張 夏 汪亞楠

(1.西南大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，重慶 400715；2.華南理工大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與金融學(xué)院，廣東 廣州 510006)

一、問(wèn)題的提出和相關(guān)文獻(xiàn)評(píng)述

經(jīng)過(guò)多年的發(fā)展，中國(guó)不但躍居全球第二大經(jīng)濟(jì)體，成為進(jìn)出口貿(mào)易大國(guó)，而且逐漸成為了全球重要的資本輸出國(guó)，表現(xiàn)為越來(lái)越多的中國(guó)企業(yè)出境投資設(shè)廠，到不同的國(guó)家開展對(duì)外直接投資?！?018年度中國(guó)對(duì)外直接投資統(tǒng)計(jì)公報(bào)》的數(shù)據(jù)表明，截至2018年底，中國(guó)對(duì)外直接投資流量和存量均位居全球前三，超過(guò)27000家境內(nèi)投資者在全球188個(gè)國(guó)家(地區(qū))設(shè)立對(duì)外直接投資企業(yè)4.3萬(wàn)家，全球80%以上國(guó)家(地區(qū))都有中國(guó)的投資。本文根據(jù)中國(guó)商務(wù)部公布的《境外投資企業(yè)(機(jī)構(gòu))名錄》繪制出圖1，由圖1可知，中國(guó)境外投資企業(yè)數(shù)目從2000年的19家猛增至2014年的6462家。在不到20年的時(shí)間內(nèi)，中國(guó)對(duì)外直接投資便得到了長(zhǎng)足的發(fā)展。

在新興經(jīng)濟(jì)體對(duì)外直接投資的機(jī)制分析中，許多研究是從制度視角切入的。Peng et al.(2008)、Luo et al. (2010)、李力等(2017)均指出，企業(yè)對(duì)外直接投資受東道國(guó)的制度影響較為明顯。Wang et al.(2012)指出，制度因素會(huì)直接影響新興經(jīng)濟(jì)體企業(yè)的投資效益。張夏等(2019)認(rèn)為，東道國(guó)與母國(guó)的雙邊事實(shí)固定匯率制度安排降低了企業(yè)進(jìn)入OFDI生產(chǎn)率閾值，降低了企業(yè)從出口轉(zhuǎn)向OFDI的生產(chǎn)率閾值，有利于母國(guó)企業(yè)進(jìn)入東道國(guó)開展OFDI活動(dòng)。由此可見，在討論中國(guó)對(duì)外直接投資時(shí)，東道國(guó)的制度因素發(fā)揮了舉足輕重的作用。一些學(xué)者認(rèn)為，中國(guó)的對(duì)外直接投資存在風(fēng)險(xiǎn)偏好的特征，如王麗麗(2018)、宋利芳等(2018)、支宇鵬等(2019)、潘鎮(zhèn)(2015)等。Buckley et al.(2009)與Kolstad et al.(2012)指出，中國(guó)的對(duì)外直接投資以尋求自然資源和廉價(jià)勞動(dòng)力為導(dǎo)向，因此更加偏好政治風(fēng)險(xiǎn)較高的國(guó)家。張寧寧等(2019)指出，中國(guó)企業(yè)更傾向于選擇合資模式進(jìn)入制度風(fēng)險(xiǎn)較高的“一帶一路”沿線國(guó)家。但是，另一些學(xué)者卻認(rèn)為，好的制度因素有利于中國(guó)企業(yè)的對(duì)外直接投資。鄧新明等(2015)發(fā)現(xiàn)，東道國(guó)較好的制度環(huán)境能夠促進(jìn)中國(guó)對(duì)其進(jìn)行投資；蔣冠宏等(2012)認(rèn)為，政府效率和穩(wěn)定的東道國(guó)政權(quán)能夠顯著地影響中國(guó) OFDI是否進(jìn)入；祁春凌等(2013)研究發(fā)現(xiàn)，東道國(guó)更優(yōu)越的經(jīng)濟(jì)制度和法治制度質(zhì)量能促進(jìn)中國(guó)OFDI；王曉穎(2018)指出，東道國(guó)宏觀“制度稟賦”對(duì)中國(guó) OFDI 具有顯著的正向影響。東道國(guó)家的“制度稟賦”越高，表明東道國(guó)政治穩(wěn)定，法律水平較高，政府服務(wù)水平較高，能為企業(yè)創(chuàng)造穩(wěn)定的宏觀環(huán)境，更能吸引中國(guó)的對(duì)外直接投資。劉凱等(2014)的研究表明，制造業(yè)、金融業(yè)與經(jīng)濟(jì)制度因子存在最顯著的正相關(guān)關(guān)系，批發(fā)、零售業(yè)與法律制度因子存在最顯著的正相關(guān)關(guān)系，科學(xué)技術(shù)、技術(shù)服務(wù)、地質(zhì)勘查業(yè)與政治制度因子之間存在最顯著的正相關(guān)關(guān)系。

圖1 中國(guó)對(duì)外直接投資企業(yè)數(shù)量發(fā)展趨勢(shì)

制度因素究竟是促進(jìn)還是抑制中國(guó)企業(yè)對(duì)外直接投資，現(xiàn)有的研究結(jié)論尚未達(dá)成共識(shí)。有鑒于此，為了揭示東道國(guó)制度影響企業(yè)OFDI決策的傳導(dǎo)機(jī)制，本文在Helpman et al.(2004)以及Gali et al.(2005)的一般均衡框架下構(gòu)建了包括消費(fèi)者、異質(zhì)性廠商的兩國(guó)兩部門一般均衡模型。同時(shí)，參考王曉穎(2018)的做法，將制度因素引入到企業(yè)OFDI的固定成本中，進(jìn)而分析不同制度因素引致的固定成本對(duì)生產(chǎn)率分離均衡以及企業(yè)OFDI決策的理論機(jī)制。

本文的創(chuàng)新點(diǎn)與貢獻(xiàn)如下：在理論上，基于一般均衡框架推導(dǎo)了制度因素影響企業(yè)OFDI決策的傳導(dǎo)機(jī)制，即OFDI的“成本-生產(chǎn)率”機(jī)制；在實(shí)證上，采用Kuncic(2014)的制度質(zhì)量數(shù)據(jù)，量化了東道國(guó)制度因素對(duì)中國(guó)企業(yè)OFDI的影響程度，為驗(yàn)證“成本-生產(chǎn)率”機(jī)制提供了計(jì)量支持；在機(jī)制上，論證了企業(yè)利潤(rùn)在制度因素影響企業(yè)OFDI中發(fā)揮的中介效應(yīng)，這一因素對(duì)于經(jīng)濟(jì)制度、法律制度、政治制度的影響效應(yīng)都顯著成立。本文的研究對(duì)于理解制度環(huán)境與企業(yè)決策具有一定的參考價(jià)值。

二、理論模型

本文在兩國(guó)一般均衡模型框架下討論東道國(guó)制度環(huán)境影響企業(yè)OFDI決策的傳導(dǎo)機(jī)制。同時(shí)，本文借鑒Helpman et al.(2004)的研究思想，考量了企業(yè)的生產(chǎn)率異質(zhì)性。具體的，本文假設(shè)存在兩個(gè)對(duì)稱的國(guó)家，每個(gè)企業(yè)只生產(chǎn)一種商品，即企業(yè)i生產(chǎn)商品i。在企業(yè)的銷售過(guò)程中，如果產(chǎn)品由國(guó)內(nèi)廠商進(jìn)行生產(chǎn)，那么商品i∈(0,1)；如果這些產(chǎn)品不僅要進(jìn)行內(nèi)銷，而且要進(jìn)行出口貿(mào)易，那么本國(guó)內(nèi)銷產(chǎn)品i∈(0,n)，本國(guó)出口產(chǎn)品i∈(n,1)。類似的，外國(guó)內(nèi)銷產(chǎn)品i∈(1,1+n*)，外國(guó)出口產(chǎn)品i∈(1+n*,2)；如果本國(guó)企業(yè)通過(guò)OFDI形式在東道國(guó)生產(chǎn)產(chǎn)品，那么在東道國(guó)生產(chǎn)的產(chǎn)品i∈(1,2)，即這些產(chǎn)品可以歸為國(guó)外的不可貿(mào)易品或可貿(mào)易品。隨著企業(yè)生產(chǎn)率不斷提高，企業(yè)經(jīng)營(yíng)決策將會(huì)更加多元化。Helpman et al.(2004)指出，一旦企業(yè)OFDI所支付的固定成本與內(nèi)銷、出口貿(mào)易所需要的固定成本具有顯著的差距，企業(yè)生產(chǎn)率將呈現(xiàn)出分離均衡的狀態(tài)。

(一)消費(fèi)者

假設(shè)每個(gè)國(guó)家都存在代表性消費(fèi)者，其效用函數(shù)滿足如下形式：

(1)

其中，Ct代表消費(fèi)者總的消費(fèi)束；Lt代表消費(fèi)者提供的勞動(dòng)時(shí)間；σ是消費(fèi)者的風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避系數(shù)；1+φ代表消費(fèi)者勞動(dòng)的供給彈性；β是消費(fèi)者主觀貼現(xiàn)因子(0<β<1)。因此，該效用函數(shù)意味著代表性消費(fèi)者的效用由消費(fèi)與勞動(dòng)所決定，提高消費(fèi)從而增加了消費(fèi)者的效用水平，而勞動(dòng)供給的增加降低了消費(fèi)者的效用。

借鑒Cash in Advance的思想，消費(fèi)者的預(yù)算約束是：

PtCt=mt-1+WtLt

(2)

(3)

(4)

(5)

(6)

其中，式(6)是本國(guó)總體物價(jià)水平的表達(dá)式，這一表達(dá)式不僅取決于本國(guó)商品的價(jià)格、進(jìn)口商品的價(jià)格，還取決于國(guó)外可貿(mào)易商品的種類以及不同消費(fèi)商品間的替代彈性。結(jié)合式(1)和式(2)可以進(jìn)一步得到：

(7)

由此可見，總體的消費(fèi)水平不僅受到實(shí)際工資與勞動(dòng)量的正向影響，還取決于消費(fèi)者的風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避系數(shù)與勞動(dòng)的供給彈性。

(二)生產(chǎn)廠商

假設(shè)廠商將勞動(dòng)作為唯一的要素投入，那么企業(yè)的生產(chǎn)函數(shù)為：

(8)

(9)

(10)

(11)

(12)

其中， st是直接標(biāo)價(jià)法下的名義匯率，用1單位外幣能夠兌換多少本幣表示；τt表示1單位可貿(mào)易品的運(yùn)輸成本，用外幣計(jì)價(jià)；dft(i)是企業(yè)i為滿足國(guó)內(nèi)市場(chǎng)進(jìn)行產(chǎn)品生產(chǎn)必須支付的固定成本；fft(i)是企業(yè)i進(jìn)行出口貿(mào)易必須支付的固定成本。為了詳細(xì)量化企業(yè)OFDI所支付的固定成本，假設(shè)企業(yè)進(jìn)行OFDI活動(dòng)的固定成本為oft(i)-ginstjt：第一部分固定成本oft(i)與制度質(zhì)量無(wú)關(guān)；第二部分固定成本-ginstjt與制度質(zhì)量有關(guān)，即東道國(guó)制度環(huán)境越好，企業(yè)進(jìn)行OFDI活動(dòng)所支付的成本越低。其中，instjt為東道國(guó)的制度因素變量，該變量值越大，東道國(guó)j在t時(shí)間的制度就越好；g是大于0的正數(shù)，表明東道國(guó)制度環(huán)境越好，企業(yè)所支付的OFDI固定成本越低。

根據(jù)式(4)、式(5)、式(7)、式(8)—(12)，通過(guò)最優(yōu)化計(jì)算可以得到(1)符號(hào)加了上標(biāo)*表示國(guó)外變量。：

(13)

(14)

(15)

(三)生產(chǎn)率的分離均衡

接下來(lái)討論企業(yè)進(jìn)入各個(gè)市場(chǎng)所要求的生產(chǎn)率閾值條件，具體如下。

(16)

(17)

(18)

接下來(lái)繼續(xù)討論生產(chǎn)率分離均衡的成立條件。通過(guò)計(jì)算可以得到：

(19)

(20)

綜上所述，只要內(nèi)銷、出口與對(duì)外直接投資所需要支付的固定成本滿足上述條件，則生產(chǎn)率的分離均衡是必定存在的，即At0(i)

(21)

根據(jù)式(15)與式(12)，可以得到企業(yè)進(jìn)行OFDI活動(dòng)的利潤(rùn)函數(shù)：

(22)

(四)待檢驗(yàn)研究假說(shuō)

研究假說(shuō)1：改善東道國(guó)制度可以降低本國(guó)企業(yè)在該東道國(guó)進(jìn)行OFDI活動(dòng)的固定成本，進(jìn)而降低本國(guó)企業(yè)在該東道國(guó)開展OFDI活動(dòng)的生產(chǎn)率閾值，提高了本國(guó)企業(yè)在該東道國(guó)開展OFDI的傾向。

研究假說(shuō)2：當(dāng)本國(guó)企業(yè)生產(chǎn)率超過(guò)所要求的臨界值后，提高本國(guó)企業(yè)生產(chǎn)率有助于增加本國(guó)企業(yè)進(jìn)行OFDI的傾向。

三、計(jì)量模型與指標(biāo)說(shuō)明

(一)計(jì)量模型

根據(jù)前文的理論分析，本文將采用如下的計(jì)量模型進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)：

Pijt(OFDI=1)=α0+α1instjt+α2tfpit+∑δmControljm+γt+γindy+εijt

(23)

其中，i、j、t分別表示進(jìn)行OFDI的企業(yè)、OFDI東道國(guó)、開展對(duì)外直接投資的年份；Pijt(OFDI=1)表示t時(shí)間中國(guó)企業(yè)i在東道國(guó)j進(jìn)行ODFI的概率；instjt表示t時(shí)間東道國(guó)j的制度狀況；tfpit表示中國(guó)企業(yè)i在t時(shí)間的全要素生產(chǎn)率。為了盡可能減少遺漏變量問(wèn)題，本文控制變量包括：企業(yè)收入/企業(yè)總資本、企業(yè)利息指出/企業(yè)總資本、企業(yè)的利潤(rùn)率、企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)指標(biāo)、企業(yè)所在母國(guó)與東道國(guó)地理距離、東道國(guó)人均經(jīng)濟(jì)規(guī)模、東道國(guó)與中國(guó)雙邊實(shí)際匯率水平、實(shí)際匯率波動(dòng)等；γt、γindy、εijt分別表示時(shí)間固定效應(yīng)、二分位行業(yè)固定效應(yīng)、隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

(二)指標(biāo)說(shuō)明

(1)被解釋變量Pijt(OFDI=1)。原始數(shù)據(jù)來(lái)自《境外投資企業(yè)(機(jī)構(gòu))名錄》，考慮到該數(shù)據(jù)的特點(diǎn)，本文將該數(shù)據(jù)庫(kù)按照“企業(yè)-東道國(guó)家-時(shí)間”維度，整理了企業(yè)是否進(jìn)行對(duì)外直接活動(dòng)這一虛擬變量。如果t時(shí)間企業(yè)i在東道國(guó)家j進(jìn)行了對(duì)外直接投資，則OFDI=1，反之則為0。

(2)核心解釋變量instjt。本文東道國(guó)制度質(zhì)量數(shù)據(jù)均來(lái)自Kuncic(2014)研究，從經(jīng)濟(jì)(economic)、政治(political)、法律(legal)三個(gè)維度刻畫東道國(guó)制度質(zhì)量的變化路徑。本文先采用東道國(guó)經(jīng)濟(jì)、政治、法律三個(gè)維度的制度質(zhì)量得分，該指標(biāo)數(shù)值越高，表明東道國(guó)經(jīng)濟(jì)制度、政治制度與法律制度質(zhì)量越高。接下來(lái)，在穩(wěn)健性檢驗(yàn)中，本文采用了各個(gè)國(guó)家在經(jīng)濟(jì)、政治、法律制度的排名，該排名數(shù)字越小，表明該國(guó)在這三個(gè)維度下的制度質(zhì)量越高。

(3)核心解釋變量tfpit。原始數(shù)據(jù)來(lái)源于中國(guó)工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)。首先，按照Head et al.(2003)、許和連等(2016)的做法，根據(jù)tfpit=ln yit-sln kit計(jì)算出2000—2010年的中國(guó)企業(yè)的全要素生產(chǎn)率。其中，yit為t時(shí)間企業(yè)i的人均工業(yè)產(chǎn)值；kit為t時(shí)間企業(yè)i的人均固定資產(chǎn)規(guī)模；s為生產(chǎn)函數(shù)中資本貢獻(xiàn)度，通常s的取值為1/3。這樣處理是為了盡可能減少樣本損失。其次，在下文的穩(wěn)健性檢驗(yàn)中，根據(jù)Ackerberg et al.(2015)提出的計(jì)算方法，可以算出2000—2007年的企業(yè)全要素生產(chǎn)率，記為tfpacf。

表1 主要變量描述性統(tǒng)計(jì)

四、結(jié)果與分析

(一)基準(zhǔn)回歸

表2是基準(zhǔn)回歸結(jié)果，本文所有回歸都加入了時(shí)間與行業(yè)固定效應(yīng)，并對(duì)回歸系數(shù)進(jìn)行了標(biāo)準(zhǔn)化處理。第(1)—(4)列是東道國(guó)經(jīng)濟(jì)制度質(zhì)量的基準(zhǔn)回歸結(jié)果；第(1)列加入了東道國(guó)經(jīng)濟(jì)制度質(zhì)量(economic)；第(2)列加入了企業(yè)生產(chǎn)率(tfp)；第(3)列加入了企業(yè)層面的控制變量：企業(yè)銷售收入(revenue)、企業(yè)利息支出(lixi)、企業(yè)利潤(rùn)率(prorate)以及企業(yè)的風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)(sdprorate)；第(4)列加入了東道國(guó)層面的控制變量：實(shí)際雙邊匯率水平(ex_real)、實(shí)際匯率波動(dòng)(volr)、共同語(yǔ)言(lang)、東道國(guó)人均gdp(ln gdp)、東道國(guó)與中國(guó)的距離(ln dist)、東道國(guó)是否與中國(guó)接壤(tig)、東道國(guó)是否是內(nèi)陸國(guó)家(landlock)。第(5)—(8)列是東道國(guó)法律制度質(zhì)量的基準(zhǔn)回歸結(jié)果。第(9)—(12)列是東道國(guó)政治制度質(zhì)量的基準(zhǔn)回歸結(jié)果，其結(jié)構(gòu)與第(1)—(4)列相同，故不贅述。

表2 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

首先，東道國(guó)制度economic、legal與political變量的回歸系數(shù)均顯著大于0，表明東道國(guó)較完善的經(jīng)濟(jì)制度、法律制度與政治制度對(duì)中國(guó)OFDI企業(yè)的吸引力將更大。其次，企業(yè)異質(zhì)性也顯著推動(dòng)了企業(yè)的OFDI活動(dòng)，企業(yè)生產(chǎn)率越高，企業(yè)走出國(guó)門進(jìn)行OFDI活動(dòng)的愿望就更強(qiáng)烈。在該回歸結(jié)果的基礎(chǔ)上，本文進(jìn)一步計(jì)算了各個(gè)回歸的平均邊際效應(yīng)。東道國(guó)的經(jīng)濟(jì)制度、法律制度、政治制度每提高1單位，中國(guó)企業(yè)在該東道國(guó)開展OFDI的概率將分別提高0.20%～0.71%、0.27%～0.62%、0.19%～0.32%。因此，本文認(rèn)為，東道國(guó)三個(gè)維度的制度改善對(duì)吸引中國(guó)到該國(guó)進(jìn)行OFDI活動(dòng)有著顯著的促進(jìn)作用。

就其它控制變量而言，實(shí)際雙邊匯率水平的回歸系數(shù)顯著大于0，表明人民幣匯率水平與企業(yè)OFDI活動(dòng)呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)關(guān)系，這表明升值帶來(lái)的財(cái)富效應(yīng)對(duì)于中國(guó)OFDI企業(yè)更占優(yōu)。雙邊實(shí)際匯率波動(dòng)的回歸系數(shù)顯著小于0，這表明，隨著雙邊匯率波動(dòng)的提升，會(huì)存在抑制企業(yè)的OFDI活動(dòng)傾向，即中國(guó)OFDI企業(yè)存在一定程度的風(fēng)險(xiǎn)厭惡，符合本文的理論預(yù)期。東道國(guó)人均gdp的回歸系數(shù)顯著大于0，表明中國(guó)企業(yè)更傾向去到人均更富有的國(guó)家開展對(duì)外直接投資。東道國(guó)與中國(guó)的距離變量回歸系數(shù)顯著小于0，這表明，隨著東道國(guó)與中國(guó)的地理距離增加，中國(guó)企業(yè)進(jìn)行OFDI活動(dòng)的概率會(huì)逐漸下降。東道國(guó)是否與中國(guó)接壤變量的回歸系數(shù)顯著大于0，表明中國(guó)企業(yè)更傾向于去到地理相鄰的國(guó)家進(jìn)行對(duì)外直接投資。東道國(guó)是否是內(nèi)陸國(guó)家變量回歸系數(shù)顯著小于0，表明中國(guó)企業(yè)更傾向渠道位于靠海的東道國(guó)家開展對(duì)外直接投資。

(二)影響差異性

(1)考慮所有制因素。表3反映出，本文所提出的傳導(dǎo)機(jī)制對(duì)不同所有制企業(yè)存在著一定的影響差異性。首先，東道國(guó)法律制度、經(jīng)濟(jì)制度與政治制度的改善能夠顯著提高國(guó)有/集體企業(yè)、港澳臺(tái)企業(yè)以及外商企業(yè)的對(duì)外直接投資傾向，而只有東道國(guó)的政治制度能夠提升私人企業(yè)的對(duì)外直接投資傾向?？赡艿脑蚴牵阂皇钦?、經(jīng)濟(jì)與法律制度因素能夠顯著影響港澳臺(tái)企業(yè)、外商企業(yè)以及國(guó)有企業(yè)對(duì)外直接投資所支付的固定成本，進(jìn)而較大程度影響這些企業(yè)的OFDI傾向；二是中國(guó)私人企業(yè)在進(jìn)行東道國(guó)選擇時(shí)，可能存在一定的非理性與風(fēng)險(xiǎn)偏好的特征，使得制度因素的促進(jìn)作用相對(duì)較弱，甚至呈現(xiàn)出統(tǒng)計(jì)上不顯著的特點(diǎn)。其次，企業(yè)生產(chǎn)率的提升只能顯著提高國(guó)有/集體企業(yè)的對(duì)外直接投資傾向，而對(duì)港澳臺(tái)企業(yè)與外商企業(yè)的作用并不限制。一個(gè)可能的原因是，這些企業(yè)受到母國(guó)總部在資金、技術(shù)、人力、核心科技等方面的幫助，能夠克服OFDI所帶來(lái)的固定成本限制，進(jìn)而能夠克服生產(chǎn)率在理論上對(duì)OFDI活動(dòng)的閾值要求。

表3 企業(yè)所有制分類回歸結(jié)果

(續(xù)表3)

(2)考慮地區(qū)因素。中國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的地區(qū)差異是相當(dāng)顯著的。那么，為了進(jìn)一步觀察企業(yè)所在區(qū)域的差異性，本文從東部地區(qū)、中部地區(qū)、西部地區(qū)分樣本進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。表4匯報(bào)了相關(guān)的回歸結(jié)果。

表4 企業(yè)所在地域分類回歸結(jié)果

由表4回歸結(jié)果可以看出，本文所提出的機(jī)制對(duì)不同區(qū)域的企業(yè)同樣存在著一定的影響差異性。第一，對(duì)于東部地區(qū)企業(yè)來(lái)說(shuō)，東道國(guó)法律制度與政治制度的改善可以顯著吸引中國(guó)該類企業(yè)的OFDI活動(dòng)。這表明東部地區(qū)企業(yè)并不看重東道國(guó)的經(jīng)濟(jì)制度環(huán)境，可能是因?yàn)闁|部地區(qū)企業(yè)實(shí)力強(qiáng)大，在進(jìn)行OFDI開拓新市場(chǎng)時(shí)，往往能與母國(guó)建立良好的金融聯(lián)系，且自身?yè)碛邢冗M(jìn)的技術(shù)，擁有較多的資本與勞動(dòng)力，進(jìn)而能夠克服相關(guān)經(jīng)濟(jì)風(fēng)險(xiǎn)，對(duì)經(jīng)濟(jì)制度形成一定的替代。第二，對(duì)于中部地區(qū)企業(yè)而言，東道國(guó)法律制度、政治制度、經(jīng)濟(jì)制度的改善均可以顯著吸引中國(guó)該類企業(yè)的OFDI活動(dòng)。這反映出中部地區(qū)企業(yè)在東道國(guó)的選擇上是最為理性的，在東道國(guó)區(qū)位選擇上注意對(duì)各種制度風(fēng)險(xiǎn)的防范。中部地區(qū)企業(yè)最看重法律制度改善，其次是政治制度改善，最后是經(jīng)濟(jì)制度改善。第三，對(duì)于西部地區(qū)企業(yè)而言，僅僅東道國(guó)法律制度的改善可以顯著吸引中國(guó)該類企業(yè)的OFDI活動(dòng)，這可能意味著國(guó)家對(duì)西部地區(qū)企業(yè)走出去存在支持，能夠幫助西部地區(qū)企業(yè)克服東道國(guó)的政治風(fēng)險(xiǎn)與經(jīng)濟(jì)風(fēng)險(xiǎn)。第四，考慮到企業(yè)異質(zhì)性后，企業(yè)生產(chǎn)率的提高可以顯著推動(dòng)?xùn)|中西部三大地區(qū)企業(yè)的OFDI活動(dòng)，但推動(dòng)的作用程度有所不同，西部地區(qū)企業(yè)生產(chǎn)率提升更能夠促進(jìn)它們的OFDI活動(dòng)。通過(guò)比較回歸系數(shù)還可以發(fā)現(xiàn)，東道國(guó)制度改善對(duì)于其OFDI活動(dòng)的推動(dòng)作用相較于生產(chǎn)率進(jìn)步要更加顯著，這也與前面的結(jié)果相吻合。

(3)考慮時(shí)間因素。本文所選擇的樣本跨度為2000—2010年，在此階段中國(guó)分別經(jīng)歷了加入WTO、進(jìn)行匯率改革以及遭遇全球金融危機(jī)。為了考察這些重要事件對(duì)本文結(jié)論的影響差異性，本文在式(25)中加入了虛擬變量Di(i=1,2,3)以及Di與核心解釋變量的交叉項(xiàng)。D1=1表示中國(guó)已經(jīng)加入了WTO，否則取0；D2=1表示中國(guó)已經(jīng)進(jìn)行了匯率改革，否則取0；D3=1表示全球金融危機(jī)已經(jīng)發(fā)生，否則取0。具體回歸結(jié)果見表5。

表5 按照時(shí)間分類回歸結(jié)果

(續(xù)表5)

表5第(1)—(3)列的回歸結(jié)果中，legal、political、economic指標(biāo)的回歸系數(shù)顯著小于0，這是由于加入WTO之前，中國(guó)進(jìn)行OFDI活動(dòng)的企業(yè)較少，經(jīng)驗(yàn)十分匱乏，選擇東道國(guó)時(shí)具有一定的盲目性與風(fēng)險(xiǎn)偏好特征。但在加入WTO之后，legal、political、economic指標(biāo)與D1交叉項(xiàng)的回歸系數(shù)都顯著大于0，并且求和后的總系數(shù)也顯著大于0，這表明，加入WTO后中國(guó)企業(yè)在選擇東道國(guó)時(shí)從風(fēng)險(xiǎn)偏好變?yōu)轱L(fēng)險(xiǎn)厭惡，更愿意到法律制度、政治制度、經(jīng)濟(jì)制度水平較高的東道國(guó)進(jìn)行對(duì)外直接投資，即存在一個(gè)從風(fēng)險(xiǎn)偏好到風(fēng)險(xiǎn)厭惡的轉(zhuǎn)換。對(duì)于企業(yè)生產(chǎn)率而言，在加入WTO之前企業(yè)生產(chǎn)率的提高并不能促進(jìn)中國(guó)企業(yè)的OFDI活動(dòng)，但是在加入WTO之后，中國(guó)企業(yè)感受到了來(lái)自全球企業(yè)競(jìng)爭(zhēng)的壓力，通過(guò)參與全球競(jìng)爭(zhēng)的篩選機(jī)制，企業(yè)只有通過(guò)提高自己的競(jìng)爭(zhēng)力才能在國(guó)際市場(chǎng)上占據(jù)相應(yīng)市場(chǎng)份額，因此企業(yè)生產(chǎn)率對(duì)企業(yè)OFDI活動(dòng)的重要性逐漸顯現(xiàn)。從第(4)—(6)列的回歸結(jié)果可以看出，只有political指標(biāo)的回歸系數(shù)大于0，這表明在“匯改”之前中國(guó)企業(yè)只對(duì)東道國(guó)的政治制度敏感，企業(yè)會(huì)選擇政治制度質(zhì)量較高的東道國(guó)進(jìn)行OFDI活動(dòng)。匯率改革之后，legal、political、economic指標(biāo)與D2交叉項(xiàng)的回歸系數(shù)都顯著大于0，表明中國(guó)企業(yè)在東道國(guó)選擇上更見理智，會(huì)考慮到東道國(guó)政治、法律、經(jīng)濟(jì)三個(gè)維度的制度質(zhì)量，以確保自身OFDI活動(dòng)能夠更加順利的實(shí)施。就企業(yè)生產(chǎn)率而言，在“匯改”之前tfp回歸系數(shù)顯著大于0，表明生產(chǎn)率越高的企業(yè)進(jìn)行OFDI活動(dòng)的傾向越高。但是tfp與D2交叉項(xiàng)的回歸系數(shù)并不顯著，表明“匯改”并不能影響企業(yè)生產(chǎn)率促進(jìn)企業(yè)OFDI活動(dòng)傾向的方向和強(qiáng)度。從第(7)—(9)列的回歸結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，legal、political、economic指標(biāo)回歸系數(shù)顯著大于0，表明金融危機(jī)前中國(guó)企業(yè)在選擇OFDI東道國(guó)時(shí)就已經(jīng)關(guān)注東道國(guó)的法律制度質(zhì)量、政治制度質(zhì)量、經(jīng)濟(jì)制度質(zhì)量，東道國(guó)制度質(zhì)量越高，中國(guó)企業(yè)進(jìn)入這些國(guó)家進(jìn)行OFDI活動(dòng)的概率就越高。同時(shí)，legal、political、economic指標(biāo)與D3交叉項(xiàng)的回歸系數(shù)顯著大于0，表明在金融危機(jī)后東道國(guó)的法律制度質(zhì)量、政治制度質(zhì)量、經(jīng)濟(jì)制度質(zhì)量對(duì)中國(guó)企業(yè)OFDI活動(dòng)的促進(jìn)作用更加明顯，中國(guó)企業(yè)更加愿意選擇東道國(guó)制度質(zhì)量好的國(guó)家開展對(duì)外直接投資。就企業(yè)的生產(chǎn)率而言，tfp指標(biāo)顯著大于0，但tfp與D3交叉項(xiàng)的回歸系數(shù)不再顯著，表明金融危機(jī)無(wú)法影響企業(yè)生產(chǎn)率以作用企業(yè)OFDI活動(dòng)傾向的方向和強(qiáng)度。

特別需要說(shuō)明的是，觀察經(jīng)濟(jì)制度、政治制度與法律制度三個(gè)變量可知，隨著危機(jī)發(fā)生的時(shí)間愈加靠后，三個(gè)變量的總回歸系數(shù)呈現(xiàn)出逐漸增加的趨勢(shì)，這也從側(cè)面反映出中國(guó)企業(yè)在進(jìn)行OFDI東道國(guó)區(qū)位選擇的過(guò)程中更加理智，越來(lái)越注重制度質(zhì)量的提升，存在從風(fēng)險(xiǎn)偏好到風(fēng)險(xiǎn)厭惡的轉(zhuǎn)變過(guò)程。總的來(lái)說(shuō)，不論是加入WTO、進(jìn)行匯率改革還是遭遇金融危機(jī)，中國(guó)OFDI企業(yè)越來(lái)越注重東道國(guó)的法律制度質(zhì)量、政治制度質(zhì)量、經(jīng)濟(jì)制度質(zhì)量，企業(yè)生產(chǎn)率對(duì)企業(yè)OFDI活動(dòng)存在著顯著的促進(jìn)作用，生產(chǎn)率越高的企業(yè)，越容易走出國(guó)門，進(jìn)入東道國(guó)開展OFDI活動(dòng)。這也與我們的理論預(yù)期相符合。

(4)考慮企業(yè)生產(chǎn)率高低。以企業(yè)生產(chǎn)率的均值為界，低于平均值的企業(yè)歸為低生產(chǎn)率企業(yè)，高于平均值的企業(yè)歸為高生產(chǎn)率企業(yè)。表6的實(shí)證結(jié)果表明，對(duì)于低生產(chǎn)率的企業(yè)而言，economic指標(biāo)的回歸系數(shù)不顯著，legal與political指標(biāo)的回歸系數(shù)顯著大于0，這表明低生產(chǎn)率企業(yè)更加注重東道國(guó)的法律制度與政治制度質(zhì)量，這類企業(yè)更傾向于進(jìn)入具有較高法律、政治制度的國(guó)家進(jìn)行OFDI活動(dòng)。對(duì)于高生產(chǎn)率企業(yè)而言，legal、political、economic指標(biāo)回歸系數(shù)均顯著大于0，且系數(shù)相對(duì)于低生產(chǎn)率樣本更大。這表明高生產(chǎn)率的企業(yè)更加注重東道國(guó)的制度質(zhì)量，在區(qū)位選擇的過(guò)程中更加理性，風(fēng)險(xiǎn)厭惡特征更加明顯。就企業(yè)tfp而言，其回歸系數(shù)總體是顯著大于0的，但是高生產(chǎn)率企業(yè)對(duì)自身OFDI活動(dòng)的推動(dòng)力度更強(qiáng)。一個(gè)可能的解釋是，OFDI活動(dòng)可能反過(guò)來(lái)促進(jìn)企業(yè)的發(fā)展(蔣冠宏等，2014)，為了獲得這種OFDI活動(dòng)對(duì)企業(yè)生產(chǎn)率提升的福利，使得低生產(chǎn)率企業(yè)相對(duì)于高生產(chǎn)率企業(yè)并不顧及OFDI活動(dòng)的生產(chǎn)率門檻，甚至在東道國(guó)區(qū)位選擇中存在一定的盲目性，存在著顯著的風(fēng)險(xiǎn)偏好特征。

表6 按照生產(chǎn)率高低回歸結(jié)果

(三)傳導(dǎo)機(jī)制檢驗(yàn)

Pijt(OFDI=1)=α0+αinstjt+α2instjt×prorateit+α4prorateit+∑δmControoljm+γt+γindy+εijt

(24)

表7 傳導(dǎo)機(jī)制分析

觀察表7的回歸結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，經(jīng)濟(jì)制度、法律制度以及政治制度的回歸系數(shù)依舊顯著大于0。企業(yè)生產(chǎn)率指標(biāo)也仍然顯著大于0。特別地，交叉項(xiàng)的回歸系數(shù)顯著大于0，表明東道國(guó)制度因素的改善能夠促進(jìn)企業(yè)利潤(rùn)水平的增加，進(jìn)而提高企業(yè)在東道國(guó)的OFDI活動(dòng)傾向。這驗(yàn)證了本文所提出的中介機(jī)制。

(四)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

(1)更換制度環(huán)境指標(biāo)。本文將采用各個(gè)國(guó)家在經(jīng)濟(jì)制度、政治制度、法律制度的排名指標(biāo)替換前文所使用的制度指標(biāo)，該排名越小，表明該國(guó)在這三個(gè)維度下的制度質(zhì)量越高。表8的第(1)—(3)列匯報(bào)了法律制度質(zhì)量的回歸結(jié)果，第(4)—(6)匯報(bào)了政治制度質(zhì)量的回歸結(jié)果，第(7)—(9)匯報(bào)了經(jīng)濟(jì)制度的回歸結(jié)果。從回歸結(jié)果可以知道，legal、political、economic排名指標(biāo)回歸系數(shù)顯著為負(fù)，表明東道國(guó)制度質(zhì)量排名越靠前，制度越完善，更能吸引中國(guó)企業(yè)進(jìn)入這樣的東道國(guó)開展OFDI活動(dòng)。企業(yè)生產(chǎn)率tfp的回歸系數(shù)顯著為正值，這意味著企業(yè)生產(chǎn)率能顯著地提升企業(yè)進(jìn)行OFDI的概率。因此，更換東道國(guó)制度指標(biāo)后，本文的結(jié)論也是穩(wěn)健的。

表8 穩(wěn)健性分析之替換經(jīng)濟(jì)制度指標(biāo)

(2)更換生產(chǎn)率指標(biāo)。此處采用Ackerberg et al.(2015)方法來(lái)測(cè)算企業(yè)生產(chǎn)率，在表9中，第(1)—(3)列采用了東道國(guó)經(jīng)濟(jì)、政治、法律三個(gè)維度的相對(duì)制度質(zhì)量，第(4)—(6)列采用了各個(gè)東道國(guó)在經(jīng)濟(jì)、政治、法律制度的排名。觀察表9可以發(fā)現(xiàn)，三個(gè)相對(duì)制度質(zhì)量的回歸系數(shù)都顯著為正數(shù)，三個(gè)制度質(zhì)量排名的回歸系數(shù)都顯著為負(fù)數(shù)，這也反映出東道國(guó)制度質(zhì)量的提高更能促進(jìn)中國(guó)企業(yè)到這樣的國(guó)家開展OFDI活動(dòng)。同樣，tfpacf回歸系數(shù)均顯著大于0，表明企業(yè)生產(chǎn)率的提升也能促進(jìn)企業(yè)對(duì)外直接投資。替換生產(chǎn)率指標(biāo)后，本文的研究結(jié)論依然穩(wěn)健。

表9 穩(wěn)健性分析之替換生產(chǎn)率指標(biāo)

(3)遺漏變量問(wèn)題。本文的核心變量是東道國(guó)的制度變量，如經(jīng)濟(jì)制度、政治制度與法律制度?？紤]到本文的數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)，表10采用了面板probit模型，以控制“企業(yè)-國(guó)家”層面的固定效應(yīng)。觀察表10可以發(fā)現(xiàn)，economic、legal、political制度變量的回歸系數(shù)顯著大于0，回歸結(jié)果的tfp回歸系數(shù)顯著大于0，均符合預(yù)期，這表明本文的實(shí)證結(jié)論具有良好的穩(wěn)健性。

表10 考慮遺漏變量問(wèn)題

(續(xù)表10)

表11 考慮企業(yè)生產(chǎn)率內(nèi)生性的回歸結(jié)果

(4)內(nèi)生性問(wèn)題。首先，為了盡可能消除這種雙向因果關(guān)系，本文將滯后一期的企業(yè)生產(chǎn)率作為企業(yè)生產(chǎn)率的工具變量，并進(jìn)行ivprobit回歸，表11的第(1)—(3)列呈現(xiàn)了相應(yīng)的回歸結(jié)果。其次，企業(yè)在東道國(guó)是否進(jìn)行OFDI，這是企業(yè)層面的微觀決策，而東道國(guó)制度質(zhì)量則是國(guó)家層面的宏觀變量。為了吸引大量的OFDI投資，東道國(guó)可能會(huì)根據(jù)大量的企業(yè)行為而改善本國(guó)的制度環(huán)境。這種制度的內(nèi)生性是不容忽視的，本文以制度變量的一期滯后作為制度變量的工具變量，同樣進(jìn)行ivprobit回歸，表11的第(4)—(6)列呈現(xiàn)了相應(yīng)的回歸結(jié)果。實(shí)證結(jié)果與上文吻合，結(jié)果均表明東道國(guó)法律制度、經(jīng)濟(jì)制度與政治制度的改善能夠促進(jìn)企業(yè)在這些國(guó)家進(jìn)行對(duì)外直接投資。因此，本文研究結(jié)論依然成立。

五、結(jié)論與政策含義

基于異質(zhì)性對(duì)外直接投資理論，本文分析了東道國(guó)制度環(huán)境影響中國(guó)企業(yè)開展OFDI活動(dòng)的傳導(dǎo)機(jī)制。理論上，本文發(fā)現(xiàn)，改善東道國(guó)制度不僅可以降低企業(yè)進(jìn)入東道國(guó)開展OFDI的生產(chǎn)率閾值，降低企業(yè)從出口企業(yè)變換為OFDI企業(yè)所要求的生產(chǎn)率閾值，還能夠降低企業(yè)固定成本，增加企業(yè)的利潤(rùn)水平，進(jìn)而提高企業(yè)在東道國(guó)開展OFDI活動(dòng)的概率；同時(shí)，隨著企業(yè)生產(chǎn)率的提升，企業(yè)OFDI利潤(rùn)增加，這又會(huì)進(jìn)一步增強(qiáng)企業(yè)在東道國(guó)開展OFDI活動(dòng)的動(dòng)機(jī)。實(shí)證上，本文采用了《境外投資企業(yè)(機(jī)構(gòu))名錄》和《中國(guó)工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)》進(jìn)行分析，實(shí)證研究結(jié)果表明：第一，東道國(guó)的經(jīng)濟(jì)制度、法律制度、政治制度每提升1單位，中國(guó)企業(yè)進(jìn)入該東道國(guó)進(jìn)行OFDI活動(dòng)的概率分別提高了0.20%～0.71%、0.27%～0.62%、0.19%～0.32%；第二，企業(yè)生產(chǎn)率每提高1單位，中國(guó)企業(yè)在東道國(guó)進(jìn)行OFDI的概率將相應(yīng)地提高0.3%～0.6%；第三，考慮所有制、企業(yè)所在地、中國(guó)加入WTO、中國(guó)匯率制度改革、金融危機(jī)事件、企業(yè)生產(chǎn)率差異、內(nèi)生性問(wèn)題等諸多因素后，雖然東道國(guó)制度質(zhì)量和企業(yè)生產(chǎn)率對(duì)企業(yè)OFDI的作用有所差異，但上述影響機(jī)制依然成立。

根據(jù)研究結(jié)論，本文的政策含義如下：第一，在發(fā)展中國(guó)家企業(yè)生產(chǎn)效率普遍低下、缺乏國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力背景中，企業(yè)在挑選OFDI東道國(guó)時(shí)，要盡可能進(jìn)入制度質(zhì)量較高的國(guó)家進(jìn)行對(duì)外直接投資，以確保投資的安全性、收益性。第二，考慮到某些OFDI項(xiàng)目有著顯著的外溢效應(yīng)，比如基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)不僅能給母國(guó)帶來(lái)巨大的收益，還能顯著提高東道國(guó)就業(yè)，改善東道國(guó)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量。在這種情況下，為了保證OFDI投資的收益性與潛在的輻射作用，除了倒逼東道國(guó)提高制度質(zhì)量之外，母國(guó)政府還可以向東道國(guó)派駐工作組，或者引入第三方監(jiān)管力量，在不干涉東道國(guó)內(nèi)政的前提下改善東道國(guó)制度環(huán)境，實(shí)現(xiàn)互利共贏，共同發(fā)展。第三，中國(guó)是許多FDI投資的東道國(guó)家，中國(guó)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)長(zhǎng)期受益于外資流入。為了進(jìn)一步引入高科技含量的外資，幫助中國(guó)從“量”的增長(zhǎng)轉(zhuǎn)為“質(zhì)”的增長(zhǎng)，要努力改善本國(guó)的制度環(huán)境，為國(guó)內(nèi)資本與國(guó)外資本創(chuàng)造一個(gè)良好的營(yíng)商環(huán)境，共同助力中國(guó)經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型。