雙邊投資協(xié)定促進中國對外直接投資了嗎?
——基于多維度的視角

王 光,林長松,代 睿

(1.中國財政科學(xué)研究院,北京 100142;2.首都經(jīng)濟貿(mào)易大學(xué) 城市經(jīng)濟與公共管理學(xué)院，北京 100070;3.首都師范大學(xué) 管理學(xué)院,北京 100048)

引 言

自1982年中瑞生效第一份中外雙邊投資協(xié)定(BIT)以來，中國BIT的實踐經(jīng)歷了四個階段，前兩個階段處于中國積極吸引外資與參與“南南合作”的背景之中，從第三階段開始，中國的BIT實踐是在積極參與國際經(jīng)濟合作的進程中進行的(王光等，2019)[1]。這一時期，中國開始將“走出去”作為國家戰(zhàn)略，特別是加入WTO后，中國企業(yè)在這一階段加快了對外投資的速度，擴大了對外投資的規(guī)模。近20年的發(fā)展，中國逐步成為全球重要的資本輸出國。2003—2015年中國對外直接投資實現(xiàn)連續(xù)13年快速增長，年均增幅高達35.9%；2014年中國實際對外投資額超過吸引外資額，歷史上首次成為對外凈投資國；2015年中國對外直接投資創(chuàng)下1 456.7億美元的歷史新高，占到全球流量份額的9.9%，首次位列世界第二，中國對外直接投資存量占全球外國直接投資流出存量的份額由2002年的0.4%提升至4.4%，排名由第25位上升至第8位；2016年中國企業(yè)對外直投資接依舊保持強勁勢頭，投資額達1 832億美元，同比增長25.8%，目前僅次于美國。

理論上講，BIT具有促使東道國為母國投資者提供穩(wěn)定、透明、可預(yù)期的投資環(huán)境，投資者對東道國的投資環(huán)境也就有了可預(yù)期判斷的基礎(chǔ)，進而促進外商直接投資活動。從實踐層面看，中國企業(yè)大規(guī)模走出去的階段正值中國BIT從早期以投資保護為主到開始積極推進投資自由化的轉(zhuǎn)變，這一時期中國對外簽訂并生效的BIT標準較高，與此同時也較為集中地更新BIT的版本，進一步提升對投資及投資者的保護與待遇水平(王光等，2019)[1]。作為全球重要的資本輸出國，通過積極參與國際投資規(guī)則的談判與制定，完善升級當前雙邊投資協(xié)定，以實現(xiàn)“減少東道國對中國企業(yè)投資活動的干預(yù)，增強東道國投資自由化，提高東道國投資環(huán)境的穩(wěn)定性和可預(yù)測性，降低中國企業(yè)對外投資的成本，加強對本國企業(yè)境外投資利益保護”之目的，是中國當前的現(xiàn)實需求?；诖吮尘埃槍@一時期雙邊投資協(xié)定對中國對外直接投資的影響研究，將對未來中國雙邊投資協(xié)定的實踐有重要的參考價值。

國內(nèi)已有相關(guān)文獻對該問題進行了初步研究，但這些研究多聚焦于雙邊投資協(xié)定與東道國制度環(huán)境之間的交互效應(yīng)(王光等，2018)[2]，并沒有關(guān)注到中國BIT之間的異質(zhì)性問題。楊宏恩等(2016)[3]構(gòu)建了中國BIT指數(shù)，對不同BIT之間的差異性進行了量化并研究了這些差異性對中國對外投資存量規(guī)模水平的影響。但楊宏恩等(2016)[3]對BIT異質(zhì)性信息的判定標準“顆粒較大”，尚未具體細化到各雙邊投資協(xié)定條款的文本差異上去，從而導(dǎo)致無法將具體條款之間的差異性完全捕捉(1)以公平公正待遇為例，一般地，雙邊投資協(xié)定中有明確標準衡量公平公正待遇的規(guī)范，若沒有規(guī)定相關(guān)標準，則需要依據(jù)BIT當中的其他條款來衡量，再參考一般國際法或東道國國內(nèi)法。相比較而言，在公平公正待遇中明確提及依據(jù)國內(nèi)法律法規(guī)，則意味著母國投資者就該待遇的訴求受到了東道國國內(nèi)法的實質(zhì)性限制，從而失去了依據(jù)國際法保護的可能性。因此，不同公平公正待遇之間的適用準據(jù)的差異性將直接影響到該條款對母國投資及投資者待遇水平與保護強度的差異性。但若要依據(jù)楊宏恩等(2016)的劃分標準，則無法充分挖掘出這種差異性，類似的情況同樣出現(xiàn)在其他投資待遇條款的異質(zhì)性判定中，如國民待遇與最惠國待遇 等，因此，這種“粗顆?！钡臉藴视斜匾M一步細化，才可以準確捕捉雙邊投資協(xié)定的異質(zhì)性。，雙邊投資協(xié)定指數(shù)的構(gòu)建標準有待進一步細化。此外，已有研究并沒有考慮到以下兩個特征事實：其一，BIT的異質(zhì)性除了文本之間的差異性之外，還有存在時間長度的差異性，即BIT生效時間長短是否會影響對外直接投資水平；其二，BIT的更新是否會影響到對外直接投資水平。

為進一步完善已有研究，本文借鑒已有文獻進行異質(zhì)化處理雙邊投資協(xié)定的方法，依據(jù)國際投資法學(xué)者Dolzer(2012)[4]與單文華(2009)[5]對國際投資法與仲裁案例的分析，基于保護母國投資者利益的立場，尋找雙邊投資協(xié)定中反映出異質(zhì)性的信息點，經(jīng)量化后構(gòu)建了中國雙邊投資協(xié)定異質(zhì)性指數(shù)。從多維度(BIT強度異質(zhì)性、BIT更新升級、BIT生效時長等)考察異質(zhì)性BIT對中國對外直接投資流量水平的影響。

一、理論基礎(chǔ)與假設(shè)

(一)基于雙邊投資協(xié)定同質(zhì)性條件下的假設(shè)

通過整理分析相關(guān)文獻(王光等，2018)[2]發(fā)現(xiàn)，BIT對外商直接投資的影響機制主要表現(xiàn)為承諾效應(yīng)、信號效應(yīng)、交互效應(yīng)。其中，承諾效應(yīng)理論認為，BIT提供了一種有約束力的法律機制，BIT的締約國雙方讓渡了部分外資管制權(quán)，在這一條件禁止政府限制外資。東道國政府以其國家信用作擔(dān)保，保護外資產(chǎn)權(quán)，一旦東道國政府的政策違反BIT時，利益相關(guān)的投資者可依據(jù)BIT條款通過國際仲裁維護自身權(quán)益。BIT對外商直接投資的積極影響不是自發(fā)的，而是依賴于締約國持續(xù)遵守BIT的可信度。信號效應(yīng)理論認為，各國政府通過BIT的商簽及修訂，正式向投資者發(fā)出信號，傳遞其保護境內(nèi)投資的信息，從而吸引外商直接投資。若締約BIT是有成本付出(締約BIT需要承擔(dān)各種成本，如商簽成本、遵守成本、聲譽成本等)的信號(東道國給予外資產(chǎn)權(quán)保護，提供可預(yù)期的營商環(huán)境)，則BIT的締約會促進外商直接投資的增加。

BIT的簽訂與BIT的生效對外商直接投資的影響是有差異的，Egger與Pfaffermayr(2004)[6]發(fā)現(xiàn),簽訂BIT對外商直接投資的正向影響程度較弱，甚至對部分國家不顯著，而生效的BIT則會顯著促進外商直接投資。Haftel(2010)[7]也考慮到簽約BIT與生效BIT之間的區(qū)別，經(jīng)過實證檢驗BIT對美國流向發(fā)展中國家的直接投資影響后，發(fā)現(xiàn)生效的BIT對外商直接投資有正向影響。作者認為只有生效的BIT才是有成本代價的信號，是給予外商投資保護不可撤銷的可信承諾，簽訂但沒有生效的BIT并沒有提供給投資者有價值的信息，不能降低在發(fā)展中國家長期投資的風(fēng)險?；谏鲜鲇懻?，本文提出如下假設(shè)：

假設(shè)H1a:生效BIT能夠促進中國對締約東道國的直接投資流量

2000年以后中國開始將“走出去”作為國家戰(zhàn)略，加入WTO后中國加快了對外投資的速度，擴大了對外投資規(guī)模，與此同時，中國利用外資水平不斷提高。在這種背景下，中國與部分締約國就對已有BIT陸續(xù)進行了更新升級，更新后的中外BIT標準水平隨之提升，這主要體現(xiàn)在兩個主要方面：其一，BIT中增加了“國民待遇”；其二，BIT中增加了更為自由的“投資者—國家爭端解決機制”(王光等，2019)[1]。更新后的BIT對投資及投資者的保護程度與待遇水平標準都提升了，從而使得BIT的承諾效應(yīng)與信號效應(yīng)隨之增強，因此本文提出如下假設(shè)：

假設(shè)H1b:更新BIT能夠促進中國對締約東道國的直接投資流量

(二)基于雙邊投資協(xié)定異質(zhì)性條件下的假設(shè)

將雙邊投資協(xié)定看作一個整體且是同質(zhì)的，忽略了各雙邊投資協(xié)定之間的差異性，這樣的同質(zhì)化處理沒有考慮雙邊投資協(xié)定的形式及內(nèi)容的異質(zhì)性可能會對外商直接投資活動產(chǎn)生不同的影響。大部分文獻基于國家層面去研究設(shè)計，統(tǒng)計每一個國家簽訂的雙邊投資協(xié)定數(shù)量，或基于締約國雙邊設(shè)計，構(gòu)建所有成對國家是否簽訂雙邊投資協(xié)定的啞變量，這些分析結(jié)果的有效性成立，但很難解釋雙邊投資協(xié)定促進外商直接投資水平的內(nèi)在邏輯(Allee等，2010)[8]。Chaisse 和 Bellak(2011)[7]已指出當前雙邊投資協(xié)定之間條款內(nèi)容的諸多差異，通過梳理 40 篇相關(guān)實證文獻總結(jié)出雙邊投資協(xié)定的差異性對外商直接投資的影響效應(yīng)。在國際投資規(guī)則尚未形成全球統(tǒng)一共識的背景下，各國均在其雙邊投資協(xié)定實踐中給予不同締約方投資者及投資的保護度與待遇標準是不同的，而這種不同進而導(dǎo)致BIT對外商直接投資的承諾效應(yīng)與信號效應(yīng)出現(xiàn)不同的作用效果。

假設(shè)H1b:生效的BIT對投資與投資者的保護標準與待遇水平越高，則對中國對締約東道國的直接投資流量促進作用越大

BIT促進外商直接投資的作用依賴于簽約東道國持續(xù)遵守條約以及規(guī)避國際投資爭端的結(jié)果，隨著生效BIT的存續(xù)時間增加，一方面BIT作為信息提供與聲譽構(gòu)建的工具可以不斷增強東道國的信用(Allee and Peinhardt,2011)[10]，從而更明顯地傳遞出東道國保護外商投資并完善投資環(huán)境的承諾信息(Tobin and Rose-Ackerman，2010)[11]；另一方面，在BIT生效期內(nèi)，BIT可以不斷優(yōu)化東道國的投資環(huán)境(Dolzer，2004)[12]，促使投資自由化，會進一步刺激現(xiàn)有的外商投資規(guī)模(Salacuse,1990[13]; Salacuse and Sullivan，2005[14])。基于上述討論，本文提出如下假設(shè)：

假設(shè)H2b:BIT生效的時間越長，則對中國對締約東道國的直接投資流量促進作用越大

二、實證研究設(shè)計

(一)樣本設(shè)計

考慮到中國雙邊投資協(xié)定的實踐階段特征與中國企業(yè)大規(guī)模走出去的特征事實(王光等，2019)[1]，研究2000年之前已經(jīng)簽訂并生效的BIT對中國企業(yè)“走出去”的影響效應(yīng)并不能形成邏輯上較為嚴謹?shù)慕?jīng)驗支撐，更為有利的經(jīng)驗分析應(yīng)選取2003年(中國對外直接投資統(tǒng)計公報發(fā)布的初始年)之后的樣本。因此，以2003年為時間分界線將中國對外直接投資的東道國樣本(選取2003—2015年我國對外直接投資的179個東道國，其中剔除以中國香港地區(qū)、中國澳門地區(qū)為中轉(zhuǎn)地以及流向英屬維爾京群島、開曼群島、百慕大群島等避稅地的樣本)分為四組。

首先，進行第一層級的分組(分為Treat組與Control組)。其中，Treat組中包括當前所有已經(jīng)與中國簽訂并生效的BIT締約國家，其余樣本國家均在Control組，Control組中的國家至今從未與中國簽訂BIT；其次，進行第二層級的分組。在Treat組中，將2003年之前未與中國簽訂BIT但在2003—2015年期間與中國生效BIT的國家放入treat-1組；在2003年之前與中國已生效且在2003—2015年期間與中國有更新BIT的國家并入treat-2組；在2003年之前已生效但在2003—2015年尚未更新BIT的國家歸入control組；再次，進行第三層級的分組。將treat-1組與Control組的樣本國家并入Group-1組；將treat-2組與control組的樣本國家并入Group-2組。具體信息見表1。

表1 樣本分組

(二)變量定義與構(gòu)建

1.被解釋變量

本文的被解釋變量為中國對各個東道國的直接投資流量(記為OFDIit)，其中，i表示東道國樣本中的某個國家，t表示2003—2015年期間的某一年，OFDIit表示中國于第t年在i國的直接投資流量。本文并未采用中國對外投資存量作為被解釋變量，原因在于此處倘若采取投資存量作為被解釋變量，則可能存在投資存量的路徑依賴問題(即上一年的投資規(guī)模會影響到當年的投資規(guī)模)，相比而言，采用投資流量較大程度上剔除了前期路徑依賴的影響。

2.解釋變量

本文的解釋變量為雙邊投資協(xié)定異質(zhì)性指數(shù)(記為Bit_strongit)，表示在第t年東道國i與中國之間生效的雙邊投資協(xié)定強度，指數(shù)越大則表明雙邊投資協(xié)定對中國企業(yè)的保護標準與待遇水平越高，越有利于中國企業(yè)，若在第t年東道國i與中國之間尚未有生效雙邊投資協(xié)定，則該變量取值為0。雙邊投資協(xié)定異質(zhì)性指數(shù)為各具體異質(zhì)性條款指數(shù)之和。各具體條款的異質(zhì)性指數(shù)測算如下：

(1)根據(jù)雙邊投資協(xié)定的實體條款與程序性條款的異質(zhì)性，將雙邊投資協(xié)定分為七大模塊，分別為投資定義與范疇、公平公正待遇、國民待遇、最惠國待遇、征收補償、保護傘、投資爭端解決。

(2)參考Lesher和Miroudot(2006)[15]對自由貿(mào)易協(xié)定中投資條款指數(shù)化的方法，分為兩個層級：第一層判定有無本條款的信息點；第二層判定在有該條款信息點的前提下，是否存有不同差異，并體現(xiàn)出強弱的區(qū)別。

(3)按照上述思路，第一層指數(shù)化的方法：有該條款信息點則賦值為1，沒有該條款信息點則賦值為0；第二層指數(shù)化的方法：在有該條款信息點的前提下，有強弱變化的區(qū)分，則賦值單位為0.5，各單項信息點指數(shù)的最小值為0，最大值為1。特別地，投資定義部分的最小值為0.5，考慮到國民待遇條款的重要性與特殊性，國民待遇下的待遇模式最大值為3。

表2為雙邊投資協(xié)定異質(zhì)性指數(shù)賦值標準。

表2 雙邊投資協(xié)定(BIT)異質(zhì)性指數(shù)具體賦值的標準(2) 依據(jù)國際投資法學(xué)者Dolzer和Schreuer(2012)與Gallagher和Shan(2009)對國際投資法與仲裁案例的分析，基于保護母國投資者利益的立場，對雙邊投資協(xié)定中反映出條款異質(zhì)性的信息點進行量化。

最惠國待遇適用階段適用范圍常規(guī)例外特殊例外從優(yōu)適用整體待遇準入后0準入階段0.5準入前階段1給予投資者的投資0投資+投資活動/收益/投資者0.5投資+與投資者有關(guān)的活動+收益1最惠國待遇的3條例外0最惠國待遇的2條例外0.5最惠國待遇的1條例外1有特殊例外0沒有例外1無國民待遇/最惠國待遇從優(yōu)0從優(yōu)國民待遇/最惠國待遇1非獨立的最惠國待遇條款0有獨立的最惠國待遇條款1國民待遇待遇模式適用范圍沒有國民待遇0盡最大努力模式0.5國內(nèi)約束+一般例外1國內(nèi)約束模式1.5完全準入+一般例外+其他例外2完全準入/非互惠2.5準入階段3給予投資者的投資0投資+投資活動/收益/投資者0.5投資+與投資者有關(guān)的活動+收益1征收與補償征收條件征收法律司法審查是否歧視利息補償最惠國待遇股東保護少于4個征收條件04個征收條件0.5多于4個或有保護傘條件1國內(nèi)法0尚未提及0.5國際法原則1無征收及補償?shù)乃痉▽彶?有征收及補償?shù)乃痉▽彶?無非歧視征收0非歧視征收1無利息補償0利息補償1無征收最惠國待遇0有征收最惠國待遇1無股東保護0股東保護1保護傘保護傘條款無保護傘條款0保護傘條款1

爭端解決爭端解決類型機制選擇解決無投資者—國家爭端解決0限制性爭端解決條款0.5擴張性爭端解決條款1無選擇權(quán)(國內(nèi)法院+專設(shè)仲裁)0未滿足ICSID的門檻,但是提前有磋商0.5有選擇權(quán)(國內(nèi)法院+專設(shè)仲裁+ICSID)1

每一具體條款指數(shù)為該條款下各異質(zhì)性信息點所對應(yīng)數(shù)值之和，以國民待遇為例，國民待遇條款指數(shù)為該條款下待遇模式對應(yīng)數(shù)值與適用范圍對應(yīng)數(shù)值之和。雙邊投資協(xié)定異質(zhì)性指數(shù)為各個具體條款指數(shù)之和。

3.控制變量

(1)對外直接投資動機

根據(jù)傳統(tǒng)對外直接投資理論，影響對外直接投資動機的主要因素有四類，即市場尋求型、資源尋求型、效率尋求型和戰(zhàn)略資產(chǎn)尋求型。

控制市場尋求動因：采用東道國每年的GDP總量規(guī)模(記為lngdp)與GDP增長率(記為gdpgrowth)衡量該國的市場機會與吸引力。市場尋求型對外直接投資可以是防守性的，母國投資者為規(guī)避東道國的貿(mào)易壁壘與市場準入限制，直接在東道國投資；而進攻性的市場尋求型對外投資在于開拓新的市場。市場尋求型對外直接投資受東道國市場規(guī)模、經(jīng)濟增長等因素影響較大。

控制資源尋求動因：采取東道國每年的礦石和燃料占該國總出口的比重(記為nature)來衡量。自然資源尋求型對外直接投資的動因在于東道國自然資源的豐裕程度，如油氣、礦物等自然資源。

控制效率尋求動因：采用東道國每年的人均GDP相比于中國的人均GDP的比重(記為wage)來衡量東道國的相對要素成本。效率尋求型對外直接投資利用國家間不同的要素成本來提高生產(chǎn)效率，因此對成本因素比較敏感。

控制戰(zhàn)略資產(chǎn)尋求動因：采用東道國每年的高科技出口占制成品出口的比重(記為technology)作為戰(zhàn)略性資產(chǎn)的代理變量。戰(zhàn)略資產(chǎn)尋求型對外直接投資以直接獲取或是間接溢出的形式取得東道國企業(yè)的戰(zhàn)略性資產(chǎn)，如生產(chǎn)技術(shù)、品牌資源、銷售渠道、管理經(jīng)驗等，從而實現(xiàn)母國企業(yè)的戰(zhàn)略性目標。

(2)東道國的貿(mào)易水平、經(jīng)濟開放度與經(jīng)濟穩(wěn)定

控制東道國的貿(mào)易開放度對其吸引外資的影響：采用東道國每年進出口貿(mào)易總額占比該國GDP總額的比重(記為openness)來度量東道國的貿(mào)易開放度水平，此處用進出口貿(mào)易額與GDP的總額比重變量作為代理變量，還反映出東道國允許或阻止跨境商品與資本流動的自由程度。

控制東道國的經(jīng)濟穩(wěn)定對其吸引外資的影響：以東道國每年的通脹水平(記為cpi)來度量其經(jīng)濟穩(wěn)定水平。

(3)東道國的制度因素

控制東道國制度環(huán)境對其吸引外資的影響：采取每年世界銀行公布的全球治理指標數(shù)據(jù)庫中的六個制度指標(即腐敗控制、政府效率、政治穩(wěn)定與非暴力恐怖主義、監(jiān)管質(zhì)量、法律規(guī)則、民主自由，見表3中的z1～z6)進行綜合分析，利用主成分分析法將六個指標合成為一個指標(見表3中的z0，合成過程中z1～z6的部分缺失值采用均值插值法進行補充)，以此度量東道國制度環(huán)境。作為穩(wěn)健性檢驗的一種處理方法，對六個子指標求和，以此測度東道國制度環(huán)境。

(三)模型設(shè)定與說明

參照大多數(shù)已有文獻的處理方法，將模型設(shè)定為：

OFDIit=β0+γ'Xit+β1·Bitit+μi+ηt+εit

上述模型為雙向固定效應(yīng)模型，分別控制了年份的時間固定效應(yīng)和東道國的國別固定效應(yīng)。其中，μi為國別固定效應(yīng)，控制了不同東道國之間的差異性；ηt為時間固定效應(yīng)，控制了每年的經(jīng)濟波動情況，反映時間特征，在一定程度上控制了時間趨勢；εit為隨機誤差項。模型中被解釋變量OFDIit(對數(shù)化處理方式見下文)，表示為中國在第t年對東道國i的直接投資流量；控制變量集合Xit表示：中國企業(yè)對外直接投資的動機(市場尋求型、資源尋求型、效率尋求型、戰(zhàn)略資產(chǎn)尋求型)，東道國經(jīng)濟開放水平，東道國經(jīng)濟穩(wěn)定，東道國制度環(huán)境(z0為度量制度環(huán)境維度因素“z1～z6”的主成分)。核心解釋變量Bitit分為四個維度(見表3)。

表3 雙邊投資協(xié)定(BIT)的多維度視角

(四)數(shù)據(jù)來源與處理

1.數(shù)據(jù)的來源

本文采用的數(shù)據(jù)主要來自《中國對外直接投資統(tǒng)計公報》、世界銀行發(fā)展指標數(shù)據(jù)庫、全球治理指標數(shù)據(jù)庫。被解釋變量(OFDIit)數(shù)據(jù)來源于2003—2015年我國對179個國家的直接投資流量(在選取中國對外直接投資數(shù)據(jù)時剔除了以中國香港、中國澳門為中轉(zhuǎn)地以及流向英屬維爾京群島、開曼群島、百慕大群島等避稅地的樣本)。模型中各個控制變量數(shù)據(jù)均來源于世界銀行發(fā)展指標數(shù)據(jù)庫與全球治理指標數(shù)據(jù)庫。

2.對原始數(shù)據(jù)的處理

第一，對各個經(jīng)濟變量的絕對量數(shù)據(jù)(東道國GDP以及中國對其直接投資流量及流量OFDI)度量單位統(tǒng)一為萬美元，并進行平減化處理(以2010年為基準年)，剔除通脹因素。

(五)變量的統(tǒng)計性描述

具體見表4。

三、實證結(jié)果分析

(一)基于BIT同質(zhì)視角

將中國對外簽訂并生效的BIT看作是同質(zhì)的。分析生效BIT是否會促進中國企業(yè)對締約國的投資流量?？梢钥闯?，表5第(1)列中的核心解釋變量Bit_yearit(生效的雙邊投資協(xié)定)在10%的顯著水平下對中國企業(yè)對外直接投資流量有影響。作為對表5第(1)列回歸分析的穩(wěn)健性檢驗，第(2)列控制變量中東道國制度環(huán)境變量更換為六個制度環(huán)境指標之和。

(二)基于BIT異質(zhì)性視角

依據(jù)表2的標準對中國對外生效的BIT進行異質(zhì)化處理，異質(zhì)化后的BIT反映出不同BIT之間的強度差異?？梢钥闯?，表5第(3)列中的核心解釋變量Bit_strongit(生效的異質(zhì)性雙邊投資協(xié)定)在10%的顯著水平下對中國企業(yè)對外直接投資流量有正向影響，這表明BIT對中國企業(yè)境外投資利益的保護越強，越有利于中國企業(yè)增加對外直接投資流量規(guī)模水平。其中，第(4)列是對第(3)列回歸分析的穩(wěn)健性檢驗。

(三)考慮到BIT有更新升級的情況

Group-2組描述了這樣的事實：部分BIT締約國與中國在原有生效BIT的基礎(chǔ)上進行了更新開放，為考察BIT的更新升級是否有利于促進中國對外直接投資的流量水平，表5第(5)-(6)列在Group-2組中進行了驗證，第(6)列為第(5)列的穩(wěn)健性檢驗結(jié)果。第(5)-(6)列中的核心解釋變量bit_yearit均不顯著，這表明對于已生效BIT的更新與升級并未顯著促進中國對外直接投資的流量水平。

出現(xiàn)這一結(jié)果的可能原因是Group-2中treat-2組中的國家樣本(與中國有過BIT更新的東道國)較少。treat-2組中的樣本反映出2003年以后中國開始陸續(xù)對部分雙邊投資協(xié)定進行更新升級以更好地服務(wù)“走出去”戰(zhàn)略的特征事實。王光等(2019)[1]指出了中國雙邊投資協(xié)定實踐與中國參與自由貿(mào)易協(xié)定實踐之間的關(guān)聯(lián)性，即中國對外簽訂的自由貿(mào)易協(xié)定中涉及投資規(guī)則的投資章節(jié)與相對應(yīng)的締約東道國之間生效的雙邊投資協(xié)定,這二者之間有直接的相關(guān)性，即其認為部分以自由貿(mào)易協(xié)定為載體的投資規(guī)則是相對于已有生效BIT的升級。現(xiàn)實中的證據(jù)：2003—2015年中國已經(jīng)簽訂的10個自由貿(mào)易協(xié)定中均含有投資章節(jié)，并且這10個自由貿(mào)易協(xié)定中就有7個自由貿(mào)易協(xié)定締約國在此之前均與中國另有獨立的且生效的雙邊投資協(xié)定存在。從自由貿(mào)易協(xié)定簽訂的時間看，均在相對應(yīng)的中外雙邊投資協(xié)定生效之后；從其所包含投資章節(jié)的內(nèi)容上分析，均比相對應(yīng)的中外雙邊投資協(xié)定的標準更高。

綜合上述特征事實，本文從廣義范圍上將這些自由貿(mào)易區(qū)內(nèi)的國家歸入treat-2組的樣本之中,并進一步驗證假設(shè)H1b。與表5的第(5)列與第(6)列相比較，從第(7)列與第(8)列的結(jié)果中可以看出：雖然統(tǒng)計意義上bit_yearit的系數(shù)并不顯著，但bit_yearit的系數(shù)明顯提升，且聚類穩(wěn)健標準誤下的T值有明顯增大變化(P值約為10.2%，接近10%的顯著水平)也能間接說明BIT更新與升級對中國對外直接投資流量促進作用是存在的。這種促進作用產(chǎn)生的原因可能在于東道國通過BIT的更新與升級可向投資者傳遞保護境內(nèi)投資的信息(Neumayer and Spess,2005[17]; Egger and Pfaffermayr,2004[6]; Salacuse and Sullivan，2005[14]；Tobin and Rose-Ackerman，2006[18])。較之前已生效的 BIT，東道國升級更新后的BIT對外商投資的保護標準與水平更高，會傳遞給投資者更強的承諾信息(Büthe and Milne，2009[19]；Tobin and Rose-Ackerman，2011[11])。

四、內(nèi)生性與反向因果關(guān)系的檢驗

考慮到模型中的核心解釋變量Bit_yearit與被解釋變量OFDIit之間可能存在互為因果的關(guān)聯(lián)，從而導(dǎo)致模型的內(nèi)生性問題出現(xiàn)，即中國傾向于與那些主要投資東道國簽訂雙邊投資協(xié)定，而與投資體量并不大的東道國簽訂雙邊投資協(xié)定的激勵不足，主要原因在于中國企業(yè)大規(guī)模走出去，其境外投資利益的保護與投資待遇的需求也隨之增加，這些因素導(dǎo)致中國傾向于與相應(yīng)東道國簽訂雙邊投資協(xié)定，從而出現(xiàn)逆向因果的問題，在此種情況下評估雙邊投資協(xié)定對中國投資影響作用會導(dǎo)致高估結(jié)果，更嚴重地會出現(xiàn)偽回歸。

此處借鑒Blonigen與Davies(2004)[20]以及Yoram(2010)[7]驗證內(nèi)生性的方法，進一步考察在中國雙邊投資協(xié)定的實踐中是否存在內(nèi)生性的情況。本文驗證內(nèi)生性的基本邏輯思路如下：考慮到雙邊投資協(xié)定與對外直接投資的內(nèi)生性程度，中國應(yīng)該優(yōu)先與那些較高累計投資存量規(guī)模水平的東道國談判并簽訂雙邊投資協(xié)定。為了評估這種程度，現(xiàn)將所有中國企業(yè)對外投資的東道國樣本分為三類(第一類為簽訂雙邊投資協(xié)定的東道國；第二類為生效雙邊投資協(xié)定國家；第三類為更新雙邊投資協(xié)定國家)，并依據(jù)中國對各東道國投資存量規(guī)模大小依次排序。以簽訂雙邊投資協(xié)定樣本為例，具體操作是：在雙邊投資協(xié)定締約簽訂的當年，考慮所有投資東道國的投資存量規(guī)模排序，并考察當年簽訂雙邊投資協(xié)定締約國的排序。基于內(nèi)生性假定，投資規(guī)模較大的國家應(yīng)該是那些簽訂雙邊投資協(xié)定的締約國。動態(tài)地看，隨著中國雙邊投資協(xié)定計劃推進，這種排序的邏輯會順延下去，即相比于投資規(guī)模水平排序靠前的東道國，那些投資規(guī)模并不大的國家會滯后于前述這些國家，并與中國依次進行雙邊投資協(xié)定的簽訂。因此，需要同時考察那些投資存量排序在當年簽訂雙邊投資協(xié)定締約國之前并且尚未與中國簽訂雙邊投資協(xié)定的東道國數(shù)量。表6中的內(nèi)生性檢驗分為三組：第一組與第二組分別以簽訂、生效雙邊投資協(xié)定時間為準，在所有東道國樣本中剔除1982—2003年已經(jīng)與中國簽訂或生效的東道國(包括有過更新雙邊投資協(xié)定的東道國)；第三組主要在已經(jīng)生效雙邊投資協(xié)定的樣本國家中進行驗證。

假設(shè)存在逆向因果關(guān)聯(lián)，依此邏輯，中國應(yīng)該與那些投資規(guī)模水平靠前的東道國優(yōu)先進行雙邊投資協(xié)定的商簽，從而尋求更有利于中國企業(yè)境外投資利益的保護。但通過表6的統(tǒng)計分析可以發(fā)現(xiàn)，大部分的締約國并非是中國主要的投資東道國(依據(jù)中國對其投資規(guī)模水平排序)，平均地，締約當年的東道國排序為29，而大概有23個尚未與中國簽訂雙邊投資協(xié)定的國家排序均在當年締約國之前(以第一組樣本為例)。因此可以認為，回歸模型中可能存在的內(nèi)生性問題并不突出。

但需要注意的是，表6的估計是較為保守的，原因在于：其一，在每一年所有投資東道國(地區(qū))中，本文剔除中國香港、中國澳門以及中國臺灣地區(qū)，同時剔除了傳統(tǒng)上的避稅天堂，如開曼群島、英屬維爾京群島以及盧森堡等國家，而這些地區(qū)或國家均是中國對外投資的重要目的地，并且投資規(guī)模較大；其二，考慮到中國對外直接投資統(tǒng)計始于2003年，而中國早已在1982年開始雙邊投資協(xié)定實踐，因此1982—2003年的內(nèi)生性驗證并沒有統(tǒng)計在表6中；其三，考慮到有些國家并沒有簽訂或是更新雙邊投資協(xié)定，但是卻在與中國的自由貿(mào)易協(xié)定中有專門的投資章節(jié)進行了補充，這些情況也沒有統(tǒng)計在表6中。

五、樣本選擇與PSM后的穩(wěn)健性檢驗

考慮到回歸分析中可能存在的樣本選擇問題，某些特征因素可能會顯著影響中國企業(yè)的對外投資行為，從而導(dǎo)致其偏好于對具有這些特征因素的東道國投資，更進一步地，中國更偏好于與具有這些特征因素的東道國商簽雙邊投資協(xié)定，從而保護這些“走出去”企業(yè)的境外投資利益。比如，東道國的制度環(huán)境與投資環(huán)境良好，企業(yè)在境外投資利益能夠得到充分的保護并享受相應(yīng)的投資待遇；或是東道國的資源、技術(shù)稟賦豐富，吸引企業(yè)前去投資；抑或是東道國的市場規(guī)模大、潛力大、經(jīng)濟發(fā)展穩(wěn)定等原因，有利于企業(yè)擴大規(guī)模效應(yīng)，擴張海外經(jīng)營。這些東道國的特征均會吸引中國企業(yè)對具有這些特征性因素的樣本國家進行投資，同時中國也有與這些樣本國家簽訂雙邊投資協(xié)定的潛在動機，此時就出現(xiàn)了樣本選擇的問題。在這種情況下，估計雙邊投資協(xié)定對中國對外直接投資的影響是有偏的，為了緩解這一問題，需要采用PSM方法予以解決。

克服樣本選擇的方法在于利用一系列的樣本特征因素(理論上越多越好)去構(gòu)造虛擬對照組(多采用傾向得分匹配方法)，這一過程類似于尋找實驗組的雙胞胎鏡像。具體方法是：估計一個Probit模型，以是否生效雙邊投資協(xié)定作為因變量，解釋變量為上述回歸模型中的各個控制變量，其中包括有中國企業(yè)對外直接投資的動機、東道國經(jīng)濟穩(wěn)定水平、東道國經(jīng)濟開放水平、東道國制度環(huán)境(分別有z1～z6六個子維度)，同時控制年份與國家固定效應(yīng)，計算每一年中國與東道國“i”生效雙邊投資協(xié)定的概率?？紤]到樣本容量與自由度等問題，在權(quán)衡匹配估計效果的有效性與誤差程度的取舍后，采取1∶5的最近鄰匹配法進行匹配。鑒于雙邊投資協(xié)定生效的時間并非統(tǒng)一，近乎每年均有締約雙邊投資協(xié)定的計劃，故對全樣本進行逐年匹配，從而形成新的子樣本面板數(shù)據(jù)。

重點考察Group-1中的樣本國家，確保樣本之間具有更干凈的可比性。上述表5中(1)～(4)列的回歸結(jié)果主要討論了相比較于沒有與中國生效BIT的國家，那些與中國生效BIT的國家是否因為BIT的生效而導(dǎo)致中國企業(yè)對其直接投資量的增加。需要注意的是，Treat組中包括了treat-2組以及control組里的樣本國家，treat-2中的國家均與中國更新過BIT，而control組中的國家雖然沒有與中國更新過BIT，但是在2003年之前它們均已與中國簽訂并生效過BIT，這些樣本的存在可能會導(dǎo)致估計出的影響效應(yīng)并不干凈，因此需要剔除在2003年之前就已經(jīng)生效BIT的國家。為保證效應(yīng)評估的穩(wěn)健性與可比性，需要進一步分析Group-1組的樣本情況，在Group-1組中，treat-1里只包括2003—2015年與中國簽訂并生效BIT的國家，而對照組Control里只包括2003—2015年并未與中國簽訂且生效BIT的國家。

表7中的回歸結(jié)果分析如下：

表7 回歸分析(二)

(一)基于BIT的同質(zhì)視角

由表7第(1)列的回歸結(jié)果可以看出，在這些最具有可比性的樣本國家(Group-1組樣本)中，核心解釋變量Bit_yearit(生效BIT)在5%的顯著水平下促進了中國對外直接投資流量。第(2)列是對第(1)列回歸分析的穩(wěn)健性檢驗。

(二)基于BIT的異質(zhì)性視角

表7第(3)列是在Group-1組中分析BIT的異質(zhì)性對中國企業(yè)“走出去”的影響效應(yīng)。結(jié)果顯示：核心解釋變量Bit_strongit(BIT異質(zhì)性指數(shù)度量了BIT對投資與投資者利益保護與待遇水平的程度差異)顯著影響中國對外直接投資的流量水平，即隨著BIT強度的增加，中國企業(yè)對外直接投資的流量規(guī)模更大。由第(4)列對第(3)列的穩(wěn)健性檢驗可見，第(3)列的結(jié)論依然在5%的顯著水平下成立。

(三)基于BIT時長視角

Yackee(2008)[21]指出投資者對BIT的認知不足會導(dǎo)致BIT與外商直接投資之間的作用聯(lián)系無法確立。因此，就需要考慮是否存在這樣的可能：隨著BIT生效時間增加，越來越多的投資者對BIT的了解也會不斷深化，從而會利用BIT更加全面地保護自身的投資利益？鑒于此，表7第(5)與第(6)列就從時間維度去分析核心解釋變量Bit_longit(BIT生效時長)對中國對外直接投資流量水平的影響。結(jié)果顯示：生效BIT的時長顯著影響中國企業(yè)對締約東道國的直接投資流量水平，即生效BIT的時間越長，BIT對中國對外直接投資流量水平的影響越大。一方面，隨著BIT生效時間的增加，東道國給予外商投資待遇水平的聲譽形成增加了東道國信用，也增強了東道國對潛在投資者的信息傳遞(Allee and Peinhardt,2011)[10]，從而使母國投資者了解到東道國投資將面臨較低的投資風(fēng)險，會增加其預(yù)期投資收益；另一方面，BIT生效時間越長，締約東道國基于BIT下的義務(wù)會不斷優(yōu)化本國的投資環(huán)境，生效BIT中的具體條款會對東道國管制外資的國內(nèi)法規(guī)與政策形成沖擊，倒逼東道國完善其對外資管理的體制，從而更有利于潛在投資者的進入(Ginsburg，2005[22]；Dolzer，2004[12])。

表7在進行傾向得分匹配時，匹配協(xié)變量的選擇標準中只考慮當期影響對外直接投資流量的主要因素。更進一步地，考慮對外直接投資存量規(guī)模對對外直接投資流量的影響，即前期投資存量對當期的投資流量有影響。國外有學(xué)者認為，外商直接投資存在集聚效應(yīng)，即外商直接投資當期的投資存量水平會正向影響投資的流量水平，高水平的投資存量會吸引更多的投資流量流入(Wheeler and Mody，1992[23]；Mudambi，1995[24]；Kinoshita and Mody，2001[25])；類似地，國內(nèi)研究者楊宏恩等(2016)[3]也指出外商直接投資存在路徑依賴問題，母國企業(yè)在東道國既有的投資水平對潛在投資者有引導(dǎo)作用?？紤]前期投資規(guī)模對當期投資水平的影響，現(xiàn)增加匹配的協(xié)變量，將中國在東道國投資存量的滯后一期作為前期投資規(guī)模的代理變量，再結(jié)合上述已有的協(xié)變量對全樣本國家再次進行匹配，以解決“走出去”企業(yè)可能存在的對外投資行為的路徑慣性而造成的樣本選擇偏差問題(具體見表8)。

基于表8的回歸分析結(jié)果可以看出，在進一步控制前期對外直接投資存量水平的前提下，生效BIT對中國對外直接投資流量水平的正向促進影響依然顯著；從強度異質(zhì)性角度看，BIT異質(zhì)性指數(shù)所反映出的對投資與投資者的投資保護與待遇水平的強度亦正向促進對外直接投資的流量水平；從生效BIT時間維度分析，初次生效后的BIT的長期效應(yīng)也依舊存在。

表8 回歸分析(三)

六、主要結(jié)論與政策建議

(一)主要結(jié)論

如果同質(zhì)化處理已生效的雙邊投資協(xié)定，將其定義為0與1的虛擬變量，初步回歸分析發(fā)現(xiàn)，生效雙邊投資協(xié)定促進了中國對外投資流量水平。進一步地，本文構(gòu)建了中國雙邊投資協(xié)定異質(zhì)性指數(shù)，異質(zhì)性指數(shù)的大小反映了不同雙邊投資協(xié)定對投資及投資者待遇水平與保護程度的差異，異質(zhì)性量化后的分析發(fā)現(xiàn)，生效雙邊投資協(xié)定對中國“走出去”企業(yè)保護程度越高、待遇越好，中國對外投資流量規(guī)模越大。

BIT的更新與升級會進一步優(yōu)化締約東道國內(nèi)的投資環(huán)境，盡管在統(tǒng)計上的分析并非顯著，但這一趨勢已經(jīng)得到間接的證實。對于初次簽訂并生效的BIT而言，隨著BIT生效時間的延長，中國對外直接投資流量水平是顯著增加的，這反映出在BIT生效后的一段時間內(nèi)，BIT對中國企業(yè)境外投資利益的保護功能正逐漸釋放出來，并且BIT對東道國的投資環(huán)境也有進一步的優(yōu)化功能。

(二)政策建議

新時代背景下，中國對外開放的步伐與進程在加快，中國對外直接投資的規(guī)模將穩(wěn)中有升，結(jié)構(gòu)會持續(xù)優(yōu)化，中國“走出去”企業(yè)對境外投資待遇水平的需求也將不斷提升。中國BIT實踐要及時跟進企業(yè)在“走出去”的不同階段的需要，配合新一輪開放戰(zhàn)略的歷史要求，切實保護好中國企業(yè)的境外投資利益。

首先，實現(xiàn)BIT的投資保護功能。積極與尚未簽訂BIT的主要東道國開始談判商簽事宜，根據(jù)中國企業(yè)在這些國家的投資規(guī)模與特點結(jié)合當?shù)氐闹贫拳h(huán)境與經(jīng)濟開放水平，可從低版本BIT談判開始，突出中國的資本輸出國身份，強化對中國企業(yè)的海外利益保護。同時，與已經(jīng)簽訂但尚未生效BIT的東道國積極保持溝通，配合BIT生效的推進工作，或重新進行新版本BIT的商簽談判以替代已簽訂但無法生效的BIT版本。

其次，突出BIT優(yōu)化東道國投資環(huán)境的功能。隨著中國企業(yè)大規(guī)模走出去，老版本的BIT已經(jīng)不能滿足當前企業(yè)投資利益保護的需求，因此，需要對上世紀已生效的BIT進行分批次、有計劃地更新升級，進一步提升BIT的保護水平，并且隨著生效BIT時間效應(yīng)的不斷釋放，還可進一步推進中國企業(yè)在東道國市場的投資自由化，為進一步擴大境外投資規(guī)模做好鋪墊。

此外，對于與發(fā)達經(jīng)濟體之間的BIT而言，中國需要平衡外資引進來與中國企業(yè)走出去的關(guān)系，升級簽訂更為均衡的BIT，一方面充分保障中國企業(yè)的境外權(quán)益，另一方面也要重視對發(fā)達經(jīng)濟體資本進入本國內(nèi)的規(guī)范。