摘 要:本文基于2003—2021年我國對123個國家的綠地投資數(shù)據(jù)和雙邊投資協(xié)定簽訂情況建立模型,采用多時點雙重差分法驗證了雙邊投資協(xié)定對我國對外綠地投資的促進作用,并對實驗結果進行平行趨勢檢驗、安慰劑檢驗、內生性檢驗及穩(wěn)健性檢驗。結果表明:雙邊投資協(xié)定顯著促進我國對外綠地投資,且促進效應具有長期性和滯后性。最后,本文根據(jù)實驗結果,為制定雙邊投資協(xié)定以促進我國對外綠地投資提出了針對性的建議,如提高與低經濟發(fā)展水平國家簽訂的雙邊投資的協(xié)定質量,加大投資協(xié)定的宣傳等。
關鍵詞:雙邊投資協(xié)定;投資進入模式;綠地投資數(shù)量;多時點雙重差分法;制度質量
本文索引:曾靚婕.雙邊投資協(xié)定與我國對外綠地投資的影響研究[J].中國商論,2023(10):-079.
中圖分類號:F752 文獻標識碼:A 文章編號:2096-0298(2023)05(b)--04
根據(jù)fDi Markets發(fā)布的我國對外綠地投資項目信息,在過去十多年,我國進行的對外綠地投資總項目達6000多項,遠超Zepher數(shù)據(jù)庫記錄的我國跨境并購的3600多項。由此可見,我國存在著大量海外投資采用了綠地投資進入模式而不是跨境并購,這一事實在過去的研究中顯然被忽略。
跨境并購和綠地投資是對外直接投資的兩種重要方式,其在目的、規(guī)模和實施方式上都存在一定的區(qū)別??缇巢①徥侵敢粋€公司通過購買或兼并海外公司的方式擴大其業(yè)務規(guī)?;蜻M入新的市場;而綠地投資則是指一家公司通過直接投資海外市場來獲取利潤或經驗,并在當?shù)厥袌鼋I(yè)務和品牌,綠地投資更注重公司的長期戰(zhàn)略規(guī)劃和市場布局。因此,雙邊投資協(xié)定對跨境并購和綠地投資的影響程度會有所不同?,F(xiàn)有的文獻中只有關于雙邊投資協(xié)定對對外直接投資和跨境并購影響的研究,因此,應進行雙邊投資協(xié)定對我國對外綠地投資的影響研究。
1 文獻綜述
由于關于綠地投資的專門研究文獻很少,本文先參考關于雙邊投資協(xié)定對直接投資的研究文獻。
國外學者最早對雙邊投資協(xié)定對對外直接投資的影響做相關研究。研究結果表明,雙邊投資協(xié)定對對外直接投資的促進作用通常通過信號效應、承諾效應及與東道國制度之間的交互效應來實現(xiàn)。信號效應(Tobin & Rose-Ackerman,2011)和承諾效應(Desbordes & Vicard,2009)通常會使雙邊投資協(xié)定對對外直接投資產生促進效應。
而雙邊投資協(xié)定與東道國制度的交互效應對對外直接投資的影響是不確定的。Hallward Driemeier(2003)和Desbordes & Vicard(2009)研究得到結論:雙邊投資協(xié)定是通過與東道國制度的互補作用來促進對外直接投資的,所以雙邊投資協(xié)定對制度質量低的國家沒有顯著的促進效應。Neumayer & Spess(2005)的研究表明,雙邊投資協(xié)定能夠對東道國的制度起到替代和補充作用,所以在制度質量更低的國家,雙邊投資協(xié)定的促進效應更強。
隨著我國對外直接投資項目數(shù)量的增長,許多學者研究了雙邊投資協(xié)定對我國對外投資的影響。張魯青與馮涌(2009)研究發(fā)現(xiàn),我國簽署的雙邊投資協(xié)定對我國對外直接投資存量的增加產生了促進效應。楊宏恩等(2016)研究發(fā)現(xiàn),雙邊投資協(xié)定顯著促進了我國對發(fā)展中國家的直接投資,而對發(fā)達國家的直接投資沒有顯著影響。王光等(2020)將中國雙邊投資協(xié)定進行異質性分解量化,從內部機制分析雙邊投資協(xié)定對我國對外直接投資的影響。研究結果表明:雙邊投資協(xié)定中的“公平公正待遇”和“最惠國待遇”條款促進了我國對外直接投資。
隨著我國企業(yè)“走出去”的加快,國內學者開始關注雙邊投資協(xié)定對不同投資方式的影響??缇巢①徱蛲顿Y金額更大,遠超綠地投資,逐漸成為我國對外直按投資的主要方式,因此少數(shù)學者開始探究雙邊投資協(xié)定對我國企業(yè)跨境并購的影響效應。韓永輝等(2021)研究結果表明:雙邊投資協(xié)定顯著促進了我國海外并購。
由于綠地投資的金額遠小于跨境并購,目前我國對外綠地投資的研究文獻較少。呂越等(2019)采用多時點雙重差分法研究了 “一帶一路”倡議對我國企業(yè)對外綠地投資的影響。研究發(fā)現(xiàn):“一帶一路”倡議顯著促進了我國企業(yè)在“一帶一路”沿線國家的綠地投資。
綜上所述,目前還沒有雙邊投資協(xié)定對我國對外綠地投資影響的研究。應當注意到,雙邊投資協(xié)定對我國跨國并購和綠地投資的影響程度和機制都是不同的。因此,本文建立模型進行雙邊投資協(xié)定對我國對外綠地投資影響的專門研究,從而更加全面地反映我國雙邊投資協(xié)定對對外直接投資的影響,彌補這部分的研究空白。
2 研究設計
2.1 變量說明
被解釋變量為中國對外綠地投資數(shù)量,數(shù)據(jù)來源于fDi Markets數(shù)據(jù)庫。在剔除港澳臺地區(qū)及存在缺失變量的樣本后,本文選取了123個樣本國家。
解釋變量為雙邊投資協(xié)定。123個樣本國家中,有63個國家在2003年之前已經與中國簽訂雙邊投資協(xié)定,其中有13個國家在2003年之后與中國重新簽訂或更新了雙邊投資協(xié)定,17個國家在2003—2021年陸續(xù)簽訂。另外,還有43個國家至今未與我國簽訂雙邊投資協(xié)定。投資協(xié)定數(shù)據(jù)來源于聯(lián)合國貿發(fā)會議、中國外交部和中國商務部條約法律司。
控制變量:本文參考以往的文獻,選取東道國制度質量、東道國對我國雙邊匯率、東道國通貨膨脹、東道國經濟環(huán)境、東道國對外貿易情況及東道國與我國的制度、經濟、地理距離作為控制變量??刂谱兞繑?shù)據(jù)來源于World Bank和CEPII數(shù)據(jù)庫(見表1)。
2.2 實證模型
由于雙邊投資協(xié)定是在一段時間內與不同國家陸續(xù)簽訂生效的,本文采用多時點雙重差分模型驗證雙邊投資協(xié)定對我國對外綠地投資的影響作用,具體模型如下:
其中,,表示我國在t年對國家i的對外綠地投資數(shù),由于一些年份的投資數(shù)存在0值,所以對變量做加1取對數(shù)處理;表示國家i在t年與我國簽訂雙邊投資協(xié)定生效的狀態(tài),若國家i在t年與我國簽訂的雙邊投資協(xié)定已經生效,則當年及之后的年份均為,之前的年份均為。代表控制變量; 為時間趨勢變量;和分別為個體固定效應和時間固定效應;為隨機擾動項。
3 實證檢驗
3.1 實證結果
表2為本文的基準回歸結果。由表2可知,雙邊投資協(xié)定顯著促進了我國對外綠地投資。具體來說,在控制了其他變量的情況下,相較沒有簽訂雙邊投資協(xié)定的國家,我國企業(yè)對外綠地投資數(shù)量提高了16.1%。
在控制變量方面,回歸結果表明,我國企業(yè)更傾向在東道國貿易開放度更高,經濟和制度距離與我國更小的國家進行綠地投資。
3.2 平行趨勢檢驗和安慰劑檢驗
為了確?;貧w結果的真實性,本文進行了平行趨勢檢驗和安慰劑檢驗,平行趨勢檢驗模型如下:
其中,表示當年雙邊投資協(xié)定生效時間的虛擬變量。S為雙邊投資協(xié)定生效前后的年份長度,若為生效前第S年,則取-S,若為生效后第S年,則取S。
圖1為檢驗結果,可以看出系數(shù)β的值在生效5期后開始顯著不為0,檢驗結果符合平行趨勢假設,雙邊投資協(xié)定確實促進了我國對外綠地投資,且在第8期系數(shù)存在增加趨勢,說明協(xié)定的促進作用具有長期效應,但存在較長的滯后期。
安慰劑檢驗結果如圖2所示,模擬回歸系數(shù)的估計值均分布在零值附近,且基本服從正態(tài)分布。這說明實驗結果并未受到其他不可觀測因素的影響,投資協(xié)定對我國對外綠地投資的促進效應具有真實性。
3.3 內生性檢驗
我國對外綠地投資規(guī)模的擴大,有助于提升雙邊關系,可能會促成雙邊投資協(xié)定的達成,導致本文中的解釋變量與被解釋變量產生反向因果關系,因此本文選取雙邊投資協(xié)定的滯后期作為工具變量,以排除變量的內生性。工具變量回歸結果如表3所示,估計系數(shù)的符號和顯著性并未改變,因此解決內生性問題后本文結論依然成立。
3.4 穩(wěn)健性檢驗
為確?;貧w結果的穩(wěn)健性,本文進行了一系列穩(wěn)健性檢驗。第一,本文對雙邊投資協(xié)定變量進行滯后一期處理。第二,對樣本變量進行前后5%的縮尾處理。第三,將對外綠地投資流量數(shù)據(jù)改為存量數(shù)據(jù)。實證結果如表4所示,三種穩(wěn)健性回歸下的回歸結果依然顯著,符號也與之前相同,因此本文結論依然成立。
4 結語
研究結果發(fā)現(xiàn):雙邊投資協(xié)定對我國企業(yè)對外綠地投資具有顯著的促進效應。并且,平行趨勢檢驗結果表明,雙邊投資協(xié)定對我國企業(yè)對外綠地投資的促進作用具有長期效應,但存在較長的滯后期。因此,本文對如何利用雙邊投資協(xié)定促進我國企業(yè)對外綠地投資,提出了以下針對性的政策建議:
第一,實證結果表明,我國更加傾向在經濟發(fā)展水平更低的國家進行綠地投資,而目前與我國訂立雙邊投資協(xié)定的更多為發(fā)達國家。因此,我國應對現(xiàn)有雙邊投資協(xié)定進行檢查,查漏補缺,提高與低經濟發(fā)展水平國家簽訂雙邊投資協(xié)定的質量,以確保雙邊投資協(xié)定發(fā)揮對外綠地投資的促進作用。
第二,平行趨勢檢驗結果表明,我國雙邊投資協(xié)定的生效時間存在較長的滯后期。因此,為了提高雙邊投資協(xié)定的實際利用率,政府應加大宣傳力度,向企業(yè)提供協(xié)定相關條文的講解,使其盡快享有相關政策紅利。此外,政府還可以提供公開的數(shù)據(jù)化平臺,并建立咨詢機構,為中國企業(yè)選擇對外直接投資的目標國家提供建議。
參考文獻
Hallward-Driemeier, M.. Do Bilateral Investment Treaties Attract FDI? Only a Bit and They Could Bite[J]. World Bank, DECRG, June,2003.
Neumayer, Eric and Spess, Laura. Do Bilateral Investment Treaties Increase Foreign Direct Investment to Developing Countries[J].World Development, 2005:31-49.
Rodolphe Desbordes, Vincent Vicard. Foreign direct investment and bilateral investment treaties: An international political perspective[J]. Journal of Comparative Economics, 2009:372-386.
Tobin, J.L., Rose-Ackerman, S. When BITs have some bite: The political-economic environment for bilateral investment treaties[J]. Rev Int Organ, 2011: 1–32.
袁保生,林彬,鄧峰.國際投資協(xié)定對中國對外直接投資的影響作用[J].國際商務研究,2020,41(6) :42-53.
楊宏恩,孟慶強,王晶,等.雙邊投資協(xié)定對中國對外直接投資的影響:基于投資協(xié)定異質性的視角[J].管理世界,2016(4) :24-36.
王光,代睿,林長松,等.國雙邊投資協(xié)定與中國對外直接投資[J]. 國際經貿探索,2020,36(3) :95-112.
韓永輝,王賢彬,韋東明,等.雙邊投資協(xié)定與中國企業(yè)海外并購:來自準自然實驗的證據(jù)[J].財經研究,2021,47(4):33-48.
張岳然,費瑾.雙邊投資協(xié)定、東道國制度環(huán)境與中國對外直接投資區(qū)位選擇[J].世界經濟與政治論壇,2020(6):116-141.
呂越,陸毅,吳嵩博,等.“一帶一路”倡議的對外投資促進效應:基于2005—2016年中國企業(yè)綠地投資的雙重差分檢驗[J].經濟研究,2019,54(9):187-202.