向得分匹配考察雙邊投資協(xié)定對中國OFDI的影響。

二、文獻(xiàn)綜述

傳統(tǒng)觀點(diǎn)認(rèn)為，BIT作為簽約國投資保護(hù)制度的補(bǔ)充，通過保護(hù)投資產(chǎn)權(quán)以及保障投資公平和提供優(yōu)惠待遇，降低跨國公司的投資成本和風(fēng)險，提高投資者對簽約國制度環(huán)境的信心，進(jìn)而吸引更多直接投資進(jìn)入簽約國（UNCTAD，2000，2006；Elkins，2006）；而且BIT這類雙邊制度安排沒有如單邊經(jīng)濟(jì)自由化那樣嚴(yán)重的“動態(tài)不一致”問題，能夠提供比單邊制度安排更加可信的投資保護(hù)；雙邊投資協(xié)定的簽約國相比其他沒有簽訂雙邊投資協(xié)定的國家在吸引直接投資上釋放出了愿意保護(hù)外資的信號，這使得簽約國在吸引直接投資上更具競爭力。

最初實(shí)證檢驗(yàn)雙邊投資協(xié)定對直接投資影響的學(xué)者是Hallward-Driemeier（2003），她采用1980年-2000年20個OECD國家對31個發(fā)展中國家的FDI流量數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，但并未發(fā)現(xiàn)雙邊投資協(xié)定的簽訂或生效對FDI流量有顯著影響。往后的研究產(chǎn)生了高度不一致的結(jié)論，其中Tobin（2005），Gallagher（2006）和Aisbett（2009）等也都未能發(fā)現(xiàn)雙邊投資協(xié)定對直接投資的影響，但是另外一些研究，比如Egger（2004）發(fā)現(xiàn)OECD國家之間生效的BIT能夠增加30%的雙邊投資存量，Busse（2010）進(jìn)一步分析了1978年至2004年間28個國家與83個發(fā)展中國家的雙邊投資數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)BIT顯著促進(jìn)了簽約國向發(fā)展中東道國的外資流入。Tobin（2011）研究了1984年至2007年97個國家的數(shù)據(jù)后發(fā)現(xiàn)，簽訂BIT能夠有效幫助發(fā)展中國家吸引FDI，但是需要考慮東道國的制度和簽訂BIT的總數(shù)。

與已有的研究相比，本文的不同之處在于：以往研究在檢驗(yàn)雙邊投資協(xié)定政策的處理效應(yīng)時，習(xí)慣采用雙重差分的方法，但由于實(shí)際平均處理水平存在自我選擇，并非隨機(jī)分組，因而可能導(dǎo)致不一致的估計(jì)。而在傾向得分匹配方法中，通過使用“自我選擇”的因素估計(jì)傾向得分，然后根據(jù)得分進(jìn)行匹配，可以避免上述方法存在的缺陷。因此，本文嘗試先使用傾向得分匹配為雙邊投資簽約國尋找合適的對照組，而后使用雙重差分的方法估計(jì)雙邊投資協(xié)定對中國OFDI的處理效應(yīng)。

三、實(shí)證模型、數(shù)據(jù)、變量

（一）傾向得分匹配

對數(shù)據(jù)進(jìn)行傾向得分匹配，為實(shí)驗(yàn)組的東道國匹配到與其相似的對照組東道國，然后將匹配好的數(shù)據(jù)計(jì)入雙重差分模型，這一處理可以提高雙重差分模型估計(jì)結(jié)果的準(zhǔn)確性，而本文正循這一研究框架。根據(jù)發(fā)表在journal of international economics上的論文What determines BIT中的結(jié)論，本文使用東道國的GDP，東道國的人均GDP，東道國的貿(mào)易開放水平，東道國的市場潛力，東道國的GDP增長率，東道國的施政有效性為傾向得分匹配法中的解釋變量，中國與東道國的雙邊投資協(xié)定是否生效為處理變量。分年進(jìn)行匹配，為每一年與中國簽訂雙邊投資協(xié)定的東道國匹配相似的未簽訂協(xié)定的東道國，最后剔除沒有參與過匹配的個體①。將控制組國家的period②規(guī)定為參與匹配前為0，參與匹配之后為1；處理組國家的period在雙邊投資協(xié)定生效之前為0，生效之后為1。最后對匹配好的數(shù)據(jù)，使用雙重差分法估計(jì)雙邊投資協(xié)定的處理效應(yīng)。從表2③的匹配實(shí)驗(yàn)可以發(fā)現(xiàn)，在匹配前與中國簽署雙邊投資協(xié)定并生效的東道國相比其他東道國，它們有更高的GDP、更高人均GDP、更高的貿(mào)易開放水平、更高市場潛力、更高GDP增長率或更高的施政有效性，這說明中國更可能和GDP較高、人均GDP較高、貿(mào)易開放水平較高、市場潛力較高、GDP增長率較高或施政有效性較高的東道國簽訂及生效雙邊投資協(xié)定，即雙邊投資協(xié)定的簽訂及生效存在“自選擇效應(yīng)”。從T值檢驗(yàn)上可以看出，其結(jié)果高度拒絕實(shí)驗(yàn)組和對照組東道國均值相等的原假設(shè)。匹配后實(shí)驗(yàn)組東道國和對照組東道國的GDP、人均GDP、貿(mào)易開放水平、市場潛力、GDP增長率、施政有效性高度接近。從T值檢驗(yàn)來看，不能拒絕實(shí)驗(yàn)組和對照組東道國均值相等的原假設(shè)。因此本文用傾向得分匹配方法為實(shí)驗(yàn)組東道國找到了最相近的對照組東道國，排出了雙邊投資協(xié)定的“自選擇性效應(yīng)”對估計(jì)結(jié)果的影響，提高了之后雙重差分模型估計(jì)的準(zhǔn)確性。

（二）雙重差分模型設(shè)定

本文實(shí)證檢驗(yàn)構(gòu)建的面板數(shù)據(jù)雙重差分模型如下：

OFDIi，t=β0+γ′Xi，t+β1TREATYi，t+β2PERIODi，t+β3TREATYi，t*PERIODi，t+μi+εi，t（1）

式（1）中下標(biāo)i、t分別代表東道國和年份；OFDI為中國在t年對東道國i的OFDI；PERIOD為啞變量，如果我國與東道國i簽訂的雙邊投資協(xié)定在第t年已生效則取1，否則取0；TREATY為啞變量，表征中國是否與東道國i簽訂雙邊投資協(xié)定；TREATY*PERIOD為TREATY與PERIOD的交互項(xiàng)。X為控制變量集合，包括東道國GDP（gdp）、東道國的GDP增長率（ggdp）、東道國的人均GDP（gdppop）、東道國人均gdp與中國人均gdp之比（marketopport）、東道國政府施政有效性（govern）和貿(mào)易開放水平（openness）；μ為東道國i的個體效應(yīng)，以控制不可觀測的東道國個體特征；ε為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

（三）變量與數(shù)據(jù)說明

1、被解釋變量為中國對東道國的OFDI，以中國對各個國家或地區(qū)的直接投資存量度量，數(shù)據(jù)來源于2012年的《中國對外直接投資統(tǒng)計(jì)公報》。

2、核心解釋變量為period*treaty。其中period為啞變量，如果我國與東道國i簽訂的雙邊投資協(xié)定在第t年已生效則取1，否則取0④；treaty為啞變量，表征中國是否與東道國i簽訂雙邊投資協(xié)定。因?yàn)椴糠蛛p邊投資協(xié)定從簽訂到生效常常需要一段時間，故雙邊投資協(xié)定的簽訂年份和生效年份都曾經(jīng)被以往的文獻(xiàn)采用。中國雙邊投資協(xié)定簽訂與生效往往相差較長，并且有近20%的雙邊投資協(xié)定在簽署后從未生效，因此本文采用雙邊投資協(xié)定生效年份。數(shù)據(jù)來自中國外交部網(wǎng)站的記錄。

3、控制變量。gdp采用東道國i在t年的國內(nèi)生產(chǎn)總值，度量東道國的市場規(guī)模，東道國的市場規(guī)模越大，則可能會有更多的外國投資者被吸引到該國進(jìn)行投資，因此該變量可以被視為市場尋求型直接投資的決定因素，可以假設(shè)變量gdp與中國ofdi具有正向關(guān)系（Buckley，2007）；gdppop采用東道國的人均gdp，以測度東道國的勞動力成本；marketopport采用東道國人均gdp與中國人均gdp之比，表征東道國的市場機(jī)會，該變量的數(shù)值越大，表示東道國相對中國而言是高收入國家，中國公司去該東道國投資的市場機(jī)會則越小，可以預(yù)期變量marketopport與中國OFDI呈負(fù)向關(guān)系（Cheung，Qian，2009；Eaton，Tamura，1994）；ggdp采用東道國的GDP增長率，反映東道國的市場潛力；govern采用世界銀行全球治理指標(biāo)中的政府施政有效性，以測度東道國的制度質(zhì)量；變量openness代表東道國i在t年的貿(mào)易開放水平，采用東道國貿(mào)易總額的GDP占比度量（Wu et al.，2007），貿(mào)易開放水平刻畫了東道國i和世界其他國家或地區(qū)經(jīng)濟(jì)交流的相對強(qiáng)度，變量openness的數(shù)值越高，表示東道國的政治和經(jīng)濟(jì)環(huán)境越開放，中國直接投資越容易進(jìn)入其市場?？刂谱兞康臄?shù)據(jù)均來源于世界銀行數(shù)據(jù)庫。

本文選取2005-2012年中國對116個國家或地區(qū)直接投資的跨國面板數(shù)據(jù)作為樣本。在具體估計(jì)模型時，為減少異方差的影響并提高變量的平穩(wěn)性，變量ofdi、gdp、gdppop、openness均取自然對數(shù)⑤。

五、結(jié)果分析

基于傾向得分匹配后得到的跨國面板數(shù)據(jù)，運(yùn)用面板數(shù)據(jù)差分模型的估計(jì)方法對式（1）進(jìn)行估計(jì)，得到三個結(jié)果⑥。其中，模型（1）是混合OLS估計(jì)，模型（2）和模型（3）分別為隨機(jī)效應(yīng)回歸和固定效應(yīng)回歸。

從模型（1）的估計(jì)結(jié)果來看，核心關(guān)注變量交互項(xiàng)period*treaty的估計(jì)系數(shù)為正，且在5%的水平上顯著，交互項(xiàng)period*treaty的估計(jì)系數(shù)在5%的水平顯著為正。而從模型（2）-（3）的估計(jì)結(jié)果可以看出，在控制了個體效應(yīng)后，估計(jì)的系數(shù)符號為負(fù)，并且變得并不顯著。這反映了在不考慮東道國個體特征的影響的影響時，流入實(shí)驗(yàn)組國家的中國直接投資比對照組更多，說明雙邊投資協(xié)定生效促進(jìn)中國直接投資流入簽約國。變量treated的估計(jì)系數(shù)在模型（1）-（3）中均為負(fù)，且于模型（1）中在5%的水平上顯著，這表明在不考慮雙邊投資協(xié)定生效前后時間維度的影響，實(shí)驗(yàn)組東道國不一定能比對照組東道國吸引更多中國的直接投資。變量period的估計(jì)系數(shù)在模型（1）-（3）中均為正，且分別在10%和1%的水平上顯著，表明從時間維度上看來中國對實(shí)驗(yàn)組東道國的直接投資在增加。

對于模型（1）中的其他變量，openness的估計(jì)系數(shù)為正，且在1%的水平上顯著，這顯示了東道國貿(mào)易開放水平越高，越有利于中國OFDI的進(jìn)入。gdp的估計(jì)系數(shù)為正，而marketoppo和ggdp的系數(shù)為負(fù)，表明中國OFDI傾向于選擇一些有較大規(guī)模的市場而不是更具有潛力的市場。gdppop的估計(jì)系數(shù)為負(fù)，且在1%的水平上顯著，表明中國OFDI并不具有效率尋求動機(jī)。govern的系數(shù)為負(fù)，表明中國OFDI傾向于進(jìn)入一些具有高收益、高風(fēng)險的國家。

六、結(jié)論及建議

本文基于2005-2012年中國對116個東道國直接投資的跨國面板數(shù)據(jù)，采用面板數(shù)據(jù)雙重差分方法和傾向得分匹配法，實(shí)證考察雙邊直接投資協(xié)定對中國OFDI的影響。面板數(shù)據(jù)雙重差分模型的估計(jì)結(jié)果顯示，雙邊投資協(xié)定的生效顯著增加了中國對簽約國的直接投資存量。

故提出兩點(diǎn)建議：第一，隨著中國對外直接投資的迅速發(fā)展，BIT已經(jīng)能夠起到促進(jìn)和保護(hù)本國對外投資的作用，故與外國簽訂或者續(xù)簽BIT時，政府不僅需要考慮吸引外資的條款，更應(yīng)加入保護(hù)本國企業(yè)到對方國家投資的內(nèi)容。政府在引導(dǎo)企業(yè)把握投資機(jī)會的同時，還應(yīng)通過在雙邊投資協(xié)定中引入投資者與東道國爭議處理機(jī)制，鼓勵企業(yè)到BIT簽約國投資。第二，政府應(yīng)重視與貿(mào)易開放水平低的國家簽訂BIT，從而引導(dǎo)企業(yè)到投資機(jī)會多但貿(mào)易開放水平低的國家進(jìn)行投資。特別的，美國雖然是全球經(jīng)濟(jì)和文化前沿國，制度環(huán)境比較優(yōu)秀，但是中國企業(yè)進(jìn)入美國市場投資受到諸多阻力和限制，若中國與美國簽訂雙邊投資協(xié)定，可以在一定程度上緩解中國企業(yè)不易進(jìn)入美國市場的困境。（作者單位：重慶師范大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院）

注解：

①本文采用一對一有放回的匹配。

②period為啞變量，表征如果我國與東道國i簽訂的雙邊投資協(xié)定在第t年已生效則取1否則取0；為了能對面板數(shù)據(jù)使用雙重差分模型，故規(guī)定對照組東道國參與匹配前為0，參與匹配之后為1。

③表中T檢驗(yàn)的原假設(shè)為“實(shí)驗(yàn)組和對照組的樣本均值相等”；2005年-2012年的匹配實(shí)驗(yàn)結(jié)果均高度拒絕實(shí)驗(yàn)組和對照組東道國均值相等的原假設(shè)，并且分年度匹配后實(shí)驗(yàn)組東道國和對照組東道國的GDP、人均GDP、貿(mào)易開放水平、市場潛力、GDP增長率、施政有效性高度接近，為節(jié)約篇幅不列出。

④本文分別以雙邊投資協(xié)定簽署時間和生效時間計(jì)入模型進(jìn)行考察，沒有檢查到雙邊投資協(xié)定簽署對直接投資的顯著影響，故在此僅報告以雙邊投資協(xié)定生效時間計(jì)入模型的結(jié)果。

⑤為節(jié)約篇幅不列出具體數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)。

⑥為節(jié)約篇幅不列出具體估計(jì)結(jié)果。

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