自贸试验区设立与FDI的质量提升

陈 芳,许白雪

(安徽大学 经济学院,合肥 230601)

一、引言及文献综述

随着国内外发展形势不断变化,基于高质量发展视角重新审视我国利用外资的本质成为一个重要研究命题。积极有效利用外资,不仅是经济高质量发展的关键,也对加快构建以国内大循环为主体,国内国际双循环相互促进的新发展格局具有重要意义。自2013年9月正式成立中国第一个自贸试验区——上海自贸试验区以来,中国分六批设立自贸试验区,目前全国拥有自贸试验区的省份超过60%。作为促进开放型经济的高质量发展前沿阵地,自贸试验区形成的东西南北中全域开放的“雁阵”格局,对经济增长及区域的协调发展和更高水平的对外开放起到了重要推动作用[1-2],同时也为科学有效地引进外商直接投资提供了制度红利。2021年《关于推进自由贸易试验区贸易投资便利化改革创新的若干措施》赋予了自贸试验区在贸易投资便利化方面更大的改革自主权,以进一步加大改革创新力度。经济发展实践与相关理论研究均肯定了自贸试验区建设在促进外商直接投资中所起到的关键作用[3-4]。为了更好积累自贸试验区在利用外资上的制度创新经验,充分释放制度红利,本文在现有研究基础上,从利用外资的质与量两个视角评估自贸试验区设立的政策效应,对应付世界经济下行压力以及中美贸易摩擦不确定性等宏观因素,发挥自贸试验区“稳住外贸外资基本盘”的示范带动作用具有重要参考意义。

既有研究主要集中于自贸试验区的历程、创新举措、政策效应等。从整体角度评价自贸试验区的经济增长效应成为研究重点。自贸试验区围绕制度创新所形成的投资贸易便利化、金融创新开放、行政效能提升等改善了市场主体的发展环境,促进了经济快速增长[5]。但自贸试验区的经济增长效应具有明显差异性,沿海型自贸试验区的动力传导机制与内陆型自贸试验区的动力传导机制作用效果不同,且沿海型效果更佳[6];从城市层面来看,自贸试验区的政策红利在经济发展水平较低的城市效果更明显,而经济发展水平较高的“超大型城市”则需借助自贸试验区建设中的制度创新才能有效突破经济发展中的制度约束[7]。

关于FDI(Foreign Direct Investment)的研究也开始从关注FDI的“量”向更加注重FDI的“质”转变,重点关注FDI质量的衡量。已有研究大多采用FDI流量、FDI存量以及FDI占GDP比重等方式来衡量FDI的“数量”指标[8-9]。不同地区的FDI质量也存在异质性,随着经济社会发展形势越来越复杂,拘泥地考虑单一数量指标无法全面衡量FDI的发展水平。因此,近年来越来越多的研究者开始注重对FDI“质”的考量,在衡量指标中不仅关注FDI的量,还将其出口拉动、盈利能力以及技术含量等方面纳入衡量指标,进行综合评价体系的构建。Buckley 等从 FDI 自身出发,主张利用FDI 的项目规模、盈利能力、技术含量、产业和区域分布等指标评估 FDI 质量[10]。傅元海认为对 FDI 质量的评价应从 FDI 的本身质量水平和东道国利用 FDI 的效应两个主要方面进行,他在前人研究的基础上更多地考虑了FDI 的研发效应、外溢效应和开放效应[11]。李敏杰、王建较全面地从数量、平均规模、出口拉动效应、本地化程度、盈利能力和技术水平六个维度构建了 FDI 质量水平测度体系,考察其对中国绿色全要素生产率的影响[12]。白俊红、吕晓红基于FDI质量的视角,从 FDI 盈利能力、管理水平、技术水平、实际规模以及出口能力等方面建立表征FDI质量的指标体系,对 FDI 质量进行考核[13]。

基于现有文献分析,关于自贸试验区与FDI还有以下研究空间:一是以往关于FDI研究对量的关注较多,对质的研究较为缺乏;二是大部分是从省级层面构建模型以测度FDI质量,对于具体的城市层面对FDI质量的相关研究有待深度发掘,不同区域的经济发展水平及自然禀赋条件差异性较大,以省级层面建立的宏观模型不一定适合具体地区。鉴于此,本文着重考察自贸试验区设立与外商直接投资质、量的关系,分析自贸试验区的设立提升了FDI的“质”还是“量”?并探讨这种影响的地区异质性及其成因,以丰富自贸试验区影响外商直接投资方面的研究。本文试图从地级市层面运用多期双重差分法,基于外商直接投资的视角细致化研究自贸试验区的设立对FDI的质和量的作用。

二、机制分析

自贸试验区应运而生作为深化改革和扩大开放的重要措施,为构建更高水平的开放型经济体制,形成国际国内双循环的新发展格局提供了契机。作为新一轮制度创新的试验田,其设立会根据不同片区的特点、地理优势以及战略目标进行功能划分,在投资、贸易、金融、法制、政府职能等诸多领域进行各项改革。自贸试验区能够有效降低交易成本和提升产出效率,有效促进外商直接投资的增长[14-18],甚至对经济发展起着决定性的作用。为进一步探究自贸试验区对外商直接投资的量及质的影响,有必要对自贸试验区设立对外商直接投资的作用机制进行梳理。总体来看,自贸试验区设立主要通过营商环境改善效应和产业结构升级效应来影响外商直接投资的质和量。

(一)自贸试验区通过营商环境改善效应影响FDI的质和量

自贸试验区设立的首要目标就是通过一系列的制度创新、配套设施的体制改革来降低交易成本、提高交易效率。为了落实这一目标,首先形成了一整套自主和集成制度创新体系,包括以准入前国民待遇和负面清单为核心的外商投资管理制度、以国际贸易单一窗口为核心的贸易便利化管理制度;实行现代商事登记制度、事中事后监管制度、以市场主体首负责任为机制的综合监管制度;完善与市场化、法治化、国际化营商环境相适应的法制保障制度,调整国家层面上的外资法等法律法规、建立地方性司法保障及权益保护制度等。自贸试验区建设通过一系列的政策措施营造投资自由便利、贸易自由便利以及运输等自由便利的良好营商环境,有效压缩了外资企业的时间成本及投资成本,大大便利了外国投资者投资策略的制定,提高了投资效率和收益。值得注意的是,营商环境的改善效果是“螺旋式上升”的过程,在利于外商投资持续增资的同时,也对外资进入的质量提出了质疑,对于那些低质的FDI,可能会因为不符合条件而被“拒之门外”。同时,良好的营商环境也能够提高地区对引入外资的管理水平,为吸引更优质的外商直接投资提供平台[15,19-20]。

(二)自贸试验区通过产业集聚效应影响FDI的质和量

自贸试验区建设不仅要通过制度环境的改善降低外资进入的不确定性而吸引外资的流入。此外,自贸试验区还应集中探索发展高端制造业和现代服务业来促进区域产业转型升级,重点突破创新链的关键技术、产业链的关键环节。而自贸试验区的建设恰好会促进关联企业的产业集聚,进而推动资本、人力、技术的交流融合。自贸试验区的优惠政策和便利化措施通过产业关联效应对FDI也有提升作用[16-17,21]。在产业集聚形成的过程中,伴随着自贸试验区设立的“溢出效应”提升地区的创新能力,使得基础设施以及科研实力等不断增强,调整了区内产业结构,拓展了更多优质服务领域的开放,从而加速提升FDI的质量[22];同时各行业间的“知识外溢”也能够提升企业的创新合作能力,为有效吸引优质外资的进入提升外资质量创造了条件。

因此,结合以上分析,本文提出基本假设1:自贸试验区的设立一定程度上会降低外商直接投资的量,提升外商直接投资的质(图1)。

图1 自贸试验区影响FDI的质和量机制

(三)自贸试验区对FDI质和量的影响存在区域异质性

改革开放以来,外商在华直接投资已经实现跨越式发展,加之各自贸试验区所处的地理位置不同,经济发展水平、技术进步及战略发展定位等方面存在显著差异,外商直接投资的地区差异问题也日益突出。中东西部不同地区的产业结构、基础设施以及劳动力成本等要素的差异性,对其经济社会发展有着重要的影响。产业结构优化以及基础设施的完善一定程度上能够增加对外商直接投资企业的吸引力,而过高的劳动力成本则会因为增加企业的经营成本而对外商直接投资起一定程度的抑制作用。不同的资源禀赋以及政策发展目标决定了自贸试验区的设立对不同地区吸引外商直接投资的影响也会有所不同,同时随着经济发展形势越来越复杂,自贸试验区对各个地区的外商直接投资的区域差异性影响不仅表现在数量上而且体现在内在质量上,中东西部FDI的质量呈现出不同的区域特点[23]。

因此,本文提出基本假设2:自贸试验区的设立对不同区域FDI质和量存在差异性的抑制或提升作用。

三、研究设计

(一)实证模型与变量说明

2013年,上海自贸试验区作为中国第一批自贸试验区,开启了中国自贸试验区的改革开放之路,至2020年,中国先后设立了六批自贸试验区。鉴于自贸试验区的政策实施效果可能具有滞后性,本文选取了2013—2018年的前四批设立自贸试验区的城市,共涉及12个省市的26个城市。在前文理论及现象描述的基础上,本文将进一步研究自贸试验区设立对外商直接投资的影响效应。将自贸试验区政策实施的试点视为一次准自然实验,由于政策实施的时间不一致,运用多期双重差分法(多期DID)来评估自贸试验区设立对FDI的质和量的影响。将前四批设立自贸试验区的城市作为处理组,样本期内始终没有设立自贸试验区的其他城市作为控制组,通过对比设立自贸试验区后处理组城市与控制组城市的外商直接投资的变化,研究自贸试验区设立对外商直接投资质和量的影响效应。借鉴Beck[24]的多期双重差分模型来检验不同政策时间干预点的政策实施效果。基准回归模型最终设定如下:

FDIit==β0+ β1Dit+ β2Zit+ Ui+Vt+εit

参考 Beck 等的多期双重差分法,下标i、t分别表示城市和时间,将时间和政策虚拟变量的交乘项Dit作为核心解释变量,即i城市在t时刻是否是自贸试验区政策试点城市,反映自贸试验区设立对外商直接投资质和量的影响效应,其数值的正负及大小表示影响程度的大小,值为正且越大,表示正向影响程度越大,即自贸试验区的设立对FDI的质和量有显著提升作用。否则相反。FDIit是被解释变量,表示FDI质量;Zit是一组控制变量集合,表示影响FDI质量的其他因素;Ui是时间固定效应,Vt是地区固定效应;εit是误差项。

(二)变量选取与数据来源

1.变量选取。(1)被解释变量。分为FDI的量和FDI的质,在借鉴Kumar[25]、仲鑫和陈相森[23]等的做法基础上,分别设置FDI数量和FDI业绩指数来测度FDI的量和FDI的质,其中,FDI数量用各地级市实际利用外资额/GDP来表示;FDI业绩指数利用以下公式计算得到: FDI 业绩指数 = (FDIit/FDIt) / (GDPit/GDPt),其中,FDIit表示城市i在t年实际利用FDI的金额,FDIt表示t年我国实际利用FDI的总金额,GDPit表示城市i在t年的GDP总规模,GDPt表示t年我国GDP的总规模。(2)解释变量。本文设虚拟变量Dit为核心解释变量,对于实施自贸试验区政策且在样本期内的处理组赋值为1,其他则为0。考虑到各自贸试验区设立的时间以及可观测数据的长短,在本文的样本考察期内,将2013、2015、2017以及2018年之前设立自贸试验区的城市均赋值为 0,2013、2015、2017以及2018年当年及之后年度设立自贸试验区的城市均赋值为 1。(3)控制变量。参考相关研究,由于FDI的质(fqlity)和量(fqtity)还受经济发展水平、对外开放程度、基础设施、劳动力成本、政府干预度、产业结构等因素的影响。本文将其引入作为控制变量进行基准回归。其中,经济发展水平(gdp)用各地级市历年人均GDP表示;对外开放程度(opening)用进出口总额与GDP比值来表示;基础设施(infra),用城市道路面积来反映各地级市基础设施状况;劳动力成本(labor)用城镇单位在岗职工平均工资/人均GDP来表示;政府干预度(gov),用地方财政一般预算支出/GDP表示;产业结构(indu),用第三产业产值占GDP比重表示。

2.数据来源与样本说明。中国2013年首批设立自贸试验区城市,2015年、2017年、2018年分别设立第二、三、四批共26个城市的自贸试验区,考虑到自贸试验区设立的政策效应可能存在一定的滞后性,结合数据的可获得性和真实性,本文选取2005—2019年的数据,由于西藏数据缺失较严重,中国港澳台地区未涉及,因此本文的研究对象为其他30个省市的234个地级市样本。实证部分选用的数据主要来源于《中国城市统计年鉴》《中国统计年鉴》《中国区域统计年鉴》以及中经网、国泰安、EPS等数据库,对于缺失数据无法查询的,通过移动平均法进行相应完善,对控制变量取对数处理(表1)。

表1 描述性统计

四、实证结果与分析

(一)基准回归结果

如表2对自贸试验区设立作用于外商直接投资效应的基本回归结果进行了展示,第(1)(2)列为未加入控制变量时自贸试验区作用于外商直接投资质和量的基本回归结果,第(3)(4)列为加入控制变量之后的回归结果。从整体上看,无论是否加入控制变量,核心解释变量的系数均呈显著特征,说明自贸试验区设立对FDI有重要的影响。

表2 基准回归结果

具体看,一方面,对FDI的量来说,未加入控制变量情况下自贸试验区设立呈现在5%的水平上的显著正向影响;加入控制变量后,自贸试验区设立对FDI的正显著性转为负显著,这可能是由于自贸试验区的设立是国家经济高质量发展的抓手,相关措施的实施以及对外商投资的门槛的提高一定程度上阻挡了部分低质量外资的进入。另一方面,对FDI的质来说,无论是否加入控制变量,自贸试验区设立的核心解释变量对FDI质的影响都显著为正,这说明自贸试验区的设立对FDI质量有重要的正向促进作用。自贸试验区设立的优惠政策及营商环境的改善等政策的加持,优化了区内的产业结构,带动了区内企业的竞争及技术创新,使得引进外资的质量越来越高,验证了本文的基本假设。影响因素方面,可见政府干预、对外开放程度、产业结构、经济发展水平以及基础设施等因素对外商直接投资的质量呈显著的正相关,且在1%和5%的水平上显著;丰富的土地资源虽然一定程度上会吸引更多数量的外商直接投资,但从研究结果来看不是影响FDI质的关键因素。其中,劳动力成本对外商直接投资表现为显著的负向影响。为了吸引人力资源流入,自贸试验区普遍实施了各级各类人才政策,提高技能工人待遇水平,导致劳动力要素价格水平上涨[15],影响了外商投资企业投入更多的研发力量,则不利于外商直接投资质的进一步提升。

(二)稳健性检验

为检验回归结果的稳健性,本文通过改变自贸试验区设立时间、替换被解释变量以及运用倾向得分匹配三种方法对基准回归结果进行稳健性检验。如表3所示。

1.变换政策实施时间。本文通过改变自贸试验区设立的实施时间来展开稳健性检验。如假设自贸试验区的设立滞后1—2年的情况,判断前文基本回归的稳健性。表3展示了前四批自贸试验区的设立时间(2013、2015、2017、2018)滞后一年(D_after1)和两年(D_after2)的回归结果。从表中可以看到,对FDI的量来说,无论滞后一年还是两年,自贸试验区的设立对外商直接投资的影响效果均显著为负且至少在5%的水平上显著,印证了之前估计结论的稳健性。

2.替换被解释变量。为了进一步检验结果的稳健性,本文继续变换被解释变量测试其稳健性。通过变换一个同样能反映外商直接投资质和量的指标实证检验是否能产生与前文同样的结果。如果发现该指标的检验结果与前文一致,就说明能为前文的检验结论提供一个有力的证明。本文考虑把反映外商投资量的被解释变量FDI数量(实际利用外商直接投资额/GDP)替换为从规模上反映外商投资的指标——FDI规模(FDI实际利用额/外资企业数)。表3第(5)(6)列展示了变换被解释变量后的回归结果。另一方面,把反映FDI质的指标FDI业绩指数替换为FDI 企业本地化水平,利用各个地级市历年 FDI 的工业生产总值与其工业总产值之比计算得到。如第(6)列展示,将代表FDI质的指标替换为FDI本地化程度之后,回归结果依然显著为正,这再次证明了自贸试验区的设立对外商直接投资的质具有正向促进作用,与前文结论一致。

3.倾向得分匹配。自贸试验区对外商投资水平的影响可能受到特定地区的影响,即可能存在样本的选择性偏差。因此本文利用倾向得分匹配法对前文的基本结论进行进一步的检验。通过倾向得分匹配法能够最大程度地消减设立自贸试验区的选择性偏差和混杂偏差,实验方法为采用 Psmatch2 统计包用 Probit 模型进行拟合回归,在未设立自贸试验区的城市中找到与处理组相似的控制组组合。在此基础上,再与匹配的控制组进行回归检验。

如表3 最后两列显示,在考虑了可能存在的样本选择偏差问题后,自变量did仍然对被解释变量具有显著促进作用。因此可以认为即使采用倾向得分匹配方法挑选更加可比的城市样本,本文的结论依然成立。

表3 稳健性检验

五、进一步分析

(一)区域异质性

中国自贸试验区形成的东中西协调,陆海统筹的全方位、高水平的区域开放新格局,发挥着对标高质量营商环境,推进国内开放发展的重要功能[26]。因此,在上述研究的基础上,本文进一步思考的是自贸试验区的设立对FDI质量的影响是否会在中国不同的地区之间呈现不一样的政策效果?如果存在异质性,进一步分析造成这种差异的原因是什么?因此,为验证这一假设,本文对中国西北、东部、中部、西南以及东北五个地区依次进行分组回归,结果如表4 所示。无论是FDI量还是质,自贸试验区的设立对西北地区的影响均显著且在1%的水平上为正向显著,表明自贸试验区的设立能够有效提高西北地区FDI的质和量;其次,如表4描述,对于东部地区和西南地区,FDI质的交乘项的系数均在5%的水平上显著为正,说明自贸试验区设立显著提升了这两个地区吸引FDI的质;因此可以看出,相比于东部沿海城市,自贸试验区对西部内陆城市的吸引作用要更加明显。东北地区FDI量的交乘项的系数呈显著为负的结果,说明自贸试验区的设立一定程度上抑制了该地区FDI数量的提升。

(二)是否存在其他政策效应

2013年9月29日,中国(上海)自贸试验区正式挂牌。试验区按照“非禁止即开放”原则,这是中国第一次用负面清单管理外商对华投资。此后,中国陆续在自贸试验区内率先实施“负面清单”政策,“负面清单”政策的实施步伐基本与自贸试验区的设立保持一致。营商环境等的改善能促进外商直接投资[27-28],“负面清单”政策为提升外资发展水平提供了良好机遇,也对自贸试验区内吸引FDI的质与量起到了一定作用。部分设立自贸试验区的地区同时也实施了“负面清单”政策,因此,为检验这一政策效应的影响,本文整理了“负面清单”政策的相关信息,进而构建“是否为‘负面清单’政策实施城市的虚拟变量nr”,若是则赋值为1,否则为0,同时将其与时间虚拟变量time交乘,构成交乘项neglist作为控制变量加入式中进行检验。如表4第(11)(12)列所示,加入neglist后,自变量did对FDI的量的影响在1%的水平上显著为负,与前面的基准回归是一致的,同时可以发现,“负面清单”政策的实施可能因为抵制了部分低质量FDI的进入,从而也在一定程度上抑制了地区FDI数量的提升。

表4 异质性分析结果

(三)地区异质性成因的机制探讨

如前面分析所示,自贸试验区的设立对不同地区的FDI质和量有不同程度的抑制或提升作用,同时也验证了本文提出的基本假设2。将劳动力成本、政府干预程度、对外开放程度、产业结构、土地资源、经济发展水平、基础设施与自贸试验区政策的交互项分别单独引入到基本模型中,识别自贸试验区的设立对FDI质量的影响,在不同地区差异性的成因。政府干预程度、对外开放水平、土地资源、经济发展水平与自贸试验区政策的交互项的系数均不显著,说明政府干预程度、对外开放水平、土地资源、经济发展水平不是造成自贸试验区对不同地区FDI的质和量影响差异的主要原因。对FDI的量来说,劳动力成本、产业结构、基础设施与自贸试验区政策的交互项系数均显著且劳动力成本与产业结构至少在10%的水平上显著为负,这说明劳动力成本与产业结构是影响,在不同地区FDI数量差异的重要原因,劳动力成本越高,自贸试验区政策的实施对FDI数量的提升作用越弱,这是由于劳动力成本的增加会导致企业经营成本的上升,进而制约自贸试验区对FDI数量的提升作用。无论是FDI的质还是量,基础设施与自贸试验区政策交互项系数均显著为正,这说明基础设施是影响地区差异性的重要因素,基础设施越完善的地区吸引FDI的能力越强,越有利于FDI质量水平的提升(表5)。

表5 异质性成因机制分析

六、结论与建议

本文基于2005—2019年全国234个城市的面板数据,运用多期双重差分法,以首批及第二、三、四批设立的自贸试验区所在的城市为处理组,其余城市则为控制组,研究自贸试验区的设立提升了FDI的质还是量?研究结果如下:

第一,通过基准回归看,无论是否加入控制变量,自贸试验区的设立都对FDI产生显著影响,且对FDI的量有反向作用,对FDI的质呈显著正向作用。自贸试验区成立之后,会提升地区FDI的质,抑制FDI的量的提升,基本假设成立。

第二,经过倾向得分匹配进行检验后,发现结果依然显著,证明了回归结果的稳健性;替换被解释变量FDI的质为FDI本地化程度之后,自贸试验区对FDI的质仍然为正向显著;进一步假设政策实施时间后移,引入滞后一期和两期的解释变量,发现滞后一期检验之后回归结果显著,本文结论依然成立。

第三,在基准回归的基础上,本文进一步分析得到自贸试验区设立对FDI质和量影响具有地区差异性,自贸试验区的设立对西北地区FDI质和量有显著提升作用,同时也显著提升了东部地区和西南地区的FDI的质,抑制了东北地区FDI的量的增加;对地区差异性进一步分析发现劳动力成本与产业结构是影响不同地区FDI数量差异的重要原因,劳动力成本越高,自贸试验区的设立对FDI量的提升作用越弱,基础设施越完善的地区吸引FDI的能力越强,越有利于FDI质量水平的提升。

因此,本文的政策含义包括:第一,应积极推进越来越多的城市加入自贸试验区建设的队伍。充分发挥自贸试验区的带头示范作用,形成可复制可推广的吸引外资的实践经验,加快推进自贸试验区试点城市扩容,积极扩大自贸试验区对外商直接投资质量的提升效益。第二,实施准入前国民待遇和负面清单制度,推进利用优惠便利措施向制度创新优势升级,实现FDI的量与质并重,促进提升FDI质量,为实现中国经济高质量发展提供“支撑”。第三,全国不同地区应着眼于自身的资源禀赋及发展特点,充分发挥自贸试验区的政策优势,同时发挥相应地区固有的低劳动力成本、基础设施完善等的优势,对经济发展相对落后地区提升FDI数量的引进,对东部经济发展程度较高的城市在引进FDI数量的同时更要注重FDI的质量,为经济可持续健康发展增添动力。