自貿試驗區設立與FDI的質量提升

陳 芳,許白雪

(安徽大學 經濟學院,合肥 230601)

一、引言及文獻綜述

隨著國內外發展形勢不斷變化,基于高質量發展視角重新審視我國利用外資的本質成為一個重要研究命題。積極有效利用外資,不僅是經濟高質量發展的關鍵,也對加快構建以國內大循環為主體,國內國際雙循環相互促進的新發展格局具有重要意義。自2013年9月正式成立中國第一個自貿試驗區——上海自貿試驗區以來,中國分六批設立自貿試驗區,目前全國擁有自貿試驗區的省份超過60%。作為促進開放型經濟的高質量發展前沿陣地,自貿試驗區形成的東西南北中全域開放的“雁陣”格局,對經濟增長及區域的協調發展和更高水平的對外開放起到了重要推動作用[1-2],同時也為科學有效地引進外商直接投資提供了制度紅利。2021年《關于推進自由貿易試驗區貿易投資便利化改革創新的若干措施》賦予了自貿試驗區在貿易投資便利化方面更大的改革自主權,以進一步加大改革創新力度。經濟發展實踐與相關理論研究均肯定了自貿試驗區建設在促進外商直接投資中所起到的關鍵作用[3-4]。為了更好積累自貿試驗區在利用外資上的制度創新經驗,充分釋放制度紅利,本文在現有研究基礎上,從利用外資的質與量兩個視角評估自貿試驗區設立的政策效應,對應付世界經濟下行壓力以及中美貿易摩擦不確定性等宏觀因素,發揮自貿試驗區“穩住外貿外資基本盤”的示范帶動作用具有重要參考意義。

既有研究主要集中于自貿試驗區的歷程、創新舉措、政策效應等。從整體角度評價自貿試驗區的經濟增長效應成為研究重點。自貿試驗區圍繞制度創新所形成的投資貿易便利化、金融創新開放、行政效能提升等改善了市場主體的發展環境,促進了經濟快速增長[5]。但自貿試驗區的經濟增長效應具有明顯差異性,沿海型自貿試驗區的動力傳導機制與內陸型自貿試驗區的動力傳導機制作用效果不同,且沿海型效果更佳[6];從城市層面來看,自貿試驗區的政策紅利在經濟發展水平較低的城市效果更明顯,而經濟發展水平較高的“超大型城市”則需借助自貿試驗區建設中的制度創新才能有效突破經濟發展中的制度約束[7]。

關于FDI(Foreign Direct Investment)的研究也開始從關注FDI的“量”向更加注重FDI的“質”轉變,重點關注FDI質量的衡量。已有研究大多采用FDI流量、FDI存量以及FDI占GDP比重等方式來衡量FDI的“數量”指標[8-9]。不同地區的FDI質量也存在異質性,隨著經濟社會發展形勢越來越復雜,拘泥地考慮單一數量指標無法全面衡量FDI的發展水平。因此,近年來越來越多的研究者開始注重對FDI“質”的考量,在衡量指標中不僅關注FDI的量,還將其出口拉動、盈利能力以及技術含量等方面納入衡量指標,進行綜合評價體系的構建。Buckley 等從 FDI 自身出發,主張利用FDI 的項目規模、盈利能力、技術含量、產業和區域分布等指標評估 FDI 質量[10]。傅元海認為對 FDI 質量的評價應從 FDI 的本身質量水平和東道國利用 FDI 的效應兩個主要方面進行,他在前人研究的基礎上更多地考慮了FDI 的研發效應、外溢效應和開放效應[11]。李敏杰、王建較全面地從數量、平均規模、出口拉動效應、本地化程度、盈利能力和技術水平六個維度構建了 FDI 質量水平測度體系,考察其對中國綠色全要素生產率的影響[12]。白俊紅、呂曉紅基于FDI質量的視角,從 FDI 盈利能力、管理水平、技術水平、實際規模以及出口能力等方面建立表征FDI質量的指標體系,對 FDI 質量進行考核[13]。

基于現有文獻分析,關于自貿試驗區與FDI還有以下研究空間:一是以往關于FDI研究對量的關注較多,對質的研究較為缺乏;二是大部分是從省級層面構建模型以測度FDI質量,對于具體的城市層面對FDI質量的相關研究有待深度發掘,不同區域的經濟發展水平及自然稟賦條件差異性較大,以省級層面建立的宏觀模型不一定適合具體地區。鑒于此,本文著重考察自貿試驗區設立與外商直接投資質、量的關系,分析自貿試驗區的設立提升了FDI的“質”還是“量”?并探討這種影響的地區異質性及其成因,以豐富自貿試驗區影響外商直接投資方面的研究。本文試圖從地級市層面運用多期雙重差分法,基于外商直接投資的視角細致化研究自貿試驗區的設立對FDI的質和量的作用。

二、機制分析

自貿試驗區應運而生作為深化改革和擴大開放的重要措施,為構建更高水平的開放型經濟體制,形成國際國內雙循環的新發展格局提供了契機。作為新一輪制度創新的試驗田,其設立會根據不同片區的特點、地理優勢以及戰略目標進行功能劃分,在投資、貿易、金融、法制、政府職能等諸多領域進行各項改革。自貿試驗區能夠有效降低交易成本和提升產出效率,有效促進外商直接投資的增長[14-18],甚至對經濟發展起著決定性的作用。為進一步探究自貿試驗區對外商直接投資的量及質的影響,有必要對自貿試驗區設立對外商直接投資的作用機制進行梳理。總體來看,自貿試驗區設立主要通過營商環境改善效應和產業結構升級效應來影響外商直接投資的質和量。

(一)自貿試驗區通過營商環境改善效應影響FDI的質和量

自貿試驗區設立的首要目標就是通過一系列的制度創新、配套設施的體制改革來降低交易成本、提高交易效率。為了落實這一目標,首先形成了一整套自主和集成制度創新體系,包括以準入前國民待遇和負面清單為核心的外商投資管理制度、以國際貿易單一窗口為核心的貿易便利化管理制度;實行現代商事登記制度、事中事后監管制度、以市場主體首負責任為機制的綜合監管制度;完善與市場化、法治化、國際化營商環境相適應的法制保障制度,調整國家層面上的外資法等法律法規、建立地方性司法保障及權益保護制度等。自貿試驗區建設通過一系列的政策措施營造投資自由便利、貿易自由便利以及運輸等自由便利的良好營商環境,有效壓縮了外資企業的時間成本及投資成本,大大便利了外國投資者投資策略的制定,提高了投資效率和收益。值得注意的是,營商環境的改善效果是“螺旋式上升”的過程,在利于外商投資持續增資的同時,也對外資進入的質量提出了質疑,對于那些低質的FDI,可能會因為不符合條件而被“拒之門外”。同時,良好的營商環境也能夠提高地區對引入外資的管理水平,為吸引更優質的外商直接投資提供平臺[15,19-20]。

(二)自貿試驗區通過產業集聚效應影響FDI的質和量

自貿試驗區建設不僅要通過制度環境的改善降低外資進入的不確定性而吸引外資的流入。此外,自貿試驗區還應集中探索發展高端制造業和現代服務業來促進區域產業轉型升級,重點突破創新鏈的關鍵技術、產業鏈的關鍵環節。而自貿試驗區的建設恰好會促進關聯企業的產業集聚,進而推動資本、人力、技術的交流融合。自貿試驗區的優惠政策和便利化措施通過產業關聯效應對FDI也有提升作用[16-17,21]。在產業集聚形成的過程中,伴隨著自貿試驗區設立的“溢出效應”提升地區的創新能力,使得基礎設施以及科研實力等不斷增強,調整了區內產業結構,拓展了更多優質服務領域的開放,從而加速提升FDI的質量[22];同時各行業間的“知識外溢”也能夠提升企業的創新合作能力,為有效吸引優質外資的進入提升外資質量創造了條件。

因此,結合以上分析,本文提出基本假設1:自貿試驗區的設立一定程度上會降低外商直接投資的量,提升外商直接投資的質(圖1)。

圖1 自貿試驗區影響FDI的質和量機制

(三)自貿試驗區對FDI質和量的影響存在區域異質性

改革開放以來,外商在華直接投資已經實現跨越式發展,加之各自貿試驗區所處的地理位置不同,經濟發展水平、技術進步及戰略發展定位等方面存在顯著差異,外商直接投資的地區差異問題也日益突出。中東西部不同地區的產業結構、基礎設施以及勞動力成本等要素的差異性,對其經濟社會發展有著重要的影響。產業結構優化以及基礎設施的完善一定程度上能夠增加對外商直接投資企業的吸引力,而過高的勞動力成本則會因為增加企業的經營成本而對外商直接投資起一定程度的抑制作用。不同的資源稟賦以及政策發展目標決定了自貿試驗區的設立對不同地區吸引外商直接投資的影響也會有所不同,同時隨著經濟發展形勢越來越復雜,自貿試驗區對各個地區的外商直接投資的區域差異性影響不僅表現在數量上而且體現在內在質量上,中東西部FDI的質量呈現出不同的區域特點[23]。

因此,本文提出基本假設2:自貿試驗區的設立對不同區域FDI質和量存在差異性的抑制或提升作用。

三、研究設計

(一)實證模型與變量說明

2013年,上海自貿試驗區作為中國第一批自貿試驗區,開啟了中國自貿試驗區的改革開放之路,至2020年,中國先后設立了六批自貿試驗區。鑒于自貿試驗區的政策實施效果可能具有滯后性,本文選取了2013—2018年的前四批設立自貿試驗區的城市,共涉及12個省市的26個城市。在前文理論及現象描述的基礎上,本文將進一步研究自貿試驗區設立對外商直接投資的影響效應。將自貿試驗區政策實施的試點視為一次準自然實驗,由于政策實施的時間不一致,運用多期雙重差分法(多期DID)來評估自貿試驗區設立對FDI的質和量的影響。將前四批設立自貿試驗區的城市作為處理組,樣本期內始終沒有設立自貿試驗區的其他城市作為控制組,通過對比設立自貿試驗區后處理組城市與控制組城市的外商直接投資的變化,研究自貿試驗區設立對外商直接投資質和量的影響效應。借鑒Beck[24]的多期雙重差分模型來檢驗不同政策時間干預點的政策實施效果。基準回歸模型最終設定如下:

FDIit==β0+ β1Dit+ β2Zit+ Ui+Vt+εit

參考 Beck 等的多期雙重差分法,下標i、t分別表示城市和時間,將時間和政策虛擬變量的交乘項Dit作為核心解釋變量,即i城市在t時刻是否是自貿試驗區政策試點城市,反映自貿試驗區設立對外商直接投資質和量的影響效應,其數值的正負及大小表示影響程度的大小,值為正且越大,表示正向影響程度越大,即自貿試驗區的設立對FDI的質和量有顯著提升作用。否則相反。FDIit是被解釋變量,表示FDI質量;Zit是一組控制變量集合,表示影響FDI質量的其他因素;Ui是時間固定效應,Vt是地區固定效應;εit是誤差項。

(二)變量選取與數據來源

1.變量選取。(1)被解釋變量。分為FDI的量和FDI的質,在借鑒Kumar[25]、仲鑫和陳相森[23]等的做法基礎上,分別設置FDI數量和FDI業績指數來測度FDI的量和FDI的質,其中,FDI數量用各地級市實際利用外資額/GDP來表示;FDI業績指數利用以下公式計算得到: FDI 業績指數 = (FDIit/FDIt) / (GDPit/GDPt),其中,FDIit表示城市i在t年實際利用FDI的金額,FDIt表示t年我國實際利用FDI的總金額,GDPit表示城市i在t年的GDP總規模,GDPt表示t年我國GDP的總規模。(2)解釋變量。本文設虛擬變量Dit為核心解釋變量,對于實施自貿試驗區政策且在樣本期內的處理組賦值為1,其他則為0。考慮到各自貿試驗區設立的時間以及可觀測數據的長短,在本文的樣本考察期內,將2013、2015、2017以及2018年之前設立自貿試驗區的城市均賦值為 0,2013、2015、2017以及2018年當年及之后年度設立自貿試驗區的城市均賦值為 1。(3)控制變量。參考相關研究,由于FDI的質(fqlity)和量(fqtity)還受經濟發展水平、對外開放程度、基礎設施、勞動力成本、政府干預度、產業結構等因素的影響。本文將其引入作為控制變量進行基準回歸。其中,經濟發展水平(gdp)用各地級市歷年人均GDP表示;對外開放程度(opening)用進出口總額與GDP比值來表示;基礎設施(infra),用城市道路面積來反映各地級市基礎設施狀況;勞動力成本(labor)用城鎮單位在崗職工平均工資/人均GDP來表示;政府干預度(gov),用地方財政一般預算支出/GDP表示;產業結構(indu),用第三產業產值占GDP比重表示。

2.數據來源與樣本說明。中國2013年首批設立自貿試驗區城市,2015年、2017年、2018年分別設立第二、三、四批共26個城市的自貿試驗區,考慮到自貿試驗區設立的政策效應可能存在一定的滯后性,結合數據的可獲得性和真實性,本文選取2005—2019年的數據,由于西藏數據缺失較嚴重,中國港澳臺地區未涉及,因此本文的研究對象為其他30個省市的234個地級市樣本。實證部分選用的數據主要來源于《中國城市統計年鑒》《中國統計年鑒》《中國區域統計年鑒》以及中經網、國泰安、EPS等數據庫,對于缺失數據無法查詢的,通過移動平均法進行相應完善,對控制變量取對數處理(表1)。

表1 描述性統計

四、實證結果與分析

(一)基準回歸結果

如表2對自貿試驗區設立作用于外商直接投資效應的基本回歸結果進行了展示,第(1)(2)列為未加入控制變量時自貿試驗區作用于外商直接投資質和量的基本回歸結果,第(3)(4)列為加入控制變量之后的回歸結果。從整體上看,無論是否加入控制變量,核心解釋變量的系數均呈顯著特征,說明自貿試驗區設立對FDI有重要的影響。

表2 基準回歸結果

具體看,一方面,對FDI的量來說,未加入控制變量情況下自貿試驗區設立呈現在5%的水平上的顯著正向影響;加入控制變量后,自貿試驗區設立對FDI的正顯著性轉為負顯著,這可能是由于自貿試驗區的設立是國家經濟高質量發展的抓手,相關措施的實施以及對外商投資的門檻的提高一定程度上阻擋了部分低質量外資的進入。另一方面,對FDI的質來說,無論是否加入控制變量,自貿試驗區設立的核心解釋變量對FDI質的影響都顯著為正,這說明自貿試驗區的設立對FDI質量有重要的正向促進作用。自貿試驗區設立的優惠政策及營商環境的改善等政策的加持,優化了區內的產業結構,帶動了區內企業的競爭及技術創新,使得引進外資的質量越來越高,驗證了本文的基本假設。影響因素方面,可見政府干預、對外開放程度、產業結構、經濟發展水平以及基礎設施等因素對外商直接投資的質量呈顯著的正相關,且在1%和5%的水平上顯著;豐富的土地資源雖然一定程度上會吸引更多數量的外商直接投資,但從研究結果來看不是影響FDI質的關鍵因素。其中,勞動力成本對外商直接投資表現為顯著的負向影響。為了吸引人力資源流入,自貿試驗區普遍實施了各級各類人才政策,提高技能工人待遇水平,導致勞動力要素價格水平上漲[15],影響了外商投資企業投入更多的研發力量,則不利于外商直接投資質的進一步提升。

(二)穩健性檢驗

為檢驗回歸結果的穩健性,本文通過改變自貿試驗區設立時間、替換被解釋變量以及運用傾向得分匹配三種方法對基準回歸結果進行穩健性檢驗。如表3所示。

1.變換政策實施時間。本文通過改變自貿試驗區設立的實施時間來展開穩健性檢驗。如假設自貿試驗區的設立滯后1—2年的情況,判斷前文基本回歸的穩健性。表3展示了前四批自貿試驗區的設立時間(2013、2015、2017、2018)滯后一年(D_after1)和兩年(D_after2)的回歸結果。從表中可以看到,對FDI的量來說,無論滯后一年還是兩年,自貿試驗區的設立對外商直接投資的影響效果均顯著為負且至少在5%的水平上顯著,印證了之前估計結論的穩健性。

2.替換被解釋變量。為了進一步檢驗結果的穩健性,本文繼續變換被解釋變量測試其穩健性。通過變換一個同樣能反映外商直接投資質和量的指標實證檢驗是否能產生與前文同樣的結果。如果發現該指標的檢驗結果與前文一致,就說明能為前文的檢驗結論提供一個有力的證明。本文考慮把反映外商投資量的被解釋變量FDI數量(實際利用外商直接投資額/GDP)替換為從規模上反映外商投資的指標——FDI規模(FDI實際利用額/外資企業數)。表3第(5)(6)列展示了變換被解釋變量后的回歸結果。另一方面,把反映FDI質的指標FDI業績指數替換為FDI 企業本地化水平,利用各個地級市歷年 FDI 的工業生產總值與其工業總產值之比計算得到。如第(6)列展示,將代表FDI質的指標替換為FDI本地化程度之后,回歸結果依然顯著為正,這再次證明了自貿試驗區的設立對外商直接投資的質具有正向促進作用,與前文結論一致。

3.傾向得分匹配。自貿試驗區對外商投資水平的影響可能受到特定地區的影響,即可能存在樣本的選擇性偏差。因此本文利用傾向得分匹配法對前文的基本結論進行進一步的檢驗。通過傾向得分匹配法能夠最大程度地消減設立自貿試驗區的選擇性偏差和混雜偏差,實驗方法為采用 Psmatch2 統計包用 Probit 模型進行擬合回歸,在未設立自貿試驗區的城市中找到與處理組相似的控制組組合。在此基礎上,再與匹配的控制組進行回歸檢驗。

如表3 最后兩列顯示,在考慮了可能存在的樣本選擇偏差問題后,自變量did仍然對被解釋變量具有顯著促進作用。因此可以認為即使采用傾向得分匹配方法挑選更加可比的城市樣本,本文的結論依然成立。

表3 穩健性檢驗

五、進一步分析

(一)區域異質性

中國自貿試驗區形成的東中西協調,陸海統籌的全方位、高水平的區域開放新格局,發揮著對標高質量營商環境,推進國內開放發展的重要功能[26]。因此,在上述研究的基礎上,本文進一步思考的是自貿試驗區的設立對FDI質量的影響是否會在中國不同的地區之間呈現不一樣的政策效果?如果存在異質性,進一步分析造成這種差異的原因是什么?因此,為驗證這一假設,本文對中國西北、東部、中部、西南以及東北五個地區依次進行分組回歸,結果如表4 所示。無論是FDI量還是質,自貿試驗區的設立對西北地區的影響均顯著且在1%的水平上為正向顯著,表明自貿試驗區的設立能夠有效提高西北地區FDI的質和量;其次,如表4描述,對于東部地區和西南地區,FDI質的交乘項的系數均在5%的水平上顯著為正,說明自貿試驗區設立顯著提升了這兩個地區吸引FDI的質;因此可以看出,相比于東部沿海城市,自貿試驗區對西部內陸城市的吸引作用要更加明顯。東北地區FDI量的交乘項的系數呈顯著為負的結果,說明自貿試驗區的設立一定程度上抑制了該地區FDI數量的提升。

(二)是否存在其他政策效應

2013年9月29日,中國(上海)自貿試驗區正式掛牌。試驗區按照“非禁止即開放”原則,這是中國第一次用負面清單管理外商對華投資。此后,中國陸續在自貿試驗區內率先實施“負面清單”政策,“負面清單”政策的實施步伐基本與自貿試驗區的設立保持一致。營商環境等的改善能促進外商直接投資[27-28],“負面清單”政策為提升外資發展水平提供了良好機遇,也對自貿試驗區內吸引FDI的質與量起到了一定作用。部分設立自貿試驗區的地區同時也實施了“負面清單”政策,因此,為檢驗這一政策效應的影響,本文整理了“負面清單”政策的相關信息,進而構建“是否為‘負面清單’政策實施城市的虛擬變量nr”,若是則賦值為1,否則為0,同時將其與時間虛擬變量time交乘,構成交乘項neglist作為控制變量加入式中進行檢驗。如表4第(11)(12)列所示,加入neglist后,自變量did對FDI的量的影響在1%的水平上顯著為負,與前面的基準回歸是一致的,同時可以發現,“負面清單”政策的實施可能因為抵制了部分低質量FDI的進入,從而也在一定程度上抑制了地區FDI數量的提升。

表4 異質性分析結果

(三)地區異質性成因的機制探討

如前面分析所示,自貿試驗區的設立對不同地區的FDI質和量有不同程度的抑制或提升作用,同時也驗證了本文提出的基本假設2。將勞動力成本、政府干預程度、對外開放程度、產業結構、土地資源、經濟發展水平、基礎設施與自貿試驗區政策的交互項分別單獨引入到基本模型中,識別自貿試驗區的設立對FDI質量的影響,在不同地區差異性的成因。政府干預程度、對外開放水平、土地資源、經濟發展水平與自貿試驗區政策的交互項的系數均不顯著,說明政府干預程度、對外開放水平、土地資源、經濟發展水平不是造成自貿試驗區對不同地區FDI的質和量影響差異的主要原因。對FDI的量來說,勞動力成本、產業結構、基礎設施與自貿試驗區政策的交互項系數均顯著且勞動力成本與產業結構至少在10%的水平上顯著為負,這說明勞動力成本與產業結構是影響,在不同地區FDI數量差異的重要原因,勞動力成本越高,自貿試驗區政策的實施對FDI數量的提升作用越弱,這是由于勞動力成本的增加會導致企業經營成本的上升,進而制約自貿試驗區對FDI數量的提升作用。無論是FDI的質還是量,基礎設施與自貿試驗區政策交互項系數均顯著為正,這說明基礎設施是影響地區差異性的重要因素,基礎設施越完善的地區吸引FDI的能力越強,越有利于FDI質量水平的提升(表5)。

表5 異質性成因機制分析

六、結論與建議

本文基于2005—2019年全國234個城市的面板數據,運用多期雙重差分法,以首批及第二、三、四批設立的自貿試驗區所在的城市為處理組,其余城市則為控制組,研究自貿試驗區的設立提升了FDI的質還是量?研究結果如下:

第一,通過基準回歸看,無論是否加入控制變量,自貿試驗區的設立都對FDI產生顯著影響,且對FDI的量有反向作用,對FDI的質呈顯著正向作用。自貿試驗區成立之后,會提升地區FDI的質,抑制FDI的量的提升,基本假設成立。

第二,經過傾向得分匹配進行檢驗后,發現結果依然顯著,證明了回歸結果的穩健性;替換被解釋變量FDI的質為FDI本地化程度之后,自貿試驗區對FDI的質仍然為正向顯著;進一步假設政策實施時間后移,引入滯后一期和兩期的解釋變量,發現滯后一期檢驗之后回歸結果顯著,本文結論依然成立。

第三,在基準回歸的基礎上,本文進一步分析得到自貿試驗區設立對FDI質和量影響具有地區差異性,自貿試驗區的設立對西北地區FDI質和量有顯著提升作用,同時也顯著提升了東部地區和西南地區的FDI的質,抑制了東北地區FDI的量的增加;對地區差異性進一步分析發現勞動力成本與產業結構是影響不同地區FDI數量差異的重要原因,勞動力成本越高,自貿試驗區的設立對FDI量的提升作用越弱,基礎設施越完善的地區吸引FDI的能力越強,越有利于FDI質量水平的提升。

因此,本文的政策含義包括:第一,應積極推進越來越多的城市加入自貿試驗區建設的隊伍。充分發揮自貿試驗區的帶頭示范作用,形成可復制可推廣的吸引外資的實踐經驗,加快推進自貿試驗區試點城市擴容,積極擴大自貿試驗區對外商直接投資質量的提升效益。第二,實施準入前國民待遇和負面清單制度,推進利用優惠便利措施向制度創新優勢升級,實現FDI的量與質并重,促進提升FDI質量,為實現中國經濟高質量發展提供“支撐”。第三,全國不同地區應著眼于自身的資源稟賦及發展特點,充分發揮自貿試驗區的政策優勢,同時發揮相應地區固有的低勞動力成本、基礎設施完善等的優勢,對經濟發展相對落后地區提升FDI數量的引進,對東部經濟發展程度較高的城市在引進FDI數量的同時更要注重FDI的質量,為經濟可持續健康發展增添動力。