双边投资协定促进中国对外直接投资了吗?——基于多维度的视角

王 光,林长松,代 睿

(1.中国财政科学研究院,北京 100142;2.首都经济贸易大学 城市经济与公共管理学院，北京 100070;3.首都师范大学 管理学院,北京 100048)

引 言

自1982年中瑞生效第一份中外双边投资协定(BIT)以来，中国BIT的实践经历了四个阶段，前两个阶段处于中国积极吸引外资与参与“南南合作”的背景之中，从第三阶段开始，中国的BIT实践是在积极参与国际经济合作的进程中进行的(王光等，2019)[1]。这一时期，中国开始将“走出去”作为国家战略，特别是加入WTO后，中国企业在这一阶段加快了对外投资的速度，扩大了对外投资的规模。近20年的发展，中国逐步成为全球重要的资本输出国。2003—2015年中国对外直接投资实现连续13年快速增长，年均增幅高达35.9%；2014年中国实际对外投资额超过吸引外资额，历史上首次成为对外净投资国；2015年中国对外直接投资创下1 456.7亿美元的历史新高，占到全球流量份额的9.9%，首次位列世界第二，中国对外直接投资存量占全球外国直接投资流出存量的份额由2002年的0.4%提升至4.4%，排名由第25位上升至第8位；2016年中国企业对外直投资接依旧保持强劲势头，投资额达1 832亿美元，同比增长25.8%，目前仅次于美国。

理论上讲，BIT具有促使东道国为母国投资者提供稳定、透明、可预期的投资环境，投资者对东道国的投资环境也就有了可预期判断的基础，进而促进外商直接投资活动。从实践层面看，中国企业大规模走出去的阶段正值中国BIT从早期以投资保护为主到开始积极推进投资自由化的转变，这一时期中国对外签订并生效的BIT标准较高，与此同时也较为集中地更新BIT的版本，进一步提升对投资及投资者的保护与待遇水平(王光等，2019)[1]。作为全球重要的资本输出国，通过积极参与国际投资规则的谈判与制定，完善升级当前双边投资协定，以实现“减少东道国对中国企业投资活动的干预，增强东道国投资自由化，提高东道国投资环境的稳定性和可预测性，降低中国企业对外投资的成本，加强对本国企业境外投资利益保护”之目的，是中国当前的现实需求。基于此背景，针对这一时期双边投资协定对中国对外直接投资的影响研究，将对未来中国双边投资协定的实践有重要的参考价值。

国内已有相关文献对该问题进行了初步研究，但这些研究多聚焦于双边投资协定与东道国制度环境之间的交互效应(王光等，2018)[2]，并没有关注到中国BIT之间的异质性问题。杨宏恩等(2016)[3]构建了中国BIT指数，对不同BIT之间的差异性进行了量化并研究了这些差异性对中国对外投资存量规模水平的影响。但杨宏恩等(2016)[3]对BIT异质性信息的判定标准“颗粒较大”，尚未具体细化到各双边投资协定条款的文本差异上去，从而导致无法将具体条款之间的差异性完全捕捉(1)以公平公正待遇为例，一般地，双边投资协定中有明确标准衡量公平公正待遇的规范，若没有规定相关标准，则需要依据BIT当中的其他条款来衡量，再参考一般国际法或东道国国内法。相比较而言，在公平公正待遇中明确提及依据国内法律法规，则意味着母国投资者就该待遇的诉求受到了东道国国内法的实质性限制，从而失去了依据国际法保护的可能性。因此，不同公平公正待遇之间的适用准据的差异性将直接影响到该条款对母国投资及投资者待遇水平与保护强度的差异性。但若要依据杨宏恩等(2016)的划分标准，则无法充分挖掘出这种差异性，类似的情况同样出现在其他投资待遇条款的异质性判定中，如国民待遇与最惠国待遇 等，因此，这种“粗颗粒”的标准有必要进一步细化，才可以准确捕捉双边投资协定的异质性。，双边投资协定指数的构建标准有待进一步细化。此外，已有研究并没有考虑到以下两个特征事实：其一，BIT的异质性除了文本之间的差异性之外，还有存在时间长度的差异性，即BIT生效时间长短是否会影响对外直接投资水平；其二，BIT的更新是否会影响到对外直接投资水平。

为进一步完善已有研究，本文借鉴已有文献进行异质化处理双边投资协定的方法，依据国际投资法学者Dolzer(2012)[4]与单文华(2009)[5]对国际投资法与仲裁案例的分析，基于保护母国投资者利益的立场，寻找双边投资协定中反映出异质性的信息点，经量化后构建了中国双边投资协定异质性指数。从多维度(BIT强度异质性、BIT更新升级、BIT生效时长等)考察异质性BIT对中国对外直接投资流量水平的影响。

一、理论基础与假设

(一)基于双边投资协定同质性条件下的假设

通过整理分析相关文献(王光等，2018)[2]发现，BIT对外商直接投资的影响机制主要表现为承诺效应、信号效应、交互效应。其中，承诺效应理论认为，BIT提供了一种有约束力的法律机制，BIT的缔约国双方让渡了部分外资管制权，在这一条件禁止政府限制外资。东道国政府以其国家信用作担保，保护外资产权，一旦东道国政府的政策违反BIT时，利益相关的投资者可依据BIT条款通过国际仲裁维护自身权益。BIT对外商直接投资的积极影响不是自发的，而是依赖于缔约国持续遵守BIT的可信度。信号效应理论认为，各国政府通过BIT的商签及修订，正式向投资者发出信号，传递其保护境内投资的信息，从而吸引外商直接投资。若缔约BIT是有成本付出(缔约BIT需要承担各种成本，如商签成本、遵守成本、声誉成本等)的信号(东道国给予外资产权保护，提供可预期的营商环境)，则BIT的缔约会促进外商直接投资的增加。

BIT的签订与BIT的生效对外商直接投资的影响是有差异的，Egger与Pfaffermayr(2004)[6]发现,签订BIT对外商直接投资的正向影响程度较弱，甚至对部分国家不显著，而生效的BIT则会显著促进外商直接投资。Haftel(2010)[7]也考虑到签约BIT与生效BIT之间的区别，经过实证检验BIT对美国流向发展中国家的直接投资影响后，发现生效的BIT对外商直接投资有正向影响。作者认为只有生效的BIT才是有成本代价的信号，是给予外商投资保护不可撤销的可信承诺，签订但没有生效的BIT并没有提供给投资者有价值的信息，不能降低在发展中国家长期投资的风险。基于上述讨论，本文提出如下假设：

假设H1a:生效BIT能够促进中国对缔约东道国的直接投资流量

2000年以后中国开始将“走出去”作为国家战略，加入WTO后中国加快了对外投资的速度，扩大了对外投资规模，与此同时，中国利用外资水平不断提高。在这种背景下，中国与部分缔约国就对已有BIT陆续进行了更新升级，更新后的中外BIT标准水平随之提升，这主要体现在两个主要方面：其一，BIT中增加了“国民待遇”；其二，BIT中增加了更为自由的“投资者—国家争端解决机制”(王光等，2019)[1]。更新后的BIT对投资及投资者的保护程度与待遇水平标准都提升了，从而使得BIT的承诺效应与信号效应随之增强，因此本文提出如下假设：

假设H1b:更新BIT能够促进中国对缔约东道国的直接投资流量

(二)基于双边投资协定异质性条件下的假设

将双边投资协定看作一个整体且是同质的，忽略了各双边投资协定之间的差异性，这样的同质化处理没有考虑双边投资协定的形式及内容的异质性可能会对外商直接投资活动产生不同的影响。大部分文献基于国家层面去研究设计，统计每一个国家签订的双边投资协定数量，或基于缔约国双边设计，构建所有成对国家是否签订双边投资协定的哑变量，这些分析结果的有效性成立，但很难解释双边投资协定促进外商直接投资水平的内在逻辑(Allee等，2010)[8]。Chaisse 和 Bellak(2011)[7]已指出当前双边投资协定之间条款内容的诸多差异，通过梳理 40 篇相关实证文献总结出双边投资协定的差异性对外商直接投资的影响效应。在国际投资规则尚未形成全球统一共识的背景下，各国均在其双边投资协定实践中给予不同缔约方投资者及投资的保护度与待遇标准是不同的，而这种不同进而导致BIT对外商直接投资的承诺效应与信号效应出现不同的作用效果。

假设H1b:生效的BIT对投资与投资者的保护标准与待遇水平越高，则对中国对缔约东道国的直接投资流量促进作用越大

BIT促进外商直接投资的作用依赖于签约东道国持续遵守条约以及规避国际投资争端的结果，随着生效BIT的存续时间增加，一方面BIT作为信息提供与声誉构建的工具可以不断增强东道国的信用(Allee and Peinhardt,2011)[10]，从而更明显地传递出东道国保护外商投资并完善投资环境的承诺信息(Tobin and Rose-Ackerman，2010)[11]；另一方面，在BIT生效期内，BIT可以不断优化东道国的投资环境(Dolzer，2004)[12]，促使投资自由化，会进一步刺激现有的外商投资规模(Salacuse,1990[13]; Salacuse and Sullivan，2005[14])。基于上述讨论，本文提出如下假设：

假设H2b:BIT生效的时间越长，则对中国对缔约东道国的直接投资流量促进作用越大

二、实证研究设计

(一)样本设计

考虑到中国双边投资协定的实践阶段特征与中国企业大规模走出去的特征事实(王光等，2019)[1]，研究2000年之前已经签订并生效的BIT对中国企业“走出去”的影响效应并不能形成逻辑上较为严谨的经验支撑，更为有利的经验分析应选取2003年(中国对外直接投资统计公报发布的初始年)之后的样本。因此，以2003年为时间分界线将中国对外直接投资的东道国样本(选取2003—2015年我国对外直接投资的179个东道国，其中剔除以中国香港地区、中国澳门地区为中转地以及流向英属维尔京群岛、开曼群岛、百慕大群岛等避税地的样本)分为四组。

首先，进行第一层级的分组(分为Treat组与Control组)。其中，Treat组中包括当前所有已经与中国签订并生效的BIT缔约国家，其余样本国家均在Control组，Control组中的国家至今从未与中国签订BIT；其次，进行第二层级的分组。在Treat组中，将2003年之前未与中国签订BIT但在2003—2015年期间与中国生效BIT的国家放入treat-1组；在2003年之前与中国已生效且在2003—2015年期间与中国有更新BIT的国家并入treat-2组；在2003年之前已生效但在2003—2015年尚未更新BIT的国家归入control组；再次，进行第三层级的分组。将treat-1组与Control组的样本国家并入Group-1组；将treat-2组与control组的样本国家并入Group-2组。具体信息见表1。

表1 样本分组

(二)变量定义与构建

1.被解释变量

本文的被解释变量为中国对各个东道国的直接投资流量(记为OFDIit)，其中，i表示东道国样本中的某个国家，t表示2003—2015年期间的某一年，OFDIit表示中国于第t年在i国的直接投资流量。本文并未采用中国对外投资存量作为被解释变量，原因在于此处倘若采取投资存量作为被解释变量，则可能存在投资存量的路径依赖问题(即上一年的投资规模会影响到当年的投资规模)，相比而言，采用投资流量较大程度上剔除了前期路径依赖的影响。

2.解释变量

本文的解释变量为双边投资协定异质性指数(记为Bit_strongit)，表示在第t年东道国i与中国之间生效的双边投资协定强度，指数越大则表明双边投资协定对中国企业的保护标准与待遇水平越高，越有利于中国企业，若在第t年东道国i与中国之间尚未有生效双边投资协定，则该变量取值为0。双边投资协定异质性指数为各具体异质性条款指数之和。各具体条款的异质性指数测算如下：

(1)根据双边投资协定的实体条款与程序性条款的异质性，将双边投资协定分为七大模块，分别为投资定义与范畴、公平公正待遇、国民待遇、最惠国待遇、征收补偿、保护伞、投资争端解决。

(2)参考Lesher和Miroudot(2006)[15]对自由贸易协定中投资条款指数化的方法，分为两个层级：第一层判定有无本条款的信息点；第二层判定在有该条款信息点的前提下，是否存有不同差异，并体现出强弱的区别。

(3)按照上述思路，第一层指数化的方法：有该条款信息点则赋值为1，没有该条款信息点则赋值为0；第二层指数化的方法：在有该条款信息点的前提下，有强弱变化的区分，则赋值单位为0.5，各单项信息点指数的最小值为0，最大值为1。特别地，投资定义部分的最小值为0.5，考虑到国民待遇条款的重要性与特殊性，国民待遇下的待遇模式最大值为3。

表2为双边投资协定异质性指数赋值标准。

表2 双边投资协定(BIT)异质性指数具体赋值的标准(2) 依据国际投资法学者Dolzer和Schreuer(2012)与Gallagher和Shan(2009)对国际投资法与仲裁案例的分析，基于保护母国投资者利益的立场，对双边投资协定中反映出条款异质性的信息点进行量化。

最惠国待遇适用阶段适用范围常规例外特殊例外从优适用整体待遇准入后0准入阶段0.5准入前阶段1给予投资者的投资0投资+投资活动/收益/投资者0.5投资+与投资者有关的活动+收益1最惠国待遇的3条例外0最惠国待遇的2条例外0.5最惠国待遇的1条例外1有特殊例外0没有例外1无国民待遇/最惠国待遇从优0从优国民待遇/最惠国待遇1非独立的最惠国待遇条款0有独立的最惠国待遇条款1国民待遇待遇模式适用范围没有国民待遇0尽最大努力模式0.5国内约束+一般例外1国内约束模式1.5完全准入+一般例外+其他例外2完全准入/非互惠2.5准入阶段3给予投资者的投资0投资+投资活动/收益/投资者0.5投资+与投资者有关的活动+收益1征收与补偿征收条件征收法律司法审查是否歧视利息补偿最惠国待遇股东保护少于4个征收条件04个征收条件0.5多于4个或有保护伞条件1国内法0尚未提及0.5国际法原则1无征收及补偿的司法审查0有征收及补偿的司法审查1无非歧视征收0非歧视征收1无利息补偿0利息补偿1无征收最惠国待遇0有征收最惠国待遇1无股东保护0股东保护1保护伞保护伞条款无保护伞条款0保护伞条款1

争端解决争端解决类型机制选择解决无投资者—国家争端解决0限制性争端解决条款0.5扩张性争端解决条款1无选择权(国内法院+专设仲裁)0未满足ICSID的门槛,但是提前有磋商0.5有选择权(国内法院+专设仲裁+ICSID)1

每一具体条款指数为该条款下各异质性信息点所对应数值之和，以国民待遇为例，国民待遇条款指数为该条款下待遇模式对应数值与适用范围对应数值之和。双边投资协定异质性指数为各个具体条款指数之和。

3.控制变量

(1)对外直接投资动机

根据传统对外直接投资理论，影响对外直接投资动机的主要因素有四类，即市场寻求型、资源寻求型、效率寻求型和战略资产寻求型。

控制市场寻求动因：采用东道国每年的GDP总量规模(记为lngdp)与GDP增长率(记为gdpgrowth)衡量该国的市场机会与吸引力。市场寻求型对外直接投资可以是防守性的，母国投资者为规避东道国的贸易壁垒与市场准入限制，直接在东道国投资；而进攻性的市场寻求型对外投资在于开拓新的市场。市场寻求型对外直接投资受东道国市场规模、经济增长等因素影响较大。

控制资源寻求动因：采取东道国每年的矿石和燃料占该国总出口的比重(记为nature)来衡量。自然资源寻求型对外直接投资的动因在于东道国自然资源的丰裕程度，如油气、矿物等自然资源。

控制效率寻求动因：采用东道国每年的人均GDP相比于中国的人均GDP的比重(记为wage)来衡量东道国的相对要素成本。效率寻求型对外直接投资利用国家间不同的要素成本来提高生产效率，因此对成本因素比较敏感。

控制战略资产寻求动因：采用东道国每年的高科技出口占制成品出口的比重(记为technology)作为战略性资产的代理变量。战略资产寻求型对外直接投资以直接获取或是间接溢出的形式取得东道国企业的战略性资产，如生产技术、品牌资源、销售渠道、管理经验等，从而实现母国企业的战略性目标。

(2)东道国的贸易水平、经济开放度与经济稳定

控制东道国的贸易开放度对其吸引外资的影响：采用东道国每年进出口贸易总额占比该国GDP总额的比重(记为openness)来度量东道国的贸易开放度水平，此处用进出口贸易额与GDP的总额比重变量作为代理变量，还反映出东道国允许或阻止跨境商品与资本流动的自由程度。

控制东道国的经济稳定对其吸引外资的影响：以东道国每年的通胀水平(记为cpi)来度量其经济稳定水平。

(3)东道国的制度因素

控制东道国制度环境对其吸引外资的影响：采取每年世界银行公布的全球治理指标数据库中的六个制度指标(即腐败控制、政府效率、政治稳定与非暴力恐怖主义、监管质量、法律规则、民主自由，见表3中的z1～z6)进行综合分析，利用主成分分析法将六个指标合成为一个指标(见表3中的z0，合成过程中z1～z6的部分缺失值采用均值插值法进行补充)，以此度量东道国制度环境。作为稳健性检验的一种处理方法，对六个子指标求和，以此测度东道国制度环境。

(三)模型设定与说明

参照大多数已有文献的处理方法，将模型设定为：

OFDIit=β0+γ'Xit+β1·Bitit+μi+ηt+εit

上述模型为双向固定效应模型，分别控制了年份的时间固定效应和东道国的国别固定效应。其中，μi为国别固定效应，控制了不同东道国之间的差异性；ηt为时间固定效应，控制了每年的经济波动情况，反映时间特征，在一定程度上控制了时间趋势；εit为随机误差项。模型中被解释变量OFDIit(对数化处理方式见下文)，表示为中国在第t年对东道国i的直接投资流量；控制变量集合Xit表示：中国企业对外直接投资的动机(市场寻求型、资源寻求型、效率寻求型、战略资产寻求型)，东道国经济开放水平，东道国经济稳定，东道国制度环境(z0为度量制度环境维度因素“z1～z6”的主成分)。核心解释变量Bitit分为四个维度(见表3)。

表3 双边投资协定(BIT)的多维度视角

(四)数据来源与处理

1.数据的来源

本文采用的数据主要来自《中国对外直接投资统计公报》、世界银行发展指标数据库、全球治理指标数据库。被解释变量(OFDIit)数据来源于2003—2015年我国对179个国家的直接投资流量(在选取中国对外直接投资数据时剔除了以中国香港、中国澳门为中转地以及流向英属维尔京群岛、开曼群岛、百慕大群岛等避税地的样本)。模型中各个控制变量数据均来源于世界银行发展指标数据库与全球治理指标数据库。

2.对原始数据的处理

第一，对各个经济变量的绝对量数据(东道国GDP以及中国对其直接投资流量及流量OFDI)度量单位统一为万美元，并进行平减化处理(以2010年为基准年)，剔除通胀因素。

(五)变量的统计性描述

具体见表4。

三、实证结果分析

(一)基于BIT同质视角

将中国对外签订并生效的BIT看作是同质的。分析生效BIT是否会促进中国企业对缔约国的投资流量。可以看出，表5第(1)列中的核心解释变量Bit_yearit(生效的双边投资协定)在10%的显著水平下对中国企业对外直接投资流量有影响。作为对表5第(1)列回归分析的稳健性检验，第(2)列控制变量中东道国制度环境变量更换为六个制度环境指标之和。

(二)基于BIT异质性视角

依据表2的标准对中国对外生效的BIT进行异质化处理，异质化后的BIT反映出不同BIT之间的强度差异。可以看出，表5第(3)列中的核心解释变量Bit_strongit(生效的异质性双边投资协定)在10%的显著水平下对中国企业对外直接投资流量有正向影响，这表明BIT对中国企业境外投资利益的保护越强，越有利于中国企业增加对外直接投资流量规模水平。其中，第(4)列是对第(3)列回归分析的稳健性检验。

(三)考虑到BIT有更新升级的情况

Group-2组描述了这样的事实：部分BIT缔约国与中国在原有生效BIT的基础上进行了更新开放，为考察BIT的更新升级是否有利于促进中国对外直接投资的流量水平，表5第(5)-(6)列在Group-2组中进行了验证，第(6)列为第(5)列的稳健性检验结果。第(5)-(6)列中的核心解释变量bit_yearit均不显著，这表明对于已生效BIT的更新与升级并未显著促进中国对外直接投资的流量水平。

出现这一结果的可能原因是Group-2中treat-2组中的国家样本(与中国有过BIT更新的东道国)较少。treat-2组中的样本反映出2003年以后中国开始陆续对部分双边投资协定进行更新升级以更好地服务“走出去”战略的特征事实。王光等(2019)[1]指出了中国双边投资协定实践与中国参与自由贸易协定实践之间的关联性，即中国对外签订的自由贸易协定中涉及投资规则的投资章节与相对应的缔约东道国之间生效的双边投资协定,这二者之间有直接的相关性，即其认为部分以自由贸易协定为载体的投资规则是相对于已有生效BIT的升级。现实中的证据：2003—2015年中国已经签订的10个自由贸易协定中均含有投资章节，并且这10个自由贸易协定中就有7个自由贸易协定缔约国在此之前均与中国另有独立的且生效的双边投资协定存在。从自由贸易协定签订的时间看，均在相对应的中外双边投资协定生效之后；从其所包含投资章节的内容上分析，均比相对应的中外双边投资协定的标准更高。

综合上述特征事实，本文从广义范围上将这些自由贸易区内的国家归入treat-2组的样本之中,并进一步验证假设H1b。与表5的第(5)列与第(6)列相比较，从第(7)列与第(8)列的结果中可以看出：虽然统计意义上bit_yearit的系数并不显著，但bit_yearit的系数明显提升，且聚类稳健标准误下的T值有明显增大变化(P值约为10.2%，接近10%的显著水平)也能间接说明BIT更新与升级对中国对外直接投资流量促进作用是存在的。这种促进作用产生的原因可能在于东道国通过BIT的更新与升级可向投资者传递保护境内投资的信息(Neumayer and Spess,2005[17]; Egger and Pfaffermayr,2004[6]; Salacuse and Sullivan，2005[14]；Tobin and Rose-Ackerman，2006[18])。较之前已生效的 BIT，东道国升级更新后的BIT对外商投资的保护标准与水平更高，会传递给投资者更强的承诺信息(Büthe and Milne，2009[19]；Tobin and Rose-Ackerman，2011[11])。

四、内生性与反向因果关系的检验

考虑到模型中的核心解释变量Bit_yearit与被解释变量OFDIit之间可能存在互为因果的关联，从而导致模型的内生性问题出现，即中国倾向于与那些主要投资东道国签订双边投资协定，而与投资体量并不大的东道国签订双边投资协定的激励不足，主要原因在于中国企业大规模走出去，其境外投资利益的保护与投资待遇的需求也随之增加，这些因素导致中国倾向于与相应东道国签订双边投资协定，从而出现逆向因果的问题，在此种情况下评估双边投资协定对中国投资影响作用会导致高估结果，更严重地会出现伪回归。

此处借鉴Blonigen与Davies(2004)[20]以及Yoram(2010)[7]验证内生性的方法，进一步考察在中国双边投资协定的实践中是否存在内生性的情况。本文验证内生性的基本逻辑思路如下：考虑到双边投资协定与对外直接投资的内生性程度，中国应该优先与那些较高累计投资存量规模水平的东道国谈判并签订双边投资协定。为了评估这种程度，现将所有中国企业对外投资的东道国样本分为三类(第一类为签订双边投资协定的东道国；第二类为生效双边投资协定国家；第三类为更新双边投资协定国家)，并依据中国对各东道国投资存量规模大小依次排序。以签订双边投资协定样本为例，具体操作是：在双边投资协定缔约签订的当年，考虑所有投资东道国的投资存量规模排序，并考察当年签订双边投资协定缔约国的排序。基于内生性假定，投资规模较大的国家应该是那些签订双边投资协定的缔约国。动态地看，随着中国双边投资协定计划推进，这种排序的逻辑会顺延下去，即相比于投资规模水平排序靠前的东道国，那些投资规模并不大的国家会滞后于前述这些国家，并与中国依次进行双边投资协定的签订。因此，需要同时考察那些投资存量排序在当年签订双边投资协定缔约国之前并且尚未与中国签订双边投资协定的东道国数量。表6中的内生性检验分为三组：第一组与第二组分别以签订、生效双边投资协定时间为准，在所有东道国样本中剔除1982—2003年已经与中国签订或生效的东道国(包括有过更新双边投资协定的东道国)；第三组主要在已经生效双边投资协定的样本国家中进行验证。

假设存在逆向因果关联，依此逻辑，中国应该与那些投资规模水平靠前的东道国优先进行双边投资协定的商签，从而寻求更有利于中国企业境外投资利益的保护。但通过表6的统计分析可以发现，大部分的缔约国并非是中国主要的投资东道国(依据中国对其投资规模水平排序)，平均地，缔约当年的东道国排序为29，而大概有23个尚未与中国签订双边投资协定的国家排序均在当年缔约国之前(以第一组样本为例)。因此可以认为，回归模型中可能存在的内生性问题并不突出。

但需要注意的是，表6的估计是较为保守的，原因在于：其一，在每一年所有投资东道国(地区)中，本文剔除中国香港、中国澳门以及中国台湾地区，同时剔除了传统上的避税天堂，如开曼群岛、英属维尔京群岛以及卢森堡等国家，而这些地区或国家均是中国对外投资的重要目的地，并且投资规模较大；其二，考虑到中国对外直接投资统计始于2003年，而中国早已在1982年开始双边投资协定实践，因此1982—2003年的内生性验证并没有统计在表6中；其三，考虑到有些国家并没有签订或是更新双边投资协定，但是却在与中国的自由贸易协定中有专门的投资章节进行了补充，这些情况也没有统计在表6中。

五、样本选择与PSM后的稳健性检验

考虑到回归分析中可能存在的样本选择问题，某些特征因素可能会显著影响中国企业的对外投资行为，从而导致其偏好于对具有这些特征因素的东道国投资，更进一步地，中国更偏好于与具有这些特征因素的东道国商签双边投资协定，从而保护这些“走出去”企业的境外投资利益。比如，东道国的制度环境与投资环境良好，企业在境外投资利益能够得到充分的保护并享受相应的投资待遇；或是东道国的资源、技术禀赋丰富，吸引企业前去投资；抑或是东道国的市场规模大、潜力大、经济发展稳定等原因，有利于企业扩大规模效应，扩张海外经营。这些东道国的特征均会吸引中国企业对具有这些特征性因素的样本国家进行投资，同时中国也有与这些样本国家签订双边投资协定的潜在动机，此时就出现了样本选择的问题。在这种情况下，估计双边投资协定对中国对外直接投资的影响是有偏的，为了缓解这一问题，需要采用PSM方法予以解决。

克服样本选择的方法在于利用一系列的样本特征因素(理论上越多越好)去构造虚拟对照组(多采用倾向得分匹配方法)，这一过程类似于寻找实验组的双胞胎镜像。具体方法是：估计一个Probit模型，以是否生效双边投资协定作为因变量，解释变量为上述回归模型中的各个控制变量，其中包括有中国企业对外直接投资的动机、东道国经济稳定水平、东道国经济开放水平、东道国制度环境(分别有z1～z6六个子维度)，同时控制年份与国家固定效应，计算每一年中国与东道国“i”生效双边投资协定的概率。考虑到样本容量与自由度等问题，在权衡匹配估计效果的有效性与误差程度的取舍后，采取1∶5的最近邻匹配法进行匹配。鉴于双边投资协定生效的时间并非统一，近乎每年均有缔约双边投资协定的计划，故对全样本进行逐年匹配，从而形成新的子样本面板数据。

重点考察Group-1中的样本国家，确保样本之间具有更干净的可比性。上述表5中(1)～(4)列的回归结果主要讨论了相比较于没有与中国生效BIT的国家，那些与中国生效BIT的国家是否因为BIT的生效而导致中国企业对其直接投资量的增加。需要注意的是，Treat组中包括了treat-2组以及control组里的样本国家，treat-2中的国家均与中国更新过BIT，而control组中的国家虽然没有与中国更新过BIT，但是在2003年之前它们均已与中国签订并生效过BIT，这些样本的存在可能会导致估计出的影响效应并不干净，因此需要剔除在2003年之前就已经生效BIT的国家。为保证效应评估的稳健性与可比性，需要进一步分析Group-1组的样本情况，在Group-1组中，treat-1里只包括2003—2015年与中国签订并生效BIT的国家，而对照组Control里只包括2003—2015年并未与中国签订且生效BIT的国家。

表7中的回归结果分析如下：

表7 回归分析(二)

(一)基于BIT的同质视角

由表7第(1)列的回归结果可以看出，在这些最具有可比性的样本国家(Group-1组样本)中，核心解释变量Bit_yearit(生效BIT)在5%的显著水平下促进了中国对外直接投资流量。第(2)列是对第(1)列回归分析的稳健性检验。

(二)基于BIT的异质性视角

表7第(3)列是在Group-1组中分析BIT的异质性对中国企业“走出去”的影响效应。结果显示：核心解释变量Bit_strongit(BIT异质性指数度量了BIT对投资与投资者利益保护与待遇水平的程度差异)显著影响中国对外直接投资的流量水平，即随着BIT强度的增加，中国企业对外直接投资的流量规模更大。由第(4)列对第(3)列的稳健性检验可见，第(3)列的结论依然在5%的显著水平下成立。

(三)基于BIT时长视角

Yackee(2008)[21]指出投资者对BIT的认知不足会导致BIT与外商直接投资之间的作用联系无法确立。因此，就需要考虑是否存在这样的可能：随着BIT生效时间增加，越来越多的投资者对BIT的了解也会不断深化，从而会利用BIT更加全面地保护自身的投资利益？鉴于此，表7第(5)与第(6)列就从时间维度去分析核心解释变量Bit_longit(BIT生效时长)对中国对外直接投资流量水平的影响。结果显示：生效BIT的时长显著影响中国企业对缔约东道国的直接投资流量水平，即生效BIT的时间越长，BIT对中国对外直接投资流量水平的影响越大。一方面，随着BIT生效时间的增加，东道国给予外商投资待遇水平的声誉形成增加了东道国信用，也增强了东道国对潜在投资者的信息传递(Allee and Peinhardt,2011)[10]，从而使母国投资者了解到东道国投资将面临较低的投资风险，会增加其预期投资收益；另一方面，BIT生效时间越长，缔约东道国基于BIT下的义务会不断优化本国的投资环境，生效BIT中的具体条款会对东道国管制外资的国内法规与政策形成冲击，倒逼东道国完善其对外资管理的体制，从而更有利于潜在投资者的进入(Ginsburg，2005[22]；Dolzer，2004[12])。

表7在进行倾向得分匹配时，匹配协变量的选择标准中只考虑当期影响对外直接投资流量的主要因素。更进一步地，考虑对外直接投资存量规模对对外直接投资流量的影响，即前期投资存量对当期的投资流量有影响。国外有学者认为，外商直接投资存在集聚效应，即外商直接投资当期的投资存量水平会正向影响投资的流量水平，高水平的投资存量会吸引更多的投资流量流入(Wheeler and Mody，1992[23]；Mudambi，1995[24]；Kinoshita and Mody，2001[25])；类似地，国内研究者杨宏恩等(2016)[3]也指出外商直接投资存在路径依赖问题，母国企业在东道国既有的投资水平对潜在投资者有引导作用。考虑前期投资规模对当期投资水平的影响，现增加匹配的协变量，将中国在东道国投资存量的滞后一期作为前期投资规模的代理变量，再结合上述已有的协变量对全样本国家再次进行匹配，以解决“走出去”企业可能存在的对外投资行为的路径惯性而造成的样本选择偏差问题(具体见表8)。

基于表8的回归分析结果可以看出，在进一步控制前期对外直接投资存量水平的前提下，生效BIT对中国对外直接投资流量水平的正向促进影响依然显著；从强度异质性角度看，BIT异质性指数所反映出的对投资与投资者的投资保护与待遇水平的强度亦正向促进对外直接投资的流量水平；从生效BIT时间维度分析，初次生效后的BIT的长期效应也依旧存在。

表8 回归分析(三)

六、主要结论与政策建议

(一)主要结论

如果同质化处理已生效的双边投资协定，将其定义为0与1的虚拟变量，初步回归分析发现，生效双边投资协定促进了中国对外投资流量水平。进一步地，本文构建了中国双边投资协定异质性指数，异质性指数的大小反映了不同双边投资协定对投资及投资者待遇水平与保护程度的差异，异质性量化后的分析发现，生效双边投资协定对中国“走出去”企业保护程度越高、待遇越好，中国对外投资流量规模越大。

BIT的更新与升级会进一步优化缔约东道国内的投资环境，尽管在统计上的分析并非显著，但这一趋势已经得到间接的证实。对于初次签订并生效的BIT而言，随着BIT生效时间的延长，中国对外直接投资流量水平是显著增加的，这反映出在BIT生效后的一段时间内，BIT对中国企业境外投资利益的保护功能正逐渐释放出来，并且BIT对东道国的投资环境也有进一步的优化功能。

(二)政策建议

新时代背景下，中国对外开放的步伐与进程在加快，中国对外直接投资的规模将稳中有升，结构会持续优化，中国“走出去”企业对境外投资待遇水平的需求也将不断提升。中国BIT实践要及时跟进企业在“走出去”的不同阶段的需要，配合新一轮开放战略的历史要求，切实保护好中国企业的境外投资利益。

首先，实现BIT的投资保护功能。积极与尚未签订BIT的主要东道国开始谈判商签事宜，根据中国企业在这些国家的投资规模与特点结合当地的制度环境与经济开放水平，可从低版本BIT谈判开始，突出中国的资本输出国身份，强化对中国企业的海外利益保护。同时，与已经签订但尚未生效BIT的东道国积极保持沟通，配合BIT生效的推进工作，或重新进行新版本BIT的商签谈判以替代已签订但无法生效的BIT版本。

其次，突出BIT优化东道国投资环境的功能。随着中国企业大规模走出去，老版本的BIT已经不能满足当前企业投资利益保护的需求，因此，需要对上世纪已生效的BIT进行分批次、有计划地更新升级，进一步提升BIT的保护水平，并且随着生效BIT时间效应的不断释放，还可进一步推进中国企业在东道国市场的投资自由化，为进一步扩大境外投资规模做好铺垫。

此外，对于与发达经济体之间的BIT而言，中国需要平衡外资引进来与中国企业走出去的关系，升级签订更为均衡的BIT，一方面充分保障中国企业的境外权益，另一方面也要重视对发达经济体资本进入本国内的规范。