双边投资协定与我国对外绿地投资的影响研究

摘 要：本文基于2003—2021年我国对123个国家的绿地投资数据和双边投资协定签订情况建立模型，采用多时点双重差分法验证了双边投资协定对我国对外绿地投资的促进作用，并对实验结果进行平行趋势检验、安慰剂检验、内生性检验及稳健性检验。结果表明：双边投资协定显著促进我国对外绿地投资，且促进效应具有长期性和滞后性。最后，本文根据实验结果，为制定双边投资协定以促进我国对外绿地投资提出了针对性的建议，如提高与低经济发展水平国家签订的双边投资的协定质量，加大投资协定的宣传等。

关键词：双边投资协定；投资进入模式；绿地投资数量；多时点双重差分法；制度质量

本文索引：曾靓婕.双边投资协定与我国对外绿地投资的影响研究[J].中国商论，2023（10）：-079.

中图分类号：F752 文献标识码：A 文章编号：2096-0298（2023）05（b）--04

根据fDi Markets发布的我国对外绿地投资项目信息，在过去十多年，我国进行的对外绿地投资总项目达6000多项，远超Zepher数据库记录的我国跨境并购的3600多项。由此可见，我国存在着大量海外投资采用了绿地投资进入模式而不是跨境并购，这一事实在过去的研究中显然被忽略。

跨境并购和绿地投资是对外直接投资的两种重要方式，其在目的、规模和实施方式上都存在一定的区别。跨境并购是指一个公司通过购买或兼并海外公司的方式扩大其业务规模或进入新的市场；而绿地投资则是指一家公司通过直接投资海外市场来获取利润或经验，并在当地市场建立业务和品牌，绿地投资更注重公司的长期战略规划和市场布局。因此，双边投资协定对跨境并购和绿地投资的影响程度会有所不同。现有的文献中只有关于双边投资协定对对外直接投资和跨境并购影响的研究，因此，应进行双边投资协定对我国对外绿地投资的影响研究。

1 文献综述

由于关于绿地投资的专门研究文献很少，本文先参考关于双边投资协定对直接投资的研究文献。

国外学者最早对双边投资协定对对外直接投资的影响做相关研究。研究结果表明，双边投资协定对对外直接投资的促进作用通常通过信号效应、承诺效应及与东道国制度之间的交互效应来实现。信号效应（Tobin & Rose-Ackerman，2011）和承诺效应（Desbordes & Vicard，2009）通常会使双边投资协定对对外直接投资产生促进效应。

而双边投资协定与东道国制度的交互效应对对外直接投资的影响是不确定的。Hallward Driemeier（2003）和Desbordes & Vicard（2009）研究得到结论：双边投资协定是通过与东道国制度的互补作用来促进对外直接投资的，所以双边投资协定对制度质量低的国家没有显著的促进效应。Neumayer & Spess（2005）的研究表明，雙边投资协定能够对东道国的制度起到替代和补充作用，所以在制度质量更低的国家，双边投资协定的促进效应更强。

随着我国对外直接投资项目数量的增长，许多学者研究了双边投资协定对我国对外投资的影响。张鲁青与冯涌（2009）研究发现，我国签署的双边投资协定对我国对外直接投资存量的增加产生了促进效应。杨宏恩等（2016）研究发现，双边投资协定显著促进了我国对发展中国家的直接投资，而对发达国家的直接投资没有显著影响。王光等（2020）将中国双边投资协定进行异质性分解量化，从内部机制分析双边投资协定对我国对外直接投资的影响。研究结果表明：双边投资协定中的“公平公正待遇”和“最惠国待遇”条款促进了我国对外直接投资。

随着我国企业“走出去”的加快，国内学者开始关注双边投资协定对不同投资方式的影响。跨境并购因投资金额更大，远超绿地投资，逐渐成为我国对外直按投资的主要方式，因此少数学者开始探究双边投资协定对我国企业跨境并购的影响效应。韩永辉等（2021）研究结果表明：双边投资协定显著促进了我国海外并购。

由于绿地投资的金额远小于跨境并购，目前我国对外绿地投资的研究文献较少。吕越等（2019）采用多时点双重差分法研究了 “一带一路”倡议对我国企业对外绿地投资的影响。研究发现：“一带一路”倡议显著促进了我国企业在“一带一路”沿线国家的绿地投资。

综上所述，目前还没有双边投资协定对我国对外绿地投资影响的研究。应当注意到，双边投资协定对我国跨国并购和绿地投资的影响程度和机制都是不同的。因此，本文建立模型进行双边投资协定对我国对外绿地投资影响的专门研究，从而更加全面地反映我国双边投资协定对对外直接投资的影响，弥补这部分的研究空白。

2 研究设计

2.1 变量说明

被解释变量为中国对外绿地投资数量，数据来源于fDi Markets数据库。在剔除港澳台地区及存在缺失变量的样本后，本文选取了123个样本国家。

解释变量为双边投资协定。123个样本国家中，有63个国家在2003年之前已经与中国签订双边投资协定，其中有13个国家在2003年之后与中国重新签订或更新了双边投资协定，17个国家在2003—2021年陆续签订。另外，还有43个国家至今未与我国签订双边投资协定。投资协定数据来源于联合国贸发会议、中国外交部和中国商务部条约法律司。

控制变量：本文参考以往的文献，选取东道国制度质量、东道国对我国双边汇率、东道国通货膨胀、东道国经济环境、东道国对外贸易情况及东道国与我国的制度、经济、地理距离作为控制变量。控制变量数据来源于World Bank和CEPII数据库（见表1）。

2.2 实证模型

由于双边投资协定是在一段时间内与不同国家陆续签订生效的，本文采用多时点双重差分模型验证双边投资协定对我国对外绿地投资的影响作用，具体模型如下：

其中，，表示我国在t年对国家i的对外绿地投资数，由于一些年份的投资数存在0值，所以对变量做加1取对数处理；表示国家i在t年与我国签订双边投资协定生效的状态，若国家i在t年与我国签订的双边投资协定已经生效，则当年及之后的年份均为，之前的年份均为。代表控制变量； 为时间趋势变量；和分别为个体固定效应和时间固定效应；为随机扰动项。

3 实证检验

3.1 实证结果

表2为本文的基准回归结果。由表2可知，双边投资协定显著促进了我国对外绿地投资。具体来说，在控制了其他变量的情况下，相较没有签订双边投资协定的国家，我国企业对外绿地投资数量提高了16.1%。

在控制变量方面，回归结果表明，我国企业更倾向在东道国贸易开放度更高，经济和制度距离与我国更小的国家进行绿地投资。

3.2 平行趋势检验和安慰剂检验

为了确保回归结果的真实性，本文进行了平行趋势检验和安慰剂检验，平行趋势检验模型如下：

其中，表示当年双边投资协定生效时间的虚拟变量。S为双边投资协定生效前后的年份长度，若为生效前第S年，则取-S，若为生效后第S年，则取S。

图1为检验结果，可以看出系数β的值在生效5期后开始显著不为0，检验结果符合平行趋势假设，双边投资协定确实促进了我国对外绿地投资，且在第8期系数存在增加趋势，说明协定的促进作用具有长期效应，但存在较长的滞后期。

安慰剂检验结果如图2所示，模拟回归系数的估计值均分布在零值附近，且基本服从正态分布。这说明实验结果并未受到其他不可观测因素的影响，投资协定对我国对外绿地投资的促进效应具有真实性。

3.3 内生性检验

我国对外绿地投资规模的扩大，有助于提升双边关系，可能会促成双边投资协定的达成，导致本文中的解释变量与被解释变量产生反向因果关系，因此本文选取双边投资协定的滞后期作为工具变量，以排除变量的内生性。工具变量回归结果如表3所示，估计系数的符号和显著性并未改变，因此解决内生性问题后本文结论依然成立。

3.4 稳健性检验

为确保回归结果的稳健性，本文进行了一系列稳健性检验。第一，本文对双边投资协定变量进行滞后一期处理。第二，对样本变量进行前后5%的缩尾处理。第三，将对外绿地投资流量数据改为存量数据。实证结果如表4所示，三种稳健性回归下的回归结果依然显著，符号也与之前相同，因此本文结论依然成立。

4 结语

研究结果发现：双边投资协定对我国企业对外绿地投资具有显著的促进效应。并且，平行趋势检验结果表明，双边投资协定对我国企业对外绿地投资的促进作用具有长期效应，但存在较长的滞后期。因此，本文对如何利用双边投资协定促进我国企业对外绿地投资，提出了以下针对性的政策建议：

第一，实证结果表明，我国更加倾向在经济发展水平更低的国家进行绿地投资，而目前与我国订立双边投资协定的更多为发达国家。因此，我国应对现有双边投資协定进行检查，查漏补缺，提高与低经济发展水平国家签订双边投资协定的质量，以确保双边投资协定发挥对外绿地投资的促进作用。

第二，平行趋势检验结果表明，我国双边投资协定的生效时间存在较长的滞后期。因此，为了提高双边投资协定的实际利用率，政府应加大宣传力度，向企业提供协定相关条文的讲解，使其尽快享有相关政策红利。此外，政府还可以提供公开的数据化平台，并建立咨询机构，为中国企业选择对外直接投资的目标国家提供建议。

参考文献

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