王正新，周 乾

(浙江財經(jīng)大學(xué)經(jīng)濟學(xué)院，浙江 杭州 310018)

一、引 言

積極開展對外直接投資(OFDI)是中國順應(yīng)全球化趨勢，深度融入世界經(jīng)濟，推進(jìn)國際產(chǎn)能合作的重要體現(xiàn)。自提出“走出去”戰(zhàn)略以來，中國企業(yè)OFDI迅速發(fā)展，2008年OFDI流量在全球金融危機的影響下仍逆勢增長，并在此后繼續(xù)呈顯著上升態(tài)勢(見圖1)，2016年中國OFDI流量1961.5億美元，同比增長34.7%，對外直接投資再次超過吸引外資，連續(xù)第二年實現(xiàn)資本凈輸出，2017年雖呈現(xiàn)負(fù)增長，全球位次仍雄踞第三。

2015年3月，中國政府正式發(fā)布推動“一帶一路”建設(shè)的愿景與行動?！耙粠б宦贰背h為全球金融危機后中國OFDI注入了新的活力，助推企業(yè)投資布址“一帶一路”沿線國家。首先，“一帶一路”倡議推動了基礎(chǔ)設(shè)施的大規(guī)模投資并改善了東道國物流設(shè)施質(zhì)量，從而促進(jìn)了中國企業(yè)的OFDI；其次，“一帶一路”倡議中嵌入的高級別政治合作與政府支持降低了東道國政策的不確定性，進(jìn)一步鼓勵中國企業(yè)的OFDI[1]。中國對“一帶一路”沿線國家的投資流量總體呈穩(wěn)步上升趨勢，但有明顯的波動(見圖1)，在2017年達(dá)到歷史最高值201.74億美元，占中國OFDI流量總額近12.7%。由此可見，“一帶一路”沿線國家投資潛力巨大，投資前景廣闊[2]，正成為中國OFDI的重點領(lǐng)域。

圖1 中國2007～2017年OFDI流量及對“一帶一路”沿線國家OFDI流量①

① 數(shù)據(jù)來源：根據(jù)2015～2017年度《中國對外直接投資統(tǒng)計公報》整理得到。

中國對“一帶一路”沿線國家OFDI規(guī)模的日益增長引起了學(xué)者們的諸多關(guān)注。然而，沿線國家大多為發(fā)展中國家或轉(zhuǎn)型經(jīng)濟體，缺乏穩(wěn)定長效的政治、法律制度和投資政策，東道國嚴(yán)格的進(jìn)入管制、低效的商業(yè)監(jiān)管等制度約束會降低該國對海外投資的吸引力。因此東道國制度環(huán)境對中國OFDI的影響始終是學(xué)者們的重點研究領(lǐng)域。營商環(huán)境作為制度環(huán)境宏觀指標(biāo)的補充，從微觀層面衡量了企業(yè)從開辦、運營到結(jié)束整個經(jīng)營生命周期面臨的制度環(huán)境，客觀度量了各國營商法規(guī)及其執(zhí)行情況。一般來說，惡劣的營商環(huán)境會增加企業(yè)經(jīng)營的制度性交易成本，而良好的營商環(huán)境為私營經(jīng)濟創(chuàng)造便利透明的市場環(huán)境。由此可見，營商環(huán)境的優(yōu)劣與企業(yè)的經(jīng)營績效息息相關(guān)。本文研究“一帶一路”沿線國家營商環(huán)境對中國企業(yè)OFDI的影響，對完善中國OFDI區(qū)位選擇理論具有重要的理論意義；對中國政府健全相關(guān)政策機制，充分保障企業(yè)對外投資，正確選擇投資區(qū)位和防范風(fēng)險具有重要的指導(dǎo)和實踐意義。

本文可能的邊際貢獻(xiàn)在于：第一，在“一帶一路”倡議的背景下，將沿線國家作為研究樣本，探究東道國營商環(huán)境對中國企業(yè)OFDI的影響，助力企業(yè)正確投資布址、規(guī)避投資營商風(fēng)險；第二，現(xiàn)有文獻(xiàn)大多分析營商環(huán)境排名對企業(yè)OFDI的影響，局限于將營商環(huán)境總體效應(yīng)作為影響因素，本文將綜合分析東道國營商環(huán)境總體情況和相關(guān)子類指標(biāo)對中國企業(yè)OFDI的影響。第三，從投資動機的視角分析中國不同投資動機型企業(yè)是否存在對東道國總體營商環(huán)境優(yōu)劣的選擇偏好以及對子類指標(biāo)的異質(zhì)性偏好。

二、文獻(xiàn)綜述與研究假說

(一)“一帶一路”沿線國家營商環(huán)境與中國企業(yè)對外直接投資

當(dāng)下的區(qū)域競爭是制度環(huán)境和制度供給的競爭。東道國為了吸引高質(zhì)量外資，從投資政策扶持轉(zhuǎn)變到營造國際化法治化的營商環(huán)境。東道國優(yōu)越的營商環(huán)境對促進(jìn)經(jīng)濟增長[3]、擴大進(jìn)口[4]、吸引優(yōu)質(zhì)外商直接投資都有著積極而顯著的影響。Jayasuriya(2011)提出過營商環(huán)境排名的提升是否意味著更多外商投資流入的疑問，研究得出營商環(huán)境的改善與外商投資的流入有著密切的正相關(guān)關(guān)系[5]。Corcoran和Gillanders(2012)也解答了上述疑問，認(rèn)為更好的營商環(huán)境會吸引更多OFDI流入[6]。楊亞平和李騰騰(2018)研究發(fā)現(xiàn)中國企業(yè)傾向于在整體營商環(huán)境更好的國家投資，中國企業(yè)對弱勢制度國家的營商環(huán)境更加敏感，不同投資動機的企業(yè)選址更是表現(xiàn)出對營商環(huán)境子類指標(biāo)的異質(zhì)性偏好[7]。

當(dāng)母國企業(yè)進(jìn)入東道國投資時，不可避免地要面臨復(fù)雜的外部環(huán)境，營商環(huán)境的優(yōu)劣對企業(yè)的進(jìn)入成本和經(jīng)營效率有著重要影響。一方面，優(yōu)越的營商環(huán)境代表著東道國在開辦企業(yè)、辦理施工許可、獲得電力、登記財產(chǎn)、繳納稅款等方面便捷高效，因而可以有效降低企業(yè)開辦初期產(chǎn)生的制度性交易成本。東道國監(jiān)管質(zhì)量與管制效率的提高有利于促進(jìn)中國資本的進(jìn)入[8]。另一方面，優(yōu)越的營商環(huán)境代表著東道國在投資者獲得信貸、執(zhí)行合同、股東權(quán)利保護和辦理破產(chǎn)等方面有完善的法律制度，因而可以有效規(guī)避投資風(fēng)險。法律和監(jiān)管在司法便利度更優(yōu)越的國家對投資者的保護力度更大[9]?；谝陨戏治?，本文提出假說1：

假說1：中國企業(yè)更傾向于在總體營商環(huán)境更好的“一帶一路”沿線國家投資布址。

(二)“一帶一路”沿線國家營商環(huán)境與中國企業(yè)不同投資動機型對外直接投資

Dunning(1981)綜合了發(fā)達(dá)國家與發(fā)展中國家企業(yè)的OFDI動機，提出了對外直接投資動機理論[10]，但是Buckley和Liu(2007)認(rèn)為中國受資本市場不完善等影響，傳統(tǒng)的對外直接投資理論并不適用，進(jìn)而提出中國企業(yè)OFDI的三種類型分別為市場尋求型、資源尋求型和戰(zhàn)略資產(chǎn)尋求型[11]。從現(xiàn)實情況來看，中國企業(yè)既有為了尋求技術(shù)和管理經(jīng)驗對以色列、新加坡、捷克等發(fā)達(dá)國家的上行投資；也有為了尋求廣闊市場對泰國、馬來西亞以及為獲取富裕的自然資源而對蒙古、哈薩克斯坦等發(fā)展中國家的下行投資。

在市場規(guī)模尋求動機方面，中國OFDI通過拓寬海外產(chǎn)品或服務(wù)的消費市場來布局東道國的銷售網(wǎng)絡(luò)。首先，開辦企業(yè)、登記財產(chǎn)和繳納稅款等方面的商業(yè)監(jiān)管程序的便利造就了更優(yōu)越的營商環(huán)境，也意味著更低的交易成本和更高的交易效率。其次，該類型企業(yè)經(jīng)常要與合作伙伴簽訂貿(mào)易合同，便捷的審批手續(xù)、良好的合同履行可以降低違約風(fēng)險，促進(jìn)貿(mào)易的平穩(wěn)增長[12]。再者，企業(yè)的生產(chǎn)銷售環(huán)節(jié)離不開納稅，冗雜的納稅程序易對中國境外企業(yè)的投資活動形成嚴(yán)重障礙，較高的稅率也會進(jìn)一步壓縮企業(yè)的商業(yè)利潤空間[7]?；谝陨戏治觯疚奶岢黾僬f2：

假說2：中國市場尋求型OFDI傾向于流入營商環(huán)境更好的“一帶一路”沿線國家。

在資源尋求動機方面，中國OFDI通過獲取廉價的海外優(yōu)勢資源、降低企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營成本或建立資源開采的海外基地以保障國內(nèi)資源供應(yīng)。首先，Kolstad和Wiig(2012)認(rèn)為有著豐富的自然資源和惡劣的制度環(huán)境的東道國是中國企業(yè)的投資目的地[13]。沿線國家普遍制度環(huán)境較差，但石油、礦石等自然資源豐裕，此類國家能夠吸引投資是因為當(dāng)?shù)卣畷ㄟ^提供低價礦產(chǎn)的方式吸引外商投資的流入[14]。其次，由于中國經(jīng)濟與法律制度尚未健全，企業(yè)更熟悉“關(guān)系”和“非市場行為”的規(guī)則[2][15][16]，因此在營商環(huán)境相對惡劣，法律制度保護力度較差的東道國更具有制度優(yōu)勢。再者，中國國有企業(yè)作為資源尋求型OFDI的主體，政府為其提供了強有力的政策支持，對東道國制度風(fēng)險的容忍度更高[17]?；谝陨戏治觯疚奶岢黾僬f3：

假說3：中國資源尋求型OFDI傾向于流入營商環(huán)境更差的“一帶一路”沿線國家。

在戰(zhàn)略資產(chǎn)尋求動機方面，中國OFDI通過在發(fā)達(dá)國家新建或并購海外研發(fā)機構(gòu)以獲取核心技術(shù)或品牌等戰(zhàn)略要素，借以提高自身技術(shù)研發(fā)能力。首先，良好的營商環(huán)境有助于對高新技術(shù)人才的培養(yǎng)，其創(chuàng)新思路、理念與設(shè)計方案更容易付諸實施。其次，跨國企業(yè)的知識產(chǎn)權(quán)在產(chǎn)權(quán)制度穩(wěn)固、政府監(jiān)管到位的東道國更容易得到有效保障，全方位的知識產(chǎn)權(quán)保護制度可以代替市場降低企業(yè)的進(jìn)入成本[18]。再者，東道國法律對股東強有力的保護可以有效降低因合同糾紛引發(fā)的投資損失[7]，更好地保護中國企業(yè)海外技術(shù)和人才的獲取?；谝陨戏治?，本文提出假說4：

假說4：中國“戰(zhàn)略資產(chǎn)尋求型”O(jiān)FDI傾向于流入營商環(huán)境更好的“一帶一路”沿線國家。

三、變量、數(shù)據(jù)與模型構(gòu)建

(一)研究時期與樣本選取

本文選取的研究時期為2007～2017年，同時基于數(shù)據(jù)可獲得性與一致性原則，選取“一帶一路”沿線49個國家作為研究樣本(1)在“一帶一路”沿線64個國家中，土庫曼斯坦和巴勒斯坦2國不在世界銀行營商環(huán)境項目數(shù)據(jù)庫中，巴林、巴基斯坦、俄羅斯、緬甸、印度、印度尼西亞和孟加拉國7國只有2014-2017年數(shù)據(jù)；中國對不丹和馬爾代夫2國的對外直接投資存量數(shù)據(jù)在《對外投資公報》中部分年份缺失；塞爾維亞、黑山、東帝汶和敘利亞4國的控制變量部分年份數(shù)據(jù)在WDI數(shù)據(jù)庫中缺失。故剔除該15個國家。，對上述研究假說進(jìn)行實證檢驗。截至2017年底，中國對上述49個國家的OFDI存量達(dá)到1133.85億美元，占“一帶一路”沿線65個國家的87.61%(2)數(shù)據(jù)來源于《2017年中國對外直接投資統(tǒng)計公報》，由筆者整理計算得到。，表明本文選取的樣本是中國投資“一帶一路”沿線的重點區(qū)域。研究樣本的所在地區(qū)具體見表1。

表1 “一帶一路”沿線49個國家及分布

(二)變量定義與數(shù)據(jù)來源

1.被解釋變量。中國對外直接投資(OFDI)，以2007～2017年中國企業(yè)對49個“一帶一路”沿線國家的對外直接投資存量來表示，投資存量數(shù)據(jù)更加穩(wěn)定且不存在負(fù)數(shù)或零值的情況，而流量數(shù)據(jù)經(jīng)常會由于企業(yè)家在東道國的撤資或變賣企業(yè)的情況而出現(xiàn)負(fù)值，數(shù)據(jù)的不穩(wěn)定性易造成模型結(jié)果的偏差，若剔除則無法最大程度地保證數(shù)據(jù)的完整性。

2.解釋變量。(1)營商環(huán)境總體情況(DBTot)。利用世界銀行營商環(huán)境項目組發(fā)布的經(jīng)濟體歷年總體營商環(huán)境得分來衡量。根據(jù)該項目組的計算方法，一國(地區(qū))的總體營商環(huán)境得分根據(jù)各子類指標(biāo)得分(3)營商環(huán)境便利度分?jǐn)?shù)即世界銀行營商環(huán)境項目組公布的各經(jīng)濟體營商環(huán)境便利度的“前沿距離分?jǐn)?shù)”，指每個經(jīng)濟體離“前沿水平”的差距得分?！扒把厮健笔侵改骋恢笜?biāo)所有國家所有年份中的達(dá)到的歷史最好水平?！扒把鼐嚯x”反映在0～100的數(shù)值區(qū)間里，其中0分代表最差表現(xiàn)，100分代表前沿水平?！扒把鼐嚯x分?jǐn)?shù)”越高則表示商業(yè)監(jiān)管環(huán)境的效率越高，法律制度越完善。加總后進(jìn)行無權(quán)重簡單平均處理得到。由于“獲得電力便利度”在2010年以前的得分?jǐn)?shù)據(jù)缺失，因此剔除該指標(biāo)，借鑒營商環(huán)境項目組的計算方法得到總體營商環(huán)境得分。對于個別指標(biāo)存在某些年份數(shù)據(jù)缺失的情況，采用線性插值法補齊。(2)營商環(huán)境子類指標(biāo)情況(DBSub)。第一類是衡量東道國相關(guān)商業(yè)監(jiān)管程序的復(fù)雜性和成本的指標(biāo)(DBSP)，包括開辦企業(yè)便利度(SB)、辦理施工許可便利度(DCP)、登記財產(chǎn)便利度(RP)和繳納稅款便利度(PT)。第二類是衡量東道國法律制度保護力度的指標(biāo)(DBLI)，包括獲得信貸便利度(GC)、投資者保護力度(PI)、執(zhí)行合同的司法便利度(EC)，營商環(huán)境子類指標(biāo)的具體指標(biāo)解釋見表2。

表2 營商環(huán)境子類指標(biāo)具體指標(biāo)解釋

資料來源：世界銀行Doing Business官網(wǎng)，http://www.doingbusiness.org/。

(3)衡量投資動機的控制變量。第一，東道國市場規(guī)模(GDP)，采用東道國的國內(nèi)生產(chǎn)總值來衡量市場尋求動機，以2010年為基期的不變美元為單位。第二，東道國自然資源稟賦(RES)，采用東道國礦石和石油出口之和占總出口品的比重來衡量資源尋求動機。第三，戰(zhàn)略資產(chǎn)水平(TEC)，采用東道國信息和通信產(chǎn)品出口之和占總出口品的比重來衡量戰(zhàn)略資產(chǎn)尋求動機。由于衡量戰(zhàn)略資產(chǎn)水平的指標(biāo)在WDI數(shù)據(jù)庫中缺失2017年數(shù)據(jù)，因此本文借助GM(1,1)模型[19]根據(jù)已有數(shù)據(jù)預(yù)測缺失值。

(4)其他控制變量。第一，東道國宏觀經(jīng)濟穩(wěn)定情況(INFLA)，采用東道國歷年通貨膨脹率來表示，按GDP平減指數(shù)衡量。第二，雙邊地理距離(DIST)，利用北京與“一帶一路”沿線各國首都之間的距離來表示。第三，政治穩(wěn)定情況(POLITICS)，利用政治穩(wěn)定性(Political Stability and Absence of Violence/Terrorism)指標(biāo)來衡量，反映政府動蕩或者暴力行為或恐怖主義發(fā)生的可能性，取值越大表示該國政權(quán)越穩(wěn)定、暴力行為或恐怖主義發(fā)生的可能性越低。由于該指標(biāo)取值為(-2.5,2.5)，為了方便實證部分取對數(shù)，本文借鑒楊嬌輝等人(2015)的做法[16]，采取“指標(biāo)值+2.5”的轉(zhuǎn)換方法將指標(biāo)取值范圍確定為(0,5)。

其中，被解釋變量數(shù)據(jù)來源于2016～2017年度《中國對外直接投資統(tǒng)計公報》，營商環(huán)境數(shù)據(jù)來源于世界銀行營商環(huán)境項目數(shù)據(jù)庫(Doing Business數(shù)據(jù)庫)，雙邊地理距離數(shù)據(jù)來源于CEPII GeoDist數(shù)據(jù)庫，政治穩(wěn)定情況數(shù)據(jù)來源于世界銀行全球治理指標(biāo)數(shù)據(jù)庫(WGI數(shù)據(jù)庫)，其他數(shù)據(jù)均來源于世界銀行發(fā)展指標(biāo)數(shù)據(jù)庫(WDI數(shù)據(jù)庫)。為了降低變量間劇烈波動和異方差可能產(chǎn)生的影響，本文對除百分比以外的所有自變量取自然對數(shù)處理。表3給出了本文所有變量的描述性統(tǒng)計。

表3 變量的描述性統(tǒng)計

(三)模型

模型一，考察“一帶一路”沿線國家營商環(huán)境對中國企業(yè)OFDI的影響。解釋變量分別為營商環(huán)境總體情況與營商環(huán)境子類指標(biāo)，具體模型為：

LnOFDIit=β0+β1LnDBit+γControlit+δt+uij

(1)

模型二，考察營商環(huán)境總體情況與投資動機對中國企業(yè)在“一帶一路”沿線國家OFDI的交互影響。解釋變量為投資動機與營商環(huán)境總體情況的交互項，具體模型為：

LnOFDIit=β0+β1LnDBTotit+β2MOTit*LnDBTotit+γControlit+δt+uij

(2)

模型三，考察營商環(huán)境子類指標(biāo)與投資動機對中國企業(yè)在“一帶一路”沿線國家OFDI的交互影響。解釋變量為投資動機與營商環(huán)境子類指標(biāo)的交互項，具體模型為：

LnOFDIit=β0+β1LnDBSubit+β2MOTit*LnDBSubit+γControlit+δt+uij

(3)

以上三個模型中，β0為常數(shù)項，β1、β2以及γ分別對應(yīng)各自變量的系數(shù)；i和t分別表示東道國與年份，OFDIit表示中國對“一帶一路”沿線國家的對外直接投資；Controlit為控制變量；δt為時間固定效應(yīng)，控制了不同年份對被解釋變量的影響；uij為隨機誤差項。

其中模型一中的DBit表示東道國營商環(huán)境狀況，包括衡量營商環(huán)境總體情況的DBTotit和衡量營商環(huán)境子類指標(biāo)便利度的DBSubit，后者又可劃分為DBSPit和DBLIit。模型二中的MOTit表示具體投資動機，包括GDPit、RESit和TECit；MOTit*LnDBTotit表示投資動機與東道國營商環(huán)境總體情況的交互項。模型三中的MOTit*LnDBSubit表示投資動機與東道國營商環(huán)境子類指標(biāo)的交互項。

在面板數(shù)據(jù)計量分析過程中，由于不同國家間的差異極大，經(jīng)常會出現(xiàn)模型的隨機誤差項不滿足OLS估計假設(shè)，若直接進(jìn)行模型參數(shù)估計，結(jié)果將是有偏且不一致的。為處理復(fù)雜的面板誤差結(jié)構(gòu)，檢驗?zāi)Ｐ徒Y(jié)果對計量方法的敏感性，本文運用可行廣義最小二乘法(FGLS)進(jìn)行面板數(shù)據(jù)模型修正。FGLS將各截面?zhèn)€體的殘差向量代入截面異方差的協(xié)方差矩陣并利用GLS得到參數(shù)估計值，可以增強面板數(shù)據(jù)回歸估計的有效性和穩(wěn)健性，有效剔除面板之間的異方差和自相關(guān)問題，提高參數(shù)估計的精確性和解釋力度。

四、實證分析

(一)營商環(huán)境對中國企業(yè)在“一帶一路”沿線國家直接投資的影響

本文通過逐步引入營商環(huán)境總體情況和子類指標(biāo)研究沿線國家營商環(huán)境對中國企業(yè)OFDI的影響。F檢驗表明固定效應(yīng)模型優(yōu)于混合回歸模型，而Hausman檢驗的結(jié)果顯示拒絕原假設(shè)，即固定效應(yīng)模型同樣優(yōu)于隨機效應(yīng)模型。由于本文回歸模型中存在衡量地理距離的變量，且這個變量不隨時間變化而變化，而固定效應(yīng)模型無法估計不隨時間變化而變化的變量之影響，參照Buckley和Liu(2009)[11]進(jìn)行隨機效應(yīng)模型和混合效應(yīng)模型回歸，最終根據(jù)LM檢驗結(jié)果選擇隨機效應(yīng)模型。利用Stata 14軟件檢驗是否存在組間異方差。Wald檢驗結(jié)果顯示P值均為0.000，拒絕原假設(shè)，即模型存在異方差，VIF值均小于5，表明不存在嚴(yán)重的多重共線性問題?；诖?，本文擬采用FGLS進(jìn)行模型修正。FGLS的估計過程實現(xiàn)了對變量異方差的修正，進(jìn)一步提高面板回歸的一致性和有效性。

從表4中列(1)的實證結(jié)果可知，營商環(huán)境總體情況(lnDBTot)在1%的水平下顯著為負(fù)，說明東道國營商環(huán)境對中國企業(yè)OFDI具有顯著的負(fù)向影響，營商環(huán)境總體情況越優(yōu)越，反而會抑制中國企業(yè)的投資選址，這與假說1呈現(xiàn)相反的結(jié)果，有悖于國際資本流動理論的投資風(fēng)險規(guī)避特征。究其原因可能在于中國對沿線國家的投資大多為資源尋求型，對東道國營商環(huán)境的關(guān)注度較低，惡劣的營商環(huán)境反而降低了企業(yè)的準(zhǔn)入門檻。這與王曉穎(2018)基于東盟國家的研究樣本得出的結(jié)論[20]一致。此外，謝孟軍(2016)還認(rèn)為通過非市場行為獲取的優(yōu)惠待遇使中國企業(yè)偏好于投資具有制度缺陷的發(fā)展中國家[21]。

本文同時考察了東道國營商環(huán)境子類指標(biāo)對中國企業(yè)OFDI的影響。從表4可知，在衡量東道國監(jiān)管程序的復(fù)雜性和成本的指標(biāo)方面，開辦企業(yè)便利度(lnSB)和辦理施工許可便利度(lnDCP)的系數(shù)均在1%的水平下顯著為正，說明中國企業(yè)更傾向于在開辦企業(yè)和建設(shè)倉庫廠房等方面擁有更便捷的行政審批程序的東道國進(jìn)行OFDI。登記財產(chǎn)便利度(lnRP)和繳納稅款便利度(lnPT)的系數(shù)均為負(fù)但并不顯著，說明便捷的財產(chǎn)轉(zhuǎn)移登記和納稅手續(xù)對企業(yè)在東道國的直接投資沒有明顯的影響。

在衡量法律制度的保護力度指標(biāo)方面，獲得信貸便利度(lnGC)和執(zhí)行合同的司法便利度(lnEC)的系數(shù)均在1%的水平下顯著為負(fù)，說明東道國的信貸體系和司法體系越健全，反而會抑制中國企業(yè)的投資，可能的原因在于本土企業(yè)在開拓市場時獲取資本援持和司法保護的優(yōu)勢會對外資企業(yè)的海外經(jīng)營構(gòu)成威脅，與周超等(2017)得出的結(jié)論[22]一致。投資者保護力度(lnPI)系數(shù)也在1%的水平下顯著為負(fù)，說明東道國對海外投資者的保護力度不能促進(jìn)中國企業(yè)的投資，參考協(xié)天紫光等(2017)的研究結(jié)論[23]，可能的原因在于東道國本土企業(yè)的利益會因為擁有強大資本實力的外資企業(yè)進(jìn)入而難以獲得更多的投資保護和優(yōu)惠政策，本土企業(yè)的不滿情緒可能會轉(zhuǎn)化為投資風(fēng)險?？偟膩碚f，東道國不健全的法律制度能吸引企業(yè)直接投資是由于中國企業(yè)的資本實力和對“非市場行為”的熟悉讓其更具生產(chǎn)擴張的比較優(yōu)勢[24]。

表4 營商環(huán)境影響中國對“一帶一路”沿線直接投資的實證結(jié)果

注：*、** 和*** 分別表示系數(shù)通過10%、5%和1%的顯著性檢驗；回歸系數(shù)括號中的數(shù)值為穩(wěn)健的面板校正標(biāo)準(zhǔn)誤。下同。

在衡量投資動機的控制變量方面，市場規(guī)模(LnGDP)的系數(shù)均在1%的水平下顯著為正，表明東道國市場規(guī)模越大，中國企業(yè)對東道國的投資規(guī)模越大。自然資源稟賦(RES)的系數(shù)也均在1%的水平下顯著為正，表明東道國自然資源越富裕，中國企業(yè)對東道國的投資規(guī)模越大，且自然資源稟賦系數(shù)均大于市場規(guī)模系數(shù)，這也說明“豐裕的自然資源”比“廣闊的海外市場”更吸引中國企業(yè)投資。列(3)～(5)中戰(zhàn)略資產(chǎn)水平(TEC)的系數(shù)總體為負(fù)且在5%的水平下顯著為負(fù)，說明戰(zhàn)略資產(chǎn)的富裕無法促進(jìn)中國企業(yè)對東道國的投資，這是由于沿線國家大多為發(fā)展中國家或新興經(jīng)濟體，并不具備戰(zhàn)略資產(chǎn)稟賦優(yōu)勢。從現(xiàn)實情況來看，只有以色列在通訊、醫(yī)藥領(lǐng)域以及捷克在機械、航空領(lǐng)域擁有頂尖的科技水平。

其他控制變量方面，宏觀經(jīng)濟穩(wěn)定情況(INFLA)系數(shù)均在1%的水平下顯著為正，與田原和李建軍(2018)的實證結(jié)果[2]一致，表明東道國宏觀經(jīng)濟的波動與不穩(wěn)定會抑制中國企業(yè)的投資規(guī)模。雙邊地理距離(LnDIST)系數(shù)均在1%的水平下顯著為負(fù)，表明地理距離依然是阻礙中國企業(yè)前往沿線國家投資的重要因素。政治穩(wěn)定情況(LnPOLITICS)系數(shù)總體為負(fù)且在列(2)～(5)中均在1%的水平下顯著為負(fù)，表明中國企業(yè)傾向于投資政治穩(wěn)定性較差的東道國，可能的原因一是在于渴求東道國豐富的自然資源；二是中國企業(yè)前往制度環(huán)境相近的東道國投資具有比較優(yōu)勢；三是中國國有企業(yè)的對外投資多出于政治動機，風(fēng)險承受能力更強。

(二)營商環(huán)境總體情況與投資動機對中國企業(yè)在“一帶一路”沿線國家直接投資的交互影響

本文在第一部分考察營商環(huán)境總體情況對中國企業(yè)OFDI影響的基礎(chǔ)上，加入營商環(huán)境總體情況與投資動機的交互項考察東道國營商環(huán)境總體情況對中國不同投資動機型OFDI的影響效果。經(jīng)VIF檢驗得知交互項與其構(gòu)成的自變量之間存在著較強的相關(guān)關(guān)系，本文參考Wooldridge(2015)[25]，對模型中的交互項進(jìn)行了去中心化處理。處理后的VIF值均小于3，說明去中心化處理有效解決了交互項的多重共線性問題。

從表5的實證結(jié)果來看，營商環(huán)境總體情況(LnDBTot)的系數(shù)均在1%的水平下顯著為負(fù)，進(jìn)一步論證了表4估計結(jié)果的真實性。列(1)和(4)中LnDBTot*LnGDP的系數(shù)均在1%的水平下顯著為正，表明市場規(guī)模的提高會減少營商環(huán)境對中國企業(yè)OFDI的負(fù)向影響，而隨著東道國營商環(huán)境的優(yōu)化，市場規(guī)模對中國企業(yè)OFDI的吸引作用會進(jìn)一步增強。因此，市場尋求動機型企業(yè)更傾向于投資總體營商環(huán)境更好的東道國，驗證了假說2。列(2)中LnDBTot*RES的系數(shù)在1%的水平下顯著為負(fù)，表明營商環(huán)境越差，自然資源對中國企業(yè)OFDI的吸引作用越強，營商環(huán)境總體情況較差的東道國更能吸引資源尋求型OFDI，驗證了假說3。列(3)和(4)中LnDBTot*TEC的系數(shù)均在1%的水平下顯著為正，雖然單獨來看營商環(huán)境總體情況和戰(zhàn)略資水平對中國企業(yè)OFDI具有負(fù)向影響，但營商環(huán)境總體情況與戰(zhàn)略資產(chǎn)水平的交互作用對企業(yè)OFDI具有積極的影響。企業(yè)出于戰(zhàn)略資產(chǎn)尋求動機進(jìn)行對外投資選址時，更傾向于營商環(huán)境總體情況更優(yōu)越的東道國，驗證了假說4。

表5 營商環(huán)境總體情況影響中國企業(yè)對“一帶一路”沿線國家不同動機直接投資的實證結(jié)果

(三)營商環(huán)境子類指標(biāo)與投資動機對中國企業(yè)在“一帶一路”沿線國家直接投資的交互影響

進(jìn)一步地，本文引入營商環(huán)境子類指標(biāo)與投資動機的交互項并逐步進(jìn)行實證分析，考察東道國營商環(huán)境子類指標(biāo)對中國不同投資動機型OFDI的影響效果。同樣對交互項采取去中心化處理。結(jié)果顯示(4)因篇幅限制，檢驗結(jié)果未列示，作者備索。，市場尋求型OFDI更關(guān)注的是東道國的開辦企業(yè)便利度、登記財產(chǎn)便利度和繳納稅款便利度，說明該三項審批程序的便利度越高，越能促進(jìn)中國企業(yè)的市場尋求型OFDI規(guī)模，該類型企業(yè)對東道國開辦企業(yè)行政審批手續(xù)所帶來的制度性交易成本以及納稅手續(xù)更敏感。

資源尋求型OFDI更關(guān)注的是東道國執(zhí)行合同的司法便利度、登記財產(chǎn)便利度和辦理施工許可便利度，說明東道國司法體系越健全、登記財產(chǎn)和辦理施工許可的便利度越高，越能促進(jìn)資源尋求型OFDI規(guī)模，這是由于資源尋求型OFDI前期工作主要是辦理施工許可證和建設(shè)倉庫，辦理施工許可以及財產(chǎn)轉(zhuǎn)移登記，手續(xù)越少、耗費越低越能吸引資源尋求型企業(yè)前來投資選址。

戰(zhàn)略資產(chǎn)尋求型OFDI最關(guān)注的是東道國執(zhí)行合同的司法便利度和投資者保護力度，說明東道國司法體系越健全、對股東的保護力度越強，越能促進(jìn)戰(zhàn)略資產(chǎn)尋求型OFDI規(guī)模。這是由于執(zhí)合同的司法便利度和對投資者的保護力度可以有效減少知識產(chǎn)權(quán)糾紛、保護股東權(quán)益。

(四)穩(wěn)健性檢驗

考慮到營商環(huán)境的總體情況與OFDI之間可能存在的內(nèi)生性問題對模型估計產(chǎn)生偏誤，本文采用兩步系統(tǒng)GMM對模型進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗。系統(tǒng)GMM克服了差分GMM在有限樣本情況下易受弱工具變量影響而產(chǎn)生有偏計量結(jié)果的弊端，能顯著提高模型估計結(jié)果的有效性。此外，該方法可以估計不隨時間變化而變化的變量的系數(shù)，適合本文的數(shù)據(jù)。回歸模型具體如下：

LnOFDIit=β0+β1LnOFDIit-1+β2LnDBTotit+β3LnDBTotit-1+γControlit+δt+uij

(4)

LnOFDIit=β0+β1LnOFDIit-1+β2LnDBTotit+β3LnDBTotit-1+β4MOTit*LnDBTotit+

γControlit+δt+uij

(5)

其中，LnOFDIit-1表示OFDI的一階滯后項，LnDBTotit-1表示營商環(huán)境總體情況的一階滯后項，δt為時間固定效應(yīng)。使用系統(tǒng)GMM需要滿足兩個假設(shè)前提：一是擾動項uij不存在自相關(guān)，二是所有的工具變量都是有效的。因此本文選用Arellano-Bond檢驗對第一個假設(shè)進(jìn)行驗證，若擾動項的差分存在一階自相關(guān)，且不存在二階自相關(guān)，則表明擾動項不存在自相關(guān)。此外，由于本文選取了因變量LnOFDIit的二至四階滯后項作為工具變量，故引入Sargan檢驗對模型進(jìn)行過度識別檢驗借以考察工具變量的有效性。系統(tǒng)GMM模型的估計結(jié)果具體見表6。

表6 系統(tǒng)GMM模型的估計結(jié)果

注：*、** 和*** 分別表示系數(shù)通過10%、5%和1%的顯著性檢驗；回歸系數(shù)括號中的數(shù)值為t統(tǒng)計量；AR(1)、AR(2)、 Sargan統(tǒng)計量的回歸結(jié)果為p值。

首先，由表6的檢驗結(jié)果可知，AR(1)檢驗在5%的顯著性水平下均能拒絕原假設(shè)，AR(2)檢驗均無法拒絕原假設(shè)，表明四個模型中擾動項的差分均存在一階自相關(guān)，不存在二階自相關(guān)，則擾動項不存在自相關(guān)，可使用系統(tǒng)GMM模型來估計。其次，Sargan檢驗結(jié)果顯示在5%的顯著性水平下均無法拒絕“所有工具變量均有效”的原假設(shè)，因此本文選取的工具變量是有效的。最后，LnOFDIit-1的系數(shù)均在1%的水平下顯著為正，說明中國企業(yè)對沿線國家的OFDI呈現(xiàn)動態(tài)連續(xù)性。LnDBTotit-1的系數(shù)至少通過了10%的顯著性檢驗，說明前一期營商環(huán)境的總體情況也會對中國企業(yè)的OFDI產(chǎn)生一定影響。東道國營商環(huán)境的總體情況以及營商環(huán)境總體情況與三類投資動機的交互項對OFDI的影響方向與FGLS模型中的估計結(jié)果一致，且呈現(xiàn)出較強的顯著性，表明本文的結(jié)論是穩(wěn)健的。

五、結(jié)論與政策啟示

本文基于世界銀行Doing Business工作小組發(fā)布的營商環(huán)境數(shù)據(jù)，考察了“一帶一路”沿線國家營商環(huán)境對中國企業(yè)OFDI的影響，選取2007～2017年中國企業(yè)在49個“一帶一路”沿線國家直接投資的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行實證檢驗，不僅分析了東道國營商環(huán)境總體情況和子類指標(biāo)對中國企業(yè)OFDI的影響，還考察了在不同投資動機驅(qū)動下東道國營商環(huán)境總體情況和子類指標(biāo)對中國企業(yè)OFDI的不同影響效果，具體結(jié)論如下：第一，中國企業(yè)的OFDI更傾向于營商環(huán)境總體情況更差的東道國。在衡量東道國監(jiān)管程序的復(fù)雜性和成本的子類指標(biāo)方面，沿線國家的開辦企業(yè)便利度和辦理施工許可便利度越高，越能吸引中國企業(yè)的OFDI。在衡量東道國法律制度的保護力度的子類指標(biāo)方面，沿線國家的獲得信貸便利度、投資者保護力度和執(zhí)行合同的司法便利度高，會抑制中國企業(yè)的OFDI。第二，東道國營商環(huán)境總體情況對不同投資動機型中國企業(yè)的影響效果不同。市場尋求型和戰(zhàn)略資產(chǎn)尋求型OFDI更傾向于投資營商環(huán)境更好的東道國；資源尋求型OFDI更傾向于投資營商環(huán)境更差的東道國。第三，市場尋求型OFDI更傾向于投資開辦企業(yè)、登記財產(chǎn)和辦理施工許可更便捷的東道國；資源尋求型OFDI更傾向于投資執(zhí)行合同的司法便利度更好、登記財產(chǎn)和辦理施工許可更便捷的東道國；戰(zhàn)略資產(chǎn)尋求型OFDI更傾向于投資執(zhí)行合同的司法便利度和投資者保護力度更好的東道國。

基于上述研究結(jié)論，本文從企業(yè)層面和政府層面提出如下政策啟示：(1)企業(yè)層面。第一，對“一帶一路”沿線國家進(jìn)行OFDI時，既要充分了解東道國基礎(chǔ)設(shè)施質(zhì)量等硬件條件，也要客觀分析營商制度約束等軟環(huán)境，在明確自身戰(zhàn)略定位與投資動機的基礎(chǔ)上，合理選擇目標(biāo)東道國。第二，提高企業(yè)經(jīng)營能力的同時注重對東道國政治、法律制度的深入剖析。(2)政府層面。第一，與“一帶一路”沿線國家積極建立合作對話機制，將改善營商環(huán)境作為“一帶一路”建設(shè)的持久性合作條件，定期發(fā)布沿線國家營商環(huán)境綜合評估報告。第二，修訂現(xiàn)有雙邊投資保護協(xié)定并建立符合“一帶一路”特點的國際爭端解決機制。