李 喆 冼國明 李 健

一、文獻綜述

境外經(jīng)貿(mào)合作區(qū)（下文簡稱：合作區(qū)）是企業(yè)為拓展海外業(yè)務(wù)建立的境外園區(qū)，始于1999年海爾集團建立美國工業(yè)園。2006 年商務(wù)部出臺《境外中國經(jīng)濟貿(mào)易合作區(qū)的基本要求和申辦程序》，2006—2007 年，獲得設(shè)立批準的國家級合作區(qū)從8家增加到19家。2008年《國務(wù)院關(guān)于同意推進境外經(jīng)濟貿(mào)易合作區(qū)建設(shè)意見的批復》使合作區(qū)建設(shè)得到國家戰(zhàn)略層面的支持；“一帶一路”建設(shè)又賦予合作區(qū)“重要承接點”的地位，使合作區(qū)迎來迅速發(fā)展的新階段。2016—2018 年，通過確認考核的合作區(qū)從20 家增加到30 家；2018 年末，納入統(tǒng)計范圍的合作區(qū)達到103家①。

現(xiàn)有文獻普遍認為，合作區(qū)有助于推動企業(yè)“集群式走出去”以降低投資風險、發(fā)揮集聚效應（李春頂，2008）；改變產(chǎn)品原產(chǎn)地以規(guī)避貿(mào)易壁壘、減少貿(mào)易摩擦（洪聯(lián)英和張云，2011）；利用東道國優(yōu)勢以降低生產(chǎn)成本、拓展海外市場（馮維江等，2012）；轉(zhuǎn)移過剩產(chǎn)能以優(yōu)化資源配置、促進產(chǎn)業(yè)升級（Lin，2012）；推廣發(fā)展經(jīng)驗以增強中國影響力、帶動東道國經(jīng)濟轉(zhuǎn)型（Brautigam 和Tang，2011；Brautigam 和Tang，2014）。對特定合作區(qū)的研究，例如：以尼日利亞奧貢廣東自貿(mào)區(qū)和越南龍江工業(yè)園為例，探究了合作區(qū)的產(chǎn)業(yè)選擇（孟廣文等，2018；孟廣文等，2019）；以柬埔寨西哈努克港經(jīng)濟特區(qū)和中白工業(yè)園為例，探討了合作區(qū)的建設(shè)機制（陳偉等，2020；劉志高和王濤，2020）；以泰中羅勇工業(yè)園和中印合作區(qū)為例，探索了合作區(qū)的發(fā)展模式（孟廣文等，2020；梁育填等，2021）。對合作區(qū)效應的計量研究，例如：投資方面，合作區(qū)能夠降低東道國經(jīng)濟風險、政治風險和制度質(zhì)量的影響（余官勝等，2019；支宇鵬和陳喬，2019），從而顯著增加中國對東道國的直接投資（李嘉楠等，2016；李金葉和沈曉敏，2019）；貿(mào)易方面，合作區(qū)不僅有效提高了中國和東道國之間的進出口總額（徐俊和李金葉，2020），而且顯著擴大了東道國的整體貿(mào)易規(guī)模（嚴兵等，2021）。

合作區(qū)作為兼具重資產(chǎn)投資和輕資產(chǎn)運營兩種建設(shè)模式、兼有跨境連鎖加工和境外生產(chǎn)回銷兩種經(jīng)營方式的新型平臺，在提高國際雙向投資水平、推動進出口協(xié)同發(fā)展方面契合了新發(fā)展格局的具體內(nèi)容。為此，本文將合作區(qū)的建立作為沖擊，在準自然實驗的框架下，采用雙重差分（Difference-in-Differences，DID）方法識別合作區(qū)的雙邊經(jīng)貿(mào)效應。對比現(xiàn)有成果，本文的研究特色：在研究數(shù)據(jù)上，本文搜集整理了分布在57 個國家的204 家合作區(qū)的信息，并將合作區(qū)劃分為農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)型、輕工產(chǎn)業(yè)型、重工產(chǎn)業(yè)型、商貿(mào)物流型、科技研發(fā)型、綜合產(chǎn)業(yè)型等6 個類型。在研究內(nèi)容和結(jié)論上，本文全面考察了合作區(qū)的雙邊經(jīng)貿(mào)效應，認為合作區(qū)整體上有助于“走出去”與“引進來”良性互動、進口和出口協(xié)同發(fā)展；并且詳細分析了不同類型合作區(qū)在效應方向和效應大小上的異質(zhì)性。

二、理論分析與假說

根據(jù)商務(wù)部和財政部的定義，合作區(qū)的本質(zhì)是中國對東道國的OFDI②。因此，“合作區(qū)是否有助于‘引進來’”的理論根源在于OFDI對IFDI的影響，而“合作區(qū)是否協(xié)調(diào)了進口和出口”的理論根源在于OFDI的貿(mào)易效應。

（一）合作區(qū)對IFDI的影響

對于中國參與國際雙向投資的歷史實踐，現(xiàn)有研究集中于IFDI 對OFDI 的影響，較少關(guān)注OFDI 對IFDI的影響。目前，只有少數(shù)的影響機制得到了經(jīng)驗檢驗，其中包括產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)傳導機制和匯率傳導機制。

產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)傳導機制是指中國的OFDI 不論是通過轉(zhuǎn)移邊際產(chǎn)業(yè)促進比較優(yōu)勢動態(tài)遞進，還是通過獲取戰(zhàn)略資產(chǎn)利用逆向技術(shù)溢出效應，都能夠優(yōu)化國內(nèi)資源配置、實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級，進而增強對IFDI 的吸引力（聶飛，2018）。匯率傳導機制是指，中國的OFDI 導致人民幣實際匯率下降，進而有利于外國企業(yè)將既定數(shù)量的外匯資本轉(zhuǎn)化為更多的人民幣資本，使其能夠在直接投資的過程中支付更多的勞動力工資、固定資產(chǎn)投資和折舊以及土地租金等要素成本，從而擴張IFDI 的規(guī)模（聶飛和劉海云，2019）?？傮w而言，現(xiàn)有文獻支持中國的OFDI對IFDI具有促進作用。合作區(qū)的特點決定了合作區(qū)所代表的OFDI理念和實踐無法完全用傳統(tǒng)的國際直接投資理論進行解釋（許培源和王倩，2019）。合作區(qū)集中在收入水平、市場特點和需求檔次同中國相近的發(fā)展中國家，以中國的經(jīng)驗優(yōu)勢為基礎(chǔ)，將OFDI與東道國的經(jīng)濟社會發(fā)展相結(jié)合。合作區(qū)這一OFDI新模式天然落實了“共商共建共享”的全球治理觀，將東道國納入利益共同體和命運共同體，同時也對中國產(chǎn)生了除比較優(yōu)勢動態(tài)遞進和逆向技術(shù)溢出效應之外的協(xié)同效應。因此，本文提出：

假說1：合作區(qū)對來自東道國的IFDI具有促進作用。

（二）合作區(qū)的貿(mào)易效應

對OFDI 的貿(mào)易效應進行研究的文獻相當豐富，但研究結(jié)論不盡相同。一方面，Mundell（1957）基于赫克歇爾－俄林模型證明，如果兩國的消費偏好與生產(chǎn)技術(shù)相似，國際直接投資所導致的要素轉(zhuǎn)移將使兩國要素價格均等、稟賦結(jié)構(gòu)趨同，最終替代產(chǎn)品貿(mào)易；Grubel 和Johnson（1967）在完全競爭的市場結(jié)構(gòu)中證明，如果OFDI沒有使東道國具有比較優(yōu)勢的進口替代部門獲得發(fā)展，那么OFDI對國際貿(mào)易具有替代效應。另一方面，Schmitz 和Helmberger（1970）認為，Mundell（1957）的分析僅適用于制成品的產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易，當資本充裕的母國向自然資源充裕的東道國進行OFDI時，母國向東道國出口資本品而東道國向母國出口初級產(chǎn)品，從而擴張國際貿(mào)易的規(guī)模；Helpman（1984）則認為，在不完全競爭的市場結(jié)構(gòu)中，OFDI使產(chǎn)品生產(chǎn)的不同環(huán)節(jié)得以在不同國家開展，因而OFDI 對國際貿(mào)易具有互補效應。盡管理論分析并無定論，但是針對中國的研究總體上支持OFDI對貿(mào)易具有互補效應而非替代效應（Wang和Gao，2019）。合作區(qū)作為“一帶一路”建設(shè)的重要承接點，在OFDI 的理念和實踐上具有中國模式的創(chuàng)新。合作區(qū)以政策溝通為前提，以資金融通為保障，其完備的基礎(chǔ)設(shè)施和健全的公共服務(wù)，對設(shè)施聯(lián)通和民心相通具有較強的溢出效應，有利于在各種層面上降低中國和東道國之間的貿(mào)易壁壘和貿(mào)易成本。因此，本文提出：

假說2：合作區(qū)有利于貿(mào)易暢通，表現(xiàn)為同時促進中國從東道國的進口和中國向東道國的出口。

三、研究設(shè)計

（一）模型設(shè)定

將合作區(qū)的建立作為沖擊，在準自然實驗的框架下，按照多期DID 方法（Beck 等，2010），并參考投資引力模型和貿(mào)易引力模型（Anderson，1979；Buckley等，2007），最終構(gòu)建如下的估計方程：

其中，下標i指代國家，下標t指代年份；Yit為被解釋變量，在不同的情況下分別表示中國在t年和i國之間的OFDI、IFDI、進口和出口。方程（1）中的cocz_dit是方程（2）中的組別虛擬變量coczi和時間虛擬變量postit的交互項（如果國家i是建區(qū)國家，則coczi= 1，否則coczi= 0；如果年份t是建區(qū)后年份，則postit= 1，否則postit= 0），其是DID 方法的核心變量。cocz_dit的系數(shù)β是本文所關(guān)注的重點，其估計值衡量了合作區(qū)的效應。δi是洲別固定效應（亞洲、北美洲、南美洲、大洋洲、非洲、歐洲）、ηi是區(qū)域固定效應（東亞與太平洋、北美、拉丁美洲與加勒比海、南亞、撒哈拉以南非洲、中東與北非、歐洲與中亞），用以控制不可觀測且不隨時間變動的個體差異；μt是年份固定效應，用以控制不可觀測且不隨個體變動的時間趨勢；εit包含了其他不可觀測因素；α為常數(shù)項。Xit為國家層面的控制變量。參照以往的理論分析和經(jīng)驗研究，本文選擇了如下變量：①經(jīng)濟水平（lnpgdp，人均GDP 的對數(shù)）；②市場規(guī)模（lnpop，人口的對數(shù)）；③發(fā)展前景（ggdp，GDP增長率）；④產(chǎn)業(yè)特征（agri，農(nóng)業(yè)增加值占GDP的百分比）；⑤距離成本（lndis，北京與i國首都地理距離和石油年平均價格乘積的對數(shù)）。

（二）數(shù)據(jù)說明和樣本描述

本文選取同中國存在投資或貿(mào)易往來的國家或地區(qū)作為樣本（其中，OFDI涉及187個國家或地區(qū)；IFDI涉及158個國家或地區(qū)；進口和出口各涉及216個國家或地區(qū)）。由于政府正式扶持的合作區(qū)建設(shè)時間是2006年，本文選定2006—2018年作為樣本期。

在本文的被解釋變量中，OFDI 數(shù)據(jù)采用中國對外直接投資流量，來源于《2011 年度中國對外直接投資統(tǒng)計公報》和《2018 年度中國對外直接投資統(tǒng)計公報》；IFDI 數(shù)據(jù)采用中國實際利用外商直接投資金額，來源于中華人民共和國國家統(tǒng)計局；進口和出口數(shù)據(jù)來源于UN Comtrade Database。本文在使用上述數(shù)據(jù)時，均將其折算為2010年不變價美元價值并取自然對數(shù)值。在本文的控制變量中，計算距離成本（蔣殿春和張慶昌，2011）所需的北京與樣本國家首都地理距離數(shù)據(jù)來源于CPII Gravity Database，石油年平均價格數(shù)據(jù)來源于IMF Primary Commodity Prices；其余控制變量數(shù)據(jù)均來源于WB World Development Indicators。

本文以中國商務(wù)部對外投資和經(jīng)濟合作司、外國投資管理司以及中國國際貿(mào)易促進委員會的公開信息為基礎(chǔ)，以各省商務(wù)廳的相關(guān)資訊為補充，以“1992—2018 年中國境外產(chǎn)業(yè)園區(qū)信息數(shù)據(jù)集”（李祜梅等，2019）為參考，搜集整理了中國企業(yè)截至2018年末在57個國家建設(shè)的204家初具規(guī)模的合作區(qū)信息，包含合作區(qū)、東道國、實施企業(yè)等3 個維度的數(shù)據(jù)。本文關(guān)注政府扶持階段新建合作區(qū)的效應，為此在樣本中剔除了2006年前就已建區(qū)的國家（包括柬埔寨、尼日利亞、俄羅斯、塞拉利昂、越南和贊比亞等6個國家），最終進入計量模型的是分布在51個國家的123家合作區(qū)③。主要變量的描述性統(tǒng)計見表1。

表1 主要變量描述性統(tǒng)計

四、實證結(jié)果

（一）基準回歸

本文這一部分根據(jù)方程（1）的設(shè)定對合作區(qū)的雙邊經(jīng)貿(mào)效應進行檢驗，基準回歸結(jié)果見表2。表2 的第（1）與（2）列、第（3）與（4）列、第（5）與（6）列、第（7）與（8）列分別匯報了合作區(qū)對中國和東道國之間的OFDI、IFDI、進口和出口的影響；所有回歸均控制了洲別固定效應、區(qū)域固定效應和年份固定效應；偶數(shù)列的回歸控制了國家層面變量。由表2可見，在未控制國家層面變量的情況下，系數(shù)β的估計值均在1%的顯著性水平上為正；在控制國家層面變量的情況下，系數(shù)β的估計值仍均為正，且在OFDI、IFDI 和出口的回歸中顯著。由此得到初步結(jié)論：合作區(qū)整體上對中國和東道國之間的雙向投資和雙邊貿(mào)易均產(chǎn)生了促進作用。具體而言，合作區(qū)不僅顯著增加了去往東道國的OFDI，還顯著增加了來自東道國的IFDI，有助于“走出去”與“引進來”良性互動；不僅顯著促進了向東道國的出口，還有利于從東道國的進口，有助于進口和出口協(xié)同發(fā)展。

表2 基準回歸結(jié)果

續(xù)表

（二）有效性檢驗

為了保證基準回歸的合理性和初步結(jié)論的可信度，本文這一部分檢驗DID 方法的有效性，包括驗證平行趨勢假設(shè)和進行安慰劑檢驗。

1.驗證平行趨勢假設(shè)

平行趨勢假設(shè)是DID 方法的關(guān)鍵假設(shè)，要求處理組個體和控制組個體的變動趨勢在干預發(fā)生之前保持一致。在本文的語境下，平行趨勢假設(shè)要求建區(qū)國家在建區(qū)前與未建區(qū)國家在同時期和中國經(jīng)貿(mào)往來的變動趨勢保持一致。如果樣本無法滿足平行趨勢假設(shè)，則說明模型尚未充分排除不可觀測因素的干擾，無法科學評估合作區(qū)的效應。為了驗證平行趨勢假設(shè)，本文設(shè)定了如下的估計方程：

其中，如果年份t-k是建區(qū)年份t的前k年（0 ≤k≤5，k= 0 即建區(qū)當年），則posti,t-k= 1，否則posti,t-k= 0；其余設(shè)定與基準模型一致。如果系數(shù)βk（1 ≤k≤5）的估計值不具有統(tǒng)計顯著性，則說明建區(qū)國家在建區(qū)前的5 年間與未建區(qū)國家在同時期和中國經(jīng)貿(mào)往來的變動趨勢不具有顯著差異，由此可以證明樣本滿足平行趨勢假設(shè)。圖1 的（1）匯報了針對OFDI 的檢驗④，可見系數(shù)βk（1 ≤k≤5）估計值的95%置信區(qū)間包含零值，即在5%的顯著性水平上不顯著異于零，由此得以證明樣本滿足平行趨勢假設(shè)。

圖1 平行趨勢檢驗及安慰劑檢驗（虛擬處理組）

2.安慰劑檢驗

檢驗DID 方法有效性的另一個角度是通過安慰劑檢驗排查干預效應是否混雜了不可觀測因素的影響。將真實的干預時間或處理組重置為虛擬的干預時間或處理組，再通過原有的模型對干預效應進行估計，如果可以得到顯著的“干預效應”，則說明模型受到不可觀測因素的干擾，存在設(shè)定問題，有效性較低。本文分別利用虛擬干預時間和虛擬處理組進行安慰劑檢驗。

一方面，本文將方程（2）中時間虛擬變量postit的設(shè)定變更為“如果年份t是建區(qū)前年份，則postit= 1，否則postit= 0”，其余設(shè)定與基準模型一致，這意味著將合作區(qū)的存在設(shè)置在實際建立的時間之前。如果系數(shù)β的估計值仍然顯著，則說明不可觀測因素的影響混雜在合作區(qū)的效應中。表3的第（1）、（2）、（3）、（4）列分別匯報了針對OFDI、IFDI、進口和出口的檢驗。由表3 可見，在四種情況下，系數(shù)β的估計值均不顯著，由此證明本文的模型較為充分地控制了不可觀測因素，有效性較高。

表3 安慰劑檢驗（虛擬干預時間）

另一方面，本文將方程（2）中組別虛擬變量coczi的設(shè)定變更為“如果國家i是隨機抽取的國家（同樣抽取51 個），則coczi= 1，否則coczi= 0”，其余設(shè)定與基準模型一致⑤，這意味著將合作區(qū)的存在設(shè)置在隨機抽取的國家之中。如果系數(shù)β的估計值仍然顯著，則說明不可觀測因素的影響混雜在合作區(qū)的效應中。為了避免小概率事件的干擾，本文將隨機抽取重復10000次。圖1的（2）匯報了針對OFDI的檢驗⑥，可見安慰劑估計值的均值接近于0（-0.0053），大部分p值大于0.05（67.260%），并且基準回歸估計值在其中屬異常值（基準回歸t值大于99.920%的安慰劑t值），由此再次證明本文的模型受不可觀測因素的影響較小，有效性較高。

（三）穩(wěn)健性檢驗

合作區(qū)的區(qū)位不是隨機的選擇而是權(quán)衡的結(jié)果，這意味著在個體成為建區(qū)國家的機制中存在自我選擇問題。建區(qū)國家與中國的經(jīng)貿(mào)往來可能本來就比較密切，也意味著建區(qū)與否和經(jīng)貿(mào)往來之間存在雙向因果關(guān)系。這種非隨機的分配機制導致建區(qū)國家不是總體的隨機樣本，進而會使估計結(jié)果產(chǎn)生偏差。為了緩解自我選擇問題、檢驗結(jié)論的穩(wěn)健性，本文這一部分使用基于PSM 和SCM 構(gòu)建的、可比性更高的處理組和控制組估計合作區(qū)的雙邊經(jīng)貿(mào)效應。

1.傾向得分匹配

由于合作區(qū)的建立有先后之分，本文采用逐年P(guān)SM 方法（Heyman等，2011）。匹配過程如下：首先，將總體按年份分層，在每一年份中挑選出首次建區(qū)國家和從未建區(qū)國家；然后，選擇5 個國家層面的控制變量（均取滯后一期）作為匹配變量，在每一年份中通過Logit模型計算個體的傾向得分，為首次建區(qū)國家匹配出“近鄰的”從未建區(qū)國家；最后，將所有年份的首次建區(qū)國家和與其匹配的從未建區(qū)國家合并，分別作為處理組和控制組，形成新的估計樣本。本文對每一年份的匹配結(jié)果都進行了平衡性檢驗⑦，絕大多數(shù)年份中的匹配變量都表現(xiàn)出標準偏差絕對值大幅縮小和t統(tǒng)計量不再顯著的變化，說明了匹配方法的合理性。

表4 中A 版的第（1）與（2）列、第（3）與（4）列、第（5）與（6）列、第（7）與（8）列分別匯報了合作區(qū)對中國和東道國之間的OFDI、IFDI、進口和出口的影響；所有回歸均控制了洲別固定效應、區(qū)域固定效應、年份固定效應和國家層面變量。表4 中A 版的奇數(shù)列為PSM 樣本的估計結(jié)果，與基準回歸的估計結(jié)果基本一致，并且系數(shù)β的估計值在進口的回歸中同樣顯著，合作區(qū)對進出口協(xié)同發(fā)展的促進作用更加明顯。由此證明了初步結(jié)論的穩(wěn)健性。

2.周邊國家匹配

PSM 的匹配變量可能無法全面平衡國家之間的差異，而地理位置相鄰的國家往往在各種方面表現(xiàn)出較強的相似性，從而具有較高的可比性。作為對PSM 的補充，本文將建區(qū)國家作為處理組，將建區(qū)國家的周邊國家作為控制組，利用SCM形成新的估計樣本，從另一個角度進行穩(wěn)健性檢驗。表4中A版的偶數(shù)列為SCM樣本的估計結(jié)果，與基準回歸的估計結(jié)果基本相同。由此再次證明初步結(jié)論的穩(wěn)健性。

3.增加控制變量

上文的有效性檢驗已經(jīng)證明本文模型較為充分地控制了不可觀測因素，受不可觀測因素的影響較小。為了更直接地壓縮遺漏變量的干擾，本文在模型中加入更多的控制變量進行穩(wěn)健性檢驗。新加入的控制變量包括：①其他協(xié)定（fta自由貿(mào)易協(xié)定、bit雙邊投資協(xié)定）；②制度差異（diff，中國與i國平均制度得分之差的絕對值）；③開放程度（open，商品貿(mào)易占GDP 的百分比）⑧。表4 中B 版的第（1）、（2）、（3）、（4）列分別匯報了合作區(qū)對中國和東道國之間的OFDI、IFDI、進口和出口的影響；所有回歸均控制了洲別固定效應、區(qū)域固定效應、年份固定效應和國家層面變量。表4 中B 版的估計結(jié)果與基準回歸的估計結(jié)果沒有明顯差異，再次證明初步結(jié)論穩(wěn)健。

表4 穩(wěn)健性檢驗回歸結(jié)果

五、異質(zhì)性分析

進入計量模型的123 家合作區(qū)包括了分布在17 個國家的25 家農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)合作區(qū)、分布在14 個國家的23 家輕工產(chǎn)業(yè)合作區(qū)、分布在12個國家的19家重工產(chǎn)業(yè)合作區(qū)、分布在8個國家的9家商貿(mào)物流合作區(qū)以及分布在7 個國家的7 家科技研發(fā)合作區(qū)。本文這一部分考察不同類型合作區(qū)雙邊經(jīng)貿(mào)效應的異質(zhì)性⑨。表5 的第（1）、（2）、（3）、（4）列分別匯報了不同類型合作區(qū)對中國和東道國之間的OFDI、IFDI、進口和出口的影響；所有回歸均控制了洲別固定效應、區(qū)域固定效應、年份固定效應和國家層面變量⑩。

表5 不同類型合作區(qū)的影響

由表5 可見，雖然本文發(fā)現(xiàn)合作區(qū)整體上有助于“走出去”與“引進來”良性互動、進口和出口協(xié)同發(fā)展，但是不同類型的合作區(qū)在效應方向和效應大小上存在異質(zhì)性，展示了豐富的發(fā)展形態(tài)。在投資方面，重工產(chǎn)業(yè)合作區(qū)和綜合產(chǎn)業(yè)合作區(qū)對OFDI 和IFDI 均有顯著的促進作用；農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)合作區(qū)和商貿(mào)物流合作區(qū)使OFDI 顯著增加；輕工產(chǎn)業(yè)合作區(qū)使IFDI 顯著減少。在貿(mào)易方面，農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)合作區(qū)對進口和出口均有顯著的促進作用；商貿(mào)物流合作區(qū)和綜合產(chǎn)業(yè)合作區(qū)使出口顯著增加。

具體而言，農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)合作區(qū)依托東道國的農(nóng)業(yè)資源稟賦，園區(qū)建設(shè)需要較多的農(nóng)田、水利等工程投資。當?shù)剞r(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展不僅為中國企業(yè)供應了原材料和中間品，也為東道國企業(yè)提供了投資機會。東道國企業(yè)對當?shù)氐耐顿Y替代了對中國的直接投資，同時增加了對中國的進口需求。因此，農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)合作區(qū)表現(xiàn)出對OFDI、進口和出口的顯著促進，卻使IFDI有所減少。輕工產(chǎn)業(yè)合作區(qū)依托東道國的成本優(yōu)勢，園區(qū)建設(shè)不必進行工程投資，可以采用輸出管理、組織運營等方式。當?shù)剌p工產(chǎn)業(yè)的發(fā)展不僅吸引了東道國企業(yè)，使當?shù)赝顿Y擠占了對外直接投資，還吸引了中國企業(yè)，使當?shù)厣a(chǎn)和當?shù)劁N售替代了原材料、中間品進口和最終產(chǎn)品出口。因此，輕工產(chǎn)業(yè)合作區(qū)表現(xiàn)出對IFDI 的顯著減少，使進口和出口有所減少，卻使OFDI 有所增加。重工產(chǎn)業(yè)合作區(qū)依托東道國的礦產(chǎn)資源稟賦，園區(qū)建設(shè)需要較多的工礦工程投資。當?shù)刂毓ぎa(chǎn)業(yè)的發(fā)展激勵了東道國企業(yè)在中國開展市場尋求型直接投資，從而部分地減少了中國的進口需求，同時間接地擴充了中國的生產(chǎn)能力。因此，重工產(chǎn)業(yè)合作區(qū)表現(xiàn)出對OFDI 和IFDI 的顯著促進，使出口有所增加，卻使進口有所減少。商貿(mào)物流合作區(qū)依托東道國的區(qū)位優(yōu)勢，園區(qū)建設(shè)需要較多的鐵路、道路、水運等工程投資。物流運輸設(shè)施和技術(shù)的發(fā)展對中國和東道國之間的雙邊貿(mào)易有著直接的正向影響，而兩國緊密的貿(mào)易關(guān)系同樣會推動雙向投資的開展。因此，商貿(mào)物流合作區(qū)表現(xiàn)出對OFDI 和出口的顯著促進，也使IFDI 和進口有所增加。綜合產(chǎn)業(yè)合作區(qū)集中體現(xiàn)了各類合作區(qū)的共性，也突出反映了中國企業(yè)入駐合作區(qū)的資源尋求動機和效率尋求動機，基于此類動機的生產(chǎn)轉(zhuǎn)移對原材料和中間品的進口產(chǎn)生了替代作用。因此，綜合產(chǎn)業(yè)合作區(qū)表現(xiàn)出對OFDI、IFDI和出口的顯著促進，卻使進口有所減少。

六、研究結(jié)論與啟示

本文將合作區(qū)的建立作為沖擊，在準自然實驗的框架下，采用DID 方法識別了合作區(qū)的雙邊經(jīng)貿(mào)效應，并考察了不同類型合作區(qū)雙邊經(jīng)貿(mào)效應的異質(zhì)性，為全面總結(jié)合作區(qū)的建設(shè)成效提供了經(jīng)驗證據(jù)，同時也在一定程度上完善了現(xiàn)有合作區(qū)效應研究的體系。黨的十九屆五中全會指出，建設(shè)更高水平開放型經(jīng)濟新體制，提升對外開放平臺功能。結(jié)合研究結(jié)論，本文認為需要從以下三個方面進一步完善合作區(qū)的功能：第一，鑒于多數(shù)合作區(qū)普遍對OFDI 具有顯著的促進作用，應當繼續(xù)堅持合作區(qū)這一對外投資新模式，穩(wěn)步發(fā)展傳統(tǒng)園區(qū)、鞏固提升重點園區(qū)、創(chuàng)新發(fā)展新型園區(qū)。各類合作區(qū)應當堅持生產(chǎn)與生活并重、硬件和軟件并重，為入駐企業(yè)提供充足全面的基礎(chǔ)設(shè)施和高效集成的服務(wù)體系，全方位覆蓋政策咨詢、企業(yè)注冊、財稅管理、海關(guān)申報、風險管控等服務(wù)內(nèi)容，打造合作區(qū)有機服務(wù)生態(tài)，促進合作區(qū)高質(zhì)量發(fā)展。第二，鑒于少數(shù)合作區(qū)甚至對IFDI具有顯著的阻礙作用，應當充分發(fā)揮合作區(qū)高質(zhì)量合作平臺的作用，積極探索建立常態(tài)化的投資促進合作機制。各類合作區(qū)應當基于對東道國經(jīng)濟結(jié)構(gòu)和產(chǎn)業(yè)優(yōu)勢的了解，一方面深化與東道國相關(guān)部門、機構(gòu)和組織的會商合作，保持暢通密切的投資促進溝通渠道，另一方面推進與國內(nèi)各類園區(qū)的協(xié)同發(fā)展，搭建精準對接的投資促進交流平臺，助力國內(nèi)園區(qū)提升招商引資效能。第三，鑒于只有少數(shù)合作區(qū)對進口具有正向影響，還有少數(shù)合作區(qū)對出口具有負向影響，應當充分發(fā)揮合作區(qū)高水平開放平臺的作用，積極推動構(gòu)筑互利共贏的產(chǎn)業(yè)鏈供應鏈合作體系。各類合作區(qū)一方面應當積極為外商投資牽線搭橋，配合以外商投資促外貿(mào)的發(fā)展規(guī)劃，通過協(xié)助產(chǎn)業(yè)鏈供應鏈精準招商，帶動外貿(mào)產(chǎn)業(yè)鏈供應鏈暢通運轉(zhuǎn)，另一方面應當增強以對外投資促外貿(mào)的意識和能力，通過完善境外生產(chǎn)服務(wù)網(wǎng)絡(luò)帶動商品、服務(wù)、技術(shù)和標準出口，推動雙邊貿(mào)易和雙向投資協(xié)調(diào)發(fā)展，推進新發(fā)展格局構(gòu)建形成。

注釋：

①參見中國貿(mào)促會境外產(chǎn)業(yè)園區(qū)信息服務(wù)平臺：https://oip.ccpit.org。

②參見《境外經(jīng)濟貿(mào)易合作區(qū)考核辦法》：合作區(qū)是指在中華人民共和國境內(nèi)（不含香港、澳門和臺灣地區(qū)）注冊、具有獨立法人資格的中資控股企業(yè)（實施企業(yè)），通過在境外設(shè)立的中資控股的獨立法人機構(gòu)（建區(qū)企業(yè)），投資建設(shè)的基礎(chǔ)設(shè)施完備、主導產(chǎn)業(yè)明確、公共服務(wù)功能健全、具有集聚和輻射效應的產(chǎn)業(yè)園區(qū)。

③位于柬埔寨、尼日利亞、俄羅斯、塞拉利昂、越南和贊比亞等6個國家的合作區(qū)多達81家，平均每國13.5家，遠高于其余51個國家平均每國2.41 家的水平。因此將其剔除同樣有助于排除異常值的干擾。為了檢驗穩(wěn)健性，本文使用包括上述六國的樣本進行了估計，發(fā)現(xiàn)結(jié)果并未明顯改變。

④篇幅所限，未列出IFDI、進口和出口的檢驗結(jié)果，如有需要請向編輯部或作者索取。

⑤單純將coczi= 1賦予未建區(qū)國家無法改變其cocz_dit= 0的狀況（因為其postit= 0），因此在操作中是將（建區(qū)身份，建區(qū)時間）組合同時賦予隨機抽取的國家。

⑥篇幅所限，未列出IFDI、進口和出口的檢驗結(jié)果，如有需要請向編輯部或作者索取。

⑦篇幅所限，未列出平衡性檢驗的具體結(jié)果，如有需要請向編輯部或作者索取。

⑧其中，fta和bit為虛擬變量，與中國存在協(xié)定則取值為1，否則取值為0，數(shù)據(jù)來源于中國自由貿(mào)易區(qū)服務(wù)網(wǎng)和UNCTAD IIA Database，以協(xié)定生效時間為準；計算制度差異（Habib 和Zurawicki，2002）所需的全球治理指標數(shù)據(jù)來源于WB Worldwide Gover‐nance Indicators；其余控制變量數(shù)據(jù)均來源于WB World Development Indicators。

⑨科技研發(fā)合作區(qū)的樣本量過少，因此不予討論。

⑩為了檢驗穩(wěn)健性，本文使用SCM樣本進行了估計，發(fā)現(xiàn)結(jié)果沒有明顯區(qū)別。