The Influence of Bilateral Investment Agreements on China's Foreign Direct Investment-from the Perspective of Host Country's Institutional Invironment
文章编号：1005-9679(2017)00-0000-00
双边投资协定对我国对外直接投资的影响
——基于东道国制度环境水平的视角
x x xxx
（上海交通大学安泰经济与管理xx，xx 000000）
摘 要：基于我国2003-2013年对外直接投资（OFDI）的82国面板数据，从东道国制度环境的角度出发，研究双边投资协定（BIT）对OFDI的长期影响。从整体上看，BIT对我国OFDI有正向促进作用，具体来说，BIT对OFDI的促进作用随东道国制度环境水平的提高呈现出先增加后减弱的倒U型特征。因此，与东道国制度水平中等国家签订的BIT对我国OFDI的促进效用最优。
关键词：双边投资协定；东道国制度环境；对外直接投资中图分类号：F740 文献标志码：A
The Influence of Bilateral Investment Agreements on China's Foreign Direct Investment-from the Perspective of Host Country's Institutional Invironment
Xxxxx Xx Xxx Xxxxxxxx
(Antai College of Economics & Management, Shanghai Jiao Tong University, Shanghai 200030)
Abstract: Based on the panel data of China's outward foreign direct investment (OFDI) to 82 host countries between 2003 and 2013, this paper studies the influence of bilateral investment agreement (BIT) on OFDI from the perspective of host country's institutional environment. Generally, XXX has a positive role in promoting the OFDI from China. Specifically, the effectiveness of BIT increased first and then decreased along with the increase of the host country's institutional environment level, which overall presents an inversed-U shape. As a result, the BITs signed with the host countries in medium level of institutional environment are the most effective ones.
Key words: bilateral investment agreements; host country’s institutional environment; foreign direct investment
为弥补现有文献的不足，本文采用面板固定效应模型与 Xxxxxx 门槛模型，从东道国制度环境的视角研究 BIT 对我国 OFDI 的长期影响。BIT 对于我国 OFDI 的影响不局限于冲击效应，更具有长期的影响。本文以 Xxxxxx[1] 门槛模型对样本根据东道国制度环境水平内生地分组，以检验变量间的非线性关系。xxxx [2] 仅分析了单一门槛的情况，忽视了显著的多重门槛，对回归结果的解读存在不足。关于东道国制度环境水平指标，本文参考xxx等 [3]，同时考虑世界银行全球治理指标（World Governence Indicator，WGI）， 从 6 个维度综合衡量东道国制度环境水平。在分析了我
国 OFDI 对东道国制度环境偏好的成因及发展趋势后，研究结果表明：BIT 整体上对我国 OFDI 有正向促进作用，各组间的促进效用具有显著的差异，具体来说，BIT 对 OFDI 的促进作用随东道国制度环境水平的提高呈现出先增加后减弱的倒 U 型特征，与东道国制度水平中等国家签订的 BIT 对我国 OFDI 的促进效用最优。
1 理论与假说
BIT的作用机制
1.1
BIT 是国际投资领域最常见的国际协定之一，旨在激励、促进和保护两国之间的投资。BIT 通常基于东道国的法律法规，以书面约定东道国企
收稿日期：2016-12-29
基金项目：国家社会科学基金项目（12BJL053）
作者简介：xx，上海交通大学安泰经济与管理学院在读博士，研究方向为际经济与贸易；xxx，上海交通大学安泰经济与管理学院教授、博导，研究方向为国际经济与贸易。
业可以享有公平、公正且不低于本国和第三国的待遇来鼓励签约国企业跨境投资。Egger 等 [4] 发现 OECD 国家之间的 BIT 能够增加 30% 的双边投资存量。Busse 等 [5] 发现 BIT 显著地促进了签约国向发展中国家东道国的外资流入。
一般而言，BIT 对 OFDI 存在两种促进作用：
（1） 直接促进作用。BIT 能够在一定程度上替补东道国制度的缺位，弥补母国制度支持的不均衡，支持并促进我国 OFDI 的开展。Egger 等 [6] 发现 BIT 不仅在短期内显著促进 OFDI，而且其长期促进作用更明显。（2）间接促进作用。BIT 也能作为制度环境改善的积极的信号，为投资者提供信心保障。BIT 的生效将保障企业到东道国投资的权益，便于投资者合理规划全球布局。
基于我国的研究大多得出了 BIT 与 OFDI 正相关的结论 [7-8]。xxxx [9] 考虑 BIT 的异质性，从东道国征收的补偿的角度也得出了 BIT 在制度水平较差的国家更有效的结论，但该数理模型未考虑BIT 整体对OFDI 的影响。而xxxxxx（2004）得出了 BIT 有助于增加双边投资流量但不显著的结论。BIT 对我国 OFDI 整体具有促进作用，但在不同国家间可能存在差异。
假说 1 BIT 整体上对我国 OFDI 存在长期的正向促进作用。
东道国制度环境的作用机制
1.2
东道国的制度环境水平是影响 OFDI 决策的重要因素，对资源配置起决定性影响，基于发达国家的研究多认为企业 OFDI 倾向于制度环境好的国家。健全的法律制度、透明的政策环境、对 OFDI的开放程度等都有利于降低投资的门槛与风险、降低运营成本， 从而促进 FDI 的流入（Buckley， 2008）。部分基于我国的研究也得出了相似的结论，xx和xxx（2014）指出法律制度水平与 FDI显著正相关，地方性法律和政府规章越完善越有利于吸引 FDI 的流入。xx（2012）发现东道国经济和法治制度对我国到发展中国家的投资有显著正向影响。但是，我国的 OFDI 在流向东道国制度环境好的国家的同时，并不抵触东道国制度环境水平较低国家，甚至存在一定程度的偏好。Xxxx and Xxxxxxx（2010）的研究表明东道国制度质量对我国企业的 OFDI 产生了显著的负向影响。冀相豹（2014）发现制度环境因素在发达国家对我国 OFDI 具有正向影响，在发展中国家则具有负向作用。我国 OFDI 对于东道国制度环境可能同时存在正向与负向的复杂偏好。这种现象的原因在于近年来我国 OFDI 主体构成变化明显，而各类投资主
体对东道国制度环境的偏好迥异。
假说 2 我国 OFDI 对东道国制度环境因素不存在单调偏好。
1.3
BIT 直接和间接影响 OFDI 的两种机制都是通过东道国制度环境来影响 OFDI，而我国 OFDI 对东道国制度环境因素偏好复杂。基于前文的讨论，在研究 BIT 对我国 OFDI 的影响时必须充分考虑在不同东道国制度环境水平下的差异。xxx和xx（2016）得出了 BIT 在制度环境水平较低的国家更明显。xxx（2009）、xxx等（2012）发现 BIT 可以在一定程度上弥补东道国制度环境的缺位。xxxx [9] 在xxx等 [3] 的基础上考虑了 WGI 子项与 BIT 的交互作用，认为 BIT 难以促进发展中国家对发达国家的投资。xxxx在模型中加入了 OFDI 存量的滞后一期，模型更关注 BIT短期的作用、难以测度长期影响（参见 Xxxxxxx et al.,2010 关于变量选取的论述）。
BIT 作为促进 OFDI 的特殊性制度保障， 可以从多维度综合改善缔约国的制度环境水平。 Xxxxxxxx-Xxxxxxxxx（2003） 认为 BIT 只有在有着良好制度环境的情况下才能被视为是可靠的。BIT与东道国制度环境的交互不应局限于狭义的制度水平，而是多维度的东道国综合制度环境水平。 Xxxxx and Xxxx-Xxxxxxxx（2011） 认为要在政治、经济、制度环境等背景中考察。xxxx [3] 发现我国企业更关心政府效率、监管质量和腐败控制。xx和xxx（2014）将东道国制度环境因素拆分为经济制度、政治制度和法律制度 3 个维度。 BIT 对于 OFDI 的促进效应在不同的东道国的制度环境水平下存在差异。在东道国制度环境水平较低的国家，企业将被迫承担更多的风险。在东道国制度环境水平中等的国家，BIT 的特殊性保障制度能有效地降低制度环境的不确定性风险、维护企业在东道国的权益。在东道国制度环境水平较高的国家，东道国较为完善的基础保障措施将导致 BIT 提供的额外保护作用相对有限。因而，BIT的促进作用在制度环境水平中等的国家更易凸显，预计与制度环境水平中等的国家签订的 BIT 对我国 OFDI 的促进作用将最为显著。
假说 3 BIT 对我国 OFDI 的影响随东道国制度水平的变化存在多重门槛，且 BIT 在制度水平中等的国家对我国 OFDI 的促进效用效果最好。
2 变量选择与数据
被解释变量
2.1
OFDI：对外直接投资存量的自然对数，数据
来自历年《对外直接投资统计年鉴》。样本剔除了部分避税天堂以及数据缺失严重的国家后，共 82
国。时间跨度自 2003 年至 2013 年，共计 11 年。
解释变量
2.2
BITY：BIT 生效后的存续年份，数据整理自商务部条法司网站。BITY 的初始值为 0，自生效当年开始计数；对 BIT 的修订视为原 BIT 的延续。 BITY 的参数反映了 BIT 在生效后对于 OFDI 的长期促进效用，预期回归系数为正。
控制变量
WGI：东道国综合制度环境水平，指标由世界银行全球治理指标（WGI）的 6 个子项计算而来，分别为：腐败控制、政府效率、政治稳定与杜绝暴力 / 恐怖主义、监管质量、法制规则、话语权与问责制。BIT 对制度环境的改善涉及多个维度，为避免单一指标的片面性，本文同时考虑 WGI 的 6 个指标。等权重、标准化处理后的数值范围调整为 0~100，较大的取值表示较高的制度质量水平。 2.3
GDP：名义 GDP 的自然对数，数据来自世界银行数据库，用以衡量东道国的市场规模，较大的市场规模意味着较为宽松的市场竞争环境与更多的市场机会。由于新兴国家的 OFDI 普遍拥有市场寻求的动机存在，预期回归系数为正。
GDPPC：人均 GDP 的自然对数，数据来自世界银行数据库，用以衡量东道国市场的劳动力成本。劳动力的国际流动性较差，劳动力成本是影响 OFDI 决策的重要因素，预期回归系数为负。
表 2 | 相关系数矩阵 | ||||||||
lnofdis | BITY | WGI | lnGDP | GDPPC | lnTRADE | O_FDI | O_TRADE | ||
lnofdis | 1 | ||||||||
BITY | 0.3233 | 1 | |||||||
WGI | 0.0439 | 0.4814 | 1 | ||||||
lnGDP | 0.4428 | 0.5189 | 0.5086 | 1 | |||||
GDPPC | 0.1743 | 0.5053 | 0.7912 | 0.6756 | 1 | ||||
lnTRADE | 0.6036 | 0.5399 | 0.3945 | 0.8873 | 0.5979 | 1 | |||
O_FDI | 0.0251 | 0.0747 | 0.1787 | -0.1035 | 0.1077 | 0.0501 | 1 | ||
O_TRADE | -0.0339 | 0.1289 | 0.1863 | -0.2156 | 0.2029 | -0.0457 | 0.429 | 1 | |
TRADE：母国与东道国间年进出口贸易总额的自然对数，数据来自《统计年鉴》，用以衡量母
国与东道国之间的商贸联系的紧密程度，频繁的双边贸易往来有助于深入了解东道国的制度环境，有利于后续 OFDI 的开展，预期回归系数为正。
O_FDI： 对外资的开放程度， 由东道国的 FDI 存量除以东道国 GDP 计算而来， 数据来自 UNCTAD 数据库，O_FDI 用以衡量东道国对外资的接受程度与开放水平，预期回归系数为正。
O_TRADE：对贸易的开放程度，由东道国的年进出口总额除以东道国 GDP 计算而来，数据来自世界银行数据库。O_TRADE 用以衡量东道国对国际市场的开放程度及其经济全球化程度，预期回归系数为正。
变量描述详见表 1， 相关系数矩阵见表 2。 GDP 与 TRADE 间的相关系数为 0.887 3、WGI 与 GDPPC 间的相关系数为 0.791 2，其余各系数的相关程度均较低。本文使用方差膨胀因子（VIF）检验变量间可能存在的多重共线性，各变量检验结果均小于 10，即样本不存在严重的多重共线性问题。
表 1 变量描述性统计
变量 | 观测值 | 平均值 | 标准差 | 最小值 | 最大值 |
lnofdis | 902 | 8.672 56 | 2.404 171 | 1.098 612 | 14.599 39 |
BITY | 902 | 8.992 239 | 9.203 757 | 0 | 31 |
WGI | 902 | 52.345 09 | 18.337 81 | 17.131 39 | 88.240 26 |
lnGDP | 902 | 25.032 32 | 2.228 358 | 19.829 23 | 30.450 5 |
GDPPC | 902 | 8.500 697 | 1.706 142 | 4.785 743 | 11.385 07 |
lnTRADE | 902 | 12.634 04 | 2.172 3 | 5.198 497 | 17.768 19 |
O_FDI | 902 | 0.711 604 | 1.230 596 | 0.010 148 | 13.714 94 |
O_TRADE | 902 | 86.538 82 | 52.562 39 | 22.090 3 | 439.656 7 |
3 实证分析及结果
面板模型设定与分析
3.1
3.1.1 面板模型
本文使用我国的 OFDI 数据，为检验 BIT 对我国 OFDI 的影响，模型设定如下：
OFDIit=β0+β1 BITYit+β2 WGIit+β3 BITY_WGIit+
β4 GDPit+β5 GDPPCit+β6 TRADEit+β7 O_FDIit+β8
O_TRADEit+μi
其中：下标 i、t 分别表示东道国和时间；β0为截距项，以控制不可观测的东道国个体特征； μi 为随机扰动项。OFDIit 是本文的被解释变量， BITY_WGIit 是 BITYit 与 WGIit 的交乘项。
表 3 固定效应模型估计结果
解释变量 模型 1 模型 2 模型 3 模型 4
模型（White，1980）的回归结果与固定效应模型相类似。其次，由 Xxxxxxxxxx（2002）与 Xxxxxxxx- Xxxx（1991）检验均确认了序列相关的存在。二阶段固定效应估计的回归结果与表 4 保持稳健。稳健固定效应模型与二阶段固定效应模型的回归结果印证了前文的结论，即 BIT 整体上对我国 OFDI 有显著的长期促进作用；BIT 对制度环境因素存在一定的替补作用；我国 OFDI 对东道国制度环境因素偏好不显著。
3.2 Xxxxxx门槛回归模型
3.2.1 全样本检验
在分析变量的交互影响时，常用的分组检验分析难以明确分组标准，交乘项仅能判断整体的影响趋势。Xxxxxx[1] 门槛模型可以避免人为划分区间带来的偏误，由数据内生地划分出区间，克服了分组检验与交乘项主要缺陷。基于方程（1），本文构建单一门槛回归模型如下：
OFDIit=β0+β1 BITYit×I(WGIit ≤ th)+β2 BITYit
×I (WGIit>th)+∑γXit + μi
式中：i、t 分别代表东道国和年份；I(.) 为指示函数；WGIit 为门槛变量；th 为待估计的门槛参数； OFDIit 为被解释变量；BITYit 为核心解释变量；Xit为控制变量的集合；μi 为随机干扰项。
本文以似然比检验统计量检验门槛值的真实性，以“自抽样法”（Bootstrap）抽样 500 次来获得其渐进分布、计算 F 值、P 值与临界值。模型
BITY
0.191***
（0.016 7）
WGI
0.017 8
（0.016 8）
0.064 2
（0.042 0）
0.026 6
（0.016 5）
可拓展至多重门槛的情况，本文同时考虑 WGI 的单一门槛、双重门槛和三重门槛效应。检验结果见表 4，模型在 5% 的显著性水平上通过了单一门槛
WGI_BITY
0.002 24***
（0.000 642）
和双重门槛检验，在 10% 的显著性水平上通过了三
lnGDP
6.081***
（0.878）
GDPPC
-4.420***
（0.927）
lnTRADE
0.682***
（0.096 0）
O_FDI
0.627***
（0.087 5）
O_TRADE 0.0139***
6.243***
（0.816）
-5.349***
（0.864）
0.579***
（0.089 6）
0.369***
（0.084 3）
0.0129***
6.171***
（0.882）
-4.541***
（0.934）
0.686***
（0.096 1）
0.658***
（0.092 3）
0.0139***
6.915***
（0.820）
-5.932***
（0.866）
0.522***
（0.090 5）
0.396***
（0.087 5）
0.0120***
重门槛检验。门槛效应回归结果见表 5。模型 5 为三重门槛的回归结果，WGI 的三重门槛将 902 个观察值分为 4 组，整体呈现出先增加后减弱的倒 U型特征。BIT 对我国 OFDI 的促进效用在中等东道国制度质量水平的国家最好，支持了本文的假说 3。
3.2.2 分国家类别检验
发展中国家与发达国家在经济发展和制度建
（0.002 99） （0.002 78） （0.002 99） （0.002 76）
设等方面存在较大差异，本文将样本分为发达国
（13.80）
Constant -116.3***
-112.6***
（12.82）
-118.5***
（13.96）
-125.1***
（12.97）
家组和发展中国家组，其中发展中国家 61 个、发
Observations 902 902 902 902
R-squared 0.698 0.740 0.699 0.747
注：括号内为标准差；***、**、* 分别表示在 1%、5%、10% 检验水平上显著，下同。
3.1.2 稳健性检验
本文分别考虑了样本的异方差和序列相关问题。首先，由 Xxxxxx（2000）修正后的 Wald 检验确认数据存在显著的组间异方差。稳健固定效应
x国家 21 个。门槛效应检验见表 4，发展中国家组存在单一门槛，发达国家组存在三重门槛。门槛效应回归见表 5，模型 6 为发展中国家组，当东道国制度环境水平高于门槛值时，BIT 对我国 OFDI 存在显著的正效应；反之不显著。模型 7 为发达国家组，三重门槛将发达国家分为 4 组，各组的回归结果均为正且不同程度显著，制度水平居中的两组系数较大并且显著程度更高。
全样本 发展中国家 发达国家
门槛类型 门槛值 F 统计量 临界值 1% 临界值 5% 临界值 10% P 值单一门槛 59.141 21.955** 27.487 16.918 12.078 0.028
双重门槛 59.141，80.625 11.648** 15.025 8.1 6.057 0.024
三重门槛 32.445，59.141，80.625 13.137* 29.948 15.123 10.492 0.068
单一门槛 32.445 16.440** 25.657 13.379 10.18 0.03
双重门槛 32.544，47.490 9.687 28.784 18.241 13.044 0.146
三重门槛 32.544，47.490，49.174 6.409 15.758 9.282 6.992 0.116
单一门槛 68.33 23.522** 39.292 23.486 16.126 0.05
双重门槛 68.330，80.625 19.051*** 10.813 6.194 4.634 0.008
三重门槛 68.330，70.042，80.625 10.707* 21.372 11.706 8.489 0.064
表 5 门槛效应回归结果 门槛效应回归结果示意图
全样本模型 5 解释变量 三重门槛 | 发展中国家模型 6 单一门槛 | 发达国家模型 7 三重门槛 |
t _BITY 0.0406 | 0.0472 | 0.0947* |
1 (0.0351) | (0.0322) | (0.0530) |
t _BITY 0.158*** | 0.166*** | 0.206*** |
2 (0.0221) | (0.0197) | (0.0538) |
t _BITY 0.264*** | 0.173*** (0.0415) | |
t _BITY 0.198*** | 0.0845* (0.0432) | |
-6.836*** | -3.732*** | -22.68*** |
GDPPC (0.8610) | (0.871) | (2.896) |
lnGDP 7.918*** | 5.126*** | 20.70*** |
(0.8210) | (0.817) | (2.807) |
lnTRADE 0.444*** | 0.514*** | 1.381*** |
(0.0895) | (0.0842) | (0.434) |
O_FDI 0.434*** | 0.248*** | 0.624** |
(0.0853) | (0.0857) | (0.261) |
O_TRADE 0.0108*** | 0.0114*** | 0.0217** |
(0.0027) | (0.00269) | (0.00870) |
WGI 0.0409*** | 0.0258* | 0.0685 |
(0.0155) | (0.0149) | (0.0669) |
Constant -142.2*** | -96.18*** | -345.5*** |
(13.0305) | (12.88) | (46.07) |
观察值 t 130 | 131 | 42 |
观察值 t2 443 | 540 | 6 |
观察值 t3 237 | 91 | |
观察值 t4 92 | 92 | |
R-squared 0.757 | 0.790 | 0.753 |
3 (0.0196)
4 (0.0223)
图 1 BIT 对我国 OFDI 的促进效应示意图（全样本）
注：虚线表示回归结果不显著，实线为显著的正效应，下同。
1
BIT 对 OFDI 的促进作用呈现出显著的制度环境水平的依赖性。发展中国家组的制度环境水平整体较低，回归结果与全样本在制度环境水平较低的部分相似，BIT 的促进作用在制度环境水平高于门槛值时显著。发达国家组的制度环境水平整体较高，回归结果与全样本在制度环境水平较高的部分相似，呈现出先增加后减弱的倒 U 型特征。 BIT 作为对东道国制度环境机制的补充，其促进作
图 2 BIT 对我国 OFDI 的促进效应示意图（发展中国家组）
图 3 BIT 对我国 OFDI 的促进效应示意图（发达国家组）
用受东道国制度环境水平的影响。具体而言：（1）制度环境水平较低的国家往往会抬高 OFDI 的运营
4 结论
本文认为：BIT 整体上对我国 OFDI 有正向促进作用，并且东道国制度环境存在显著的多重门槛效应。具体来说，BIT 对 OFDI 的促进作用随东道国制度环境水平的提高呈现出先增加后减弱的倒 U 型特征，与东道国制度水平中等国家签订的 BIT 对我国 OFDI 的促进效用最优。按国家类型分类后，在发展中国家组存在单一东道国制度环境因素门槛，当东道国制度质量低于门槛值时，BIT的促进作用不显著；当东道国制度质量高于门槛值时，BIT 的促进作用显著为正。在发达国家组存在三重东道国制度环境因素门槛，BIT 的促进作用在各阶段均显著为正并呈现出与全样本类似的先增加后减弱的倒 U 型特征。
本文的贡献和创新主要有以下 4 点：（1）本文将 BIT、东道国制度环境、OFDI 纳入同一研究框架，从东道国制度环境的视角研究 BIT 对我国 OFDI 的长期影响，完善了基于发展中国家作为投资母国的研究理论框架。（2）本文优化了 BIT 相关的东道国制度环境的变量选取，以多维度的综合制度环境视角研究了 BIT 对我国 OFDI 的影响机理。（3）本文分析了我国 OFDI 对东道国制度环境偏好的成因及发展趋势，为进一步的分析奠定了基础。（4）本文使用面板固定效应模型和 Xxxxxx门槛回归模型，发现了 BIT 对我国 OFDI 的促进效
应具有显著的制度依赖性，并估计出了具体的门槛值，为后续 BIT 的重点推进提供了可操作的分类标准。
OFDI 最终要落实到企业，国家可以通过 BIT等引导性和前瞻性的途径影响企业行为。本文可得以下启示：首先，继续积极推进 BIT 谈判和实施是十分必要的。BIT 有助于我国稳步开展国际合作、加速我国企业融入经济全球化。其次，建议优先与制度环境水平中等的国家推进 BIT 谈判，与这些国家签订的 BIT 对我国 OFDI 的促进效应最好。BIT 能够为企业构建稳定和透明的投资制度环境，在一定程度上弥补东道国的制度缺位。最后，非公有制企业在我国 OFDI 主体中的占比逐年提高，已经成为中国 OFDI 的重要组成部分。非公有制企业 OFDI 的偏好与决策会对我国 OFDI 带来更多的影响，在政策的制定与实施的过程中建议给予非公有制企业 OFDI 更多的扶持和适当的引导 ｡
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