雙邊自由貿易協定對雙邊外商直接投資的影響機制
——基于知識資本模型的分析

王效云

（中國社會科學院 俄羅斯東歐中亞研究所， 北京 100007）

一、問題提出

對外開放、 積極融入世界市場是中國經濟獲得高速發展的重要原因之一。 經過多年的發展， 中國已成為全球第二大消費市場、 第一大貨物貿易國、 第一大對外投資國和第二大外資流入國。 當前正值兩個一百年交匯的歷史時期， 中國面臨將貿易大國打造成貿易強國的歷史使命。 黨的十九大報告指出， 要“推動形成全面開放新格局……推進貿易強國建設”。 2021 年公布的《中華人民共和國國民經濟和社會發展第十四個五年規劃和2035 年遠景目標綱要》 將“更高水平開放型經濟新體制基本形成” 作為十四五時期經濟社會發展主要目標之一， 明確提出要“深化經貿投資務實合作” “擴大雙向貿易和投資” “實施自由貿易區提升戰略， 構建面向全球的高標準自由貿易區網絡……推動商簽更多高標準自由貿易協定和區域貿易協定”。 可見， 引進外資、 推動對外投資以及構建高標準自由貿易區網絡是中國近期對外經濟合作的重要方向。

建立自由貿易區會影響成員國之間的資本流動， 但鑒于對其中的影響機制和作用渠道尚未完全厘清，學術界對于自由貿易協定（FTA） 究竟會促進還是阻礙成員國外商直接投資（FDI） 流入一直未能形成共識。 這意味著中國對外經濟合作的目標之間可能存在一定的沖突和矛盾。 因此， 厘清FTA 與FDI 的關系，探明區域經濟一體化協議影響成員國引進外資和對外直接投資的關鍵機制和渠道， 發現FTA 促進或阻礙成員國引進外資和對外直接投資的邊界和條件， 不僅對國際經濟學科本身具有重要的理論意義， 對構建中國對外開放新格局也具有重要的現實意義。

二、文獻綜述

從整體上研究區域經濟一體化對FDI 影響的早期理論基于貿易和資本的替代假說， 認為簽署FTA 可能會抑制一國FDI 的流入。 隨著生產垂直分工和國際生產網絡的發展， 貿易和投資的關系變得更加復雜，學者們對FTA 對成員國FDI 的影響也有了多樣化的看法。

已有學者研究指出， 區域經濟一體化會促進成員國的外資流入， 但對成員國外資流入的影響力度具有不對稱性， 會隨著成員國經濟環境、 區位優勢等因素而異［1-2］。 張勇俊（Jang， 2011） 指出， 考慮到區域經濟一體化協議對成員國外資流入影響的不對稱性， 將雙邊FDI 和多邊FTA 進行回歸， 以此判斷FTA對成員國FDI 的影響方向是不嚴謹的， 因此將視角縮小到雙邊FTA 和雙邊FDI 之間［3］。 基于跨國投資的知識資本模型， 他進一步將跨國投資劃分為兩種類型： 技術水平差距大的發達國家和發展中國家之間的雙邊FDI （南北型FDI）， 以及技術水平差距小的發達國家之間的雙邊FDI （北北型FDI）。 其中， 南北型FDI 以垂直型FDI 為主， 與貿易存在相互促進的關系； 北北型FDI 以水平型FDI 為主， 與貿易存在相互替代的關系。 考慮到FTA 將帶來成員國之間雙邊貿易成本的下降從而促進雙邊貿易， 他提出假設： 發達國家和發展中國家之間的南北型FTA 將促進雙邊FDI， 而發達國家之間的北北型FTA 將抑制雙邊FDI。 小山田（Oyamada， 2017） 利用修正的知識資本模型探討發達國家和發展中國家之間簽署的區域經濟一體化協議對發展中國家FDI 流入的影響［4］， 他的研究結論支持張勇俊的假設。

另有一些學者將研究視角鎖定在具體的區域經濟一體化協定對成員國FDI 的影響方面。 部分學者認為區域一體化協定促進了雙邊投資。 林淑君等（Lim et al.， 2020） 研究東盟-韓國自由貿易區對于韓國對東盟國家FDI 的影響， 發現韓國和東盟之間的投資和貿易主要呈現互補關系， 東盟-韓國FTA 對于這一互補關系具有一定的調節作用， 東盟-韓國一體化協議的實施不僅促進了雙邊貿易， 也促進了雙邊投資［5］。 奧克塔維和韋里科（Oktavia ＆ Verico， 2020） 研究東盟創建的經濟一體化組織， 包括東盟自由貿易區（AFTA）、 AFTA+1 和東盟經濟共同體（AEC） 對于東盟內部貿易和FDI 的影響， 認為東盟+框架會在東盟和伙伴國家創造投資［6］。 部分學者認為FTA 能否促進FDI 是不確定的， 取決于諸多因素的影響。 謝里夫和德雷格 （Cherif ＆ Dreger， 2018） 研究阿加迪爾、 南方共同市場（MERCOSUR） 和東盟自由貿易區（AFTA） 協定對跨國公司FDI 決策的影響， 認為經濟一體化協議能否促進FDI 流入， 受諸多因素影響［7］。對于商業友好的東道國來說， 對外貿易和金融市場的開放對于吸引FDI 而言是最重要的兩大因素。 還有一部分學者側重于分析FTA 影響FDI 的渠道和機制。 有學者使用創新的可計算一般均衡（CGE） 模型研究區域全面經濟伙伴關系協定（RCEP） 對中國FDI 流入的潛在影響， 認為RCEP 對投資的影響主要有兩個途徑， 一是直接帶來的投資自由化， 二是通過貿易自由化間接影響投資， 結果顯示RCEP 將通過上述兩種途徑顯著增加中國的FDI 流入［8］。 李喬敏和馬阿尼（Li ＆ Maani， 2018） 以中國-東盟自由貿易協定（ACFTA） 為案例， 檢驗FTA 促進FDI 的兩種效應： 市場擴張效應和垂直分割效應， 發現ACFTA 存在促進上述兩種效應， 其中市場擴張效應可以幫助具有國際競爭力的部門吸引更多尋求市場的FDI， 而垂直分割效應可以促進垂直FDI 流向中間產品貿易密集的部門［9］。

國內學者對區域經濟一體化投資效應的研究相對較少。 僅有的幾篇文獻大都以中國為研究對象， 研究中國加入的區域一體化協議對成員國引進外資和對外投資的影響， 例如郎永峰（2010）、 姜慶默（2015） 分別研究中國-東盟FTA （CAFTA） 和中韓FTA 對成員國的投資效應［10-11］， 董有德和趙星星（2014）、 孫玉紅和許智賢（2018） 基于跨國公司知識資本模型研究加入區域經濟一體化對中國企業對外直接投資的影響［12-13］。

綜上， 由于區域經濟一體化對成員國FDI 的影響問題在理論上沒有取得一致認識， 因而更多地被作為一個實證問題來研究， 而實證研究結論則隨著樣本的差異而不同。 對于實證研究來說， 從樣本的選擇上基本可以分為兩類： 第一類是針對多國的、 不明確具體區域經濟一體化協議的大樣本分析， 第二類是以某一個或幾個具體的區域經濟一體化協議為案例的具體分析。 然而， 對于多國大樣本數據分析來說， 將雙邊FDI 和多邊FTA 進行回歸， 以此判斷FTA 對成員國FDI 的影響方向是不嚴謹的［3］； 而對于具體案例的樣本分析來說， 研究結論不足以反映內在規律的普遍性和客觀性。 更為關鍵的問題在于， 大多數的實證分析都停留在數據分析上， 缺少對區域經濟一體化協議影響FDI 機理的理論探討， 而區域經濟一體化影響FDI 的機制和渠道， 才是實證研究更重要的意義所在。

本文的分析是在張勇俊（2011）［3］的研究基礎上的進一步拓展。 本文認為， 盡管張勇俊基于跨國投資的知識資本模型對跨國投資類型進行劃分具有重要意義， 但基于FTA 通過貿易成本效應影響FDI 而提出上述假設仍是不嚴謹的， 原因在于FTA 對雙邊FDI 的影響不止貿易成本一條途徑。 近年來， 越來越多的FTA 都包含投資條款， 將削減投資壁壘、 促進投資自由化和便利化納入區域經濟合作目標， 而投資條款將直接作用于東道國投資環境， 從而有利于促進外資流入。 此外， 長期來看， FTA 對一國經濟增長也具有促進效應， 而經濟規模越大， 越有利于外資的流入。 因此， 衡量FTA 對雙邊FDI 的影響， 需要綜合考慮貿易成本、 投資規則、 經濟規模等諸多因素。

本文的邊際貢獻在于： 一是從影響FDI 的因素入手， 分析FTA 可能作用于FDI 的渠道和機制， 在跨國直接投資的知識資本模型下， 建立雙邊FTA 影響雙邊FDI 的完整分析框架； 二是將發展中國家之間簽署的南南型FTA 對FDI 的影響情況納入實證分析模型， 補充完善樣本類型。

三、機制分析和假設提出

（一） 機制分析

FTA 對FDI 的影響機制十分復雜。 一方面， FTA 本身具有很大的差異性， 主要表現為： 一是在協議內容上， 有的FTA 包含投資條款， 涉及消除投資壁壘、 促進投資自由化的內容； 而有的僅包含貿易條款。二是在協議的執行上， 不同締約國之間對FTA 的執行力度差異很大， 有的國家雖然簽署了含有投資條款的FTA， 但卻不能有效實施， 未能充分發揮應有的作用。 另一方面， FDI 自身也具有很強的異質性。 從跨國投資的動機出發， 目前學術界傾向于將FDI 分為兩類： 垂直型FDI （vertical FDI）［14-15］和水平型FDI （horizontal FDI）［16-17］。 鑒于國家層面的FDI 數據難以區分， 已有學者提出了知識-資本模型（knowledgecapital model）， 將垂直型FDI 和水平型FDI 納入統一的分析框架中［17-19］。 不同類型的FDI 有其不同的影響因素， 對FTA 的反應機制差異很大。 為厘清雙邊FTA 影響雙邊FDI 的機制和渠道， 本文將從東道國吸引外資流入的角度出發， 借助跨國直接投資的知識資本模型， 探究FTA 對FDI 發揮作用的渠道和機制。

1.FDI 的影響因素

第一， 影響水平型FDI 的核心要素是市場規模和貿易成本。 馬庫森（Markusen， 1984） 基于企業規模經濟， 提出了跨國直接投資的水平型動機［16］。 水平型FDI 的特征是跨國公司在多個國家生產相同的產品，通過海外生產來供給海外市場。 對于供給海外市場而言， 跨國公司有兩種方式可供選擇， 即出口和水平型FDI。 如果企業通過FDI 的方式供給海外市場， 將損失在母國集中生產的規模經濟收益， 同時還需面臨在海外設廠的固定成本支出， 但可以節省關稅、 非關稅壁壘、 運輸成本等貿易成本支出， 因此水平型FDI通常被稱為跨國公司的關稅跳躍（tariff-jumping） 戰略。 如果企業將生產集中在母國完成， 然后通過出口將產品供給海外市場， 則企業可以享受因集中生產帶來的規模經濟收益， 但需要面臨關稅等貿易成本損失。 因此， 在供給海外市場時， 跨國公司面臨著規模經濟和關稅跳躍之間的權衡［20］。 當兩國之間的關稅等貿易成本下降時， 通過出口供給海外市場將更為有利， 跨國公司將減少在東道國的投資， 貿易成本和水平型FDI 呈正相關關系， 即貿易成本越低， 水平型FDI 越低。

此外， 伊拉拉薩巴爾等（Irarrazabal et al.， 2009） 指出， 在水平型FDI 中， 還存在著跨國公司總部向海外分支機構出口核心零部件的公司內貿易， 如此水平型FDI 本身也受貿易成本的影響［21］。 如果貿易成本下降， 跨國公司從總部向海外分支機構出口核心部件等中間品的成本則會下降， 從而推動降低跨國公司海外生產總成本， 由此可能激勵跨國公司增加海外投資。 但總體而言， 貿易成本和水平型FDI之間仍然呈正向關系， 即水平型FDI 隨貿易成本的下降而降低。

第二， 影響垂直型FDI 的核心要素是貿易成本、 要素稟賦和技術差距。 水平型FDI 的出發點是供給海外市場， 而垂直型FDI 的出發點則是在全球范圍內分割生產、 配置生產要素以提高生產效率。 格里納韋和克內勒（Greenaway ＆ Kneller， 2007） 定義水平型FDI 是市場尋求型（market-seeking）， 而垂直型FDI 是要素尋求型（factor-seeking）［22］。 垂直型FDI 最早由赫爾普曼（Helpman， 1984）［14］在規模經濟和不完全競爭的一般均衡貿易框架下提出， 赫爾普曼和克魯格曼（Helpman ＆ Krugman， 1985）［15］對其進行了擴展。在垂直型FDI 中， 跨國公司為追求生產效率， 將非熟練勞動力（un-skilled labor） 密集型的生產活動安排在非熟練勞動力相對豐裕的地區（通常是東道國）， 而將熟練勞動力（skilled labor） 密集型的生產活動安排在熟練勞動力相對豐裕的地區（通常是母國）。 跨國公司將生產的核心部件（中間品） 從在母國的總部出口到在東道國的生產工廠， 當在東道國完成生產后， 跨國公司再將最終產品進口到母國， 供應母國市場。

要素稟賦和技術差距是垂直型FDI 存在的前提條件。 當兩國之間的要素稟賦和技術差距足夠大時，跨國公司將生產按照要素使用密集度的不同在兩國之間進行分割才有利可圖， 此時垂直型FDI 才可能產生。 貿易成本是影響垂直型FDI 的重要因素。 當兩國之間的貿易成本下降時， 跨國公司出口中間產品、 進口最終產品的成本降低， 由此將激勵跨國公司增加投資， 即貿易成本與垂直型FDI 之間呈負向關系。

2. 雙邊FTA 影響雙邊FDI 的機制分析

FTA 旨在通過削減貿易和投資壁壘， 促進伙伴國之間貿易和跨境投資的自由化和便利化。 貿易規則和投資規則是FTA 的核心要素。 在FDI 的諸多影響因素中， 有三種因素直接與FTA 有關。 一是貿易成本，即FTA 的貿易規則將降低伙伴國之間的貿易成本， 以此將對不同類型的雙邊FDI 產生相應的影響。 二是投資制度環境， 隨著區域一體化向縱深發展， 越來越多的FTA 包含有投資、 競爭、 知識產權等條款， 特別是投資條款的覆蓋面很廣， 這些條款旨在改善東道國投資環境， 促進伙伴國之間的投資。 三是市場規模， FTA 還將通過促進成員國經濟發展帶來市場規模的擴大， 進而間接促進雙邊FDI。 因而， 雙邊FTA 影響雙邊FDI 的機制主要包括如下幾個方面：

第一， 貿易成本效應。 FTA 的貿易規則包括關稅和非貿易壁壘等內容， 其核心在于削減有形和無形的貿易壁壘， 降低貿易成本， 以促進雙邊貿易的發展。 FTA 的貿易成本效應指FTA 成立帶來雙邊貿易成本的降低， 以此對雙邊FDI 產生的效應。 通過貿易成本效應影響雙邊FDI 較投資規則機制復雜得多， 取決于雙邊FDI 的類型。 結合上文對FDI 影響因素的分析可知， 通過FTA 降低雙邊貿易成本， 將抑制水平型FDI、 促進垂直型FDI 的發展。 下面將在跨國投資的知識資本模型框架下， 對此做進一步探討。

跨國投資的知識資本模型基于三個基本假設： 一是基于知識的服務和活動（例如研發） 可以從生產中分離出來， 并以很低的成本提供給生產部門。 二是知識密集型的活動相對于其他生產活動而言是熟練勞動力密集型的。 三是基于知識的服務有聯合投入（joint-input） 的特質， 可以在多個生產基地同時被使用。 前兩個假設給企業提供了將生產進行垂直分割的動機， 將研發等知識密集型的活動安排在熟練勞動力價格相對便宜的地區進行， 而將生產組裝等非熟練勞動密集型的活動安排在非熟練勞動力價格相對便宜的地區。 第三個假設意味著企業生產具有規模經濟， 給企業提供了將同樣的生產和服務在多個地區復制的水平型投資動機。 根據知識資本模型， 當兩國之間的要素稟賦和技術差距水平相差較大時， 企業在兩國間進行垂直型投資的動機較強， 兩國投資將以垂直型FDI 為主。 當兩國之間要素稟賦和技術水平相差不大時， 企業進行水平型投資的動機較強， 兩國投資以水平型FDI 為主。 這意味著， 在知識資本模型下，貿易成本對FDI 的影響方向與兩國之間要素稟賦和技術差距有關。 對此， 卡爾等（Carr et al.， 2001） 指出貿易成本對FDI 的影響取決于國家之間要素稟賦的差異性［23］。 當兩國之間要素稟賦差異很小時， 雙邊水平型FDI 的激勵增加， 雙邊FDI 隨著貿易成本的降低而降低； 當兩國之間要素稟賦差距差異很大時， 雙邊垂直型FDI 的激勵增加， 雙邊FDI 隨著貿易成本的降低而增加。 不少學者也得出類似的結論［3，24］。 由此， FTA 通過貿易成本效應影響雙邊FDI 取決于兩國之間的要素稟賦和技術差距。 當兩國之間要素稟賦和技術差距較大時， 雙邊FDI 以垂直型FDI 為主， FTA 通過降低貿易成本促進雙邊FDI； 當兩國之間要素稟賦和技術差距較小時， 雙邊FDI 以水平型FDI 為主， FTA 通過降低貿易成本抑制雙邊FDI。

第二， 投資規則效應。 FTA 通過投資規則優化伙伴國投資制度環境， 進而促進雙邊FDI。 這集中體現在FTA 的投資條款中。 FTA 的投資規則一般涉及投資范圍（包括投資和投資者定義）、 投資待遇（包括國民待遇、 最惠國待遇、 最低標準待遇等）、 投資保護（包括征收和補償、 損失和補償、 轉移、 業績要求、高管和董事會成員、 代位權等）、 東道國義務豁免以及爭端解決。 新一代FTA 還涉及競爭政策、 知識產權、 政府采購等內容， 旨在降低對外國投資者的限制， 營造公平競爭的良好市場環境， 促進雙邊跨國投資的發展。 但不同的FTA 投資規則具有很大的差異性， 對FDI 的影響力度也十分不同。 例如在范圍方面，有的FTA 約定僅適用于個別行業， 采用正面清單的方式， 有的則適用于大部分行業， 采用負面清單的方式； 在投資者待遇方面， 有的FTA 僅限于準入后的待遇， 有的則將國民待遇等延伸到準入前階段； 在爭端解決方面， 有的FTA 僅停留在紙面上， 有的則建立了明確可行的爭端解決機制。 此外， 在FTA 生效后，不同締約國對FTA 的執行力度也具有很大的差異性。

第三， 市場規模效應。 FTA 的市場規模效應主要源于兩方面： 一是FTA 在成員國之間建立了一個相對統一的大市場， 直接擴大了市場規模； 二是FTA 的成立將有助于促進成員國經濟增長， 長期來看， 以國內生產總值（GDP） 表示的市場規模得以擴大。 FTA 通過促進成員國經濟增長擴大市場規模， 進而有助于提高雙邊FDI 的流入。 市場規模效應對于吸引區域外投資比較明顯， 本文的市場規模效應主要指第二方面。 但FTA 本身能否促進成員國經濟增長尚需謹慎論證。 對于伙伴國之間的FDI 流入而言， 市場規模效應遠小于貿易成本效應和投資規則效應， 且是一種長期效應。

（二） 假設提出

FTA 同時通過上述三種效應影響伙伴國之間雙邊FDI 的流入， 將三種影響疊加考慮， 可以得出如下結論：

第一， 對水平型FDI 而言， FTA 通過投資規則效應和市場規模效應促進雙邊FDI 流入， 通過貿易成本效應抑制雙邊FDI 流入。 FTA 對水平型FDI 的綜合影響方向是不確定的， 取決于三者力量的較量。

第二， 對垂直型FDI 而言， FTA 通過投資效應、 貿易成本效應和市場規模效應促進成員國間FDI 流入。 FTA 對垂直型FDI 的綜合影響方向是明確的， 即FTA 將促進雙邊垂直型FDI 的流入。

在知識-資本模型框架下， 本文提出如下假設：

假設H1： 對于發達國家和發展中國家之間成立的FTA 而言（南北型， NS 型）， 雙方要素稟賦和技術差距顯著， 雙邊FDI 以垂直型FDI 為主， FTA 的成立將促進雙邊FDI 的流入。

假設H2： 對于發達國家之間成立的FTA 而言（北北型， NN 型）， 雙方要素稟賦和技術差距較小， 雙邊FDI 以水平型FDI 為主， FTA 對雙邊FDI 的最終影響方向不確定， 取決于正的投資規則效應和市場規模效應與負的貿易成本效應之間的角逐。

假設H3： 對于發展中國家之間成立的FTA 而言（南南型， SS 型）， 雙方要素稟賦和技術差距較小，雙邊FDI 以水平型FDI 為主， FTA 的成立對雙邊FDI 的最終影響方向不確定， 也可因各種效應之間的作用互相抵消， 最終影響并不顯著。

雙邊FTA 對雙邊FDI 影響機制框架如圖1 所示。

圖1 雙邊FTA 對雙邊FDI 影響機制框架

四、實證分析

為驗證上述推論， 本文將建立回歸模型進行實證檢驗。 本文將樣本劃分為四組： 發達國家組（NN 樣本組）、 發達國家和發展中國家組（NS 樣本組）、 發展中國家組（SS 樣本組）， 以及上述所有樣本組（ALL 樣本組）。 根據上文理論分析， NS 樣本組的FDI 以垂直型FDI 為主， NN 樣本組和SS 樣本組的FDI以水平型FDI 為主。 下面將建立回歸模型， 實證檢驗各樣本組的FTA 對雙邊FDI 的影響。

（一） 回歸模型及變量解釋

卡爾等（2001） 實證分析了經濟規模、 技術差距、 貿易成本和投資成本， 以及交互項對知識-資本模型下FDI 的影響［23］。 埃格和普法弗邁爾（Egger ＆ Pfaffermayr， 2004） 在此基礎上加入了雙邊投資條約作為解釋變量， 發現雙邊投資條約與雙邊FDI 之間存在顯著的正向關系［24］。 張勇俊（2011） 進一步加入了FTA 虛擬變量、 FTA 與技術差距和雙邊距離的交互項、 對外開放度等解釋變量［3］。 裴燦權和張勇俊（Bae＆ Jang， 2013） 將回歸模型進行精簡， 去掉了交互項， 并將要素稟賦差異納入模型中［20］。 本文在已有的回歸模型基礎上， 加入東道國法治程度、 語言等解釋變量。 回歸模型設定如下：

lnFDIijt=β0+β1lnGDPijt+β2SIMIijt+β3ΔSKijt+β4FTAijt+β5BITijt+β6lnDISijt+β7LANijt+β8RULijt+

β9FTAijt×ΔSKijt+β10FTAijt×lnDISijt+β11ΔSKijt×lnGDPijt+β12ΔSKijt×lnDISijt+μijt+τijt+εijt（1）

其中，i、j和t分別代指母國、 東道國和年份。μijt、τijt和εijt分別代表國家組固定效應、 時間固定效應以及誤差項。

1. 被解釋變量

FDIijt是被解釋變量， 指第t年東道國j從母國i引進的FDI 流量。

2. 解釋變量

FTAijt是本模型的關鍵解釋變量， 當FTA 生效之后取值為1， 否則為0。 根據理論假設， 在NS 樣本組中， 雙邊FDI 以垂直型FDI 為主， FTA 對雙邊FDI 起促進作用， 回歸系數為正（β4＞0）。 在NN 樣本組和SS 樣本組中， 雙邊FDI 以水平型為主， FTA 對FDI 的影響方向不確定。 對于ALL 樣本組而言， FTA 對FDI 的影響受各方因素的綜合影響， 也是不確定的。

FTAijt×ΔSKijt是FTA 和技術差距（要素稟賦差異） 的交互項， 用來考察FTA 對雙邊FDI 的影響是否會隨著兩國要素稟賦的差異性而不同。 已有研究表明， 成員國之間的要素稟賦和技術差距越大， FTA 對垂直型FDI 的影響越顯著［2］。 本文預計在NS 樣本組和ALL 樣本組中，FTAij×ΔSKijt對FDI 起促進作用， 回歸系數為正（β9＞0）， 在SS 樣本組和NN 樣本組中則不顯著。

FTAijt×lnDISijt是FTA 和經濟規模相似度以及兩國距離的交互項。 FTA 對垂直型FDI 其促進作用， 對水平型FDI 作用方向不確定， 距離作為貿易成本的一部分， 會促進水平型FDI， 抑制垂直型FDI。 因此， 預計在NS 樣本組中，FTAijt×lnDISijt將抑制雙邊FDI， 回歸系數為負（β10＜0）； 在NN 樣本組、 SS 樣本組和ALL 樣本組中， 影響方向不確定。

3. 控制變量

GDPijt是市場規模的代理變量。GDPijt=GDPit+GDPjt。 根據上文的分析， 市場規模擴大將促進FDI 流入， 因此預計四個樣本組的FDI 都將隨著GDPijt的提高而增加， 回歸系數為正（β1＞0）。

SIMIijt指兩 國 經 濟 規 模 的 相 似 性。SIMIijt= 1- ［GDPit／（GDPit+GDPjt） ］2- ［GDPjt／（GDPit+GDPjt） ］2。 該指數越大， 代表兩國經濟規模相似度越高。 卡爾等（2001） 認為跨國子公司的產量與母國和東道國經濟規模的差距之間存在倒U 型關系， 并發現經濟規模差距對跨國投資的抑制作用［23］。 學者們進一步用經濟規模的相似性指數替代經濟規模差距指標， 實證發現了經濟規模相似性與FDI 之間存在正向關系［3，20］。 基于上述研究， 本文預計SIMIijt對四個樣本組的FDI 均起促進作用， 回歸系數為正（β2＞0）。

ΔSKijt是兩國之間技術差距的代理指標。 ΔSKijt=│lnpercapGDPit-lnpercapGDPjt│。 其中，percapGDPi／jt分別代表i國和j國t年的人均GDP。 根據理論假設， 兩國技術差距將對垂直型FDI 起積極作用， 但不影響水平型FDI。 因此， 預計NN 樣本組和SS 樣本組的ΔSKijt回歸系數不顯著， NS 樣本組和ALL 樣本組的ΔSKijt回歸系數為正（β3＞0）。

BITijt是虛擬變量， 代表雙邊投資協定。 當雙邊投資協定生效后， 取值為1， 否則為0。 兩國之間簽署并實施雙邊投資協定， 意味著降低雙邊投資壁壘， 優化投資制度環境， 有利于促進雙邊FDI 的流入。 因此， 預計四個樣本組的BIT對雙邊FDI 都起促進作用， 回歸系數為正（β5＞0）。

DISijt指兩國之間的距離。 距離是構成貿易成本的重要因素， 即距離越遠， 貿易成本越高。 距離與水平型FDI 呈正相關關系， 與垂直型FDI 呈負相關關系。 因此， 預計在NS 樣本組中， 距離增加將抑制雙邊FDI， 回歸系數為負（β5＜0）， 在NN 樣本組和SS 樣本組中， 距離增加將促進雙邊FDI， 回歸系數為正（β6＞0）。 在ALL 樣本組中， 距離對雙邊FDI 的影響方向不確定。

LANijt是語言虛擬變量。 如果兩國之間有同一種官方語言， 或者各有超過9%的人口使用同一種語言，取值為1， 否則為0。 是否有共同的語言顯著影響跨國溝通的效率。 此外， 共同的語言通常意味著雙方的文化背景更為相似， 有助于企業更好地適應東道國市場環境， 將對雙邊FDI 起促進作用。 因此， 預計在四個樣本組中， 回歸系數均為正（β7＞0）。

RULijt是東道國制度環境的代理指標， 取自世界銀行政府治理指數數據庫全球治理指標（WGI） 三個指數之和， 分別是法治水平指數（rule of law）、 執政能力指數（regulatory quality） 以及言論自由和問責指數（voice and accountability）。 該指標綜合體現了一國法律體系質量（反映合約執行質量、 產權保護、 警察和法院的公正效率、 社會治安等方面）、 政府制定和執行良好政策的能力， 以及公民社會的自由權利和活力。 該指數越高， 代表東道國的制度環境越好， 企業經營面臨的環境更為透明， 市場機制更為有效，從而有助于吸引跨國投資流入。 因此， 預計該項指標的回歸系數在四個樣本組中均為正值（β8＞0）。

ΔSKijt×lnGDPijt是技術差距和市場規模的交互項。 技術差距影響垂直型FDI， 但不影響水平型FDI， 市場規模對垂直型FDI 和水平型FDI 都有促進作用， 因此預計該項變量對NS 樣本組的雙邊FDI 起促進作用， 回歸系數為正（β11＞0）； 對NN 樣本組和SS 樣本組的雙邊FDI 沒有明顯影響， 回歸系數不顯著； 對ALL 樣本組的FDI 也將起促進作用， 回歸系數為正。

ΔSKijt×lnDISijt是技術差距和距離的交互項。 技術差距對垂直型FDI 的影響將隨著雙邊距離的增加而減弱， 預計在NS 樣本組中， 該變量的回歸系數為負（β12＜0）； 在NN 樣本組和SS 樣本組中， 回歸系數不顯著； 在ALL 樣本組中， 回歸系數為負（β12＜0）。

（二） 數據描述和預處理

綜合參考世界銀行（World Bank）、 聯合國貿易和發展會議（UNCTAD）、 國際貨幣基金組織（IMF）1996—2017 年對發達國家和發展中國家的分類， 本文選取26 個發達國家①分別是： 澳大利亞、 日本、 韓國、 新加坡、 新西蘭、 美國、 加拿大、 奧地利、 比利時、 塞浦路斯、 丹麥、 芬蘭、 法國、 德國、 瑞典、 瑞士、 英國、 希臘、 西班牙、 冰島、 愛爾蘭、 意大利、 盧森堡、 荷蘭、 挪威和葡萄牙。、 34 個發展中國家②分別是： 越南、 中國、 文萊、 柬埔寨、 印度、 印度尼西亞、 老撾、 緬甸、 馬來西亞、 菲律賓、 哈薩克斯坦、 阿拉伯聯合酋長國、土耳其、 波蘭、 俄羅斯、 烏克蘭、 克羅地亞、 匈牙利、 墨西哥、 尼加拉瓜、 巴拿馬、 秘魯、 烏拉圭、 智利、 阿根廷、 巴西、 哥倫比亞、 哥斯達黎加、 多米尼加、 厄瓜多爾、 洪都拉斯、 毛里求斯、 埃及和南非。作為考察對象。

將上述國家根據數據的可得性兩兩組合， 然后劃分到四個樣本組， 即可得發達國家之間的NN 樣本組223 組， 發達國家與發展中國家之間的NS 樣本組274 組， 以及發展中國家的SS 樣本組109 組。 數據來源如表1 所示。

表1 數據來源

表2 報告了分組樣本關鍵變量的描述性統計。 其中， 發達國家之間的雙邊FDI 均值（7.72） 遠超過發達國家和發展中國家的雙邊FDI 均值（3.68）， 以及發展中國家之間的雙邊FDI 均值（2.49）。 發達國家和發展中國家之間的平均技術差距（15.28） 遠超過發展中國家之間的平均技術差距（0.88），以及發達國家之間的平均技術差距（0.37）。 在經濟規模相似性SIMI方面， 發達國家之間的經濟規模相似性最高（0.28）， 其次為發展中國家之間（0.23）， 發達國家和發展中國家之間的經濟規模相似性最低（0.22）。 在市場規模指標lnGDP方面， 發達國家之間的平均市場規模最大， 為28.63， 其次為發達國家和發展中國家之間， 發展中國家之間最低。 在東道國制度環境RUL方面， NN 樣本組的平均值為4.57， 遠超過NS 樣本組（-0.99） 和SS 樣本組（-1.17）， 說明發達國家的制度環境和政治穩定性遠遠好于發展中國家， 與現實狀況一致。

表2 關鍵解釋變量的描述性統計

表2（續）

（三） 回歸分析

1. 估計方法

本文所采用的數據是1996—2017 年， 包含斷點的非平衡面板數據。 樣本數據均為N＞T的短面板數據。 在估計方法的選擇中， 首先， 需要檢驗是否存在個體效應， 即在固定效應模型和混合普通最小二乘法（OLS） 之間， 以及隨機效應模型和混合OLS 之間做選擇。 如果存在個體效應， 用固定效應模型或隨機效應模型估計更有效［25］。 其次， 如果模型存在個體效應， 檢驗解釋變量與個體效應是否相關。 如果解釋變量與個體效應不相關， 則用隨機效應模型估計比固定效應模型估計更有效。 第三， 檢驗時間效應的顯著性， 如果時間效應顯著， 則模型設定為雙向固定效應模型更為有效。

在進行檢驗時， 首先， 通過F 檢驗發現固定效應模型優于混合OLS。 其次， 通過布倫斯-帕甘（BP） 檢驗發現隨機效應模型優于混合OLS。 第三， 通過豪斯曼（Hausman） 檢驗， 發現解釋變量與個體效應無關的隨機效應模型前提假設條件不滿足， 故應選擇固定效應模型估計。 第四， 通過沃爾德（Wald）檢驗測度時間的顯著性， 發現所有樣本均存在顯著的時間效應。 然而， 在實際回歸中， 加入時間效應對關鍵解釋變量的影響很小， 模型整體擬合優度的改善也不大， 但因時間序列較長加入時間變量模型將損失較多的自由度， 因此最終回歸時選擇不帶時間效應的單向固定效應模型。

2. 估計結果分析

表3 匯報了在聚類穩健標準誤下的固定效應模型估計結果。 每組樣本回歸結果分為Lag （0） —Lag （3）四種， Lag （0） 表示回歸中使用的是解釋變量的水平值（當期值）， Lag （1） —Lag （3） 分別表示除了其他變量仍然使用水平值之外，FTA和BIT均采用的是滯后1—3 期值。 之所以將滯后項作為解釋變量納入模型進行回歸， 是為了檢驗FTA 的時間效應。 FTA 作為政策變量， 對實際經濟和市場環境的影響需要一定時間才能顯現。 FTA 通過貿易效應、 投資規則效應以及市場規模效應傳導到跨國公司投資決策部門有一定的時滯， 跨國公司從決定投資到實施投資之間往往也有一定的時滯， 因此從理論上來說，FTA 的滯后項比水平值對FDI 的影響可能更顯著。

從回歸結果看， NS 樣本組中，FTA的回歸系數均為正， 但僅有滯后1 期的回歸系數在5%的水平上顯著， 說明發達國家和發展中國家之間的雙邊FTA 對于促進雙邊FDI 具有積極意義， 而且FTA 對雙邊FDI發生作用需要一年的時間， 即FTA 在實施一年后開始顯著促進雙邊FDI 的流入。 FTA 與技術差距的交互項回歸系數統計上不顯著， 但與距離的交互項系數為負且統計上顯著， 說明發達國家和發展中國家之間相距越近， 雙邊FTA 越能促進FDI。

NN 樣本組和SS 樣本組中， FTA 的回歸系數統計上均不顯著， 意味著在樣本范圍內， 發達國家之間和發展中國家之間的雙邊FTA 對雙邊FDI 的流入都沒有明顯影響。 該結果與張勇俊 （2011）［3］的研究結論不一致。 原因在于： 本文的樣本期為1996—2017 年， 晚于張勇俊 （2011）［3］的研究樣本期（1982—2005 年）， 這一時期區域經濟一體化向縱深發展， 很多FTA 中都包含了投資條款。 回歸結果說明對FDI 起促進作用的投資規則效應和市場規模效應， 與起抑制作用的貿易成本效應基本抵消， 使得FTA 對FDI 的最終影響并不顯著。

當把發達國家之間、 發展中國家之間， 以及發達國家和發展中國家之間的樣本統一分析時， 發現雙邊FTA 當期值的回歸系數為正且在10%的水平上顯著， FTA 滯后1—3 期的回歸系數也均為正， 但統計上不顯著。 結合上述三種樣本類型中FTA 對FDI 的各不相同的影響方向， 可知這樣的檢驗結果是合理的。

表3 固定效應模型回歸結果

表3（續）

（四） 穩健性檢驗

跨國企業的對外直接投資行為， 特別是以綠地投資為主的跨國直接投資， 因涉及大規模的固定資產投資， 通常都是長期動態行為， 企業會分批分期持續性投入一段時間， 因此本期投資會受到前期投資的影響。 這意味著模型的被解釋變量FDI可能存在自相關問題。 如此將模型設定為靜態面板數據模型進行估計將產生動態面板偏差。 本文將采用阿雷拉諾和邦德（Arellano ＆ Bond， 1991）［26］的差分廣義矩估計（GMM） 方法進行動態面板估計， 將被解釋變量lnFDIijt的一階滯后項lnFDIijt-1納入式（1） 右側解釋變量中， 再進行一階差分：

lnFDIijt-lnFDIijt-1=α（lnFDIijt-1-lnFDIijt-2） + （χijt-χijt-1）′B+ （εi jt-εijt-1）

即：

dlnFDIijt=dlnFDIijt-1+d χijt′B+dεi jt（2）

其中，χ代表所有的解釋變量，B代表解釋變量的系數矩陣。 考慮到外在的沖擊， 例如2008 年金融危機， 可能會同時影響雙邊FDI 和兩國經濟規模GDP， 判斷解釋變量lnGDP可能為內生變量， 其他解釋變量設為外生變量。 此外， 考慮到FTA 對FDI 產生影響可能有一定的時滯， 將FTA 當期值和滯后1 期值都納入解釋變量。

為了驗證模型設定和工具變量是否合理性， 本文進行了兩個檢驗： 用Arellano-Bond 檢驗考察模型原假設擾動項ε 無自相關是否成立， 根據擾動項自相關的情況調整工具變量的滯后階數； 用漢森（Hansen）檢驗考察工具變量的過度識別假設。 回歸結果①限于篇幅， 省略動態模型的穩健性檢驗回歸結果， 備索。表明， 除了ALL 樣本組中的Hansen 檢驗沒有通過外， 其他樣本組均通過了二階序列相關和工具變量合理性檢驗。 其中， NS 樣本組中滯后一期FTA 的回歸系數為正且在1%的統計水平上高度顯著， NN 樣本組和SS 樣本組的FTA 當期值和滯后一期的回歸系數均不顯著。 該回歸結果與固定效應模型的回歸結果一致。

五、結論

本文梳理了雙邊FTA 影響雙邊FDI 的核心渠道和路徑， 即貿易成本效應、 投資規則效應和市場規模效應。 結合跨國投資的知識資本模型， 本文提出不同于張勇俊（2011）［3］的理論假設： 通過貿易成本效應、 投資規則效應和市場規模效應的綜合影響， 發達國家和發展中國家之間的雙邊FTA 會促進雙邊FDI，發達國家之間和發展中國家之間的雙邊FTA 對雙邊FDI 的影響方向不確定， 取決于三個效應的綜合作用。

實證分析方面， 本文采用了固定效應模型和動態面板數據模型估計。 兩個模型的回歸結果一致， 即NS 樣本組的FTA 回歸系數顯著為正， NN 樣本組和SS 樣本組的FTA 回歸系數均不顯著。 這意味著， 在樣本范圍內， 發達國家和發展中國家之間的NS 型FTA 對雙邊FDI 具有促進效應， 發達國家之間的NN 型FTA 和發展中國家之間的SS 型雙邊FTA 對雙邊FDI 均沒有顯著影響。 這說明在這兩類FTA 中， 影響FDI的正向投資規則效應和市場規模效應， 恰好抵消了負向的貿易成本效應。

本文的結論具有積極的現實意義。 黨的十九大報告指出， 要“推動形成對外開放新格局”。 引進外資、 推動對外投資以及構建高標準自由貿易區網絡是中國近期對外經濟合作的重要方向。 上述研究結論表明， 建設自由貿易區對引進外資和對外投資既可起到推動作用， 亦可起到阻礙作用， 但通過對FTA 內容的合理設置可以減少或規避對外資的不利因素。 具體說來， 中國同發達國家簽署的自由貿易協定， 將促進雙邊直接投資； 中國與發展中國家簽署的自由貿易協定， 既可能促進雙邊FDI， 也可能阻礙雙邊FDI。因此， 在FTA 談判中要權衡貿易成本效應和投資規則效應， 較高標準的投資條款可使其對雙邊FDI 發揮積極效應。