一、引　言

经济全球化的深入发展推动着全球资本加速流动，刺激了经济体之间跨境资本要素的流动扩张。2016年中国企业海外并购规模超过绿地投资，成为中国企业“走出去”的主要方式。然而，在经济发展“新常态”的背景下，“逆全球化”思潮和保守主义抬头，国际关系极具不确定性，中国企业的海外并购面临投资准入壁垒、资产损失、企业违约等投资风险（杨宏恩等，2016）。受各国安全筛选机制的政策影响，2018年全球共22起、总规模超过5 000亿美元的并购业务被中断，同比增长100%，^①而中国作为并购方受到的影响较大。制度环境和政策因素不确定性已成为制约中国企业海外并购的关键因素。双边投资协定（Bilateral Investment Treaty，BIT）为促进和保护两国投资，赋予投资企业以法律保护权利，已成为提升国际投资关系的重要法律制度因素（宗芳宇等，2012）。目前，随着中美双边投资协定谈判的开展和“负面清单+准入前国民待遇”外资管理模式的铺开，双边投资协定的影响和作用日益受到关注和讨论。而中国历来重视推进双边投资协定发展。2015年，习近平总书记在访美时提出“加快双边投资协定谈判，建立更加开放透明的市场规则，这符合中国深化改革、扩大开放的大方向”。2020年12月中欧投资协定谈判完成，有助于推动中欧双边投资互利，建设更高水平的开放型经济新体制。双边投资协定作为中国企业“走出去”的重要特殊保护制度，在推动中国企业海外并购过程中发挥着举足轻重的作用。基于此，本文拟回答以下问题：双边投资协定对中国企业海外并购存在何种影响？其影响机制如何？中国企业应如何合理借助双边投资协定对海外并购的影响效应，在扩大企业海外并购规模和范围的同时推动并购成功？

一般而言，双边投资协定是重要的投资政策表现形式，而现有研究普遍面临投资政策的潜在内生性问题（邓力平等，2019）。具体而言，由于投资协定签署的国家选择具有非随机性，双边投资协定的签署国家和没有签署双边投资协定国家在地理位置、经济发展等方面具有较大差异，这些差异可能对中国企业的海外并购造成影响。为缓解以往文献普遍存在的内生性问题，本文以双边投资协定作为准自然实验，引入时间趋势、国家和年份固定效应，基于渐进型双重差分模型进行实证检验，为认知双边投资协定的海外并购效应提供了经验证据。

第二次世界大战后，国家之间的跨境资本流动加速，一国为保障境外投资的利益与安全，与东道国签订关于资本安全与保护的双边投资制度性文本，这是最初的双边投资协定（Bilateral Investment Treaty）。双边投资协定的重点在于为外国投资者的投资和与投资有关的投资活动提供公平公正待遇、最惠国待遇和国民待遇等，从而为投资活动提供制度性保障。早期经典的对外直接投资理论关于双边投资协定的研究主要以发达国家为投资主体展开研究，且研究结论莫衷一是。一方面，部分学者认为双边投资协定有利于吸引跨国公司开展投资并购（Egger和Merlo，2012；Sirr等，2017）；另一方面，一些学者认为双边投资协定与对外投资并购不存在显著关系（Rose-Ackerman和Tobin，2005；Haftel，2010）。另外，部分学者基于投资来源国的角度研究双边投资协定对吸引外资的经济作用，认为投资协定有助于吸引外资流入（Busse等，2010）。随着新兴发展中国家的迅速兴起，中国逐渐由单一的“吸收外资”向兼具“吸收外资”和“对外投资”转变，双边投资协定与中国OFDI的关系成为国内学者的研究热点。目前，国内学者较为一致地认为双边投资协定有利于促进中国的对外直接投资（宗芳宇等，2012；董有德和赵星星，2014；杨连星等，2016）。然而，现有文献主要集中于双边投资协定与对外直接投资流量和存量的关系，而较少关注双边投资协定与不同投资行为的关系。随着中国企业“走出去”的步伐加快，国内学者越发关注海外并购和绿地投资等对外直接投资行为特征。目前，国内文献集中于研究企业对外直接投资方式的选择，认为技术距离和研发投资是影响投资模式的重要因素（皮建才等，2016；蒋冠宏和蒋殿春，2017）；而随着跨国并购逐渐成为中国对外直接投资的主要方式，少数学者开始聚焦于中国企业的跨国并购行为，尝试探究双边关系对企业跨国并购的影响效应。朱婕和任荣明（2018）基于跨国并购交易数据实证发现，企业并购偏向好于制度环境较好的东道国，双边投资协议对跨国并购的区位没有直接影响；刘敏等（2020）基于联合国投票数据实证发现，双边政治关系有利于提高中国企业的跨国并购成功率。然而，目前关于双边投资协定的文献主要集中于研究投资协定对对外直接投资的经济效应，鲜有文献从企业海外并购的角度关注双边投资协定的经济影响作用，这为本文提供了研究空间。

基于此，本文以双边投资协定的签订与实施作为一项准自然实验，采用2004—2018年140个国家的国别面板数据，基于渐进型双重差分模型，深入考察双边投资协定对中国企业海外并购的影响效应。研究发现，双边投资协定显著促进了中国企业的意愿并购，并提升了并购成功数量；双边投资协定的促进效应具有长期性，且促进幅度逐步提升；异质性检验发现，双边投资协定的促进效应在亚洲和非洲地区更为显著，对高制度质量国家和发达国家的促进效应更强，且对非国有企业的促进作用更强；拓展性检验发现，双边投资协定的文本质量对中国海外并购具有显著促进效应；通过对投资协定的具体条款进行分解和量化后发现，“投资定义与范畴”“公平公正待遇”和“最惠国待遇”是影响双边投资协定促进中国海外并购的关键性条款。

本文可能的边际贡献主要有：（1）在研究内容上，目前大多数文献集中于双边投资协定和OFDI的宏观层面研究，而较少从微观企业层面研究双边投资协定对中国企业“走出去”的影响机制。基于此，本文具体考察双边投资协定对中国企业的跨国并购案例数量与成功并购案例的影响效应。（2）在研究方法上，为缓解以往文献普遍存在的内生性问题，本文以双边投资协定作为准自然实验，引入时间趋势、国家和年份固定效应，基于渐进型双重差分模型进行实证检验，并从地理区位、制度与经济因素、企业产权等方面考察投资协定的异质性影响。（3）本文还探究了投资协定文本质量的影响，以及基于投资协定具体条款，从投资定义与范畴、公平公正待遇、国民待遇、最惠国待遇、征收补偿、保护伞、投资争端解决等维度检验了双边投资协定的内部机制，为深刻认知双边投资协定的海外并购效应提供了经验证据。

二、理论分析

目前，投资协定与海外并购的研究涵盖了政治学、国际经济学、制度经济学、全球治理等研究范畴。双边投资协定作为两国签订的旨在鼓励、促进和保护投资的协议，已从一种政策工具逐渐演变成了一种特殊的外在制度安排，对跨国并购行为存在较大影响。

海外并购是一种重要的国际投资方式，最早起源于发达国家，其经典理论常用来解释发达国家的并购行为。交易费用理论最早用于解释企业并购的内在动机，随着经典理论发展延伸出效率追求论、技术追求论、内部化理论等用以解释企业进行海外并购的动因。制度性安排是一国经济社会发展的保障基石，决定了社会组织间互动的行为模式，其与机会主义、交易成本和投资风险密切相关，成为影响国际投资的关键因素。一方面，东道国的政治动荡、政权更迭会直接影响跨国企业海外并购项目的实施及绩效，而良好的制度环境则能为跨国企业提供稳定的市场秩序；另一方面，东道国的投资壁垒会增大企业的投资风险，影响并购企业的利益实现，而完善的制度系统为并购企业提供了一个稳定、可靠的投资环境，有助于推动并购的开展和成功。制度性安排是一系列被制定出来的旨在约束社会、政治及经济行为的规则。制度的最核心功能是为市场中的经济人提供激励与约束，制度安排可以降低交易成本，为经济提供服务，为合作创造条件，提供激励机制，将外部利益内部化，以及抑制人的机会主义，进而激励或约束市场主体行为。而双边投资协定是协调两个经济体之间国际投资关系的重要制度安排，具备制度约束的功能，已成为世界各国促进境外投资交易、保障商业活动合法性的国际法制度。

双边投资协定是推动中国海外并购的重要因素。首先，签订双边投资协定的行为本身即在向缔约国传递降低投资壁垒、支持来自缔约国投资的积极信号（Salacuse和Sullivan，2005）。这有利于突破并购壁垒，提供国民待遇等优惠。由于国民待遇能够使跨国投资者与国内投资者在同等的经济条件下竞争与获取利益，因而降低了跨国企业的交易成本。而且，投资协定作为一种法律性投资规定，有利于弱化国家差异所带来的信息不对称性，进而降低企业在决策前期对东道国投资环境的调研分析成本等搜寻成本，增强对东道国政策的认知（陈兆源等，2015），从而吸引中国企业的海外并购。其次，双边投资协定赋予了跨国企业在东道国开展相关经济活动的保障权和自由权，并通过法律的形式，以国家主权为信用担保，对保护投资者的权益做出法制化承诺（杨宏恩等，2016）。其中，双边投资协定构建了完善的双边争端解决机制，规定了两国之间投资争议的解决途径和方式，形成完善的双边投资合作体系（Kerner，2009）。此外，双边投资协定的签订说明两国间存在良好的投资关系，跨国企业在并购实施过程中更易获得当地政府的认可，从而有利于树立良好的企业形象，促进并购业务的顺利开展。最后，双边投资协定有利于获得东道国的政治风险保证，降低因政治冲突而带来的风险成本。在东道国的政治冲突中，双边投资协定为跨国企业提供了政治风险保障（Desbordes和Vicard，2009）。一方面，双边投资协定一般规定了东道国针对外国私人财产而采取的收归国有或剥夺、妨碍其所有权的行为，从而保障了跨国企业的合法权益；另一方面，双边投资协定赋予了母国代位权，即在遭受东道国政治风险损失后，母国政府具有向东道国获得追债和利益赔偿的权利，从而降低了跨国企业的政治摩擦成本。综上所述，双边投资协定通过传递积极信号、赋予经济活动以保障与自由、获得政治风险保证等三大渠道影响中国企业的海外并购。因此，本文提出如下理论假说：

假说1：双边投资协定对中国企业的海外并购具有显著的正向影响效应。

本文假说1的前提条件在于双边投资协定具有同质性。由于双边投资协定具有相似的结构和内容，因此这种假设方法具有一定的合理性。然而，随着全球资本要素加速发展，投资协定的更新变革速度加快，从而导致新一代投资协定与旧投资协定存在较为显著的差异。目前，双边投资协定的文本质量差异主要包含投资定义、负面清单、准入前国民待遇、争端解决机制、国民待遇、知识产权保护、社会责任等关键条款设计，这些关键条款设计对企业的海外投资会产生较大的影响程度差异。签订了包含国家争端机制、征用、负面清单管理等在内的高质量文本的双边投资协定更加有利于保障双边投资，从而促进企业的海外并购发展（Chaisse和Bellak，2011）。基于此，本文提出如下研究假说：

假说2：具有高质量文本的双边投资协定对中国企业的海外并购具有显著的正向促进效应。

由于双边投资协定的具体谈判过程和投资需求具有一定差异，因而双边投资协定通过不同的具体投资协定条款机制对中国企业的海外并购产生异质性影响。一般而言，双边投资协定框架包含投资定义与范畴、公平公正待遇、国民待遇、最惠国待遇、征收补偿、保护伞、争端解决机制等方面的内容。具体而言，投资定义与范畴较为广泛，一般界定母国投资者在东道国的财产的相关制度问题，包括专利技术、特许权、投资便利化等；公平公正待遇、国民待遇和最惠国待遇主要规定母国企业在当地的投资待遇水平，包括投资准入等；征收补偿、保护伞主要是跨国企业在资产征收补偿和资产受损时的补偿规定；争端解决机制主要是指投资争端的解决机制和处理办法。从内容上看，双边投资协定从多个内在机制环节保护了母国投资，但由于各个双边投资协定的具体条款具有较大的异质性，从而对海外并购也具有异质性的影响。因此，本文提出如下理论假说：

假说3：双边投资协定通过具体条款机制对中国企业的海外并购产生异质性影响。

三、研究设计

（一）模型设定

通过文献梳理可知，影响中国企业海外并购的因素众多，因而签订了双边投资协定后的海外并购增长效应可能并非双边投资协定的政策作用，而可能是内外部环境以及宏观经济形势变化的结果。双重差分法可以通过对控制组和处理组在政策实施前后的两次差分，剔除不随政策时间变化和其他外部不可观察因素对中国海外并购的影响，从而估计出双边投资协定对中国海外并购的边际效应。在一般化的双重差分模型中，政策实施时间为单一时点，但双边投资协定则是与多个国家陆续签订，生效时间存在先后差异，从而构成渐进型双重差分模型。目前，渐进型双重差分模型被广泛用于研究政策的多次冲击效应，如Kudamatsu（2012）研究民主化浪潮的渐进推动对经济增长的影响，郭峰和熊瑞祥（2018）研究地方城商行的建立对区域经济的作用，Almond等（2019）研究中国农村土地承包责任制的逐步推广对人口的影响。因此，本文参考郭峰和熊瑞祥（2018）、Almond等（2019）的处理方法，构建渐进型双重差分模型，以检验双边投资协定对中国企业海外并购的政策作用。具体模型设定如下：

其中，Y_it表示中国在t年对国家i的海外并购案例数，包括意愿并购数量（Mer）和成功并购数量（Mes）；Treat_it表示国家i在t年的状态，若国家i在t年与中国签订的双边投资协定生效，则当年及之后的年份均赋值为1，否则为0；X_it代表国家层面的控制变量；Trend_t为时间趋势变量；η_i代表国家固定效应，μ_t代表时间固定效应，ε_it为随机扰动项。上述变量已根据数据形式取对数形式。

（二）变量说明及数据描述

1. 中国海外并购。本文搜集整理了2004—2018年中国对140个国家的并购案例，包括意愿并购案例（Mer）和成功并购案例（Mes），来源于Wind数据库。由于部分样本并未发生并购事件，本文对数据加1并取对数，以增强模型的稳定性。参考已有文献的做法，本文剔除了以下样本：（1）属地为中国港澳台的样本；（2）状态为“传言”及其他不明朗状态的样本；（3）避税天堂样本；（4）金融企业样本；（5）存在缺失变量的样本。

2. 双边投资协定（Treat）。本文所采用的双边投资协定时间均为生效时间。一方面，采用生效时间能够更有效地识别整个双边投资协定的政策效果；另一方面，双边投资协定时间也相对更为准确，外交部均有具体的生效日期，数据来源于UNCTAD的BIT数据库、中国外交部以及中国商务部条约法律司。表1为2004年之前的处理组与控制组。在2004—2018年样本期内，中国与俄罗斯、加拿大、墨西哥、以色列、印度、拉脱维亚、伊朗、波黑、马耳他、马达加斯加、哥伦比亚、刚果（布）、特立尼达和多巴哥、圭亚那等国家的双边投资协定相继生效，因此这些国家也被视为处理组。

3. 控制变量。（1）制度质量（Ins），采用世界银行发布的《全球治理指标》中的指标平均值衡量（王永钦等，2014）。（2）双边汇率（Er），采用人民币兑东道国货币的汇率衡量。（3）通货膨胀（Cpi），采用东道国通货膨胀率的绝对值衡量。（4）经济环境（Eco），采用东道国的人均GDP衡量。（5）对外贸易（Trade），采用东道国的贸易总额占GDP的比重衡量。（6）制度距离（Dins），采用中国与东道国的制度质量的绝对差值衡量。（7）经济距离（Deco），以两国间的人均GDP绝对差值衡量（刘青等，2017）。（8）地理距离（Dis），采用北京到东道国首都的地理距离衡量。上述数据来源于WorldBank、CEPII等数据库。

各个变量的描述性统计结果如表2所示。

（三）数据特征

整体而言，2004—2018年中国与140个国家签订的双边投资协定数量呈现逐渐上升态势，并于2013年处于平稳状态；从区位分布来看，2004—2018年中国与亚洲、欧洲国家的双边投资协定签订生效数量最多。

在样本期内，本文整理可得涵盖96个国家和地区，共计1 993起中国企业海外并购事件。随着中国与其他国家的双边投资协定文件生效数量的上升，中国企业也加快“走出去”布局海外，其海外并购规模逐步上升。图1为2004—2018年中国对样本国家的海外并购数量。从中可以看到，中国企业的海外并购整体上呈现出波动上升的发展趋势。具体而言，自2006年开始，中国企业的海外并购进入“快车道”，虽然在2012年经过了一段低谷期，但从2013年开始中国企业的海外并购规模重拾上升趋势，从谷底反弹，快速增长至较高水平。

图 1 2004—2018年中国对140个国家的海外并购数量

图选项

四、实证分析

（一）基准回归结果

表3为本文的基准回归结果。列（1）—列（3）的被解释变量为意愿并购数量，在控制了时间趋势、国家和年份固定效应后，投资协定Treat的回归系数显著为正，这说明相较于没有签署双边投资协定的样本，双边投资协定显著促进了中国企业的海外意愿并购，双边投资协定发挥了预期的经济效应。具体而言，列（3）中Treat的系数为0.168，表明相较于没有签署双边投资协定的国家，双边投资协定对中国企业的海外并购意愿数量提升了16.8%。列（4）—列（6）的被解释变量为成功并购数量，在控制了时间趋势、国家和年份固定效应后，Treat的回归系数显著为正，说明双边投资协定对中国企业海外并购的成功数量具有显著的促进作用。具体而言，列（6）中投资协定Treat的回归系数为0.087，意味着相较于没有签署双边投资协定的国家，双边投资协定对中国企业的海外并购成功数量提升了8.7%。这一结论具有重要的投资参考价值。双边投资协定作为双边海外投资者预先规定了建立投资关系所应遵循的法律规范结构和框架，通过避免或减少法律障碍，保证投资关系的稳定性，促进了中国企业并购活动的发展。可以预期，随着中国对外投资协定的深入发展，国际经济合作效应将全面彰显。因此，本文的理论假说1成立。

在控制变量方面，制度质量Ins的回归系数除了列（5）外都显著为正，这意味着在中国企业的海外并购过程中，东道国的制度环境是重要的考虑因素，说明中国企业倾向于进入制度环境较高的东道国开展并购，在并购行为上具有风险规避的特征。地理距离Dis的回归系数表明，地理距离对中国企业的海外并购具有不确定的作用。

（二）识别策略检验

由于双重差分模型具有一系列的假定基础，因此本文对重要的识别假设进行检验，以验证本文基本结论的稳定性和可信度。

1. 平行趋势检验。双重差分模型的重要假设之一是双边投资协定在生效和非生效时，东道国具有平行变化的趋势。因此，本文基于Jacobson等（1993）、Li等（2016）的经验做法，采用事件分析法验证本文模型的平行趋势假设，并进一步分析双边投资协定的动态影响效应。具体计量模型如下：

其中，D₀是当年双边投资协定生效的虚拟变量；S表示双边投资协定生效前后年份长度，若取负值，则为生效前S年，若为正值，则为生效后S年。考虑到样本期内双边投资协定生效后时间较长，本文将投资协定生效前和生效后6年以上设为基准组。

图2为汇报了估计参数β_s及其对应的90%置信区间。从中可以看出，双边投资协定生效前，回归系数值均不异于0，而生效后回归系数值均在90%水平上显著，符合平行趋势假设。从图2还可以看出，双边投资协定的政策效果在发生之后呈现逐渐上扬状态并具有持续性，这说明双边投资协定政策对中国企业的海外并购具有长期效应，而且随着时间推移，双边投资协定的积极效应在提升。

图 2 平行趋势检验及动态效应识别

图选项

2. 安慰剂检验。双重差分模型的另一个重要假设是不存在不可观测变量对估计结果的影响。虽然本文已通过加入国家固定效应以控制东道国特征的影响，但是部分东道国所固有的特征可能随着时间产生影响，从而影响本文模型的假定基础。然而，本文模型无法对所有不可观测的变量进行控制，因此参考已有文献采用间接性安慰剂检验，以验证本文的模型假设（Chetty等，2009；La Ferrara等，2012）。基于式（1）可得出回归系数的表达式为：

其中，C代表控制变量，θ代表不可观测因素的影响。由于与中国签订双边投资协定（并生效）的国家名单是随机产生的，因此β=0。若

图3为回归估计值的P值概率分布图。由此可知，500次和1 000次模拟回归的估计值均分布在0附近，且基本服从正态分布，回归结果分别在95.5%和96.3%概率上正确。这说明双边投资协定对中国企业海外并购的促进效应并未受到不可观测因素的影响，即双边投资协定的促进作用具有真实性。

图 3 安慰剂检验

图选项

3. 非随机选择检验。双重差分法作为类似自然实验的一种方法，其最理想的情况是与中国签订双边投资协定（并生效）的国家具有随机性。然而现实中，签订双边投资协定的国家不是随机的，这与国家的地理区位、政治环境、经济发展水平、文化交流圈等方面相关，而这些国家所固有的特征可能随着时间趋势对国际投资环境产生影响，从而造成估计偏差。本文为控制东道国固有的属性特征对估计结果的影响，引入国家属性与时间趋势的交互项，构建以下计量方程：

其中，Z_i表示国家属性因素，包括是否为OECD国家（OECD）、是否华人文化圈（CHI）、是否与中国接壤（Roc）等国家先决因素。因此，国家属性因素与时间趋势的交互项Z_i×Trend_t控制了国家固有特征差异对中国企业海外并购的影响。

表4为非随机选择的回归结果。在引入国家属性因素与时间趋势交互项后，双边投资协定变量的系数依然显著为正，从而验证了双边投资协定对中国企业海外并购的积极效应。

（三）稳健性检验^②

1. PSM-DID估计检验。为检验本文结论的稳健性，我们采用PSM-DID估计法进行验证。本文采用近邻匹配、半径匹配、核匹配等三种匹配方法，对处理组进行匹配，以减少双边投资协定生效前后的样本差异和缓解自选择偏误所导致的内生性问题（Vandenberghe和Robin，2004）。实证结果表明，采用PSM-DID估计方法后，本文结论依然成立。

2. 其他投资政策检验。准确把握双边投资协定效应的另一个担忧是样本期内有其他投资政策可能带来的影响。因此，本文搜集整理了样本期内的其他重要投资政策，包括“一带一路”倡议（BRI）、避免双重征税政策（Tax）等，并构建了相关政策与时间趋势的交互项。实证结果表明，考虑了其他投资政策后，本文结论依然成立。

3. 内生性检验。一方面，尽管本文对东道国的制度环境、经济环境、双边发展距离、投资政策等进行了控制，但仍可能存在遗漏变量的问题；另一方面，考虑到双边投资协定和中国企业的海外并购之间可能存在互为因果问题，即中国企业海外并购的发展可能促使双边投资协定的签订。因此，本文采用两阶段工具变量法进行内生性检验。本文采用1972年前与中国建交的虚拟变量（DIP₁₉₇₂）作为双边投资协定的工具变量。理论上讲，在1972年中美关系缓和之前与中国建交的国家一般与中国具有较好的历史外交关系，而在中国改革开放之初，建交关系与良好的外交氛围是签订双边投资协定的重要影响因素，因而满足相关性；随着全球化的深入发展，建交时间的差异并不对现有海外投资并购产生重要影响，因而满足排他性。实证结果表明，在第一阶段的回归结果中，工具变量DIP₁₉₇₂的回归系数显著为正，说明1972年前建交与双边投资协定的签订存在正相关关系。第一阶段的F检验值为26.31，大于临界值10，说明不存在弱工具变量问题。第二阶段的回归结果表明，双边投资协定Treat的回归系数均显著为正，说明考虑了内生性问题后，本文的结论依然稳健。

4. 其他稳健性检验。为了进一步验证本文的主要结论，我们还进行如下的一系列稳健性检验：第一，由于双边投资协定可能存在滞后效应，因此本文对双边投资协定变量进行了滞后一期处理；第二，由于海外并购样本大多为零值，因此本文采用伪泊松极大似然（PPML）估计法进行再验证；第三，为排除异常值的干扰，本文对变量前后5%样本进行了缩尾处理；第四，由于投资协定数据为存量形式，可能存在较大的自相关性，因此本文采用投资协定的增量形式进行再检验。上述稳健性检验的结果均表明，本文结论依然成立。

（四）异质性检验

1. 地理区位。本文依据东道国所在大洲将样本分为亚洲、欧洲、北美洲、大洋洲、非洲和南美洲。结果如表5所示，在亚洲和非洲样本中，双边投资协定Treat的回归系数显著为正，说明双边投资协定的促进效应在亚洲和非洲中更为显著；在北美洲样本中，双边投资协定在意愿并购方程中显著为正，但在成功并购方程中不显著，这意味着双边投资协定有利于推动北美洲的意愿并购，但对成功并购数量没有显著作用。另外，双边投资协定在欧洲、大洋洲和南美洲并不存在显著的并购促进效应。原因可能在于，亚洲国家具有更为相近的文化以及密切的经济联系（蒙英华等，2015），从而成为中国企业的首要并购区位。近年来，中国与非洲地区的双边关系逐渐升温，中国与非洲地区的经济合作规模逐年增大，中国对非洲的并购规模随之扩大。虽然中国企业的海外并购规模在欧洲和北美洲占有较大比例，但中国与欧洲、北美洲地区签署的双边投资协定（特别是新投资协定）数量相对较少，从而导致双边投资协定的促进作用不明显。

2. 制度与经济因素。考虑到双边投资协定的促进效应可能受到东道国制度和经济等因素的影响，本文进一步依据东道国的制度质量将样本分为高制度质量国家和低制度质量国家，依据东道国的经济发展水平将样本分为发展中国家和发达国家，从而进行分样本回归。结果如表6 所示，在制度质量模型中，投资协定Treat的回归系数在高制度质量样本中显著为正，而在低制度质量样本中不显著，说明中国企业倾向于进入高制度质量国家，具有明显的投资行为风险规避特征；而在经济发展水平模型中，双边投资协定Treat的回归系数均显著为正，但相较于发展中国家，回归系数在发达国家样本中更大，说明双边投资协定整体上显著促进了中国企业的海外并购，但在发达国家样本中的促进效应更强。

3. 企业产权。本文把中国企业分为国有企业和非国有企业两类，以国有企业和非国有企业的并购意愿数量和成功并购数量作为被解释变量进行回归检验。结果如表7所示，相较于国有企业，双边投资协定Treat的回归系数在非国有企业的海外并购中更为显著。这可能是因为，国有企业具有较强的资本水平、政策支持等特定优势，抗风险能力较强（喻坤等，2014），而非国有企业在“走出去”过程中经常面临信息获取能力不足、人才缺乏、融资困难等问题。因此，双边投资协定作为制度性安排，对于非国有企业可以发挥更强的保障作用，具有强烈的边际促进作用，即相较于国有企业，双边投资协定对非国有企业海外并购的正向促进效应更强。

（五）拓展性分析

本文的基准模型有一个重要的前提假设就是双边投资协定具有同质性。由于双边投资协定具有相似的结构和内容，因此这种假设方法具有一定的合理性。然而在实践中，各个投资协定在待遇标准和投资保障程度方面存在较为显著的差异，尤其在于发达国家与发展中国家之间。这种差异主要体现于两个方面：一方面，各国谈判水平和投资需求的差异性造成了各个投资协定的文本内容具有较大的异质性；另一方面，随着全球经济的发展，投资协定会根据现实经济的要求而发生变化。实际上，随着全球资本的加速流动和全球经济环境的变化，国际投资协定进入了最为深刻的变革期和重塑期。近年来，中国也在推动外资管理模式发展，逐步采用“准入前国民待遇+负面清单”模式，推动高水平投资协定的签订。可见，双边投资协定具有明显的文本质量异质性特征。因此，本文参考杨宏恩等（2016）的做法，建立投资协定文本质量指数（BIT Index），以检验投资协定文本质量对中国企业海外并购的影响。具体模型设定如下：

其中，Post代表时间变量，若t年投资协定生效，则t年及以后的年份均赋值为1；否则为0。Index代表投资协定的文本质量指数，其具体构建方法为：首先，参考以往文献的做法，本文选择定义、承认与促进、公正公平、国民待遇、最惠国待遇、征收、损害补偿、转移、投资争端解决机制、保护伞等10项指标作为单项指数。其次，对单项指数进行评分。如果投资协定没有包含该项指标，则得分为0；如果BIT包含该项指标，其得分将依据设定的标准对该单项指标评分（见工作论文附表1）。最后，采用算术平均的方法获得总指数。

实证结果如表8所示，交互项Post×Index的系数均显著为正，这说明高质量的双边投资协定有利于推动中国企业的海外并购发展。原因可能在于，部分双边投资协定给予投资者的待遇和保护标准较高，如对国民待遇、外资管理、投资争端解决机制等关键条款设置了相对宽松的限制条件，有利于企业利用双边投资协定来维护企业的利益，因而中国企业在投资并购过程中对东道国是否与中国签订了双边投资协定考虑较多，从而推动海外并购发展。这验证了本文的理论假说2。

五、内部机制分析

本文进一步从双边投资协定中具体的差异性条款出发，量化投资协定条款，挖掘不同条款在投资协定中的影响程度，深入检验投资协定影响中国企业海外并购的内部机制。本文借鉴Dolzer和Schreuer（2012）的做法，对双边投资协定的具体条款进行量化。首先，基于投资协定的实体条款与程序性条款的差异性，分为投资定义与范畴、公平公正待遇、国民待遇、最惠国待遇、征收补偿、保护伞、争端解决机制等维度。其次，基于Lesher和Miroudot（2006）的方法，对投资协定进行双层指数判别：第一层为是否包含“信息点”，有则赋值为1，否则为0；第二层为是否包含“信息点”的同时具有差异性，有则赋值为0.5，各单项信息点指数的最小值为0，最大值为1。其中，参考王光（2020）的做法，“投资定义”最小值设置为0.5，而且考虑到“国民待遇”条款的重要性，其具体条款“待遇模式”最大值设置为3。最后，将各具体条款数值加总形成各维度分数（见工作论文附表2）。基于上述分类标准，本文对双边投资协定变量Treat进行分解，得到以下计量模型：

其中，基准模型的解释变量Treat可以分解为7个异质性投资协定条款维度，即投资定义与范畴（S₁）、公平公正待遇（S₂）、国民待遇（S₃）、最惠国待遇（S₄）、征收补偿（S₅）、保护伞（S₆）和投资争端解决机制（S₇）。

实证结果如表9所示。列（1）和列（3）是将解释变量Treat分解为投资定义与范畴、公平公正待遇、国民待遇、最惠国待遇、征收补偿、保护伞和争端解决的实证结果，列（2）和列（4）是分别在列（1）和列（3）的基础上，将具有重要影响的条款进一步分解，即将“投资定义与范畴”进一步分解为“投资形式与种类”和“投资便利化”，将“公平公正待遇”进一步分解为“公平公正”和“安全保护与非歧视”，将“最惠国待遇”进一步分解为“准入阶段待遇”和“投资准入范围”。可见，“投资定义与范畴”“公平公正待遇”和“最惠国待遇”条款显著促进了中国企业海外并购的意愿和成功率。其中，“最惠国待遇”的回归系数最大，说明“最惠国待遇”条款是推动中国企业海外并购的最重要的因素。进一步分解可以发现，“投资便利化”是“投资定义与范畴”的主导要素，“公平公正”是“公平公正待遇”的主导因素，“准入阶段待遇”和“投资准入范围”均是推动“最惠国待遇”的主导要素。这说明推动投资便利化、提高投资保障水平、提升最惠国待遇、扩大投资准入范围等条款均有利于降低中国企业海外并购的投资障碍，降低母国企业面临潜在不平等待遇的风险，保障企业并购的利益。随着中国企业“走出去”的规模扩大，中国企业越发重视东道国的最惠国待遇和公平公正待遇，从而“公平公正待遇”和“最惠国待遇”在双边投资协定谈判中被广泛采用，进而对中国企业的海外并购具有较为显著的促进作用。这验证了本文的理论假说3。

六、结论与政策建议

本文以双边投资协定作为一项准自然实验，采用2004—2018年140个国家的国别面板数据，基于渐进型双重差分模型，深入考察双边投资协定对中国企业海外并购的影响效应。研究发现：（1）相较于没有签署双边投资协定的国家，双边投资协定对中国企业的海外意愿并购和成功并购都具有显著的正向效应。（2）从动态效应来看，双边投资协定对中国企业海外并购的促进作用具有长期效应，且逐步提升。（3）双边投资协定的促进效应具有显著的异质性，双边投资协定的促进效应在亚洲和非洲地区更为显著，对高制度质量国家和发达国家的促进效应更强，对非国有企业的促进作用更强。（4）拓展性检验发现，双边投资协定的文本质量对中国企业的海外并购具有显著的促进效应。（5）内在机制检验发现，通过对投资协定的具体条款进行分解和量化后，“投资定义与范畴”“公平公正待遇”和“最惠国待遇”是影响双边投资协定促进中国企业海外并购的关键性条款。基于上述分析，在全球经济下行、国际经济治理秩序大变革的背景下，针对如何利用双边投资协定的作用来扩大中国企业海外并购的规模和范围，同时增加并购成功数量，本文提出了以下有针对性的政策建议：

第一，深化双边投资协定的经济促进作用，对现有双边投资协定体系进行查漏补缺，提升与发达国家签订双边投资协定的质量。本文结论认为，双边投资协定的促进效应在欧洲和北美洲地区的影响作用不显著。因此，中国需要对现有的双边投资协定体系进行升级换代。中国签订的双边投资协定主要集中在2005年之前，那时中国的谈判身份地位偏弱，主要目的是引进外资，缺乏对海外并购企业的保护。虽然在双边投资协定中有明确的争端解决机制，但是其处理细节并不透明，中国投资者在裁决上仍然可能会受到歧视对待。因此，中国应立足新的国际地位，通过新签、修订或签订附加协议的方式进一步提升现有的双边投资协定质量，建立适当的协调机制，增强投资国的管理权，增强双边投资协定对中国企业在海外并购中的保护力度。

第二，中国政府应积极发挥作为企业“走出去”的引路人和保障人的作用。本文研究发现，双边投资协定对非国有企业的影响作用更为显著，因而中国需深化双边投资协定对企业的保障作用。一是搭建海外数据一体化平台，建立健全事前咨询机制，为中国企业海外并购的目的地选择建言献策，减少企业在海外并购前的调研成本和失败风险。二是加大对双边投资协定的宣传力度，并积极为相关企业提供协定相关条文的讲解，同时尽可能地让并购企业（特别是非国有企业）享有相关的政策红利，提高双边投资协定的实际利用率。三是当本国企业在并购期间与东道国发生争端需通过ICSID解决时，政府应积极为企业提供法律、资金、人才等方面的援助。

第三，充分发挥双边投资协定对国际投资的促进作用，积极引导企业做足并购前的东道国调研工作，特别是要考虑东道国的制度环境、政府对并购的态度、是否已与中国签订了双边投资协定，并研读双边投资协定中的各项条款，从而尽可能地规避风险。

① 数据来源：《2019年世界投资报告》。

② 由于篇幅所限，本文的稳健性检验结果均未报告；如有需要，可向作者索取或参看工作论文。