“一帶一路”境外經貿合作區建設的對外投資促進效應研究

岳中剛 王凱

摘要 境外經貿合作區是共建“一帶一路”的重要抓手，也是推動中國企業高質量、規?；蛥f同化“走出去”的重要平臺，如何全面評估合作區建設對中國企業對外直接投資的影響具有重要的現實意義。本文基于中國企業2003—2019年綠地投資數據，對“一帶一路”境外經貿合作區的投資促進效應進行實證檢驗。研究結果表明，“一帶一路”境外經貿合作區建設顯著促進中國企業對東道國的直接投資；“一帶一路”境外經貿合作區建設的溢出效應和示范效應促進東道國基礎設施改善以及營商環境提升，進而促進中國企業對東道國的投資增長；“一帶一路”境外合作區建設更為顯著地促進中國企業對鄰近的東道國以及“海上絲綢之路”沿線國家的投資增長，對低收入、高稅負東道國和重點行業的投資促進效應更大。研究結論為新發展格局下中國企業如何利用國內國際兩個市場、兩種資源提供有益的理論和實證支撐。

關鍵詞 “一帶一路” 境外經貿合作區 對外直接投資 投資促進效應

一、引言

境外經貿合作區，又稱境外園區、境外工業園區等，是指中國企業在境外打造的、以產業為支撐的經濟集聚平臺，也是企業“以大帶小”產業鏈出海的載體，本質上屬于“飛地經濟”的試驗區發展模式。2017年，習近平主席在“一帶一路”國際合作高峰論壇圓桌峰會上強調，“在實體經濟合作方面，要大力推進經濟走廊建設，辦好經貿、產業合作園區，進一步促進投資、聚合產業、帶動就業，走創新發展之路?！绷暯?開辟合作新起點謀求發展新動力——在“一帶一路”國際合作高峰論壇圓桌峰會上的開幕辭［N］.人民日報，20170516（03）.境外經貿合作區作為中國企業在“一帶一路”沿線國家抱團出海和集群式投資的重要平臺，既是中國以成功的產業園區發展經驗推動沿線國家可持續工業化的重要抓手，也是增強國內國際兩個市場、兩種資源聯動效應的重要支撐。中國境外經貿合作區自2006年進入規模建設，截至2021年年底，納入中國商務部統計的境外經貿合作區已有113家，累計投資達到507億美元，上繳東道國稅費66億美元，為當地創造392萬個就業崗位。其中，82家分布在“一帶一路”沿線37個國家，占境外經貿合作區總量的73%。

經過近二十年的建設運營實踐，境外經貿合作區已經成為中國與沿線國家要素流動、投資聯系和價值鏈分工的功能性樞紐，以及開展第三方市場合作的國際合作平臺。以2005年建設運營的泰中羅勇工業園為例，該合作園區從泰國產業基礎和資源優勢出發，順應中國優勢產能轉移、勞動力成本上漲等趨勢，實施“先龍頭、后配套”?“橫向成群、側向成鏈”的集群式投資模式，已發展成為中國傳統優勢產業在泰國的產業集群與制造業出口基地。截至2021年年底，泰中羅勇工業園已入駐中國企業165家。根據泰國投資促進委員會（BOI）的統計數據，2021年泰國招商引資累計超過6400億銖，其中來自中國的投資達38567億銖，中國是其第二大投資來源國。為此，作為東道國與中國加強投資合作以及融入全球分工體系的樞紐平臺，境外經貿合作區既推動了東道國產業集聚、本地就業以及充當制度建設試驗區，也有利于中國與沿線國家以投資聯動構建區域價值鏈，從而減少對現行發達國家主導的全球價值鏈的過度依賴。然而，“一帶一路”沿線大多是發展中國家和新興經濟體，中國企業投資也面臨著政治風險較高、產業基礎薄弱、融資困難、市場不夠完善、人才缺乏等多重風險和發展困境。例如，2013—2018年，中國對沿線國家投資的問題大型項目為66個，占大型投資項目總數的比重為189%；問題項目涉及金額高達6582億美元，占大型項目投資金額的317%（方慧和宋玉潔，2019）。

現有針對境外經貿合作區的研究主要從三個方面展開：一是定性分析境外經貿合作區的雙邊政策保障、產業聯動優勢、風險防范等（劉洪愧，2022；方志斌等，2022；高連和，2021），二是通過案例研究境外經貿合作區的發展模式、產業定位、文化適應性等（王淑芳等，2022；梁育填等，2021），三是實證檢驗境外經貿合作區的區位選擇、投資效率、貿易效應等（嚴兵等，2022；嚴兵等，2021；許培源和王倩，2019；李嘉楠等，2016）。然而，現有研究尚未對境外經貿合作區的投資促進效應進行系統分析，特別是以此作為因果識別機制的政策評估，這為本文提供了可能的拓展空間。相較于已有研究，本文可能的邊際貢獻如下：（1）在研究視角上，從聚焦于雙邊貿易或投資的宏觀視角創新性地轉向微觀視角。本文使用2003—2019年中國企業綠地投資數據，較為準確地識別境外經貿合作區建設的投資促進效應以及異質性特征，避免了宏觀視角反映中國企業對外直接投資存在的偏差性問題。（2）在研究內容上，本文不僅對境外經貿合作區是否有積極的投資效應進行考察，還從東道國基礎設施改善和營商環境提升兩個維度探討境外經貿合作區投資促進效應的內在機制，將研究從“是什么”推進到“為什么”的維度。（3）在研究方法和數據上，基于較為完整真實的中國企業對外綠地投資項目信息，采用雙重差分（DID）法對境外經貿合作區建設的投資效果進行系統評估，并通過安慰劑檢驗以及傾向得分匹配—雙重差分（PSMDID）方法進行穩健性分析，以提高研究結果的可信性。

本文后續內容包括：第二部分為文獻綜述和理論假設；第三部分為模型構建與描述性統計；第四部分為實證結果與經濟解釋；最后是研究結論和政策啟示。

二、文獻綜述與理論假設

（一）境外經貿合作區建設的投資促進效應分析

與單槍匹馬式的對外直接投資相比，中國企業在境外經貿合作區內集聚所形成的抱團出海，不僅有助于構建產業鏈聯動優勢，而且在經驗分享、政策協調、基礎設施配套等方面產生的集體行動優勢和政府保障優勢，能夠更好地應對“一帶一路”沿線復雜多變的外部環境（許培源和王倩，2019）。境外經貿合作區具有一定的風險規避功能，從而降低了中國對外直接投資（OFDI）對東道國制度風險的敏感性（支宇鵬和陳喬，2019）。境外經貿合作區以生產基地—總部、離岸外包等方式嵌入東道國本地生產網絡，將“一帶一路”沿線國家納入以中國企業為主導的區域價值鏈體系，以在更大的市場范圍內提高資源配置能力，增強產能合作的協同效應（劉志彪和吳福象，2018）。李嘉楠等（2016）基于1992—2013年中國與216個國家的貿易投資數據實證研究發現，境外經貿合作的貿易投資促進效應大于雙邊投資協定和自由貿易協定。境外經貿合作區的諸多優勢使其對中國對外直接投資的磁石效應不斷增大，成為中國企業與沿線國家投資合作以及產業鏈供應鏈暢通銜接的重要平臺。以2015年開始建設運營的中白工業園為例，截至2021年年底，入園企業達到85家，其中中資企業43家，歐美及其他國家投資企業17家，協議投資額近13億美元。此外，也有研究認為經貿合作區建設可能出現產業轉移尤其是高能耗企業集體外遷，導致當地環境惡化、勞動力保護不力、可持續性發展較差等問題，且近半數境外經貿合作區尚未實現盈利，這在一定程度上增加了中國企業的投資風險（Manfredi，2017）?；谏鲜龇治?，本文提出以下假設：

假設1：境外經貿合作區具有吸引企業集聚的磁石效應，可以促進中國企業對東道國的直接投資。

（二）境外經貿合作區建設與基礎設施改善的機制分析

根據世界銀行世界發展指標（WDI）數據庫的數據，“一帶一路”沿線多是發展中國家和新興經濟體，基礎設施相對落后且差異較大，區域設施聯通水平也比較低。以數字基礎設施為例，2018年沿線國家平均每100人中僅有1446人能夠使用固定寬帶，低于世界平均水平（1481人/100人）和經濟合作與發展組織平均水平（3211人/100人）。特別是在南亞和東南亞國家，每100人中的固定寬帶使用人數分別只有39人和79人。根據中華全國工商業聯合會牽頭的2019年“一帶一路”沿線中國民營企業現狀調查，基礎設施薄弱制約了中資企業在沿線國家的投資運營，這些企業對當地基礎設施薄弱的最大痛點感知并不是來自傳統意義上的大型基礎設施建設，而是與日常生產、生活更緊密相關的基礎設施（如文化娛樂設施、醫療衛生設施、互聯網設施條件）不足等問題。境外經貿合作區大多由專業開發企業建成較為完善的基礎設施、生活服務配套、商業性設施等。根據中國商務部和聯合國開發計劃署發布的《中國“一帶一路”境外經貿合作區助力可持續發展報告》，在問卷調查反饋的42家合作區中，88%的合作區配套了員工宿舍，73%建設了一站式服務中心，63%配備了醫療、教育、餐飲等生活服務。此外，中國豐富的產城融合發展經驗在進行適當改進后可復制到沿線國家，將經貿合作區與城市發展進行有機結合，從而促進整個地區的基礎設施升級?；A設施作為一種具有空間溢出效應的準公共產品，能夠降低運輸和物流成本、促進跨境或跨區域的資本流動等（Felbermayr?&?Tarasov，?2022）。多數文獻借助世界經濟論壇（WEF）發布的交通基礎設施指數以及WDI數據庫建立跨國面板的引力模型，研究基礎設施發達程度對資本跨國流動、雙邊貿易以及國際旅游的影響，結論基本支持存在正向效應（金剛和沈坤榮，2019；Mahyideen?&?Ismail，?2012；PortugalPerez?&?Wilson，?2012）。因此，境外經貿合作區的基礎設施建設推進了東道國的城市化和工業化進程，維護了中國與沿線國家產業鏈供應鏈穩定暢通，形成基礎設施建設引領、產業集聚、產能合作、價值鏈構建和民生改善的綜合效應?；谏鲜龇治?，本文提出以下假設：

假設2：境外經貿區建設可以促進東道國基礎設施改善，進而促進中國企業對東道國的直接投資。

（三）境外經貿合作區建設與營商環境提升的機制分析

跨國投資行為通常具有不可逆性，無論是規避投資風險的現實需要，還是適應差異性市場環境以融入本土生產網絡的可持續發展，跨國企業往往都更傾向于到營商環境較好的東道國進行投資（王勇和馬雨函，2021）?！耙粠б宦贰毖鼐€部分國家存在政局不穩定、政策不連續且執行效率低等問題，使該區域整體營商環境遠落后于發達國家。根據世界銀行發布的《2020年營商環境報告》，所涵蓋的“一帶一路”沿線國家平均營商環境指數為672，平均排名85名。境外經貿合作區作為政策試驗田，建設過程中會采取全面協調的方式，著力解決手續繁雜、政策障礙等問題，提供更完善的土地、資金、勞動力等要素配套服務，從而有助于在經貿合作區創造有利的營商環境，通過降低中國企業的進入門檻而吸引直接投資（Kumar?&?Aggarwal，?2005）。在各種國際產業合作模式中，建設經貿合作區或工業園區已被證明是倒逼東道國優化營商環境以及促進東道國產業升級和經濟發展的有效途徑。根據聯合國貿易和發展會議（UNCTAD）的統計，2017—2019年“一帶一路”沿線30個國家共出臺了96項促進外商投資的新舉措，占全球總數的59%，包括簡化投資手續、成立更多的經貿合作區、進一步開放金融市場、減少外商投資所需持有的股份等。這反映出“一帶一路”沿線國家正在抓住共建“一帶一路”機遇，積極改善自身的營商環境，吸引中國乃至全球跨國投資以提升自主發展能力?；谏鲜龇治?，本文提出以下假設：

假設3：境外經貿區建設可以提升東道國營商環境，進而促進中國企業對東道國的直接投資。

（四）境外經貿合作區對外投資促進效應的異質性分析

“一帶一路”沿線國家分布東西跨度較長，地理距離存在顯著差異?？紤]到交通成本以及溝通的便利性，中國企業可能更傾向于到地緣鄰近的沿線國家投資。相對于陸地絲綢之路，中國海上絲綢之路時間長、范圍廣、影響大，且具有獨特的華僑網絡優勢，可以幫助海外投資企業融入當地生產網絡，從而有效降低投資風險。此外，東道國特征也在一定程度上影響中國企業對外投資的區位選擇，欠發達的沿線國家通常伴隨著低水平的基礎設施，而境外經貿合作區的建設對這些國家基礎設施升級的促進效應更為明顯（嚴兵等，2021）。對于“一帶一路”重點行業以及稅負較高的沿線國家而言，境外經貿合作區建設可以使其享有更多的政策和稅收優惠，從而對中國企業直接投資產生更大的吸引力?；谏鲜龇治?，本文提出以下假設：

假設4：境外經貿區建設的投資促進效應具有異質性，對地緣鄰近、“海上絲綢之路”、低收入、高稅負的東道國以及“一帶一路”建設重點行業的投資促進效應更為明顯。

三、模型構建與描述性統計

（一）模型構建

本文采用雙重差分（DID）法，實證檢驗境外經貿合作區建設對中國企業對外直接投資的影響，建立的計量模型如下：

lnOFDIijt=α+βOETCZonejt+θcontroljt+μt+δi+εijt（1）

其中，i、j、t分別表示企業、東道國和時間，lnOFDIijt表示中國企業i在t時期對東道國j直接投資額的對數變換。OETCZonejt是核心解釋變量，表示t時期東道國j是否建設運營境外經貿合作區?？紤]到境外經貿合作區規劃建設到產生投資效應具有時滯性，如果東道國j在t-1年建設境外經貿合作區，則OETCZonejt為1，否則為0。由于境外經貿合作區在不同東道國建設時間并不一致，因此模型（1）是一個時變的DID模型。如果境外經貿合作區建設顯著促進了中國企業對東道國的直接投資，則估計系數β將顯著為正。Controljt表示東道國層面的控制變量，包括東道國勞動力成本、經濟發展水平、自然資源稟賦、貿易依存度、開放度等。εijt為隨機擾動項，μt表示時間固定效應，δi表示國家固定效應，以控制東道國層面不隨時間變化的因素。

本文使用計量模型檢驗假設2和假設3提出的基礎設施改善和營商環境提升這兩個可能的機制，將其作為中間變量，進一步構建境外經貿合作區建設促進中間機制進而促進中國對東道國直接投資的傳導鏈條：

Zjt=α+βOETCZonejt+θcontroljt+μt+δi+εijt（2）

模型（2）中的Zjt表示中間變量，分別為t年東道國j的基礎設施水平和營商環境評價。其中，基礎設施水平選取能源基礎設施、通信基礎設施和交通基礎設施三個維度衡量；營商環境評價在總體評價的基礎上，進一步選取了財產登記、納稅、合同執行等分項評價。若模型（2）回歸結果中估計系數β統計顯著，則可以推斷中間機制作用的合理性。關于中間機制促進中國企業對東道國投資方面，已有較多文獻和經驗論證了東道國基礎設施和營商環境對吸引外商直接投資的正向影響（Felbermayr?&?Tarasov，?2022）。

（二）數據說明與描述性統計

1被解釋變量

本文采用了英國《金融時報》fDi?Markets數據庫提供的2003—2019年中國企業綠地投資數據、李祜梅等（2019）收集的1992—2018年中國境外產業園區信息數據集、中國國際貿易促進委員會認證且納入統計的境外經貿合作區數據集、世界銀行WDI數據庫和世界經濟論壇《全球競爭力報告》的匹配數據。其中，關于中國企業對外直接投資的實證研究資料大多選自商務部《境外投資企業名錄》，該數據庫僅收集了獲得對外投資審批權限的中國企業信息，可能存在部分企業獲得對外投資權限后，實際上并沒有實施對外投資行為的情況。fDi?Markets數據庫是目前較為全面的全球企業跨境綠地投資在線數據庫，基于該數據庫可以較為客觀真實地考察中國企業對“一帶一路”沿線國家的直接投資狀況。商務部的統計數據顯示，中國企業在沿線國家的投資以綠地投資為主，并購投資相對較少，如2021年中國企業在沿線國家實施的并購項目僅92起，并購金額623億美元，僅占中國跨國并購總額的196%。為此，本文選取中國企業的綠地投資流量數據，實證檢驗境外經貿合作區建設的投資效應更符合現實特征。

2解釋變量

關于東道國是否建設運營境外經貿合作區，本文以1992—2018年中國境外產業園區信息數據集為基礎數據，并進一步與商務部官方網站披露的境外經貿合作區建設新聞以及中國國際貿易促進委員會認證且納入統計的境外經貿合作區進行匹配和修正。

3機制變量

機制變量營商環境是東道國層面的客觀指標，主要來源于世界銀行發布的世界各國營商環境指數。世界銀行各國營商環境指數收集了市場主體在準入、生產經營、退出等過程中涉及的政務環境、市場環境、法治環境、人文環境等有關外部因素和條件的評價數據。本文刪除了數據集中存在較多缺失值的勞動力市場規范和電力供應兩項指標，將開辦企業、建筑許可、財產登記、信貸獲得、少數投資者保護、納稅、跨境貿易、合同執行、破產辦理九項二級指標的得分進行無權重平均化處理，獲得東道國營商環境評價。

4控制變量

本文還控制了東道國層面影響中國企業直接投資的關鍵因素，數據主要來自世界銀行WDI數據庫。東道國經濟發展以國內生產總值（GDP）增長率表示，東道國勞動力成本以東道國人均GDP衡量，東道國貿易依存度以貨物和服務進出口總額占GDP的比重測度，東道國自然資源稟賦以自然資源租金總額占GDP的比重衡量，東道國開放度以外商直接投資（FDI）凈流入占GDP的比重測度。

為了消除量綱和避免極端值的影響，本文對連續變量在1%的水平上進行縮尾處理，并對中國企業對外直接投資額、東道國勞動力成本進行了對數變換。最終將樣本的時間維度設定為2003—2019年，樣本觀測值為2320個，包含了61個“一帶一路”沿線國家的相關信息。表1為主要變量的統計性描述，可以發現約有51%的中國企業綠地投資項目發生在建有境外經貿合作區的“一帶一路”沿線國家。

四、實證結果與經濟解釋

（一）基準回歸結果

本文構建“一帶一路”境外經貿合作區建設與中國企業對東道國直接投資的面板數據，根據計量模型（1）使用雙重差分方法檢驗境外經貿合作區建設的投資效應，基準回歸結果如表2所示。其中，列（1）的估計系數在1%的顯著性水平下為正，表明境外經貿合作區建設顯著地促進了中國企業對東道國的直接投資。為了緩解遺漏變量的影響，列（2）控制了東道國層面的特征變量，核心解釋變量的估計系數明顯變小，但仍在1%的顯著性水平下為正。列（3）進一步控制了東道國層面的固定效應，從回歸結果來看，核心解釋變量的估計系數依然為正且具有統計顯著性，表明境外經貿合作區建設可以促進中國企業對“一帶一路”東道國直接投資平均增長約2817%，從而驗證了假設1。境外經貿合作區的建設運營能夠促進中國企業對東道國的直接投資從典型案例得以證實，如泰中羅勇工業園的中資企業數量從2005年建園之初的30多家發展到2021年底的165家，逐步完成了企業“走出去”到產業“走出去”的轉型，實現了從全球“賣賣賣”到“銷地產”，再到中國制造業企業集聚境外平臺的跨越。由此可見，無論是實證檢驗或是案例實踐均表明，“一帶一路”沿線國家境外經貿合作區建設有效促進了中國企業的對外直接投資，而建設上下游產業鏈聯動的經貿合作區，已成為中國企業規避貿易風險、參與經濟全球化競爭的現實需要，也是中國構建和深化“一帶一路”區域價值鏈合作的重要方式。

（二）平行趨勢檢驗

基準回歸結果揭示了“一帶一路”境外經貿合作區建設顯著促進了中國企業對東道國的直接投資，但該結論依賴于一個重要的潛在假設，即滿足平行趨勢，也就是說處理組和控制組在事件發生之前的變化趨勢是一致的，從而可以將控制組假定為實驗組的反事實。換而言之，在“一帶一路”沿線國家，若在境外經貿合作區建設之前，中國企業對東道國直接投資額變化趨勢無顯著差異，而在建設運營之后有了大幅度提升，則可以判斷境外經貿合作區建設對于中國企業對東道國直接投資確實存在顯著的促進效應。在多期DID模型下，不同個體的政策實施時點不同，因此本文借鑒白俊紅等（2022）的研究，選擇事件研究法進行平行趨勢檢驗，并將合作區進入東道國的前一年設定為參照組，檢驗結果如圖1所示。從圖1中可以看出，在沿線國家建設境外經貿合作區之前，實驗組與對照組在對外投資上無顯著差異，即境外經貿合作區建設符合平行趨勢假設；而在建設境外經貿合作區之后的一年，對中國企業直接投資的影響系數顯著為正。

（三）安慰劑檢驗

1構建虛擬事件時間

本部分將境外經貿合作區建設時間設定為實際建設之前的某個時期，以此考察“一帶一路”沿線境外經貿合作區建設對中國企業的投資促進效應是否依然存在。如果將事件發生前置到某個時期，那么核心變量的估計系數將不顯著。如果結果與預期相反，說明某些潛在的不可觀察因素也會驅動中國企業對“一帶一路”沿線國家投資，而不僅僅是由于境外經貿合作區建設帶來的投資促進效應。為了確保檢驗結果的穩健性，本部分將境外經貿合作區建設這一事件沖擊設定為實際進入年份的1年、2年或3年之前，分別生成新的核心解釋變量Before_1、Before_2和Before_3進行回歸。表3結果顯示，核心變量的估計系數并不顯著，因此可以排除其他潛在不可觀測事件對中國企業對“一帶一路”東道國投資行為的影響。

2隨機抽取處理組

本部分通過從樣本中隨機抽取“一帶一路”沿線境外經貿合作區所在東道國作為處理組，構建安慰劑檢驗的虛擬變量OETCZonefalse，對基準回歸結果進行安慰劑檢驗。由于虛擬處理組是隨機生成的，理論上OETCZonefalse不會對模型（1）的被解釋變量lnOFDI產生統計上顯著影響，即估計系數β=0。為進一步保證安慰劑檢驗的隨機性，避免其他可能存在的小概率事件對估計結果的潛在干擾，本部分將構建虛擬處理組的過程重復500次進行回歸分析，圖2報告了500次虛擬處理組的估計系數核密度以及對應P值的分布。從圖2可以看出，回歸系數的均值接近0，且多數P值大于01。綜合而言，基準回歸并不存在嚴重的遺漏變量問題，這也反映出“一帶一路”沿線國家境外經貿合作區建設對中國企業投資的促進效應并非偶然事件。

（四）穩健性檢驗

1使用PSMDID模型

上述安慰劑檢驗結果排除了基準回歸中可能存在的遺漏變量問題，但還可能存在反向因果關系的內生性問題。關于境外經貿合作區建設的區位選擇，中國商務部或經貿合作區開發運營企業可能傾向于選擇勞動力成本較低、開放程度高以及自然資源稟賦豐裕的“一帶一路”東道國，中國企業到這些東道國直接投資可能是自選擇的結果。因此，為緩解自選擇可能導致的偏誤問題，本部分使用PSMDID模型進一步驗證基準回歸結果的穩健性。在進行傾向得分匹配時，采用1∶4的近鄰匹配，選取東道國的勞動力成本、貿易依存度和開放度水平作為協變量，進行平衡性檢驗，以觀察各協變量誤差削減情況。從表4的匹配結果可以看出，所有協變量的標準誤差在匹配后均明顯降低且小于5%，即匹配后處理組和對照組的可比性上升。T檢驗的統計結果表明，處理組與對照組無系統性差異，這也體現了本部分所選取的協變量是合適的。然后，對匹配后的樣本進行雙重差分估計。表5列（1）的回歸結果顯示，“一帶一路”沿線境外經貿合作區建設依然顯著促進了中國企業對東道國的直接投資，與基準回歸結果并不存在明顯差異。

2處理負權重問題

使用多期DID估計方法其實是多個不同處理效應的加權平均，由于可能存在權重為負的情形，不同處理效應加權平均后得到的平均處理效應的估計結果可能存在偏誤，甚至可能會與真實的平均處理效應方向相反，即使用多期DID模型有可能會產生有偏估計（Athey?&?Imbens，?2022;GoodmanBacon，?2021）。為排除負權重問題的影響，本文采用Callaway?&?SantAnna（2021）提供的改進方法對基準回歸重新估計，進一步驗證多期DID模型設計的有效性。表5列（2）回歸結果顯示，核心解釋變量的估計系數依然顯著為正，說明不同處理效應導致的“負權重”問題不影響本文結論。

3替換核心解釋變量

在基準回歸中，本文使用東道國是否有建設運營的境外經貿合作區這一虛擬變量作為核心解釋變量，而不同東道國建設運營的經貿合作區數量是不同的，這可能會影響中國企業對東道國的直接投資。為此，本部分進一步采用東道國建設運營的經貿合作區數量替換基準回歸中的虛擬變量進行檢驗，回歸結果如表5列（3）所示。其中，“一帶一路”沿線境外經貿合作區建設運營數量依然顯著地促進中國企業對東道國的直接投資，但與基準回歸結果相比，估計系數明顯減小，這表明東道國經貿合作區數量的增加，對吸引中國企業直接投資的邊際效應可能會逐漸降低。

4剔除國家級經貿合作區樣本

考慮到商務部、財政部確認考核的國家級境外經貿合作區無論是在建設規模還是政策優惠等方面都具有較高層次，與一般境外經貿合作區對中國企業對外直接投資的影響不同，本部分剔除了20家國家級境外經貿合作區樣本進行回歸。表5列（4）的結果與基準回歸結果并無明顯差異，充分驗證了回歸結果的穩健性。

5控制東道國的相關變量

除了上述控制的各類因素，企業對外直接投資也與東道國的制度質量、中國與東道國間的地理距離、雙邊投資協定簽署情況等因素密切相關。因此，本文進一步將上述因素作為控制變量納入模型。其中，東道國的制度質量借鑒楊宏恩（2016）的做法，由全球治理指標體系中話語權與問責權、政權穩定與避免暴力、政府效率、監管質量、法律秩序、政府腐敗控制六個維度的平均值來衡量；雙邊投資協定數據來自聯合國貿易和發展會議的雙邊投資協定（BIT）數據庫，并與商務部投資協議核對校驗。中國與東道國間的地理距離則采用法國國際展望與信息研究中心（CEPII）數據庫中，中國與世界各國首都之間的直線距離來衡量。由表5列（5）可知，即使在納入其他影響企業對外直接投資的各類因素后，本文主要解釋變量的估計結果仍與基準回歸結果一致。

6控制企業層面的相關變量

考慮到fDi?Markets數據庫僅提供中國企業對外直接投資的項目數據，缺乏企業層面的相關變量，本文進一步將對外投資企業與國泰安（CSMAR）數據庫進行匹配，以獲得企業層面的控制變量，但也導致了一定程度的樣本缺失。參考武宵旭和葛鵬飛（2022）的做法，本文對匹配企業選取了企業規模、資產負債率、資產收益率、股權集中度、領導權結構等運營情況指標作為控制變量。由表5列（6）可知，在控制企業層面變量后，主要解釋變量的估計結果與基準回歸一致。

7延長樣本時間

基于相關數據的可得性以及為避免新冠疫情所帶來的不穩定因素，本文在基準回歸中選取的時間跨度為2003—2019年。在疫情沖擊下，中國對外直接投資總額擴張趨勢雖然有所放緩，但對“一帶一路”沿線國家投資規模卻呈現逆勢增長：2013—2021年，中國企業對“一帶一路”沿線國家直接投資累計1640億美元，年均增長84%，比同期中國對外直接投資年均增長率高21百分點。因此在穩健性檢驗中，本文進一步加入2020年與2021年的綠地投資數據進行回歸。由表5列（7）可知，即使加入了受疫情影響的兩年數據，回歸結果依然穩健。

五、機制檢驗與異質性分析

（一）機制檢驗

基于文獻綜述和理論分析，本文分別從東道國基礎設施和營商環境兩個維度對“一帶一路”沿線境外經貿合作區建設促進中國企業直接投資的機制進行探討。表6報告了“一帶一路”沿線境外經貿合作區建設促進東道國基礎設施改善的機制檢驗結果。其中，列（1）使用世界經濟論壇發布的《全球競爭力報告》中電力供應質量得分作為能源基礎設施的代理變量，列（2）使用東道國的人均固定電話數量和人均移動電話數量對數作為通信基礎設施的代理變量，列（3）使用《全球競爭力報告》中東道國公路基礎設施得分作為交通基礎設施的代理變量?；貧w結果表明，境外經貿合作區建設顯著地改善了“一帶一路”沿線國家的能源基礎設施、通信基礎設施和交通基礎設施，這也體現了境外經貿合作區高質量的基礎設施建設對所在地區以及東道國的溢出效應，從而驗證了假設2。

（二）異質性分析

1與投資國鄰近與非鄰近的異質性

與中國鄰近不僅意味著地理鄰近，更意味著市場環境、制度環境、人文習俗等領域的接近性。對企業開展對外直接投資而言，鄰近的東道國則意味著溝通成本相對較低，對中國企業直接投資的磁石效應更強。為此，本部分將與中國存在陸地接壤的“一帶一路”沿線國家界定為鄰近東道國，包括阿富汗、不丹、巴基斯坦、俄羅斯、哈薩克斯坦、吉爾吉斯斯坦、老撾、蒙古國、緬甸、尼泊爾、塔吉克斯坦、越南和印度，其余國家為非鄰近東道國。本部分進一步分樣本考察了“一帶一路”境外經貿合作區建設對中國企業與鄰近東道國、非鄰近東道國直接投資的影響。表8回歸結果表明，與非鄰近東道國相比，在鄰近的“一帶一路”東道國建設境外經貿合作區對中國企業的投資促進效應更為明顯。

2海上和陸地絲綢之路的異質性

本部分借鑒陳萬靈和何傳添（2014）的識別方法，將孟加拉國、印度、也門、埃及、越南、菲律賓等32個國家界定為海上絲綢之路沿線國家，其他“一帶一路”國家則為陸地絲綢之路沿線國家。由表8可以發現，海上絲綢之路沿線國家的境外經貿合作區建設對中國企業直接投資的促進效應更為顯著。相對于陸地絲綢之路，海上絲綢之路途經東南亞、南亞、波斯灣、紅海和非洲西海岸的航線，是以沿線港口及城市為合作對象建立的經貿網絡，是中國開放型經濟的重要組成部分。與此同時，東南亞廣泛的華僑網絡是中國企業重要的社會資本，可以有效幫助經貿合作區入駐企業適應當地文化，減少“水土不服”引起的投資爭端和潛在風險。

3東道國收入水平的異質性

世界銀行按照人均國民收入3896美元的劃分標準，將人均國民收入高于該標準的國家劃為中高和高收入國家，低于該標準的國家劃為低和中低收入國家。本部分據此將低和中低收入國家界定為低收入東道國，將中高和高收入國家界定為高收入東道國。表9回歸結果表明，在“一帶一路”低收入國家建設境外經貿合作區，對中國企業直接投資的促進效應更大，這也體現了中國與沿線國家共建“一帶一路”謀求開放、包容、均衡、普惠的共同發展理念，進而以構建“一帶一路”包容性全球價值鏈引領和重構全球價值鏈。

4東道國稅負水平的異質性

以世界銀行數據庫中實際稅收占企業利潤的比例衡量東道國的稅負水平，并以每年的稅負數據的中位數為基準，高于此值則劃分為高稅負國家，否則為低稅負國家。表9回歸結果表明，在“一帶一路”高稅負國家建設境外經貿合作區，對中國企業直接投資的促進效應更為顯著。主要原因可能在于，境外經貿合作區建設可以為入駐企業提供更好的稅收優惠政策，從而吸引企業在這些國家進行投資活動。

5中國企業投資行業的異質性

加快基礎設施建設是共建“一帶一路”的優先方向、關鍵領域和核心內容，在中國與沿線國家國際產能合作和構建區域價值鏈中具有基礎性、先行性和引領性作用。為此，本部分借鑒呂越等（2019）的行業識別方法，將中國企業投資項目中涉及通信、運輸、倉儲、煤、油、天然氣、可再生能源等基礎設施的行業界定為優先投資領域。由表9可知，“一帶一路”境外經貿合作區建設對中國企業在基礎設施這一優先領域的投資促進效應更大。目前，中國在發展中國家的經貿合作區占比約為90%，這些國家的基礎設施大多較為滯后，檢驗結果充分表明經貿合作區建設與東道國實際需求相契合，從而印證了經貿合作區規劃與建設的合理性。

綜上，假設4得以驗證。

六、研究結論與政策啟示

（一）研究結論

本文構建了2003—2019年中國企業綠地投資項目的面板數據，采用雙重差分法實證檢驗了“一帶一路”沿線境外經貿合作區建設的投資促進效應。研究結果表明：（1）“一帶一路”沿線境外經貿合作區建設顯著地促進了中國企業對東道國的直接投資，使得中國投資項目數增長幅度高達2817%，且這一結果通過了平行趨勢檢驗、安慰劑檢驗和多重穩健性檢驗。（2）“一帶一路”境外經貿合作區建設的溢出效應和示范效應促進了東道國基礎設施改善以及營商環境提升，進而促進了中國企業對東道國的投資增長。（3）通過異質性分析發現，“一帶一路”境外合作區建設更為顯著地促進中國企業對鄰近的東道國以及“海上絲綢之路”沿線國家的投資增長，對低收入、高稅負東道國和重點行業的投資促進效應更大。與已有研究相比，本文以境外經貿合作區建設為因果識別的切入點，從微觀企業層面考察了“一帶一路”境外經貿合作區建設對中國企業對外直接投資的影響，為中國與沿線國家以境外經貿合作區為重要平臺構建包容性區域價值鏈提供了理論依據和政策啟示。

（二）政策啟示

本文的研究結論為境外經貿合作區的功能定位、中國企業直接投資布局以及中國與沿線國家共建區域價值鏈等提供了以下政策啟示：

第一，加強境外經貿合作區之間以及與國內自貿區、開發區、高新區等產業平臺的聯動發展網絡，打造高層次對外投資集聚地，從而在全球范圍內形成“研發+生產+市場”的新型經貿投資合作體系，提升中國企業在全球價值鏈中的地位。以構建區域乃至全球創新鏈為例，可以依托科技型境外經貿合作區投資建立全球技術研發中心，實現國內產業化基地和境外研發中心的聯動發展，利用全球智力資源和資本資源打造領先的技術研發基地，提升中國企業整體技術開發能力和全球競爭力。

第二，發揮境外經貿合作區在加強國際產能合作、價值鏈全球布局等方面的優勢，幫助中國企業抱團出海，降低企業“走出去”的成本和風險。受全球價值鏈調整的影響，中國企業的全球價值鏈發展戰略亟待調整和轉型。在此背景下，以境外經貿合作區為合作平臺，加強與“一帶一路”沿線東道國的投資聯系，以此共建區域價值鏈將成為中國企業突破鏈主圍追堵截和紓困升級的現實路徑。

第三，按照市場化原則推進境外經貿合作區建設，全面提升可持續發展經營能力。境外經貿合作區投資大、周期長、風險高，按照市場化原則，在經貿合作區建設前要做好盡職調查，確保經貿合作區的商業可持續性，以滾動開發的模式推進園區建設，緩解企業自身的資金壓力。同時，加強三方合作，選擇公共關系良好的當地合作伙伴共同參與開發，以提升風險應對和合規能力。此外，中國各級政府要加強對境外經貿合作區的政策支持、綜合服務等，助推合作區競爭力提升和高質量發展。參考文獻：

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（責任編輯：蔣妍）