自由貿(mào)易區(qū)的設(shè)立對(duì)城市外商直接投資的影響研究

黃清儀

摘要：中國(guó)自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)是我國(guó)全面深化改革和對(duì)外開(kāi)放中的重要環(huán)節(jié)，自2013年以來(lái)，我國(guó)已先后建立了21個(gè)自貿(mào)區(qū)。本文采用2007-2019年269個(gè)城市的面板數(shù)據(jù)，運(yùn)用多期雙重差分法評(píng)估自貿(mào)區(qū)的設(shè)立對(duì)城市外商直接投資的影響，并進(jìn)行了一系列穩(wěn)健性檢驗(yàn)確保了結(jié)論的可靠性，研究表明自貿(mào)區(qū)的設(shè)立對(duì)城市外商直接投資有正向的促進(jìn)作用。通過(guò)異質(zhì)性分析發(fā)現(xiàn)自貿(mào)區(qū)的設(shè)立對(duì)沿海城市外商直接投資水平的拉動(dòng)作用略高于內(nèi)陸城市;對(duì)非省會(huì)城市和省會(huì)城市的外資利用水平的提高顯著，對(duì)直轄市的外資利用水平存在不明顯的抑制作用，可能存在政策傾軋現(xiàn)象。自貿(mào)區(qū)的設(shè)立通過(guò)提升對(duì)外開(kāi)放水平，促進(jìn)綠色創(chuàng)新的中介效應(yīng)以及受到人民幣國(guó)際化的調(diào)節(jié)作用，進(jìn)而影響外商直接投資。

關(guān)鍵詞：自貿(mào)區(qū);外商直接投資;多期雙重差分法;中介效應(yīng)

改革開(kāi)放以來(lái)，中國(guó)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展速度一直走在世界前列，漸進(jìn)式改革和制度創(chuàng)新是其成功的關(guān)鍵。中國(guó)政府為了順應(yīng)國(guó)際貿(mào)易投資新規(guī)則，在2013年9月開(kāi)始在全國(guó)多個(gè)地區(qū)開(kāi)展自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)政策，截止2021年，我國(guó)已形成了“1+3+7+1+6+3”共21個(gè)具有中國(guó)特色的自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)，不同角度展現(xiàn)了中國(guó)制度的特色。

新冠疫情的暴發(fā)，使全球經(jīng)濟(jì)貿(mào)易投資的環(huán)境遭受了嚴(yán)重的沖擊，2020年全球的外商直接投資總規(guī)模下降了6410億美元，較2019年下降了24%。在全球外商投資整體都下降的情況下，中國(guó)2020年吸引外資卻不降反升，中國(guó)總共利用的外資為9999.8億元人民幣，占全球外商直接投資總量的19%。這既反應(yīng)了中國(guó)抗擊疫情政策的有效性，又展現(xiàn)了國(guó)際社會(huì)對(duì)中國(guó)處理緊急情況的認(rèn)可，同時(shí)也體現(xiàn)出中國(guó)自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)等一系列高水平開(kāi)放政策對(duì)外國(guó)投資者具有強(qiáng)大的吸引力。因此研究中國(guó)自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)與外商直接投資的關(guān)系對(duì)檢驗(yàn)自貿(mào)區(qū)政策的成果以及未來(lái)自貿(mào)區(qū)該如何復(fù)制、推廣、深化都具有重要意義，同時(shí)也有助于我國(guó)全面深化改革，更好地促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展。

一、文獻(xiàn)綜述

自2013年9月中國(guó)第一個(gè)自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)在上海成立以來(lái)，中國(guó)分批設(shè)立了21個(gè)自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)，越來(lái)越多的研究者開(kāi)始關(guān)注研究自貿(mào)區(qū)政策，且運(yùn)用實(shí)證模型作為理論分析依據(jù)更好地說(shuō)明了自貿(mào)區(qū)設(shè)立的影響效應(yīng)。前人研究主要集中于自貿(mào)區(qū)的設(shè)立對(duì)經(jīng)濟(jì)的影響效應(yīng)。我國(guó)設(shè)立的第一個(gè)自貿(mào)區(qū)——上海自貿(mào)區(qū)受到了廣泛關(guān)注，學(xué)者們運(yùn)用“反事實(shí)研究”的框架指出上海自貿(mào)區(qū)的設(shè)立對(duì)當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)具有顯著的正向拉動(dòng)作用（譚娜等，2015;王利輝和劉志紅，2017;殷華和高維和，2017）。隨著自貿(mào)區(qū)在其他省份的設(shè)置，上海自貿(mào)區(qū)是中國(guó)對(duì)外開(kāi)放的“探路者”，由于其歷史因素和地理位置，具有其他省份無(wú)法復(fù)制的特殊性，其研究結(jié)果不具有普遍性，于是學(xué)者們運(yùn)用多期雙重差分模型研究多批次自貿(mào)區(qū)設(shè)立的經(jīng)濟(jì)對(duì)當(dāng)?shù)氐脑鲩L(zhǎng)效應(yīng)（葉修群，2018），且發(fā)現(xiàn)內(nèi)陸自貿(mào)區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)顯著高于沿海型自貿(mào)區(qū)（張軍等，2018）。除了多期雙重差分模型，也有學(xué)者使用合成控制法、廣義合成控制法研究自貿(mào)區(qū)對(duì)當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)的影響，研究結(jié)果表明自貿(mào)區(qū)的設(shè)立均拉動(dòng)了當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)的運(yùn)行且存在明顯的功能定位差異化特征（劉秉鐮和呂程，2018;彭羽和楊作云，2020）。但合成控制法在合成指標(biāo)選取時(shí)具有一定的主觀性，且不同文獻(xiàn)中合成權(quán)重也有所不同，因此結(jié)論存在穩(wěn)健性不足的問(wèn)題。除了研究自貿(mào)區(qū)的設(shè)立和發(fā)展對(duì)經(jīng)濟(jì)方面的影響，學(xué)者們也聚焦于自貿(mào)區(qū)設(shè)立對(duì)貨物貿(mào)易、金融自由化、要素價(jià)格水平、外商直接投資等方面的影響。研究指出自貿(mào)區(qū)的設(shè)立對(duì)貨物貿(mào)易進(jìn)口有促進(jìn)作用，但對(duì)貨物貿(mào)易出口的作用不顯著（何康和于洋，2016），能夠促進(jìn)金融自由化（Yao和Whalley，2016），能夠促進(jìn)外商直接投資的使用（李蕊等，2021）且自貿(mào)區(qū)對(duì)OFDI的促進(jìn)作用大于FDI （韓瑞棟和薄凡，2019）。可以看到現(xiàn)有針對(duì)自貿(mào)區(qū)設(shè)立對(duì)外商直接投資方面研究的文獻(xiàn)還是較少，且該方面研究多數(shù)集中于省級(jí)層面數(shù)據(jù)或上海單個(gè)自貿(mào)區(qū)，省級(jí)層面數(shù)據(jù)擴(kuò)大了自貿(mào)區(qū)的空間輻射范圍，且上海較為特殊，政策效應(yīng)無(wú)法廣泛應(yīng)用于其他省市，結(jié)果可能存在偏差。

本文可能的邊際貢獻(xiàn)主要體現(xiàn)在：（1）本文運(yùn)用269個(gè)可獲得的市級(jí)面板數(shù)據(jù)評(píng)估了自貿(mào)區(qū)的設(shè)立對(duì)城市外商直接投資的影響，市級(jí)層面樣本量擴(kuò)大減少了省級(jí)層面數(shù)據(jù)的偏誤，通過(guò)了一系列檢驗(yàn)，確保了結(jié)果的穩(wěn)健性。（2）本文聚焦于外商直接投資視角，分區(qū)域研究了自貿(mào)區(qū)對(duì)城市外商直接投資的影響，考慮了不同自貿(mào)區(qū)的區(qū)域異質(zhì)性，補(bǔ)充了有關(guān)自貿(mào)區(qū)與外商直接投資方面的研究。（3）考慮到對(duì)外開(kāi)放水平和綠色創(chuàng)新對(duì)外商直接投資的影響，本文將進(jìn)出口貿(mào)易額和綠色發(fā)明專(zhuān)利申請(qǐng)量作為中介變量，同時(shí)考慮到人民幣國(guó)際化的調(diào)節(jié)作用，將匯率作為調(diào)節(jié)變量，研究自貿(mào)區(qū)如何影響城市外商直接投資。

二、理論分析

近年來(lái)，區(qū)域經(jīng)濟(jì)一體化發(fā)展迅猛，以自由貿(mào)易區(qū)為主要形式的區(qū)域貿(mào)易安排不斷涌現(xiàn)。自2013 年上海自貿(mào)區(qū)成立以來(lái)，到2021年為止我國(guó)已成立21個(gè)國(guó)家級(jí)自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)，按地理位置劃分，可以分為10個(gè)沿海自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)和11個(gè)內(nèi)陸自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)，形成全方位、有梯度的戰(zhàn)略開(kāi)放格局。我國(guó)分六批設(shè)置的自貿(mào)區(qū)不是簡(jiǎn)單的賦值經(jīng)驗(yàn)，從選址區(qū)域到發(fā)展模式和功能劃分都不盡相同。

自貿(mào)區(qū)設(shè)立之后吸引了一大批外國(guó)投資者，外商投資規(guī)模、企業(yè)數(shù)、合同數(shù)的增長(zhǎng)時(shí)間點(diǎn)與自貿(mào)區(qū)設(shè)立契合。在全國(guó)外商直接投資總規(guī)模急劇下降時(shí)，中國(guó)外商投資規(guī)模持續(xù)穩(wěn)定增長(zhǎng)。左思明（2018）通過(guò)傾向得分匹配和雙重差分肯定了自貿(mào)區(qū)建設(shè)在促進(jìn)外商直接投資中所起到的關(guān)鍵作用，劉楊，曲如曉，曾燕萍（2021）研究了自貿(mào)區(qū)的設(shè)立對(duì)外商直接投資影響，指出自貿(mào)區(qū)的設(shè)立提高了城市利用外商直接投資的整體水平。自貿(mào)區(qū)通過(guò)降低準(zhǔn)入門(mén)檻、提升金融服務(wù)能力、加大稅收優(yōu)惠力度和積極發(fā)展信息智能等具體功能建設(shè)，優(yōu)化了外資的營(yíng)商環(huán)境，使自貿(mào)區(qū)成為外商投資的最佳聚集地。以負(fù)面清單為例，自貿(mào)區(qū)外商投資準(zhǔn)入負(fù)面清單特別管理措施數(shù)目在2013年為190項(xiàng)，在2020年為30項(xiàng)，減少了六分之五，投資者僅需要在相關(guān)部門(mén)備案即可，便利了外國(guó)投資者，提高了投資效率。李蕊，敖譯雯，李智軒（2021）發(fā)現(xiàn)自貿(mào)區(qū)通過(guò)營(yíng)商環(huán)境磁吸效應(yīng)、降低準(zhǔn)入便利效應(yīng)和產(chǎn)業(yè)集聚沉淀效應(yīng)的調(diào)節(jié)作用，顯著正向促進(jìn)了外商直接投資的利用水平?；诖颂岢隽吮疚牡睦碚摷僬f(shuō)1。

假說(shuō)1：自貿(mào)區(qū)的設(shè)立對(duì)城市外商直接投資具有正向的拉動(dòng)作用。

我國(guó)不斷建設(shè)高水平開(kāi)放型經(jīng)濟(jì)新體制，以開(kāi)放促發(fā)展，是我們持續(xù)吸引外資的關(guān)鍵。對(duì)外開(kāi)放程度越高，吸引外商投資越多，相較于對(duì)外開(kāi)放程度低的國(guó)家，投資者更愿意在開(kāi)放程度高的國(guó)家進(jìn)行投資來(lái)保證他們的投資回報(bào)率。對(duì)外開(kāi)放程度常用進(jìn)出口貿(mào)易額來(lái)表示，謝娟，杜攀（2010）通過(guò)實(shí)證分析得出對(duì)外貿(mào)易與FDI之間存在相互補(bǔ)充相互促進(jìn)的關(guān)系。邱國(guó)榮（2020）通過(guò)實(shí)證對(duì)出口、進(jìn)口、FDI三個(gè)指標(biāo)進(jìn)行分析，檢驗(yàn)結(jié)果表明在長(zhǎng)期情況下三者相互促進(jìn)。

自貿(mào)區(qū)可以通過(guò)稅收優(yōu)惠政策降低關(guān)稅，打破非關(guān)稅壁壘，降低進(jìn)出口的成本，優(yōu)化貿(mào)易環(huán)境進(jìn)而刺激我國(guó)與其他國(guó)家進(jìn)行貿(mào)易。為了應(yīng)對(duì)美國(guó)提出的TPP和TTIP兩個(gè)排他性自貿(mào)區(qū)，我國(guó)主動(dòng)出擊，積極對(duì)外開(kāi)放，建設(shè)高質(zhì)量自貿(mào)區(qū)，我國(guó)逐步實(shí)施的《優(yōu)化營(yíng)商環(huán)境條例》和《外商投資法》為各類(lèi)投資者建立了公平穩(wěn)定透明的環(huán)境。孫海波和陳建生（2021）指出四川自貿(mào)區(qū)設(shè)立顯著帶動(dòng)了地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，促進(jìn)了進(jìn)出口貿(mào)易，提高對(duì)外開(kāi)放的廣度與深度。同時(shí)一國(guó)的“購(gòu)買(mǎi)力”是一個(gè)國(guó)家經(jīng)濟(jì)實(shí)力的體現(xiàn)，進(jìn)口貿(mào)易額的增加反映了我國(guó)對(duì)外開(kāi)放程度高，相應(yīng)法律法規(guī)完善，稅收制度合理，貿(mào)易環(huán)境良好。何康，于洋（2016）指出上海自貿(mào)區(qū)的設(shè)立對(duì)貨物貿(mào)易進(jìn)口有促進(jìn)作用，對(duì)貨物貿(mào)易出口的作用不顯著?；诖颂岢隽吮疚牡睦碚摷僬f(shuō)2。

假說(shuō)2：自貿(mào)區(qū)的設(shè)立通過(guò)提高我國(guó)對(duì)外開(kāi)放水平促進(jìn)外商直接投資，且主要通過(guò)擴(kuò)大進(jìn)。貿(mào)易額以促進(jìn)外資流入。

近年來(lái)，生態(tài)優(yōu)先、綠色發(fā)展已經(jīng)成為我國(guó)政府工作的核心，創(chuàng)新和綠色是新發(fā)展理念的重要內(nèi)容，自貿(mào)區(qū)作為“試驗(yàn)田”在這一方面也起著帶頭作用。自貿(mào)區(qū)的設(shè)立能夠促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，同時(shí)也對(duì)知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)和管理提出了更高的要求，2017年首批知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)中心在上海浦東成立，成功落戶(hù)自貿(mào)區(qū)，為專(zhuān)利等優(yōu)質(zhì)要素資源提供了綠色通道，更多創(chuàng)新企業(yè)可以更快地推出新型產(chǎn)品上市，從而吸引外商直接投資。綠色低碳創(chuàng)新，是吸引國(guó)際投資者的另一大熱點(diǎn)，2019年發(fā)布的《鼓勵(lì)外商投資產(chǎn)業(yè)目錄》中綠色制造和節(jié)能環(huán)保都是中國(guó)吸收和利用外資的重點(diǎn)領(lǐng)域。若一個(gè)國(guó)家的綠色專(zhuān)利越多，外國(guó)投資者更愿意在該國(guó)進(jìn)行投資，中國(guó)加強(qiáng)知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)力度，既有利于保護(hù)創(chuàng)新，也有利于吸引外國(guó)投資進(jìn)入中國(guó)。中國(guó)歐盟商會(huì)發(fā)布的《2019商業(yè)信心調(diào)查報(bào)告》顯示，接受采訪的585家在華歐盟企業(yè)有百分之六十的認(rèn)為中國(guó)知識(shí)產(chǎn)權(quán)行政與司法保護(hù)力度明顯加大，研發(fā)環(huán)境的吸引力與日俱增。宋燕，胡飛（2017）指出中國(guó)綠色創(chuàng)新將通過(guò)自主創(chuàng)新能力、技術(shù)水平、環(huán)境規(guī)制水平、人力資本水平等渠道影響FDI的流入，吸引更多的優(yōu)質(zhì)外資流入我國(guó)。郭瑞，文雁兵（2019）指出在東部城市高技術(shù)產(chǎn)業(yè)綠色創(chuàng)新效率對(duì)FDI具有正向拉動(dòng)作用?；诖吮疚奶岢隼碚摷僬f(shuō)3。

假說(shuō)3：自貿(mào)區(qū)的設(shè)立通過(guò)提高我國(guó)綠色創(chuàng)新從而促進(jìn)外商直接投資。

近年來(lái)人民幣跨境使用的范圍不斷擴(kuò)大，覆蓋從跨境貿(mào)易、外匯儲(chǔ)備到基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)清算等多個(gè)領(lǐng)域。人民幣跨境結(jié)算是人民幣國(guó)際化的起點(diǎn)，自貿(mào)區(qū)發(fā)揮“雙循環(huán)”紐帶的作用，促進(jìn)了人民幣國(guó)際化。人民幣國(guó)際化程度的提高，外商企業(yè)在投資時(shí)資金調(diào)配、匯兌結(jié)算受到的限制大大降低，提高了資金使用率，降低了融資成本，進(jìn)而促進(jìn)了外商直接投資。羅煜，陳藝仁，于家梁（2021）指出自貿(mào)區(qū)通過(guò)擴(kuò)大資本賬戶(hù)開(kāi)放，提升利率和匯率自由浮動(dòng)空間來(lái)加強(qiáng)人民幣市場(chǎng)化體系的構(gòu)建，進(jìn)而促進(jìn)人民幣國(guó)際化。在人民幣國(guó)際化進(jìn)程中，匯率變化是個(gè)很重要的因素，匯率越高，外匯越值錢(qián)，相同金額的外幣投資可以獲得更多的中國(guó)商品和服務(wù)，此時(shí)有利于外資的流入。李艷麗，周值光（2020）通過(guò)實(shí)證分析得出人民幣匯率升值預(yù)期對(duì)多數(shù)行業(yè)的雙向FDI均具有促進(jìn)作用的結(jié)論?？道^軍，鄭維偉（2021）指出自貿(mào)區(qū)通過(guò)實(shí)施浮動(dòng)匯率與資本自由化政策吸引大量外商投資，加快了國(guó)際資本流動(dòng)?；诖吮疚奶岢隼碚摷僬f(shuō)4。

假說(shuō)4：自貿(mào)區(qū)的設(shè)立能促進(jìn)外商直接投資，其中人民幣國(guó)際化起到調(diào)節(jié)作用。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）模型設(shè)定

為了檢驗(yàn)自貿(mào)區(qū)政策的設(shè)立對(duì)我國(guó)城市的外商直接投資的意義和作用，我們可以通過(guò)比較倡議提出前后城市的外商直接投資實(shí)際利用額數(shù)值的變化這一簡(jiǎn)單方法來(lái)判斷影響，但這樣，無(wú)法排除其他影響外商直接投資的相關(guān)因素，對(duì)國(guó)家政策效果的評(píng)估是不完善的，所以本文根據(jù)前人的理論，在理論及現(xiàn)有現(xiàn)象的基礎(chǔ)上，運(yùn)用多期雙重差分法（Difference-in-Differences Method，DID），通過(guò)實(shí)證評(píng)估中國(guó)自由貿(mào)易區(qū)的設(shè)立對(duì)城市外商直接投資的影響效應(yīng)。

雙重差分法的基本思想是構(gòu)建一個(gè)基于事實(shí)的自然實(shí)驗(yàn)來(lái)進(jìn)行檢驗(yàn)，即把自貿(mào)區(qū)政策看作一個(gè)準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)使用DID進(jìn)行分析。本文將前三批設(shè)立自貿(mào)區(qū)的城市作為“處理組”，沒(méi)有設(shè)立自貿(mào)區(qū)的城市以及第三批之后設(shè)立自貿(mào)區(qū)的城市作為“控制組”，利用雙重差分模型對(duì)分組樣本從時(shí)間和政策兩個(gè)方面做兩次差分，即研究自貿(mào)區(qū)政策提出前后和是否受到自貿(mào)區(qū)政策的影響，通過(guò)對(duì)比自貿(mào)區(qū)設(shè)立之后處理組城市與控制組城市外商直接投資實(shí)際利用額的數(shù)值變化，二者的“差”即反映了設(shè)立自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)這項(xiàng)政策對(duì)外商投資水平的影響效應(yīng)。

本文借鑒Beck（2010）和李蕊，敖譯雯，李智軒（2021）的做法，構(gòu)建的DID模型如下：

InFDI=β+βtreat*time+βZ+μ+v+ε（1）

其中，time表示自貿(mào)區(qū)政策在實(shí)施前或?qū)嵤┖蟮臅r(shí)間虛擬變量，政策實(shí)施前變量取值為0，政策實(shí)施后變量取值為1;treat代表了處理組和控制組的虛擬變量，處理組樣本城市取值為1，控制組樣本城市取值為0。本文采用多期雙重差分的方法，于是不再單獨(dú)設(shè)置時(shí)間和政策的虛擬變量，而是將兩者相乘得到交互項(xiàng)treat*time作為解釋變量。Z是控制變量，即其他對(duì)外商直接投資有影響的因素，μ為時(shí)間固定效應(yīng)，v為城市固定效應(yīng)，ε為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)，i表示樣本城市，t表示年份。

（二）樣本選擇與數(shù)據(jù)來(lái)源

本文參考國(guó)務(wù)院公布的有關(guān)自貿(mào)區(qū)的相關(guān)文件，將自貿(mào)區(qū)設(shè)立視作一項(xiàng)準(zhǔn)自然試驗(yàn)，自2013年9月27日，國(guó)務(wù)院批復(fù)成立中國(guó)（上海）自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)以來(lái)，自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)在祖國(guó)大地遍地開(kāi)花。2015年4月，在擴(kuò)展中國(guó)（上海）自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)實(shí)施范圍的同時(shí)，廣東、天津和福建三省市由國(guó)務(wù)院批復(fù)設(shè)立自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū);2017年3月，國(guó)務(wù)院批復(fù)遼寧、浙江、河南、湖北、重慶、四川和陜西設(shè)立自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)。2018年10月，海南自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)由國(guó)務(wù)院批復(fù)設(shè)立。2019年8月，國(guó)務(wù)院批復(fù)同意設(shè)立山東、江蘇、廣西、河北、云南和黑龍江自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)。2020年9月，國(guó)務(wù)院批復(fù)同意設(shè)立北京、湖南和安徽自由貿(mào)易區(qū)并同時(shí)擴(kuò)展浙江自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)?？紤]自貿(mào)區(qū)設(shè)置的時(shí)間和政策實(shí)施所需的時(shí)間，以及數(shù)據(jù)的可獲得性和完整性，本文將2007- 2019年13年作為樣本區(qū)間，去掉港澳臺(tái)、西藏等地區(qū)，選取了我國(guó)269個(gè)地級(jí)市為研究樣本。綠色發(fā)明專(zhuān)利申請(qǐng)量通過(guò)國(guó)家知識(shí)產(chǎn)權(quán)數(shù)據(jù)庫(kù)和世界知識(shí)產(chǎn)權(quán)組織的國(guó)際專(zhuān)利分類(lèi)綠色清單進(jìn)行匹配得到，匯率水平來(lái)自CSMAR數(shù)據(jù)庫(kù)，本文其余數(shù)據(jù)均來(lái)自于各年的《中國(guó)城市統(tǒng)計(jì)年鑒》和各地統(tǒng)計(jì)年鑒。

（三）變量定義

1.被解釋變量。lnFDI為城市年度的外商直接投資實(shí)際使用額的自然對(duì)數(shù)，用其作為被解釋變量來(lái)表示外商直接投資水平。

2.核心解釋變量。本文的核心解釋變量為交互項(xiàng)：treat*time，是度量自貿(mào)區(qū)政策實(shí)施效果的估計(jì)量。

treat為政策虛擬變量，其中實(shí)施自貿(mào)區(qū)政策的城市為處理組，即其取值為1，未設(shè)置自貿(mào)區(qū)的城市，其取值為0;本文采用的是2007-2019年的數(shù)據(jù)，綜合考慮自貿(mào)區(qū)設(shè)立的時(shí)間以及政策發(fā)揮作用的時(shí)效，本文將第一批、第二批、第三批設(shè)置有自貿(mào)區(qū)的城市作為處理組，即上海、廣州、深圳、珠海、天津、福州、廈門(mén)、沈陽(yáng)、大連、營(yíng)口、舟山、鄭州、開(kāi)封、洛陽(yáng)、武漢、襄陽(yáng)、宜昌、重慶、成都、西安、咸陽(yáng)等21 個(gè)城市取值為1，其他的城市取值為0。

time為時(shí)間虛擬變量，即在自貿(mào)區(qū)成立之前取值為0，自貿(mào)區(qū)成立之后取值為1，即上海市在2013 年之前取0，2013年及以后取值為1;廣州、深圳、珠海、天津、福州、廈門(mén)第二批設(shè)置自貿(mào)區(qū)的六個(gè)城市在2015年之前取0，2015年及以后取值為1;大連、營(yíng)口、舟山、鄭州、開(kāi)封、洛陽(yáng)、武漢、襄陽(yáng)、宜昌、重慶、成都、西安、咸陽(yáng)第三批設(shè)置自貿(mào)區(qū)的十四個(gè)城市在2017年之前取0，2017年之后取1。

3.控制變量。參考相關(guān)研究以及前人所得，一個(gè)城市的外商直接投資還會(huì)受到該城市經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、市場(chǎng)消費(fèi)潛力、地區(qū)投資水平、政府財(cái)政支出水平、交通基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)、制造業(yè)發(fā)展水平、城市化水平等的影響，因此本文引入的控制變量：經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平（InPGDP），用人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值取對(duì)數(shù)來(lái)衡量;產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（third），用第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值與第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值的比重來(lái)衡量;市場(chǎng)消費(fèi)潛力（consume），用消費(fèi)品零售額占GDP的比重來(lái)衡量;地區(qū)投資水平（invest），用固定資產(chǎn)投資額占GDP 的比重來(lái)衡量;市場(chǎng)化水平（lngov），用政府財(cái)政支出取對(duì)數(shù)來(lái)衡量;交通基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)（Intraffic），用城市道路面積取對(duì)數(shù)來(lái)表示;制造業(yè)發(fā)展水平（manufacture），用制造業(yè)從業(yè)人口占從業(yè)總?cè)丝诘谋戎貋?lái)衡量;城市化水平（urbanization），用城市建設(shè)用地面積占城市行政區(qū)域土地面積來(lái)衡量;勞動(dòng)力成本（Inwage），用職工平均薪酬的對(duì)數(shù)來(lái)衡量。

4.其他變量。為了保證實(shí)證結(jié)果的準(zhǔn)確性，本文選擇了地級(jí)市每年的外商直接投資項(xiàng)目數(shù)取對(duì)數(shù)lnfdi1作為穩(wěn)健性檢驗(yàn)中替代被解釋變量的新被解釋變量;在分析不同城市之間自貿(mào)區(qū)對(duì)外商直接投資的效應(yīng)是否有區(qū)別，加入了是否為沿海城市和是否為省會(huì)城市兩個(gè)虛擬變量。本文選取進(jìn)出口總額作為對(duì)外開(kāi)放水平的代理變量，綠色發(fā)明專(zhuān)利申請(qǐng)量作為綠色創(chuàng)新的代理變量，匯率水平作為人民幣國(guó)際化的代理變量。表1為變量的描述性統(tǒng)計(jì)。

四、實(shí)證結(jié)果

（一）基準(zhǔn)回歸

自貿(mào)區(qū)的設(shè)立對(duì)城市外商直接投資影響的基準(zhǔn)回歸結(jié)果如表2所示，表2中的第一列表示沒(méi)有控制固定效應(yīng)且沒(méi)有加入控制變量的對(duì)（1）式進(jìn)行回歸的結(jié)果，第二列表示沒(méi)有控制固定效應(yīng)加入控制變量后的回歸結(jié)果，第三列表示控制了城市和時(shí)間效應(yīng)但沒(méi)有加入控制變量的回歸結(jié)果，第四列表示控制了城市固定效應(yīng)且加入了控制變量的結(jié)果。我們可以看出，無(wú)論是否有固定效應(yīng)、是否加入控制變量，核心解釋變量treat*time的系數(shù)均為正且顯著，表明自貿(mào)區(qū)的設(shè)立對(duì)城市的外商直接投資有正向促進(jìn)的作用。而且沒(méi)加入控制變量之前，在10%的顯著性水平下顯著，系數(shù)為0.276，在加入控制變量之后，通過(guò)了顯著性水平為1%的檢驗(yàn)，系數(shù)為0.441。對(duì)比第（1）列和第（4）列，隨著控制變量和固定效應(yīng)的加入，核心解釋變量的系數(shù)增大，且擬合優(yōu)度也增大了，說(shuō)明控制變量和固定效應(yīng)的加入使得回歸結(jié)果更具有可靠性和準(zhǔn)確性。同時(shí)我們可以看到，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、地區(qū)投資水平和市場(chǎng)化水平在1%的顯著性水平下顯著，制造業(yè)發(fā)展水平在10%的顯著性水平下顯著，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、市場(chǎng)消費(fèi)潛力、地區(qū)投資水平、市場(chǎng)化水平、交通基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)、制造業(yè)發(fā)展水平與外商投資水平呈現(xiàn)正向相關(guān)的關(guān)系，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、城市化水平和勞動(dòng)力成本與外商直接投資水平呈現(xiàn)反向相關(guān)的關(guān)系?？傮w而言，相比于沒(méi)有設(shè)立自貿(mào)區(qū)的城市以及第四批以后的自貿(mào)區(qū)城市而言，前三批設(shè)立自貿(mào)區(qū)的城市實(shí)際利用外商直接投資的水平提高了44%，說(shuō)明外商直接投資與自貿(mào)區(qū)的設(shè)立有正相關(guān)關(guān)系，自貿(mào)區(qū)的設(shè)立提高了城市吸引外資的能力。

（二）平行趨勢(shì)檢驗(yàn)

運(yùn)用雙重差分方法分析時(shí)，一個(gè)重要前提是政策的實(shí)施只會(huì)對(duì)處理組有影響，對(duì)控制組沒(méi)有影響，即滿(mǎn)足平行趨勢(shì)檢驗(yàn)。本文將政策實(shí)施前一年即2012年作為基準(zhǔn)期，將基準(zhǔn)回歸中的時(shí)間虛擬變量換成樣本期間內(nèi)各年的虛擬變量來(lái)進(jìn)行平行趨勢(shì)檢驗(yàn)，圖2報(bào)告了平行趨勢(shì)檢驗(yàn)的直觀圖。其中每年的虛線代表的是90%置信區(qū)間，我們可以看出在2013年以前，自貿(mào)區(qū)的政策動(dòng)態(tài)效應(yīng)都在0附近波動(dòng)，說(shuō)明在政策實(shí)施之前是不顯著的，在2013年政策實(shí)施后開(kāi)始有上升的波動(dòng)，并在2017年開(kāi)始完全顯著。之所以在2017年之后才完全顯著，是因?yàn)楸疚膶⑶叭再Q(mào)區(qū)作為處理組，在2013年時(shí)，第二批第三批自貿(mào)區(qū)還未設(shè)立，處理組包含了還未設(shè)立自貿(mào)區(qū)的城市，因此在圖2中呈現(xiàn)了上升但不完全顯著，直至2017年本文選取的處理組均已設(shè)立了自貿(mào)區(qū)，圖2中的結(jié)果完全顯著，與基準(zhǔn)回歸一致。這說(shuō)明了自貿(mào)區(qū)政策的實(shí)施通過(guò)了平行趨勢(shì)檢驗(yàn)。

（三）穩(wěn)健性分析

1.更換被解釋變量。為了提高實(shí)證結(jié)果的穩(wěn)健性，降低測(cè)量誤差，本文首先采用更換被解釋變量的方式，將被解釋變量更換為一個(gè)也能反應(yīng)外商直接投資水平的變量進(jìn)行回歸，若更換了被解釋變量之后的回歸結(jié)果與沒(méi)更換被解釋變量的回歸結(jié)果一致的話，即依舊顯著且系數(shù)沒(méi)有很大變化，則可以證明原回歸的結(jié)果是正確的;若更換了被解釋變量之后，交互項(xiàng)系數(shù)由顯著變?yōu)榱瞬伙@著，則說(shuō)明原回歸的結(jié)果不具有可靠性。

本文將被解釋變量從外商直接投資實(shí)際利用額變換為外商直接投資的實(shí)際項(xiàng)目數(shù)。表3中的第一列列示了更換了被解釋變量之后的回歸結(jié)果，我們可以看到，更換了被解釋變量之后的交互項(xiàng)的系數(shù)依然通過(guò)了顯著性水平為1%的顯著性檢驗(yàn)，方程總體也依舊顯著。而且原回歸的交互項(xiàng)系數(shù)為0.441，更換了被解釋變量之后的交互項(xiàng)系數(shù)為0.542，可能是因?yàn)橥馍掏顿Y的實(shí)際項(xiàng)目數(shù)多的城市其實(shí)際利用外商投資的金額不多，或者存在外商直接投資實(shí)際項(xiàng)目數(shù)多但每個(gè)項(xiàng)目的金額不多?？傮w上而言，更換的被解釋變量能反映外商直接投資水平，也說(shuō)明了自貿(mào)區(qū)的設(shè)立對(duì)城市外商投資水平具有正向促進(jìn)作用，即前文的結(jié)論是具有可靠性的。

2.更換政策實(shí)施時(shí)間。為了提高實(shí)證結(jié)果的穩(wěn)健性，本文通過(guò)改變自貿(mào)區(qū)的設(shè)立時(shí)間來(lái)檢驗(yàn)前文結(jié)論是否可靠。如果在自貿(mào)區(qū)政策實(shí)施的同時(shí)，一些地方性政策或者一些國(guó)家的其他政策同時(shí)實(shí)施，而且這些政策也導(dǎo)致了城市外商直接投資水平的變化，那么自貿(mào)區(qū)設(shè)立對(duì)城市外商直接投資影響的結(jié)果并不能直接通過(guò)回歸準(zhǔn)確地表示出來(lái)，那么前文的結(jié)論就不具有可靠性。本文將自貿(mào)區(qū)設(shè)立時(shí)間分別提前一期、提前兩期、滯后一期和滯后兩期，排除其他因素的影響，若更換了政策實(shí)施時(shí)間之后，交互項(xiàng)系數(shù)依舊顯著或沒(méi)有很大變化，則說(shuō)明自貿(mào)區(qū)的設(shè)立對(duì)城市外商直接投資沒(méi)有直接的影響;若更換了政策實(shí)施時(shí)間之后，交互項(xiàng)系數(shù)由顯著變?yōu)椴伙@著或者系數(shù)變小了，則說(shuō)明前文的結(jié)論是正確的。

表3中的第（2）、（3）列分別表示了政策實(shí)施時(shí)間提前一期和提前兩期。我們可以看到，在自貿(mào)區(qū)設(shè)立時(shí)間提前一期時(shí)，交互項(xiàng)系數(shù)由原來(lái)的0.441 變?yōu)榱?.365，雖然依舊在1%的水平下顯著，但系數(shù)變小了;在自貿(mào)區(qū)設(shè)立時(shí)間提前兩期時(shí)，交互項(xiàng)系數(shù)變?yōu)榱?.270，相較于0.441明顯變小了，且從通過(guò)1%的顯著性檢驗(yàn)變?yōu)榱送ㄟ^(guò)5%的顯著性檢驗(yàn)。同理，表3中的第（4）、（5）列分別表示了政策實(shí)施時(shí)間滯后一期和滯后兩期，我們可以看到核心解釋變量的系數(shù)分別變?yōu)?.385和0.287，并且顯著性在滯后兩期時(shí)也下降了。由此可以說(shuō)明，自貿(mào)區(qū)的設(shè)立對(duì)城市外商投資水平具有正向促進(jìn)作用，即前文的結(jié)論是具有可靠性的。

3.安慰劑檢驗(yàn)。為了提高實(shí)證結(jié)果的穩(wěn)健性，即自貿(mào)區(qū)的設(shè)立能夠?qū)Τ鞘型馍讨苯油顿Y有正向的作用，排除其他未知因素對(duì)試點(diǎn)城市的影響，本文還采用了隨機(jī)生成處理組的安慰劑檢驗(yàn)：排除由其他隨機(jī)因素造成的經(jīng)濟(jì)后果，以得到更加可信的因果識(shí)別效應(yīng)。本文通過(guò)在所有樣本中隨機(jī)生成與原處理組所含個(gè)數(shù)相同的城市作為虛擬的處理組，即隨機(jī)生成21個(gè)處理組，同時(shí)自貿(mào)區(qū)設(shè)立的時(shí)間不變，重復(fù)1000次安慰劑檢驗(yàn)，提取安慰劑檢驗(yàn)結(jié)果的交互項(xiàng)系數(shù)和p值，然后將其繪制在圖中，并觀察其與真實(shí)政策的效應(yīng)。當(dāng)真實(shí)的政策效應(yīng)與安慰劑檢驗(yàn)結(jié)果顯著不同時(shí)，可排除其他隨機(jī)因素對(duì)結(jié)果的干擾。

圖3為隨機(jī)生成安慰劑，從圖中我們可以看出treat*time的系數(shù)沒(méi)有顯著偏離原點(diǎn)，且絕大部分p值大于10%。同時(shí)在圖3中，原回歸的交互項(xiàng)系數(shù)在安慰劑檢驗(yàn)中屬于異常值。由此可見(jiàn)，基準(zhǔn)回歸通過(guò)了安慰劑檢驗(yàn)，自貿(mào)區(qū)的設(shè)立能夠?qū)Τ鞘型馍讨苯油顿Y有正向的作用，即前文的結(jié)論是具有可靠性的。

（四）異質(zhì)性分析

1.沿海內(nèi)陸異質(zhì)性。本文參考王愛(ài)儉（2020）和崔日明（2021）的方法，將城市劃分為沿海城市和內(nèi)陸城市，在（1）式的基礎(chǔ)上設(shè)定了（2）式，用（2）式來(lái)考察沿海城市與內(nèi)陸城市的異質(zhì)性。若城市為沿海城市，則coastal取1，inland為0，若城市為內(nèi)陸城市，則inland取1，coasta1為0。

lnFDI=β+αtreat*time*coastal+αtreat*time*inland+βZ+μ+v+ε（2）

通過(guò)比較參數(shù)α和α的顯著性即可看出自貿(mào)區(qū)的設(shè)立對(duì)沿海城市和內(nèi)陸城市的外商直接投資影響的異質(zhì)性。表4的（1）、（2）列分別列示了沿海城市和內(nèi)陸城市的回歸結(jié)果。我們可以看到，沿海城市的交互項(xiàng)系數(shù)是0.437，通過(guò)了顯著性水平為5%的檢驗(yàn)，內(nèi)陸城市的交互項(xiàng)系數(shù)是0.400，通過(guò)了顯著性水平為1%的檢驗(yàn)，即自貿(mào)區(qū)的設(shè)立對(duì)沿海城市和內(nèi)陸城市的外商直接投資都有正向促進(jìn)的作用。原因可能是沿海城市一般本身的經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)較好、資源較豐富、交通更便利，使得沿海城市的自貿(mào)區(qū)設(shè)立對(duì)其外商直接投資水平影響較大，但也因?yàn)榱己玫淖陨項(xiàng)l件，使得自貿(mào)區(qū)對(duì)其的直接效應(yīng)低于內(nèi)陸城市;內(nèi)陸城市近年來(lái)，在先進(jìn)地區(qū)的幫助下，實(shí)現(xiàn)了資源的再分配，與沿海城市的差距逐步縮小，交通逐漸便利，投資環(huán)境逐步改善，隨著自貿(mào)區(qū)的設(shè)立，越來(lái)越多的優(yōu)惠政策吸引著外商到內(nèi)陸城市進(jìn)行投資。

2.是否為省會(huì)城市異質(zhì)性。本文將城市劃分成三組，若城市為非省會(huì)城市，則noncapital取1，capital為0，municipality取0;若城市為省會(huì)城市，則noncapital取0，capital為1，municipality取0;若城市為直轄市，則noncapital取0，capita1為0，municipality取1。

lnFDI=β+αtreat*time*noncapital+αtreat*time*capital+αtreat*time*municipality+βZ+μ+v+ε（3）

通過(guò)比較參數(shù)α，α和α的顯著性即可看出自貿(mào)區(qū)的設(shè)立對(duì)非省會(huì)城市、省會(huì)城市和直轄市的外商直接投資影響的異質(zhì)性。表4的（3）、（4）、（5）列分別列示了非省會(huì)城市、省會(huì)城市和直轄市的回歸結(jié)果，我們可以看到非省會(huì)城市的交互項(xiàng)系數(shù)為0.433，通過(guò)顯著性水平為1%的檢驗(yàn)，省會(huì)城市的交互項(xiàng)系數(shù)為0.599，通過(guò)了顯著性水平為10%的檢驗(yàn)，直轄市的交互項(xiàng)系數(shù)為-0.0884，沒(méi)有通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，說(shuō)明自貿(mào)區(qū)設(shè)立對(duì)非省會(huì)城市和省會(huì)城市的外商直接投資有拉動(dòng)作用，而直轄市自貿(mào)區(qū)的設(shè)立對(duì)其外商直接投資有些許的抑制作用。其原因可能是相比與省會(huì)城市，非省會(huì)城市相關(guān)的政策相對(duì)較少，能夠更好地吸收自貿(mào)區(qū)政策帶來(lái)的福利，省會(huì)城市有關(guān)外商直接投資的政策相對(duì)較多，加上本身省會(huì)城市的外商投資基礎(chǔ)優(yōu)于非省會(huì)城市，所以省會(huì)城市的系數(shù)大于非省會(huì)城市，但顯著性不如非省會(huì)城市。相比較而言，直轄市的其他相關(guān)政策更多，存在政策傾軋的現(xiàn)象，導(dǎo)致一些政策抑制了自貿(mào)區(qū)政策的效果，同時(shí)其更容易受到來(lái)自不同方面的沖擊，加上其他城市吸引了部分外商投資，所以導(dǎo)致直轄市自貿(mào)區(qū)的設(shè)立對(duì)其外商直接投資存在不明顯的抑制作用。

五、機(jī)制分析

為了進(jìn)一步探究自貿(mào)區(qū)的設(shè)立是如何影響城市外商直接投資的，本文結(jié)合理論機(jī)制的分析，采用中介效應(yīng)模型和調(diào)節(jié)效應(yīng)模型，考察對(duì)外開(kāi)放水平、綠色創(chuàng)新和人民幣國(guó)際化水平等渠道對(duì)城市外商直接投資的作用路徑。

本文采用溫忠麟（2014）的逐步法進(jìn)行中介效應(yīng)檢驗(yàn)，具體步驟如下：

lnFDI=β+βtreat*time+βZ+μ+v+ε（1）

M=δ+δtreat*time+δZ+μ+v+θ（4）

lnFDI=γ+γtreat*time+γM+γZ+μ+v+λ（5）

其中M代表中介變量。首先我們對(duì)（1）式進(jìn)行回歸，β代表自貿(mào)區(qū)對(duì)外商直接投資的總效應(yīng)，若β顯著，則對(duì)（4）式進(jìn)行回歸，若δ顯著，則對(duì)（5）式進(jìn)行回歸，我們需要關(guān)注系數(shù)γ和γ，若這兩者都顯著，且γ₁小于β則代表存在中介效應(yīng)。

自貿(mào)區(qū)可以通過(guò)稅收優(yōu)惠政策降低關(guān)稅，打破非關(guān)稅壁壘，降低進(jìn)出口的成本，刺激我國(guó)與其他國(guó)家進(jìn)行貿(mào)易進(jìn)而吸引外商直接投資，因此本文采用進(jìn)出口總額作為對(duì)外開(kāi)放水平的代理變量，并作為自貿(mào)區(qū)影響城市外商直接投資的中介變量。表5為對(duì)外開(kāi)放程度中介效應(yīng)的分析。從（1）、（3）、（5）列可以看出自貿(mào)區(qū)的設(shè)立可以對(duì)進(jìn)出口總額、出口額、進(jìn)口額均有顯著的正向拉動(dòng)作用，（1）、（2）列為進(jìn)出口總額的中介效應(yīng)，0.406小于基準(zhǔn)回歸的0.441，中介效應(yīng)占總效應(yīng)的7.94%，說(shuō)明自貿(mào)區(qū)能夠促進(jìn)對(duì)外開(kāi)放程度的提升進(jìn)而促進(jìn)外商直接投資的提高。（3）-（6）列分別分析了出口額和進(jìn)口額的中介效應(yīng)，0.423和0.407均小于基準(zhǔn)回歸中的總效應(yīng)0.441，且均通過(guò)了顯著性水平為1%的檢驗(yàn)，出口額的中介效應(yīng)不顯著，進(jìn)口額的中介效應(yīng)占總效應(yīng)的7.710%，說(shuō)明自貿(mào)區(qū)主要是通過(guò)擴(kuò)大進(jìn)口來(lái)提高我國(guó)對(duì)外開(kāi)放程度，進(jìn)而促進(jìn)外資的流入。假說(shuō)2得到驗(yàn)證。

創(chuàng)新和綠色是國(guó)家新發(fā)展理念的重要內(nèi)容，自貿(mào)區(qū)作為發(fā)展的試驗(yàn)田對(duì)專(zhuān)利等優(yōu)質(zhì)要素資源提供了綠色通道，外商直接投資者也越來(lái)越注重綠色低碳創(chuàng)新，自貿(mào)區(qū)加強(qiáng)知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)力度，既有利于保護(hù)創(chuàng)新，也有利于吸引外國(guó)投資落地自貿(mào)區(qū)，因此本文選取綠色發(fā)明專(zhuān)利申請(qǐng)量作為綠色創(chuàng)新的代理變量，并作為自貿(mào)區(qū)影響城市外商直接投資的中介變量。表6的（1）、（2）列為綠色創(chuàng)新的中介效應(yīng)。自貿(mào)區(qū)的設(shè)立對(duì)綠色創(chuàng)新具有顯著的促進(jìn)作用，且加入中介變量后核心解釋變量系數(shù)為0.292，通過(guò)了顯著性水平為1%的檢驗(yàn)，且小于基準(zhǔn)回歸的0.441，說(shuō)明綠色創(chuàng)新具有中介效應(yīng)，且中介效應(yīng)占總效應(yīng)的33.79%，表明自貿(mào)區(qū)的設(shè)立有助于綠色創(chuàng)新的發(fā)展，綠色高效的創(chuàng)新是吸引外來(lái)投資者的重要因素，綠色創(chuàng)新水平越高，外商直接投資越高。假說(shuō)3得到驗(yàn)證。

人民幣跨境結(jié)算是人民幣國(guó)際化的起點(diǎn)，自貿(mào)區(qū)發(fā)揮“雙循環(huán)”紐帶的作用，促進(jìn)了人民幣國(guó)際化。人民幣國(guó)際化程度的提高，降低了外商企業(yè)在投資結(jié)算受到的限制，提高了資金使用率，促進(jìn)了外商直接投資。本文參照康繼軍，鄭維偉（2021）的做法，將匯率作為人民幣國(guó)際化的代理變量，并作為自貿(mào)區(qū)影響城市外商直接投資的調(diào)節(jié)變量。具體模型為：

lnFDI=ε+εtreat*time*匯率+εZ+μ+v+ε（6）

表6的（3）列為人民幣國(guó)際化的調(diào)節(jié)效應(yīng)，ε系數(shù)為正且通過(guò)了顯著性水平為1%的檢驗(yàn)，說(shuō)明匯率越高，外幣越值錢(qián)，外國(guó)投資者更愿意在中國(guó)進(jìn)行投資，因?yàn)橄嗤瑪?shù)額的外幣可以在匯率較高時(shí)獲得更多的中國(guó)服務(wù)和商品。也就是說(shuō)，匯率水平的升高有利于人民幣國(guó)際化，能夠更好地吸引外資，假說(shuō)4得到驗(yàn)證。

六、結(jié)論

本文利用2007-2019年城市層面面板數(shù)據(jù)，通過(guò)理論分析，自貿(mào)區(qū)的設(shè)立能夠拉動(dòng)城市外商直接投資，并采用多期雙重差分的方法，以前三批設(shè)立的自貿(mào)區(qū)所在城市為處理組，其他城市為控制組，以外商直接投資的實(shí)際利用額為被解釋變量，加入經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、市場(chǎng)消費(fèi)潛力、地區(qū)投資水平、市場(chǎng)化水平、交通基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)、制造業(yè)發(fā)展水平、城市化水平、勞動(dòng)力成本等控制變量進(jìn)行回歸，得出自貿(mào)區(qū)的設(shè)立對(duì)城市外商直接投資有正向的促進(jìn)作用，相比與沒(méi)有設(shè)立自貿(mào)區(qū)的城市，設(shè)立了自貿(mào)區(qū)的城市外商直接投資水平增長(zhǎng)了44%。隨后進(jìn)行了穩(wěn)健性檢驗(yàn)，通過(guò)了平行趨勢(shì)檢驗(yàn)、安慰劑檢驗(yàn)、更換被解釋變量、更換政策實(shí)施時(shí)間等檢驗(yàn)，增強(qiáng)了基準(zhǔn)回歸結(jié)果的可靠性。通過(guò)異質(zhì)性分析，我們發(fā)現(xiàn)自貿(mào)區(qū)的設(shè)立，對(duì)沿海城市和內(nèi)陸城市的外商直接投資水平均有顯著的拉動(dòng)作用，且沿海城市略高于內(nèi)陸城市;自貿(mào)區(qū)對(duì)非省會(huì)城市和省會(huì)城市的外資利用水平的提高顯著，對(duì)直轄市的外資利用水平存在不明顯的抑制作用，可能存在政策傾軋現(xiàn)象。通過(guò)機(jī)制分析，自貿(mào)區(qū)的設(shè)立通過(guò)提升對(duì)外開(kāi)放水平，促進(jìn)綠色創(chuàng)新等渠道，受到人民幣國(guó)際化等因素的調(diào)節(jié)，進(jìn)而影響外商直接投資。

從負(fù)面清單、準(zhǔn)入前國(guó)民待遇等政策到2020年1月出臺(tái)的新《外商投資法》的法律保障，自貿(mào)區(qū)已經(jīng)實(shí)現(xiàn)從點(diǎn)到線，由線及面的演進(jìn)過(guò)程。未來(lái)自貿(mào)區(qū)的設(shè)立需注意：第一，加大政府改革力度，促進(jìn)產(chǎn)業(yè)升級(jí)，在擴(kuò)大貿(mào)易與投資的同時(shí)，不斷促進(jìn)自貿(mào)區(qū)制度創(chuàng)新;第二，降低外商投資門(mén)檻，減少不必要的市場(chǎng)干預(yù)，為引進(jìn)國(guó)際資本和人才提供良好的環(huán)境;第三，由于地理環(huán)境、資源稟賦等差異，不同自貿(mào)區(qū)具有明顯異質(zhì)性，結(jié)合自身特點(diǎn)，充分發(fā)揮自貿(mào)區(qū)的帶頭作用。借鑒現(xiàn)有自貿(mào)區(qū)的經(jīng)驗(yàn)，總結(jié)心得吸取教訓(xùn)，審慎監(jiān)管，不盲目跟風(fēng)，因地制宜的建設(shè)具有本土特色的自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)，實(shí)現(xiàn)全方位落實(shí)高水平對(duì)外開(kāi)放。第四，利用自貿(mào)區(qū)的優(yōu)勢(shì)，提高對(duì)外開(kāi)放水平，關(guān)注環(huán)境規(guī)制，大力發(fā)展綠色創(chuàng)新，制定科學(xué)的引資政策，合理使用外商直接投資。

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①UNCTAD.Investment Trends Monitor. Issue 38，January，2021.

②中華人民共和國(guó)商務(wù)部新聞辦公室.

③中華人民共和國(guó)商務(wù)部新聞辦公室.

④畢馬威中國(guó)-新冠疫情對(duì)外商直接投資的影響，https：//home.kpmg/cn/zh/home/social/2020/04/covid-19-influence- on-foreign-investment.html.

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