自由貿易區的設立對城市外商直接投資的影響研究

黃清儀

摘要：中國自由貿易試驗區是我國全面深化改革和對外開放中的重要環節，自2013年以來，我國已先后建立了21個自貿區。本文采用2007-2019年269個城市的面板數據，運用多期雙重差分法評估自貿區的設立對城市外商直接投資的影響，并進行了一系列穩健性檢驗確保了結論的可靠性，研究表明自貿區的設立對城市外商直接投資有正向的促進作用。通過異質性分析發現自貿區的設立對沿海城市外商直接投資水平的拉動作用略高于內陸城市;對非省會城市和省會城市的外資利用水平的提高顯著，對直轄市的外資利用水平存在不明顯的抑制作用，可能存在政策傾軋現象。自貿區的設立通過提升對外開放水平，促進綠色創新的中介效應以及受到人民幣國際化的調節作用，進而影響外商直接投資。

關鍵詞：自貿區;外商直接投資;多期雙重差分法;中介效應

改革開放以來，中國經濟的發展速度一直走在世界前列，漸進式改革和制度創新是其成功的關鍵。中國政府為了順應國際貿易投資新規則，在2013年9月開始在全國多個地區開展自由貿易試驗區政策，截止2021年，我國已形成了“1+3+7+1+6+3”共21個具有中國特色的自由貿易試驗區，不同角度展現了中國制度的特色。

新冠疫情的暴發，使全球經濟貿易投資的環境遭受了嚴重的沖擊，2020年全球的外商直接投資總規模下降了6410億美元，較2019年下降了24%。在全球外商投資整體都下降的情況下，中國2020年吸引外資卻不降反升，中國總共利用的外資為9999.8億元人民幣，占全球外商直接投資總量的19%。這既反應了中國抗擊疫情政策的有效性，又展現了國際社會對中國處理緊急情況的認可，同時也體現出中國自由貿易試驗區等一系列高水平開放政策對外國投資者具有強大的吸引力。因此研究中國自由貿易試驗區與外商直接投資的關系對檢驗自貿區政策的成果以及未來自貿區該如何復制、推廣、深化都具有重要意義，同時也有助于我國全面深化改革，更好地促進經濟發展。

一、文獻綜述

自2013年9月中國第一個自由貿易試驗區在上海成立以來，中國分批設立了21個自由貿易試驗區，越來越多的研究者開始關注研究自貿區政策，且運用實證模型作為理論分析依據更好地說明了自貿區設立的影響效應。前人研究主要集中于自貿區的設立對經濟的影響效應。我國設立的第一個自貿區——上海自貿區受到了廣泛關注，學者們運用“反事實研究”的框架指出上海自貿區的設立對當地經濟具有顯著的正向拉動作用（譚娜等，2015;王利輝和劉志紅，2017;殷華和高維和，2017）。隨著自貿區在其他省份的設置，上海自貿區是中國對外開放的“探路者”，由于其歷史因素和地理位置，具有其他省份無法復制的特殊性，其研究結果不具有普遍性，于是學者們運用多期雙重差分模型研究多批次自貿區設立的經濟對當地的增長效應（葉修群，2018），且發現內陸自貿區的經濟增長效應顯著高于沿海型自貿區（張軍等，2018）。除了多期雙重差分模型，也有學者使用合成控制法、廣義合成控制法研究自貿區對當地經濟的影響，研究結果表明自貿區的設立均拉動了當地經濟的運行且存在明顯的功能定位差異化特征（劉秉鐮和呂程，2018;彭羽和楊作云，2020）。但合成控制法在合成指標選取時具有一定的主觀性，且不同文獻中合成權重也有所不同，因此結論存在穩健性不足的問題。除了研究自貿區的設立和發展對經濟方面的影響，學者們也聚焦于自貿區設立對貨物貿易、金融自由化、要素價格水平、外商直接投資等方面的影響。研究指出自貿區的設立對貨物貿易進口有促進作用，但對貨物貿易出口的作用不顯著（何康和于洋，2016），能夠促進金融自由化（Yao和Whalley，2016），能夠促進外商直接投資的使用（李蕊等，2021）且自貿區對OFDI的促進作用大于FDI （韓瑞棟和薄凡，2019）。可以看到現有針對自貿區設立對外商直接投資方面研究的文獻還是較少，且該方面研究多數集中于省級層面數據或上海單個自貿區，省級層面數據擴大了自貿區的空間輻射范圍，且上海較為特殊，政策效應無法廣泛應用于其他省市，結果可能存在偏差。

本文可能的邊際貢獻主要體現在：（1）本文運用269個可獲得的市級面板數據評估了自貿區的設立對城市外商直接投資的影響，市級層面樣本量擴大減少了省級層面數據的偏誤，通過了一系列檢驗，確保了結果的穩健性。（2）本文聚焦于外商直接投資視角，分區域研究了自貿區對城市外商直接投資的影響，考慮了不同自貿區的區域異質性，補充了有關自貿區與外商直接投資方面的研究。（3）考慮到對外開放水平和綠色創新對外商直接投資的影響，本文將進出口貿易額和綠色發明專利申請量作為中介變量，同時考慮到人民幣國際化的調節作用，將匯率作為調節變量，研究自貿區如何影響城市外商直接投資。

二、理論分析

近年來，區域經濟一體化發展迅猛，以自由貿易區為主要形式的區域貿易安排不斷涌現。自2013 年上海自貿區成立以來，到2021年為止我國已成立21個國家級自貿試驗區，按地理位置劃分，可以分為10個沿海自貿試驗區和11個內陸自貿試驗區，形成全方位、有梯度的戰略開放格局。我國分六批設置的自貿區不是簡單的賦值經驗，從選址區域到發展模式和功能劃分都不盡相同。

自貿區設立之后吸引了一大批外國投資者，外商投資規模、企業數、合同數的增長時間點與自貿區設立契合。在全國外商直接投資總規模急劇下降時，中國外商投資規模持續穩定增長。左思明（2018）通過傾向得分匹配和雙重差分肯定了自貿區建設在促進外商直接投資中所起到的關鍵作用，劉楊，曲如曉，曾燕萍（2021）研究了自貿區的設立對外商直接投資影響，指出自貿區的設立提高了城市利用外商直接投資的整體水平。自貿區通過降低準入門檻、提升金融服務能力、加大稅收優惠力度和積極發展信息智能等具體功能建設，優化了外資的營商環境，使自貿區成為外商投資的最佳聚集地。以負面清單為例，自貿區外商投資準入負面清單特別管理措施數目在2013年為190項，在2020年為30項，減少了六分之五，投資者僅需要在相關部門備案即可，便利了外國投資者，提高了投資效率。李蕊，敖譯雯，李智軒（2021）發現自貿區通過營商環境磁吸效應、降低準入便利效應和產業集聚沉淀效應的調節作用，顯著正向促進了外商直接投資的利用水平。基于此提出了本文的理論假說1。

假說1：自貿區的設立對城市外商直接投資具有正向的拉動作用。

我國不斷建設高水平開放型經濟新體制，以開放促發展，是我們持續吸引外資的關鍵。對外開放程度越高，吸引外商投資越多，相較于對外開放程度低的國家，投資者更愿意在開放程度高的國家進行投資來保證他們的投資回報率。對外開放程度常用進出口貿易額來表示，謝娟，杜攀（2010）通過實證分析得出對外貿易與FDI之間存在相互補充相互促進的關系。邱國榮（2020）通過實證對出口、進口、FDI三個指標進行分析，檢驗結果表明在長期情況下三者相互促進。

自貿區可以通過稅收優惠政策降低關稅，打破非關稅壁壘，降低進出口的成本，優化貿易環境進而刺激我國與其他國家進行貿易。為了應對美國提出的TPP和TTIP兩個排他性自貿區，我國主動出擊，積極對外開放，建設高質量自貿區，我國逐步實施的《優化營商環境條例》和《外商投資法》為各類投資者建立了公平穩定透明的環境。孫海波和陳建生（2021）指出四川自貿區設立顯著帶動了地區的經濟增長，促進了進出口貿易，提高對外開放的廣度與深度。同時一國的“購買力”是一個國家經濟實力的體現，進口貿易額的增加反映了我國對外開放程度高，相應法律法規完善，稅收制度合理，貿易環境良好。何康，于洋（2016）指出上海自貿區的設立對貨物貿易進口有促進作用，對貨物貿易出口的作用不顯著。基于此提出了本文的理論假說2。

假說2：自貿區的設立通過提高我國對外開放水平促進外商直接投資，且主要通過擴大進。貿易額以促進外資流入。

近年來，生態優先、綠色發展已經成為我國政府工作的核心，創新和綠色是新發展理念的重要內容，自貿區作為“試驗田”在這一方面也起著帶頭作用。自貿區的設立能夠促進經濟的發展，同時也對知識產權保護和管理提出了更高的要求，2017年首批知識產權保護中心在上海浦東成立，成功落戶自貿區，為專利等優質要素資源提供了綠色通道，更多創新企業可以更快地推出新型產品上市，從而吸引外商直接投資。綠色低碳創新，是吸引國際投資者的另一大熱點，2019年發布的《鼓勵外商投資產業目錄》中綠色制造和節能環保都是中國吸收和利用外資的重點領域。若一個國家的綠色專利越多，外國投資者更愿意在該國進行投資，中國加強知識產權保護力度，既有利于保護創新，也有利于吸引外國投資進入中國。中國歐盟商會發布的《2019商業信心調查報告》顯示，接受采訪的585家在華歐盟企業有百分之六十的認為中國知識產權行政與司法保護力度明顯加大，研發環境的吸引力與日俱增。宋燕，胡飛（2017）指出中國綠色創新將通過自主創新能力、技術水平、環境規制水平、人力資本水平等渠道影響FDI的流入，吸引更多的優質外資流入我國。郭瑞，文雁兵（2019）指出在東部城市高技術產業綠色創新效率對FDI具有正向拉動作用。基于此本文提出理論假說3。

假說3：自貿區的設立通過提高我國綠色創新從而促進外商直接投資。

近年來人民幣跨境使用的范圍不斷擴大，覆蓋從跨境貿易、外匯儲備到基礎設施建設清算等多個領域。人民幣跨境結算是人民幣國際化的起點，自貿區發揮“雙循環”紐帶的作用，促進了人民幣國際化。人民幣國際化程度的提高，外商企業在投資時資金調配、匯兌結算受到的限制大大降低，提高了資金使用率，降低了融資成本，進而促進了外商直接投資。羅煜，陳藝仁，于家梁（2021）指出自貿區通過擴大資本賬戶開放，提升利率和匯率自由浮動空間來加強人民幣市場化體系的構建，進而促進人民幣國際化。在人民幣國際化進程中，匯率變化是個很重要的因素，匯率越高，外匯越值錢，相同金額的外幣投資可以獲得更多的中國商品和服務，此時有利于外資的流入。李艷麗，周值光（2020）通過實證分析得出人民幣匯率升值預期對多數行業的雙向FDI均具有促進作用的結論。康繼軍，鄭維偉（2021）指出自貿區通過實施浮動匯率與資本自由化政策吸引大量外商投資，加快了國際資本流動。基于此本文提出理論假說4。

假說4：自貿區的設立能促進外商直接投資，其中人民幣國際化起到調節作用。

三、研究設計

（一）模型設定

為了檢驗自貿區政策的設立對我國城市的外商直接投資的意義和作用，我們可以通過比較倡議提出前后城市的外商直接投資實際利用額數值的變化這一簡單方法來判斷影響，但這樣，無法排除其他影響外商直接投資的相關因素，對國家政策效果的評估是不完善的，所以本文根據前人的理論，在理論及現有現象的基礎上，運用多期雙重差分法（Difference-in-Differences Method，DID），通過實證評估中國自由貿易區的設立對城市外商直接投資的影響效應。

雙重差分法的基本思想是構建一個基于事實的自然實驗來進行檢驗，即把自貿區政策看作一個準自然實驗使用DID進行分析。本文將前三批設立自貿區的城市作為“處理組”，沒有設立自貿區的城市以及第三批之后設立自貿區的城市作為“控制組”，利用雙重差分模型對分組樣本從時間和政策兩個方面做兩次差分，即研究自貿區政策提出前后和是否受到自貿區政策的影響，通過對比自貿區設立之后處理組城市與控制組城市外商直接投資實際利用額的數值變化，二者的“差”即反映了設立自由貿易試驗區這項政策對外商投資水平的影響效應。

本文借鑒Beck（2010）和李蕊，敖譯雯，李智軒（2021）的做法，構建的DID模型如下：

InFDI=β+βtreat*time+βZ+μ+v+ε（1）

其中，time表示自貿區政策在實施前或實施后的時間虛擬變量，政策實施前變量取值為0，政策實施后變量取值為1;treat代表了處理組和控制組的虛擬變量，處理組樣本城市取值為1，控制組樣本城市取值為0。本文采用多期雙重差分的方法，于是不再單獨設置時間和政策的虛擬變量，而是將兩者相乘得到交互項treat*time作為解釋變量。Z是控制變量，即其他對外商直接投資有影響的因素，μ為時間固定效應，v為城市固定效應，ε為隨機擾動項，i表示樣本城市，t表示年份。

（二）樣本選擇與數據來源

本文參考國務院公布的有關自貿區的相關文件，將自貿區設立視作一項準自然試驗，自2013年9月27日，國務院批復成立中國（上海）自由貿易試驗區以來，自由貿易試驗區在祖國大地遍地開花。2015年4月，在擴展中國（上海）自由貿易試驗區實施范圍的同時，廣東、天津和福建三省市由國務院批復設立自由貿易試驗區;2017年3月，國務院批復遼寧、浙江、河南、湖北、重慶、四川和陜西設立自由貿易試驗區。2018年10月，海南自由貿易試驗區由國務院批復設立。2019年8月，國務院批復同意設立山東、江蘇、廣西、河北、云南和黑龍江自由貿易試驗區。2020年9月，國務院批復同意設立北京、湖南和安徽自由貿易區并同時擴展浙江自由貿易試驗區。考慮自貿區設置的時間和政策實施所需的時間，以及數據的可獲得性和完整性，本文將2007- 2019年13年作為樣本區間，去掉港澳臺、西藏等地區，選取了我國269個地級市為研究樣本。綠色發明專利申請量通過國家知識產權數據庫和世界知識產權組織的國際專利分類綠色清單進行匹配得到，匯率水平來自CSMAR數據庫，本文其余數據均來自于各年的《中國城市統計年鑒》和各地統計年鑒。

（三）變量定義

1.被解釋變量。lnFDI為城市年度的外商直接投資實際使用額的自然對數，用其作為被解釋變量來表示外商直接投資水平。

2.核心解釋變量。本文的核心解釋變量為交互項：treat*time，是度量自貿區政策實施效果的估計量。

treat為政策虛擬變量，其中實施自貿區政策的城市為處理組，即其取值為1，未設置自貿區的城市，其取值為0;本文采用的是2007-2019年的數據，綜合考慮自貿區設立的時間以及政策發揮作用的時效，本文將第一批、第二批、第三批設置有自貿區的城市作為處理組，即上海、廣州、深圳、珠海、天津、福州、廈門、沈陽、大連、營口、舟山、鄭州、開封、洛陽、武漢、襄陽、宜昌、重慶、成都、西安、咸陽等21 個城市取值為1，其他的城市取值為0。

time為時間虛擬變量，即在自貿區成立之前取值為0，自貿區成立之后取值為1，即上海市在2013 年之前取0，2013年及以后取值為1;廣州、深圳、珠海、天津、福州、廈門第二批設置自貿區的六個城市在2015年之前取0，2015年及以后取值為1;大連、營口、舟山、鄭州、開封、洛陽、武漢、襄陽、宜昌、重慶、成都、西安、咸陽第三批設置自貿區的十四個城市在2017年之前取0，2017年之后取1。

3.控制變量。參考相關研究以及前人所得，一個城市的外商直接投資還會受到該城市經濟發展水平、產業結構、市場消費潛力、地區投資水平、政府財政支出水平、交通基礎設施建設、制造業發展水平、城市化水平等的影響，因此本文引入的控制變量：經濟發展水平（InPGDP），用人均國內生產總值取對數來衡量;產業結構（third），用第三產業產值與第二產業產值的比重來衡量;市場消費潛力（consume），用消費品零售額占GDP的比重來衡量;地區投資水平（invest），用固定資產投資額占GDP 的比重來衡量;市場化水平（lngov），用政府財政支出取對數來衡量;交通基礎設施建設（Intraffic），用城市道路面積取對數來表示;制造業發展水平（manufacture），用制造業從業人口占從業總人口的比重來衡量;城市化水平（urbanization），用城市建設用地面積占城市行政區域土地面積來衡量;勞動力成本（Inwage），用職工平均薪酬的對數來衡量。

4.其他變量。為了保證實證結果的準確性，本文選擇了地級市每年的外商直接投資項目數取對數lnfdi1作為穩健性檢驗中替代被解釋變量的新被解釋變量;在分析不同城市之間自貿區對外商直接投資的效應是否有區別，加入了是否為沿海城市和是否為省會城市兩個虛擬變量。本文選取進出口總額作為對外開放水平的代理變量，綠色發明專利申請量作為綠色創新的代理變量，匯率水平作為人民幣國際化的代理變量。表1為變量的描述性統計。

四、實證結果

（一）基準回歸

自貿區的設立對城市外商直接投資影響的基準回歸結果如表2所示，表2中的第一列表示沒有控制固定效應且沒有加入控制變量的對（1）式進行回歸的結果，第二列表示沒有控制固定效應加入控制變量后的回歸結果，第三列表示控制了城市和時間效應但沒有加入控制變量的回歸結果，第四列表示控制了城市固定效應且加入了控制變量的結果。我們可以看出，無論是否有固定效應、是否加入控制變量，核心解釋變量treat*time的系數均為正且顯著，表明自貿區的設立對城市的外商直接投資有正向促進的作用。而且沒加入控制變量之前，在10%的顯著性水平下顯著，系數為0.276，在加入控制變量之后，通過了顯著性水平為1%的檢驗，系數為0.441。對比第（1）列和第（4）列，隨著控制變量和固定效應的加入，核心解釋變量的系數增大，且擬合優度也增大了，說明控制變量和固定效應的加入使得回歸結果更具有可靠性和準確性。同時我們可以看到，經濟發展水平、產業結構、地區投資水平和市場化水平在1%的顯著性水平下顯著，制造業發展水平在10%的顯著性水平下顯著，經濟發展水平、市場消費潛力、地區投資水平、市場化水平、交通基礎設施建設、制造業發展水平與外商投資水平呈現正向相關的關系，產業結構、城市化水平和勞動力成本與外商直接投資水平呈現反向相關的關系。總體而言，相比于沒有設立自貿區的城市以及第四批以后的自貿區城市而言，前三批設立自貿區的城市實際利用外商直接投資的水平提高了44%，說明外商直接投資與自貿區的設立有正相關關系，自貿區的設立提高了城市吸引外資的能力。

（二）平行趨勢檢驗

運用雙重差分方法分析時，一個重要前提是政策的實施只會對處理組有影響，對控制組沒有影響，即滿足平行趨勢檢驗。本文將政策實施前一年即2012年作為基準期，將基準回歸中的時間虛擬變量換成樣本期間內各年的虛擬變量來進行平行趨勢檢驗，圖2報告了平行趨勢檢驗的直觀圖。其中每年的虛線代表的是90%置信區間，我們可以看出在2013年以前，自貿區的政策動態效應都在0附近波動，說明在政策實施之前是不顯著的，在2013年政策實施后開始有上升的波動，并在2017年開始完全顯著。之所以在2017年之后才完全顯著，是因為本文將前三批自貿區作為處理組，在2013年時，第二批第三批自貿區還未設立，處理組包含了還未設立自貿區的城市，因此在圖2中呈現了上升但不完全顯著，直至2017年本文選取的處理組均已設立了自貿區，圖2中的結果完全顯著，與基準回歸一致。這說明了自貿區政策的實施通過了平行趨勢檢驗。

（三）穩健性分析

1.更換被解釋變量。為了提高實證結果的穩健性，降低測量誤差，本文首先采用更換被解釋變量的方式，將被解釋變量更換為一個也能反應外商直接投資水平的變量進行回歸，若更換了被解釋變量之后的回歸結果與沒更換被解釋變量的回歸結果一致的話，即依舊顯著且系數沒有很大變化，則可以證明原回歸的結果是正確的;若更換了被解釋變量之后，交互項系數由顯著變為了不顯著，則說明原回歸的結果不具有可靠性。

本文將被解釋變量從外商直接投資實際利用額變換為外商直接投資的實際項目數。表3中的第一列列示了更換了被解釋變量之后的回歸結果，我們可以看到，更換了被解釋變量之后的交互項的系數依然通過了顯著性水平為1%的顯著性檢驗，方程總體也依舊顯著。而且原回歸的交互項系數為0.441，更換了被解釋變量之后的交互項系數為0.542，可能是因為外商投資的實際項目數多的城市其實際利用外商投資的金額不多，或者存在外商直接投資實際項目數多但每個項目的金額不多。總體上而言，更換的被解釋變量能反映外商直接投資水平，也說明了自貿區的設立對城市外商投資水平具有正向促進作用，即前文的結論是具有可靠性的。

2.更換政策實施時間。為了提高實證結果的穩健性，本文通過改變自貿區的設立時間來檢驗前文結論是否可靠。如果在自貿區政策實施的同時，一些地方性政策或者一些國家的其他政策同時實施，而且這些政策也導致了城市外商直接投資水平的變化，那么自貿區設立對城市外商直接投資影響的結果并不能直接通過回歸準確地表示出來，那么前文的結論就不具有可靠性。本文將自貿區設立時間分別提前一期、提前兩期、滯后一期和滯后兩期，排除其他因素的影響，若更換了政策實施時間之后，交互項系數依舊顯著或沒有很大變化，則說明自貿區的設立對城市外商直接投資沒有直接的影響;若更換了政策實施時間之后，交互項系數由顯著變為不顯著或者系數變小了，則說明前文的結論是正確的。

表3中的第（2）、（3）列分別表示了政策實施時間提前一期和提前兩期。我們可以看到，在自貿區設立時間提前一期時，交互項系數由原來的0.441 變為了0.365，雖然依舊在1%的水平下顯著，但系數變小了;在自貿區設立時間提前兩期時，交互項系數變為了0.270，相較于0.441明顯變小了，且從通過1%的顯著性檢驗變為了通過5%的顯著性檢驗。同理，表3中的第（4）、（5）列分別表示了政策實施時間滯后一期和滯后兩期，我們可以看到核心解釋變量的系數分別變為0.385和0.287，并且顯著性在滯后兩期時也下降了。由此可以說明，自貿區的設立對城市外商投資水平具有正向促進作用，即前文的結論是具有可靠性的。

3.安慰劑檢驗。為了提高實證結果的穩健性，即自貿區的設立能夠對城市外商直接投資有正向的作用，排除其他未知因素對試點城市的影響，本文還采用了隨機生成處理組的安慰劑檢驗：排除由其他隨機因素造成的經濟后果，以得到更加可信的因果識別效應。本文通過在所有樣本中隨機生成與原處理組所含個數相同的城市作為虛擬的處理組，即隨機生成21個處理組，同時自貿區設立的時間不變，重復1000次安慰劑檢驗，提取安慰劑檢驗結果的交互項系數和p值，然后將其繪制在圖中，并觀察其與真實政策的效應。當真實的政策效應與安慰劑檢驗結果顯著不同時，可排除其他隨機因素對結果的干擾。

圖3為隨機生成安慰劑，從圖中我們可以看出treat*time的系數沒有顯著偏離原點，且絕大部分p值大于10%。同時在圖3中，原回歸的交互項系數在安慰劑檢驗中屬于異常值。由此可見，基準回歸通過了安慰劑檢驗，自貿區的設立能夠對城市外商直接投資有正向的作用，即前文的結論是具有可靠性的。

（四）異質性分析

1.沿海內陸異質性。本文參考王愛儉（2020）和崔日明（2021）的方法，將城市劃分為沿海城市和內陸城市，在（1）式的基礎上設定了（2）式，用（2）式來考察沿海城市與內陸城市的異質性。若城市為沿海城市，則coastal取1，inland為0，若城市為內陸城市，則inland取1，coasta1為0。

lnFDI=β+αtreat*time*coastal+αtreat*time*inland+βZ+μ+v+ε（2）

通過比較參數α和α的顯著性即可看出自貿區的設立對沿海城市和內陸城市的外商直接投資影響的異質性。表4的（1）、（2）列分別列示了沿海城市和內陸城市的回歸結果。我們可以看到，沿海城市的交互項系數是0.437，通過了顯著性水平為5%的檢驗，內陸城市的交互項系數是0.400，通過了顯著性水平為1%的檢驗，即自貿區的設立對沿海城市和內陸城市的外商直接投資都有正向促進的作用。原因可能是沿海城市一般本身的經濟基礎較好、資源較豐富、交通更便利，使得沿海城市的自貿區設立對其外商直接投資水平影響較大，但也因為良好的自身條件，使得自貿區對其的直接效應低于內陸城市;內陸城市近年來，在先進地區的幫助下，實現了資源的再分配，與沿海城市的差距逐步縮小，交通逐漸便利，投資環境逐步改善，隨著自貿區的設立，越來越多的優惠政策吸引著外商到內陸城市進行投資。

2.是否為省會城市異質性。本文將城市劃分成三組，若城市為非省會城市，則noncapital取1，capital為0，municipality取0;若城市為省會城市，則noncapital取0，capital為1，municipality取0;若城市為直轄市，則noncapital取0，capita1為0，municipality取1。

lnFDI=β+αtreat*time*noncapital+αtreat*time*capital+αtreat*time*municipality+βZ+μ+v+ε（3）

通過比較參數α，α和α的顯著性即可看出自貿區的設立對非省會城市、省會城市和直轄市的外商直接投資影響的異質性。表4的（3）、（4）、（5）列分別列示了非省會城市、省會城市和直轄市的回歸結果，我們可以看到非省會城市的交互項系數為0.433，通過顯著性水平為1%的檢驗，省會城市的交互項系數為0.599，通過了顯著性水平為10%的檢驗，直轄市的交互項系數為-0.0884，沒有通過顯著性檢驗，說明自貿區設立對非省會城市和省會城市的外商直接投資有拉動作用，而直轄市自貿區的設立對其外商直接投資有些許的抑制作用。其原因可能是相比與省會城市，非省會城市相關的政策相對較少，能夠更好地吸收自貿區政策帶來的福利，省會城市有關外商直接投資的政策相對較多，加上本身省會城市的外商投資基礎優于非省會城市，所以省會城市的系數大于非省會城市，但顯著性不如非省會城市。相比較而言，直轄市的其他相關政策更多，存在政策傾軋的現象，導致一些政策抑制了自貿區政策的效果，同時其更容易受到來自不同方面的沖擊，加上其他城市吸引了部分外商投資，所以導致直轄市自貿區的設立對其外商直接投資存在不明顯的抑制作用。

五、機制分析

為了進一步探究自貿區的設立是如何影響城市外商直接投資的，本文結合理論機制的分析，采用中介效應模型和調節效應模型，考察對外開放水平、綠色創新和人民幣國際化水平等渠道對城市外商直接投資的作用路徑。

本文采用溫忠麟（2014）的逐步法進行中介效應檢驗，具體步驟如下：

lnFDI=β+βtreat*time+βZ+μ+v+ε（1）

M=δ+δtreat*time+δZ+μ+v+θ（4）

lnFDI=γ+γtreat*time+γM+γZ+μ+v+λ（5）

其中M代表中介變量。首先我們對（1）式進行回歸，β代表自貿區對外商直接投資的總效應，若β顯著，則對（4）式進行回歸，若δ顯著，則對（5）式進行回歸，我們需要關注系數γ和γ，若這兩者都顯著，且γ₁小于β則代表存在中介效應。

自貿區可以通過稅收優惠政策降低關稅，打破非關稅壁壘，降低進出口的成本，刺激我國與其他國家進行貿易進而吸引外商直接投資，因此本文采用進出口總額作為對外開放水平的代理變量，并作為自貿區影響城市外商直接投資的中介變量。表5為對外開放程度中介效應的分析。從（1）、（3）、（5）列可以看出自貿區的設立可以對進出口總額、出口額、進口額均有顯著的正向拉動作用，（1）、（2）列為進出口總額的中介效應，0.406小于基準回歸的0.441，中介效應占總效應的7.94%，說明自貿區能夠促進對外開放程度的提升進而促進外商直接投資的提高。（3）-（6）列分別分析了出口額和進口額的中介效應，0.423和0.407均小于基準回歸中的總效應0.441，且均通過了顯著性水平為1%的檢驗，出口額的中介效應不顯著，進口額的中介效應占總效應的7.710%，說明自貿區主要是通過擴大進口來提高我國對外開放程度，進而促進外資的流入。假說2得到驗證。

創新和綠色是國家新發展理念的重要內容，自貿區作為發展的試驗田對專利等優質要素資源提供了綠色通道，外商直接投資者也越來越注重綠色低碳創新，自貿區加強知識產權保護力度，既有利于保護創新，也有利于吸引外國投資落地自貿區，因此本文選取綠色發明專利申請量作為綠色創新的代理變量，并作為自貿區影響城市外商直接投資的中介變量。表6的（1）、（2）列為綠色創新的中介效應。自貿區的設立對綠色創新具有顯著的促進作用，且加入中介變量后核心解釋變量系數為0.292，通過了顯著性水平為1%的檢驗，且小于基準回歸的0.441，說明綠色創新具有中介效應，且中介效應占總效應的33.79%，表明自貿區的設立有助于綠色創新的發展，綠色高效的創新是吸引外來投資者的重要因素，綠色創新水平越高，外商直接投資越高。假說3得到驗證。

人民幣跨境結算是人民幣國際化的起點，自貿區發揮“雙循環”紐帶的作用，促進了人民幣國際化。人民幣國際化程度的提高，降低了外商企業在投資結算受到的限制，提高了資金使用率，促進了外商直接投資。本文參照康繼軍，鄭維偉（2021）的做法，將匯率作為人民幣國際化的代理變量，并作為自貿區影響城市外商直接投資的調節變量。具體模型為：

lnFDI=ε+εtreat*time*匯率+εZ+μ+v+ε（6）

表6的（3）列為人民幣國際化的調節效應，ε系數為正且通過了顯著性水平為1%的檢驗，說明匯率越高，外幣越值錢，外國投資者更愿意在中國進行投資，因為相同數額的外幣可以在匯率較高時獲得更多的中國服務和商品。也就是說，匯率水平的升高有利于人民幣國際化，能夠更好地吸引外資，假說4得到驗證。

六、結論

本文利用2007-2019年城市層面面板數據，通過理論分析，自貿區的設立能夠拉動城市外商直接投資，并采用多期雙重差分的方法，以前三批設立的自貿區所在城市為處理組，其他城市為控制組，以外商直接投資的實際利用額為被解釋變量，加入經濟發展水平、產業結構、市場消費潛力、地區投資水平、市場化水平、交通基礎設施建設、制造業發展水平、城市化水平、勞動力成本等控制變量進行回歸，得出自貿區的設立對城市外商直接投資有正向的促進作用，相比與沒有設立自貿區的城市，設立了自貿區的城市外商直接投資水平增長了44%。隨后進行了穩健性檢驗，通過了平行趨勢檢驗、安慰劑檢驗、更換被解釋變量、更換政策實施時間等檢驗，增強了基準回歸結果的可靠性。通過異質性分析，我們發現自貿區的設立，對沿海城市和內陸城市的外商直接投資水平均有顯著的拉動作用，且沿海城市略高于內陸城市;自貿區對非省會城市和省會城市的外資利用水平的提高顯著，對直轄市的外資利用水平存在不明顯的抑制作用，可能存在政策傾軋現象。通過機制分析，自貿區的設立通過提升對外開放水平，促進綠色創新等渠道，受到人民幣國際化等因素的調節，進而影響外商直接投資。

從負面清單、準入前國民待遇等政策到2020年1月出臺的新《外商投資法》的法律保障，自貿區已經實現從點到線，由線及面的演進過程。未來自貿區的設立需注意：第一，加大政府改革力度，促進產業升級，在擴大貿易與投資的同時，不斷促進自貿區制度創新;第二，降低外商投資門檻，減少不必要的市場干預，為引進國際資本和人才提供良好的環境;第三，由于地理環境、資源稟賦等差異，不同自貿區具有明顯異質性，結合自身特點，充分發揮自貿區的帶頭作用。借鑒現有自貿區的經驗，總結心得吸取教訓，審慎監管，不盲目跟風，因地制宜的建設具有本土特色的自由貿易試驗區，實現全方位落實高水平對外開放。第四，利用自貿區的優勢，提高對外開放水平，關注環境規制，大力發展綠色創新，制定科學的引資政策，合理使用外商直接投資。

注釋：

①UNCTAD.Investment Trends Monitor. Issue 38，January，2021.

②中華人民共和國商務部新聞辦公室.

③中華人民共和國商務部新聞辦公室.

④畢馬威中國-新冠疫情對外商直接投資的影響，https：//home.kpmg/cn/zh/home/social/2020/04/covid-19-influence- on-foreign-investment.html.

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