自由贸易试验区建设与企业对外直接投资——基于上市公司海外并购的双重差分研究

刘文革，何彤彤

(辽宁大学 国际经济政治学院，沈阳 110000)

一、引言

进入21世纪以来，中国继续推行一系列扩大对外开放的政策，对外直接投资从2002年的27亿美元上升至2020年的1537.1亿美元，2020年对外投资流量更是突破性跃居世界第一，实现从引进来到双向投资并驾齐驱的转变。但在全球经济复苏动能不足、投资保护主义抬头和中美经贸摩擦持续升级的挑战下，中国对外投资流量和同比增速出现明显下降(见图1)。对外投资是中国构建双循环格局的重要环节，如何调整发展战略畅通经济外循环是急需解决的现实问题。党的十九届六中全会通过的《决议》明确提出，建设自由贸易试验区和海南自由贸易港，推动规则、规制、管理、标准等制度型开放，形成更大范围、更宽领域、更深层次对外开放格局。制度开放成为提升国际竞争力、巩固现有国际市场成果的有效手段(赵伟洪、张旭，2022)[1]。因此，考察自由贸易试验区建设与企业对外直接投资的关系，不仅可以明确自贸区设立的投资效应，还能够为制度型开放、经济双循环等经济政策提供理论支撑，具有理论和现实的双重意义。

对于影响对外投资的因素，学者已经进行了多维度研究，主要包括四个方面：一是东道国环境，包括制度环境、法律制度、投资壁垒、营商环境便利化等(瞿霞等，2022[2];王刚等，2021[3];张夏、汪亚楠，2020[4];郭卫军、黄繁华，2020[5])；二是母国的特定优势。母国作为企业生存环境的缔造者，不仅能够为企业提供对外投资的基本条件，还可以通过产业政策、制度改革、外交等方式为企业提供外部竞争优势(裴长洪、郑文，2011)[6]。以产业制度为例，产业政策能够提升外部资本的合作意向和深度，缓解企业融资约束，提高企业对外投资竞争优势(洪俊杰、张宸妍，2020[7];逯东、宋昕倍，2022[8])；三是双边因素，包括双边汇率、双边政治关系等(王金波，2019[9];陈琳等，2020[10])；四是企业异质性，包括技术前沿化、知识资本、融资约束等(孙浦阳等，2020[11];杨连星等，2020[12];葛顺奇等，2022[13])。

与本文研究最密切的是母国特定优势。母国制度条件的变化是影响企业对外直接投资的重要因素(杨柳、潘镇，2020)[14]。中国经济现行的发展方式存在比较优势丧失和报酬递减的问题，在构建全新对外开放格局中，政府可以通过制度创新发挥母国优势，为企业国际化提供竞争力(杨洋、黄宁，2021)[15]。有学者从扩大对外开放视角对母国优势进行研究，提出服务业开放能够提升企业GVC(赵伟洪、张旭，2022)[1]和生产率(侯欣裕等，2018[16];王晶晶等，2022[17])，增强企业国际化竞争优势。苏二豆、薛军(2022)[18]探究服务业开放与对外直接投资模式的关系，研究结果显示，服务业外资开放通过提高生产技术水平和组织管理水平提升跨国并购概率。还有学者从深化改革视角，关注政策改革能否促进企业对外直接投资。钱晓东(2018)[19]利用双重差分方法分析“营改增”政策对企业投资效率的影响，结果表明“营改增”政策有效缓解企业融资约束，整体上提高了企业对外投资效率。洪俊杰、张宸妍(2020)[20]认为良好的金融财税政策能有效缓解融资问题从而促进企业对外直接投资。已有研究表明深化改革、扩大开放的制度创新能够有效促进企业对外投资，那么，自由贸易试验区作为制度型开放的排头兵在企业对外投资中发挥何种作用呢？已有研究鲜有涉及。

基于此，本文利用上市公司数据验证自由贸易试验区设立对企业对外直接投资的影响。相比已有研究，本文可能的边际贡献如下：(1) 本文从母国制度的视角，检验母国制度变化对新兴经济体企业国际化的影响，有助于传统国际投资理论的进一步完善。(2)现有自贸区投资效应研究主要关注其对FDI的吸引作用，鲜少涉及自贸区与OFDI关系(司春晓等，2021[21];韩瑞栋、薄凡，2019[22])。本文利用企业对外直接投资的微观数据，检验自贸区设立对企业“走出去”的影响，为制度型开放提供可靠依据。(3)本文进一步分析自贸区投资效应的异质性、作用机制以及与“一带一路”的战略联动效应，有助于政府有的放矢地进一步推进自由贸易试验区建设。

资料来源：《2020年度中国对外直接投资统计年鉴》图1 2002—2020年中国对外直接投资流量

二、理论分析与研究假设

为顺应世界经济的深刻变革，党的十九届五中全会提出“建设更高水平开放型经济新体制”，而制度型开放是新型经济体制的核心内容。在一些有条件的片区设立自由贸易试验区，能够为制度型开放提供可靠经验。目前，自由贸易试验区形成了“1+3+7+1+6+3”的空间格局，21个自由贸易试验区有序分布在东部、中部和西部地区，形成对外开放的前沿阵地。

传统国际投资理论以发达国家和地区的跨国公司为研究对象，假定跨国公司处于一种相对稳定的、市场化的制度环境中，将母国对企业国际化的支持当作隐含的前提条件(Peng et al.，2008)[23]。然而，新兴经济体跨国投资的不断涌现使得学者们开始重新考察国际投资理论的适用性，传统投资理论符合跨国投资的基本规律但忽略了母国在企业国际化过程中发挥的重要作用(裴长洪、郑文，2011)[6]。“垄断优势理论”、“边际产业转移论”等传统投资理论强调自身优势是企业进行国际化的核心动力，按照这种说法，新兴经济体的企业很难通过自身获得优势，将在国际投资领域处于支配地位，这显然与中国投资迅猛发展的现状不符。那么，新兴经济体企业的优势来源于何处？Luo & Wang(2012)[24]和Gaur等(2018)[25]指出对于新兴经济体企业，由于缺乏足够的国际化知识和经验，母国因素是他们国际化优势的重要来源。Dau(2012)[26]以拉丁美洲企业为研究对象，发现发展中国家制度改革能够对企业跨国经营产生影响，改革通过减少制度缺陷和增加国内竞争促进企业跨国经营。Sun等(2015)[27]发现，制度开放是一些中国企业国际化的背后原因。综上研究，我们认为企业的优势既可以来自自身与东道国，也可以来自母国。自由贸易试验区作为制度型开放的排头兵自设立便在金融制度、贸易便利化、投资便利化、政府监管和法制化建设等方面进行制度创新(毛艳华，2018)[28]，可以通过两条途径为所在片区企业提供母国制度支持，进而影响企业对外直接投资：一是降低企业融资约束；二是提高企业生产技术水平。

(一)降低企业融资约束

降低企业融资约束主要体现在金融制度改革方面。自贸区主要在资本项目开放、金融服务业对外开放、利率市场化等领域进行金融制度改革。资本项目开放是指放松对跨境资本流动的监管与限制，自由贸易账户是其中的重要举措。自由贸易账户遵循“一线放开、二线管住”的原则，实现不同货币之间自由汇划，推动跨境资金便利流通。资本项目开放能够有效缓解企业融资约束(焦成焕，2020[29];Chan et al，2012[30])。以上海为例，上海自贸区创新应用自由贸易账户，搭建全功能型跨境双向人民币资金池，提高企业跨境融资便利化水平，截至2019年底，上海自由贸易账户系统获得本币外币境外融资总额高达1.7万亿元。资本项目开放通过金融信贷、商业信用和股权融资三种融资渠道缓解企业融约束(罗子嫄、靳玉英，2018)[31]。除资本项目开放外，自贸区简化市场准入，丰富金融服务主体，扩宽企业融资渠道。深圳前海蛇口片区降低港资金融机构进入内地市场门槛，在CEPA框架下实现金融业对港全面开放。融资约束是企业对外直接投资固定成本的重要组成部分，降低企业融资约束能够促进企业对外直接投资(刘莉亚等，2015)[32]

(二)提高企业生产技术水平

自贸区提高企业生产技术水平主要体现在以负面清单制度和准入前国民待遇为核心的投资便利化。负面清单制度极大提升市场透明度，降低投资门槛并提升营商环境，提高外商直接投资水平(李蕊等，2021)[33]，根据溢出效应理论，外商投资通过行业内和行业间两个维度提高企业全要素生产率(王滨，2010)[34]。除此之外，自贸区自建立以来就十分重视服务业对外开放，2013年负面清单共95条，服务业的限制类和禁止类条目到2018年仅剩31条，服务业对外开放度逐步提升(冯凯、李荣林，2019)[35]。自贸区依靠负面清单制度有序扩大服务业开放，加快中国企业技术结构升级。侯欣裕等(2018)[16]基于服务业中间品厂商定价策略，分析放松服务业外资管制与下游企业生产率的关系，发现服务业开放有助于下游企业生产率的提升，但随着开放程度加深边际促进作用也逐渐减弱。苏二豆、薛军(2022)[18]从外资管制视角，证实服务业外资开放能够通过提高生产技术水平和组织管理水平提高下游企业海外并购概率。根据Helpman模型，生产率越高的企业对外直接投资的可能性越大。

自由贸易试验区通过制度创新在多维度为企业提供母国支持，通过降低企业融资约束和提高企业生产技术水平促进企业对外直接投资。综上所述，提出如下假设：

假设1：自由贸易试验区的设立能够促进企业对外直接投资。

假设2：自由贸易试验区通过降低融资约束和提高企业生产技术水平两个渠道促进企业对外直接投资。

“一带一路”倡议和自由贸易试验区都是中国扩大对外开放的重要战略，两者之间能否发挥战略联动从而畅通中国经济外循环？设施联通是“一带一路”政策的重要领域。黄友星等(2022)[36]探究交通基础设施布局与企业对外直接投资区位选择之间的关系，实证结果显示中国在海外的交通基础设施布局能够促进企业对外直接投资。基础设施通过降低成本和提高收益两个渠道促进企业对外直接投资。中欧班列是联通中国与“一带一路”沿线国家的重要铁路设施，中欧班列的开通提升了企业对“一带一路”沿线国家的投资效率(李佳、闵悦，2022)[37]。重庆、四川、西安等自贸区都已开设中欧班列，能够为自贸区内企业“走出去”提供巨大空间和便利。与此同时，自贸区通过功能定位为“一带一路”提供服务支撑，可以有效推进与“一带一路”国家的经贸合作和制度融合，降低企业投资风险。河南和重庆自贸区功能定位“服务于‘一带一路’建设现代综合交通枢纽”，福建自贸区强调“建设21世纪海上丝绸之路核心区”，各自贸区凭借地缘优势和制度创新有效降低“一带一路”沿线跨境贸易投资成本，服务支撑“一带一路”战略。

综上所述，提出假设3。

假设3：自由贸易试验区和“一带一路”具有战略联动作用，自由贸易试验区的设立能够促进企业对“一带一路”沿线国家进行直接投资。

三、模型设定与数据说明

(一)模型构建

前文理论分析显示，自由贸易试验区的设立可能影响该地区企业对外投资行为。因此，利用上市公司数据，采用渐进式双重差分，以自由贸易试验区设立为准自然实验，考察其对中国企业对外直接投资的影响。借鉴Beck等(2010)[38]的做法，构建如下双重差分模型：

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

(1)

其中，下标i、j、t、p分别表示企业、行业、时间和城市。ofdiijtp为被解释变量，表示企业是否进行对外直接投资；FTZit为解释变量，系数β1代表自由贸易试验区设立对企业对外投资的净效应，β1大于零且数值越大代表正效应越强，即自贸区的设立显著促进企业对外直接投资，否则相反；Xit表示控制变量集合。控制变量集合包括以下变量：企业年龄(AGE)、企业规模(SIZE)、要素密集度(CAP)、所有权性质(OWNER)、利润(PROFIT)。γj、μt和τp分别表示行业固定效应、时间固定效应和城市固定效应。β0和εit分别表示常数项和随机扰动项。

(二)变量含义

1.被解释变量

是否进行对外直接投资(ofdiijtp)。如果企业i在t年进行了对外直接投资则赋值为1，否则赋值为0。

2.解释变量

自由贸易试验区的设立(FTZit)。本文采用片区所在城市来划分处理组和对照组。将上市公司注册地为自贸区设立片区的公司作为处理组，其他为对照组。对于自贸区实施年份，根据当年受冲击月份衡量，若受冲击月份大于6个月则当年及以后年份设为实施年，若受冲击月份小于6个月则下一年及以后年份设为实施年，因此共5批次自贸区在研究范围内。FTZit在处理组受政策冲击时赋值为1，其他情况赋值为0。

3．控制变量

参考已有研究，本文选取如下控制变量：(1) 企业年龄(AGE),利用观测年度减去企业成立年份加1的自然对数来衡量；(2) 企业规模(SIZE)，利用员工人数加1取自然对数衡量；(3) 要素密集度(CAP), 利用企业固定资产与企业员工总数比值来衡量；(4) 所有权性质(OWNER),国有企业赋值为1，其他赋值为0；(5)利润(PROFIT),利用企业净利润取自然对数来衡量。控制变量数据来源为国泰安数据库，描述性统计如表1。

(三)数据说明

本文选取2009—2020年沪深A股上市公司为研究样本，并对上市公司数据进行如下预处理：(1)删除ST、ST*和PT公司样本。(2)删除有重要财务指标缺失和员工人数少于10的企业样本。上市公式数据均来自国泰安数据库。

对外直接投资数据来自BVD(Zephyr)统计数据库和上市公司年报。Zephyr数据库统计了全球并购数据，包含企业名称、股票代码、金额等一系列详细数据。根据该数据库数据，本文收集了中国上市公司海外并购数据(1)包括对中国香港企业并购。，并进行如下处理：(1)剔除收购状态为rumor和并购时间无法确定的数据。(2)依据上市公司年报对相关数据进行核实和补充，并对无法核实数据进行剔除。(3)将同年多次海外并购的金额进行相加处理。(4)根据股票代码将对外直接投资数据与上市公司基本数据进行匹配。

表1 描述性统计

四、实证分析

(一)基准结果分析

本文根据渐进性双重差分模型实证检验自由贸易试验区设立对企业对外直接投资的影响，回归结果如表2。结果显示，自由贸易试验区设立显著促进企业对外直接投资，双重差分项系数显著且正负号保持一致。具体来看，(1)列未加入控制变量和固定效应。(2)列未加入控制变量，仅控制时间固定效应、行业固定效应和城市固定效应。(3)列和(4)列在控制固定效应的基础上依次加入控制变量。实证结果显示ofdiijtp在1%水平下显著为正，即自由贸易试验区的设立能够促进企业对外直接投资，验证了假设1成立。

表2 基准回归结果

表2(续)

(二)平行趋势检验

本文采用双重差分方法检验自由贸易试验区的设立对企业对外直接投资的影响，但双重差分法(DID)使用的一个重要前提条件是样本必须满足平行趋势假设，即假设处理组未受政策干预时的变化趋势与对照组一致。为检验处理组与对照组在处理前的趋势是否平行且不存在显著性差异，借鉴Liu等(2016)[39]的研究方法，构建如下所示的事件研究计量模型对平行趋势进行检验：

(2)

其中，FTZi,t-σ是一个虚拟变量，如果企业i所在城市在t-σ期建立自由贸易试验区，则取1，否则为0。受到图幅的限制，本文将自贸区设立前3年以上的各期归并到前3年、自贸区设立后3年以上的各期归并到第3年，并以自贸区设立前3年作为基期。图2为分析结果。从结果来看，自贸区设立前FTZit的回归系数均不显著，说明在自贸区设立前实验组和对照组的对外直接投资变化趋势并无显著差异。因此，处理组与控制组在冲击前不具有显著差异，样本通过了双重差分需要的平行趋势检验。

图2 平行趋势检验

(三)稳健性检验

1.基于PSM-DID模型的稳健性检验

自由贸易试验区的选择并不是随机的，为解决样本选择性偏差问题，本文通过PSM-DID模型对实证结果进行稳健性检验。选用企业资产、所有权性质、资产负债率、利润和企业规模作为协匹配变量，采用1∶1最近邻模型为处理组企业匹配到最接近的对照组样本。表3为PSM后的平衡性检验结果，结果显示经过匹配各协变量标准化偏差均小于5%且不显著，即匹配消除了处理组和对照组的企业特征差异。利用匹配后数据进行双重差分检验，实证结果见表4中(1)列，实证结果显示，自由贸易试验区设立促进企业对外直接投资，基准回归结果未发生显著变化，证明基准回归结果具有稳健性。

表3 倾向得分匹配平衡检验结果

2.其他稳健性检验

除采用PSM-DID进行稳健性检验外，为确保假设1得到充分验证，本文还基于以下方法进行稳健性检验：第一，变换被解释变量。变换一个同样能够衡量企业对外直接投资水平的变量，如果实证结果一致就能有效支持前文研究结论。本文考虑将企业是否进行对外直接投资替换为从次数和金额上反映企业对外直接投资水平的变量—企业i在t年对外直接投资的次数和投资金额的自然对数。实证结果见表4中(2)列和(3)列。第二，改变估计方法。本文被解释变量ofdiijtp的取值为0和1，根据数据特点本文采用Logit方法进行估计。实证结果见表4中(4)列。第三，更改样本。由于2019年新设立的山东、江苏、广西、河北、云南、黑龙江6个自由贸易试验区成立时间过短，可能对企业影响并未显现，从而影响实证结果的有效性，因此剔除这6个自贸区所在城市的企业并重新进行估计。实证结果见表4中(5)列。第四，采用聚类稳健标准误。为控制扰动项可能存在的自相关问题，对标准误在企业层面进行聚类调整。实证结果见表4中(6)列。上述各稳健性检验的结果显示，FTZit系数β1依旧显著为正，自由贸易试验区的设立的确促进企业对外直接投资，进一步支持基准回归结论。

表4 稳健性检验结果

五、机制检验与异质性分析

(一)机制检验

结合前文理论机制分析，本文进一步从融资约束和生产技术水平两个渠道出发，检验自由贸易试验区设立对企业对外直接投资影响的机制与路径。本文参照李蕊等(2021)[33]的方法，运用调节效应对自贸区的影响机制进行检验。

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

(3)

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

(4)

在实证研究中融资约束的测度可以采用单一指标或综合指标。在单一指标的研究中学者从现金流与投资关系、利息支出占比、债务比例等角度进行测度。在综合指标中，学者构建出KZ指数、WW指数、FC指数、SA指数等一系列指标。本文参考顾雷雷等(2020)[40]的方法，选择FC指数衡量融资约束，FC越大融资约束问题越严重。表5为实证结果，表5中(1)列和(2)列为融资约束的回归结果。(1)列仅控制固定效应未加入控制变量，FTZit*FCit的回归系数为-0.049，通过了1%的显著性检验。(2)列在控制固定效应的基础上加入控制变量，FTZit*FCit的回归系数为-0.037，依然通过了1%的显著性检验。实证结果说明融资约束大小与自贸区对企业对外直接投资推动作用呈负相关，融资约束越小越有利于促进企业对外直接投资。即自由贸易试验区通过金融改革，放松资本流动监管和金融服务相关行业限制，降低企业融资约束从而促进企业对外直接投资。

表5中(3)列和(4)列为生产技术水平的回归结果。参照苏二豆和薛军(2022)[18]的做法，采用企业全要素生产率(TFP)衡量企业生产技术水平，并采用LP方法进行估计。(3)列仅控制固定效应未加入控制变量，FTZit*TFPit的回归系数为0.006，通过了1%的显著性检验。(2)在控制固定效应的基础上加入控制变量，FTZit*TFPit的回归系数为0.004，通过了5%的显著性检验。实证结果证明生产技术水平能够强化自贸区设立对企业对外直接投资的促进作用。即自由贸易试验区通过以负面清单为核心投资便利化改革，吸引外商直接投资和服务业开放，提高企业生产技术水平从而促进企业对外直接投资。以上实证结果验证了假设2。

表5 作用机制回归结果

(二)异质性分析

1.企业所有制异质性

按照企业所有权的差异性，将企业分为国有企业和民营企业。国有企业是中国对外直接投总额的重要组成部分，但近年来民营企业占中国对外非金融类投资的份额逐年递增，已经成为不可忽视的力量(王宝成等，2022)[41]。表6为企业所有权异质性回归结果，研究结果显示自由贸易试验区设立显著推动民营企业对外直接投资，而国有企业并未通过显著性检验。究其可能原因如下：第一，国有企业在对外直接投资过程中主要面临竞争中立性问题(王宝成等，2022)[41]，并不完全符合典型的异质性企业模型；第二，对于民营企业，融资约束是企业进行对外直接投资面临的首要问题(宫旭红、任颋，2017)[42]。自贸区的金融改革为民营企业提供更宽松的融资环境，大幅度降低企业对外直接投资的固定成本，从而对企业对外直接投资产生显著影响，相比之下，国有企业具有更多的融资渠道；第三，国有企业对外直接投资主要集中在能源、基础设施和基础材料方面，具有垄断优势。民营企业面临更激烈的市场竞争环境，需要提升企业生产技术能力增强企业竞争力，自贸区设立能够对民营企业国际化发挥更显著的作用。

表6 异质性与联动作用回归结果

2．行业异质性

《2020年度中国对外直接投资统计公报》显示，中国2020年对外投资并购行业前5名分别为电力/热力/燃气及水的生产和供应业、制造业、交通运输/仓储和邮政业、采矿业和信息传输/ 软件和信息技术服务业。2020年末第二产业和第三产业占对外直接投资存量的20.9%和78.6%。基于此，本文对第二产业和第三产业企业进行分组回归，探究自由贸易试验区设立对不同行业影响的差异。表6为行业异质性回归结果，回归结果显示自由贸易试验区设立对第二产业提升作用显著，但对第三产业作用尚不显著。戴翔(2014)[43]研究发现制造业企业对外直接投资的生产率符合典型的异质性企业模型，但生产率对服务业企业对外直接投资影响并不显著，这使得自贸区能够通过提高生产技术水平促进第二产业企业对外直接投资，但对第三产业作用并不明显。

3．区域异质性

自由贸易试验区在空间布局上有序地分布在东部、中部和西部地区，组成全面对外开放的前沿地带。基于自贸区的分布，本文对东部、中部和西部样本进行分组回归。表6为区域异质性回归结果，实证结果表明自由贸易试验区对东部地区企业对外直接投资促进作用显著，对中部和西部地区的作用并不明显。

(三)自由贸易试验区与“一带一路”的联动效应

“一带一路”和自贸区都是扩大对外开放的重大战略，两者是否会产生战略联动效应？本文构建如下三重差分模型进行实证分析：

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

(5)

其中Dit=FTZit*Tbriit,若企业i在t年对外直接投资的目的国含有“一带一路”沿线国家则Tbriit赋值为1，否则赋值为0。其他变量含义与上文设定相同。实证结果见表6,结果显示自由贸易试验区的设立促进企业对“一带一路”国家进行对外直接投资,即自由贸易试验区与“一带一路”政策具有战略联动效应，验证了假设3成立。

六、结论与启示

以2009—2020年A股上市公司为研究样本，基于渐进双重差分方法对自由贸易试验区与企业对外直接投资之间的关系及内在机制进行实证检验，得到以下结论：第一，基准回归结果表明自由贸易试验区的设立促进企业对外直接投资，实证结果通过有效性检验和稳健性检验。第二，自由贸易试验区通过缓解企业融资约束和提高企业生产技术水平两个渠道推动企业对外直接投资。第三，异质性结果表明，自贸区设立对民营企业、第二产业和东部地区的企业促进作用更加显著。第四，三重差分模型检验结果显示自由贸易试验区与“一带一路”倡议具有战略联动作用，自贸区能够提升企业对“一带一路”沿线国家投资。

基于以上研究结论，提出以下政策建议：首先，企业应抓住自由贸易试验区的制度红利，实现高质量走出去。实证结果证实自由贸易试验区的设立的确能够为企业提供母国制度优势，企业应利用好这一优势在全球范围内有效配置资源。其次，关注中西部地区自贸区发展。目前东部地区自贸区建设已经取得显著效果，在进一步扩容的过程中应关注中西部地区制度创新的独特性，更有效地发挥自贸区的制度优势。最后，“一带一路”沿线国家具有不同的资源与市场特点，自贸区在与“一带一路”对接过程中应寻找更加匹配的产业合作，进一步发挥自贸区与“一带一路”倡议的战略联动。