張 羽 任榮明（上海交通大學(xué)安泰經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，上海 200030）

雙邊投資協(xié)定對(duì)我國(guó)對(duì)外直接投資的影響
——基于東道國(guó)制度環(huán)境水平的視角

張 羽 任榮明（上海交通大學(xué)安泰經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，上海 200030）

基于我國(guó)2003-2013年對(duì)外直接投資（OFDI）的82國(guó)面板數(shù)據(jù)，從東道國(guó)制度環(huán)境的角度出發(fā)，研究雙邊投資協(xié)定（BIT）對(duì)OFDI的長(zhǎng)期影響。從整體上看，BIT對(duì)我國(guó)OFDI有正向促進(jìn)作用，具體來(lái)說(shuō)，BIT對(duì)OFDI的促進(jìn)作用隨東道國(guó)制度環(huán)境水平的提高呈現(xiàn)出先增加后減弱的倒U型特征。因此，與東道國(guó)制度水平中等國(guó)家簽訂的BIT對(duì)我國(guó)OFDI的促進(jìn)效用最優(yōu)。

雙邊投資協(xié)定；東道國(guó)制度環(huán)境；對(duì)外直接投資

為彌補(bǔ)現(xiàn)有文獻(xiàn)的不足，本文采用面板固定效應(yīng)模型與Hansen門(mén)檻模型，從東道國(guó)制度環(huán)境的視角研究BIT對(duì)我國(guó)OFDI的長(zhǎng)期影響。BIT對(duì)于我國(guó)OFDI的影響不局限于沖擊效應(yīng)，更具有長(zhǎng)期的影響。本文以Hansen[1]門(mén)檻模型對(duì)樣本根據(jù)東道國(guó)制度環(huán)境水平內(nèi)生地分組，以檢驗(yàn)變量間的非線(xiàn)性關(guān)系。鄧新明等[2]僅分析了單一門(mén)檻的情況，忽視了顯著的多重門(mén)檻，對(duì)回歸結(jié)果的解讀存在不足。關(guān)于東道國(guó)制度環(huán)境水平指標(biāo)，本文參考王永欽等[3]，同時(shí)考慮世界銀行全球治理指標(biāo)（WorldGovernenceIndicator，WGI），從6個(gè)維度綜合衡量東道國(guó)制度環(huán)境水平。在分析了我國(guó)OFDI對(duì)東道國(guó)制度環(huán)境偏好的成因及發(fā)展趨勢(shì)后，研究結(jié)果表明：BIT整體上對(duì)我國(guó)OFDI有正向促進(jìn)作用，各組間的促進(jìn)效用具有顯著的差異，具體來(lái)說(shuō)，BIT對(duì)OFDI的促進(jìn)作用隨東道國(guó)制度環(huán)境水平的提高呈現(xiàn)出先增加后減弱的倒U型特征，與東道國(guó)制度水平中等國(guó)家簽訂的BIT對(duì)我國(guó)OFDI的促進(jìn)效用最優(yōu)。

1 理論與假說(shuō)

1.1 BIT的作用機(jī)制

BIT是國(guó)際投資領(lǐng)域最常見(jiàn)的國(guó)際協(xié)定之一，旨在激勵(lì)、促進(jìn)和保護(hù)兩國(guó)之間的投資。BIT通常基于東道國(guó)的法律法規(guī)，以書(shū)面約定東道國(guó)企業(yè)可以享有公平、公正且不低于本國(guó)和第三國(guó)的待遇來(lái)鼓勵(lì)簽約國(guó)企業(yè)跨境投資。Egger等[4]發(fā)現(xiàn)OECD國(guó)家之間的BIT能夠增加30%的雙邊投資存量。Busse等[5]發(fā)現(xiàn)BIT顯著地促進(jìn)了簽約國(guó)向發(fā)展中國(guó)家東道國(guó)的外資流入。

一般而言，BIT對(duì)OFDI存在兩種促進(jìn)作用：（1）直接促進(jìn)作用。BIT能夠在一定程度上替補(bǔ)東道國(guó)制度的缺位，彌補(bǔ)母國(guó)制度支持的不均衡，支持并促進(jìn)我國(guó)OFDI的開(kāi)展。Egger等[6]發(fā)現(xiàn)BIT不僅在短期內(nèi)顯著促進(jìn)OFDI，而且其長(zhǎng)期促進(jìn)作用更明顯。（2）間接促進(jìn)作用。BIT也能作為制度環(huán)境改善的積極的信號(hào)，為投資者提供信心保障。BIT的生效將保障企業(yè)到東道國(guó)投資的權(quán)益，便于投資者合理規(guī)劃全球布局。

基于我國(guó)的研究大多得出了BIT與OFDI正相關(guān)的結(jié)論[7-8]。楊宏恩等[9]考慮BIT的異質(zhì)性，從東道國(guó)征收的補(bǔ)償?shù)慕嵌纫驳贸隽薆IT在制度水平較差的國(guó)家更有效的結(jié)論，但該數(shù)理模型未考慮BIT整體對(duì)OFDI的影響。而程惠芳和阮翔（2004）得出了BIT有助于增加雙邊投資流量但不顯著的結(jié)論。BIT對(duì)我國(guó)OFDI整體具有促進(jìn)作用，但在不同國(guó)家間可能存在差異。

假說(shuō)1 BIT整體上對(duì)我國(guó)OFDI存在長(zhǎng)期的正向促進(jìn)作用。

1.2 東道國(guó)制度環(huán)境的作用機(jī)制

東道國(guó)的制度環(huán)境水平是影響OFDI決策的重要因素，對(duì)資源配置起決定性影響，基于發(fā)達(dá)國(guó)家的研究多認(rèn)為企業(yè)OFDI傾向于制度環(huán)境好的國(guó)家。健全的法律制度、透明的政策環(huán)境、對(duì)OFDI的開(kāi)放程度等都有利于降低投資的門(mén)檻與風(fēng)險(xiǎn)、降低運(yùn)營(yíng)成本，從而促進(jìn)FDI的流入（Buckley，2008）。部分基于我國(guó)的研究也得出了相似的結(jié)論，劉凱和鄧宜寶（2014）指出法律制度水平與FDI顯著正相關(guān)，地方性法律和政府規(guī)章越完善越有利于吸引FDI的流入。鄧明（2012）發(fā)現(xiàn)東道國(guó)經(jīng)濟(jì)和法治制度對(duì)我國(guó)到發(fā)展中國(guó)家的投資有顯著正向影響。但是，我國(guó)的OFDI在流向東道國(guó)制度環(huán)境好的國(guó)家的同時(shí)，并不抵觸東道國(guó)制度環(huán)境水平較低國(guó)家，甚至存在一定程度的偏好。Wiig andKolstad（2010）的研究表明東道國(guó)制度質(zhì)量對(duì)我國(guó)企業(yè)的OFDI產(chǎn)生了顯著的負(fù)向影響。冀相豹（2014）發(fā)現(xiàn)制度環(huán)境因素在發(fā)達(dá)國(guó)家對(duì)我國(guó)OFDI具有正向影響，在發(fā)展中國(guó)家則具有負(fù)向作用。我國(guó)OFDI對(duì)于東道國(guó)制度環(huán)境可能同時(shí)存在正向與負(fù)向的復(fù)雜偏好。這種現(xiàn)象的原因在于近年來(lái)我國(guó)OFDI主體構(gòu)成變化明顯，而各類(lèi)投資主體對(duì)東道國(guó)制度環(huán)境的偏好迥異。

假說(shuō)2 我國(guó)OFDI對(duì)東道國(guó)制度環(huán)境因素不存在單調(diào)偏好。

1.3 BIT與東道國(guó)制度環(huán)境因素

BIT直接和間接影響OFDI的兩種機(jī)制都是通過(guò)東道國(guó)制度環(huán)境來(lái)影響OFDI，而我國(guó)OFDI對(duì)東道國(guó)制度環(huán)境因素偏好復(fù)雜?；谇拔牡挠懻?，在研究BIT對(duì)我國(guó)OFDI的影響時(shí)必須充分考慮在不同東道國(guó)制度環(huán)境水平下的差異。賈玉成和張誠(chéng)（2016）得出了BIT在制度環(huán)境水平較低的國(guó)家更明顯。張魯青（2009）、宗芳宇等（2012）發(fā)現(xiàn)BIT可以在一定程度上彌補(bǔ)東道國(guó)制度環(huán)境的缺位。楊宏恩等[9]在王永欽等[3]的基礎(chǔ)上考慮了WGI子項(xiàng)與BIT的交互作用，認(rèn)為BIT難以促進(jìn)發(fā)展中國(guó)家對(duì)發(fā)達(dá)國(guó)家的投資。楊宏恩等在模型中加入了OFDI存量的滯后一期，模型更關(guān)注BIT短期的作用、難以測(cè)度長(zhǎng)期影響（參見(jiàn)Barthel et al.,2010關(guān)于變量選取的論述）。

BIT作為促進(jìn)OFDI的特殊性制度保障，可以從多維度綜合改善締約國(guó)的制度環(huán)境水平。Hallward-Driemeier（2003）認(rèn)為BIT只有在有著良好制度環(huán)境的情況下才能被視為是可靠的。BIT與東道國(guó)制度環(huán)境的交互不應(yīng)局限于狹義的制度水平，而是多維度的東道國(guó)綜合制度環(huán)境水平。Tobin andRose-Ackerman（2011）認(rèn)為要在政治、經(jīng)濟(jì)、制度環(huán)境等背景中考察。王永欽等[3]發(fā)現(xiàn)我國(guó)企業(yè)更關(guān)心政府效率、監(jiān)管質(zhì)量和腐敗控制。劉凱和鄧宜寶（2014）將東道國(guó)制度環(huán)境因素拆分為經(jīng)濟(jì)制度、政治制度和法律制度3個(gè)維度。BIT對(duì)于OFDI的促進(jìn)效應(yīng)在不同的東道國(guó)的制度環(huán)境水平下存在差異。在東道國(guó)制度環(huán)境水平較低的國(guó)家，企業(yè)將被迫承擔(dān)更多的風(fēng)險(xiǎn)。在東道國(guó)制度環(huán)境水平中等的國(guó)家，BIT的特殊性保障制度能有效地降低制度環(huán)境的不確定性風(fēng)險(xiǎn)、維護(hù)企業(yè)在東道國(guó)的權(quán)益。在東道國(guó)制度環(huán)境水平較高的國(guó)家，東道國(guó)較為完善的基礎(chǔ)保障措施將導(dǎo)致BIT提供的額外保護(hù)作用相對(duì)有限。因而，BIT的促進(jìn)作用在制度環(huán)境水平中等的國(guó)家更易凸顯，預(yù)計(jì)與制度環(huán)境水平中等的國(guó)家簽訂的BIT對(duì)我國(guó)OFDI的促進(jìn)作用將最為顯著。

假說(shuō)3BIT對(duì)我國(guó)OFDI的影響隨東道國(guó)制度水平的變化存在多重門(mén)檻，且BIT在制度水平中等的國(guó)家對(duì)我國(guó)OFDI的促進(jìn)效用效果最好。

2 變量選擇與數(shù)據(jù)

2.1 被解釋變量

OFDI：對(duì)外直接投資存量的自然對(duì)數(shù)，數(shù)據(jù)來(lái)自歷年《對(duì)外直接投資統(tǒng)計(jì)年鑒》。樣本剔除了部分避稅天堂以及數(shù)據(jù)缺失嚴(yán)重的國(guó)家后，共82國(guó)。時(shí)間跨度自2003年至2013年，共計(jì)11年。

2.2 解釋變量

BITY：BIT生效后的存續(xù)年份，數(shù)據(jù)整理自商務(wù)部條法司網(wǎng)站。BITY的初始值為0，自生效當(dāng)年開(kāi)始計(jì)數(shù)；對(duì)BIT的修訂視為原BIT的延續(xù)。BITY的參數(shù)反映了BIT在生效后對(duì)于OFDI的長(zhǎng)期促進(jìn)效用，預(yù)期回歸系數(shù)為正。

WGI：東道國(guó)綜合制度環(huán)境水平，指標(biāo)由世界銀行全球治理指標(biāo)（WGI）的6個(gè)子項(xiàng)計(jì)算而來(lái)，分別為：腐敗控制、政府效率、政治穩(wěn)定與杜絕暴力/恐怖主義、監(jiān)管質(zhì)量、法制規(guī)則、話(huà)語(yǔ)權(quán)與問(wèn)責(zé)制。BIT對(duì)制度環(huán)境的改善涉及多個(gè)維度，為避免單一指標(biāo)的片面性，本文同時(shí)考慮WGI的6個(gè)指標(biāo)。等權(quán)重、標(biāo)準(zhǔn)化處理后的數(shù)值范圍調(diào)整為0～100，較大的取值表示較高的制度質(zhì)量水平。

2.3 控制變量

GDP：名義GDP的自然對(duì)數(shù)，數(shù)據(jù)來(lái)自世界銀行數(shù)據(jù)庫(kù)，用以衡量東道國(guó)的市場(chǎng)規(guī)模，較大的市場(chǎng)規(guī)模意味著較為寬松的市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)環(huán)境與更多的市場(chǎng)機(jī)會(huì)。由于新興國(guó)家的OFDI普遍擁有市場(chǎng)尋求的動(dòng)機(jī)存在，預(yù)期回歸系數(shù)為正。

GDPPC：人均GDP的自然對(duì)數(shù)，數(shù)據(jù)來(lái)自世界銀行數(shù)據(jù)庫(kù)，用以衡量東道國(guó)市場(chǎng)的勞動(dòng)力成本。勞動(dòng)力的國(guó)際流動(dòng)性較差，勞動(dòng)力成本是影響OFDI決策的重要因素，預(yù)期回歸系數(shù)為負(fù)。

TRADE：母國(guó)與東道國(guó)間年進(jìn)出口貿(mào)易總額的自然對(duì)數(shù)，數(shù)據(jù)來(lái)自《統(tǒng)計(jì)年鑒》，用以衡量母國(guó)與東道國(guó)之間的商貿(mào)聯(lián)系的緊密程度，頻繁的雙邊貿(mào)易往來(lái)有助于深入了解東道國(guó)的制度環(huán)境，有利于后續(xù)OFDI的開(kāi)展，預(yù)期回歸系數(shù)為正。

O_FDI：對(duì)外資的開(kāi)放程度，由東道國(guó)的FDI存量除以東道國(guó)GDP計(jì)算而來(lái)，數(shù)據(jù)來(lái)自UNCTAD數(shù)據(jù)庫(kù)，O_FDI用以衡量東道國(guó)對(duì)外資的接受程度與開(kāi)放水平，預(yù)期回歸系數(shù)為正。

O_TRADE：對(duì)貿(mào)易的開(kāi)放程度，由東道國(guó)的年進(jìn)出口總額除以東道國(guó)GDP計(jì)算而來(lái)，數(shù)據(jù)來(lái)自世界銀行數(shù)據(jù)庫(kù)。O_TRADE用以衡量東道國(guó)對(duì)國(guó)際市場(chǎng)的開(kāi)放程度及其經(jīng)濟(jì)全球化程度，預(yù)期回歸系數(shù)為正。

變量描述詳見(jiàn)表1，相關(guān)系數(shù)矩陣見(jiàn)表2。GDP與TRADE間的相關(guān)系數(shù)為0.8873、WGI與GDPPC間的相關(guān)系數(shù)為0.7912，其余各系數(shù)的相關(guān)程度均較低。本文使用方差膨脹因子（VIF）檢驗(yàn)變量間可能存在的多重共線(xiàn)性，各變量檢驗(yàn)結(jié)果均小于10，即樣本不存在嚴(yán)重的多重共線(xiàn)性問(wèn)題。

表1 變量描述性統(tǒng)計(jì)

表2 相關(guān)系數(shù)矩陣

3 實(shí)證分析及結(jié)果

3.1 面板模型設(shè)定與分析

3.1.1 面板模型

本文使用我國(guó)的OFDI數(shù)據(jù)，為檢驗(yàn)BIT對(duì)我國(guó)OFDI的影響，模型設(shè)定如下：

其中：下標(biāo)i、t分別表示東道國(guó)和時(shí)間；β0為截距項(xiàng)，以控制不可觀測(cè)的東道國(guó)個(gè)體特征；μi為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。OFDIit是本文的被解釋變量，BITY_WGIit是BITYit與WGIit的交乘項(xiàng)。

基本模型由Wald檢驗(yàn)與Hausman檢驗(yàn)分別得出固定效應(yīng)模型較混合效應(yīng)模型、隨機(jī)效應(yīng)模型更適用的結(jié)論。面板固定效應(yīng)模型回歸結(jié)果見(jiàn)表3。模型1僅包括各控制變量，回歸結(jié)果符合預(yù)期：市場(chǎng)規(guī)模、商貿(mào)聯(lián)系緊密、FDI開(kāi)放度、貿(mào)易開(kāi)放度與我國(guó)OFDI顯著正相關(guān)，勞動(dòng)力成本與我國(guó)OFDI顯著負(fù)相關(guān)。即我國(guó)的OFDI整體傾向市場(chǎng)規(guī)模大、商貿(mào)聯(lián)系緊密、FDI開(kāi)放度高、貿(mào)易開(kāi)放度高以及勞動(dòng)力成本低的國(guó)家。模型2加入了BITY，其回歸系數(shù)在1%的顯著性水平上顯著為正，這說(shuō)明隨著B(niǎo)IT生效年份的增加，其促進(jìn)作用逐年增強(qiáng)，支持了本文的假說(shuō)1。模型3加入了WGI，其回歸系數(shù)不顯著，這說(shuō)明我國(guó)OFDI對(duì)東道國(guó)制度環(huán)境因素不具有顯著線(xiàn)性偏好，支持了本文的假說(shuō)2。為考察BITY與東道國(guó)制度環(huán)境水平的交互作用，模型4同時(shí)加入BITY、WGI以及二者的交乘項(xiàng)WGI_BITY。BITY與WGI不顯著、交乘項(xiàng)顯著為正，這表示在控制交互作用后，BIT對(duì)我國(guó)OFDI的促進(jìn)效應(yīng)不顯著，即改善東道國(guó)的制度環(huán)境是BIT促進(jìn)我國(guó)OFDI的主要途徑。交乘項(xiàng)系數(shù)為正表示BIT與制度環(huán)境存在一定的互補(bǔ)效應(yīng)，并且BIT整體上在東道國(guó)制度環(huán)境水平更高的國(guó)家促進(jìn)效用更優(yōu)。

表3 固定效應(yīng)模型估計(jì)結(jié)果

3.1.2 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

本文分別考慮了樣本的異方差和序列相關(guān)問(wèn)題。首先，由Greene（2000）修正后的Wald檢驗(yàn)確認(rèn)數(shù)據(jù)存在顯著的組間異方差。穩(wěn)健固定效應(yīng)模型（White，1980）的回歸結(jié)果與固定效應(yīng)模型相類(lèi)似。其次，由Wooldridge（2002）與Arellano-Bond（1991）檢驗(yàn)均確認(rèn)了序列相關(guān)的存在。二階段固定效應(yīng)估計(jì)的回歸結(jié)果與表4保持穩(wěn)健。穩(wěn)健固定效應(yīng)模型與二階段固定效應(yīng)模型的回歸結(jié)果印證了前文的結(jié)論，即BIT整體上對(duì)我國(guó)OFDI有顯著的長(zhǎng)期促進(jìn)作用；BIT對(duì)制度環(huán)境因素存在一定的替補(bǔ)作用；我國(guó)OFDI對(duì)東道國(guó)制度環(huán)境因素偏好不顯著。

3.2 Hansen門(mén)檻回歸模型

3.2.1 全樣本檢驗(yàn)

在分析變量的交互影響時(shí)，常用的分組檢驗(yàn)分析難以明確分組標(biāo)準(zhǔn)，交乘項(xiàng)僅能判斷整體的影響趨勢(shì)。Hansen[1]門(mén)檻模型可以避免人為劃分區(qū)間帶來(lái)的偏誤，由數(shù)據(jù)內(nèi)生地劃分出區(qū)間，克服了分組檢驗(yàn)與交乘項(xiàng)主要缺陷。基于方程（1），本文構(gòu)建單一門(mén)檻回歸模型如下：

式中：i、t分別代表東道國(guó)和年份；I(.)為指示函數(shù)；WGIit為門(mén)檻變量；th為待估計(jì)的門(mén)檻參數(shù)；OFDIit為被解釋變量；BITYit為核心解釋變量；Xit為控制變量的集合；μi為隨機(jī)干擾項(xiàng)。

本文以似然比檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)門(mén)檻值的真實(shí)性，以“自抽樣法”（Bootstrap）抽樣500次來(lái)獲得其漸進(jìn)分布、計(jì)算F值、P值與臨界值。模型可拓展至多重門(mén)檻的情況，本文同時(shí)考慮WGI的單一門(mén)檻、雙重門(mén)檻和三重門(mén)檻效應(yīng)。檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表4，模型在5%的顯著性水平上通過(guò)了單一門(mén)檻和雙重門(mén)檻檢驗(yàn)，在10%的顯著性水平上通過(guò)了三重門(mén)檻檢驗(yàn)。門(mén)檻效應(yīng)回歸結(jié)果見(jiàn)表5。模型5為三重門(mén)檻的回歸結(jié)果，WGI的三重門(mén)檻將902個(gè)觀察值分為4組，整體呈現(xiàn)出先增加后減弱的倒U型特征。BIT對(duì)我國(guó)OFDI的促進(jìn)效用在中等東道國(guó)制度質(zhì)量水平的國(guó)家最好，支持了本文的假說(shuō)3。

3.2.2 分國(guó)家類(lèi)別檢驗(yàn)

發(fā)展中國(guó)家與發(fā)達(dá)國(guó)家在經(jīng)濟(jì)發(fā)展和制度建設(shè)等方面存在較大差異，本文將樣本分為發(fā)達(dá)國(guó)家組和發(fā)展中國(guó)家組，其中發(fā)展中國(guó)家61個(gè)、發(fā)達(dá)國(guó)家21個(gè)。門(mén)檻效應(yīng)檢驗(yàn)見(jiàn)表4，發(fā)展中國(guó)家組存在單一門(mén)檻，發(fā)達(dá)國(guó)家組存在三重門(mén)檻。門(mén)檻效應(yīng)回歸見(jiàn)表5，模型6為發(fā)展中國(guó)家組，當(dāng)東道國(guó)制度環(huán)境水平高于門(mén)檻值時(shí)，BIT對(duì)我國(guó)OFDI存在顯著的正效應(yīng)；反之不顯著。模型7為發(fā)達(dá)國(guó)家組，三重門(mén)檻將發(fā)達(dá)國(guó)家分為4組，各組的回歸結(jié)果均為正且不同程度顯著，制度水平居中的兩組系數(shù)較大并且顯著程度更高。

表4 門(mén)檻效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果

表5 門(mén)檻效應(yīng)回歸結(jié)果

圖 1 BIT對(duì)我國(guó)OFDI的促進(jìn)效應(yīng)示意圖（全樣本）

圖 2 BIT對(duì)我國(guó)OFDI的促進(jìn)效應(yīng)示意圖（發(fā)展中國(guó)家組）

圖 3 BIT對(duì)我國(guó)OFDI的促進(jìn)效應(yīng)示意圖（發(fā)達(dá)國(guó)家組）

BIT對(duì)OFDI的促進(jìn)作用呈現(xiàn)出顯著的制度環(huán)境水平的依賴(lài)性。發(fā)展中國(guó)家組的制度環(huán)境水平整體較低，回歸結(jié)果與全樣本在制度環(huán)境水平較低的部分相似，BIT的促進(jìn)作用在制度環(huán)境水平高于門(mén)檻值時(shí)顯著。發(fā)達(dá)國(guó)家組的制度環(huán)境水平整體較高，回歸結(jié)果與全樣本在制度環(huán)境水平較高的部分相似，呈現(xiàn)出先增加后減弱的倒U型特征。BIT作為對(duì)東道國(guó)制度環(huán)境機(jī)制的補(bǔ)充，其促進(jìn)作用受東道國(guó)制度環(huán)境水平的影響。具體而言：（1）制度環(huán)境水平較低的國(guó)家往往會(huì)抬高OFDI的運(yùn)營(yíng)成本以及增加經(jīng)營(yíng)的不確定性。BIT可以在一定程度上彌補(bǔ)東道國(guó)制度的不足，但BIT不能完全替代東道國(guó)制度環(huán)境。單憑BIT難以從根本上修復(fù)制度環(huán)境的缺陷或是消除潛在的制度風(fēng)險(xiǎn)，因而導(dǎo)致BIT對(duì)OFDI的促進(jìn)效應(yīng)較弱，甚至不顯著。BIT對(duì)OFDI的促進(jìn)需要建立在一定的制度環(huán)境基礎(chǔ)上，可信、有價(jià)值的承諾才是積極的信號(hào)。（2）在制度環(huán)境中等的國(guó)家，BIT的生效不僅是簽約國(guó)間雙邊合作的積極信號(hào)，并能切實(shí)改善東道國(guó)的制度環(huán)境水平，提高企業(yè)的OFDI意愿。BIT通過(guò)完善東道國(guó)的制度保障體系，降低跨國(guó)企業(yè)的投資風(fēng)險(xiǎn)，能從直接和間接的雙重路徑促進(jìn)OFDI的開(kāi)展。（3）在東道國(guó)制度環(huán)境水平較高的國(guó)家，投資者的權(quán)益受到較全面的保護(hù)，一般性的投資保護(hù)制度已能夠滿(mǎn)足需求。相對(duì)于制度環(huán)境水平中等的國(guó)家，BIT所提供的特殊性制度保障有限，因而B(niǎo)IT的促進(jìn)作用將有所減弱。

4 結(jié)論

本文認(rèn)為：BIT整體上對(duì)我國(guó)OFDI有正向促進(jìn)作用，并且東道國(guó)制度環(huán)境存在顯著的多重門(mén)檻效應(yīng)。具體來(lái)說(shuō)，BIT對(duì)OFDI的促進(jìn)作用隨東道國(guó)制度環(huán)境水平的提高呈現(xiàn)出先增加后減弱的倒U型特征，與東道國(guó)制度水平中等國(guó)家簽訂的BIT對(duì)我國(guó)OFDI的促進(jìn)效用最優(yōu)。按國(guó)家類(lèi)型分類(lèi)后，在發(fā)展中國(guó)家組存在單一東道國(guó)制度環(huán)境因素門(mén)檻，當(dāng)東道國(guó)制度質(zhì)量低于門(mén)檻值時(shí)，BIT的促進(jìn)作用不顯著；當(dāng)東道國(guó)制度質(zhì)量高于門(mén)檻值時(shí)，BIT的促進(jìn)作用顯著為正。在發(fā)達(dá)國(guó)家組存在三重東道國(guó)制度環(huán)境因素門(mén)檻，BIT的促進(jìn)作用在各階段均顯著為正并呈現(xiàn)出與全樣本類(lèi)似的先增加后減弱的倒U型特征。

本文的貢獻(xiàn)和創(chuàng)新主要有以下4點(diǎn)：（1）本文將BIT、東道國(guó)制度環(huán)境、OFDI納入同一研究框架，從東道國(guó)制度環(huán)境的視角研究BIT對(duì)我國(guó)OFDI的長(zhǎng)期影響，完善了基于發(fā)展中國(guó)家作為投資母國(guó)的研究理論框架。（2）本文優(yōu)化了BIT相關(guān)的東道國(guó)制度環(huán)境的變量選取，以多維度的綜合制度環(huán)境視角研究了BIT對(duì)我國(guó)OFDI的影響機(jī)理。（3）本文分析了我國(guó)OFDI對(duì)東道國(guó)制度環(huán)境偏好的成因及發(fā)展趨勢(shì)，為進(jìn)一步的分析奠定了基礎(chǔ)。（4）本文使用面板固定效應(yīng)模型和Hansen門(mén)檻回歸模型，發(fā)現(xiàn)了BIT對(duì)我國(guó)OFDI的促進(jìn)效應(yīng)具有顯著的制度依賴(lài)性，并估計(jì)出了具體的門(mén)檻值，為后續(xù)BIT的重點(diǎn)推進(jìn)提供了可操作的分類(lèi)標(biāo)準(zhǔn)。

OFDI最終要落實(shí)到企業(yè)，國(guó)家可以通過(guò)BIT等引導(dǎo)性和前瞻性的途徑影響企業(yè)行為。本文可得以下啟示：首先，繼續(xù)積極推進(jìn)BIT談判和實(shí)施是十分必要的。BIT有助于我國(guó)穩(wěn)步開(kāi)展國(guó)際合作、加速我國(guó)企業(yè)融入經(jīng)濟(jì)全球化。其次，建議優(yōu)先與制度環(huán)境水平中等的國(guó)家推進(jìn)BIT談判，與這些國(guó)家簽訂的BIT對(duì)我國(guó)OFDI的促進(jìn)效應(yīng)最好。BIT能夠?yàn)槠髽I(yè)構(gòu)建穩(wěn)定和透明的投資制度環(huán)境，在一定程度上彌補(bǔ)東道國(guó)的制度缺位。最后，非公有制企業(yè)在我國(guó)OFDI主體中的占比逐年提高，已經(jīng)成為中國(guó)OFDI的重要組成部分。非公有制企業(yè)OFDI的偏好與決策會(huì)對(duì)我國(guó)OFDI帶來(lái)更多的影響，在政策的制定與實(shí)施的過(guò)程中建議給予非公有制企業(yè)OFDI更多的扶持和適當(dāng)?shù)囊龑?dǎo)?

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The Influence of Bilateral Investment Agreements on China's Foreign Direct Investment-from the Perspective of Host Country's Institutional Invironment

Zhang Yu Ren Rongming
(Antai College of Economics & Management, Shanghai Jiao Tong University, Shanghai 200030)

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, BIT 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.

bilateral investment agreements; host country’s institutional environment; foreign direct investment

F740

A

1005-9679(2017)02-0006-06

2016-12-29

國(guó)家社會(huì)科學(xué)基金項(xiàng)目（12BJL053）

張羽，上海交通大學(xué)安泰經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院在讀博士，研究方向?yàn)殡H經(jīng)濟(jì)與貿(mào)易；任榮明，上海交通大學(xué)安泰經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院教授、博導(dǎo)，研究方向?yàn)閲?guó)際經(jīng)濟(jì)與貿(mào)易。