中國—東盟自由貿(mào)易區(qū)正式建立的FDI促進(jìn)效應(yīng)實(shí)證分析
——基于2000—2018年準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)的雙重差分檢驗(yàn)

譚宓，李世美，鄒忠全

（1.澳門科技大學(xué) 商學(xué)院，澳門 999078；2.廣西財(cái)經(jīng)學(xué)院 a.管理科學(xué)與工程學(xué)院；b.經(jīng)濟(jì)與貿(mào)易學(xué)院，廣西 南寧 530003）

長期以來，中國和東盟各國經(jīng)貿(mào)往來密切。2000年11月，我國率先提出了建立中國—東盟自由貿(mào)易區(qū)（以下簡稱CAFTA）的構(gòu)想，得到了東盟各國的積極響應(yīng)。2002年11月，我國與東盟簽署了《中國—東盟全面經(jīng)濟(jì)合作框架協(xié)議》，正式啟動了CAFTA建設(shè)進(jìn)程。2004年11月中國與東盟雙方簽署了《中國—東盟全面經(jīng)濟(jì)合作框架協(xié)議貨物貿(mào)易協(xié)議》（以下簡稱《貨物貿(mào)易協(xié)議》）；2007年1月雙方簽署《中國—東盟全面經(jīng)濟(jì)合作框架協(xié)議服務(wù)貿(mào)易協(xié)議》（以下簡稱《服務(wù)貿(mào)易協(xié)議》）；2009年8月雙方簽署了《中國—東盟全面經(jīng)濟(jì)合作框架協(xié)議投資協(xié)議》（以下簡稱《投資協(xié)議》）。經(jīng)過近10年的發(fā)展歷程，2010年1月1日，CAFTA正式建立，中國與東盟10國之間簽署的三大協(xié)議正式生效，這為中國與東盟各國之間的貨物貿(mào)易、服務(wù)貿(mào)易和投資便利化創(chuàng)造了更好的條件，標(biāo)志著中國與東盟的經(jīng)濟(jì)一體化迎來全新的發(fā)展格局。CAFTA作為我國與其他國家建設(shè)的第一個和參與建成的最大自由貿(mào)易區(qū)，也是全球三大區(qū)域經(jīng)濟(jì)合作組織之一，這對深化中國—東盟跨境區(qū)域經(jīng)濟(jì)合作，乃至全球經(jīng)濟(jì)發(fā)展格局都產(chǎn)生了深遠(yuǎn)影響，具有重要的戰(zhàn)略意義。

隨著CAFTA的全面建成，CAFTA在一定程度上促進(jìn)了中國與東盟雙邊貿(mào)易和雙邊投資的增長。公開數(shù)據(jù)顯示，2020年1—8月，中國與東盟貿(mào)易總值達(dá)到4165.5億美元，同比增長3.8%，形成了中國與東盟互為第一大貿(mào)易伙伴的良好格局。另外，2020年上半年，中國對東盟的投資達(dá)到62.3億美元，同比增長53.1%，占到了中國2020年上半年對“一帶一路”沿線國家投資的76.7%，東盟對華投資也同比增長5.9%。據(jù)世界銀行的統(tǒng)計(jì)資料顯示，2010—2018年，CAFTA的外國直接投資（以下簡稱FDI）凈流入由3518446萬美元增加到3588975萬美元，年均增長0.25%。那么，CAFTA正式建立是否對FDI存在實(shí)際的促進(jìn)效應(yīng)，進(jìn)而這種促進(jìn)效應(yīng)受到哪些因素的影響？其中，根據(jù)政府清廉程度、稅率高低、治安狀況、履行合同效率的國家劃分，CAFTA建立對FDI的促進(jìn)效應(yīng)是否存在異質(zhì)性？通過理論分析和實(shí)證檢驗(yàn)，有助于更全面了解CAFTA正式建立對FDI的促進(jìn)效應(yīng)，以及發(fā)現(xiàn)存在的問題，為進(jìn)一步深化CAFTA的全面經(jīng)濟(jì)合作，推動和升級中國與東盟的貿(mào)易投資自由化和便利化提供理論啟示和經(jīng)驗(yàn)借鑒。

一、文獻(xiàn)綜述

國外針對自由貿(mào)易區(qū)的FDI促進(jìn)效應(yīng)的研究多數(shù)是針對歐盟和北美自由貿(mào)易區(qū)的。美國經(jīng)濟(jì)學(xué)家Viner早在1950年就提出關(guān)稅同盟理論，分析了經(jīng)濟(jì)一體化的“貿(mào)易創(chuàng)造”和“貿(mào)易轉(zhuǎn)移”兩種效應(yīng)[1]。在這兩個基本概念基礎(chǔ)上，Kindberger通過考察跨國公司直接投資對歐洲一體化貿(mào)易流向的反應(yīng)，提出了投資創(chuàng)造和投資轉(zhuǎn)移的概念，奠定了自由貿(mào)易區(qū)投資效應(yīng)的基本理論分析框架[2]。眾多學(xué)者對區(qū)域經(jīng)濟(jì)一體化的投資效應(yīng)問題展開深入的后續(xù)研究。Baldwin等建立了一般均衡模型，研究發(fā)現(xiàn)歐洲自由貿(mào)易區(qū)建立使得區(qū)域內(nèi)的FDI增加了5%以上[3]。Neary指出區(qū)域經(jīng)濟(jì)一體化會促進(jìn)區(qū)域外企業(yè)出于逃避關(guān)稅或出口替代的動機(jī)增加FDI，但這種投資效應(yīng)會隨著區(qū)域內(nèi)競爭程度的增強(qiáng)而減弱[4]。Galgau和Sekkat研究發(fā)現(xiàn)，歐盟區(qū)域經(jīng)濟(jì)一體化對成員國FDI流入量有明顯的促進(jìn)作用[5]。Tekin-Koru使用雙重差分法對北美自由貿(mào)易區(qū)的投資效應(yīng)進(jìn)行了實(shí)證分析[6]。國外開展CAFTA的投資效應(yīng)研究為數(shù)不多。Bende Nabende研究發(fā)現(xiàn)CAFTA的投資效應(yīng)，并且提出對區(qū)域內(nèi)較發(fā)達(dá)國家有利，而對不發(fā)達(dá)國家不利[7]。

CAFTA建立后，國內(nèi)學(xué)者對CAFTA的投資效應(yīng)也進(jìn)行了相關(guān)研究。杜群陽和宋玉華提出了兩層次投資創(chuàng)造和投資轉(zhuǎn)移模型，并認(rèn)為投資創(chuàng)造與CAFTA外對CAFTA內(nèi)的投資轉(zhuǎn)移是CAFTA的FDI效應(yīng)的主導(dǎo)因素[8]。東艷以古諾競爭模型為基礎(chǔ)構(gòu)建了一個三國模型，指出CAFTA內(nèi)貿(mào)易壁壘下降可以促進(jìn)投資，并使用1992—2004年的相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行檢驗(yàn)，認(rèn)為CAFTA通過市場規(guī)模、進(jìn)口貿(mào)易、工資水平、對自由貿(mào)易區(qū)內(nèi)市場的開放程度等因素提高了區(qū)位優(yōu)勢，促進(jìn)自由貿(mào)易區(qū)內(nèi)FDI流入[9]。李軒利用單邊引力模型，實(shí)證分析CAFTA建立對中國在東盟國家直接投資的總體影響效應(yīng)、創(chuàng)造效應(yīng)和轉(zhuǎn)移效應(yīng)，同時(shí)討論了貿(mào)易和直接投資的關(guān)系[10]。趙玉煥和王帥利用1995—2006年的相關(guān)數(shù)據(jù)實(shí)證分析了外國直接投資的靜態(tài)效應(yīng)，并從規(guī)模經(jīng)濟(jì)、政策預(yù)期、經(jīng)濟(jì)增長以及技術(shù)擴(kuò)散四方面分析了CAFTA的FDI的動態(tài)效應(yīng)，認(rèn)為在靜態(tài)效應(yīng)中，自由貿(mào)易區(qū)建立增加了對自由貿(mào)易區(qū)外資本的吸引力，雙方相互投資增加不明顯，中國、東盟在吸引自由貿(mào)易區(qū)外投資方面不存在競爭；在動態(tài)效應(yīng)中，前三個因素總體對自由貿(mào)易區(qū)吸引FDI有利，而技術(shù)擴(kuò)散效應(yīng)并不明顯[11]。這些研究的樣本取值都是在CAFTA正式建立之前，當(dāng)然沒法研究CAFTA正式建立這一事件對FDI的促進(jìn)效應(yīng)，同時(shí)引力模型因?yàn)槿狈ΜF(xiàn)實(shí)微觀基礎(chǔ)以及處理太過隨意，研究結(jié)論一直存在爭議。只有汪占熬和陳小倩利用雙重差分法與1980—2010年的相關(guān)數(shù)據(jù)實(shí)證研究了這一事件對FDI的促進(jìn)作用，并得出了CAFTA正式建立這一事件沖擊對自由貿(mào)易區(qū)的FDI有正向促進(jìn)作用，但力度較小的結(jié)論[12]。但是這一研究存在以下值得商榷的地方：一是利用1980—2010年相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析，而CAFTA正式建立時(shí)間是2010年1月1日，也就是說事件沖擊后FDI的觀測值只有一年，它的擴(kuò)張可能帶有一定的偶然性；二是選擇韓國、日本兩國作為對照組，東盟創(chuàng)始成員五國作為處理組進(jìn)行分析，并用韓國、日本、新西蘭和澳大利亞作為對照組進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，這不一定能準(zhǔn)確反映CAFTA的FDI促進(jìn)效應(yīng)的整體狀況，因?yàn)閷φ战M選擇的都是發(fā)達(dá)國家，而CAFTA成員國絕大多數(shù)是發(fā)展中國家，可能因?yàn)檫@種異質(zhì)性很難保證結(jié)果的穩(wěn)健性；三是雙重差分法中對照組和處理組要滿足平行性假設(shè)，文中并沒有進(jìn)行平行趨勢檢驗(yàn)。

在現(xiàn)有研究基礎(chǔ)上，本文的邊際貢獻(xiàn)主要有：其一，利用2000—2018年CAFTA的相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行研究，數(shù)據(jù)更加全面，研究結(jié)論更加可靠；其二，根據(jù)地理相鄰、文化相近的原則選擇亞洲其他國家作為對照組，用雙重差分法對CAFTA正式建立這一事件沖擊的FDI促進(jìn)效應(yīng)進(jìn)行再檢驗(yàn)，并檢驗(yàn)對照組和處理組是否滿足平行趨勢假設(shè)，從不同的角度進(jìn)行安慰劑檢驗(yàn)，以確保實(shí)證結(jié)論的穩(wěn)健性和嚴(yán)謹(jǐn)性；其三，從政府清廉程度、治安好壞、稅率高低以及履行合同效率高低四個方面分析了CAFTA正式建立對FDI促進(jìn)效應(yīng)的異質(zhì)性特征，使得研究結(jié)論更具有針對性和說服力。

二、作用機(jī)制分析

（一）貿(mào)易自由化的FDI間接效應(yīng)

建立自由貿(mào)易區(qū)的初衷是更好地促進(jìn)區(qū)域內(nèi)的經(jīng)濟(jì)貿(mào)易合作，正如Viner所指，經(jīng)濟(jì)一體化具有“貿(mào)易創(chuàng)造”和“貿(mào)易轉(zhuǎn)移”兩種效應(yīng)[13]。與國際貿(mào)易密切相關(guān)的則是國際投資，二者之間可能會產(chǎn)生相互促進(jìn)的互補(bǔ)效應(yīng)，也有可能發(fā)生此消彼長的替代作用。CAFTA主要通過在貨物貿(mào)易和服務(wù)貿(mào)易兩個方面分別制定《貨物貿(mào)易協(xié)議》和《服務(wù)貿(mào)易協(xié)議》來擴(kuò)大對外貿(mào)易。其中，擴(kuò)大貨物貿(mào)易的措施主要包括降低關(guān)稅、取消關(guān)稅或減少非關(guān)稅壁壘；促進(jìn)服務(wù)貿(mào)易則主要采取放開服務(wù)貿(mào)易市場。中國與東盟2004年雙方簽署的《貨物貿(mào)易協(xié)議》覆蓋了約7000種產(chǎn)品的降稅計(jì)劃，并且約定中國與東盟6個成員國（文萊、印度尼西亞、馬來西亞、菲律賓、新加坡和泰國）在2010年把正常類產(chǎn)品的關(guān)稅降低為零。2007年簽署的《服務(wù)貿(mào)易協(xié)議》約定了放開部分服務(wù)業(yè)市場；2011年中國與東盟達(dá)成了第二批服務(wù)市場具體開放承諾，進(jìn)一步提升了服務(wù)貿(mào)易的開放度；2015年CAFTA升級版協(xié)議達(dá)成了第三批服務(wù)市場具體開放承諾。

1. 貿(mào)易自由化對自由貿(mào)易區(qū)外企業(yè)的FDI效應(yīng)。通過降低關(guān)稅、取消關(guān)稅或減少非關(guān)稅壁壘等擴(kuò)大貨物貿(mào)易的政策，自由貿(mào)易區(qū)內(nèi)貿(mào)易的交易成本會大量削減，提高交易效率，降低產(chǎn)品的銷售價(jià)格，使得產(chǎn)品更具有市場競爭力，從而有利于培育更大范圍的區(qū)域市場，同時(shí)產(chǎn)生規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)和范圍經(jīng)濟(jì)效應(yīng)，故可以吸引更多的自由貿(mào)易區(qū)外企業(yè)。這些企業(yè)為了繞過貿(mào)易壁壘，由出口轉(zhuǎn)為到自由貿(mào)易區(qū)內(nèi)進(jìn)行直接投資，產(chǎn)生規(guī)模（范圍）經(jīng)濟(jì)的投資創(chuàng)造效應(yīng)；或者自由貿(mào)易區(qū)外企業(yè)把直接投資由自由貿(mào)易區(qū)外投資轉(zhuǎn)移到自由貿(mào)易區(qū)內(nèi)投資，產(chǎn)生規(guī)模（范圍）經(jīng)濟(jì)的投資轉(zhuǎn)移效應(yīng)。

2. 貿(mào)易自由化對自由貿(mào)易區(qū)內(nèi)企業(yè)的FDI效應(yīng)。對于自由貿(mào)易區(qū)內(nèi)企業(yè)而言，擴(kuò)大貨物貿(mào)易的FDI效應(yīng)同樣會產(chǎn)生投資創(chuàng)造和投資轉(zhuǎn)移效應(yīng)，但主要以投資轉(zhuǎn)移效應(yīng)為主。在自由貿(mào)易區(qū)范圍內(nèi)，由于貿(mào)易壁壘減少或者消除，對外貿(mào)易規(guī)模更大，范圍更廣，自由貿(mào)易區(qū)內(nèi)企業(yè)可能從自由貿(mào)易區(qū)外投資向自由貿(mào)易區(qū)內(nèi)投資轉(zhuǎn)移，或者從自由貿(mào)易區(qū)內(nèi)到自由貿(mào)易區(qū)內(nèi)發(fā)生轉(zhuǎn)移，其中由自由貿(mào)易區(qū)外向自由貿(mào)易區(qū)內(nèi)轉(zhuǎn)移能夠增加自由貿(mào)易區(qū)的對外直接投資規(guī)模，但是自由貿(mào)易區(qū)內(nèi)之間的投資轉(zhuǎn)移只是自由貿(mào)易區(qū)內(nèi)資源的重新配置，如資金轉(zhuǎn)移到投資環(huán)境更好或者資源稟賦更好、生產(chǎn)成本更低的國家。從自由貿(mào)易區(qū)整體上看，自由貿(mào)易區(qū)內(nèi)之間的投資轉(zhuǎn)移不一定能提高直接投資的整體規(guī)模，但能優(yōu)化資源配置效率，提高整體生產(chǎn)效率。

（二）投資自由化的FDI直接效應(yīng)

2009年8月，中國與東盟簽署《投資協(xié)議》，旨在建立更加自由、便利、透明和競爭的投資體制，并尋求在投資促進(jìn)和投資便利化兩方面展開合作。2015年簽署的CAFTA升級協(xié)議進(jìn)一步從投資促進(jìn)化和投資便利化合作兩方面約定了促進(jìn)投資自由化的措施。從投資促進(jìn)上來看，CAFTA創(chuàng)建了統(tǒng)一的國際投資保護(hù)法制?！锻顿Y協(xié)議》創(chuàng)設(shè)了國際法上的出訴權(quán)，規(guī)定外國投資者有權(quán)將與東道國之間的投資糾紛訴訟至國際仲裁庭，并按照國際法的標(biāo)準(zhǔn)要求東道國進(jìn)行賠償。這一約定能夠大大降低外國投資者對東道國國內(nèi)法律不確定引發(fā)的法律風(fēng)險(xiǎn)和政策風(fēng)險(xiǎn)，產(chǎn)生穩(wěn)定的政策預(yù)期效應(yīng)，從而有效促進(jìn)區(qū)內(nèi)各國之間的對外直接投資規(guī)模。并且，從投資便利化來看，《投資協(xié)議》約定了各方投資者的國民待遇、最惠國待遇、投資公平與公正待遇，并在損失補(bǔ)償、轉(zhuǎn)移和利潤匯回、爭端解決等方面達(dá)成協(xié)議。同時(shí)，還在簡化投資審批手續(xù)，促進(jìn)投資相關(guān)法規(guī)信息發(fā)布等方面開展合作。通過在自由貿(mào)易區(qū)內(nèi)逐步取消各項(xiàng)投資限制，實(shí)現(xiàn)國與國之間的投資國民化待遇，能大大提高自由貿(mào)易區(qū)內(nèi)各國相互投資的便利化和自由化，可以大大降低交易成本和時(shí)間成本，并減少投資障礙，從而可以大大提高自由貿(mào)易區(qū)內(nèi)各國企業(yè)的投資效率。所以，自由貿(mào)易區(qū)內(nèi)投資效率提高也可能會產(chǎn)生投資創(chuàng)造效應(yīng)，甚至自由貿(mào)易區(qū)內(nèi)企業(yè)把區(qū)外投資轉(zhuǎn)移至自由貿(mào)易區(qū)內(nèi)，產(chǎn)生投資轉(zhuǎn)移效應(yīng)。通過貿(mào)易自由化和投資自由化對FDI的作用機(jī)制如圖1所示。

圖1 CAFTA建立對FDI的作用機(jī)制圖

三、實(shí)證方法與數(shù)據(jù)說明

（一）研究方法概述

雙重差分模型（DID：difference-in-differences）主要用于政策與項(xiàng)目效果評估，是估計(jì)一項(xiàng)政策或項(xiàng)目實(shí)施給對象帶來的凈效應(yīng)的計(jì)量方法，是一種自然實(shí)驗(yàn)或準(zhǔn)實(shí)驗(yàn)方法。其原理是基于一個反事實(shí)的框架來評估政策實(shí)施和不實(shí)施兩種情況下被觀測因素的變化。如果一個外生的政策沖擊將樣本分為兩組：受政策干預(yù)的處理組（treatment group）和未受政策干預(yù)的控制組（control group），且在政策實(shí)施前，處理組和控制組的被觀測因素沒有顯著差異，那么就可以將控制組在政策實(shí)施前后被觀測因素的變化看作處理組未受政策沖擊時(shí)的狀況（反事實(shí)的結(jié)果）。通過比較處理組被觀測因素的變化（D1）以及控制組被觀測因素的變化（D2），我們就可以得到政策沖擊的實(shí)際效果（DD=D1-D2）。

具體地，單一沖擊時(shí)點(diǎn)的雙倍差分的模型如下：

其中，Treatit為政策虛擬變量，樣本處于處理組則為1，控制組則為0；Postit為時(shí)間虛擬變量，時(shí)間在政策實(shí)施后則為1，在政策實(shí)施前則為0；Treatit×Postit為兩者的交互項(xiàng)；β3即需要的雙倍差分估計(jì)量。

從而：

上述模型意味著Yit的差異僅是假設(shè)其他客觀環(huán)境不變的條件下是否有政策沖擊造成的。但是，地區(qū)之間的差異是綜合的，為了準(zhǔn)確衡量政策沖擊對Yit的影響，可以進(jìn)一步引進(jìn)異質(zhì)性控制變量以減少模型的設(shè)定偏誤。因此，在模型（1）的基礎(chǔ)上添加一些控制變量Xit。

（二）計(jì)量模型設(shè)定

本文將采用雙重差分法，以CAFTA建立作為準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，考察這一重大區(qū)域事件對該自由貿(mào)易區(qū)FDI的促進(jìn)作用。我們選取CAFTA的11個國家作為處理組，選取CAFTA外其他亞洲國家作為對照組，構(gòu)建如下雙重差分模型：

其中：lnFDIINit表示亞洲國家的外國直接投資凈流入；Treatit是處理組虛擬變量，表示該經(jīng)濟(jì)體是否為CAFTA成員國，如果是CAFTA成員國則將該變量值設(shè)為1，如果是其他亞洲國家則將該變量值設(shè)為0；Postit為處理效應(yīng)時(shí)期虛擬變量，由于CAFTA是在2010年1月1日正式全面啟動，故將2010年及以后年份該變量的值設(shè)為1，之前年份該變量的值設(shè)為0；Xit是一組隨時(shí)間變化的亞洲FDI凈流入國的特征變量；αi表示個體固定效應(yīng)；φt表示時(shí)間固定效應(yīng)；εit表示隨機(jī)誤差項(xiàng)。根據(jù)雙重差分模型可以知道：我們關(guān)注的是處理組虛擬變量與處理效應(yīng)時(shí)期虛擬變量交乘項(xiàng)Tr Poit的系數(shù)β，其經(jīng)濟(jì)含義可以解釋為CAFTA建立帶來的FDI的增長率。

本文的控制變量Xit包括：其一，F(xiàn)DI目的地的經(jīng)濟(jì)規(guī)模（GDP的對數(shù)，lnGDP）。其二，GDP的增長率（GDPR）。GDP增長率越高，說明商業(yè)機(jī)會越多，對外國直接投資更有吸引力。其三，外貿(mào)依存度（TRADER）。外貿(mào)依存度越高，說明該國經(jīng)濟(jì)開放度越高，對FDI更有吸引力。

（三）數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)性描述

本文采用了2000—2018年世界銀行世界發(fā)展指標(biāo)數(shù)據(jù)庫，因?yàn)镃AFTA的11個國家都是亞洲國家，從文化相近、地理相鄰的角度，選取亞洲45個國家的相關(guān)指標(biāo)①由于朝鮮、敘利亞和巴勒斯坦的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)缺失較多，所以選取的亞洲國家不包括朝鮮、敘利亞和巴勒斯坦，只考察了45個亞洲國家的FDI；同時(shí)在中國的FDI沒有包括在香港、澳門和臺灣的FDI。。各變量的統(tǒng)計(jì)性描述分析如表1所示。本文實(shí)證研究所使用的軟件版本是Stata15.1。

表1 變量的統(tǒng)計(jì)性描述

四、實(shí)證結(jié)果分析

（一）估計(jì)方法選擇

考察CAFTA建立對FDI的實(shí)際影響效應(yīng)，具體來說，可根據(jù)方程2的設(shè)定對CAFTA正式建立的FDI效應(yīng)進(jìn)行檢驗(yàn)，有三種可能估計(jì)的方法：混合效應(yīng)模型（Pooled OLS）、固定效應(yīng)模型和隨機(jī)效應(yīng)模型。表2匯報(bào)了三種方法估計(jì)結(jié)果的我們主要關(guān)注的是處理組虛擬變量和處理效應(yīng)時(shí)期虛擬變量交乘項(xiàng)的系數(shù)與控制變量系數(shù)等估計(jì)情況。雖然估計(jì)結(jié)果都顯示，CAFTA建立對促進(jìn)處理組國家FDI有顯著提升，但是究竟使用哪種估計(jì)方法，先要進(jìn)行比較和篩選。

表2 回歸結(jié)果

在固定效應(yīng)模型估計(jì)的時(shí)候，回歸結(jié)果中的原假設(shè)中個體效應(yīng)都等于0的概率為0.0000，拒絕了原假設(shè)，個體效應(yīng)整體上顯著，檢驗(yàn)結(jié)果表明固定效應(yīng)模型優(yōu)于混合效應(yīng)模型。

在進(jìn)行隨機(jī)效應(yīng)模型估計(jì)后，用B-P檢驗(yàn)對Var（u）=0的原假設(shè)進(jìn)行檢驗(yàn)，P值為0.0000，拒絕了原假設(shè)，檢驗(yàn)結(jié)果表明隨機(jī)效應(yīng)模型也優(yōu)于混合效應(yīng)模型。

通過Hausman檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，p=0.0001拒絕了固定效應(yīng)和隨機(jī)效應(yīng)估計(jì)系數(shù)不存在有系統(tǒng)性差異的原假設(shè)，也就是隨機(jī)效應(yīng)corr（ui，Xit）=0的條件在該樣本中得不到滿足。在這種情況下，固定效應(yīng)仍然有效，但隨機(jī)效應(yīng)是有偏的，所以應(yīng)該選擇固定效應(yīng)模型。

（二）回歸結(jié)果分析

通過對該面板數(shù)據(jù)三種估計(jì)方法的篩選比較，應(yīng)該選用固定效應(yīng)模型。從表2的固定效應(yīng)模型（2）回歸結(jié)果可以看到：

本文主要關(guān)注的是處理組虛擬變量與處理效應(yīng)時(shí)期虛擬變量的交乘項(xiàng)系數(shù)，通過估計(jì)得到β=0.364，在1%的顯著性水平下通過了假設(shè)檢驗(yàn)，說明CAFTA的建立對成員國的FDI有顯著的促進(jìn)作用。

通過估計(jì)，控制變量經(jīng)濟(jì)規(guī)模對FDI的影響系數(shù)為正（1.391），且在1%的顯著性水平下通過了假設(shè)檢驗(yàn)，表明在其他條件不變的情況下，控制變量經(jīng)濟(jì)規(guī)模發(fā)生變化，F(xiàn)DI發(fā)生變化的幅度更大，更富有彈性。因而經(jīng)濟(jì)規(guī)模對FDI有顯著的正向影響。

通過估計(jì)，控制變量GDP的增長率對FDI的影響系數(shù)也為正（0.020），且在1%的顯著性水平下通過了假設(shè)檢驗(yàn)，表明在其他條件不變的情況下，經(jīng)濟(jì)增長速度越快，吸引的FDI也越多。

通過估計(jì)，控制變量外貿(mào)依存度對FDI的影響系數(shù)也為正（0.012），且在1%的顯著性水平下通過了假設(shè)檢驗(yàn)，表明在其他條件不變的情況下，外貿(mào)依存度越高，該國開放程度也越高，吸引的FDI也越多，符合理論預(yù)期。

（三）DID估計(jì)的有效性分析

實(shí)證結(jié)果的可信度取決于雙重差分法估計(jì)的有效性。因此，要對DID估計(jì)進(jìn)行平行趨勢檢驗(yàn)和安慰劑檢驗(yàn)。

1. 平行趨勢檢驗(yàn)。雖然結(jié)果顯示交互項(xiàng)（Tr_Po）的系數(shù)顯著為正，表明CAFTA的建立促進(jìn)了自由貿(mào)易區(qū)FDI增長，但是還不能確切地說，這一政策效果的評估是準(zhǔn)確的，因?yàn)殡p重差分的假設(shè)前提是，如果處理組未受到政策干預(yù)，其時(shí)間效應(yīng)或趨勢應(yīng)與控制組是一致的。只有在對照組和處理組滿足平行假定時(shí)，Treat和Post的交互項(xiàng)系數(shù)才是處理效應(yīng)。以下借鑒呂越等的研究方法對處理組和對照組的變化趨勢進(jìn)行進(jìn)一步考察[14]。本文采用如下實(shí)證方程：

Before2、Before1均為虛擬變量，如果觀測值是受到政策沖擊前的第2年和第1年的數(shù)據(jù)，則該指標(biāo)分別取1，否則取0；如果觀測值是受到政策沖擊當(dāng)年的數(shù)據(jù)，則Current取值為1，否則取0；當(dāng)觀測值是受到政策沖擊后的第1年、第2年、第3年的數(shù)據(jù)時(shí)，After1、After2、After3分別取1，否則取0。

表3和圖3匯報(bào)了分析結(jié)果。從分析結(jié)果來看，2010年前的所有回歸結(jié)果均不顯著，表明CAFTA建立前，處理組和對照組的變化趨勢是一致的，不存在顯著差異，而在2010年及以后的Current、After1、After2、After3的系數(shù)除After1的系數(shù)外都正向顯著，處理組CAFTA成員國的FDI凈流入比控制組顯著上升，因此，該樣本的雙重差分模型估計(jì)基本滿足平行趨勢假定。

表3 平行檢驗(yàn)檢驗(yàn)結(jié)果

圖3 平行趨勢檢驗(yàn)結(jié)果

2. 安慰劑檢驗(yàn)。

（1）安慰劑檢驗(yàn)一：隨機(jī)抽取處理組。借鑒Cai等和La Ferrara等的研究方法，通過從樣本中隨機(jī)抽取自由貿(mào)易區(qū)國家對本文進(jìn)行安慰劑檢驗(yàn)[15-16]。本文的樣本共包括45個國家，其中11個為CAFTA成員國。因此，首先從45個國家中隨機(jī)抽取11個經(jīng)濟(jì)體，將其設(shè)定為“偽”處理組自由貿(mào)易區(qū)內(nèi)國家，并將其他國家設(shè)定為對照組“非自由貿(mào)易區(qū)”內(nèi)國家，從而構(gòu)建一個安慰劑檢驗(yàn)的虛擬變量，然后構(gòu)建安慰劑檢驗(yàn)的交乘項(xiàng)。由于“偽”處理組是隨機(jī)生成的，因此“偽”處理組虛擬變量和處理效應(yīng)時(shí)期虛擬變量的交乘項(xiàng)應(yīng)該不會對模型因變量產(chǎn)生顯著影響，也就是該交乘項(xiàng)系數(shù)βfalse= 0。換言之，如果沒有顯著的遺漏變量偏差，安慰劑處理交乘項(xiàng)的回歸系數(shù)βfalse不會顯著偏離零點(diǎn)。反之，如果βfalse的估計(jì)系數(shù)在統(tǒng)計(jì)上顯著偏離于零，則表明模型設(shè)定存在識別偏誤。同時(shí)，為了避免其他小概率事件對估計(jì)結(jié)果的干擾，重復(fù)了200次上述回歸分析。圖4匯報(bào)了200次隨機(jī)抽樣生成“偽”處理組的交乘項(xiàng)估計(jì)系數(shù)核密度及對應(yīng)p值的分布?？梢园l(fā)現(xiàn)，交乘項(xiàng)回歸系數(shù)的均值為0.0117，接近于0，且絕大部分p值大于0.1，通過對交乘項(xiàng)回歸系數(shù)進(jìn)行獨(dú)立樣本T檢驗(yàn)，也不能排除交乘項(xiàng)系數(shù)均值等于0的原假設(shè)。同時(shí)，實(shí)際估計(jì)系數(shù)0.364在安慰劑檢驗(yàn)估計(jì)系數(shù)中可以列入異常值。綜前所述，估計(jì)結(jié)果并沒有因?yàn)檫z漏變量導(dǎo)致嚴(yán)重偏誤。

圖4 隨機(jī)抽樣處理組的交乘項(xiàng)估計(jì)系數(shù)和p值

（2）安慰劑檢驗(yàn)二：假設(shè)政策沖擊在2010年前。將CAFTA正式建立的政策事件設(shè)定在2010年前的某一時(shí)期，樣本設(shè)定在2000—2018年期間以考察是否仍然存在FDI的促進(jìn)效應(yīng)。雙重差分法使用的前提條件是政策事件沖擊發(fā)生之前，F(xiàn)DI沒有出現(xiàn)顯著差異。如果假設(shè)政策事件沖擊發(fā)生在2010年CAFTA正式建立之前的某個時(shí)期，那么核心變量（處理組虛擬變量和處理效應(yīng)時(shí)期虛擬變量的交乘項(xiàng)）的估計(jì)系數(shù)不顯著或者估計(jì)系數(shù)雖然顯著，但不是正向促進(jìn)而是相反。如果得到的結(jié)果與預(yù)期相反，說明確實(shí)存在某些不可觀測因素也會促進(jìn)FDI，而不僅僅是CAFTA正式建立帶來的促進(jìn)效應(yīng)。下面將政策事件沖擊時(shí)間設(shè)定在2002年、2003年、2004年、2005年、2005年、2006年、2007年、2008年、2009年，估計(jì)結(jié)果見表4，可以發(fā)現(xiàn)：如果假設(shè)政策事件沖擊發(fā)生在2001年、2002年，核心變量交乘項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)雖然在5%的置信水平下通過了假設(shè)檢驗(yàn)，但是系數(shù)符合是負(fù)號，顯著減少了FDI，假設(shè)政策事件沖擊發(fā)生在2003—2009年中的任意一年，雖然核心變量交乘項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)符號為正，但是沒有通過假設(shè)檢驗(yàn)，即假設(shè)政策事件沖擊發(fā)生在這段時(shí)間內(nèi)任意一年，它對FDI都沒有促進(jìn)作用，因此可以排除其他不可觀測因素對FDI的影響。

表4 安慰劑檢驗(yàn)結(jié)果

（四）異質(zhì)性分析

FDI在很多維度上存在異質(zhì)性特征，下面討論異質(zhì)性因素對CAFTA建立的FDI促進(jìn)效應(yīng)的影響。

1. CAFTA成員國政府清廉程度區(qū)分考察。政府的清廉程度對FDI的促進(jìn)效應(yīng)主要有以下觀點(diǎn)：腐敗有害論、腐敗有益論和腐敗中性論。腐敗有害論者認(rèn)為腐敗會導(dǎo)致產(chǎn)權(quán)制度惡化，增加投資的成本與風(fēng)險(xiǎn)，從而抑制FDI的流入[17]；腐敗有益論者則認(rèn)為投資者利用東道國尤其是發(fā)展中國家制度漏洞，用非常規(guī)手段繞過各種規(guī)制，進(jìn)入東道國市場，提高企業(yè)效率和政府效率，促進(jìn)東道國經(jīng)濟(jì)增長[18]。腐敗中性論者認(rèn)為在制度不完善的東道國，腐敗加快市場交易速度，降低機(jī)會成本，吸引FDI，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長；在制度較完善的東道國，腐敗不能提高市場運(yùn)行效率，抑制FDI流入[19]。本文引入政府清廉程度因素進(jìn)一步考察CAFTA建立如何影響FDI。采用世界著名非政府組織“透明國際”的全球清廉指數(shù)（Corruption Perceptions Index），它反映的是全球各國商人、學(xué)者及風(fēng)險(xiǎn)分析人員對世界各國腐敗狀況的觀察和感受。由于CAFTA于2010年正式建立，所以計(jì)算CAFTA11個成員國在2010—2018年期間的清廉指數(shù)的平均值，高于均值的CAFTA成員國分成一類，低于均值的CAFTA成員國分成一類①2010—2011年全球清廉指數(shù)采用10分制，此后各年采用的都是100分制，因此將前面兩年都轉(zhuǎn)換成100分制，其中文萊缺2014—2015年兩年指數(shù)，用其他7年指數(shù)計(jì)算平均值。。從回歸結(jié)果（見表5）來看，在政府清廉程度較高的CAFTA成員國，自由貿(mào)易區(qū)建立的FDI促進(jìn)效應(yīng)顯著，而政府清廉程度較低的CAFTA成員國，自由貿(mào)易區(qū)建立的FDI促進(jìn)效應(yīng)不顯著。因此，在建設(shè)CAFTA升級版的過程中，各國政府要加強(qiáng)反腐倡廉，為FDI進(jìn)入創(chuàng)造良好的環(huán)境。

表5 CAFTA成員國政府清廉程度區(qū)分考察

2. CAFTA成員國稅率高低區(qū)分考察。相關(guān)研究顯示，F(xiàn)DI的區(qū)位選擇對稅率越來越敏感[20]。本文采用世界銀行發(fā)展指標(biāo)中稅收占GDP的比例進(jìn)一步考察CAFTA的建立如何影響FDI。由于CAFTA11個成員國中越南、老撾和文萊缺失這一指標(biāo)的數(shù)據(jù)，本文分別計(jì)算其他8個成員國在2010—2018年期間的這一指標(biāo)的平均值，將高于均值的CAFTA成員國作為一組樣本，低于均值的CAFTA成員國作為另一組樣本，回歸結(jié)果見表6所示。從回歸結(jié)果來看，不管CAFTA成員國稅率高低，自由貿(mào)易區(qū)建立的政策事件沖擊對FDI的促進(jìn)效應(yīng)都不顯著，可能的原因是CAFTA成員國對FDI采取非國民待遇，世界銀行發(fā)展指標(biāo)采用的稅收占GDP的比例不能真實(shí)反映對外資企業(yè)征收的稅率。

表6 CAFTA成員國政府稅率高低區(qū)分考察

3. CAFTA成員國社會治安好壞區(qū)分考察。FDI的進(jìn)入受社會治安的影響比較大：社會治安不好，直接危及投資者的人身安全與財(cái)產(chǎn)安全。本文采用世界銀行發(fā)展指標(biāo)中每10萬人的國際謀殺犯罪率這一指標(biāo)來衡量社會治安的好壞，用它進(jìn)一步考察CAFTA的建立如何影響FDI。由于CAFTA11個成員國中老撾缺失這一指標(biāo)數(shù)據(jù)，本文分別計(jì)算其他10個成員國在2010—2018年期間的這一指標(biāo)的平均值，將高于均值的CAFTA成員國作為社會治安差的一組樣本，低于均值的CAFTA成員國作為社會治安好的一組樣本，回歸結(jié)果見表7所示。從回歸結(jié)果來看，在社會治安好的CAFTA成員國，自由貿(mào)易區(qū)建立的政策事件沖擊對FDI的促進(jìn)效應(yīng)在1%的顯著性水平下高度顯著，而在社會治安差的CAFTA成員國，自由貿(mào)易區(qū)建立的政策事件沖擊對FDI雖有促進(jìn)作用，但促進(jìn)效應(yīng)并不顯著。因此，在建設(shè)CAFTA升級版的過程中，CAFTA成員國要加強(qiáng)社會治安治理，為FDI進(jìn)入營造一個安全的環(huán)境。

表7 CAFTA成員國社會治安好壞區(qū)分考察

4. CAFTA成員國履行合同效率高低區(qū)分考察。履行合同效率高低直接影響FDI的進(jìn)入：履行合同的時(shí)間越長，F(xiàn)DI的效率越低，不確定性越大，風(fēng)險(xiǎn)越大，F(xiàn)DI越不愿意進(jìn)入。本文采用世界銀行發(fā)展指標(biāo)中履行合同的天數(shù)這一指標(biāo)來衡量履行合同效率的高低，用它進(jìn)一步考察CAFTA的建立如何影響FDI。本文計(jì)算CAFTA在2010—2018年期間的這一指標(biāo)的平均值，用該均值將CAFTA成員國分為兩組樣本：履行合同效率高的國家和履行合同效率低的國家，回歸結(jié)果見表8所示。從回歸結(jié)果來看，履行合同效率不論高低，CAFTA建立的FDI促進(jìn)效應(yīng)都顯著。用履行合同天數(shù)的中位數(shù)將CAFTA成員國分成兩組樣本進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)自由貿(mào)易區(qū)建立對履行合同效率高的國家FDI促進(jìn)效應(yīng)顯著，而對履行合同效率低的國家FDI促進(jìn)效應(yīng)不再顯著。因此，可以認(rèn)為：CAFTA建立對履行合同效率高國家的FDI促進(jìn)效應(yīng)是顯著的。因而在建設(shè)CAFTA升級版的過程中，CAFTA成員國要努力提高履行合同的效率，增強(qiáng)對FDI的吸引力。

表8 CAFTA成員國履行合同效率高低的區(qū)分考察

五、研究結(jié)論與對策建議

（一）研究結(jié)論

本文采用目前可獲得數(shù)據(jù)中比較完整的2000—2018年世界銀行社會發(fā)展指標(biāo)中的相關(guān)指標(biāo)和“透明國際”的全球清廉指數(shù)，運(yùn)用事件評估的有效識別方法——雙重差分法對CAFTA建立的FDI促進(jìn)作用進(jìn)行較為全面的分析，研究的主要結(jié)論如下：第一，CAFTA的正式建立顯著促進(jìn)了成員國FDI的增長，并且該實(shí)證結(jié)果通過了平行趨勢檢驗(yàn)和安慰劑檢驗(yàn)。第二，通過異質(zhì)性分析發(fā)現(xiàn)，CAFTA正式建立的FDI促進(jìn)效應(yīng)在政府清廉、社會治安好、履行合同效率高的成員國表現(xiàn)顯著，而在政府不夠清廉、社會治安差的成員國表現(xiàn)不顯著，對履行合同效率低的成員國FDI促進(jìn)效應(yīng)顯著的結(jié)論并不穩(wěn)健；CAFTA建立對FDI的促進(jìn)效應(yīng)不受國家稅率高低的影響。

（二）對策建議

CAFTA從正式建立至今，各國的對外投資規(guī)模，以及本文的實(shí)證研究均表明CAFTA建立有效促進(jìn)了自由貿(mào)易區(qū)的直接投資。因此在建設(shè)CAFTA升級版的過程中，還需要繼續(xù)深入貿(mào)易合作和投資合作。一是擴(kuò)大合作范圍，深化貿(mào)易與投資一體化。在貨物貿(mào)易方面，CAFTA的平均關(guān)稅已經(jīng)降到了較低水平[21]，各國應(yīng)該繼續(xù)在減少和消除非關(guān)稅壁壘方面加強(qiáng)合作；在服務(wù)貿(mào)易方面，通過開展服務(wù)貿(mào)易創(chuàng)新試點(diǎn)，進(jìn)一步拓寬服務(wù)貿(mào)易開放范圍；在投資合作方面，積極落實(shí)投資的各項(xiàng)國民待遇，為投資創(chuàng)造更加便利條件，繼續(xù)積極推動投資便利化和投資自由化。二是各國深化制度改革，創(chuàng)造更好的制度環(huán)境。CAFTA各國家除提高經(jīng)濟(jì)增長速度和對外開放度外，還需要從打造廉潔政府、改善社會治安狀況、提高履行合同效率等方面塑造更好的投資軟環(huán)境，以提高投資效率。