劉文革，何彤彤

(遼寧大學 國際經(jīng)濟政治學院，沈陽 110000)

一、引言

進入21世紀以來，中國繼續(xù)推行一系列擴大對外開放的政策，對外直接投資從2002年的27億美元上升至2020年的1537.1億美元，2020年對外投資流量更是突破性躍居世界第一，實現(xiàn)從引進來到雙向投資并駕齊驅(qū)的轉(zhuǎn)變。但在全球經(jīng)濟復蘇動能不足、投資保護主義抬頭和中美經(jīng)貿(mào)摩擦持續(xù)升級的挑戰(zhàn)下，中國對外投資流量和同比增速出現(xiàn)明顯下降(見圖1)。對外投資是中國構建雙循環(huán)格局的重要環(huán)節(jié)，如何調(diào)整發(fā)展戰(zhàn)略暢通經(jīng)濟外循環(huán)是急需解決的現(xiàn)實問題。黨的十九屆六中全會通過的《決議》明確提出，建設自由貿(mào)易試驗區(qū)和海南自由貿(mào)易港，推動規(guī)則、規(guī)制、管理、標準等制度型開放，形成更大范圍、更寬領域、更深層次對外開放格局。制度開放成為提升國際競爭力、鞏固現(xiàn)有國際市場成果的有效手段(趙偉洪、張旭，2022)[1]。因此，考察自由貿(mào)易試驗區(qū)建設與企業(yè)對外直接投資的關系，不僅可以明確自貿(mào)區(qū)設立的投資效應，還能夠為制度型開放、經(jīng)濟雙循環(huán)等經(jīng)濟政策提供理論支撐，具有理論和現(xiàn)實的雙重意義。

對于影響對外投資的因素，學者已經(jīng)進行了多維度研究，主要包括四個方面：一是東道國環(huán)境，包括制度環(huán)境、法律制度、投資壁壘、營商環(huán)境便利化等(瞿霞等，2022[2];王剛等，2021[3];張夏、汪亞楠，2020[4];郭衛(wèi)軍、黃繁華，2020[5])；二是母國的特定優(yōu)勢。母國作為企業(yè)生存環(huán)境的締造者，不僅能夠為企業(yè)提供對外投資的基本條件，還可以通過產(chǎn)業(yè)政策、制度改革、外交等方式為企業(yè)提供外部競爭優(yōu)勢(裴長洪、鄭文，2011)[6]。以產(chǎn)業(yè)制度為例，產(chǎn)業(yè)政策能夠提升外部資本的合作意向和深度，緩解企業(yè)融資約束，提高企業(yè)對外投資競爭優(yōu)勢(洪俊杰、張宸妍，2020[7];逯東、宋昕倍，2022[8])；三是雙邊因素，包括雙邊匯率、雙邊政治關系等(王金波，2019[9];陳琳等，2020[10])；四是企業(yè)異質(zhì)性，包括技術前沿化、知識資本、融資約束等(孫浦陽等，2020[11];楊連星等，2020[12];葛順奇等，2022[13])。

與本文研究最密切的是母國特定優(yōu)勢。母國制度條件的變化是影響企業(yè)對外直接投資的重要因素(楊柳、潘鎮(zhèn)，2020)[14]。中國經(jīng)濟現(xiàn)行的發(fā)展方式存在比較優(yōu)勢喪失和報酬遞減的問題，在構建全新對外開放格局中，政府可以通過制度創(chuàng)新發(fā)揮母國優(yōu)勢，為企業(yè)國際化提供競爭力(楊洋、黃寧，2021)[15]。有學者從擴大對外開放視角對母國優(yōu)勢進行研究，提出服務業(yè)開放能夠提升企業(yè)GVC(趙偉洪、張旭，2022)[1]和生產(chǎn)率(侯欣裕等，2018[16];王晶晶等，2022[17])，增強企業(yè)國際化競爭優(yōu)勢。蘇二豆、薛軍(2022)[18]探究服務業(yè)開放與對外直接投資模式的關系，研究結(jié)果顯示，服務業(yè)外資開放通過提高生產(chǎn)技術水平和組織管理水平提升跨國并購概率。還有學者從深化改革視角，關注政策改革能否促進企業(yè)對外直接投資。錢曉東(2018)[19]利用雙重差分方法分析“營改增”政策對企業(yè)投資效率的影響，結(jié)果表明“營改增”政策有效緩解企業(yè)融資約束，整體上提高了企業(yè)對外投資效率。洪俊杰、張宸妍(2020)[20]認為良好的金融財稅政策能有效緩解融資問題從而促進企業(yè)對外直接投資。已有研究表明深化改革、擴大開放的制度創(chuàng)新能夠有效促進企業(yè)對外投資，那么，自由貿(mào)易試驗區(qū)作為制度型開放的排頭兵在企業(yè)對外投資中發(fā)揮何種作用呢？已有研究鮮有涉及。

基于此，本文利用上市公司數(shù)據(jù)驗證自由貿(mào)易試驗區(qū)設立對企業(yè)對外直接投資的影響。相比已有研究，本文可能的邊際貢獻如下：(1) 本文從母國制度的視角，檢驗母國制度變化對新興經(jīng)濟體企業(yè)國際化的影響，有助于傳統(tǒng)國際投資理論的進一步完善。(2)現(xiàn)有自貿(mào)區(qū)投資效應研究主要關注其對FDI的吸引作用，鮮少涉及自貿(mào)區(qū)與OFDI關系(司春曉等，2021[21];韓瑞棟、薄凡，2019[22])。本文利用企業(yè)對外直接投資的微觀數(shù)據(jù)，檢驗自貿(mào)區(qū)設立對企業(yè)“走出去”的影響，為制度型開放提供可靠依據(jù)。(3)本文進一步分析自貿(mào)區(qū)投資效應的異質(zhì)性、作用機制以及與“一帶一路”的戰(zhàn)略聯(lián)動效應，有助于政府有的放矢地進一步推進自由貿(mào)易試驗區(qū)建設。

資料來源：《2020年度中國對外直接投資統(tǒng)計年鑒》圖1 2002—2020年中國對外直接投資流量

二、理論分析與研究假設

為順應世界經(jīng)濟的深刻變革，黨的十九屆五中全會提出“建設更高水平開放型經(jīng)濟新體制”，而制度型開放是新型經(jīng)濟體制的核心內(nèi)容。在一些有條件的片區(qū)設立自由貿(mào)易試驗區(qū)，能夠為制度型開放提供可靠經(jīng)驗。目前，自由貿(mào)易試驗區(qū)形成了“1+3+7+1+6+3”的空間格局，21個自由貿(mào)易試驗區(qū)有序分布在東部、中部和西部地區(qū)，形成對外開放的前沿陣地。

傳統(tǒng)國際投資理論以發(fā)達國家和地區(qū)的跨國公司為研究對象，假定跨國公司處于一種相對穩(wěn)定的、市場化的制度環(huán)境中，將母國對企業(yè)國際化的支持當作隱含的前提條件(Peng et al.，2008)[23]。然而，新興經(jīng)濟體跨國投資的不斷涌現(xiàn)使得學者們開始重新考察國際投資理論的適用性，傳統(tǒng)投資理論符合跨國投資的基本規(guī)律但忽略了母國在企業(yè)國際化過程中發(fā)揮的重要作用(裴長洪、鄭文，2011)[6]?！皦艛鄡?yōu)勢理論”、“邊際產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移論”等傳統(tǒng)投資理論強調(diào)自身優(yōu)勢是企業(yè)進行國際化的核心動力，按照這種說法，新興經(jīng)濟體的企業(yè)很難通過自身獲得優(yōu)勢，將在國際投資領域處于支配地位，這顯然與中國投資迅猛發(fā)展的現(xiàn)狀不符。那么，新興經(jīng)濟體企業(yè)的優(yōu)勢來源于何處？Luo & Wang(2012)[24]和Gaur等(2018)[25]指出對于新興經(jīng)濟體企業(yè)，由于缺乏足夠的國際化知識和經(jīng)驗，母國因素是他們國際化優(yōu)勢的重要來源。Dau(2012)[26]以拉丁美洲企業(yè)為研究對象，發(fā)現(xiàn)發(fā)展中國家制度改革能夠?qū)ζ髽I(yè)跨國經(jīng)營產(chǎn)生影響，改革通過減少制度缺陷和增加國內(nèi)競爭促進企業(yè)跨國經(jīng)營。Sun等(2015)[27]發(fā)現(xiàn)，制度開放是一些中國企業(yè)國際化的背后原因。綜上研究，我們認為企業(yè)的優(yōu)勢既可以來自自身與東道國，也可以來自母國。自由貿(mào)易試驗區(qū)作為制度型開放的排頭兵自設立便在金融制度、貿(mào)易便利化、投資便利化、政府監(jiān)管和法制化建設等方面進行制度創(chuàng)新(毛艷華，2018)[28]，可以通過兩條途徑為所在片區(qū)企業(yè)提供母國制度支持，進而影響企業(yè)對外直接投資：一是降低企業(yè)融資約束；二是提高企業(yè)生產(chǎn)技術水平。

(一)降低企業(yè)融資約束

降低企業(yè)融資約束主要體現(xiàn)在金融制度改革方面。自貿(mào)區(qū)主要在資本項目開放、金融服務業(yè)對外開放、利率市場化等領域進行金融制度改革。資本項目開放是指放松對跨境資本流動的監(jiān)管與限制，自由貿(mào)易賬戶是其中的重要舉措。自由貿(mào)易賬戶遵循“一線放開、二線管住”的原則，實現(xiàn)不同貨幣之間自由匯劃，推動跨境資金便利流通。資本項目開放能夠有效緩解企業(yè)融資約束(焦成煥，2020[29];Chan et al，2012[30])。以上海為例，上海自貿(mào)區(qū)創(chuàng)新應用自由貿(mào)易賬戶，搭建全功能型跨境雙向人民幣資金池，提高企業(yè)跨境融資便利化水平，截至2019年底，上海自由貿(mào)易賬戶系統(tǒng)獲得本幣外幣境外融資總額高達1.7萬億元。資本項目開放通過金融信貸、商業(yè)信用和股權融資三種融資渠道緩解企業(yè)融約束(羅子嫄、靳玉英，2018)[31]。除資本項目開放外，自貿(mào)區(qū)簡化市場準入，豐富金融服務主體，擴寬企業(yè)融資渠道。深圳前海蛇口片區(qū)降低港資金融機構進入內(nèi)地市場門檻，在CEPA框架下實現(xiàn)金融業(yè)對港全面開放。融資約束是企業(yè)對外直接投資固定成本的重要組成部分，降低企業(yè)融資約束能夠促進企業(yè)對外直接投資(劉莉亞等，2015)[32]

(二)提高企業(yè)生產(chǎn)技術水平

自貿(mào)區(qū)提高企業(yè)生產(chǎn)技術水平主要體現(xiàn)在以負面清單制度和準入前國民待遇為核心的投資便利化。負面清單制度極大提升市場透明度，降低投資門檻并提升營商環(huán)境，提高外商直接投資水平(李蕊等，2021)[33]，根據(jù)溢出效應理論，外商投資通過行業(yè)內(nèi)和行業(yè)間兩個維度提高企業(yè)全要素生產(chǎn)率(王濱，2010)[34]。除此之外，自貿(mào)區(qū)自建立以來就十分重視服務業(yè)對外開放，2013年負面清單共95條，服務業(yè)的限制類和禁止類條目到2018年僅剩31條，服務業(yè)對外開放度逐步提升(馮凱、李榮林，2019)[35]。自貿(mào)區(qū)依靠負面清單制度有序擴大服務業(yè)開放，加快中國企業(yè)技術結(jié)構升級。侯欣裕等(2018)[16]基于服務業(yè)中間品廠商定價策略，分析放松服務業(yè)外資管制與下游企業(yè)生產(chǎn)率的關系，發(fā)現(xiàn)服務業(yè)開放有助于下游企業(yè)生產(chǎn)率的提升，但隨著開放程度加深邊際促進作用也逐漸減弱。蘇二豆、薛軍(2022)[18]從外資管制視角，證實服務業(yè)外資開放能夠通過提高生產(chǎn)技術水平和組織管理水平提高下游企業(yè)海外并購概率。根據(jù)Helpman模型，生產(chǎn)率越高的企業(yè)對外直接投資的可能性越大。

自由貿(mào)易試驗區(qū)通過制度創(chuàng)新在多維度為企業(yè)提供母國支持，通過降低企業(yè)融資約束和提高企業(yè)生產(chǎn)技術水平促進企業(yè)對外直接投資。綜上所述，提出如下假設：

假設1：自由貿(mào)易試驗區(qū)的設立能夠促進企業(yè)對外直接投資。

假設2：自由貿(mào)易試驗區(qū)通過降低融資約束和提高企業(yè)生產(chǎn)技術水平兩個渠道促進企業(yè)對外直接投資。

“一帶一路”倡議和自由貿(mào)易試驗區(qū)都是中國擴大對外開放的重要戰(zhàn)略，兩者之間能否發(fā)揮戰(zhàn)略聯(lián)動從而暢通中國經(jīng)濟外循環(huán)？設施聯(lián)通是“一帶一路”政策的重要領域。黃友星等(2022)[36]探究交通基礎設施布局與企業(yè)對外直接投資區(qū)位選擇之間的關系，實證結(jié)果顯示中國在海外的交通基礎設施布局能夠促進企業(yè)對外直接投資?；A設施通過降低成本和提高收益兩個渠道促進企業(yè)對外直接投資。中歐班列是聯(lián)通中國與“一帶一路”沿線國家的重要鐵路設施，中歐班列的開通提升了企業(yè)對“一帶一路”沿線國家的投資效率(李佳、閔悅，2022)[37]。重慶、四川、西安等自貿(mào)區(qū)都已開設中歐班列，能夠為自貿(mào)區(qū)內(nèi)企業(yè)“走出去”提供巨大空間和便利。與此同時，自貿(mào)區(qū)通過功能定位為“一帶一路”提供服務支撐，可以有效推進與“一帶一路”國家的經(jīng)貿(mào)合作和制度融合，降低企業(yè)投資風險。河南和重慶自貿(mào)區(qū)功能定位“服務于‘一帶一路’建設現(xiàn)代綜合交通樞紐”，福建自貿(mào)區(qū)強調(diào)“建設21世紀海上絲綢之路核心區(qū)”，各自貿(mào)區(qū)憑借地緣優(yōu)勢和制度創(chuàng)新有效降低“一帶一路”沿線跨境貿(mào)易投資成本，服務支撐“一帶一路”戰(zhàn)略。

綜上所述，提出假設3。

假設3：自由貿(mào)易試驗區(qū)和“一帶一路”具有戰(zhàn)略聯(lián)動作用，自由貿(mào)易試驗區(qū)的設立能夠促進企業(yè)對“一帶一路”沿線國家進行直接投資。

三、模型設定與數(shù)據(jù)說明

(一)模型構建

前文理論分析顯示，自由貿(mào)易試驗區(qū)的設立可能影響該地區(qū)企業(yè)對外投資行為。因此，利用上市公司數(shù)據(jù)，采用漸進式雙重差分，以自由貿(mào)易試驗區(qū)設立為準自然實驗，考察其對中國企業(yè)對外直接投資的影響。借鑒Beck等(2010)[38]的做法，構建如下雙重差分模型：

ofdiijtp=β0+β1FTZit+β2Xit+γj+μt+τp+εit

(1)

其中，下標i、j、t、p分別表示企業(yè)、行業(yè)、時間和城市。ofdiijtp為被解釋變量，表示企業(yè)是否進行對外直接投資；FTZit為解釋變量，系數(shù)β1代表自由貿(mào)易試驗區(qū)設立對企業(yè)對外投資的凈效應，β1大于零且數(shù)值越大代表正效應越強，即自貿(mào)區(qū)的設立顯著促進企業(yè)對外直接投資，否則相反；Xit表示控制變量集合?？刂谱兞考习ㄒ韵伦兞浚浩髽I(yè)年齡(AGE)、企業(yè)規(guī)模(SIZE)、要素密集度(CAP)、所有權性質(zhì)(OWNER)、利潤(PROFIT)。γj、μt和τp分別表示行業(yè)固定效應、時間固定效應和城市固定效應。β0和εit分別表示常數(shù)項和隨機擾動項。

(二)變量含義

1.被解釋變量

是否進行對外直接投資(ofdiijtp)。如果企業(yè)i在t年進行了對外直接投資則賦值為1，否則賦值為0。

2.解釋變量

自由貿(mào)易試驗區(qū)的設立(FTZit)。本文采用片區(qū)所在城市來劃分處理組和對照組。將上市公司注冊地為自貿(mào)區(qū)設立片區(qū)的公司作為處理組，其他為對照組。對于自貿(mào)區(qū)實施年份，根據(jù)當年受沖擊月份衡量，若受沖擊月份大于6個月則當年及以后年份設為實施年，若受沖擊月份小于6個月則下一年及以后年份設為實施年，因此共5批次自貿(mào)區(qū)在研究范圍內(nèi)。FTZit在處理組受政策沖擊時賦值為1，其他情況賦值為0。

3．控制變量

參考已有研究，本文選取如下控制變量：(1) 企業(yè)年齡(AGE),利用觀測年度減去企業(yè)成立年份加1的自然對數(shù)來衡量；(2) 企業(yè)規(guī)模(SIZE)，利用員工人數(shù)加1取自然對數(shù)衡量；(3) 要素密集度(CAP), 利用企業(yè)固定資產(chǎn)與企業(yè)員工總數(shù)比值來衡量；(4) 所有權性質(zhì)(OWNER),國有企業(yè)賦值為1，其他賦值為0；(5)利潤(PROFIT),利用企業(yè)凈利潤取自然對數(shù)來衡量?？刂谱兞繑?shù)據(jù)來源為國泰安數(shù)據(jù)庫，描述性統(tǒng)計如表1。

(三)數(shù)據(jù)說明

本文選取2009—2020年滬深A股上市公司為研究樣本，并對上市公司數(shù)據(jù)進行如下預處理：(1)刪除ST、ST*和PT公司樣本。(2)刪除有重要財務指標缺失和員工人數(shù)少于10的企業(yè)樣本。上市公式數(shù)據(jù)均來自國泰安數(shù)據(jù)庫。

對外直接投資數(shù)據(jù)來自BVD(Zephyr)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫和上市公司年報。Zephyr數(shù)據(jù)庫統(tǒng)計了全球并購數(shù)據(jù)，包含企業(yè)名稱、股票代碼、金額等一系列詳細數(shù)據(jù)。根據(jù)該數(shù)據(jù)庫數(shù)據(jù)，本文收集了中國上市公司海外并購數(shù)據(jù)(1)包括對中國香港企業(yè)并購。，并進行如下處理：(1)剔除收購狀態(tài)為rumor和并購時間無法確定的數(shù)據(jù)。(2)依據(jù)上市公司年報對相關數(shù)據(jù)進行核實和補充，并對無法核實數(shù)據(jù)進行剔除。(3)將同年多次海外并購的金額進行相加處理。(4)根據(jù)股票代碼將對外直接投資數(shù)據(jù)與上市公司基本數(shù)據(jù)進行匹配。

表1 描述性統(tǒng)計

四、實證分析

(一)基準結(jié)果分析

本文根據(jù)漸進性雙重差分模型實證檢驗自由貿(mào)易試驗區(qū)設立對企業(yè)對外直接投資的影響，回歸結(jié)果如表2。結(jié)果顯示，自由貿(mào)易試驗區(qū)設立顯著促進企業(yè)對外直接投資，雙重差分項系數(shù)顯著且正負號保持一致。具體來看，(1)列未加入控制變量和固定效應。(2)列未加入控制變量，僅控制時間固定效應、行業(yè)固定效應和城市固定效應。(3)列和(4)列在控制固定效應的基礎上依次加入控制變量。實證結(jié)果顯示ofdiijtp在1%水平下顯著為正，即自由貿(mào)易試驗區(qū)的設立能夠促進企業(yè)對外直接投資，驗證了假設1成立。

表2 基準回歸結(jié)果

表2(續(xù))

(二)平行趨勢檢驗

本文采用雙重差分方法檢驗自由貿(mào)易試驗區(qū)的設立對企業(yè)對外直接投資的影響，但雙重差分法(DID)使用的一個重要前提條件是樣本必須滿足平行趨勢假設，即假設處理組未受政策干預時的變化趨勢與對照組一致。為檢驗處理組與對照組在處理前的趨勢是否平行且不存在顯著性差異，借鑒Liu等(2016)[39]的研究方法，構建如下所示的事件研究計量模型對平行趨勢進行檢驗：

(2)

其中，F(xiàn)TZi,t-σ是一個虛擬變量，如果企業(yè)i所在城市在t-σ期建立自由貿(mào)易試驗區(qū)，則取1，否則為0。受到圖幅的限制，本文將自貿(mào)區(qū)設立前3年以上的各期歸并到前3年、自貿(mào)區(qū)設立后3年以上的各期歸并到第3年，并以自貿(mào)區(qū)設立前3年作為基期。圖2為分析結(jié)果。從結(jié)果來看，自貿(mào)區(qū)設立前FTZit的回歸系數(shù)均不顯著，說明在自貿(mào)區(qū)設立前實驗組和對照組的對外直接投資變化趨勢并無顯著差異。因此，處理組與控制組在沖擊前不具有顯著差異，樣本通過了雙重差分需要的平行趨勢檢驗。

圖2 平行趨勢檢驗

(三)穩(wěn)健性檢驗

1.基于PSM-DID模型的穩(wěn)健性檢驗

自由貿(mào)易試驗區(qū)的選擇并不是隨機的，為解決樣本選擇性偏差問題，本文通過PSM-DID模型對實證結(jié)果進行穩(wěn)健性檢驗。選用企業(yè)資產(chǎn)、所有權性質(zhì)、資產(chǎn)負債率、利潤和企業(yè)規(guī)模作為協(xié)匹配變量，采用1∶1最近鄰模型為處理組企業(yè)匹配到最接近的對照組樣本。表3為PSM后的平衡性檢驗結(jié)果，結(jié)果顯示經(jīng)過匹配各協(xié)變量標準化偏差均小于5%且不顯著，即匹配消除了處理組和對照組的企業(yè)特征差異。利用匹配后數(shù)據(jù)進行雙重差分檢驗，實證結(jié)果見表4中(1)列，實證結(jié)果顯示，自由貿(mào)易試驗區(qū)設立促進企業(yè)對外直接投資，基準回歸結(jié)果未發(fā)生顯著變化，證明基準回歸結(jié)果具有穩(wěn)健性。

表3 傾向得分匹配平衡檢驗結(jié)果

2.其他穩(wěn)健性檢驗

除采用PSM-DID進行穩(wěn)健性檢驗外，為確保假設1得到充分驗證，本文還基于以下方法進行穩(wěn)健性檢驗：第一，變換被解釋變量。變換一個同樣能夠衡量企業(yè)對外直接投資水平的變量，如果實證結(jié)果一致就能有效支持前文研究結(jié)論。本文考慮將企業(yè)是否進行對外直接投資替換為從次數(shù)和金額上反映企業(yè)對外直接投資水平的變量—企業(yè)i在t年對外直接投資的次數(shù)和投資金額的自然對數(shù)。實證結(jié)果見表4中(2)列和(3)列。第二，改變估計方法。本文被解釋變量ofdiijtp的取值為0和1，根據(jù)數(shù)據(jù)特點本文采用Logit方法進行估計。實證結(jié)果見表4中(4)列。第三，更改樣本。由于2019年新設立的山東、江蘇、廣西、河北、云南、黑龍江6個自由貿(mào)易試驗區(qū)成立時間過短，可能對企業(yè)影響并未顯現(xiàn)，從而影響實證結(jié)果的有效性，因此剔除這6個自貿(mào)區(qū)所在城市的企業(yè)并重新進行估計。實證結(jié)果見表4中(5)列。第四，采用聚類穩(wěn)健標準誤。為控制擾動項可能存在的自相關問題，對標準誤在企業(yè)層面進行聚類調(diào)整。實證結(jié)果見表4中(6)列。上述各穩(wěn)健性檢驗的結(jié)果顯示，F(xiàn)TZit系數(shù)β1依舊顯著為正，自由貿(mào)易試驗區(qū)的設立的確促進企業(yè)對外直接投資，進一步支持基準回歸結(jié)論。

表4 穩(wěn)健性檢驗結(jié)果

五、機制檢驗與異質(zhì)性分析

(一)機制檢驗

結(jié)合前文理論機制分析，本文進一步從融資約束和生產(chǎn)技術水平兩個渠道出發(fā)，檢驗自由貿(mào)易試驗區(qū)設立對企業(yè)對外直接投資影響的機制與路徑。本文參照李蕊等(2021)[33]的方法，運用調(diào)節(jié)效應對自貿(mào)區(qū)的影響機制進行檢驗。

ofdiijtp=β0+β1FTZit×FCit+β2Xit+γj+μt+τp+εit

(3)

ofdiijtp=β0+β1FTZit×TFPit+β2Xit+γj+μt+τp+εit

(4)

在實證研究中融資約束的測度可以采用單一指標或綜合指標。在單一指標的研究中學者從現(xiàn)金流與投資關系、利息支出占比、債務比例等角度進行測度。在綜合指標中，學者構建出KZ指數(shù)、WW指數(shù)、FC指數(shù)、SA指數(shù)等一系列指標。本文參考顧雷雷等(2020)[40]的方法，選擇FC指數(shù)衡量融資約束，F(xiàn)C越大融資約束問題越嚴重。表5為實證結(jié)果，表5中(1)列和(2)列為融資約束的回歸結(jié)果。(1)列僅控制固定效應未加入控制變量，F(xiàn)TZit*FCit的回歸系數(shù)為-0.049，通過了1%的顯著性檢驗。(2)列在控制固定效應的基礎上加入控制變量，F(xiàn)TZit*FCit的回歸系數(shù)為-0.037，依然通過了1%的顯著性檢驗。實證結(jié)果說明融資約束大小與自貿(mào)區(qū)對企業(yè)對外直接投資推動作用呈負相關，融資約束越小越有利于促進企業(yè)對外直接投資。即自由貿(mào)易試驗區(qū)通過金融改革，放松資本流動監(jiān)管和金融服務相關行業(yè)限制，降低企業(yè)融資約束從而促進企業(yè)對外直接投資。

表5中(3)列和(4)列為生產(chǎn)技術水平的回歸結(jié)果。參照蘇二豆和薛軍(2022)[18]的做法，采用企業(yè)全要素生產(chǎn)率(TFP)衡量企業(yè)生產(chǎn)技術水平，并采用LP方法進行估計。(3)列僅控制固定效應未加入控制變量，F(xiàn)TZit*TFPit的回歸系數(shù)為0.006，通過了1%的顯著性檢驗。(2)在控制固定效應的基礎上加入控制變量，F(xiàn)TZit*TFPit的回歸系數(shù)為0.004，通過了5%的顯著性檢驗。實證結(jié)果證明生產(chǎn)技術水平能夠強化自貿(mào)區(qū)設立對企業(yè)對外直接投資的促進作用。即自由貿(mào)易試驗區(qū)通過以負面清單為核心投資便利化改革，吸引外商直接投資和服務業(yè)開放，提高企業(yè)生產(chǎn)技術水平從而促進企業(yè)對外直接投資。以上實證結(jié)果驗證了假設2。

表5 作用機制回歸結(jié)果

(二)異質(zhì)性分析

1.企業(yè)所有制異質(zhì)性

按照企業(yè)所有權的差異性，將企業(yè)分為國有企業(yè)和民營企業(yè)。國有企業(yè)是中國對外直接投總額的重要組成部分，但近年來民營企業(yè)占中國對外非金融類投資的份額逐年遞增，已經(jīng)成為不可忽視的力量(王寶成等，2022)[41]。表6為企業(yè)所有權異質(zhì)性回歸結(jié)果，研究結(jié)果顯示自由貿(mào)易試驗區(qū)設立顯著推動民營企業(yè)對外直接投資，而國有企業(yè)并未通過顯著性檢驗。究其可能原因如下：第一，國有企業(yè)在對外直接投資過程中主要面臨競爭中立性問題(王寶成等，2022)[41]，并不完全符合典型的異質(zhì)性企業(yè)模型；第二，對于民營企業(yè)，融資約束是企業(yè)進行對外直接投資面臨的首要問題(宮旭紅、任颋，2017)[42]。自貿(mào)區(qū)的金融改革為民營企業(yè)提供更寬松的融資環(huán)境，大幅度降低企業(yè)對外直接投資的固定成本，從而對企業(yè)對外直接投資產(chǎn)生顯著影響，相比之下，國有企業(yè)具有更多的融資渠道；第三，國有企業(yè)對外直接投資主要集中在能源、基礎設施和基礎材料方面，具有壟斷優(yōu)勢。民營企業(yè)面臨更激烈的市場競爭環(huán)境，需要提升企業(yè)生產(chǎn)技術能力增強企業(yè)競爭力，自貿(mào)區(qū)設立能夠?qū)γ駹I企業(yè)國際化發(fā)揮更顯著的作用。

表6 異質(zhì)性與聯(lián)動作用回歸結(jié)果

2．行業(yè)異質(zhì)性

《2020年度中國對外直接投資統(tǒng)計公報》顯示，中國2020年對外投資并購行業(yè)前5名分別為電力/熱力/燃氣及水的生產(chǎn)和供應業(yè)、制造業(yè)、交通運輸/倉儲和郵政業(yè)、采礦業(yè)和信息傳輸/ 軟件和信息技術服務業(yè)。2020年末第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)占對外直接投資存量的20.9%和78.6%?；诖?，本文對第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)企業(yè)進行分組回歸，探究自由貿(mào)易試驗區(qū)設立對不同行業(yè)影響的差異。表6為行業(yè)異質(zhì)性回歸結(jié)果，回歸結(jié)果顯示自由貿(mào)易試驗區(qū)設立對第二產(chǎn)業(yè)提升作用顯著，但對第三產(chǎn)業(yè)作用尚不顯著。戴翔(2014)[43]研究發(fā)現(xiàn)制造業(yè)企業(yè)對外直接投資的生產(chǎn)率符合典型的異質(zhì)性企業(yè)模型，但生產(chǎn)率對服務業(yè)企業(yè)對外直接投資影響并不顯著，這使得自貿(mào)區(qū)能夠通過提高生產(chǎn)技術水平促進第二產(chǎn)業(yè)企業(yè)對外直接投資，但對第三產(chǎn)業(yè)作用并不明顯。

3．區(qū)域異質(zhì)性

自由貿(mào)易試驗區(qū)在空間布局上有序地分布在東部、中部和西部地區(qū)，組成全面對外開放的前沿地帶。基于自貿(mào)區(qū)的分布，本文對東部、中部和西部樣本進行分組回歸。表6為區(qū)域異質(zhì)性回歸結(jié)果，實證結(jié)果表明自由貿(mào)易試驗區(qū)對東部地區(qū)企業(yè)對外直接投資促進作用顯著，對中部和西部地區(qū)的作用并不明顯。

(三)自由貿(mào)易試驗區(qū)與“一帶一路”的聯(lián)動效應

“一帶一路”和自貿(mào)區(qū)都是擴大對外開放的重大戰(zhàn)略，兩者是否會產(chǎn)生戰(zhàn)略聯(lián)動效應？本文構建如下三重差分模型進行實證分析：

ofdiijtp=β0+β1DIDit+β2Xit+γj+μt+τp+εit

(5)

其中Dit=FTZit*Tbriit,若企業(yè)i在t年對外直接投資的目的國含有“一帶一路”沿線國家則Tbriit賦值為1，否則賦值為0。其他變量含義與上文設定相同。實證結(jié)果見表6,結(jié)果顯示自由貿(mào)易試驗區(qū)的設立促進企業(yè)對“一帶一路”國家進行對外直接投資,即自由貿(mào)易試驗區(qū)與“一帶一路”政策具有戰(zhàn)略聯(lián)動效應，驗證了假設3成立。

六、結(jié)論與啟示

以2009—2020年A股上市公司為研究樣本，基于漸進雙重差分方法對自由貿(mào)易試驗區(qū)與企業(yè)對外直接投資之間的關系及內(nèi)在機制進行實證檢驗，得到以下結(jié)論：第一，基準回歸結(jié)果表明自由貿(mào)易試驗區(qū)的設立促進企業(yè)對外直接投資，實證結(jié)果通過有效性檢驗和穩(wěn)健性檢驗。第二，自由貿(mào)易試驗區(qū)通過緩解企業(yè)融資約束和提高企業(yè)生產(chǎn)技術水平兩個渠道推動企業(yè)對外直接投資。第三，異質(zhì)性結(jié)果表明，自貿(mào)區(qū)設立對民營企業(yè)、第二產(chǎn)業(yè)和東部地區(qū)的企業(yè)促進作用更加顯著。第四，三重差分模型檢驗結(jié)果顯示自由貿(mào)易試驗區(qū)與“一帶一路”倡議具有戰(zhàn)略聯(lián)動作用，自貿(mào)區(qū)能夠提升企業(yè)對“一帶一路”沿線國家投資。

基于以上研究結(jié)論，提出以下政策建議：首先，企業(yè)應抓住自由貿(mào)易試驗區(qū)的制度紅利，實現(xiàn)高質(zhì)量走出去。實證結(jié)果證實自由貿(mào)易試驗區(qū)的設立的確能夠為企業(yè)提供母國制度優(yōu)勢，企業(yè)應利用好這一優(yōu)勢在全球范圍內(nèi)有效配置資源。其次，關注中西部地區(qū)自貿(mào)區(qū)發(fā)展。目前東部地區(qū)自貿(mào)區(qū)建設已經(jīng)取得顯著效果，在進一步擴容的過程中應關注中西部地區(qū)制度創(chuàng)新的獨特性，更有效地發(fā)揮自貿(mào)區(qū)的制度優(yōu)勢。最后，“一帶一路”沿線國家具有不同的資源與市場特點，自貿(mào)區(qū)在與“一帶一路”對接過程中應尋找更加匹配的產(chǎn)業(yè)合作，進一步發(fā)揮自貿(mào)區(qū)與“一帶一路”倡議的戰(zhàn)略聯(lián)動。