譚宓，李世美，鄒忠全

（1.澳門科技大學 商學院，澳門 999078；2.廣西財經(jīng)學院 a.管理科學與工程學院；b.經(jīng)濟與貿易學院，廣西 南寧 530003）

長期以來，中國和東盟各國經(jīng)貿往來密切。2000年11月，我國率先提出了建立中國—東盟自由貿易區(qū)（以下簡稱CAFTA）的構想，得到了東盟各國的積極響應。2002年11月，我國與東盟簽署了《中國—東盟全面經(jīng)濟合作框架協(xié)議》，正式啟動了CAFTA建設進程。2004年11月中國與東盟雙方簽署了《中國—東盟全面經(jīng)濟合作框架協(xié)議貨物貿易協(xié)議》（以下簡稱《貨物貿易協(xié)議》）；2007年1月雙方簽署《中國—東盟全面經(jīng)濟合作框架協(xié)議服務貿易協(xié)議》（以下簡稱《服務貿易協(xié)議》）；2009年8月雙方簽署了《中國—東盟全面經(jīng)濟合作框架協(xié)議投資協(xié)議》（以下簡稱《投資協(xié)議》）。經(jīng)過近10年的發(fā)展歷程，2010年1月1日，CAFTA正式建立，中國與東盟10國之間簽署的三大協(xié)議正式生效，這為中國與東盟各國之間的貨物貿易、服務貿易和投資便利化創(chuàng)造了更好的條件，標志著中國與東盟的經(jīng)濟一體化迎來全新的發(fā)展格局。CAFTA作為我國與其他國家建設的第一個和參與建成的最大自由貿易區(qū)，也是全球三大區(qū)域經(jīng)濟合作組織之一，這對深化中國—東盟跨境區(qū)域經(jīng)濟合作，乃至全球經(jīng)濟發(fā)展格局都產(chǎn)生了深遠影響，具有重要的戰(zhàn)略意義。

隨著CAFTA的全面建成，CAFTA在一定程度上促進了中國與東盟雙邊貿易和雙邊投資的增長。公開數(shù)據(jù)顯示，2020年1—8月，中國與東盟貿易總值達到4165.5億美元，同比增長3.8%，形成了中國與東盟互為第一大貿易伙伴的良好格局。另外，2020年上半年，中國對東盟的投資達到62.3億美元，同比增長53.1%，占到了中國2020年上半年對“一帶一路”沿線國家投資的76.7%，東盟對華投資也同比增長5.9%。據(jù)世界銀行的統(tǒng)計資料顯示，2010—2018年，CAFTA的外國直接投資（以下簡稱FDI）凈流入由3518446萬美元增加到3588975萬美元，年均增長0.25%。那么，CAFTA正式建立是否對FDI存在實際的促進效應，進而這種促進效應受到哪些因素的影響？其中，根據(jù)政府清廉程度、稅率高低、治安狀況、履行合同效率的國家劃分，CAFTA建立對FDI的促進效應是否存在異質性？通過理論分析和實證檢驗，有助于更全面了解CAFTA正式建立對FDI的促進效應，以及發(fā)現(xiàn)存在的問題，為進一步深化CAFTA的全面經(jīng)濟合作，推動和升級中國與東盟的貿易投資自由化和便利化提供理論啟示和經(jīng)驗借鑒。

一、文獻綜述

國外針對自由貿易區(qū)的FDI促進效應的研究多數(shù)是針對歐盟和北美自由貿易區(qū)的。美國經(jīng)濟學家Viner早在1950年就提出關稅同盟理論，分析了經(jīng)濟一體化的“貿易創(chuàng)造”和“貿易轉移”兩種效應[1]。在這兩個基本概念基礎上，Kindberger通過考察跨國公司直接投資對歐洲一體化貿易流向的反應，提出了投資創(chuàng)造和投資轉移的概念，奠定了自由貿易區(qū)投資效應的基本理論分析框架[2]。眾多學者對區(qū)域經(jīng)濟一體化的投資效應問題展開深入的后續(xù)研究。Baldwin等建立了一般均衡模型，研究發(fā)現(xiàn)歐洲自由貿易區(qū)建立使得區(qū)域內的FDI增加了5%以上[3]。Neary指出區(qū)域經(jīng)濟一體化會促進區(qū)域外企業(yè)出于逃避關稅或出口替代的動機增加FDI，但這種投資效應會隨著區(qū)域內競爭程度的增強而減弱[4]。Galgau和Sekkat研究發(fā)現(xiàn)，歐盟區(qū)域經(jīng)濟一體化對成員國FDI流入量有明顯的促進作用[5]。Tekin-Koru使用雙重差分法對北美自由貿易區(qū)的投資效應進行了實證分析[6]。國外開展CAFTA的投資效應研究為數(shù)不多。Bende Nabende研究發(fā)現(xiàn)CAFTA的投資效應，并且提出對區(qū)域內較發(fā)達國家有利，而對不發(fā)達國家不利[7]。

CAFTA建立后，國內學者對CAFTA的投資效應也進行了相關研究。杜群陽和宋玉華提出了兩層次投資創(chuàng)造和投資轉移模型，并認為投資創(chuàng)造與CAFTA外對CAFTA內的投資轉移是CAFTA的FDI效應的主導因素[8]。東艷以古諾競爭模型為基礎構建了一個三國模型，指出CAFTA內貿易壁壘下降可以促進投資，并使用1992—2004年的相關數(shù)據(jù)進行檢驗，認為CAFTA通過市場規(guī)模、進口貿易、工資水平、對自由貿易區(qū)內市場的開放程度等因素提高了區(qū)位優(yōu)勢，促進自由貿易區(qū)內FDI流入[9]。李軒利用單邊引力模型，實證分析CAFTA建立對中國在東盟國家直接投資的總體影響效應、創(chuàng)造效應和轉移效應，同時討論了貿易和直接投資的關系[10]。趙玉煥和王帥利用1995—2006年的相關數(shù)據(jù)實證分析了外國直接投資的靜態(tài)效應，并從規(guī)模經(jīng)濟、政策預期、經(jīng)濟增長以及技術擴散四方面分析了CAFTA的FDI的動態(tài)效應，認為在靜態(tài)效應中，自由貿易區(qū)建立增加了對自由貿易區(qū)外資本的吸引力，雙方相互投資增加不明顯，中國、東盟在吸引自由貿易區(qū)外投資方面不存在競爭；在動態(tài)效應中，前三個因素總體對自由貿易區(qū)吸引FDI有利，而技術擴散效應并不明顯[11]。這些研究的樣本取值都是在CAFTA正式建立之前，當然沒法研究CAFTA正式建立這一事件對FDI的促進效應，同時引力模型因為缺乏現(xiàn)實微觀基礎以及處理太過隨意，研究結論一直存在爭議。只有汪占熬和陳小倩利用雙重差分法與1980—2010年的相關數(shù)據(jù)實證研究了這一事件對FDI的促進作用，并得出了CAFTA正式建立這一事件沖擊對自由貿易區(qū)的FDI有正向促進作用，但力度較小的結論[12]。但是這一研究存在以下值得商榷的地方：一是利用1980—2010年相關數(shù)據(jù)進行實證分析，而CAFTA正式建立時間是2010年1月1日，也就是說事件沖擊后FDI的觀測值只有一年，它的擴張可能帶有一定的偶然性；二是選擇韓國、日本兩國作為對照組，東盟創(chuàng)始成員五國作為處理組進行分析，并用韓國、日本、新西蘭和澳大利亞作為對照組進行穩(wěn)健性檢驗，這不一定能準確反映CAFTA的FDI促進效應的整體狀況，因為對照組選擇的都是發(fā)達國家，而CAFTA成員國絕大多數(shù)是發(fā)展中國家，可能因為這種異質性很難保證結果的穩(wěn)健性；三是雙重差分法中對照組和處理組要滿足平行性假設，文中并沒有進行平行趨勢檢驗。

在現(xiàn)有研究基礎上，本文的邊際貢獻主要有：其一，利用2000—2018年CAFTA的相關數(shù)據(jù)進行研究，數(shù)據(jù)更加全面，研究結論更加可靠；其二，根據(jù)地理相鄰、文化相近的原則選擇亞洲其他國家作為對照組，用雙重差分法對CAFTA正式建立這一事件沖擊的FDI促進效應進行再檢驗，并檢驗對照組和處理組是否滿足平行趨勢假設，從不同的角度進行安慰劑檢驗，以確保實證結論的穩(wěn)健性和嚴謹性；其三，從政府清廉程度、治安好壞、稅率高低以及履行合同效率高低四個方面分析了CAFTA正式建立對FDI促進效應的異質性特征，使得研究結論更具有針對性和說服力。

二、作用機制分析

（一）貿易自由化的FDI間接效應

建立自由貿易區(qū)的初衷是更好地促進區(qū)域內的經(jīng)濟貿易合作，正如Viner所指，經(jīng)濟一體化具有“貿易創(chuàng)造”和“貿易轉移”兩種效應[13]。與國際貿易密切相關的則是國際投資，二者之間可能會產(chǎn)生相互促進的互補效應，也有可能發(fā)生此消彼長的替代作用。CAFTA主要通過在貨物貿易和服務貿易兩個方面分別制定《貨物貿易協(xié)議》和《服務貿易協(xié)議》來擴大對外貿易。其中，擴大貨物貿易的措施主要包括降低關稅、取消關稅或減少非關稅壁壘；促進服務貿易則主要采取放開服務貿易市場。中國與東盟2004年雙方簽署的《貨物貿易協(xié)議》覆蓋了約7000種產(chǎn)品的降稅計劃，并且約定中國與東盟6個成員國（文萊、印度尼西亞、馬來西亞、菲律賓、新加坡和泰國）在2010年把正常類產(chǎn)品的關稅降低為零。2007年簽署的《服務貿易協(xié)議》約定了放開部分服務業(yè)市場；2011年中國與東盟達成了第二批服務市場具體開放承諾，進一步提升了服務貿易的開放度；2015年CAFTA升級版協(xié)議達成了第三批服務市場具體開放承諾。

1. 貿易自由化對自由貿易區(qū)外企業(yè)的FDI效應。通過降低關稅、取消關稅或減少非關稅壁壘等擴大貨物貿易的政策，自由貿易區(qū)內貿易的交易成本會大量削減，提高交易效率，降低產(chǎn)品的銷售價格，使得產(chǎn)品更具有市場競爭力，從而有利于培育更大范圍的區(qū)域市場，同時產(chǎn)生規(guī)模經(jīng)濟效應和范圍經(jīng)濟效應，故可以吸引更多的自由貿易區(qū)外企業(yè)。這些企業(yè)為了繞過貿易壁壘，由出口轉為到自由貿易區(qū)內進行直接投資，產(chǎn)生規(guī)模（范圍）經(jīng)濟的投資創(chuàng)造效應；或者自由貿易區(qū)外企業(yè)把直接投資由自由貿易區(qū)外投資轉移到自由貿易區(qū)內投資，產(chǎn)生規(guī)模（范圍）經(jīng)濟的投資轉移效應。

2. 貿易自由化對自由貿易區(qū)內企業(yè)的FDI效應。對于自由貿易區(qū)內企業(yè)而言，擴大貨物貿易的FDI效應同樣會產(chǎn)生投資創(chuàng)造和投資轉移效應，但主要以投資轉移效應為主。在自由貿易區(qū)范圍內，由于貿易壁壘減少或者消除，對外貿易規(guī)模更大，范圍更廣，自由貿易區(qū)內企業(yè)可能從自由貿易區(qū)外投資向自由貿易區(qū)內投資轉移，或者從自由貿易區(qū)內到自由貿易區(qū)內發(fā)生轉移，其中由自由貿易區(qū)外向自由貿易區(qū)內轉移能夠增加自由貿易區(qū)的對外直接投資規(guī)模，但是自由貿易區(qū)內之間的投資轉移只是自由貿易區(qū)內資源的重新配置，如資金轉移到投資環(huán)境更好或者資源稟賦更好、生產(chǎn)成本更低的國家。從自由貿易區(qū)整體上看，自由貿易區(qū)內之間的投資轉移不一定能提高直接投資的整體規(guī)模，但能優(yōu)化資源配置效率，提高整體生產(chǎn)效率。

（二）投資自由化的FDI直接效應

2009年8月，中國與東盟簽署《投資協(xié)議》，旨在建立更加自由、便利、透明和競爭的投資體制，并尋求在投資促進和投資便利化兩方面展開合作。2015年簽署的CAFTA升級協(xié)議進一步從投資促進化和投資便利化合作兩方面約定了促進投資自由化的措施。從投資促進上來看，CAFTA創(chuàng)建了統(tǒng)一的國際投資保護法制。《投資協(xié)議》創(chuàng)設了國際法上的出訴權，規(guī)定外國投資者有權將與東道國之間的投資糾紛訴訟至國際仲裁庭，并按照國際法的標準要求東道國進行賠償。這一約定能夠大大降低外國投資者對東道國國內法律不確定引發(fā)的法律風險和政策風險，產(chǎn)生穩(wěn)定的政策預期效應，從而有效促進區(qū)內各國之間的對外直接投資規(guī)模。并且，從投資便利化來看，《投資協(xié)議》約定了各方投資者的國民待遇、最惠國待遇、投資公平與公正待遇，并在損失補償、轉移和利潤匯回、爭端解決等方面達成協(xié)議。同時，還在簡化投資審批手續(xù)，促進投資相關法規(guī)信息發(fā)布等方面開展合作。通過在自由貿易區(qū)內逐步取消各項投資限制，實現(xiàn)國與國之間的投資國民化待遇，能大大提高自由貿易區(qū)內各國相互投資的便利化和自由化，可以大大降低交易成本和時間成本，并減少投資障礙，從而可以大大提高自由貿易區(qū)內各國企業(yè)的投資效率。所以，自由貿易區(qū)內投資效率提高也可能會產(chǎn)生投資創(chuàng)造效應，甚至自由貿易區(qū)內企業(yè)把區(qū)外投資轉移至自由貿易區(qū)內，產(chǎn)生投資轉移效應。通過貿易自由化和投資自由化對FDI的作用機制如圖1所示。

圖1 CAFTA建立對FDI的作用機制圖

三、實證方法與數(shù)據(jù)說明

（一）研究方法概述

雙重差分模型（DID：difference-in-differences）主要用于政策與項目效果評估，是估計一項政策或項目實施給對象帶來的凈效應的計量方法，是一種自然實驗或準實驗方法。其原理是基于一個反事實的框架來評估政策實施和不實施兩種情況下被觀測因素的變化。如果一個外生的政策沖擊將樣本分為兩組：受政策干預的處理組（treatment group）和未受政策干預的控制組（control group），且在政策實施前，處理組和控制組的被觀測因素沒有顯著差異，那么就可以將控制組在政策實施前后被觀測因素的變化看作處理組未受政策沖擊時的狀況（反事實的結果）。通過比較處理組被觀測因素的變化（D1）以及控制組被觀測因素的變化（D2），我們就可以得到政策沖擊的實際效果（DD=D1-D2）。

具體地，單一沖擊時點的雙倍差分的模型如下：

其中，Treatit為政策虛擬變量，樣本處于處理組則為1，控制組則為0；Postit為時間虛擬變量，時間在政策實施后則為1，在政策實施前則為0；Treatit×Postit為兩者的交互項；β3即需要的雙倍差分估計量。

從而：

上述模型意味著Yit的差異僅是假設其他客觀環(huán)境不變的條件下是否有政策沖擊造成的。但是，地區(qū)之間的差異是綜合的，為了準確衡量政策沖擊對Yit的影響，可以進一步引進異質性控制變量以減少模型的設定偏誤。因此，在模型（1）的基礎上添加一些控制變量Xit。

（二）計量模型設定

本文將采用雙重差分法，以CAFTA建立作為準自然實驗，考察這一重大區(qū)域事件對該自由貿易區(qū)FDI的促進作用。我們選取CAFTA的11個國家作為處理組，選取CAFTA外其他亞洲國家作為對照組，構建如下雙重差分模型：

其中：lnFDIINit表示亞洲國家的外國直接投資凈流入；Treatit是處理組虛擬變量，表示該經(jīng)濟體是否為CAFTA成員國，如果是CAFTA成員國則將該變量值設為1，如果是其他亞洲國家則將該變量值設為0；Postit為處理效應時期虛擬變量，由于CAFTA是在2010年1月1日正式全面啟動，故將2010年及以后年份該變量的值設為1，之前年份該變量的值設為0；Xit是一組隨時間變化的亞洲FDI凈流入國的特征變量；αi表示個體固定效應；φt表示時間固定效應；εit表示隨機誤差項。根據(jù)雙重差分模型可以知道：我們關注的是處理組虛擬變量與處理效應時期虛擬變量交乘項Tr Poit的系數(shù)β，其經(jīng)濟含義可以解釋為CAFTA建立帶來的FDI的增長率。

本文的控制變量Xit包括：其一，F(xiàn)DI目的地的經(jīng)濟規(guī)模（GDP的對數(shù)，lnGDP）。其二，GDP的增長率（GDPR）。GDP增長率越高，說明商業(yè)機會越多，對外國直接投資更有吸引力。其三，外貿依存度（TRADER）。外貿依存度越高，說明該國經(jīng)濟開放度越高，對FDI更有吸引力。

（三）數(shù)據(jù)統(tǒng)計性描述

本文采用了2000—2018年世界銀行世界發(fā)展指標數(shù)據(jù)庫，因為CAFTA的11個國家都是亞洲國家，從文化相近、地理相鄰的角度，選取亞洲45個國家的相關指標①由于朝鮮、敘利亞和巴勒斯坦的統(tǒng)計數(shù)據(jù)缺失較多，所以選取的亞洲國家不包括朝鮮、敘利亞和巴勒斯坦，只考察了45個亞洲國家的FDI；同時在中國的FDI沒有包括在香港、澳門和臺灣的FDI。。各變量的統(tǒng)計性描述分析如表1所示。本文實證研究所使用的軟件版本是Stata15.1。

表1 變量的統(tǒng)計性描述

四、實證結果分析

（一）估計方法選擇

考察CAFTA建立對FDI的實際影響效應，具體來說，可根據(jù)方程2的設定對CAFTA正式建立的FDI效應進行檢驗，有三種可能估計的方法：混合效應模型（Pooled OLS）、固定效應模型和隨機效應模型。表2匯報了三種方法估計結果的我們主要關注的是處理組虛擬變量和處理效應時期虛擬變量交乘項的系數(shù)與控制變量系數(shù)等估計情況。雖然估計結果都顯示，CAFTA建立對促進處理組國家FDI有顯著提升，但是究竟使用哪種估計方法，先要進行比較和篩選。

表2 回歸結果

在固定效應模型估計的時候，回歸結果中的原假設中個體效應都等于0的概率為0.0000，拒絕了原假設，個體效應整體上顯著，檢驗結果表明固定效應模型優(yōu)于混合效應模型。

在進行隨機效應模型估計后，用B-P檢驗對Var（u）=0的原假設進行檢驗，P值為0.0000，拒絕了原假設，檢驗結果表明隨機效應模型也優(yōu)于混合效應模型。

通過Hausman檢驗發(fā)現(xiàn)，p=0.0001拒絕了固定效應和隨機效應估計系數(shù)不存在有系統(tǒng)性差異的原假設，也就是隨機效應corr（ui，Xit）=0的條件在該樣本中得不到滿足。在這種情況下，固定效應仍然有效，但隨機效應是有偏的，所以應該選擇固定效應模型。

（二）回歸結果分析

通過對該面板數(shù)據(jù)三種估計方法的篩選比較，應該選用固定效應模型。從表2的固定效應模型（2）回歸結果可以看到：

本文主要關注的是處理組虛擬變量與處理效應時期虛擬變量的交乘項系數(shù)，通過估計得到β=0.364，在1%的顯著性水平下通過了假設檢驗，說明CAFTA的建立對成員國的FDI有顯著的促進作用。

通過估計，控制變量經(jīng)濟規(guī)模對FDI的影響系數(shù)為正（1.391），且在1%的顯著性水平下通過了假設檢驗，表明在其他條件不變的情況下，控制變量經(jīng)濟規(guī)模發(fā)生變化，F(xiàn)DI發(fā)生變化的幅度更大，更富有彈性。因而經(jīng)濟規(guī)模對FDI有顯著的正向影響。

通過估計，控制變量GDP的增長率對FDI的影響系數(shù)也為正（0.020），且在1%的顯著性水平下通過了假設檢驗，表明在其他條件不變的情況下，經(jīng)濟增長速度越快，吸引的FDI也越多。

通過估計，控制變量外貿依存度對FDI的影響系數(shù)也為正（0.012），且在1%的顯著性水平下通過了假設檢驗，表明在其他條件不變的情況下，外貿依存度越高，該國開放程度也越高，吸引的FDI也越多，符合理論預期。

（三）DID估計的有效性分析

實證結果的可信度取決于雙重差分法估計的有效性。因此，要對DID估計進行平行趨勢檢驗和安慰劑檢驗。

1. 平行趨勢檢驗。雖然結果顯示交互項（Tr_Po）的系數(shù)顯著為正，表明CAFTA的建立促進了自由貿易區(qū)FDI增長，但是還不能確切地說，這一政策效果的評估是準確的，因為雙重差分的假設前提是，如果處理組未受到政策干預，其時間效應或趨勢應與控制組是一致的。只有在對照組和處理組滿足平行假定時，Treat和Post的交互項系數(shù)才是處理效應。以下借鑒呂越等的研究方法對處理組和對照組的變化趨勢進行進一步考察[14]。本文采用如下實證方程：

Before2、Before1均為虛擬變量，如果觀測值是受到政策沖擊前的第2年和第1年的數(shù)據(jù)，則該指標分別取1，否則取0；如果觀測值是受到政策沖擊當年的數(shù)據(jù)，則Current取值為1，否則取0；當觀測值是受到政策沖擊后的第1年、第2年、第3年的數(shù)據(jù)時，After1、After2、After3分別取1，否則取0。

表3和圖3匯報了分析結果。從分析結果來看，2010年前的所有回歸結果均不顯著，表明CAFTA建立前，處理組和對照組的變化趨勢是一致的，不存在顯著差異，而在2010年及以后的Current、After1、After2、After3的系數(shù)除After1的系數(shù)外都正向顯著，處理組CAFTA成員國的FDI凈流入比控制組顯著上升，因此，該樣本的雙重差分模型估計基本滿足平行趨勢假定。

表3 平行檢驗檢驗結果

圖3 平行趨勢檢驗結果

2. 安慰劑檢驗。

（1）安慰劑檢驗一：隨機抽取處理組。借鑒Cai等和La Ferrara等的研究方法，通過從樣本中隨機抽取自由貿易區(qū)國家對本文進行安慰劑檢驗[15-16]。本文的樣本共包括45個國家，其中11個為CAFTA成員國。因此，首先從45個國家中隨機抽取11個經(jīng)濟體，將其設定為“偽”處理組自由貿易區(qū)內國家，并將其他國家設定為對照組“非自由貿易區(qū)”內國家，從而構建一個安慰劑檢驗的虛擬變量，然后構建安慰劑檢驗的交乘項。由于“偽”處理組是隨機生成的，因此“偽”處理組虛擬變量和處理效應時期虛擬變量的交乘項應該不會對模型因變量產(chǎn)生顯著影響，也就是該交乘項系數(shù)βfalse= 0。換言之，如果沒有顯著的遺漏變量偏差，安慰劑處理交乘項的回歸系數(shù)βfalse不會顯著偏離零點。反之，如果βfalse的估計系數(shù)在統(tǒng)計上顯著偏離于零，則表明模型設定存在識別偏誤。同時，為了避免其他小概率事件對估計結果的干擾，重復了200次上述回歸分析。圖4匯報了200次隨機抽樣生成“偽”處理組的交乘項估計系數(shù)核密度及對應p值的分布。可以發(fā)現(xiàn)，交乘項回歸系數(shù)的均值為0.0117，接近于0，且絕大部分p值大于0.1，通過對交乘項回歸系數(shù)進行獨立樣本T檢驗，也不能排除交乘項系數(shù)均值等于0的原假設。同時，實際估計系數(shù)0.364在安慰劑檢驗估計系數(shù)中可以列入異常值。綜前所述，估計結果并沒有因為遺漏變量導致嚴重偏誤。

圖4 隨機抽樣處理組的交乘項估計系數(shù)和p值

（2）安慰劑檢驗二：假設政策沖擊在2010年前。將CAFTA正式建立的政策事件設定在2010年前的某一時期，樣本設定在2000—2018年期間以考察是否仍然存在FDI的促進效應。雙重差分法使用的前提條件是政策事件沖擊發(fā)生之前，F(xiàn)DI沒有出現(xiàn)顯著差異。如果假設政策事件沖擊發(fā)生在2010年CAFTA正式建立之前的某個時期，那么核心變量（處理組虛擬變量和處理效應時期虛擬變量的交乘項）的估計系數(shù)不顯著或者估計系數(shù)雖然顯著，但不是正向促進而是相反。如果得到的結果與預期相反，說明確實存在某些不可觀測因素也會促進FDI，而不僅僅是CAFTA正式建立帶來的促進效應。下面將政策事件沖擊時間設定在2002年、2003年、2004年、2005年、2005年、2006年、2007年、2008年、2009年，估計結果見表4，可以發(fā)現(xiàn)：如果假設政策事件沖擊發(fā)生在2001年、2002年，核心變量交乘項的估計系數(shù)雖然在5%的置信水平下通過了假設檢驗，但是系數(shù)符合是負號，顯著減少了FDI，假設政策事件沖擊發(fā)生在2003—2009年中的任意一年，雖然核心變量交乘項的估計系數(shù)符號為正，但是沒有通過假設檢驗，即假設政策事件沖擊發(fā)生在這段時間內任意一年，它對FDI都沒有促進作用，因此可以排除其他不可觀測因素對FDI的影響。

表4 安慰劑檢驗結果

（四）異質性分析

FDI在很多維度上存在異質性特征，下面討論異質性因素對CAFTA建立的FDI促進效應的影響。

1. CAFTA成員國政府清廉程度區(qū)分考察。政府的清廉程度對FDI的促進效應主要有以下觀點：腐敗有害論、腐敗有益論和腐敗中性論。腐敗有害論者認為腐敗會導致產(chǎn)權制度惡化，增加投資的成本與風險，從而抑制FDI的流入[17]；腐敗有益論者則認為投資者利用東道國尤其是發(fā)展中國家制度漏洞，用非常規(guī)手段繞過各種規(guī)制，進入東道國市場，提高企業(yè)效率和政府效率，促進東道國經(jīng)濟增長[18]。腐敗中性論者認為在制度不完善的東道國，腐敗加快市場交易速度，降低機會成本，吸引FDI，促進經(jīng)濟增長；在制度較完善的東道國，腐敗不能提高市場運行效率，抑制FDI流入[19]。本文引入政府清廉程度因素進一步考察CAFTA建立如何影響FDI。采用世界著名非政府組織“透明國際”的全球清廉指數(shù)（Corruption Perceptions Index），它反映的是全球各國商人、學者及風險分析人員對世界各國腐敗狀況的觀察和感受。由于CAFTA于2010年正式建立，所以計算CAFTA11個成員國在2010—2018年期間的清廉指數(shù)的平均值，高于均值的CAFTA成員國分成一類，低于均值的CAFTA成員國分成一類①2010—2011年全球清廉指數(shù)采用10分制，此后各年采用的都是100分制，因此將前面兩年都轉換成100分制，其中文萊缺2014—2015年兩年指數(shù)，用其他7年指數(shù)計算平均值。。從回歸結果（見表5）來看，在政府清廉程度較高的CAFTA成員國，自由貿易區(qū)建立的FDI促進效應顯著，而政府清廉程度較低的CAFTA成員國，自由貿易區(qū)建立的FDI促進效應不顯著。因此，在建設CAFTA升級版的過程中，各國政府要加強反腐倡廉，為FDI進入創(chuàng)造良好的環(huán)境。

表5 CAFTA成員國政府清廉程度區(qū)分考察

2. CAFTA成員國稅率高低區(qū)分考察。相關研究顯示，F(xiàn)DI的區(qū)位選擇對稅率越來越敏感[20]。本文采用世界銀行發(fā)展指標中稅收占GDP的比例進一步考察CAFTA的建立如何影響FDI。由于CAFTA11個成員國中越南、老撾和文萊缺失這一指標的數(shù)據(jù)，本文分別計算其他8個成員國在2010—2018年期間的這一指標的平均值，將高于均值的CAFTA成員國作為一組樣本，低于均值的CAFTA成員國作為另一組樣本，回歸結果見表6所示。從回歸結果來看，不管CAFTA成員國稅率高低，自由貿易區(qū)建立的政策事件沖擊對FDI的促進效應都不顯著，可能的原因是CAFTA成員國對FDI采取非國民待遇，世界銀行發(fā)展指標采用的稅收占GDP的比例不能真實反映對外資企業(yè)征收的稅率。

表6 CAFTA成員國政府稅率高低區(qū)分考察

3. CAFTA成員國社會治安好壞區(qū)分考察。FDI的進入受社會治安的影響比較大：社會治安不好，直接危及投資者的人身安全與財產(chǎn)安全。本文采用世界銀行發(fā)展指標中每10萬人的國際謀殺犯罪率這一指標來衡量社會治安的好壞，用它進一步考察CAFTA的建立如何影響FDI。由于CAFTA11個成員國中老撾缺失這一指標數(shù)據(jù)，本文分別計算其他10個成員國在2010—2018年期間的這一指標的平均值，將高于均值的CAFTA成員國作為社會治安差的一組樣本，低于均值的CAFTA成員國作為社會治安好的一組樣本，回歸結果見表7所示。從回歸結果來看，在社會治安好的CAFTA成員國，自由貿易區(qū)建立的政策事件沖擊對FDI的促進效應在1%的顯著性水平下高度顯著，而在社會治安差的CAFTA成員國，自由貿易區(qū)建立的政策事件沖擊對FDI雖有促進作用，但促進效應并不顯著。因此，在建設CAFTA升級版的過程中，CAFTA成員國要加強社會治安治理，為FDI進入營造一個安全的環(huán)境。

表7 CAFTA成員國社會治安好壞區(qū)分考察

4. CAFTA成員國履行合同效率高低區(qū)分考察。履行合同效率高低直接影響FDI的進入：履行合同的時間越長，F(xiàn)DI的效率越低，不確定性越大，風險越大，F(xiàn)DI越不愿意進入。本文采用世界銀行發(fā)展指標中履行合同的天數(shù)這一指標來衡量履行合同效率的高低，用它進一步考察CAFTA的建立如何影響FDI。本文計算CAFTA在2010—2018年期間的這一指標的平均值，用該均值將CAFTA成員國分為兩組樣本：履行合同效率高的國家和履行合同效率低的國家，回歸結果見表8所示。從回歸結果來看，履行合同效率不論高低，CAFTA建立的FDI促進效應都顯著。用履行合同天數(shù)的中位數(shù)將CAFTA成員國分成兩組樣本進行穩(wěn)健性檢驗，發(fā)現(xiàn)自由貿易區(qū)建立對履行合同效率高的國家FDI促進效應顯著，而對履行合同效率低的國家FDI促進效應不再顯著。因此，可以認為：CAFTA建立對履行合同效率高國家的FDI促進效應是顯著的。因而在建設CAFTA升級版的過程中，CAFTA成員國要努力提高履行合同的效率，增強對FDI的吸引力。

表8 CAFTA成員國履行合同效率高低的區(qū)分考察

五、研究結論與對策建議

（一）研究結論

本文采用目前可獲得數(shù)據(jù)中比較完整的2000—2018年世界銀行社會發(fā)展指標中的相關指標和“透明國際”的全球清廉指數(shù)，運用事件評估的有效識別方法——雙重差分法對CAFTA建立的FDI促進作用進行較為全面的分析，研究的主要結論如下：第一，CAFTA的正式建立顯著促進了成員國FDI的增長，并且該實證結果通過了平行趨勢檢驗和安慰劑檢驗。第二，通過異質性分析發(fā)現(xiàn)，CAFTA正式建立的FDI促進效應在政府清廉、社會治安好、履行合同效率高的成員國表現(xiàn)顯著，而在政府不夠清廉、社會治安差的成員國表現(xiàn)不顯著，對履行合同效率低的成員國FDI促進效應顯著的結論并不穩(wěn)??；CAFTA建立對FDI的促進效應不受國家稅率高低的影響。

（二）對策建議

CAFTA從正式建立至今，各國的對外投資規(guī)模，以及本文的實證研究均表明CAFTA建立有效促進了自由貿易區(qū)的直接投資。因此在建設CAFTA升級版的過程中，還需要繼續(xù)深入貿易合作和投資合作。一是擴大合作范圍，深化貿易與投資一體化。在貨物貿易方面，CAFTA的平均關稅已經(jīng)降到了較低水平[21]，各國應該繼續(xù)在減少和消除非關稅壁壘方面加強合作；在服務貿易方面，通過開展服務貿易創(chuàng)新試點，進一步拓寬服務貿易開放范圍；在投資合作方面，積極落實投資的各項國民待遇，為投資創(chuàng)造更加便利條件，繼續(xù)積極推動投資便利化和投資自由化。二是各國深化制度改革，創(chuàng)造更好的制度環(huán)境。CAFTA各國家除提高經(jīng)濟增長速度和對外開放度外，還需要從打造廉潔政府、改善社會治安狀況、提高履行合同效率等方面塑造更好的投資軟環(huán)境，以提高投資效率。