□ 徐樂融

對外直接投資流量對于國家和企業(yè)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展至關(guān)重要。它不僅是衡量國家和地區(qū)綜合經(jīng)濟(jì)實(shí)力的重要指標(biāo)，也是實(shí)現(xiàn)資本擴(kuò)張和發(fā)展外向型經(jīng)濟(jì)的關(guān)鍵途徑。當(dāng)前我國對外直接投資還存在著流量不足、存量少、地域分布不合理的問題，且我國企業(yè)投資意愿也受到逆全球化經(jīng)濟(jì)趨勢以及經(jīng)濟(jì)政策頻繁變化等因素影響。因此，如何推動對外直接投資的增長成為當(dāng)前經(jīng)濟(jì)研究領(lǐng)域的重點(diǎn)之一。

為了加強(qiáng)國內(nèi)外企業(yè)的貿(mào)易往來，實(shí)現(xiàn)高水平對外開放，我國于2015 年在杭州設(shè)立首個跨境電商綜合試驗(yàn)區(qū)（以下簡稱跨境電商綜試區(qū)）。截至2022 年底，跨境電商綜試區(qū)已覆蓋了165 個城市和地區(qū)，遍布全國30 個?。▍^(qū)、市），形成了基于“六體系、兩平臺”的基礎(chǔ)框架。此外，跨境電商綜試區(qū)通過金融服務(wù)創(chuàng)新，初步減少了企業(yè)融資約束、提供了對外投資的風(fēng)險管控?；诖耍疚奶岢鲅芯繂栴}：跨境電商綜試區(qū)的成立能否促進(jìn)企業(yè)對外投資？其影響機(jī)制如何？

| 研究假說

跨境電商綜試區(qū)包含大量促進(jìn)通關(guān)效率、降低稅收負(fù)擔(dān)的政策，比如“無票免稅”和“核定征收企業(yè)所得稅”等政策，這些政策的實(shí)施可以有效降低企業(yè)的運(yùn)營成本，提高全要素生產(chǎn)率，這與袁其剛和王敏哲（2002）的實(shí)證結(jié)果相符。同時，通過設(shè)立信息共享機(jī)制，跨境電商綜試區(qū)內(nèi)的企業(yè)可以通過共享出口經(jīng)驗(yàn)，降低對外投資所需信息的獲取成本。因此，本文認(rèn)為，跨境電商綜試區(qū)的成立可以有效提高企業(yè)的全要素生產(chǎn)率、降低企業(yè)進(jìn)行對外直接投資的成本。Melitz（2003） 和Helpman（2004） 通過構(gòu)建企業(yè)進(jìn)入國際市場的模型，分析得出企業(yè)進(jìn)入國際市場的決策與生產(chǎn)率密切相關(guān)，提高企業(yè)生產(chǎn)率可以顯著提升企業(yè)的對外直接投資流量?；谏鲜龇治?，提出假設(shè)：跨境電商綜試區(qū)的成立可以促進(jìn)企業(yè)對外直接投資。

| 模型設(shè)定和數(shù)據(jù)說明

（一）模型設(shè)定

為了分析我國跨境電商綜試區(qū)對企業(yè)對外直接投資的影響，本文構(gòu)建了多期雙重差分模型以驗(yàn)證研究假設(shè)：

其中，i 代表公司；t 代表年份；被解釋變量OFDIit為公司對外投資水平，參考Xia（2014）的做法，使用海外子公司數(shù)量代表投資規(guī)模；Dit是政策變量，表示該企業(yè)所在城市當(dāng)年是否為跨境電商綜試區(qū)，如果企業(yè)i 的所在地區(qū)在t 年已經(jīng)設(shè)立綜試區(qū)，則t 年及以后該項(xiàng)賦值為1，否則賦值為0；Controlsit為其他控制變量集合，具體信息參見表1；α1為解釋變量系數(shù)；εit為誤差項(xiàng)。模型中控制了時間固定效應(yīng)yeart和個體固定效應(yīng)companyi。

表1 變量說明表

本文重點(diǎn)關(guān)注α1，即被解釋變量與解釋變量的回歸系數(shù)。根據(jù)公式（1），如果α1顯著為正，說明實(shí)驗(yàn)組的企業(yè)比對照組的企業(yè)有更多的對外直接投資，即跨境電商綜試區(qū)的設(shè)立促進(jìn)了企業(yè)對外投資，本文的假設(shè)成立；反之，則說明其對企業(yè)對外投資決策無法起到促進(jìn)作用。

（二）數(shù)據(jù)的來源及處理

本文選取2005—2021 年A 股上市公司的面板數(shù)據(jù)作為研究樣本，在處理組與對照組的劃分上，以獲批跨境電商綜試區(qū)的165 個城市和地區(qū)作為實(shí)驗(yàn)組，其余城市作為對照組。

數(shù)據(jù)來源：（1）企業(yè)海外子公司數(shù)據(jù)來源于“海外直接投資”數(shù)據(jù)庫，基于對 “海外關(guān)聯(lián)公司名稱”的計數(shù)統(tǒng)計，加總作為海外子公司數(shù)量，用存量表示。（2）設(shè)立跨境電商綜試區(qū)的城市名單來自中國政府網(wǎng)。

| 實(shí)證結(jié)果分析

（一）基準(zhǔn)回歸

基于本文假設(shè)，為準(zhǔn)確考察跨境電商綜試區(qū)的設(shè)立對企業(yè)對外投資的影響，根據(jù)公式（1），企業(yè)海外子公司數(shù)量OFDI 為被解釋變量，跨境電商綜試區(qū)D 為解釋變量，加入前文所述的控制變量進(jìn)行實(shí)證分析，結(jié)果如表2 所示。（1）列是沒有控制變量的回歸結(jié)果，得到回歸系數(shù)為0.4285，在1%的水平上顯著為正。（2）列顯示了控制變量對被解釋變量的回歸結(jié)果。（3）列為加入全部控制變量后被解釋變量OFDI 與解釋變量D 的回歸結(jié)果?？梢钥闯觯诩尤肟刂谱兞亢?，模型擬合優(yōu)度有所提高，解釋變量的回歸系數(shù)為正，并且始終在1%的水平上顯著。該結(jié)果證明了本文提出的假設(shè)成立，跨境電商綜試區(qū)的成立對對外直接投資有明顯的促進(jìn)作用，符合理論預(yù)期。

表2 綜試區(qū)政策與對外直接投資

（二）內(nèi)生性和穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.平行趨勢檢驗(yàn)。DID 模型的基本假設(shè)是處理組和對照組在處理前應(yīng)趨于平行，不存在系統(tǒng)性差異。本文以跨境電商綜試區(qū)獲批前一年為基準(zhǔn)年，對獲批的前四年和后四年的OFDI 進(jìn)行回歸，結(jié)果如圖1 所示。以Before1 為基準(zhǔn)期，在政策發(fā)生前的Before2、Before3回歸系數(shù)均在0 值附近，且不顯著。而在成為跨境電商綜試區(qū)后，After1、After2、After3、After4 的回歸系數(shù)顯著為正。該結(jié)果符合平行趨勢的假定，前文結(jié)論穩(wěn)健。

圖1 平行趨勢檢驗(yàn)

2.安慰劑檢驗(yàn)。為進(jìn)一步驗(yàn)證跨境電商綜試區(qū)政策的效應(yīng)是否受到其他遺漏因素的影響，本文通過構(gòu)建安慰劑檢驗(yàn)的虛擬變量random_D 隨機(jī)生成1000 次“偽”處理組。圖2 顯示了基于隨機(jī)樣本得到的跨境電商綜試區(qū)對企業(yè)對外直接投資的估計系數(shù)概率密度分布圖，可以發(fā)現(xiàn)估計系數(shù)服從以0 為中心的正態(tài)分布，說明跨境電商綜試區(qū)政策在這1000 次的隨機(jī)抽樣中沒有顯著效果，前文結(jié)論穩(wěn)健。

圖2 基于1000次模擬的安慰劑檢驗(yàn)

| 機(jī)制分析

本文認(rèn)為跨境電商綜試區(qū)的成立是通過緩解融資約束以提高企業(yè)對外投資意愿。選取SA 指數(shù)衡量企業(yè)受到的融資約束，記為變量SA。根據(jù)CSMAR 國泰安數(shù)據(jù)庫關(guān)于SA 指數(shù)的定義公式，SA 指數(shù)一般為負(fù)數(shù)，且絕對值越大代表越高的融資約束（鞠曉生等，2013）?；貧w結(jié)果顯示，在加入全部控制變量后，跨境電商綜試區(qū)的成立能夠提高SA，即降低企業(yè)面臨的融資約束，在5%的水平上顯著①由于版面所限，回歸結(jié)果不在文中列示，如有需要，可與作者聯(lián)系，下同。。此外，SA 和是否為跨境電商綜試區(qū)D 對企業(yè)海外子公司數(shù)量OFDI 的回歸系數(shù)為正，均在1%的水平上顯著，且相比主回歸結(jié)果，是否為跨境電商綜試區(qū)D的回歸系數(shù)減小。這兩項(xiàng)結(jié)果說明，融資約束在此過程中起到中介作用。

將企業(yè)政府補(bǔ)貼的對數(shù)記作變量lnGS，將企業(yè)稅款支出的對數(shù)記為變量lnTE，并將是否為跨境電商綜試區(qū)D 作為自變量對兩者進(jìn)行回歸分析?？梢园l(fā)現(xiàn)，在加入所有控制變量后，是否為跨境電商綜試區(qū)D 與企業(yè)政府補(bǔ)貼lnGS 的回歸系數(shù)為0.1125，在1%的水平上顯著為正。同時，是否為跨境電商綜試區(qū)D 與企業(yè)稅款支出lnTE的回歸系數(shù)為-0.0632，在1%的水平上顯著為負(fù)，說明綜試區(qū)的成立有效減少了稅收負(fù)擔(dān)、加大了政府的補(bǔ)貼力度，印證了融資約束的中介作用。

| 異質(zhì)性分析

（一）地區(qū)異質(zhì)性

劉俊華（2023）和劉玉榮等（2023）的研究都表明，跨境電商綜試區(qū)制度對不同區(qū)位企業(yè)的影響并不相同。本文將研究的企業(yè)區(qū)域分為東部地區(qū)和非東部地區(qū)進(jìn)行回歸分析。結(jié)果顯示，在加入控制變量后，跨境電商綜試區(qū)的成立對非東部地區(qū)企業(yè)的對外直接投資影響僅在10%的水平上顯著，并且回歸系數(shù)為負(fù)數(shù)；而對于東部地區(qū)的回歸系數(shù)為正，且在1%的水平上顯著。這說明，跨境電商綜試區(qū)政策目前在東部地區(qū)對企業(yè)對外投資有顯著的促進(jìn)作用。

（二）企業(yè)所有制異質(zhì)性

相比于民營企業(yè)，國有企業(yè)因有政府背書，信用水平較高，面臨更少的融資約束（羅長遠(yuǎn)和陳琳，2012），因此跨境電商綜試區(qū)對不同所有制企業(yè)的作用并不相同。本文將企業(yè)分為國有企業(yè)和非國有企業(yè)分別進(jìn)行回歸分析。結(jié)果顯示，在加入全部控制變量后，綜試區(qū)的成立對非國有企業(yè)對外直接投資的促進(jìn)效果并不顯著。綜試區(qū)的成立對國有企業(yè)對外投資的回歸系數(shù)為0.7156，且在1%的水平上顯著，說明該政策對國有企業(yè)的影響更大。

| 結(jié)論與建議

跨境電商綜試區(qū)的設(shè)立能顯著促進(jìn)企業(yè)對外投資，且呈現(xiàn)地區(qū)異質(zhì)性和企業(yè)所有制形式異質(zhì)性。跨境電商綜試區(qū)的政策對企業(yè)對外直接投資的促進(jìn)效果在東部地區(qū)更為明顯，對促進(jìn)國有企業(yè)對外直接投資的作用更為顯著。有鑒于此，本文提出以下建議：

（一）加強(qiáng)非東部地區(qū)信息化和金融基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)

通過異質(zhì)性分析可以看出，政策對不同地區(qū)企業(yè)的對外投資促進(jìn)作用不同，對非東部地區(qū)企業(yè)的對外投資促進(jìn)作用非常有限，這可能與當(dāng)?shù)卣趯?shí)施跨境電商綜試區(qū)相關(guān)政策的側(cè)重方向有關(guān)。由于對外開放水平較低、金融基礎(chǔ)設(shè)施欠發(fā)達(dá)，且加入跨境電商綜試區(qū)的時間較晚，這些地區(qū)實(shí)施政策的側(cè)重點(diǎn)主要圍繞免稅、提高通關(guān)效率等基礎(chǔ)貿(mào)易促進(jìn)措施，建議非東部地區(qū)地方政府借鑒東部地區(qū)實(shí)踐經(jīng)驗(yàn)，加強(qiáng)金融配套措施建設(shè)，發(fā)揮跨境電商的創(chuàng)新引領(lǐng)作用，助力實(shí)體經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型升級。

（二）擴(kuò)大跨境電商綜試區(qū)政策對民營企業(yè)影響力

為使政策更大程度上賦能民營企業(yè)，建議進(jìn)一步創(chuàng)新金融工具，加大有效投資金融支持力度，緩解民營企業(yè)融資困境。同時，積極推動線上綜合服務(wù)平臺建設(shè)，將跨境電商綜試區(qū)信息和資源共享機(jī)制更靈活地引入民營企業(yè)決策過程中，打破信息差，激發(fā)民營經(jīng)濟(jì)活力。