“一带一路”境外经贸合作区建设的对外投资促进效应研究.pdf

第4期2 0 2 3年7月世界经济与政治论坛F o r u m o f W o r l d E c o n o m i c s&P o l i t i c sN o.4J u l y 2 0 2 3“一带一路”境外经贸合作区建设的对外投资促进效应研究岳中刚*王 凯 摘 要 境外经贸合作区是共建“一带一路”的重要抓手,也是推动中国企业高质量、规模化和协同化“走出去”的重要平台,如何全面评估合作区建设对中国企业对外直接投资的影响具有重要的现实意义。本文基于中国企业2 0 0 32 0 1 9年绿地投资数据,对“一带一路”境外经贸合作区的投资促进效应进行实证检验。研究结果表明,“一带一路”境外经贸合作区建设显著促进中国企业对东道国的直接投资;“一带一路”境外经贸合作区建设的溢出效应和示范效应促进东道国基础设施改善以及营商环境提升,进而促进中国企业对东道国的投资增长;“一带一路”境外合作区建设更为显著地促进中国企业对邻近的东道国以及“海上丝绸之路”沿线国家的投资增长,对低收入、高税负东道国和重点行业的投资促进效应更大。研究结论为新发展格局下中国企业如何利用国内国际两个市场、两种资源提供有益的理论和实证支撑。关键词“一带一路”境外经贸合作区 对外直接投资 投资促进效应一、引言境外经贸合作区,又称境外园区、境外工业园区等,是指中国企业在境外打造的、以产业为支撑的经济集聚平台,也是企业“以大带小”产业链出海的载体,本质上属于“飞地经济”的试验区发展模式。2 0 1 7年,习近平主席在“一带一路”国际合作高峰论坛圆桌峰会上强调,“在实体经济合作方面,要大力推进经济走*南京邮电大学经济学院。通信作者及地址:岳中刚,江苏省南京市文苑路9号南京邮电大学经济学院;邮编:2 1 0 0 2 3;E-m a i l:y u e z g n j u p t.e d u.c n.本文系江苏高校哲学社会科学研究重大项目“新发展格局下数字平台赋能江苏专精特新企业价值链升级研究”(2 0 2 3 S J Z D 0 6 7),国家社会科学基金一般项目“一带一路 倡议下我国企业集群式投资战略与全球价值链重构研究”(1 8 B G L 0 2 1)的阶段性成果。廊建设,办好经贸、产业合作园区,进一步促进投资、聚合产业、带动就业,走创新发展之路。”境外经贸合作区作为中国企业在“一带一路”沿线国家抱团出海和集群式投资的重要平台,既是中国以成功的产业园区发展经验推动沿线国家可持续工业化的重要抓手,也是增强国内国际两个市场、两种资源联动效应的重要支撑。中国境外经贸合作区自2 0 0 6年进入规模建设,截至2 0 2 1年年底,纳入中国商务部统计的境外经贸合作区已有1 1 3家,累计投资达到5 0 7亿美元,上缴东道国税费6 6亿美元,为当地创造3 9.2万个就业岗位。其中,8 2家分布在“一带一路”沿线3 7个国家,占境外经贸合作区总量的7 3%。经过近二十年的建设运营实践,境外经贸合作区已经成为中国与沿线国家要素流动、投资联系和价值链分工的功能性枢纽,以及开展第三方市场合作的国际合作平台。以2 0 0 5年建设运营的泰中罗勇工业园为例,该合作园区从泰国产业基础和资源优势出发,顺应中国优势产能转移、劳动力成本上涨等趋势,实施“先龙头、后配套”“横向成群、侧向成链”的集群式投资模式,已发展成为中国传统优势产业在泰国的产业集群与制造业出口基地。截至2 0 2 1年年底,泰中罗勇工业园已入驻中国企业1 6 5家。根据泰国投资促进委员会(B O I)的统计数据,2 0 2 1年泰国招商引资累计超过6 4 0 0亿铢,其中来自中国的投资达3 8 5.6 7亿铢,中国是其第二大投资来源国。为此,作为东道国与中国加强投资合作以及融入全球分工体系的枢纽平台,境外经贸合作区既推动了东道国产业集聚、本地就业以及充当制度建设试验区,也有利于中国与沿线国家以投资联动构建区域价值链,从而减少对现行发达国家主导的全球价值链的过度依赖。然而,“一带一路”沿线大多是发展中国家和新兴经济体,中国企业投资也面临着政治风险较高、产业基础薄弱、融资困难、市场不够完善、人才缺乏等多重风险和发展困境。例如,2 0 1 32 0 1 8年,中国对沿线国家投资的问题大型项目为6 6个,占大型投资项目总数的比重为1 8.9%;问题项目涉及金额高达6 5 8.2亿美元,占大型项目投资金额的3 1.7%(方慧和宋玉洁,2 0 1 9)。现有针对境外经贸合作区的研究主要从三个方面展开:一是定性分析境外经贸合作区的双边政策保障、产业联动优势、风险防范等(刘洪愧,2 0 2 2;方志斌051世界经济与政治论坛 第4期习近平.开辟合作新起点 谋求发展新动力 在“一带一路”国际合作高峰论坛圆桌峰会上的开幕辞N.人民日报,2 0 1 7-0 5-1 6(0 3).等,2 0 2 2;高连和,2 0 2 1),二是通过案例研究境外经贸合作区的发展模式、产业定位、文化适应性等(王淑芳等,2 0 2 2;梁育填等,2 0 2 1),三是实证检验境外经贸合作区的区位选择、投资效率、贸易效应等(严兵等,2 0 2 2;严兵等,2 0 2 1;许培源和王倩,2 0 1 9;李嘉楠等,2 0 1 6)。然而,现有研究尚未对境外经贸合作区的投资促进效应进行系统分析,特别是以此作为因果识别机制的政策评估,这为本文提供了可能的拓展空间。相较于已有研究,本文可能的边际贡献如下:(1)在研究视角上,从聚焦于双边贸易或投资的宏观视角创新性地转向微观视角。本文使用2 0 0 32 0 1 9年中国企业绿地投资数据,较为准确地识别境外经贸合作区建设的投资促进效应以及异质性特征,避免了宏观视角反映中国企业对外直接投资存在的偏差性问题。(2)在研究内容上,本文不仅对境外经贸合作区是否有积极的投资效应进行考察,还从东道国基础设施改善和营商环境提升两个维度探讨境外经贸合作区投资促进效应的内在机制,将研究从“是什么”推进到“为什么”的维度。(3)在研究方法和数据上,基于较为完整真实的中国企业对外绿地投资项目信息,采用双重差分(D I D)法对境外经贸合作区建设的投资效果进行系统评估,并通过安慰剂检验以及倾向得分匹配双重差分(P S M-D I D)方法进行稳健性分析,以提高研究结果的可信性。本文后续内容包括:第二部分为文献综述和理论假设;第三部分为模型构建与描述性统计;第四部分为实证结果与经济解释;最后是研究结论和政策启示。二、文献综述与理论假设(一)境外经贸合作区建设的投资促进效应分析与单枪匹马式的对外直接投资相比,中国企业在境外经贸合作区内集聚所形成的抱团出海,不仅有助于构建产业链联动优势,而且在经验分享、政策协调、基础设施配套等方面产生的集体行动优势和政府保障优势,能够更好地应对“一带一路”沿线复杂多变的外部环境(许培源和王倩,2 0 1 9)。境外经贸合作区具有一定的风险规避功能,从而降低了中国对外直接投资(O F D I)对东道国制度风险的敏感性(支宇鹏和陈乔,2 0 1 9)。境外经贸合作区以生产基地总部、离岸外包等方式嵌入东道国本地生产网络,将“一带一路”沿线国家纳入以中国企业为主导的区域价值链体系,以在更大的市场范围内提高资源配置能力,增强产能合作的协同效应(刘志彪和吴福象,2 0 1 8)。李嘉楠等(2 0 1 6)基于1 9 9 22 0 1 3年中国151第4期 岳中刚,王凯:“一带一路”境外经贸合作区建设的对外投资促进效应研究与2 1 6个国家的贸易投资数据实证研究发现,境外经贸合作的贸易投资促进效应大于双边投资协定和自由贸易协定。境外经贸合作区的诸多优势使其对中国对外直接投资的磁石效应不断增大,成为中国企业与沿线国家投资合作以及产业链供应链畅通衔接的重要平台。以2 0 1 5年开始建设运营的中白工业园为例,截至2 0 2 1年年底,入园企业达到8 5家,其中中资企业4 3家,欧美及其他国家投资企业1 7家,协议投资额近1 3亿美元。此外,也有研究认为经贸合作区建设可能出现产业转移尤其是高能耗企业集体外迁,导致当地环境恶化、劳动力保护不力、可持续性发展较差等问题,且近半数境外经贸合作区尚未实现盈利,这在一定程度上增加了中国企业的投资风险(M a n f r e d i,2 0 1 7)。基于上述分析,本文提出以下假设:假设1:境外经贸合作区具有吸引企业集聚的磁石效应,可以促进中国企业对东道国的直接投资。(二)境外经贸合作区建设与基础设施改善的机制分析根据世界银行世界发展指标(WD I)数据库的数据,“一带一路”沿线多是发展中国家和新兴经济体,基础设施相对落后且差异较大,区域设施联通水平也比较低。以数字基础设施为例,2 0 1 8年沿线国家平均每1 0 0人中仅有1 4.4 6人能够使用固定宽带,低于世界平均水平(1 4.8 1人/1 0 0人)和经济合作与发展组织平均水平(3 2.1 1人/1 0 0人)。特别是在南亚和东南亚国家,每1 0 0人中的固定宽带使用人数分别只有3.9人和7.9人。根据中华全国工商业联合会牵头的2 0 1 9年“一带一路”沿线中国民营企业现状调查,基础设施薄弱制约了中资企业在沿线国家的投资运营,这些企业对当地基础设施薄弱的最大痛点感知并不是来自传统意义上的大型基础设施建设,而是与日常生产、生活更紧密相关的基础设施(如文化娱乐设施、医疗卫生设施、互联网设施条件)不足等问题。境外经贸合作区大多由专业开发企业建成较为完善的基础设施、生活服务配套、商业性设施等。根据中国商务部和联合国开发计划署发布的 中国“一带一路”境外经贸合作区助力可持续发展报告,在问卷调查反馈的4 2家合作区中,8 8%的合作区配套了员工宿舍,7 3%建设了一站式服务中心,6 3%配备了医疗、教育、餐饮等生活服务。此外,中国丰富的产城融合发展经验在进行适当改进后可复制到沿线国家,将经贸合作区与城市发展进行有机结合,从而促进整个地区的基础设施升级。基础设施作为一种具有空间溢出效应的准公共产品,能够降低运输和物流251世界经济与政治论坛 第4期成本、促进跨境或跨区域的资本流动等(F e l b e r m a y r&T a r a s o v,2 0 2 2)。多数文献借助世界经济论坛(WE F)发布的交通基础设施指数以及WD I数据库建立跨国面板的引力模型,研究基础设施发达程度对资本跨国流动、双边贸易以及国际旅游的影响,结论基本支持存在正向效应(金刚和沈坤荣,2 0 1 9;M a h y i d e e n&I s m a i l,2 0 1 2;P o r t u g a l-P e r e z&W i l s o n,2 0 1 2)。因此,境外经贸合作区的基础设施建设推进了东道国的城市化和工业化进程,维护了中国与沿线国家产业链供应链稳定畅通,形成基础设施建设引领、产业集聚、产能合作、价值链构建和民生改善的综合效应。基于上述分析,本文提出以下假设:假设2:境外经贸区建设可以促进东道国基础设施改善,进而促进中国企业对东道国的直接投资。(三)境外经贸合作区建设与营商环境提升的机制分析跨国投资行为通常具有不可逆性,无论是规避投资风险的现实需要,还是适应差异性市场环境以融入本土生产网络的可持续发展,跨国企业往往都更倾向于到营商环境较好的东道国进行投资(王勇和马雨函,2 0 2 1)。“一带一路”沿线部分国家存在政局不稳定、政策不连续且执行效率低等问题,使该区域整体营商环境远落后于发达国家。根据世界银行发布的2 0 2 0年营商环境报告,所涵盖的“一带一路”沿线国家平均营商环境指数为6 7.2,平均排名8 5名。境外经贸合作区作为政策试验田,建设过程中会采取全面协调的方式,着力解决手续繁杂、政策障碍等问题,提供更完善的土地、资金、劳动力等要素配套服务,从而有助于在经贸合作区创造有利的营商环境,通过降低中国企业的进入门槛而吸引直接投资(K u m a r&A g g a r w a l,2 0 0 5)。在各种国际产业合作模式中,建设经贸合作区或工业园区已被证明是倒逼东道国优化营商环境以及促进东道国产业升级和经济发展的有效途径。根据联合国贸易和发展会议(UN C T A D)的统计,2 0 1 72 0 1 9年“一带一路”沿线3 0个国家共出台了9 6项促进外商投资的新举措,占全球总数的5 9%,包括简化投资手续、成立更多的经贸合作区、进一步开放金融市场、减少外商投资所需持有的股份等。这反映出“一带一路”沿线国家正在抓住共建“一带一路”机遇,积极改善自身的营商环境,吸引中国乃至全球跨国投资以提升自主发展能力。基于上述分析,本文提出以下假设:假设3:境外经贸区建设可以提升东道国营商环境,进而促进中国企业对东道国的直接投资。351第4期 岳中刚,王凯:“一带一路”境外经贸合作区建设的对外投资促进效应研究(四)境外经贸合作区对外投资促进效应的异质性分析“一带一路”沿线国家分布东西跨度较长,地理距离存在显著差异。考虑到交通成本以及沟通的便利性,中国企业可能更倾向于到地缘邻近的沿线国家投资。相对于陆地丝绸之路,中国海上丝绸之路时间长、范围广、影响大,且具有独特的华侨网络优势,可以帮助海外投资企业融入当地生产网络,从而有效降低投资风险。此外,东道国特征也在一定程度上影响中国企业对外投资的区位选择,欠发达的沿线国家通常伴随着低水平的基础设施,而境外经贸合作区的建设对这些国家基础设施升级的促进效应更为明显(严兵等,2 0 2 1)。对于“一带一路”重点行业以及税负较高的沿线国家而言,境外经贸合作区建设可以使其享有更多的政策和税收优惠,从而对中国企业直接投资产生更大的吸引力。基于上述分析,本文提出以下假设:假设4:境外经贸区建设的投资促进效应具有异质性,对地缘邻近、“海上丝绸之路”、低收入、高税负的东道国以及“一带一路”建设重点行业的投资促进效应更为明显。三、模型构建与描述性统计(一)模型构建本文采用双重差分(D I D)法,实证检验境外经贸合作区建设对中国企业对外直接投资的影响,建立的计量模型如下:l nO F D Ii j t=+O E T C Z o n ej t+c o n t r o lj t+t+i+i j t(1)其中,i、j、t分别表示企业、东道国和时间,l nO F D Ii j t表示中国企业i在t时期对东道国j直接投资额的对数变换。O E T C Z o n ej t是核心解释变量,表示t时期东道国j是否建设运营境外经贸合作区。考虑到境外经贸合作区规划建设到产生投资效应具有时滞性,如果东道国j在t-1年建设境外经贸合作区,则O E T C Z o n ej t为1,否则为0。由于境外经贸合作区在不同东道国建设时间并不一致,因此模型(1)是一个时变的D I D模型。如果境外经贸合作区建设显著促进了中国企业对东道国的直接投资,则估计系数将显著为正。C o n t r o lj t表示东道国层面的控制变量,包括东道国劳动力成本、经济发展水平、自然资源禀赋、贸易依存度、开放度等。i j t为随机扰动项,t表示时间固定效应,i表示国家固定效应,以控制东道国层面不随时间变化的因素。451世界经济与政治论坛 第4期本文使用计量模型检验假设2和假设3提出的基础设施改善和营商环境提升这两个可能的机制,将其作为中间变量,进一步构建境外经贸合作区建设促进中间机制进而促进中国对东道国直接投资的传导链条:Zj t=+O E T C Z o n ej t+c o n t r o lj t+t+i+i j t(2)模型(2)中的Zj t表示中间变量,分别为t年东道国j的基础设施水平和营商环境评价。其中,基础设施水平选取能源基础设施、通信基础设施和交通基础设施三个维度衡量;营商环境评价在总体评价的基础上,进一步选取了财产登记、纳税、合同执行等分项评价。若模型(2)回归结果中估计系数统计显著,则可以推断中间机制作用的合理性。关于中间机制促进中国企业对东道国投资方面,已有较多文献和经验论证了东道国基础设施和营商环境对吸引外商直接投资的正向影响(F e l b e r m a y r&T a r a s o v,2 0 2 2)。(二)数据说明与描述性统计1.被解释变量本文采用了英国 金融时报f D i M a r k e t s数据库提供的2 0 0 32 0 1 9年中国企业绿地投资数据、李祜梅等(2 0 1 9)收集的1 9 9 22 0 1 8年中国境外产业园区信息数据集、中国国际贸易促进委员会认证且纳入统计的境外经贸合作区数据集、世界银行WD I数据库和世界经济论坛 全球竞争力报告 的匹配数据。其中,关于中国企业对外直接投资的实证研究资料大多选自商务部 境外投资企业名录,该数据库仅收集了获得对外投资审批权限的中国企业信息,可能存在部分企业获得 对 外 投 资 权 限 后,实 际 上 并 没 有 实 施 对 外 投 资 行 为 的 情 况。f D i M a r k e t s数据库是目前较为全面的全球企业跨境绿地投资在线数据库,基于该数据库可以较为客观真实地考察中国企业对“一带一路”沿线国家的直接投资状况。商务部的统计数据显示,中国企业在沿线国家的投资以绿地投资为主,并购投资相对较少,如2 0 2 1年中国企业在沿线国家实施的并购项目仅9 2起,并购金额6 2.3亿美元,仅占中国跨国并购总额的1 9.6%。为此,本文选取中国企业的绿地投资流量数据,实证检验境外经贸合作区建设的投资效应更符合现实特征。2.解释变量关于东道国是否建设运营境外经贸合作区,本文以1 9 9 22 0 1 8年中国境外产业园区信息数据集为基础数据,并进一步与商务部官方网站披露的境外经贸合作区建设新闻以及中国国际贸易促进委员会认证且纳入统计的境外经贸合作551第4期 岳中刚,王凯:“一带一路”境外经贸合作区建设的对外投资促进效应研究区进行匹配和修正。3.机制变量机制变量营商环境是东道国层面的客观指标,主要来源于世界银行发布的世界各国营商环境指数。世界银行各国营商环境指数收集了市场主体在准入、生产经营、退出等过程中涉及的政务环境、市场环境、法治环境、人文环境等有关外部因素和条件的评价数据。本文删除了数据集中存在较多缺失值的劳动力市场规范和电力供应两项指标,将开办企业、建筑许可、财产登记、信贷获得、少数投资者保护、纳税、跨境贸易、合同执行、破产办理九项二级指标的得分进行无权重平均化处理,获得东道国营商环境评价。4.控制变量本文还控制了东道国层面影响中国企业直接投资的关键因素,数据主要来自世界银行WD I数据库。东道国经济发展以国内生产总值(G D P)增长率表示,东道国劳动力成本以东道国人均G D P衡量,东道国贸易依存度以货物和服务进出口总额占G D P的比重测度,东道国自然资源禀赋以自然资源租金总额占G D P的比重衡量,东道国开放度以外商直接投资(F D I)净流入占G D P的比重测度。为了消除量纲和避免极端值的影响,本文对连续变量在1%的水平上进行缩尾处理,并对中国企业对外直接投资额、东道国劳动力成本进行了对数变换。最终将样本的时间维度设定为2 0 0 32 0 1 9年,样本观测值为2 3 2 0个,包含了6 1个“一带一路”沿线国家的相关信息。表1为主要变量的统计性描述,可以发现约有5 1%的中国企业绿地投资项目发生在建有境外经贸合作区的“一带一路”沿线国家。表1 主要变量的描述性统计变量观测值均值标准差最小值最大值境外经贸合作区建设2 3 2 00.5 0 9 90.5 0 0 001中国企业对外直接投资额(对数)2 3 2 03.4 8 5 81.6 8 6 80.0 3 9 29.9 0 3 5东道国劳动力成本(对数)2 3 2 08.5 8 2 91.2 5 7 26.2 9 9 91 1.1 5 0 6东道国经济发展水平2 3 2 03.4 8 2 53.1 5 3 0-1 5.1 5 1 2 1 3.1 7 5 0东道国贸易依存度2 3 2 01.1 6 6 70.9 4 4 40.2 5 5 44.3 5 7 1东道国自然资源禀赋2 3 2 06.7 2 4 07.5 4 7 60.0 0 0 23 0.0 9 7 7651世界经济与政治论坛 第4期(续表)变量观测值均值标准差最小值最大值东道国开放度2 3 2 04.9 7 1 07.9 9 9 6-4 0.0 8 1 11 2 0.5 9 4 5投资协定2 3 2 00.8 9 8 30.3 0 2 401中国与东道国的制度距离2 3 1 8-0.1 1 8 90.7 0 7 9-1.7 5 1 6 1.6 3 5 4中国与东道国的地理距离(对数)2 2 8 88.4 6 7 50.3 6 2 07.0 6 6 59.3 0 2 1四、实证结果与经济解释(一)基准回归结果本文构建“一带一路”境外经贸合作区建设与中国企业对东道国直接投资的面板数据,根据计量模型(1)使用双重差分方法检验境外经贸合作区建设的投资效应,基准回归结果如表2所示。其中,列(1)的估计系数在1%的显著性水平下为正,表明境外经贸合作区建设显著地促进了中国企业对东道国的直接投资。为了缓解遗漏变量的影响,列(2)控制了东道国层面的特征变量,核心解释变量的估计系数明显变小,但仍在1%的显著性水平下为正。列(3)进一步控制了东道国层面的固定效应,从回归结果来看,核心解释变量的估计系数依然为正且具有统计显著性,表明境外经贸合作区建设可以促进中国企业对“一带一路”东道国直接投资平均增长约2 8.1 7%,从而验证了假设1。境外经贸合作区的建设运营能够促进中国企业对东道国的直接投资从典型案例得以证实,如泰中罗勇工业园的中资企业数量从2 0 0 5年建园之初的3 0多家发展到2 0 2 1年底的1 6 5家,逐步完成了企业“走出去”到产业“走出去”的转型,实现了从全球“卖卖卖”到“销地产”,再到中国制造业企业集聚境外平台的跨越。由此可见,无论是实证检验或是案例实践均表明,“一带一路”沿线国家境外经贸合作区建设有效促进了中国企业的对外直接投资,而建设上下游产业链联动的经贸合作区,已成为中国企业规避贸易风险、参与经济全球化竞争的现实需要,也是中国构建和深化“一带一路”区域价值链合作的重要方式。751第4期 岳中刚,王凯:“一带一路”境外经贸合作区建设的对外投资促进效应研究表2 基准回归结果变量中国企业对外直接投资(1)(2)(3)“一带一路”境外经贸合作区建设0.5 9 8 1*0.3 4 1 5*0.2 8 1 7*(0.0 9 1 2)(0.0 8 4 0)(0.0 9 8 6)东道国劳动力成本-0.1 2 3 5*-0.1 7 4 9*(0.0 4 1 9)(0.0 4 8 6)东道国经济发展水平0.0 1 6 10.0 2 7 2*(0.0 1 3 1)(0.0 1 5 1)东道国自然资源禀赋0.0 2 1 1*0.0 2 3 0*(0.0 0 5 2)(0.0 0 5 9)东道国开放度水平0.0 1 1 3*0.0 1 0 0(0.0 0 5 5)(0.0 0 6 7)东道国贸易依存度-0.1 7 4 3*-0.1 6 4 4*(0.0 5 7 3)(0.0 6 6 8)常数项3.1 9 4 7*4.3 2 0 1*4.7 4 4 8*(0.0 5 8 1)(0.3 5 8 1)(0.4 1 3 4)国家固定效应控制未控制控制年份固定效应控制控制控制准R20.2 6 4 70.0 6 3 20.2 9 3 7观测值2 1 9 42 3 2 02 1 9 4 注:列(1)为只加入核心解释变量的回归结果,列(2)为控制东道国层面的特征变量的回归结果,列(3)为进一步控制东道国层面的固定效应的回归结果。括号内为国家层面聚类的标准误,*、*和*分别表示在1 0%、5%和1%的水平下显著,后表同。(二)平行趋势检验基准回归结果揭示了“一带一路”境外经贸合作区建设显著促进了中国企业对东道国的直接投资,但该结论依赖于一个重要的潜在假设,即满足平行趋势,也就是说处理组和控制组在事件发生之前的变化趋势是一致的,从而可以将控851世界经济与政治论坛 第4期制组假定为实验组的反事实。换而言之,在“一带一路”沿线国家,若在境外经贸合作区建设之前,中国企业对东道国直接投资额变化趋势无显著差异,而在建设运营之后有了大幅度提升,则可以判断境外经贸合作区建设对于中国企业对东道国直接投资确实存在显著的促进效应。在多期D I D模型下,不同个体的政策实施时点不同,因此本文借鉴白俊红等(2 0 2 2)的研究,选择事件研究法进行平行趋势检验,并将合作区进入东道国的前一年设定为参照组,检验结果如图1所示。从图1中可以看出,在沿线国家建设境外经贸合作区之前,实验组与对照组在对外投资上无显著差异,即境外经贸合作区建设符合平行趋势假设;而在建设境外经贸合作区之后的一年,对中国企业直接投资的影响系数显著为正。图1 平行趋势检验结果(三)安慰剂检验1.构建虚拟事件时间本部分将境外经贸合作区建设时间设定为实际建设之前的某个时期,以此考察“一带一路”沿线境外经贸合作区建设对中国企业的投资促进效应是否依然存在。如果将事件发生前置到某个时期,那么核心变量的估计系数将不显著。如果结果与预期相反,说明某些潜在的不可观察因素也会驱动中国企业对“一带一路”沿线国家投资,而不仅仅是由于境外经贸合作区建设带来的投资促进效951第4期 岳中刚,王凯:“一带一路”境外经贸合作区建设的对外投资促进效应研究应。为了确保检验结果的稳健性,本部分将境外经贸合作区建设这一事件冲击设定为实际进入年份的1年、2年或3年之前,分别生成新的核心解释变量B e f o r e_1、B e f o r e_2和B e f o r e_3进行回归。表3结果显示,核心变量的估计系数并不显著,因此可以排除其他潜在不可观测事件对中国企业对“一带一路”东道国投资行为的影响。表3 安慰剂检验结果:构建虚拟事件时间变量中国企业对外直接投资B e f o r e_1B e f o r e_2B e f o r e_3B e f o r e_10.1 1 8 1(0.1 5 7 8)B e f o r e_20.1 6 1 2(0.1 7 7 7)B e f o r e_3-0.0 2 0 6(0.2 0 1 2)控制变量控制控制控制国家固定效应控制控制控制年份固定效应控制控制控制准R20.2 9 0 40.2 9 0 50.2 9 0 2观测值2 1 9 42 1 9 42 1 9 42.随机抽取处理组本部分通过从样本中随机抽取“一带一路”沿线境外经贸合作区所在东道国作为处理组,构建安慰剂检验的虚拟变量O E T C Z o n ef a l s e,对基准回归结果进行安慰剂检验。由于虚拟处理组是随机生成的,理论上O E T C Z o n ef a l s e不会对模型(1)的被解释变量l nO F D I产生统计上显著影响,即估计系数=0。为进一步保证安慰剂检验的随机性,避免其他可能存在的小概率事件对估计结果的潜在干扰,本部分将构建虚拟处理组的过程重复5 0 0次进行回归分析,图2报告了5 0 0次虚拟处理组的估计系数核密度以及对应P值的分布。从图2可以看出,061世界经济与政治论坛 第4期回归系数的均值接近0,且多数P值大于0.1。综合而言,基准回归并不存在严重的遗漏变量问题,这也反映出“一带一路”沿线国家境外经贸合作区建设对中国企业投资的促进效应并非偶然事件。图2 安慰剂检验:随机抽取处理组(四)稳健性检验1.使用P S M-D I D模型上述安慰剂检验结果排除了基准回归中可能存在的遗漏变量问题,但还可能存在反向因果关系的内生性问题。关于境外经贸合作区建设的区位选择,中国商务部或经贸合作区开发运营企业可能倾向于选择劳动力成本较低、开放程度高以及自然资源禀赋丰裕的“一带一路”东道国,中国企业到这些东道国直接投资可能是自选择的结果。因此,为缓解自选择可能导致的偏误问题,本部分使用P S M-D I D模型进一步验证基准回归结果的稳健性。在进行倾向得分匹配时,采用14的近邻匹配,选取东道国的劳动力成本、贸易依存度和开放度水平作为协变量,进行平衡性检验,以观察各协变量误差削减情况。从表4的匹配结果可以看出,所有协变量的标准误差在匹配后均明显降低且小于5%,即匹配后处理组和对照组的可比性上升。T检验的统计结果表明,处理组与对照组无系统性差异,这也体现了本部分所选取的协变量是合适的。然后,对匹配后的样本进行双重差分估计。表5列(1)的回归结果显示,“一带一路”沿线境外经贸合作161第4期 岳中刚,王凯:“一带一路”境外经贸合作区建设的对外投资促进效应研究区建设依然显著促进了中国企业对东道国的直接投资,与基准回归结果并不存在明显差异。表4 P S M-D I D检验结果协变量匹配情况均值处理组对照组标准误差/%误差削减/%T检验tP东道国开放度水平匹配前3.3 8 1 14.6 7 8 9-2 0.8-3.6 90.0 0 0匹配后3.3 8 1 13.3 6 7 00.29 8.90.0 80.9 3 5东道国劳动力成本匹配前8.3 2 5 71.0 4 3 5-6 4.6-1 0.7 30.0 0 0匹配后8.3 2 5 70.8 5 9 3-1.39 8.0-0.3 80.7 0 3东道国贸易依存度匹配前0.9 3 3 91.1 7 3 4-3 8.2-6.7 20.0 0 0匹配后0.9 3 3 90.9 2 4 91.49 6.20.5 50.5 8 12.处理负权重问题使用多期D I D估计方法其实是多个不同处理效应的加权平均,由于可能存在权重为负的情形,不同处理效应加权平均后得到的平均处理效应的估计结果可能存在偏误,甚至可能会与真实的平均处理效应方向相反,即使用多期D I D模型有可能会产生有偏估计(A t h e y&I m b e n s,2 0 2 2;G o o d m a n-B a c o n,2 0 2 1)。为排除负权重问题的影响,本文采用C a l l a w a y&S a n t A n n a(2 0 2 1)提供的改进方法对基准回归重新估计,进一步验证多期D I D模型设计的有效性。表5列(2)回归结果显示,核心解释变量的估计系数依然显著为正,说明不同处理效应导致的“负权重”问题不影响本文结论。3.替换核心解释变量在基准回归中,本文使用东道国是否有建设运营的境外经贸合作区这一虚拟变量作为核心解释变量,而不同东道国建设运营的经贸合作区数量是不同的,这可能会影响中国企业对东道国的直接投资。为此,本部分进一步采用东道国建设运营的经贸合作区数量替换基准回归中的虚拟变量进行检验,回归结果如表5列(3)所示。其中,“一带一路”沿线境外经贸合作区建设运营数量依然显著地促进中国企业对东道国的直接投资,但与基准回归结果相比,估计系数明显减261世界经济与政治论坛 第4期小,这表明东道国经贸合作区数量的增加,对吸引中国企业直接投资的边际效应可能会逐渐降低。4.剔除国家级经贸合作区样本考虑到商务部、财政部确认考核的国家级境外经贸合作区无论是在建设规模还是政策优惠等方面都具有较高层次,与一般境外经贸合作区对中国企业对外直接投资的影响不同,本部分剔除了2 0家国家级境外经贸合作区样本进行回归。表5列(4)的结果与基准回归结果并无明显差异,充分验证了回归结果的稳健性。5.控制东道国的相关变量除了上述控制的各类因素,企业对外直接投资也与东道国的制度质量、中国与东道国间的地理距离、双边投资协定签署情况等因素密切相关。因此,本文进一步将上述因素作为控制变量纳入模型。其中,东道国的制度质量借鉴杨宏恩(2 0 1 6)的做法,由全球治理指标体系中话语权与问责权、政权稳定与避免暴力、政府效率、监管质量、法律秩序、政府腐败控制六个维度的平均值来衡量;双边投资协定数据来自联合国贸易和发展会议的双边投资协定(B I T)数据库,并与商务部投资协议核对校验。中国与东道国间的地理距离则采用法国国际展望与信息研究中心(C E P I I)数据库中,中国与世界各国首都之间的直线距离来衡量。由表5列(5)可知,即使在纳入其他影响企业对外直接投资的各类因素后,本文主要解释变量的估计结果仍与基准回归结果一致。6.控制企业层面的相关变量考虑到f D i M a r k e t s数据库仅提供中国企业对外直接投资的项目数据,缺乏企业层面的相关变量,本文进一步将对外投资企业与国泰安(C S MA R)数据库进行匹配,以获得企业层面的控制变量,但也导致了一定程度的样本缺失。参考武宵旭和葛鹏飞(2 0 2 2)的做法,本文对匹配企业选取了企业规模、资产负债率、资产收益率、股权集中度、领导权结构等运营情况指标作为控制变量。由表5列(6)可知,在控制企业层面变量后,主要解释变量的估计结果与基准回归一致。7.延长样本时间基于相关数据的可得性以及为避免新冠疫情所带来的不稳定因素,本文361第4期 岳中刚,王凯:“一带一路”境外经贸合作区建设的对外投资促进效应研究在基准回归中选取的时间跨度为2 0 0 32 0 1 9年。在疫情冲击下,中国对外直接投资总额扩张趋势虽然有所放缓,但对“一带一路”沿线国家投资规模却呈现逆势增长:2 0 1 32 0 2 1年,中国企业对“一带一路”沿线国家直接投资累计1 6 4 0亿美元,年均增长8.4%,比同期中国对外直接投资年均增长率高2.1百分点。因此在稳健性检验中,本文进一步加入2 0 2 0年与2 0 2 1年的绿地投资数据进行回归。由表5列(7)可知,即使加入了受疫情影响的两年数据,回归结果依然稳健。表5 稳健性检验结果变量中国企业对外直接投资(1)(2)(3)(4)(5)(6)(7)“一带一路”境外经贸合作区建设0.2 9 4 3*0.8 7 3 3*0.1 5 5 6*0.2 0 2 0*0.6 0 7 5*0.2 8 1 4*(0.1 0 1 8)(0.4 2 7 9)(0.0 7 3 9)(0.1 0 4 6)(0.2 3 6 2)(0.0 9 8 5)境外经贸合作区建设运营数量0.0 5 7 3*(0.0 2 3 1)控制变量控制控制控制控制控制控制控制国家固定效应控制控制控制控制控制控制控制年份固定效应控制控制控制控制控制控制控制准R20.2 9 5 40.2 9 2 80.3 4 9 10.3 0 0 70.5 4 3 70.2 9 5 2观测值2 0 0 11 8 4 92 1 9 41 3 0 72 1 6 15 7 42 5 1 2 注:列(1)列(7)分别为P S M-D I D、处理负权重问题、替换核心解释变量、剔除国家级经贸合作区样本、控制东道国的相关变量、控制企业层面的相关变量、延长样本时间的回归结果。五、机制检验与异质性分析(一)机制检验基于文献综述和理论分析,本文分别从东道国基础设施和营商环境两个维度对“一带一路”沿线境外经贸合作区建设促进中国企业直接投资的机制进行探461世界经济与政治论坛 第4期讨。表6报告了“一带一路”沿线境外经贸合作区建设促进东道国基础设施改善的机制检验结果。其中,列(1)使用世界经济论坛发布的 全球竞争力报告 中电力供应质量得分作为能源基础设施的代理变量,列(2)使用东道国的人均固定电话数量和人均移动电话数量对数作为通信基础设施的代理变量,列(3)使用 全球竞争力报告 中东道国公路基础设施得分作为交通基础设施的代理变量。回归结果表明,境外经贸合作区建设显著地改善了“一带一路”沿线国家的能源基础设施、通信基础设施和交通基础设施,这也体现了境外经贸合作区高质量的基础设施建设对所在地区以及东道国的溢出效应,从而验证了假设2。表6 东道国基础设施层面的机制检验结果变量能源基础设施通信基础设施人均固定电话数量人均移动电话数量交通基础设施“一带一路”境外经贸合作区建设0.6 3 5 0*0.2 4 0 6*0.2 8 3 3*0.1 9 9 0*(0.0 8 9 1)(0.0 4 3 8)(0.0 2 0 3)(0.0 7 5 3)控制变量控制控