境外经贸合作区双边经贸效应分析
——基于双重差分方法的检验

李 喆 冼国明 李 健

一、文献综述

境外经贸合作区（下文简称：合作区）是企业为拓展海外业务建立的境外园区，始于1999年海尔集团建立美国工业园。2006 年商务部出台《境外中国经济贸易合作区的基本要求和申办程序》，2006—2007 年，获得设立批准的国家级合作区从8家增加到19家。2008年《国务院关于同意推进境外经济贸易合作区建设意见的批复》使合作区建设得到国家战略层面的支持；“一带一路”建设又赋予合作区“重要承接点”的地位，使合作区迎来迅速发展的新阶段。2016—2018 年，通过确认考核的合作区从20 家增加到30 家；2018 年末，纳入统计范围的合作区达到103家①。

现有文献普遍认为，合作区有助于推动企业“集群式走出去”以降低投资风险、发挥集聚效应（李春顶，2008）；改变产品原产地以规避贸易壁垒、减少贸易摩擦（洪联英和张云，2011）；利用东道国优势以降低生产成本、拓展海外市场（冯维江等，2012）；转移过剩产能以优化资源配置、促进产业升级（Lin，2012）；推广发展经验以增强中国影响力、带动东道国经济转型（Brautigam 和Tang，2011；Brautigam 和Tang，2014）。对特定合作区的研究，例如：以尼日利亚奥贡广东自贸区和越南龙江工业园为例，探究了合作区的产业选择（孟广文等，2018；孟广文等，2019）；以柬埔寨西哈努克港经济特区和中白工业园为例，探讨了合作区的建设机制（陈伟等，2020；刘志高和王涛，2020）；以泰中罗勇工业园和中印合作区为例，探索了合作区的发展模式（孟广文等，2020；梁育填等，2021）。对合作区效应的计量研究，例如：投资方面，合作区能够降低东道国经济风险、政治风险和制度质量的影响（余官胜等，2019；支宇鹏和陈乔，2019），从而显著增加中国对东道国的直接投资（李嘉楠等，2016；李金叶和沈晓敏，2019）；贸易方面，合作区不仅有效提高了中国和东道国之间的进出口总额（徐俊和李金叶，2020），而且显著扩大了东道国的整体贸易规模（严兵等，2021）。

合作区作为兼具重资产投资和轻资产运营两种建设模式、兼有跨境连锁加工和境外生产回销两种经营方式的新型平台，在提高国际双向投资水平、推动进出口协同发展方面契合了新发展格局的具体内容。为此，本文将合作区的建立作为冲击，在准自然实验的框架下，采用双重差分（Difference-in-Differences，DID）方法识别合作区的双边经贸效应。对比现有成果，本文的研究特色：在研究数据上，本文搜集整理了分布在57 个国家的204 家合作区的信息，并将合作区划分为农业产业型、轻工产业型、重工产业型、商贸物流型、科技研发型、综合产业型等6 个类型。在研究内容和结论上，本文全面考察了合作区的双边经贸效应，认为合作区整体上有助于“走出去”与“引进来”良性互动、进口和出口协同发展；并且详细分析了不同类型合作区在效应方向和效应大小上的异质性。

二、理论分析与假说

根据商务部和财政部的定义，合作区的本质是中国对东道国的OFDI②。因此，“合作区是否有助于‘引进来’”的理论根源在于OFDI对IFDI的影响，而“合作区是否协调了进口和出口”的理论根源在于OFDI的贸易效应。

（一）合作区对IFDI的影响

对于中国参与国际双向投资的历史实践，现有研究集中于IFDI 对OFDI 的影响，较少关注OFDI 对IFDI的影响。目前，只有少数的影响机制得到了经验检验，其中包括产业结构传导机制和汇率传导机制。

产业结构传导机制是指中国的OFDI 不论是通过转移边际产业促进比较优势动态递进，还是通过获取战略资产利用逆向技术溢出效应，都能够优化国内资源配置、实现产业结构升级，进而增强对IFDI 的吸引力（聂飞，2018）。汇率传导机制是指，中国的OFDI 导致人民币实际汇率下降，进而有利于外国企业将既定数量的外汇资本转化为更多的人民币资本，使其能够在直接投资的过程中支付更多的劳动力工资、固定资产投资和折旧以及土地租金等要素成本，从而扩张IFDI 的规模（聂飞和刘海云，2019）。总体而言，现有文献支持中国的OFDI对IFDI具有促进作用。合作区的特点决定了合作区所代表的OFDI理念和实践无法完全用传统的国际直接投资理论进行解释（许培源和王倩，2019）。合作区集中在收入水平、市场特点和需求档次同中国相近的发展中国家，以中国的经验优势为基础，将OFDI与东道国的经济社会发展相结合。合作区这一OFDI新模式天然落实了“共商共建共享”的全球治理观，将东道国纳入利益共同体和命运共同体，同时也对中国产生了除比较优势动态递进和逆向技术溢出效应之外的协同效应。因此，本文提出：

假说1：合作区对来自东道国的IFDI具有促进作用。

（二）合作区的贸易效应

对OFDI 的贸易效应进行研究的文献相当丰富，但研究结论不尽相同。一方面，Mundell（1957）基于赫克歇尔－俄林模型证明，如果两国的消费偏好与生产技术相似，国际直接投资所导致的要素转移将使两国要素价格均等、禀赋结构趋同，最终替代产品贸易；Grubel 和Johnson（1967）在完全竞争的市场结构中证明，如果OFDI没有使东道国具有比较优势的进口替代部门获得发展，那么OFDI对国际贸易具有替代效应。另一方面，Schmitz 和Helmberger（1970）认为，Mundell（1957）的分析仅适用于制成品的产业内贸易，当资本充裕的母国向自然资源充裕的东道国进行OFDI时，母国向东道国出口资本品而东道国向母国出口初级产品，从而扩张国际贸易的规模；Helpman（1984）则认为，在不完全竞争的市场结构中，OFDI使产品生产的不同环节得以在不同国家开展，因而OFDI 对国际贸易具有互补效应。尽管理论分析并无定论，但是针对中国的研究总体上支持OFDI对贸易具有互补效应而非替代效应（Wang和Gao，2019）。合作区作为“一带一路”建设的重要承接点，在OFDI 的理念和实践上具有中国模式的创新。合作区以政策沟通为前提，以资金融通为保障，其完备的基础设施和健全的公共服务，对设施联通和民心相通具有较强的溢出效应，有利于在各种层面上降低中国和东道国之间的贸易壁垒和贸易成本。因此，本文提出：

假说2：合作区有利于贸易畅通，表现为同时促进中国从东道国的进口和中国向东道国的出口。

三、研究设计

（一）模型设定

将合作区的建立作为冲击，在准自然实验的框架下，按照多期DID 方法（Beck 等，2010），并参考投资引力模型和贸易引力模型（Anderson，1979；Buckley等，2007），最终构建如下的估计方程：

其中，下标i指代国家，下标t指代年份；Yit为被解释变量，在不同的情况下分别表示中国在t年和i国之间的OFDI、IFDI、进口和出口。方程（1）中的cocz_dit是方程（2）中的组别虚拟变量coczi和时间虚拟变量postit的交互项（如果国家i是建区国家，则coczi= 1，否则coczi= 0；如果年份t是建区后年份，则postit= 1，否则postit= 0），其是DID 方法的核心变量。cocz_dit的系数β是本文所关注的重点，其估计值衡量了合作区的效应。δi是洲别固定效应（亚洲、北美洲、南美洲、大洋洲、非洲、欧洲）、ηi是区域固定效应（东亚与太平洋、北美、拉丁美洲与加勒比海、南亚、撒哈拉以南非洲、中东与北非、欧洲与中亚），用以控制不可观测且不随时间变动的个体差异；μt是年份固定效应，用以控制不可观测且不随个体变动的时间趋势；εit包含了其他不可观测因素；α为常数项。Xit为国家层面的控制变量。参照以往的理论分析和经验研究，本文选择了如下变量：①经济水平（lnpgdp，人均GDP 的对数）；②市场规模（lnpop，人口的对数）；③发展前景（ggdp，GDP增长率）；④产业特征（agri，农业增加值占GDP的百分比）；⑤距离成本（lndis，北京与i国首都地理距离和石油年平均价格乘积的对数）。

（二）数据说明和样本描述

本文选取同中国存在投资或贸易往来的国家或地区作为样本（其中，OFDI涉及187个国家或地区；IFDI涉及158个国家或地区；进口和出口各涉及216个国家或地区）。由于政府正式扶持的合作区建设时间是2006年，本文选定2006—2018年作为样本期。

在本文的被解释变量中，OFDI 数据采用中国对外直接投资流量，来源于《2011 年度中国对外直接投资统计公报》和《2018 年度中国对外直接投资统计公报》；IFDI 数据采用中国实际利用外商直接投资金额，来源于中华人民共和国国家统计局；进口和出口数据来源于UN Comtrade Database。本文在使用上述数据时，均将其折算为2010年不变价美元价值并取自然对数值。在本文的控制变量中，计算距离成本（蒋殿春和张庆昌，2011）所需的北京与样本国家首都地理距离数据来源于CPII Gravity Database，石油年平均价格数据来源于IMF Primary Commodity Prices；其余控制变量数据均来源于WB World Development Indicators。

本文以中国商务部对外投资和经济合作司、外国投资管理司以及中国国际贸易促进委员会的公开信息为基础，以各省商务厅的相关资讯为补充，以“1992—2018 年中国境外产业园区信息数据集”（李祜梅等，2019）为参考，搜集整理了中国企业截至2018年末在57个国家建设的204家初具规模的合作区信息，包含合作区、东道国、实施企业等3 个维度的数据。本文关注政府扶持阶段新建合作区的效应，为此在样本中剔除了2006年前就已建区的国家（包括柬埔寨、尼日利亚、俄罗斯、塞拉利昂、越南和赞比亚等6个国家），最终进入计量模型的是分布在51个国家的123家合作区③。主要变量的描述性统计见表1。

表1 主要变量描述性统计

四、实证结果

（一）基准回归

本文这一部分根据方程（1）的设定对合作区的双边经贸效应进行检验，基准回归结果见表2。表2 的第（1）与（2）列、第（3）与（4）列、第（5）与（6）列、第（7）与（8）列分别汇报了合作区对中国和东道国之间的OFDI、IFDI、进口和出口的影响；所有回归均控制了洲别固定效应、区域固定效应和年份固定效应；偶数列的回归控制了国家层面变量。由表2可见，在未控制国家层面变量的情况下，系数β的估计值均在1%的显著性水平上为正；在控制国家层面变量的情况下，系数β的估计值仍均为正，且在OFDI、IFDI 和出口的回归中显著。由此得到初步结论：合作区整体上对中国和东道国之间的双向投资和双边贸易均产生了促进作用。具体而言，合作区不仅显著增加了去往东道国的OFDI，还显著增加了来自东道国的IFDI，有助于“走出去”与“引进来”良性互动；不仅显著促进了向东道国的出口，还有利于从东道国的进口，有助于进口和出口协同发展。

表2 基准回归结果

续表

（二）有效性检验

为了保证基准回归的合理性和初步结论的可信度，本文这一部分检验DID 方法的有效性，包括验证平行趋势假设和进行安慰剂检验。

1.验证平行趋势假设

平行趋势假设是DID 方法的关键假设，要求处理组个体和控制组个体的变动趋势在干预发生之前保持一致。在本文的语境下，平行趋势假设要求建区国家在建区前与未建区国家在同时期和中国经贸往来的变动趋势保持一致。如果样本无法满足平行趋势假设，则说明模型尚未充分排除不可观测因素的干扰，无法科学评估合作区的效应。为了验证平行趋势假设，本文设定了如下的估计方程：

其中，如果年份t-k是建区年份t的前k年（0 ≤k≤5，k= 0 即建区当年），则posti,t-k= 1，否则posti,t-k= 0；其余设定与基准模型一致。如果系数βk（1 ≤k≤5）的估计值不具有统计显著性，则说明建区国家在建区前的5 年间与未建区国家在同时期和中国经贸往来的变动趋势不具有显著差异，由此可以证明样本满足平行趋势假设。图1 的（1）汇报了针对OFDI 的检验④，可见系数βk（1 ≤k≤5）估计值的95%置信区间包含零值，即在5%的显著性水平上不显著异于零，由此得以证明样本满足平行趋势假设。

图1 平行趋势检验及安慰剂检验（虚拟处理组）

2.安慰剂检验

检验DID 方法有效性的另一个角度是通过安慰剂检验排查干预效应是否混杂了不可观测因素的影响。将真实的干预时间或处理组重置为虚拟的干预时间或处理组，再通过原有的模型对干预效应进行估计，如果可以得到显著的“干预效应”，则说明模型受到不可观测因素的干扰，存在设定问题，有效性较低。本文分别利用虚拟干预时间和虚拟处理组进行安慰剂检验。

一方面，本文将方程（2）中时间虚拟变量postit的设定变更为“如果年份t是建区前年份，则postit= 1，否则postit= 0”，其余设定与基准模型一致，这意味着将合作区的存在设置在实际建立的时间之前。如果系数β的估计值仍然显著，则说明不可观测因素的影响混杂在合作区的效应中。表3的第（1）、（2）、（3）、（4）列分别汇报了针对OFDI、IFDI、进口和出口的检验。由表3 可见，在四种情况下，系数β的估计值均不显著，由此证明本文的模型较为充分地控制了不可观测因素，有效性较高。

表3 安慰剂检验（虚拟干预时间）

另一方面，本文将方程（2）中组别虚拟变量coczi的设定变更为“如果国家i是随机抽取的国家（同样抽取51 个），则coczi= 1，否则coczi= 0”，其余设定与基准模型一致⑤，这意味着将合作区的存在设置在随机抽取的国家之中。如果系数β的估计值仍然显著，则说明不可观测因素的影响混杂在合作区的效应中。为了避免小概率事件的干扰，本文将随机抽取重复10000次。图1的（2）汇报了针对OFDI的检验⑥，可见安慰剂估计值的均值接近于0（-0.0053），大部分p值大于0.05（67.260%），并且基准回归估计值在其中属异常值（基准回归t值大于99.920%的安慰剂t值），由此再次证明本文的模型受不可观测因素的影响较小，有效性较高。

（三）稳健性检验

合作区的区位不是随机的选择而是权衡的结果，这意味着在个体成为建区国家的机制中存在自我选择问题。建区国家与中国的经贸往来可能本来就比较密切，也意味着建区与否和经贸往来之间存在双向因果关系。这种非随机的分配机制导致建区国家不是总体的随机样本，进而会使估计结果产生偏差。为了缓解自我选择问题、检验结论的稳健性，本文这一部分使用基于PSM 和SCM 构建的、可比性更高的处理组和控制组估计合作区的双边经贸效应。

1.倾向得分匹配

由于合作区的建立有先后之分，本文采用逐年PSM 方法（Heyman等，2011）。匹配过程如下：首先，将总体按年份分层，在每一年份中挑选出首次建区国家和从未建区国家；然后，选择5 个国家层面的控制变量（均取滞后一期）作为匹配变量，在每一年份中通过Logit模型计算个体的倾向得分，为首次建区国家匹配出“近邻的”从未建区国家；最后，将所有年份的首次建区国家和与其匹配的从未建区国家合并，分别作为处理组和控制组，形成新的估计样本。本文对每一年份的匹配结果都进行了平衡性检验⑦，绝大多数年份中的匹配变量都表现出标准偏差绝对值大幅缩小和t统计量不再显著的变化，说明了匹配方法的合理性。

表4 中A 版的第（1）与（2）列、第（3）与（4）列、第（5）与（6）列、第（7）与（8）列分别汇报了合作区对中国和东道国之间的OFDI、IFDI、进口和出口的影响；所有回归均控制了洲别固定效应、区域固定效应、年份固定效应和国家层面变量。表4 中A 版的奇数列为PSM 样本的估计结果，与基准回归的估计结果基本一致，并且系数β的估计值在进口的回归中同样显著，合作区对进出口协同发展的促进作用更加明显。由此证明了初步结论的稳健性。

2.周边国家匹配

PSM 的匹配变量可能无法全面平衡国家之间的差异，而地理位置相邻的国家往往在各种方面表现出较强的相似性，从而具有较高的可比性。作为对PSM 的补充，本文将建区国家作为处理组，将建区国家的周边国家作为控制组，利用SCM形成新的估计样本，从另一个角度进行稳健性检验。表4中A版的偶数列为SCM样本的估计结果，与基准回归的估计结果基本相同。由此再次证明初步结论的稳健性。

3.增加控制变量

上文的有效性检验已经证明本文模型较为充分地控制了不可观测因素，受不可观测因素的影响较小。为了更直接地压缩遗漏变量的干扰，本文在模型中加入更多的控制变量进行稳健性检验。新加入的控制变量包括：①其他协定（fta自由贸易协定、bit双边投资协定）；②制度差异（diff，中国与i国平均制度得分之差的绝对值）；③开放程度（open，商品贸易占GDP 的百分比）⑧。表4 中B 版的第（1）、（2）、（3）、（4）列分别汇报了合作区对中国和东道国之间的OFDI、IFDI、进口和出口的影响；所有回归均控制了洲别固定效应、区域固定效应、年份固定效应和国家层面变量。表4 中B 版的估计结果与基准回归的估计结果没有明显差异，再次证明初步结论稳健。

表4 稳健性检验回归结果

五、异质性分析

进入计量模型的123 家合作区包括了分布在17 个国家的25 家农业产业合作区、分布在14 个国家的23 家轻工产业合作区、分布在12个国家的19家重工产业合作区、分布在8个国家的9家商贸物流合作区以及分布在7 个国家的7 家科技研发合作区。本文这一部分考察不同类型合作区双边经贸效应的异质性⑨。表5 的第（1）、（2）、（3）、（4）列分别汇报了不同类型合作区对中国和东道国之间的OFDI、IFDI、进口和出口的影响；所有回归均控制了洲别固定效应、区域固定效应、年份固定效应和国家层面变量⑩。

表5 不同类型合作区的影响

由表5 可见，虽然本文发现合作区整体上有助于“走出去”与“引进来”良性互动、进口和出口协同发展，但是不同类型的合作区在效应方向和效应大小上存在异质性，展示了丰富的发展形态。在投资方面，重工产业合作区和综合产业合作区对OFDI 和IFDI 均有显著的促进作用；农业产业合作区和商贸物流合作区使OFDI 显著增加；轻工产业合作区使IFDI 显著减少。在贸易方面，农业产业合作区对进口和出口均有显著的促进作用；商贸物流合作区和综合产业合作区使出口显著增加。

具体而言，农业产业合作区依托东道国的农业资源禀赋，园区建设需要较多的农田、水利等工程投资。当地农业产业的发展不仅为中国企业供应了原材料和中间品，也为东道国企业提供了投资机会。东道国企业对当地的投资替代了对中国的直接投资，同时增加了对中国的进口需求。因此，农业产业合作区表现出对OFDI、进口和出口的显著促进，却使IFDI有所减少。轻工产业合作区依托东道国的成本优势，园区建设不必进行工程投资，可以采用输出管理、组织运营等方式。当地轻工产业的发展不仅吸引了东道国企业，使当地投资挤占了对外直接投资，还吸引了中国企业，使当地生产和当地销售替代了原材料、中间品进口和最终产品出口。因此，轻工产业合作区表现出对IFDI 的显著减少，使进口和出口有所减少，却使OFDI 有所增加。重工产业合作区依托东道国的矿产资源禀赋，园区建设需要较多的工矿工程投资。当地重工产业的发展激励了东道国企业在中国开展市场寻求型直接投资，从而部分地减少了中国的进口需求，同时间接地扩充了中国的生产能力。因此，重工产业合作区表现出对OFDI 和IFDI 的显著促进，使出口有所增加，却使进口有所减少。商贸物流合作区依托东道国的区位优势，园区建设需要较多的铁路、道路、水运等工程投资。物流运输设施和技术的发展对中国和东道国之间的双边贸易有着直接的正向影响，而两国紧密的贸易关系同样会推动双向投资的开展。因此，商贸物流合作区表现出对OFDI 和出口的显著促进，也使IFDI 和进口有所增加。综合产业合作区集中体现了各类合作区的共性，也突出反映了中国企业入驻合作区的资源寻求动机和效率寻求动机，基于此类动机的生产转移对原材料和中间品的进口产生了替代作用。因此，综合产业合作区表现出对OFDI、IFDI和出口的显著促进，却使进口有所减少。

六、研究结论与启示

本文将合作区的建立作为冲击，在准自然实验的框架下，采用DID 方法识别了合作区的双边经贸效应，并考察了不同类型合作区双边经贸效应的异质性，为全面总结合作区的建设成效提供了经验证据，同时也在一定程度上完善了现有合作区效应研究的体系。党的十九届五中全会指出，建设更高水平开放型经济新体制，提升对外开放平台功能。结合研究结论，本文认为需要从以下三个方面进一步完善合作区的功能：第一，鉴于多数合作区普遍对OFDI 具有显著的促进作用，应当继续坚持合作区这一对外投资新模式，稳步发展传统园区、巩固提升重点园区、创新发展新型园区。各类合作区应当坚持生产与生活并重、硬件和软件并重，为入驻企业提供充足全面的基础设施和高效集成的服务体系，全方位覆盖政策咨询、企业注册、财税管理、海关申报、风险管控等服务内容，打造合作区有机服务生态，促进合作区高质量发展。第二，鉴于少数合作区甚至对IFDI具有显著的阻碍作用，应当充分发挥合作区高质量合作平台的作用，积极探索建立常态化的投资促进合作机制。各类合作区应当基于对东道国经济结构和产业优势的了解，一方面深化与东道国相关部门、机构和组织的会商合作，保持畅通密切的投资促进沟通渠道，另一方面推进与国内各类园区的协同发展，搭建精准对接的投资促进交流平台，助力国内园区提升招商引资效能。第三，鉴于只有少数合作区对进口具有正向影响，还有少数合作区对出口具有负向影响，应当充分发挥合作区高水平开放平台的作用，积极推动构筑互利共赢的产业链供应链合作体系。各类合作区一方面应当积极为外商投资牵线搭桥，配合以外商投资促外贸的发展规划，通过协助产业链供应链精准招商，带动外贸产业链供应链畅通运转，另一方面应当增强以对外投资促外贸的意识和能力，通过完善境外生产服务网络带动商品、服务、技术和标准出口，推动双边贸易和双向投资协调发展，推进新发展格局构建形成。

注释：

①参见中国贸促会境外产业园区信息服务平台：https://oip.ccpit.org。

②参见《境外经济贸易合作区考核办法》：合作区是指在中华人民共和国境内（不含香港、澳门和台湾地区）注册、具有独立法人资格的中资控股企业（实施企业），通过在境外设立的中资控股的独立法人机构（建区企业），投资建设的基础设施完备、主导产业明确、公共服务功能健全、具有集聚和辐射效应的产业园区。

③位于柬埔寨、尼日利亚、俄罗斯、塞拉利昂、越南和赞比亚等6个国家的合作区多达81家，平均每国13.5家，远高于其余51个国家平均每国2.41 家的水平。因此将其剔除同样有助于排除异常值的干扰。为了检验稳健性，本文使用包括上述六国的样本进行了估计，发现结果并未明显改变。

④篇幅所限，未列出IFDI、进口和出口的检验结果，如有需要请向编辑部或作者索取。

⑤单纯将coczi= 1赋予未建区国家无法改变其cocz_dit= 0的状况（因为其postit= 0），因此在操作中是将（建区身份，建区时间）组合同时赋予随机抽取的国家。

⑥篇幅所限，未列出IFDI、进口和出口的检验结果，如有需要请向编辑部或作者索取。

⑦篇幅所限，未列出平衡性检验的具体结果，如有需要请向编辑部或作者索取。

⑧其中，fta和bit为虚拟变量，与中国存在协定则取值为1，否则取值为0，数据来源于中国自由贸易区服务网和UNCTAD IIA Database，以协定生效时间为准；计算制度差异（Habib 和Zurawicki，2002）所需的全球治理指标数据来源于WB Worldwide Gover‐nance Indicators；其余控制变量数据均来源于WB World Development Indicators。

⑨科技研发合作区的样本量过少，因此不予讨论。

⑩为了检验稳健性，本文使用SCM样本进行了估计，发现结果没有明显区别。