境外經(jīng)貿(mào)合作區(qū)雙邊經(jīng)貿(mào)效應(yīng)分析
——基于雙重差分方法的檢驗(yàn)

李 喆 冼國(guó)明 李 健

一、文獻(xiàn)綜述

境外經(jīng)貿(mào)合作區(qū)（下文簡(jiǎn)稱：合作區(qū)）是企業(yè)為拓展海外業(yè)務(wù)建立的境外園區(qū)，始于1999年海爾集團(tuán)建立美國(guó)工業(yè)園。2006 年商務(wù)部出臺(tái)《境外中國(guó)經(jīng)濟(jì)貿(mào)易合作區(qū)的基本要求和申辦程序》，2006—2007 年，獲得設(shè)立批準(zhǔn)的國(guó)家級(jí)合作區(qū)從8家增加到19家。2008年《國(guó)務(wù)院關(guān)于同意推進(jìn)境外經(jīng)濟(jì)貿(mào)易合作區(qū)建設(shè)意見(jiàn)的批復(fù)》使合作區(qū)建設(shè)得到國(guó)家戰(zhàn)略層面的支持；“一帶一路”建設(shè)又賦予合作區(qū)“重要承接點(diǎn)”的地位，使合作區(qū)迎來(lái)迅速發(fā)展的新階段。2016—2018 年，通過(guò)確認(rèn)考核的合作區(qū)從20 家增加到30 家；2018 年末，納入統(tǒng)計(jì)范圍的合作區(qū)達(dá)到103家①。

現(xiàn)有文獻(xiàn)普遍認(rèn)為，合作區(qū)有助于推動(dòng)企業(yè)“集群式走出去”以降低投資風(fēng)險(xiǎn)、發(fā)揮集聚效應(yīng)（李春頂，2008）；改變產(chǎn)品原產(chǎn)地以規(guī)避貿(mào)易壁壘、減少貿(mào)易摩擦（洪聯(lián)英和張?jiān)疲?011）；利用東道國(guó)優(yōu)勢(shì)以降低生產(chǎn)成本、拓展海外市場(chǎng)（馮維江等，2012）；轉(zhuǎn)移過(guò)剩產(chǎn)能以優(yōu)化資源配置、促進(jìn)產(chǎn)業(yè)升級(jí)（Lin，2012）；推廣發(fā)展經(jīng)驗(yàn)以增強(qiáng)中國(guó)影響力、帶動(dòng)?xùn)|道國(guó)經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型（Brautigam 和Tang，2011；Brautigam 和Tang，2014）。對(duì)特定合作區(qū)的研究，例如：以尼日利亞奧貢廣東自貿(mào)區(qū)和越南龍江工業(yè)園為例，探究了合作區(qū)的產(chǎn)業(yè)選擇（孟廣文等，2018；孟廣文等，2019）；以柬埔寨西哈努克港經(jīng)濟(jì)特區(qū)和中白工業(yè)園為例，探討了合作區(qū)的建設(shè)機(jī)制（陳偉等，2020；劉志高和王濤，2020）；以泰中羅勇工業(yè)園和中印合作區(qū)為例，探索了合作區(qū)的發(fā)展模式（孟廣文等，2020；梁育填等，2021）。對(duì)合作區(qū)效應(yīng)的計(jì)量研究，例如：投資方面，合作區(qū)能夠降低東道國(guó)經(jīng)濟(jì)風(fēng)險(xiǎn)、政治風(fēng)險(xiǎn)和制度質(zhì)量的影響（余官勝等，2019；支宇鵬和陳喬，2019），從而顯著增加中國(guó)對(duì)東道國(guó)的直接投資（李嘉楠等，2016；李金葉和沈曉敏，2019）；貿(mào)易方面，合作區(qū)不僅有效提高了中國(guó)和東道國(guó)之間的進(jìn)出口總額（徐俊和李金葉，2020），而且顯著擴(kuò)大了東道國(guó)的整體貿(mào)易規(guī)模（嚴(yán)兵等，2021）。

合作區(qū)作為兼具重資產(chǎn)投資和輕資產(chǎn)運(yùn)營(yíng)兩種建設(shè)模式、兼有跨境連鎖加工和境外生產(chǎn)回銷兩種經(jīng)營(yíng)方式的新型平臺(tái)，在提高國(guó)際雙向投資水平、推動(dòng)進(jìn)出口協(xié)同發(fā)展方面契合了新發(fā)展格局的具體內(nèi)容。為此，本文將合作區(qū)的建立作為沖擊，在準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)的框架下，采用雙重差分（Difference-in-Differences，DID）方法識(shí)別合作區(qū)的雙邊經(jīng)貿(mào)效應(yīng)。對(duì)比現(xiàn)有成果，本文的研究特色：在研究數(shù)據(jù)上，本文搜集整理了分布在57 個(gè)國(guó)家的204 家合作區(qū)的信息，并將合作區(qū)劃分為農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)型、輕工產(chǎn)業(yè)型、重工產(chǎn)業(yè)型、商貿(mào)物流型、科技研發(fā)型、綜合產(chǎn)業(yè)型等6 個(gè)類型。在研究?jī)?nèi)容和結(jié)論上，本文全面考察了合作區(qū)的雙邊經(jīng)貿(mào)效應(yīng)，認(rèn)為合作區(qū)整體上有助于“走出去”與“引進(jìn)來(lái)”良性互動(dòng)、進(jìn)口和出口協(xié)同發(fā)展；并且詳細(xì)分析了不同類型合作區(qū)在效應(yīng)方向和效應(yīng)大小上的異質(zhì)性。

二、理論分析與假說(shuō)

根據(jù)商務(wù)部和財(cái)政部的定義，合作區(qū)的本質(zhì)是中國(guó)對(duì)東道國(guó)的OFDI②。因此，“合作區(qū)是否有助于‘引進(jìn)來(lái)’”的理論根源在于OFDI對(duì)IFDI的影響，而“合作區(qū)是否協(xié)調(diào)了進(jìn)口和出口”的理論根源在于OFDI的貿(mào)易效應(yīng)。

（一）合作區(qū)對(duì)IFDI的影響

對(duì)于中國(guó)參與國(guó)際雙向投資的歷史實(shí)踐，現(xiàn)有研究集中于IFDI 對(duì)OFDI 的影響，較少關(guān)注OFDI 對(duì)IFDI的影響。目前，只有少數(shù)的影響機(jī)制得到了經(jīng)驗(yàn)檢驗(yàn)，其中包括產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)傳導(dǎo)機(jī)制和匯率傳導(dǎo)機(jī)制。

產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)傳導(dǎo)機(jī)制是指中國(guó)的OFDI 不論是通過(guò)轉(zhuǎn)移邊際產(chǎn)業(yè)促進(jìn)比較優(yōu)勢(shì)動(dòng)態(tài)遞進(jìn)，還是通過(guò)獲取戰(zhàn)略資產(chǎn)利用逆向技術(shù)溢出效應(yīng)，都能夠優(yōu)化國(guó)內(nèi)資源配置、實(shí)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)，進(jìn)而增強(qiáng)對(duì)IFDI 的吸引力（聶飛，2018）。匯率傳導(dǎo)機(jī)制是指，中國(guó)的OFDI 導(dǎo)致人民幣實(shí)際匯率下降，進(jìn)而有利于外國(guó)企業(yè)將既定數(shù)量的外匯資本轉(zhuǎn)化為更多的人民幣資本，使其能夠在直接投資的過(guò)程中支付更多的勞動(dòng)力工資、固定資產(chǎn)投資和折舊以及土地租金等要素成本，從而擴(kuò)張IFDI 的規(guī)模（聶飛和劉海云，2019）?？傮w而言，現(xiàn)有文獻(xiàn)支持中國(guó)的OFDI對(duì)IFDI具有促進(jìn)作用。合作區(qū)的特點(diǎn)決定了合作區(qū)所代表的OFDI理念和實(shí)踐無(wú)法完全用傳統(tǒng)的國(guó)際直接投資理論進(jìn)行解釋（許培源和王倩，2019）。合作區(qū)集中在收入水平、市場(chǎng)特點(diǎn)和需求檔次同中國(guó)相近的發(fā)展中國(guó)家，以中國(guó)的經(jīng)驗(yàn)優(yōu)勢(shì)為基礎(chǔ)，將OFDI與東道國(guó)的經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展相結(jié)合。合作區(qū)這一OFDI新模式天然落實(shí)了“共商共建共享”的全球治理觀，將東道國(guó)納入利益共同體和命運(yùn)共同體，同時(shí)也對(duì)中國(guó)產(chǎn)生了除比較優(yōu)勢(shì)動(dòng)態(tài)遞進(jìn)和逆向技術(shù)溢出效應(yīng)之外的協(xié)同效應(yīng)。因此，本文提出：

假說(shuō)1：合作區(qū)對(duì)來(lái)自東道國(guó)的IFDI具有促進(jìn)作用。

（二）合作區(qū)的貿(mào)易效應(yīng)

對(duì)OFDI 的貿(mào)易效應(yīng)進(jìn)行研究的文獻(xiàn)相當(dāng)豐富，但研究結(jié)論不盡相同。一方面，Mundell（1957）基于赫克歇爾－俄林模型證明，如果兩國(guó)的消費(fèi)偏好與生產(chǎn)技術(shù)相似，國(guó)際直接投資所導(dǎo)致的要素轉(zhuǎn)移將使兩國(guó)要素價(jià)格均等、稟賦結(jié)構(gòu)趨同，最終替代產(chǎn)品貿(mào)易；Grubel 和Johnson（1967）在完全競(jìng)爭(zhēng)的市場(chǎng)結(jié)構(gòu)中證明，如果OFDI沒(méi)有使東道國(guó)具有比較優(yōu)勢(shì)的進(jìn)口替代部門獲得發(fā)展，那么OFDI對(duì)國(guó)際貿(mào)易具有替代效應(yīng)。另一方面，Schmitz 和Helmberger（1970）認(rèn)為，Mundell（1957）的分析僅適用于制成品的產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易，當(dāng)資本充裕的母國(guó)向自然資源充裕的東道國(guó)進(jìn)行OFDI時(shí)，母國(guó)向東道國(guó)出口資本品而東道國(guó)向母國(guó)出口初級(jí)產(chǎn)品，從而擴(kuò)張國(guó)際貿(mào)易的規(guī)模；Helpman（1984）則認(rèn)為，在不完全競(jìng)爭(zhēng)的市場(chǎng)結(jié)構(gòu)中，OFDI使產(chǎn)品生產(chǎn)的不同環(huán)節(jié)得以在不同國(guó)家開(kāi)展，因而OFDI 對(duì)國(guó)際貿(mào)易具有互補(bǔ)效應(yīng)。盡管理論分析并無(wú)定論，但是針對(duì)中國(guó)的研究總體上支持OFDI對(duì)貿(mào)易具有互補(bǔ)效應(yīng)而非替代效應(yīng)（Wang和Gao，2019）。合作區(qū)作為“一帶一路”建設(shè)的重要承接點(diǎn)，在OFDI 的理念和實(shí)踐上具有中國(guó)模式的創(chuàng)新。合作區(qū)以政策溝通為前提，以資金融通為保障，其完備的基礎(chǔ)設(shè)施和健全的公共服務(wù)，對(duì)設(shè)施聯(lián)通和民心相通具有較強(qiáng)的溢出效應(yīng)，有利于在各種層面上降低中國(guó)和東道國(guó)之間的貿(mào)易壁壘和貿(mào)易成本。因此，本文提出：

假說(shuō)2：合作區(qū)有利于貿(mào)易暢通，表現(xiàn)為同時(shí)促進(jìn)中國(guó)從東道國(guó)的進(jìn)口和中國(guó)向東道國(guó)的出口。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）模型設(shè)定

將合作區(qū)的建立作為沖擊，在準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)的框架下，按照多期DID 方法（Beck 等，2010），并參考投資引力模型和貿(mào)易引力模型（Anderson，1979；Buckley等，2007），最終構(gòu)建如下的估計(jì)方程：

其中，下標(biāo)i指代國(guó)家，下標(biāo)t指代年份；Yit為被解釋變量，在不同的情況下分別表示中國(guó)在t年和i國(guó)之間的OFDI、IFDI、進(jìn)口和出口。方程（1）中的cocz_dit是方程（2）中的組別虛擬變量coczi和時(shí)間虛擬變量postit的交互項(xiàng)（如果國(guó)家i是建區(qū)國(guó)家，則coczi= 1，否則coczi= 0；如果年份t是建區(qū)后年份，則postit= 1，否則postit= 0），其是DID 方法的核心變量。cocz_dit的系數(shù)β是本文所關(guān)注的重點(diǎn)，其估計(jì)值衡量了合作區(qū)的效應(yīng)。δi是洲別固定效應(yīng)（亞洲、北美洲、南美洲、大洋洲、非洲、歐洲）、ηi是區(qū)域固定效應(yīng)（東亞與太平洋、北美、拉丁美洲與加勒比海、南亞、撒哈拉以南非洲、中東與北非、歐洲與中亞），用以控制不可觀測(cè)且不隨時(shí)間變動(dòng)的個(gè)體差異；μt是年份固定效應(yīng)，用以控制不可觀測(cè)且不隨個(gè)體變動(dòng)的時(shí)間趨勢(shì)；εit包含了其他不可觀測(cè)因素；α為常數(shù)項(xiàng)。Xit為國(guó)家層面的控制變量。參照以往的理論分析和經(jīng)驗(yàn)研究，本文選擇了如下變量：①經(jīng)濟(jì)水平（lnpgdp，人均GDP 的對(duì)數(shù)）；②市場(chǎng)規(guī)模（lnpop，人口的對(duì)數(shù)）；③發(fā)展前景（ggdp，GDP增長(zhǎng)率）；④產(chǎn)業(yè)特征（agri，農(nóng)業(yè)增加值占GDP的百分比）；⑤距離成本（lndis，北京與i國(guó)首都地理距離和石油年平均價(jià)格乘積的對(duì)數(shù)）。

（二）數(shù)據(jù)說(shuō)明和樣本描述

本文選取同中國(guó)存在投資或貿(mào)易往來(lái)的國(guó)家或地區(qū)作為樣本（其中，OFDI涉及187個(gè)國(guó)家或地區(qū)；IFDI涉及158個(gè)國(guó)家或地區(qū)；進(jìn)口和出口各涉及216個(gè)國(guó)家或地區(qū)）。由于政府正式扶持的合作區(qū)建設(shè)時(shí)間是2006年，本文選定2006—2018年作為樣本期。

在本文的被解釋變量中，OFDI 數(shù)據(jù)采用中國(guó)對(duì)外直接投資流量，來(lái)源于《2011 年度中國(guó)對(duì)外直接投資統(tǒng)計(jì)公報(bào)》和《2018 年度中國(guó)對(duì)外直接投資統(tǒng)計(jì)公報(bào)》；IFDI 數(shù)據(jù)采用中國(guó)實(shí)際利用外商直接投資金額，來(lái)源于中華人民共和國(guó)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局；進(jìn)口和出口數(shù)據(jù)來(lái)源于UN Comtrade Database。本文在使用上述數(shù)據(jù)時(shí)，均將其折算為2010年不變價(jià)美元價(jià)值并取自然對(duì)數(shù)值。在本文的控制變量中，計(jì)算距離成本（蔣殿春和張慶昌，2011）所需的北京與樣本國(guó)家首都地理距離數(shù)據(jù)來(lái)源于CPII Gravity Database，石油年平均價(jià)格數(shù)據(jù)來(lái)源于IMF Primary Commodity Prices；其余控制變量數(shù)據(jù)均來(lái)源于WB World Development Indicators。

本文以中國(guó)商務(wù)部對(duì)外投資和經(jīng)濟(jì)合作司、外國(guó)投資管理司以及中國(guó)國(guó)際貿(mào)易促進(jìn)委員會(huì)的公開(kāi)信息為基礎(chǔ)，以各省商務(wù)廳的相關(guān)資訊為補(bǔ)充，以“1992—2018 年中國(guó)境外產(chǎn)業(yè)園區(qū)信息數(shù)據(jù)集”（李祜梅等，2019）為參考，搜集整理了中國(guó)企業(yè)截至2018年末在57個(gè)國(guó)家建設(shè)的204家初具規(guī)模的合作區(qū)信息，包含合作區(qū)、東道國(guó)、實(shí)施企業(yè)等3 個(gè)維度的數(shù)據(jù)。本文關(guān)注政府扶持階段新建合作區(qū)的效應(yīng)，為此在樣本中剔除了2006年前就已建區(qū)的國(guó)家（包括柬埔寨、尼日利亞、俄羅斯、塞拉利昂、越南和贊比亞等6個(gè)國(guó)家），最終進(jìn)入計(jì)量模型的是分布在51個(gè)國(guó)家的123家合作區(qū)③。主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)見(jiàn)表1。

表1 主要變量描述性統(tǒng)計(jì)

四、實(shí)證結(jié)果

（一）基準(zhǔn)回歸

本文這一部分根據(jù)方程（1）的設(shè)定對(duì)合作區(qū)的雙邊經(jīng)貿(mào)效應(yīng)進(jìn)行檢驗(yàn)，基準(zhǔn)回歸結(jié)果見(jiàn)表2。表2 的第（1）與（2）列、第（3）與（4）列、第（5）與（6）列、第（7）與（8）列分別匯報(bào)了合作區(qū)對(duì)中國(guó)和東道國(guó)之間的OFDI、IFDI、進(jìn)口和出口的影響；所有回歸均控制了洲別固定效應(yīng)、區(qū)域固定效應(yīng)和年份固定效應(yīng)；偶數(shù)列的回歸控制了國(guó)家層面變量。由表2可見(jiàn)，在未控制國(guó)家層面變量的情況下，系數(shù)β的估計(jì)值均在1%的顯著性水平上為正；在控制國(guó)家層面變量的情況下，系數(shù)β的估計(jì)值仍均為正，且在OFDI、IFDI 和出口的回歸中顯著。由此得到初步結(jié)論：合作區(qū)整體上對(duì)中國(guó)和東道國(guó)之間的雙向投資和雙邊貿(mào)易均產(chǎn)生了促進(jìn)作用。具體而言，合作區(qū)不僅顯著增加了去往東道國(guó)的OFDI，還顯著增加了來(lái)自東道國(guó)的IFDI，有助于“走出去”與“引進(jìn)來(lái)”良性互動(dòng)；不僅顯著促進(jìn)了向東道國(guó)的出口，還有利于從東道國(guó)的進(jìn)口，有助于進(jìn)口和出口協(xié)同發(fā)展。

表2 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

續(xù)表

（二）有效性檢驗(yàn)

為了保證基準(zhǔn)回歸的合理性和初步結(jié)論的可信度，本文這一部分檢驗(yàn)DID 方法的有效性，包括驗(yàn)證平行趨勢(shì)假設(shè)和進(jìn)行安慰劑檢驗(yàn)。

1.驗(yàn)證平行趨勢(shì)假設(shè)

平行趨勢(shì)假設(shè)是DID 方法的關(guān)鍵假設(shè)，要求處理組個(gè)體和控制組個(gè)體的變動(dòng)趨勢(shì)在干預(yù)發(fā)生之前保持一致。在本文的語(yǔ)境下，平行趨勢(shì)假設(shè)要求建區(qū)國(guó)家在建區(qū)前與未建區(qū)國(guó)家在同時(shí)期和中國(guó)經(jīng)貿(mào)往來(lái)的變動(dòng)趨勢(shì)保持一致。如果樣本無(wú)法滿足平行趨勢(shì)假設(shè)，則說(shuō)明模型尚未充分排除不可觀測(cè)因素的干擾，無(wú)法科學(xué)評(píng)估合作區(qū)的效應(yīng)。為了驗(yàn)證平行趨勢(shì)假設(shè)，本文設(shè)定了如下的估計(jì)方程：

其中，如果年份t-k是建區(qū)年份t的前k年（0 ≤k≤5，k= 0 即建區(qū)當(dāng)年），則posti,t-k= 1，否則posti,t-k= 0；其余設(shè)定與基準(zhǔn)模型一致。如果系數(shù)βk（1 ≤k≤5）的估計(jì)值不具有統(tǒng)計(jì)顯著性，則說(shuō)明建區(qū)國(guó)家在建區(qū)前的5 年間與未建區(qū)國(guó)家在同時(shí)期和中國(guó)經(jīng)貿(mào)往來(lái)的變動(dòng)趨勢(shì)不具有顯著差異，由此可以證明樣本滿足平行趨勢(shì)假設(shè)。圖1 的（1）匯報(bào)了針對(duì)OFDI 的檢驗(yàn)④，可見(jiàn)系數(shù)βk（1 ≤k≤5）估計(jì)值的95%置信區(qū)間包含零值，即在5%的顯著性水平上不顯著異于零，由此得以證明樣本滿足平行趨勢(shì)假設(shè)。

圖1 平行趨勢(shì)檢驗(yàn)及安慰劑檢驗(yàn)（虛擬處理組）

2.安慰劑檢驗(yàn)

檢驗(yàn)DID 方法有效性的另一個(gè)角度是通過(guò)安慰劑檢驗(yàn)排查干預(yù)效應(yīng)是否混雜了不可觀測(cè)因素的影響。將真實(shí)的干預(yù)時(shí)間或處理組重置為虛擬的干預(yù)時(shí)間或處理組，再通過(guò)原有的模型對(duì)干預(yù)效應(yīng)進(jìn)行估計(jì)，如果可以得到顯著的“干預(yù)效應(yīng)”，則說(shuō)明模型受到不可觀測(cè)因素的干擾，存在設(shè)定問(wèn)題，有效性較低。本文分別利用虛擬干預(yù)時(shí)間和虛擬處理組進(jìn)行安慰劑檢驗(yàn)。

一方面，本文將方程（2）中時(shí)間虛擬變量postit的設(shè)定變更為“如果年份t是建區(qū)前年份，則postit= 1，否則postit= 0”，其余設(shè)定與基準(zhǔn)模型一致，這意味著將合作區(qū)的存在設(shè)置在實(shí)際建立的時(shí)間之前。如果系數(shù)β的估計(jì)值仍然顯著，則說(shuō)明不可觀測(cè)因素的影響混雜在合作區(qū)的效應(yīng)中。表3的第（1）、（2）、（3）、（4）列分別匯報(bào)了針對(duì)OFDI、IFDI、進(jìn)口和出口的檢驗(yàn)。由表3 可見(jiàn)，在四種情況下，系數(shù)β的估計(jì)值均不顯著，由此證明本文的模型較為充分地控制了不可觀測(cè)因素，有效性較高。

表3 安慰劑檢驗(yàn)（虛擬干預(yù)時(shí)間）

另一方面，本文將方程（2）中組別虛擬變量coczi的設(shè)定變更為“如果國(guó)家i是隨機(jī)抽取的國(guó)家（同樣抽取51 個(gè)），則coczi= 1，否則coczi= 0”，其余設(shè)定與基準(zhǔn)模型一致⑤，這意味著將合作區(qū)的存在設(shè)置在隨機(jī)抽取的國(guó)家之中。如果系數(shù)β的估計(jì)值仍然顯著，則說(shuō)明不可觀測(cè)因素的影響混雜在合作區(qū)的效應(yīng)中。為了避免小概率事件的干擾，本文將隨機(jī)抽取重復(fù)10000次。圖1的（2）匯報(bào)了針對(duì)OFDI的檢驗(yàn)⑥，可見(jiàn)安慰劑估計(jì)值的均值接近于0（-0.0053），大部分p值大于0.05（67.260%），并且基準(zhǔn)回歸估計(jì)值在其中屬異常值（基準(zhǔn)回歸t值大于99.920%的安慰劑t值），由此再次證明本文的模型受不可觀測(cè)因素的影響較小，有效性較高。

（三）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

合作區(qū)的區(qū)位不是隨機(jī)的選擇而是權(quán)衡的結(jié)果，這意味著在個(gè)體成為建區(qū)國(guó)家的機(jī)制中存在自我選擇問(wèn)題。建區(qū)國(guó)家與中國(guó)的經(jīng)貿(mào)往來(lái)可能本來(lái)就比較密切，也意味著建區(qū)與否和經(jīng)貿(mào)往來(lái)之間存在雙向因果關(guān)系。這種非隨機(jī)的分配機(jī)制導(dǎo)致建區(qū)國(guó)家不是總體的隨機(jī)樣本，進(jìn)而會(huì)使估計(jì)結(jié)果產(chǎn)生偏差。為了緩解自我選擇問(wèn)題、檢驗(yàn)結(jié)論的穩(wěn)健性，本文這一部分使用基于PSM 和SCM 構(gòu)建的、可比性更高的處理組和控制組估計(jì)合作區(qū)的雙邊經(jīng)貿(mào)效應(yīng)。

1.傾向得分匹配

由于合作區(qū)的建立有先后之分，本文采用逐年P(guān)SM 方法（Heyman等，2011）。匹配過(guò)程如下：首先，將總體按年份分層，在每一年份中挑選出首次建區(qū)國(guó)家和從未建區(qū)國(guó)家；然后，選擇5 個(gè)國(guó)家層面的控制變量（均取滯后一期）作為匹配變量，在每一年份中通過(guò)Logit模型計(jì)算個(gè)體的傾向得分，為首次建區(qū)國(guó)家匹配出“近鄰的”從未建區(qū)國(guó)家；最后，將所有年份的首次建區(qū)國(guó)家和與其匹配的從未建區(qū)國(guó)家合并，分別作為處理組和控制組，形成新的估計(jì)樣本。本文對(duì)每一年份的匹配結(jié)果都進(jìn)行了平衡性檢驗(yàn)⑦，絕大多數(shù)年份中的匹配變量都表現(xiàn)出標(biāo)準(zhǔn)偏差絕對(duì)值大幅縮小和t統(tǒng)計(jì)量不再顯著的變化，說(shuō)明了匹配方法的合理性。

表4 中A 版的第（1）與（2）列、第（3）與（4）列、第（5）與（6）列、第（7）與（8）列分別匯報(bào)了合作區(qū)對(duì)中國(guó)和東道國(guó)之間的OFDI、IFDI、進(jìn)口和出口的影響；所有回歸均控制了洲別固定效應(yīng)、區(qū)域固定效應(yīng)、年份固定效應(yīng)和國(guó)家層面變量。表4 中A 版的奇數(shù)列為PSM 樣本的估計(jì)結(jié)果，與基準(zhǔn)回歸的估計(jì)結(jié)果基本一致，并且系數(shù)β的估計(jì)值在進(jìn)口的回歸中同樣顯著，合作區(qū)對(duì)進(jìn)出口協(xié)同發(fā)展的促進(jìn)作用更加明顯。由此證明了初步結(jié)論的穩(wěn)健性。

2.周邊國(guó)家匹配

PSM 的匹配變量可能無(wú)法全面平衡國(guó)家之間的差異，而地理位置相鄰的國(guó)家往往在各種方面表現(xiàn)出較強(qiáng)的相似性，從而具有較高的可比性。作為對(duì)PSM 的補(bǔ)充，本文將建區(qū)國(guó)家作為處理組，將建區(qū)國(guó)家的周邊國(guó)家作為控制組，利用SCM形成新的估計(jì)樣本，從另一個(gè)角度進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。表4中A版的偶數(shù)列為SCM樣本的估計(jì)結(jié)果，與基準(zhǔn)回歸的估計(jì)結(jié)果基本相同。由此再次證明初步結(jié)論的穩(wěn)健性。

3.增加控制變量

上文的有效性檢驗(yàn)已經(jīng)證明本文模型較為充分地控制了不可觀測(cè)因素，受不可觀測(cè)因素的影響較小。為了更直接地壓縮遺漏變量的干擾，本文在模型中加入更多的控制變量進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。新加入的控制變量包括：①其他協(xié)定（fta自由貿(mào)易協(xié)定、bit雙邊投資協(xié)定）；②制度差異（diff，中國(guó)與i國(guó)平均制度得分之差的絕對(duì)值）；③開(kāi)放程度（open，商品貿(mào)易占GDP 的百分比）⑧。表4 中B 版的第（1）、（2）、（3）、（4）列分別匯報(bào)了合作區(qū)對(duì)中國(guó)和東道國(guó)之間的OFDI、IFDI、進(jìn)口和出口的影響；所有回歸均控制了洲別固定效應(yīng)、區(qū)域固定效應(yīng)、年份固定效應(yīng)和國(guó)家層面變量。表4 中B 版的估計(jì)結(jié)果與基準(zhǔn)回歸的估計(jì)結(jié)果沒(méi)有明顯差異，再次證明初步結(jié)論穩(wěn)健。

表4 穩(wěn)健性檢驗(yàn)回歸結(jié)果

五、異質(zhì)性分析

進(jìn)入計(jì)量模型的123 家合作區(qū)包括了分布在17 個(gè)國(guó)家的25 家農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)合作區(qū)、分布在14 個(gè)國(guó)家的23 家輕工產(chǎn)業(yè)合作區(qū)、分布在12個(gè)國(guó)家的19家重工產(chǎn)業(yè)合作區(qū)、分布在8個(gè)國(guó)家的9家商貿(mào)物流合作區(qū)以及分布在7 個(gè)國(guó)家的7 家科技研發(fā)合作區(qū)。本文這一部分考察不同類型合作區(qū)雙邊經(jīng)貿(mào)效應(yīng)的異質(zhì)性⑨。表5 的第（1）、（2）、（3）、（4）列分別匯報(bào)了不同類型合作區(qū)對(duì)中國(guó)和東道國(guó)之間的OFDI、IFDI、進(jìn)口和出口的影響；所有回歸均控制了洲別固定效應(yīng)、區(qū)域固定效應(yīng)、年份固定效應(yīng)和國(guó)家層面變量⑩。

表5 不同類型合作區(qū)的影響

由表5 可見(jiàn)，雖然本文發(fā)現(xiàn)合作區(qū)整體上有助于“走出去”與“引進(jìn)來(lái)”良性互動(dòng)、進(jìn)口和出口協(xié)同發(fā)展，但是不同類型的合作區(qū)在效應(yīng)方向和效應(yīng)大小上存在異質(zhì)性，展示了豐富的發(fā)展形態(tài)。在投資方面，重工產(chǎn)業(yè)合作區(qū)和綜合產(chǎn)業(yè)合作區(qū)對(duì)OFDI 和IFDI 均有顯著的促進(jìn)作用；農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)合作區(qū)和商貿(mào)物流合作區(qū)使OFDI 顯著增加；輕工產(chǎn)業(yè)合作區(qū)使IFDI 顯著減少。在貿(mào)易方面，農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)合作區(qū)對(duì)進(jìn)口和出口均有顯著的促進(jìn)作用；商貿(mào)物流合作區(qū)和綜合產(chǎn)業(yè)合作區(qū)使出口顯著增加。

具體而言，農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)合作區(qū)依托東道國(guó)的農(nóng)業(yè)資源稟賦，園區(qū)建設(shè)需要較多的農(nóng)田、水利等工程投資。當(dāng)?shù)剞r(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展不僅為中國(guó)企業(yè)供應(yīng)了原材料和中間品，也為東道國(guó)企業(yè)提供了投資機(jī)會(huì)。東道國(guó)企業(yè)對(duì)當(dāng)?shù)氐耐顿Y替代了對(duì)中國(guó)的直接投資，同時(shí)增加了對(duì)中國(guó)的進(jìn)口需求。因此，農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)合作區(qū)表現(xiàn)出對(duì)OFDI、進(jìn)口和出口的顯著促進(jìn)，卻使IFDI有所減少。輕工產(chǎn)業(yè)合作區(qū)依托東道國(guó)的成本優(yōu)勢(shì)，園區(qū)建設(shè)不必進(jìn)行工程投資，可以采用輸出管理、組織運(yùn)營(yíng)等方式。當(dāng)?shù)剌p工產(chǎn)業(yè)的發(fā)展不僅吸引了東道國(guó)企業(yè)，使當(dāng)?shù)赝顿Y擠占了對(duì)外直接投資，還吸引了中國(guó)企業(yè)，使當(dāng)?shù)厣a(chǎn)和當(dāng)?shù)劁N售替代了原材料、中間品進(jìn)口和最終產(chǎn)品出口。因此，輕工產(chǎn)業(yè)合作區(qū)表現(xiàn)出對(duì)IFDI 的顯著減少，使進(jìn)口和出口有所減少，卻使OFDI 有所增加。重工產(chǎn)業(yè)合作區(qū)依托東道國(guó)的礦產(chǎn)資源稟賦，園區(qū)建設(shè)需要較多的工礦工程投資。當(dāng)?shù)刂毓ぎa(chǎn)業(yè)的發(fā)展激勵(lì)了東道國(guó)企業(yè)在中國(guó)開(kāi)展市場(chǎng)尋求型直接投資，從而部分地減少了中國(guó)的進(jìn)口需求，同時(shí)間接地?cái)U(kuò)充了中國(guó)的生產(chǎn)能力。因此，重工產(chǎn)業(yè)合作區(qū)表現(xiàn)出對(duì)OFDI 和IFDI 的顯著促進(jìn)，使出口有所增加，卻使進(jìn)口有所減少。商貿(mào)物流合作區(qū)依托東道國(guó)的區(qū)位優(yōu)勢(shì)，園區(qū)建設(shè)需要較多的鐵路、道路、水運(yùn)等工程投資。物流運(yùn)輸設(shè)施和技術(shù)的發(fā)展對(duì)中國(guó)和東道國(guó)之間的雙邊貿(mào)易有著直接的正向影響，而兩國(guó)緊密的貿(mào)易關(guān)系同樣會(huì)推動(dòng)雙向投資的開(kāi)展。因此，商貿(mào)物流合作區(qū)表現(xiàn)出對(duì)OFDI 和出口的顯著促進(jìn)，也使IFDI 和進(jìn)口有所增加。綜合產(chǎn)業(yè)合作區(qū)集中體現(xiàn)了各類合作區(qū)的共性，也突出反映了中國(guó)企業(yè)入駐合作區(qū)的資源尋求動(dòng)機(jī)和效率尋求動(dòng)機(jī)，基于此類動(dòng)機(jī)的生產(chǎn)轉(zhuǎn)移對(duì)原材料和中間品的進(jìn)口產(chǎn)生了替代作用。因此，綜合產(chǎn)業(yè)合作區(qū)表現(xiàn)出對(duì)OFDI、IFDI和出口的顯著促進(jìn)，卻使進(jìn)口有所減少。

六、研究結(jié)論與啟示

本文將合作區(qū)的建立作為沖擊，在準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)的框架下，采用DID 方法識(shí)別了合作區(qū)的雙邊經(jīng)貿(mào)效應(yīng)，并考察了不同類型合作區(qū)雙邊經(jīng)貿(mào)效應(yīng)的異質(zhì)性，為全面總結(jié)合作區(qū)的建設(shè)成效提供了經(jīng)驗(yàn)證據(jù)，同時(shí)也在一定程度上完善了現(xiàn)有合作區(qū)效應(yīng)研究的體系。黨的十九屆五中全會(huì)指出，建設(shè)更高水平開(kāi)放型經(jīng)濟(jì)新體制，提升對(duì)外開(kāi)放平臺(tái)功能。結(jié)合研究結(jié)論，本文認(rèn)為需要從以下三個(gè)方面進(jìn)一步完善合作區(qū)的功能：第一，鑒于多數(shù)合作區(qū)普遍對(duì)OFDI 具有顯著的促進(jìn)作用，應(yīng)當(dāng)繼續(xù)堅(jiān)持合作區(qū)這一對(duì)外投資新模式，穩(wěn)步發(fā)展傳統(tǒng)園區(qū)、鞏固提升重點(diǎn)園區(qū)、創(chuàng)新發(fā)展新型園區(qū)。各類合作區(qū)應(yīng)當(dāng)堅(jiān)持生產(chǎn)與生活并重、硬件和軟件并重，為入駐企業(yè)提供充足全面的基礎(chǔ)設(shè)施和高效集成的服務(wù)體系，全方位覆蓋政策咨詢、企業(yè)注冊(cè)、財(cái)稅管理、海關(guān)申報(bào)、風(fēng)險(xiǎn)管控等服務(wù)內(nèi)容，打造合作區(qū)有機(jī)服務(wù)生態(tài)，促進(jìn)合作區(qū)高質(zhì)量發(fā)展。第二，鑒于少數(shù)合作區(qū)甚至對(duì)IFDI具有顯著的阻礙作用，應(yīng)當(dāng)充分發(fā)揮合作區(qū)高質(zhì)量合作平臺(tái)的作用，積極探索建立常態(tài)化的投資促進(jìn)合作機(jī)制。各類合作區(qū)應(yīng)當(dāng)基于對(duì)東道國(guó)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)和產(chǎn)業(yè)優(yōu)勢(shì)的了解，一方面深化與東道國(guó)相關(guān)部門、機(jī)構(gòu)和組織的會(huì)商合作，保持暢通密切的投資促進(jìn)溝通渠道，另一方面推進(jìn)與國(guó)內(nèi)各類園區(qū)的協(xié)同發(fā)展，搭建精準(zhǔn)對(duì)接的投資促進(jìn)交流平臺(tái)，助力國(guó)內(nèi)園區(qū)提升招商引資效能。第三，鑒于只有少數(shù)合作區(qū)對(duì)進(jìn)口具有正向影響，還有少數(shù)合作區(qū)對(duì)出口具有負(fù)向影響，應(yīng)當(dāng)充分發(fā)揮合作區(qū)高水平開(kāi)放平臺(tái)的作用，積極推動(dòng)構(gòu)筑互利共贏的產(chǎn)業(yè)鏈供應(yīng)鏈合作體系。各類合作區(qū)一方面應(yīng)當(dāng)積極為外商投資牽線搭橋，配合以外商投資促外貿(mào)的發(fā)展規(guī)劃，通過(guò)協(xié)助產(chǎn)業(yè)鏈供應(yīng)鏈精準(zhǔn)招商，帶動(dòng)外貿(mào)產(chǎn)業(yè)鏈供應(yīng)鏈暢通運(yùn)轉(zhuǎn)，另一方面應(yīng)當(dāng)增強(qiáng)以對(duì)外投資促外貿(mào)的意識(shí)和能力，通過(guò)完善境外生產(chǎn)服務(wù)網(wǎng)絡(luò)帶動(dòng)商品、服務(wù)、技術(shù)和標(biāo)準(zhǔn)出口，推動(dòng)雙邊貿(mào)易和雙向投資協(xié)調(diào)發(fā)展，推進(jìn)新發(fā)展格局構(gòu)建形成。

注釋：

①參見(jiàn)中國(guó)貿(mào)促會(huì)境外產(chǎn)業(yè)園區(qū)信息服務(wù)平臺(tái)：https://oip.ccpit.org。

②參見(jiàn)《境外經(jīng)濟(jì)貿(mào)易合作區(qū)考核辦法》：合作區(qū)是指在中華人民共和國(guó)境內(nèi)（不含香港、澳門和臺(tái)灣地區(qū)）注冊(cè)、具有獨(dú)立法人資格的中資控股企業(yè)（實(shí)施企業(yè)），通過(guò)在境外設(shè)立的中資控股的獨(dú)立法人機(jī)構(gòu)（建區(qū)企業(yè)），投資建設(shè)的基礎(chǔ)設(shè)施完備、主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)明確、公共服務(wù)功能健全、具有集聚和輻射效應(yīng)的產(chǎn)業(yè)園區(qū)。

③位于柬埔寨、尼日利亞、俄羅斯、塞拉利昂、越南和贊比亞等6個(gè)國(guó)家的合作區(qū)多達(dá)81家，平均每國(guó)13.5家，遠(yuǎn)高于其余51個(gè)國(guó)家平均每國(guó)2.41 家的水平。因此將其剔除同樣有助于排除異常值的干擾。為了檢驗(yàn)穩(wěn)健性，本文使用包括上述六國(guó)的樣本進(jìn)行了估計(jì)，發(fā)現(xiàn)結(jié)果并未明顯改變。

④篇幅所限，未列出IFDI、進(jìn)口和出口的檢驗(yàn)結(jié)果，如有需要請(qǐng)向編輯部或作者索取。

⑤單純將coczi= 1賦予未建區(qū)國(guó)家無(wú)法改變其cocz_dit= 0的狀況（因?yàn)槠鋚ostit= 0），因此在操作中是將（建區(qū)身份，建區(qū)時(shí)間）組合同時(shí)賦予隨機(jī)抽取的國(guó)家。

⑥篇幅所限，未列出IFDI、進(jìn)口和出口的檢驗(yàn)結(jié)果，如有需要請(qǐng)向編輯部或作者索取。

⑦篇幅所限，未列出平衡性檢驗(yàn)的具體結(jié)果，如有需要請(qǐng)向編輯部或作者索取。

⑧其中，fta和bit為虛擬變量，與中國(guó)存在協(xié)定則取值為1，否則取值為0，數(shù)據(jù)來(lái)源于中國(guó)自由貿(mào)易區(qū)服務(wù)網(wǎng)和UNCTAD IIA Database，以協(xié)定生效時(shí)間為準(zhǔn)；計(jì)算制度差異（Habib 和Zurawicki，2002）所需的全球治理指標(biāo)數(shù)據(jù)來(lái)源于WB Worldwide Gover‐nance Indicators；其余控制變量數(shù)據(jù)均來(lái)源于WB World Development Indicators。

⑨科技研發(fā)合作區(qū)的樣本量過(guò)少，因此不予討論。

⑩為了檢驗(yàn)穩(wěn)健性，本文使用SCM樣本進(jìn)行了估計(jì)，發(fā)現(xiàn)結(jié)果沒(méi)有明顯區(qū)別。