雙邊投資協(xié)定影響中國對外直接投資的實證分析

1、    雙邊投資協(xié)定影響中國對外直接投資的實證分析    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)進行了實證分析，以此檢驗雙邊投資協(xié)定對中國對外直接投資的影響。結果表明：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年我國實施“走出去”戰(zhàn)略以來，伴隨著開放型經(jīng)濟發(fā)展戰(zhàn)略的不斷深化和經(jīng)濟全球化的持續(xù)擴散，中國對外直接投資（ofdi）取得了高速發(fā)展。截至2012年底

2、，中國1.6萬家境內(nèi)投資者在全球179個國家和地區(qū)設立對外直接投資企業(yè)近2.2萬家，對外直接投資存量達5319.4億美元（商務部，2012）。2012年中國對外直接投資分別占全球當年流量、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，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，對指導此類雙邊制度安排有較大

3、的現(xiàn)實意義。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、文獻綜述傳統(tǒng)觀點認為，bit作為簽約國投資保護制度的補充，通過保護投資產(chǎn)權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險，提高投資者對簽約國制度環(huán)境的信心，進而吸引更多直接投資進入簽約國（unctad，2000，2006；elkins，2006）；而且bit這類雙邊制度安排沒有如單邊經(jīng)濟自由化那樣嚴重的“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；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

4、了愿意保護外資的信號，這使得簽約國在吸引直接投資上更具競爭力。最初實證檢驗雙邊投資協(xié)定對直接投資影響的學者是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

5、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：以往研究在檢驗雙邊投資協(xié)定政策的處理效應時，習慣采用雙重差分的方法，但由于實際平均處理水平存在自我選擇，并非隨機分組，因而可能導致不一致的估計。而在傾向得分匹配方法中，通過使用“自我選擇”的因素估計傾向得分，然后根據(jù)得分進行匹配，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尋找合適的對照組，而后使用雙重差分的方法估計雙邊投資協(xié)定對中國ofdi的處理效應。三、實證模型、數(shù)據(jù)、變量（一）傾向得分匹配對數(shù)據(jù)進行傾向得分匹配，為實驗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)計入雙重差分模型，這一處理可以提高雙重差分模型估計結果的準確性，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

7、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。將控制組國家的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雙邊投資協(xié)定的處理效應。從表2的匹配實驗可以發(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

8、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”。從t值檢驗上可以看出，其結果高度拒絕實驗組和對照組東道國均值相等的原假設。匹配后實驗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值檢驗來看，不能拒絕實驗組和對照組東道國均值相等的原假設。因此本文用傾向得分匹配方法為實驗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”對估計結果的影響，提高了之后雙重差分模型估計的準確性。（二）雙重差分模型設定本文實證檢驗構建

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。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

10、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）；為東道國i的個體效應，以控制不可觀測的東道國個體特征；為隨機誤差項。（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。因為部分雙邊投資協(xié)定從簽訂到生效常常需要一段時間，故雙邊投資協(xié)定

11、的簽訂年份和生效年份都曾經(jīng)被以往的文獻采用。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，可以假設變量gdp與中國ofdi具有正向關系（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

12、國的市場機會，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會則越小，可以預期變量marketopport與中國ofdi呈負向關系（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)濟交流的相對強度，變量openness的數(shù)值越高，表

13、示東道國的政治和經(jīng)濟環(huán)境越開放，中國直接投資越容易進入其市場。控制變量的數(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)。五、結果分析基于傾向得分匹配后得到的跨國面板數(shù)據(jù)，運用面板數(shù)據(jù)差分模型的估計方法對式（1）進行估計，得到三個結果。其中，模型（1）是混合ols估計，模型（2）和模型（3）分別為隨機效應回歸和固定效應回歸。從模型（1）的估計結果來看，核心關注變量交互項period*treaty的估計系數(shù)為正，且

14、在5%的水平上顯著，交互項period*treaty的估計系數(shù)在5%的水平顯著為正。而從模型（2）-（3）的估計結果可以看出，在控制了個體效應后，估計的系數(shù)符號為負，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，流入實驗組國家的中國直接投資比對照組更多，說明雙邊投資協(xié)定生效促進中國直接投資流入簽約國。變量treated的估計系數(shù)在模型（1）-（3）中均為負，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，實驗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，表明從時間維度上看來中國對實驗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的進入。gdp的估計系數(shù)為正，而marketoppo和ggdp的系數(shù)為負，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的估計系數(shù)為負，且在1%的水平上顯著，表明中國ofdi并不具有效率尋求動機。govern的系數(shù)為負，表明中國ofdi傾向于進入一些具有高收益、高風險的國家。六、結論及建議本文基于2005-2012年中國對116個東道國直接投資的跨國面板數(shù)據(jù)，

16、采用面板數(shù)據(jù)雙重差分方法和傾向得分匹配法，實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結果顯示，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)能夠起到促進和保護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，更應加入保護本國企業(yè)到對方國家投資的內(nèi)容。政府在引導企業(yè)把握投資機會的同時，還應通過在雙邊投資協(xié)定中引入投資者與東道國爭議處理機制，鼓勵企業(yè)到bit簽約國投資。第二，政府應重視與貿(mào)易開放水平低的國家簽訂bit，從而引導企業(yè)到投資機會多但貿(mào)易開放水平低的國家

17、進行投資。特別的，美國雖然是全球經(jīng)濟和文化前沿國，制度環(huán)境比較優(yōu)秀，但是中國企業(yè)進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)不易進入美國市場的困境。（作者單位：重慶師范大學經(jīng)濟與管理學院） 注解：本文采用一對一有放回的匹配。period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。表中t檢驗的原假設為“實驗組和對照組的樣本均值相等”；2005年-2012年的匹配實驗結果均高度拒絕實驗組和對照組東道國均值相等的原假設，并且分年度

18、匹配后實驗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。本文分別以雙邊投資協(xié)定簽署時間和生效時間計入模型進行考察，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)定生效時間計入模型的結果。為節(jié)約篇幅不列出具體數(shù)據(jù)統(tǒng)計。為節(jié)約篇幅不列出具體估計結果。參考文獻：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)對外直接投資區(qū)位選擇j.經(jīng)濟研究，2012，（5），71-82+146.2董有德，趙星星.自由貿(mào)易協(xié)定能夠促進我國企業(yè)的對外直接投資嗎基于跨國公司知識-資本模型的經(jīng)驗研究j.國際經(jīng)貿(mào)探索，2

19、014，（3），44-61.3喬晶.胡兵.中國對外直接投資：過度抑或不足j.數(shù)量經(jīng)濟技術經(jīng)濟研究，2014，（7），38-51.4胡兵.陳少林.喬晶.貿(mào)易開放對地方政府支出規(guī)模影響的實證研究j.國際貿(mào)易問題，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