自由貿易協定對雙向FDI協調發展的影響

王維娜

（鄭州科技學院工商管理學院，河南鄭州 450064）

雙向國際直接投資（Foreign Direct Investment，FDI）簡稱“雙向FDI”，包括兩個部分：一是對內直接投資（Inward Foreign Direct Investment，IFDI），即外商直接投資，二是對外直接投資（Outward Foreign Direct Investment，OFDI）。經濟全球化背景下，雙向FDI是我國破解宏觀經濟內外失衡和供給體系低質量發展困境的重要路徑，能為我國產業鏈布局帶來新機遇。自加入世界貿易組織（World Trade Organization，WTO）以來，我國雙向FDI 規模實現飛躍式增長。商務部數據顯示，2022 年我國對外直接投資平穩增長，全行業對外直接投資達9 853.7 億元，同比增長5.2%；吸收外資規模再創歷史新高，實際使用外資首次突破1.2 萬億元，同比增長6.3%。為持續發揮雙向FDI 對我國經濟提質增效的驅動作用，2014年12月，習近平總書記在十八屆中央政治局第十九次集體學習時強調，要堅持引進來與走出去相結合，完善對外投資體制和政策。2021 年10 月商務部印發的《“十四五”利用外資發展規劃》亦指出，要穩定利用外資規模，提升利用外資質量，加強對外投資、對外貿易、促進消費的聯動作用。2023年國務院政府工作報告再次強調，要不斷優化外商投資環境，持續放寬外資市場準入標準，引導對外投資健康有序發展。進入新發展階段后，雙向FDI協調發展將成為我國經濟增長的重要驅動力，對加快供給側結構性改革、構建雙循環新發展格局以及推動經濟高質量發展意義重大。

21 世紀初，我國開始實施“引進來”與“走出去”并重的發展戰略，并因此成為資本主要輸入國與輸出國。2021年3月通過的《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》明確提出，要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，以推動簽署更多高標準自由貿易協定和區域貿易協定。由此可見，促進雙向FDI發展、構建高標準自由貿易區網絡是我國對外經濟合作的重要方向。作為影響國際資本流動的重要契約，自由貿易協定在投資準入、投資便利化、投資保護方面作出一系列規定，能有效降低國內外企業投資成本，發揮雙向FDI 帶動效應，促使雙向FDI 迸發協調發展新活力。且伴隨著自由貿易協定的深化落實，我國雙向FDI協調發展的內外部環境逐步優化，經濟高質量發展進程不斷加快。那么，自由貿易協定能否促進我國雙向FDI協調發展，其通過何種路徑影響雙向FDI 協調發展，該影響是否會因經濟體和行業屬性不同而存在異質性？回答這些問題，對我國深化落實自由貿易協定與推動雙向FDI 協調發展具有重要理論與現實意義。

一、文獻綜述

通過梳理文獻可知，自由貿易協定對雙向FDI的影響已得到初步驗證。格里弗森（Grieveson）等[1]的實證研究表明，中歐自由貿易協定能夠促進區域內貿易增長，推動區域加快對外直接投資。張宇等[2]發現，簽署雙邊自由貿易協定有助于打破我國對外直接投資壁壘。胡（Hu）等[3]研究指出，自由貿易協定有利于降低我國對共建“一帶一路”國家基礎設施投資的失敗率。王效云[4]研究表明，自由貿易協定能夠通過貿易成本效應促進垂直型外商直接投資，抑制水平型外商直接投資。劉文革等[5]發現，可通過自由貿易試驗區建設有效推動企業進行對外直接投資。李蕊等[6]認為，自由貿易區通過一系列調節作用，能夠顯著提升外商直接投資利用水平。不難發現，上述文獻大多分析自由貿易協定對單一投資方向的影響，并未同時探討自由貿易協定對雙向FDI的影響效應。與此同時，學術界關于雙向FDI 協調發展的研究大多與碳減排效應[7]、產業結構升級[8]、環境規制[9]等有關，極少直接針對自由貿易協定領域。總體而言，現有關于自由貿易協定對雙向FDI協調發展影響的研究并不深入，仍有進一步探析的空間。

在自由貿易協定對雙向FDI 協調發展影響的內生性、中介機制、異質性等方面，現有研究缺乏統一而完善的框架。鑒于此，本研究利用2008—2021年我國與26個經濟體①的貿易數據構建雙重差分（Differences in Differences，DID）模型，實證檢驗自由貿易協定對雙向FDI協調發展的影響，并通過中介效應分析驗證其內在傳導路徑。本研究的邊際貢獻有三：一是實證分析自由貿易協定對雙向FDI協調發展的影響效應，豐富雙向FDI協調發展相關研究；二是以自由貿易協定作為外生沖擊，識別自由貿易協定對雙向FDI協調發展的凈效應，以消弭內生性問題；三是以數字貿易和全球價值鏈地位作為中介變量，通過中介效應模型檢驗自由貿易協定對雙向FDI協調發展的影響機制，為加快自由貿易協定深化落實、擴大雙向FDI 規模、推動經濟高質量發展提供理論參考。

二、理論分析與研究假設

（一）自由貿易協定對雙向FDI協調發展的影響

雙向FDI 涵蓋外商直接投資和對外直接投資。其中，前者是一個經濟體承接國際產業、發展新興產業的重要載體，后者是國家延伸產業鏈的重要手段。為弱化貿易和投資壁壘，營造優良國際投資環境，促進雙向FDI 協調發展，我國積極與國際接軌，通過與多個經濟體簽署自由貿易協定并逐步推動落實，有效拓展對外貿易的深度和廣度。一方面，自由貿易協定有利于優化投資環境，促進雙向FDI 協調發展。自由貿易協定深化落實有利于內化單邊關稅所帶來的貿易條件外部性，改善雙邊或多邊投資環境，逐步強化雙向FDI聯系與競爭優勢。趙金龍等[10]指出，境外企業希望通過自由貿易協定推動產品以低關稅形式進入我國，我國企業傾向于借助自由貿易協定在境外生產產品，以降低再進口貨物關稅。不難看出，自由貿易協定能夠降低產品投資關稅，為境內外企業投資營造優質環境，助力跨國經濟活動開展，進而促進雙向FDI 協調發展。另一方面，自由貿易協定能夠放大國際投資政策對投資活動的帶動效應，促進雙向FDI 協調發展。自由貿易協定涵蓋一系列與投資相關的邊境措施與邊境后措施[4]，如投資自由化、爭端解決機制、透明度等方面的投資政策。此類投資政策能夠有效降低國內外企業投資成本，發揮對外投資帶動效應，降低雙向FDI不確定性，實現雙向FDI 協調發展。由此，提出如下假設：

H1：自由貿易協定能夠促進雙向FDI協調發展。

（二）自由貿易協定對雙向FDI 協調發展影響的中介機制

自由貿易協定能夠通過推動數字貿易促進雙向FDI 協調發展。自由貿易協定能夠推動跨境數據自由流動，緩解數據政策限制，為數字貿易營造良好發展環境[11]。與此同時，自由貿易協定可從準入門檻、優惠待遇等方面進一步提高數字貿易自由度，擴大數字貿易規模。而數字貿易規模的擴大有助于跨境數據集成、開發、利用水平的提高，產業對外投資活力的增強，以及雙向FDI 的協調發展。特別是隨著數字貿易的發展，企業可借助數字技術與平臺實現資源優化配置[12]，到境外開辦工廠，設立分店，在逐步擴大對外直接投資規模的同時吸引外商直接投資，促進雙向FDI協調發展。由此，提出如下假設：

H2：自由貿易協定可以通過推動數字貿易促進雙向FDI協調發展。

自由貿易協定能夠通過提高全球價值鏈地位促進雙向FDI協調發展。一方面，自由貿易協定的深化落實有助于增加市場信息資源占有量，降低成員間信息壁壘，促進成員間技術交流，減少成員內部制度風險，為成員提升全球價值鏈地位提供有力支撐[13]。自由貿易協定中的競爭政策以及服務貿易、投資等方面的條款，有助于成員間貿易往來與資本流動、成員技術創新水平與全球價值鏈地位提升。另一方面，全球價值鏈地位能夠影響雙向FDI 協調發展。羅偉等[14]指出，為更好地占領市場，處于全球價值鏈低端的企業會努力推動價值鏈地位攀升，積極獲取發達經濟體戰略性資源要素。這有助于企業提升研發水平，提高新產品研發效率。進而，企業會借助新產品獲取品牌效應、提高市場占有率[15]，促使企業向全球價值鏈中高端攀升，進而實現雙向FDI 協調發展。由此，提出如下假設：

H3：自由貿易協定可以通過提高全球價值鏈地位促進雙向FDI協調發展。

三、模型、變量與數據

（一）模型構建

1.多期DID模型

由前述理論分析可知，自由貿易協定能夠影響雙向FDI協調發展。我國第一個涉及貨物貿易、服務貿易、投資等多個領域的自由貿易協定簽署于2008 年。截至2021 年12 月，我國已與26 個經濟體簽署了19項自由貿易協定。為更加準確地評估自由貿易協定能否促進雙向FDI協調發展，將簽署自由貿易協定作為外生沖擊，采用DID法分析自由貿易協定與雙向FDI協調發展的關系。事實上，考慮到樣本期內自由貿易協定所具有的不斷增加的擴容性特點，不適合采用傳統DID 模型進行分析。鑒于此，為識別自由貿易協定對雙向FDI協調發展的凈效應，參照秦文晉等[16]的研究，構建控制個體固定效應和時間固定效應的多期DID模型，具體如下：

式中，i表示經濟體；t表示年份；DIOit表示雙向FDI 協調發展水平；Sit表示自由貿易協定，若經濟體i在t年簽署自由貿易協定，取值為1，否則取值為0；α0表示常數項；α1表示自由貿易協定的估計系數，可有效衡量自由貿易協定對雙向FDI協調發展的影響；Xit表示控制變量；κ表示控制變量的估計系數；μi、νt分別表示個體固定效應和時間固定效應；εit表示隨機擾動項。

2.中介效應模型

為檢驗自由貿易協定能否通過數字貿易和全球價值鏈地位影響雙向FDI協調發展，借鑒溫忠麟等[17]的研究，構建中介效應模型。具體步驟如下：

第一步，以自由貿易協定為核心解釋變量，以雙向FDI協調發展為被解釋變量，構建式（2），以判定二者間的影響機制：

式（2）中，λ0表示常數項，λ1表示估計系數，其余變量含義同式（1）。

第二步，以數字貿易和全球價值鏈地位為中介變量，構建式（3），考察自由貿易協定對中介變量的影響：

式（3）中，mediatorit代表中介變量（數字貿易或全球價值鏈地位），β0表示常數項，β1表示估計系數，其余變量含義同式（1）。

第三步，將自由貿易協定與中介變量同時納入回歸模型，構建式（4），檢驗它們對雙向FDI協調發展的影響：

式（4）中，φ0表示常數項，φ1、φ2表示估計系數，其余變量含義同式（1）。

若β1與φ2均顯著，且相較于λ1，φ1數值變小或顯著性水平降低，說明中介變量會弱化自由貿易協定的影響，即具有部分中介作用。若φ1不顯著，說明中介變量具有完全中介作用。

（二）變量設計

1.被解釋變量

本研究被解釋變量為雙向FDI 協調發展（DIO），借鑒趙明亮等[18]的方法，構建耦合協調度模型進行測度。模型如下：

式中，IFDI和OFDI均為標準化后的數據，其中，OFDI用非金融類對外直接投資存量與同期GDP 的比值衡量，IFDI用外商直接投資存量占GDP的比重衡量。DIO值越大，意味著雙向FDI協調發展水平越高。

2.核心解釋變量

本研究核心解釋變量為自由貿易協定（S），用是否簽署自由貿易協定衡量。在經濟體簽署自由貿易協定的當年及以后，取值為1；否則，取值為0。

3.中介變量

本研究設計數字貿易（Trade）、全球價值鏈地位（GVC）兩個中介變量。

對于數字貿易（Trade），借鑒已有研究[19-21]，先從數字基礎設施、數字產業化貿易、產業數字化貿易、貿易創新環境四個維度入手，構建數字貿易水平評價指標體系（見表1），再利用熵值法進行測算。

表1 數字貿易水平評價指標體系

對于全球價值鏈地位（GVC），參照劉炳茹等[22]的方法，利用全球價值鏈地位指數測度，公式如下：

式中，GVCit表示某一經濟體t時期i行業的全球價值鏈地位指數，GVCit值越大，意味著全球價值鏈地位越高；IVit表示t時期i行業的間接出口增加值；FVit表示t時期i行業出口中包含的國外增加值；EXit表示t時期i行業的出口總額。

4.控制變量

參考已有研究[23-26]，選取五個控制變量：一是經濟開放（open），用各國進出口總額占GDP 的比重衡量；二是經濟發展（pgdp），用人均GDP 的對數刻畫；三是政府支持（gove），用單位面積鋪設長途光纜長度的對數衡量；四是科技發展（tech），用技術市場成交額的對數衡量；五是金融發展（fin），用年末金融機構人民幣各項貸款余額與GDP 的比值衡量。

（三）數據來源與說明

本研究選取2008—2021 年我國與26 個經濟體的貿易數據作為樣本。自由貿易協定相關數據主要來自世界銀行深層協定數據庫（Content of Deep Trade Agreements）②與聯合國商品貿易統計數據庫（UN Comtrade Database）③；雙向FDI 協調發展相關數據主要來自中國自由貿易區服務網④、中國海關貿易數據庫⑤；其余數據主要來自世界銀行世界發展指標（World Development Indicators）數據庫⑥、國際貨幣基金組織（International Monetary Fund）數據庫⑦等。對于缺失數據，采用插值法補齊。

各變量描述性統計結果見表2。

表2 變量描述性統計結果

四、實證分析

（一）平行趨勢檢驗及動態檢驗

為避免趨勢偏差影響實驗結果，在利用DID模型進行分析前，需要確保自由貿易協定未簽署時處理組和對照組的雙向FDI 協調發展水平不存在顯著差異。鑒于此，利用以下模型檢驗自由貿易協定簽署前處理組和對照組的平行趨勢：

式中，n表示距離自由貿易協定簽署當年的年數，n=-3，-2，-1，0，1，2，3，4。其中，n=0表示自由貿易協定簽署的當年（即2008年），n=-1表示自由貿易協定簽署前的第一年，n=1表示自由貿易協定簽署后的第一年，以此類推。Iitt-n為虛擬變量，若t=n，Iitt-n取值為1；否則，取值為0。

利用式（7）進行回歸，結果見表3。不難發現，在自由貿易協定簽署前，自由貿易協定的回歸系數均未通過顯著性檢驗，說明就簽署自由貿易協定的經濟體和未簽署自由貿易協定的經濟體而言，其雙向FDI協調發展水平的變化趨勢相同。在自由貿易協定簽署后，自由貿易協定的回歸系數均通過顯著性檢驗，說明就簽署自由貿易協定的經濟體和未簽署自由貿易協定的經濟體而言，其雙向FDI 協調發展水平的變化趨勢存在明顯差異。基于此，可以認為，處理組和對照組滿足平行趨勢假設。基于表3 繪制圖1，進一步刻畫自由貿易協定簽署前后雙向FDI 協調發展水平的動態變化趨勢。此外，在自由貿易協定簽署當年及之后自由貿易協定的回歸系數τn均通過顯著性檢驗，說明自由貿易協定在簽署當年即影響雙向FDI 協調發展，不存在時滯性。隨著時間的推移，自由貿易協定回歸系數的大小及顯著性水平均有所上升，說明雙向FDI協調發展水平逐步提高。

圖1 平行趨勢檢驗與FDI雙向協調的動態變化

表3 平行趨勢檢驗結果

（二）基準回歸

以自由貿易協定作為外生沖擊，檢驗自由貿易協定對雙向FDI協調發展的影響，基準回歸結果見表4。列（1）顯示了未添加控制變量且未控制固定效應時的回歸結果。可以看出，自由貿易協定的回歸系數在1%水平上顯著為正，說明自由貿易協定對雙向FDI 協調發展具有明顯促進作用。列（2）顯示了控制個體固定效應和時間固定效應時的回歸結果。可以看出，自由貿易協定的回歸系數依然在1%水平上顯著為正。列（3）顯示了加入控制變量，但未控制固定效應時的回歸結果，列（4）顯示了加入控制變量且控制固定效應時的回歸結果。可以發現，自由貿易協定對雙向FDI協調發展的影響始終顯著為正。總體而言，自由貿易協定能夠促進雙向FDI 協調發展。由此，H1 得到驗證。

表4 基準回歸結果

從控制變量的回歸系數看，經濟開放與雙向FDI協調發展呈正相關關系，這意味著經濟開放程度越高，國際直接投資越活躍，雙向FDI 協調發展水平越高。經濟發展對雙向FDI 協調發展的回歸系數在1%水平上顯著為正，說明經濟發展水平越高，越有能力加強國際貿易，推動國際直接投資，進而促進雙向FDI 協調發展。政府支持對雙向FDI 協調發展的回歸系數在5%水平上顯著為正，說明政府支持能夠促進雙向FDI協調發展，這是因為，政府支持水平的提高有助于降低貿易成本，弱化企業雙向FDI 限制。科技發展對雙向FDI 協調發展的回歸系數在5%水平上顯著為正，說明科技發展水平的提高有助于雙向FDI 協調發展。金融發展對雙向FDI協調發展也具有正向促進作用，且該作用在10%的水平上顯著。

（三）內生性檢驗和穩健性檢驗

1.內生性檢驗

為規避選擇性偏誤帶來的內生性問題，采用傾向得分匹配（Propensity Score Matching，PSM）法與DID法相結合的PSM-DID法分析自由貿易協定對雙向FDI協調發展的影響。首先，進行邏輯（Logistic）回歸，并計算傾向匹配得分。其次，采用K近鄰匹配法選取樣本進行計算。最后，對匹配成功的樣本與原始樣本進行DID 估計。值得注意的是，在進行PSM-DID檢驗之前，需要通過匹配平衡性假設檢驗處理組和對照組在匹配前后是否存在差距。以控制變量作為協變量，利用1∶3最近鄰匹配法對控制組進行選取與匹配，結果見表5。可以發現，匹配后協變量的t值未通過顯著性檢驗，匹配標準差的絕對值均低于10%，這意味著無論是匹配前還是匹配后，處理組與對照組均不存在明顯差異，滿足匹配平衡性假設。

表5 傾向得分匹配結果

基于表5數據，進一步進行PSM-DID 檢驗，結果見表6 列（1）、列（2）。不難發現，在控制時間固定效應和個體固定效應并加入控制變量后，自由貿易協定對雙向FDI 協調發展的影響顯著為正。這與基準回歸結果一致，說明基準回歸結果可靠性較強。

表6 PSM-DID檢驗結果

2.穩健性檢驗

需要注意的是，雙向FDI協調發展可能還會受到其他事件的沖擊，自由貿易協定的簽署和其他事件會共同發揮作用。為檢驗基準回歸結果的有效性，采用安慰劑法進行穩健性檢驗。若檢驗結果中核心解釋變量的系數較小或未通過顯著性檢驗，則基準回歸結果穩健。首先，隨機抽取固定數量的簽署自由貿易協定的經濟體作為新樣本，在觀察期內隨機抽取1 年作為這些經濟體簽署自由貿易協定的時間。然后，利用新樣本和式（1）進行估計。按照同樣的方法，隨機抽樣500次并進行估計，最后得到自由貿易協定的估計系數。穩健性檢驗結果（見圖2）顯示，核心解釋變量自由貿易協定的估計系數為-0.054，且未通過顯著性檢驗，說明自由貿易協定簽署后雙向FDI 協調發展水平的提升并非其他不可觀測因素所致。圖2 中的虛線對應基準回歸結果中核心解釋變量的回歸系數（0.283），該值與基于安慰劑法的穩健性檢驗結果中的估計系數并不一致。可見，自由貿易協定簽署后，雙向FDI協調發展水平的提升主要源于自由貿易協定深化落實后貿易成本的下降與數據流動規則的放寬，其他不可觀測因素的影響較小，基準回歸結果穩健性較強。

圖2 穩健性檢驗結果：基于安慰劑法

五、異質性分析

為進一步探討自由貿易協定對雙向FDI 協調發展影響的差異，分別以經濟體經濟發展程度、自由貿易協定條款類型、行業生產要素密集度為標準劃分樣本，并進行異質性分析。

（一）基于經濟體經濟發展程度的異質性分析

按照經濟發展程度，將與我國簽署自由貿易協定的26個經濟體劃分為發達經濟體和發展中經濟體兩組，分組進行回歸，結果見表7。可以看出，無論是在發達經濟體還是在發展中經濟體，自由貿易協定的回歸系數均顯著為正，說明簽署自由貿易協定能夠促進雙向FDI協調發展。其中，發達經濟體自由貿易協定的回歸系數為0.163，發展中經濟體自由貿易協定的回歸系數為0.531，說明自由貿易協定對發展中經濟體雙向FDI 協調發展的影響更大。其可能原因是，對發展中經濟體而言，自由貿易協定有助于區域貿易壁壘的降低、技術創新水平的提高、生產環節向性價比更高經濟體的遷移、貿易市場的擴大、外商直接投資的流入、貿易與投資能力的提升；對發達經濟體而言，自由貿易協定盡管可以增加本國貿易順差，促進雙向FDI協調發展，但也需要本國投入較多資金去改善雙方貿易條件，而這既會大幅削減本國收入，也會加重本國財政負擔，削弱自由貿易協定對雙向FDI協調發展的影響。

表7 異質性分析結果：基于經濟體經濟發展程度

（二）基于自由貿易協定條款類型的異質性分析

根據趙金龍等[27]的研究，結合WTO 官方標準，可將自由貿易協定條款分為WTO+、WTO-X兩種類型。其中，WTO+條款是對WTO 領域關稅措施的進一步擴展，涉及海關程序、反傾銷、反補貼等方面內容；WTO-X 條款涉及更多邊境后規則，如知識產權保護、環境保護、數據安全等方面規則。按照該標準，將我國與26 個經濟體簽署的自由貿易協定條款劃分為WTO+條款、WTO-X 條款兩組，分組進行回歸，結果見表8。可以發現，在WTO+條款和WTO-X 條款中，自由貿易協定的回歸系數分別為0.251和0.273，且分別通過5%和1%水平的顯著性檢驗，說明WTO-X 條款對雙向FDI協調發展的影響更大。這可能與兩類協定的適用領域以及國際直接投資的方向有關。國際直接投資主要關注服務業、高端制造業和高新技術產業，而WTO+條款盡管有助于維護相關企業貿易權益，避免企業間惡性競爭，但其主要適用于鋼材、汽車零部件、輕工業產品等領域，與國際直接投資方向匹配度較低，不利于雙向FDI 協調發展。WTO-X條款主要適用于知識產權保護、數據安全等領域，與國際直接投資方向匹配度較高，有助于加快數據跨境流動，提升產品研發水平，通過新技術、新產品吸引外商直接投資，促進雙向FDI協調發展。

表8 異質性分析結果：基于自由貿易協定條款類型

（三）基于行業生產要素密集度的異質性分析

借鑒陶愛萍等[28]的做法，依照HS 編碼，按生產要素相對密集度將出口商品所屬各行業劃分為勞動密集型行業、資本密集型行業、知識密集型行業三組，分組探討自由貿易協定對雙向FDI協調發展的影響，結果見表9。可以發現，在勞動密集型行業，自由貿易協定的回歸系數在10%水平上顯著為正；在資本密集型行業和知識密集型行業，自由貿易協定的回歸系數在1%水平上顯著為正。相比較而言，自由貿易協定對雙向FDI協調發展的促進作用在知識密集型行業表現最明顯。這是因為，在貿易初期，勞動密集型行業是吸引外商直接投資的主要領域，但隨著自由貿易協定的深化落實，勞動密集型行業難以吸引更多外商直接投資，也無法支撐本國對外直接投資，雙向FDI協調發展不易實現；自由貿易協定的深化落實有助于帶動產業結構升級，推動資本密集型產業向境外轉移，擴大對外直接投資規模，吸引更多外商直接投資，促進雙向FDI協調發展；自由貿易協定有助于促進數據、產品和技術跨境流動，提升知識密集型行業地位，吸引外商直接投資，擴大對外直接投資規模，雙向FDI協調發展更易實現。

表9 異質性分析結果：基于行業生產要素密集度

六、中介效應分析

為進一步探究自由貿易協定對雙向FDI 協調發展的影響機制，利用式（2）至式（4）檢驗數字貿易和全球價值鏈地位的中介效應，結果見表10。

表10 中介效應分析結果

表10列（1）至列（3）顯示了以數字貿易作為中介變量時的回歸結果。根據列（1），自由貿易協定對雙向FDI協調發展的回歸系數為0.337，且在1%水平上顯著，說明自由貿易協定可以促進雙向FDI協調發展。根據列（2），自由貿易協定對數字貿易的回歸系數為0.217，且在5%水平上顯著，說明自由貿易協定有助于推動數字貿易。根據列（3），自由貿易協定和數字貿易對雙向FDI 協調發展的回歸系數均在1%水平上顯著為正，說明自由貿易協定可以通過推動數字貿易促進雙向FDI 協調發展。此時，總效應為0.337，直接效應為0.304，間接效應為0.033（0.151×0.217），中介效應為0.098（0.033/0.337）。這意味著，數字貿易在自由貿易協定對雙向FDI 協調發展的影響中具有9.8%的中介作用。由此，H2得到驗證。

表10列（4）至列（6）顯示了以全球價值鏈地位作為中介變量時的回歸結果。根據列（4），自由貿易協定對雙向FDI 協調發展的回歸系數為0.296，且在1%水平上顯著，說明自由貿易協定能夠促進雙向FDI 協調發展。根據列（5），自由貿易協定對全球價值鏈地位的回歸系數為0.144，且在10%水平上顯著，說明自由貿易協定有助于全球價值鏈地位的提升。根據列（6），自由貿易協定和全球價值鏈地位對雙向FDI 協調發展的回歸系數至少通過10%水平的顯著性檢驗，說明自由貿易協定可以通過提升全球價值鏈地位促進雙向FDI 協調發展。此時，總效應為0.296，直接效應為0.276，間接效應為0.020（0.136×0.144），中介效應為0.068（0.020/0.296）。這意味著，全球價值鏈地位在自由貿易協定對雙向FDI 協調發展的影響中具有6.8%的中介作用。由此，H3得到驗證。

七、結論與建議

（一）結論

自由貿易協定作為在兩個經濟體或多個經濟體之間具有法律約束的契約，有助于降低境內外貿易與投資壁壘，推動雙向FDI協調發展。在理論分析基礎上，以自由貿易協定為準自然實驗，利用2008—2021年我國與26個經濟體的貿易數據構建多期DID模型，檢驗自由貿易協定對雙向FDI協調發展的影響效應，探究其影響的異質性和作用機制。主要結論如下：

第一，自由貿易協定能夠促進雙向FDI協調發展，且這種促進作用不存在時滯性。

第二，異質性分析結果表明，在發展中經濟體、WTO-X 條款、知識密集型行業中，自由貿易協定對雙向FDI 協調發展的促進作用更強。在發達經濟體、WTO+條款、勞動密集型行業和資本密集型行業中，自由貿易協定對雙向FDI協調發展的促進作用較弱。

第三，中介效應分析結果表明，在自由貿易協定對雙向FDI協調發展的影響中，數字貿易和全球價值鏈地位具有部分中介作用。

（二）建議

第一，加速自由貿易協定深化落地。一是促進服務貿易高質量發展。自由貿易協定涉及貨物貿易、服務貿易、投資等多個領域，但目前服務貿易領域活力相對不足。鑒于此，自由貿易區應有序提高重點領域開放程度，積極推動建立跨境服務貿易負面清單，并在全國范圍內推廣，逐步形成跨境服務貿易負面清單管理制度。與此同時，提升資金、技術、人員等流動的便利性，在條件較好的自由貿易區開展數據跨境流動管理與風險管控試點，推動服務貿易高水平開放，促進自由貿易協定深化落地，驅動雙向FDI 協調發展。二是提升國際經貿規則運用水平。政府應牽頭構建自由貿易試驗區國際經貿規則專家智庫，組織相關領域專家解構國際高標準經貿規則，并在國內自由貿易試驗區開展壓力測試，提升相關企業對自由貿易協定的適應性，賦能自由貿易協定深化落地和雙向FDI協調發展。

第二，營造差異化國際直接投資環境。一是針對不同類型的自由貿易協定條款制定差異化舉措。對于與我國簽署WTO-X條款的經濟體，借鑒海南自由貿易港“零關稅”成功經驗，由沿海向內陸在自由貿易區逐步推行零關稅、零補貼、零壁壘的“三零”政策，充分發揮自由貿易協定對雙向FDI協調發展的積極效應。對于與我國簽署WTO+條款的經濟體，完善知識產權保護制度，提高我國在知識產權領域的司法、仲裁、調節能力，為雙向FDI協調發展營造更公平、更有吸引力的環境，逐步提升自由貿易協定的正向影響。二是針對不同行業制定差異化舉措。對于知識密集型行業，借助自由貿易協定的保護作用，推動中小企業深度參與“一帶一路”建設，提升雙向FDI協調發展水平。對于勞動密集型行業和資本密集型行業，借助自由貿易區、自由貿易港優勢，推動境外經貿合作區轉型升級，打造上中下游配套發展的產業鏈，提升國際直接投資競爭力。

第三，培育新的數字貿易增長點。一是加強數字技術創新。在產業層面，加快培育具有全球競爭力的領軍型企業，充分發揮其在產業鏈、創新鏈中的帶動作用；加快區塊鏈、數據中心、工業互聯網等新一代技術基礎設施建設，打造國家、區域、城市等各層級數據中心；借助云服務開發多種應用場景，加強數字技術創新全鏈條布局，為數字貿易高質量發展培育新的增長點。二是推動形成區域優勢互補與開放格局。共建共享公共配套設施，開發區域新模式、新業態、新場景；構建發展成果共享機制，加強區域間企業聯動創新，打造區域數字貿易體系，促進雙向FDI協調發展。

注釋：

①與我國簽署自由貿易協定的26個經濟體包括文萊、柬埔寨、印度尼西亞、老撾、馬來西亞、菲律賓、新加坡、泰國、緬甸、越南、中國香港、中國澳門、中國臺灣、秘魯、新西蘭、智利、巴基斯坦、哥斯達黎加、冰島、瑞士、澳大利亞、韓國、柬埔寨、毛里求斯、馬爾代夫、格魯吉亞。

②世界銀行深層協定數據庫網址是https：//datacatalog.worldbank.org/dataset/content-deep-trade-agreements。

③聯合國商品貿易統計數據庫網址是https：//unstats.un.org/wiki/display/comtrade。

④中國自由貿易區服務網網址是http：//fta.mofcom.gov.cn/。

⑤中國海關貿易數據庫網址是http：//stats.customs.gov.cn/。

⑥世界銀行世界發展指標數據庫網址是https：//data.worldbank.org.cn。

⑦國際貨幣基金組織數據庫網址是https：//www.imf.org/zh/home。