雙邊投資協(xié)定影響中國(guó)對(duì)外直接投資的實(shí)證分析

1、    雙邊投資協(xié)定影響中國(guó)對(duì)外直接投資的實(shí)證分析    余啟明摘要：本文建立了中國(guó)對(duì)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(duì)2005-2012年中國(guó)對(duì)116個(gè)國(guó)家的對(duì)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(duì)中國(guó)對(duì)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(guó)對(duì)簽約國(guó)的直接投資存量。關(guān)鍵詞：雙邊投資協(xié)定；對(duì)外直接投資；傾向得分匹配；雙重差分法一、引言自2001年我國(guó)實(shí)施“走出去”戰(zhàn)略以來(lái)，伴隨著開(kāi)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(guó)對(duì)外直接投資（ofdi）取得了高速發(fā)展。截至2012年底

2、，中國(guó)1.6萬(wàn)家境內(nèi)投資者在全球179個(gè)國(guó)家和地區(qū)設(shè)立對(duì)外直接投資企業(yè)近2.2萬(wàn)家，對(duì)外直接投資存量達(dá)5319.4億美元（商務(wù)部，2012）。2012年中國(guó)對(duì)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(guó)家（地區(qū)）排名的第3位，占比較上年提升1.9個(gè)百分點(diǎn)，存量位居第13位（unctad，2012）。截至2013年6月，中國(guó)共簽訂雙邊投資協(xié)定（bit）128份，簽約國(guó)數(shù)量超過(guò)中國(guó)對(duì)外直接投資東道國(guó)總數(shù)的70%，中國(guó)簽訂的雙邊投資協(xié)定總量位居德國(guó)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(duì)中國(guó)ofdi的影響，對(duì)指導(dǎo)此類(lèi)雙邊制度安排有較大

3、的現(xiàn)實(shí)意義。本文將引用中國(guó)對(duì)116個(gè)國(guó)家的對(duì)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(duì)中國(guó)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(guó)投資保護(hù)制度的補(bǔ)充，通過(guò)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(guó)公司的投資成本和風(fēng)險(xiǎn)，提高投資者對(duì)簽約國(guó)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(guó)（unctad，2000，2006；elkins，2006）；而且bit這類(lèi)雙邊制度安排沒(méi)有如單邊經(jīng)濟(jì)自由化那樣嚴(yán)重的“動(dòng)態(tài)不一致”問(wèn)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(guó)相比其他沒(méi)有簽訂雙邊投資協(xié)定的國(guó)家在吸引直接投資上釋放出

4、了愿意保護(hù)外資的信號(hào)，這使得簽約國(guó)在吸引直接投資上更具競(jìng)爭(zhēng)力。最初實(shí)證檢驗(yàn)雙邊投資協(xié)定對(duì)直接投資影響的學(xué)者是hallward-driemeier（2003），她采用1980年-2000年20個(gè)oecd國(guó)家對(duì)31個(gè)發(fā)展中國(guó)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(duì)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(duì)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(guó)家之間生效的bit能夠增加30%的雙邊投資存量，busse（2010）進(jìn)

5、一步分析了1978年至2004年間28個(gè)國(guó)家與83個(gè)發(fā)展中國(guó)家的雙邊投資數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)bit顯著促進(jìn)了簽約國(guó)向發(fā)展中東道國(guó)的外資流入。tobin（2011）研究了1984年至2007年97個(gè)國(guó)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(guó)家吸引fdi，但是需要考慮東道國(guó)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(shí)，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(guò)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

6、試先使用傾向得分匹配為雙邊投資簽約國(guó)尋找合適的對(duì)照組，而后使用雙重差分的方法估計(jì)雙邊投資協(xié)定對(duì)中國(guó)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(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行傾向得分匹配，為實(shí)驗(yàn)組的東道國(guó)匹配到與其相似的對(duì)照組東道國(guó)，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(guó)的gdp，東道國(guó)的人均gdp，東道國(guó)的貿(mào)易開(kāi)放水平，東道國(guó)的市場(chǎng)潛力，東道國(guó)的gdp增長(zhǎng)率，東道國(guó)的施政有效性為傾向

7、得分匹配法中的解釋變量，中國(guó)與東道國(guó)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(guó)簽訂雙邊投資協(xié)定的東道國(guó)匹配相似的未簽訂協(xié)定的東道國(guó)，最后剔除沒(méi)有參與過(guò)匹配的個(gè)體。將控制組國(guó)家的period規(guī)定為參與匹配前為0，參與匹配之后為1；處理組國(guó)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(duì)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2的匹配實(shí)驗(yàn)可以發(fā)現(xiàn)，在匹配前與中國(guó)簽署雙邊投資協(xié)定并生效的東道國(guó)相比其他東道國(guó)，它們有更高的gdp、更高人均gdp、更高的貿(mào)易開(kāi)放水平、更高市場(chǎng)潛力、更高gdp增長(zhǎng)率或更高的施政有效性，這說(shuō)明中國(guó)更可能和gdp較高、人

8、均gdp較高、貿(mào)易開(kāi)放水平較高、市場(chǎng)潛力較高、gdp增長(zhǎng)率較高或施政有效性較高的東道國(guó)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(duì)照組東道國(guó)均值相等的原假設(shè)。匹配后實(shí)驗(yàn)組東道國(guó)和對(duì)照組東道國(guó)的gdp、人均gdp、貿(mào)易開(kāi)放水平、市場(chǎng)潛力、gdp增長(zhǎng)率、施政有效性高度接近。從t值檢驗(yàn)來(lái)看，不能拒絕實(shí)驗(yàn)組和對(duì)照組東道國(guó)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(guó)找到了最相近的對(duì)照組東道國(guó)，排出了雙邊投資協(xié)定的“自選擇性效應(yīng)”對(duì)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

9、的面板數(shù)據(jù)雙重差分模型如下：ofdii，t=0+xi，t+1treatyi，t+2periodi，t+3treatyi，t*periodi，t+i+i，t（1） 式（1）中下標(biāo)i、t分別代表東道國(guó)和年份；ofdi為中國(guó)在t年對(duì)東道國(guó)i的ofdi；period為啞變量，如果我國(guó)與東道國(guó)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(guó)是否與東道國(guó)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(guó)gdp（gdp）、東道國(guó)的gdp增長(zhǎng)率（ggdp）、東道國(guó)的人均gdp（gdppop）、東道國(guó)人均gdp與中國(guó)

10、人均gdp之比（marketopport）、東道國(guó)政府施政有效性（govern）和貿(mào)易開(kāi)放水平（openness）；為東道國(guó)i的個(gè)體效應(yīng)，以控制不可觀測(cè)的東道國(guó)個(gè)體特征；為隨機(jī)誤差項(xiàng)。（三）變量與數(shù)據(jù)說(shuō)明1、被解釋變量為中國(guó)對(duì)東道國(guó)的ofdi，以中國(guó)對(duì)各個(gè)國(guó)家或地區(qū)的直接投資存量度量，數(shù)據(jù)來(lái)源于2012年的中國(guó)對(duì)外直接投資統(tǒng)計(jì)公報(bào)。2、核心解釋變量為period*treaty。其中period為啞變量，如果我國(guó)與東道國(guó)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(guó)是否與東道國(guó)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(shí)間，故雙邊投資協(xié)定

11、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(guó)雙邊投資協(xié)定簽訂與生效往往相差較長(zhǎng)，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(lái)自中國(guó)外交部網(wǎng)站的記錄。3、控制變量。gdp采用東道國(guó)i在t年的國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值，度量東道國(guó)的市場(chǎng)規(guī)模，東道國(guó)的市場(chǎng)規(guī)模越大，則可能會(huì)有更多的外國(guó)投資者被吸引到該國(guó)進(jìn)行投資，因此該變量可以被視為市場(chǎng)尋求型直接投資的決定因素，可以假設(shè)變量gdp與中國(guó)ofdi具有正向關(guān)系（buckley，2007）；gdppop采用東道國(guó)的人均gdp，以測(cè)度東道國(guó)的勞動(dòng)力成本；marketopport采用東道國(guó)人均gdp與中國(guó)人均gdp之比，表征東道

12、國(guó)的市場(chǎng)機(jī)會(huì)，該變量的數(shù)值越大，表示東道國(guó)相對(duì)中國(guó)而言是高收入國(guó)家，中國(guó)公司去該東道國(guó)投資的市場(chǎng)機(jī)會(huì)則越小，可以預(yù)期變量marketopport與中國(guó)ofdi呈負(fù)向關(guān)系（cheung，qian，2009；eaton，tamura，1994）；ggdp采用東道國(guó)的gdp增長(zhǎng)率，反映東道國(guó)的市場(chǎng)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(cè)度東道國(guó)的制度質(zhì)量；變量openness代表東道國(guó)i在t年的貿(mào)易開(kāi)放水平，采用東道國(guó)貿(mào)易總額的gdp占比度量（wu et al.，2007），貿(mào)易開(kāi)放水平刻畫(huà)了東道國(guó)i和世界其他國(guó)家或地區(qū)經(jīng)濟(jì)交流的相對(duì)強(qiáng)度，變量openness的數(shù)值越高，表

13、示東道國(guó)的政治和經(jīng)濟(jì)環(huán)境越開(kāi)放，中國(guó)直接投資越容易進(jìn)入其市場(chǎng)。控制變量的數(shù)據(jù)均來(lái)源于世界銀行數(shù)據(jù)庫(kù)。本文選取2005-2012年中國(guó)對(duì)116個(gè)國(guó)家或地區(qū)直接投資的跨國(guó)面板數(shù)據(jù)作為樣本。在具體估計(jì)模型時(shí)，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(duì)數(shù)。五、結(jié)果分析基于傾向得分匹配后得到的跨國(guó)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(duì)式（1）進(jìn)行估計(jì)，得到三個(gè)結(jié)果。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(lái)看，核心關(guān)注變量交互項(xiàng)period*treaty的估計(jì)系數(shù)為正，且

14、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(gè)體效應(yīng)后，估計(jì)的系數(shù)符號(hào)為負(fù)，并且變得并不顯著。這反映了在不考慮東道國(guó)個(gè)體特征的影響的影響時(shí)，流入實(shí)驗(yàn)組國(guó)家的中國(guó)直接投資比對(duì)照組更多，說(shuō)明雙邊投資協(xié)定生效促進(jìn)中國(guó)直接投資流入簽約國(guó)。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(shí)間維度的影響，實(shí)驗(yàn)組東道國(guó)不一定能比對(duì)照組東道國(guó)吸引更多中國(guó)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

15、水平上顯著，表明從時(shí)間維度上看來(lái)中國(guó)對(duì)實(shí)驗(yàn)組東道國(guó)的直接投資在增加。對(duì)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(guó)貿(mào)易開(kāi)放水平越高，越有利于中國(guó)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(guó)ofdi傾向于選擇一些有較大規(guī)模的市場(chǎng)而不是更具有潛力的市場(chǎng)。gdppop的估計(jì)系數(shù)為負(fù)，且在1%的水平上顯著，表明中國(guó)ofdi并不具有效率尋求動(dòng)機(jī)。govern的系數(shù)為負(fù)，表明中國(guó)ofdi傾向于進(jìn)入一些具有高收益、高風(fēng)險(xiǎn)的國(guó)家。六、結(jié)論及建議本文基于2005-2012年中國(guó)對(duì)116個(gè)東道國(guó)直接投資的跨國(guó)面板數(shù)據(jù)，

16、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(duì)中國(guó)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(guó)對(duì)簽約國(guó)的直接投資存量。故提出兩點(diǎn)建議：第一，隨著中國(guó)對(duì)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(guó)對(duì)外投資的作用，故與外國(guó)簽訂或者續(xù)簽bit時(shí)，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(guó)企業(yè)到對(duì)方國(guó)家投資的內(nèi)容。政府在引導(dǎo)企業(yè)把握投資機(jī)會(huì)的同時(shí)，還應(yīng)通過(guò)在雙邊投資協(xié)定中引入投資者與東道國(guó)爭(zhēng)議處理機(jī)制，鼓勵(lì)企業(yè)到bit簽約國(guó)投資。第二，政府應(yīng)重視與貿(mào)易開(kāi)放水平低的國(guó)家簽訂bit，從而引導(dǎo)企業(yè)到投資機(jī)會(huì)多但貿(mào)易開(kāi)放水平低的國(guó)家

17、進(jìn)行投資。特別的，美國(guó)雖然是全球經(jīng)濟(jì)和文化前沿國(guó)，制度環(huán)境比較優(yōu)秀，但是中國(guó)企業(yè)進(jìn)入美國(guó)市場(chǎng)投資受到諸多阻力和限制，若中國(guó)與美國(guó)簽訂雙邊投資協(xié)定，可以在一定程度上緩解中國(guó)企業(yè)不易進(jìn)入美國(guó)市場(chǎng)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：本文采用一對(duì)一有放回的匹配。period為啞變量，表征如果我國(guó)與東道國(guó)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(duì)面板數(shù)據(jù)使用雙重差分模型，故規(guī)定對(duì)照組東道國(guó)參與匹配前為0，參與匹配之后為1。表中t檢驗(yàn)的原假設(shè)為“實(shí)驗(yàn)組和對(duì)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(duì)照組東道國(guó)均值相等的原假設(shè)，并且分年度

18、匹配后實(shí)驗(yàn)組東道國(guó)和對(duì)照組東道國(guó)的gdp、人均gdp、貿(mào)易開(kāi)放水平、市場(chǎng)潛力、gdp增長(zhǎng)率、施政有效性高度接近，為節(jié)約篇幅不列出。本文分別以雙邊投資協(xié)定簽署時(shí)間和生效時(shí)間計(jì)入模型進(jìn)行考察，沒(méi)有檢查到雙邊投資協(xié)定簽署對(duì)直接投資的顯著影響，故在此僅報(bào)告以雙邊投資協(xié)定生效時(shí)間計(jì)入模型的結(jié)果。為節(jié)約篇幅不列出具體數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)。為節(jié)約篇幅不列出具體估計(jì)結(jié)果。參考文獻(xiàn)：1宗芳宇.路江涌.武常岐.雙邊投資協(xié)定、制度環(huán)境和企業(yè)對(duì)外直接投資區(qū)位選擇j.經(jīng)濟(jì)研究，2012，（5），71-82+146.2董有德，趙星星.自由貿(mào)易協(xié)定能夠促進(jìn)我國(guó)企業(yè)的對(duì)外直接投資嗎基于跨國(guó)公司知識(shí)-資本模型的經(jīng)驗(yàn)研究j.國(guó)際經(jīng)貿(mào)探索，2

19、014，（3），44-61.3喬晶.胡兵.中國(guó)對(duì)外直接投資：過(guò)度抑或不足j.數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究，2014，（7），38-51.4胡兵.陳少林.喬晶.貿(mào)易開(kāi)放對(duì)地方政府支出規(guī)模影響的實(shí)證研究j.國(guó)際貿(mào)易問(wèn)題，2013，（8），38-50.5egger，peter.merlo.valeria.bits bite：an anatomy of the impact of bilateral investment treaties on multinational firms.the scandinavian journal of economicsj.2012，（4），1240 -1266.6neumayer，e.spess，l.do bilateral