姜文學，張 蒙

(東北財經大學 國際經濟貿易學院，遼寧 大連 116025)

中國制造業(yè)對外直接投資遵循比較優(yōu)勢了嗎？
——基于國家-行業(yè)層面

姜文學，張 蒙

(東北財經大學 國際經濟貿易學院，遼寧 大連 116025)

本文運用2005—2014年ORBIS全球企業(yè)數(shù)據庫中的中國企業(yè)海外制造業(yè)子公司數(shù)量這一微觀數(shù)據，基于投資引力模型，嘗試從國家-行業(yè)層面驗證中國企業(yè)在進行海外制造業(yè)投資時是否遵循了比較優(yōu)勢。研究結果表明，中國企業(yè)在進行海外制造業(yè)投資時遵循了比較優(yōu)勢，即會將熟練勞動密集度高的行業(yè)投資到熟練勞動豐裕度高的國家，而將熟練勞動密集度低的行業(yè)投資到熟練勞動豐裕度低的國家。另外，中國制造業(yè)在發(fā)展中國家的對外直接投資具有自然資源尋求動機和市場尋求動機，自由貿易協(xié)定和雙邊投資協(xié)定沒有對中國制造業(yè)對外直接投資產生顯著影響。

對外直接投資；制造業(yè)；國家-行業(yè)層面；比較優(yōu)勢；熟練勞動

一、引 言

自“走出去”戰(zhàn)略提出以來，中國對外直接投資(以下簡稱OFDI)投資凈額已由2005年的122.61億美元增至2014年的1 231.20億美元，位列全球第三。與此同時，中國OFDI存量已經增至8 826.42億美元，位列全球第八。其中，中國制造業(yè)OFDI存量已由2005年的57.70億美元增至2014年的523.52億美元，年復合增長率高達27.77%。*根據歷年《中國對外直接投資統(tǒng)計公報》計算。收稿日期：2017-09-16作者簡介：姜文學(1972-)，男，山東乳山人，教授，博士，主要從事國際貿易理論與政策研究。E-mail：jiangwx@dufe.edu.cn張 蒙(1991-)，男，河北邯鄲人，碩士研究生，主要從事國際貿易理論與政策研究。按照Markusen[1-2]知識-資本模型(又稱KK模型)中有關垂直型OFDI的觀點，跨國企業(yè)將對熟練勞動和非熟練勞動按照生產階段需求不同設置在不同的國家，以利用東道國的要素價格優(yōu)勢來降低企業(yè)的生產成本，Yeaple[3]將這一動機定義為比較優(yōu)勢尋求動機。在制造業(yè)勞動成本不斷上升、資源環(huán)境約束趨緊、中國人口紅利逐漸消失的背景下，中國制造業(yè)的生產成本不斷提高，中國制造業(yè)海外產業(yè)轉移開始加速。另外，“制造強國”戰(zhàn)略的任務與重點之一便是提高制造業(yè)國際化水平，而這一戰(zhàn)略的實施將加快中國制造業(yè)“走出去”的步伐。那么，中國企業(yè)在進行海外制造業(yè)OFDI時是否遵循了東道國的比較優(yōu)勢呢？

Brainard[4]嘗試從國家-行業(yè)層面驗證美國跨國企業(yè)是否具有市場尋求動機和比較優(yōu)勢尋求動機，發(fā)現(xiàn)市場尋求動機得到驗證，而比較優(yōu)勢尋求動機卻并未得到驗證。然而，Yeaple[3]的研究則表明，除市場尋求動機以外，比較優(yōu)勢尋求動機也是美國跨國企業(yè)進行制造業(yè)OFDI的主要動機之一。此外，Alfaro和Charlton[5]認為比較優(yōu)勢尋求動機的確存在，但這一結論只存在于行業(yè)間，而不存在于行業(yè)內；Keller和Yeaple[6]則認為比較優(yōu)勢尋求動機并不明顯。

受限于微觀層面OFDI數(shù)據的可獲得性，現(xiàn)有文獻多采用宏觀層面OFDI數(shù)據對中國企業(yè)OFDI的動機進行實證研究。根據Dunning[7]跨國企業(yè)投資動機理論，學者們嘗試檢驗中國企業(yè)的“走出去”是否具有市場尋求動機、自然資源尋求動機、效率尋求動機和技術尋求動機這四種動機中的一種或多種。但從結論來看，現(xiàn)有文獻對任何一種動機都并未形成一致意見。關于市場尋求動機，項本武[8]和鄧明[9]認為中國企業(yè)的OFDI并不具有市場尋求動機；羅偉和葛順奇[10]基于水平型FDI的理論假設，發(fā)現(xiàn)中國企業(yè)的OFDI存在市場尋求動機；蔣冠宏和蔣殿春[11]認為中國OFDI在發(fā)展中國家具有市場尋求動機，而在發(fā)達國家的市場尋求動機不明顯；吳先明和黃春桃[12]的研究則表明，無論是對發(fā)展中國家的投資還是對發(fā)達國家的投資，中國企業(yè)都具有強烈的市場尋求動機。關于自然資源尋求動機，吳先明和黃春桃[12]與Cheung和Qian[13]認為，中國企業(yè)的OFDI具有強烈的自然資源尋求動機；蔣冠宏和蔣殿春[11]則認為這一動機只對發(fā)展中國家明顯。關于效率尋求動機，按照吳先明和黃春桃[12]的解釋，中國對發(fā)展中國家的投資屬于“順向投資”，且相對于其他發(fā)展中國家，中國制造業(yè)勞動成本要更高，因此中國企業(yè)有進行產業(yè)轉移以降低生產成本的動機。但蔣冠宏和蔣殿春[11]認為雖然中國制造業(yè)勞動成本相對較高，但由于中國工人的勞動生產率也相對較高，因此并不具有效率尋求動機。關于技術尋求動機，學者們多認為中國企業(yè)對發(fā)達國家的OFDI是具有技術尋求動機的[11]。造成這一現(xiàn)象的原因在于，作為發(fā)展中國家，中國企業(yè)的技術水平和管理水平同發(fā)達國家的企業(yè)相比仍然存在較大差距。然而，吳先明和黃春桃[12]認為，中國企業(yè)的技術尋求動機并不明顯，即使是對發(fā)達國家的OFDI，其回歸系數(shù)也不具有統(tǒng)計意義上的顯著性。值得注意的是，上述四種動機中的效率尋求動機和本文研究的比較優(yōu)勢尋求動機有一定的相似之處，體現(xiàn)在兩者都是了驗證中國企業(yè)開展OFDI是否是出于降低生產成本的目的。但兩者的區(qū)別也很明顯，體現(xiàn)在是否考慮到了不同行業(yè)對熟練勞動和非熟練勞動的不同需求。

與已有研究相比，本文有兩點不同：一是當前國內研究主要使用國家層面的OFDI數(shù)據，本文借鑒Yeaple[3]與Alfaro和Charlton[5]研究美國制造業(yè)OFDI決定因素的做法，從國家-行業(yè)層面出發(fā)，通過考察東道國熟練勞動豐裕度和行業(yè)熟練勞動密集度這一交互項的符號來驗證中國制造業(yè)OFDI是否遵循了比較優(yōu)勢。二是考慮到樣本中有40%以上的被解釋變量為零值，而普通最小二乘法估計將刪除這些樣本，從而導致樣本自選擇問題，本文使用Heckman[14]兩階段模型作為穩(wěn)健性檢驗以糾正這一問題。

二、模型設定與數(shù)據說明

(一)模型設定

參照Yeaple[3]、Alfaro和Charlton[4]、Keller和Yeaple[7]與Blyde和Molina[15]的做法，本文將回歸模型設定如下：

logOFDIikt=β0+β1logRGDPit+β2logResourceit+β3logTechnologyit+β4logCountrySkillit+β5log(CountrySkillit×IndustrySkillkt)+β6IndustrySkillkt+β7Controls+αik+εikt

其中，OFDIikt代表中國企業(yè)第t年在i國k行業(yè)所設立的制造業(yè)子公司數(shù)量，該值代表中國企業(yè)對東道國制造業(yè)OFDI的投資規(guī)模，其值越大，則投資規(guī)模也就越大。β0為常數(shù)項；RGDP、Resource、Technology和CountrySkill分別代表東道國的市場規(guī)模、自然資源稟賦、技術創(chuàng)新水平和熟練勞動豐裕度；IndustrySkillkt為行業(yè)k的熟練勞動密集度；Controls為控制變量，包括東道國同中國之間的首都距離Distance、多邊阻力項Remoteness、是否簽訂自由貿易協(xié)定FTA、是否簽訂雙邊投資協(xié)定BIT、投資開放度Openness、金融發(fā)展程度Financial Development、法治水平Rule of Law、企業(yè)所得稅稅率Corporate Tax；αik為國家-行業(yè)固定效應；εikt為誤差項。

交互項log(CountrySkillit×IndustrySkillkt)是本文的核心解釋變量，是東道國熟練勞動豐裕度和制造業(yè)行業(yè)熟練勞動密集度的乘積，反映中國對東道國的投資是否遵循了比較優(yōu)勢。如果該項系數(shù)為正，則表明中國企業(yè)在對某一東道國進行投資時，往往會將熟練勞動密集度高的行業(yè)投資到熟練勞動豐裕度高的國家，而將熟練勞動密集度低的行業(yè)投資到熟練勞動豐裕度低的國家。

(二)變量選取與數(shù)據來源

本文的被解釋變量為中國企業(yè)海外制造業(yè)子公司數(shù)量，主要來源于ORBIS全球企業(yè)數(shù)據庫和Zephyr全球并購數(shù)據庫，樣本區(qū)間為2005—2014年，樣本國家共74個。本文的中國海外制造業(yè)子公司需同時滿足兩個條件：一是被選企業(yè)的主要經營地在國(境)外，且中國股東的合計持股比例不低于50%；二是中國股東應屬于公司而非個人，且其主要SIC行業(yè)代碼為制造業(yè)(SIC20-SIC39)。參照Alfaro和Charlton[4]的處理方法，本文沒有考慮個人股東或者主要行業(yè)代碼為農業(yè)、采礦業(yè)和服務業(yè)等行業(yè)的公司。

解釋變量東道國熟練勞動豐裕度來源于聯(lián)合國開發(fā)計劃署的歷年《人文發(fā)展報告》中25歲以上人口的平均受教育年限數(shù)據；行業(yè)熟練勞動密集度來源于NBER-CES數(shù)據庫；真實GDP取自賓大世界表PWT 9.0；自然資源稟賦來源于世界銀行WDI數(shù)據庫，WTO貿易統(tǒng)計數(shù)據庫為補充來源；技術創(chuàng)新水平來源于《全球競爭力報告》的技術準備指數(shù)。

在控制變量的選取上，東道國同中國首都北京之間的地理距離與多邊阻力項(參照Baldwin和Harrigan[16]的做法)來源于CEPII數(shù)據庫；FTA和BIT的簽訂情況分別來源于WTO的RTA數(shù)據庫和UNCTAD的IIA數(shù)據庫；投資開放度來源于UNCTAD的世界投資數(shù)據庫，以東道國FDI流入存量的GDP占比為代理指標；金融發(fā)展程度取自于WDI數(shù)據庫，以私有部門國內信貸的GDP占比為代理指標；法治水平來源于WGI數(shù)據庫；企業(yè)所得稅稅率來源于畢馬威(KPMG)的《全球企業(yè)所得稅調查報告》。

為了進行穩(wěn)健性檢驗，本文引入企業(yè)進入成本(Entry Cost)變量，參照Helpman等[17]的做法，本文選取開辦企業(yè)所需天數(shù)和程序數(shù)的總和作為代理指標，數(shù)據來源于世界銀行歷年《營商環(huán)境報告》(Doing Business database)。需要說明的是，鑒于本文的研究對象是中國單向的制造業(yè)OFDI，因此，本文僅是將這一總和進行對數(shù)處理，而不是設置虛擬變量。

三、實證檢驗與結果分析

為盡可能消除異方差的影響，除虛擬變量、自然資源稟賦、行業(yè)熟練勞動密集度以及法治水平外，本文將其他變量都進行了取自然對數(shù)的處理。本文還使用以國家-年份進行聚類的穩(wěn)健標準誤，從而盡可能保證本文結論的信度。最后，本文通過檢驗各個變量之間的相關系數(shù)，發(fā)現(xiàn)除東道國的技術創(chuàng)新水平與法治水平和東道國熟練勞動豐裕度之間的相關系數(shù)超過0.7以外，其他解釋變量之間的相關系數(shù)均低于0.7。為謹慎起見，本文通過方差膨脹因子(Variance Inflation Factor，VIF)來進一步檢驗變量之間的多重共線性問題，發(fā)現(xiàn)各變量的方差膨脹因子均低于10，故此可以認定不存在多重共線性問題。

關于內生性問題，本文的核心解釋變量是東道國熟練勞動豐裕度和行業(yè)熟練勞動密集度的交互項，其跨國跨行業(yè)的特征會在一定程度上削弱內生性問題[13]。與此同時，一國人口的受教育程度(本文用于衡量東道國的熟練勞動豐裕度)取決于長期歷史因素，因此內生性問題不足以對本文的結論產生實質性影響。

(一)基準回歸結果

表1為本文的基準回歸結果。第(1)列分別添加國家和行業(yè)兩個虛擬變量，相當于混合回歸；第(2)列和第(3)列則通過添加國家-行業(yè)虛擬變量，以實現(xiàn)面板固定效應。另外，本文通過加入時間虛擬變量以控制全球經濟波動對中國制造業(yè)OFDI的影響。

通過各列回歸結果的對比可以發(fā)現(xiàn)，東道國熟練勞動豐裕度和行業(yè)熟練勞動密集度交互項的系數(shù)為正值，且至少在5%顯著性水平上顯著。這一結果表明，中國制造業(yè)企業(yè)在設立海外制造業(yè)子公司時遵循了東道國的比較優(yōu)勢，即將熟練勞動密集度高的行業(yè)投資到熟練勞動豐裕度高的國家，而將熟練勞動密集度低的行業(yè)投資到熟練勞動豐裕度低的國家。進一步地，對于熟練勞動密集度低的行業(yè)，例如紡織業(yè)，東道國熟練勞動力越豐裕，反而會降低中國企業(yè)的紡織業(yè)投資，這是因為紡織業(yè)主要使用非熟練勞動力進行生產，所以在熟練勞動豐裕度高的國家投資紡織業(yè)反而會增加企業(yè)的生產成本。與之相反，對于熟練勞動密集度高的行業(yè)，例如測量、分析和控制儀器制造業(yè)，如果東道國的熟練勞動力越豐裕，那么中國企業(yè)在這一國家的相關投資便會越多，這是因為只有熟練勞動力才能勝任這一行業(yè)的生產工作。

從表1可知，與已有研究的結論類似，東道國自然資源稟賦的系數(shù)顯著為正，且至少在5%顯著性水平上顯著。鑒于部分制造業(yè)直接以自然資源為中間投入品，東道國豐富的相關自然資源會在一定程度上降低相關制造業(yè)的生產成本，從而對中國企業(yè)的制造業(yè)投資有著較強的吸引力。從本文的數(shù)據來看，中國企業(yè)在哈薩克斯坦的兩家制造業(yè)子公司均屬于石油提煉及相關制造業(yè)，而在俄羅斯的伐木及木制品加工業(yè)的子公司相對較多，在澳大利亞的制造業(yè)投資則多涉及礦產以及金屬制品行業(yè)。但是，本文發(fā)現(xiàn)東道國市場規(guī)模的系數(shù)符號并不確定，而且不具有統(tǒng)計意義上的顯著性，說明中國企業(yè)在進行制造業(yè)OFDI時，更多是出于尋求降低生產成本的比較優(yōu)勢尋求動機，而不是出于尋求市場的動機。另外，研究發(fā)現(xiàn)東道國技術創(chuàng)新水平的系數(shù)也并不穩(wěn)健。

表1 基準回歸結果

注：被解釋變量為log OFDI，括號內為國家-年份層面的聚類穩(wěn)健標準誤。第(1)、(2)列的IndustrySkill為非生產工人工資與工人總工資的比值，第(3)列的IndustrySkill為非生產工人人數(shù)與工人總人數(shù)的比值。***、**和*分別表示在1%、5%和10%的水平下顯著。變量IndustrySkill因固定效應而被刪除。其中第(1)列含有國家、行業(yè)和年份的固定效應；第(2)列和第(3)列則含有國家-行業(yè)和年份的固定效應。

從控制變量看，東道國投資開放度的系數(shù)顯著為正，這表明中國企業(yè)更傾向于對投資開放度高的國家進行投資；金融發(fā)展程度的系數(shù)則顯著為負，這可能是因為諸如盧森堡和香港等發(fā)達經濟體的金融發(fā)展程度很高，但是制造業(yè)規(guī)模卻相對較小，所以才導致這一系數(shù)為負。除此之外，研究發(fā)現(xiàn)東道國的法治水平對中國的OFDI具有顯著的負向作用并不具有統(tǒng)計意義上的顯著性。東道國企業(yè)所得稅稅率的系數(shù)符號不確定，且不具有統(tǒng)計意義上的顯著性。傳統(tǒng)引力變量地理距離的系數(shù)符號也不確定，但在表1的第(2)列中顯著為負；多邊阻力項的系數(shù)顯著為正，這便說明中國企業(yè)更傾向于在已經設立子公司的東道國繼續(xù)擴大投資規(guī)模，而不是選擇新的東道國進行投資。最后，自由貿易協(xié)定只在第(1)列的系數(shù)顯著為負，雙邊投資協(xié)定的系數(shù)不顯著，這一結果表明，在不考慮東道國經濟發(fā)展水平的情況下，兩種協(xié)定的簽署并沒有顯著增加中國對東道國的制造業(yè)OFDI[18-19]。

(二)分組樣本檢驗

東道國的經濟發(fā)展水平不同，其居民消費水平、制度環(huán)境和勞動要素稟賦差異較大，因此為避免將兩類發(fā)展水平不同的國家混合在一起進行回歸所導致的結果偏差，本文按照世界銀行《2010世界發(fā)展報告》的分類標準，將樣本數(shù)據分為34個發(fā)達國家和40個發(fā)展中國家，并分別對兩類國家進行回歸。

如分組樣本檢驗的回歸結果表2所示，發(fā)達國家和發(fā)展中國家的回歸結果雖然存在一定差異，但本文最為關注的核心解釋變量東道國熟練勞動豐裕度和行業(yè)熟練勞動密集度交互項的系數(shù)仍然顯著為正。這一結果表明無論是對發(fā)達國家制造業(yè)的投資，還是對發(fā)展中國家制造業(yè)的投資，中國企業(yè)均遵循了東道國勞動要素稟賦的比較優(yōu)勢。

表2 分組樣本檢驗回歸結果

注：被解釋變量為log OFDI，括號內為國家-年份層面的聚類穩(wěn)健標準誤。第(1)、(3)列的IndustrySkill為非生產工人工資與工人總工資的比值，第(2)、(4)列的IndustrySkill為非生產工人人數(shù)與工人總人數(shù)的比值。***、**和*分別表示在1%、5%和10%的水平下顯著。變量IndustrySkill因固定效應而被刪除。所有列中均含有國家-行業(yè)和年份的固定效應。

發(fā)達國家和發(fā)展中國家回歸結果的差異主要表現(xiàn)在以下方面：首先，市場規(guī)模的系數(shù)變得十分顯著，且在發(fā)達國家樣本中顯著為負，而在發(fā)展中國家樣本中顯著為正。這表明中國企業(yè)對發(fā)展中國家的制造業(yè)投資具有明顯的市場尋求動機，而在對發(fā)達國家的投資中沒有市場尋求動機。其次，發(fā)達國家樣本的自然資源稟賦的系數(shù)不再顯著，這與發(fā)達國家的自然資源現(xiàn)狀，以及當?shù)卣畬Y源開發(fā)的政策限制是分不開的[12]；但這一系數(shù)在發(fā)展中國家的樣本中仍然顯著為正，說明中國企業(yè)對發(fā)展中國家的制造業(yè)投資有一部分是受到東道國自然資源的吸引。再次，自由貿易協(xié)定和雙邊投資協(xié)定的系數(shù)在發(fā)達國家樣本的回歸結果中顯著為負，這是因為中國制造業(yè)OFDI主要集中于發(fā)達國家，但中國并未同歐、美等主要發(fā)國家簽訂自由貿易協(xié)定，雖然中國同除美國、加拿大以外多數(shù)發(fā)達國家已經簽訂雙邊投資協(xié)定，但這些協(xié)定的標準相對偏低，從而并未真正地促進中國企業(yè)的投資[18]。自由貿易協(xié)定和雙邊投資協(xié)定的系數(shù)在發(fā)展中國家樣本中不顯著，因為中國對發(fā)展中國家制造業(yè)OFDI相對較少。最后，東道國金融發(fā)展程度的系數(shù)顯著，但在發(fā)達國家和發(fā)展中國家兩組樣本的回歸結果中符號截然相反，這是因為諸如盧森堡和香港這樣的發(fā)達經濟體，其金融發(fā)展程度相對較高，但其制造業(yè)規(guī)模卻相對較小，中國企業(yè)的投資機會少；而對于發(fā)展中國家，如果其金融發(fā)展程度較高，就可以對東道國制度環(huán)境的缺失進行彌補，從而可以吸引到更多中國企業(yè)的制造業(yè)OFDI。

除上述差異以外，東道國投資開放度的系數(shù)在發(fā)展中國家樣本的回歸結果中不再顯著，這可能是因為發(fā)展中國家的投資開放度普遍較低；東道國的企業(yè)所得稅稅率的系數(shù)在發(fā)達國家樣本中顯著為負，表明避稅是中國企業(yè)對發(fā)達國家進行制造業(yè)OFDI時所考量的影響因素之一，而發(fā)展中國家為吸引投資，通常提供各類稅收優(yōu)惠政策，所以企業(yè)所得稅稅率的系數(shù)為正。

(三)穩(wěn)健性檢驗

鑒于本文的被解釋變量樣本中有40%以上為零值，傳統(tǒng)OLS估計要求對雙邊變量進行自然對數(shù)處理，而這將使得這些零值樣本被刪除，從而導致樣本自選擇問題(self-selection)。為解決這一問題，本文采用Heckman兩階段模型再次對整體樣本進行回歸。第一階段為Probit投資選擇模型，即中國企業(yè)決定是否對東道國進行投資。中國企業(yè)在東道國設立新的子公司面臨固定的進入成本，較高的進入成本將阻礙中國企業(yè)的進入。參照Helpman等[17]的做法，本文選取在東道國開辦企業(yè)所需要的天數(shù)和程序數(shù)的總和來代理這一固定成本，且這一變量僅包含在第一階段的Probit估計當中，即排他性變量(exclusive variable)。第二階段則為修正的投資規(guī)模模型，目的是進一步觀察企業(yè)在決定對東道國進行投資之后，其投資規(guī)模又會受到何種因素的影響。在第二階段中，回歸方程將加入由第一階段所產生的逆米爾斯比(Inverse Mill’s Ratio)進行普通OLS回歸。

表3為Heckman兩階段模型的回歸結果。為盡可能保留樣本，表3第(1)列的Probit估計中使用混合固定效應，并在第(2)列的OLS估計中使用同樣的固定效應以證明其穩(wěn)健性，并在第(3)列和第(4)列中使用更為嚴格的面板固定效應?；貧w結果表明，進入成本前的回歸系數(shù)顯著為負，這和理論預期一致，即東道國的固定進入成本越高，那么中國企業(yè)在當?shù)卦O立制造業(yè)子公司的可能性便會降低。與此同時，逆米爾斯比IMR的系數(shù)顯著為正，這就表明樣本自選擇問題確實存在，Heckman兩階段模型的使用是合理有效的。

表3 穩(wěn)健性檢驗回歸結果

注：Heckman第一階段Probit估計中的被解釋變量為OFDI，而第二階段OLS估計中的被解釋變量為log OFDI，括號內為國家-年份層面的聚類穩(wěn)健標準誤。第(1)列為Probit估計的邊際效應。第(1)、(2)、(3)列的IndustrySkill為非生產工人工資與工人總工資的比值，第(4)列的IndustrySkill為非生產工人人數(shù)與工人總人數(shù)的比值。***、**和*分別表示在1%、5%和10%的水平下顯著。變量IndustrySkill因固定效應而被刪除。其中第(1)列和第(2)列含有國家、行業(yè)和年份的固定效應；第(3)列和第(4)列則含有國家-行業(yè)和年份的固定效應。

在第一階段Probit估計的回歸結果中，東道國的市場規(guī)模、技術創(chuàng)新水平以及自由貿易協(xié)定的系數(shù)顯著為正，這表明中國企業(yè)在選擇是否對東道國進行制造業(yè)OFDI時具有市場尋求動機和技術尋求動機，而一旦進入某一東道國之后，這些動機便不再是其主要動機。本文的核心解釋變量東道國熟練勞動豐裕度和行業(yè)熟練勞動密集度交互項的系數(shù)在兩階段中均顯著為正，這說明不論是在選擇是否進入某一東道國，還是在進入該東道國之后，中國企業(yè)的制造業(yè)OFDI都具有比較優(yōu)勢尋求動機。另外，自然資源稟賦的系數(shù)除在第(2)列顯著為正外，其他三列均不顯著，這表明考慮到樣本自選擇問題，東道國自然資源稟賦的正向作用這一結論是不穩(wěn)健的。另外，其他控制變量的系數(shù)符號和顯著性同基準回歸結果類似，這就說明本文的主要結論是穩(wěn)健的。

四、結論與建議

本文研究發(fā)現(xiàn)，中國制造業(yè)OFDI具有強烈的比較優(yōu)勢尋求動機。一方面，中國企業(yè)將熟練勞動密集度高的行業(yè)投資到熟練勞動豐裕度高的歐美等發(fā)達國家，利用當?shù)氐娜肆Y本優(yōu)勢生產高附加值的中間產品，獲取逆向技術溢出；另一方面，中國企業(yè)將熟練勞動密集度低的行業(yè)投資到熟練勞動豐裕度低的東南亞和中東歐國家，利用當?shù)氐膭趧映杀緝?yōu)勢進行產業(yè)轉移，降低生產成本。中國在發(fā)展中國家的制造業(yè)OFDI中具有自然資源尋求動機，這與全球自然資源分布和中國自然資源稟賦狀況相吻合。中國制造業(yè)OFDI總體上不具有市場尋求動機，但對發(fā)展中國家的OFDI中具有明顯的市場尋求動機，因為中國企業(yè)服務東道國市場的能力與發(fā)展中國家的市場需求更加匹配。自由貿易協(xié)定和雙邊投資協(xié)定總體上沒有對中國企業(yè)的制造業(yè)OFDI起到明顯的促進作用，在發(fā)達國家樣本組的回歸結果中甚至表現(xiàn)出顯著的負向作用，說明這兩類協(xié)定在推動中國企業(yè)“走出去”中并未發(fā)揮應有的作用。

以尋求比較優(yōu)勢為動機的OFDI的基本特征是生產地與消費地的分離，即在東道國進行生產，通過出口貿易才能實現(xiàn)產品價值。在當前逆全球化思潮抬頭、貿易保護主義加劇的情況下，中國企業(yè)在進行制造業(yè)OFDI區(qū)位選擇時，應優(yōu)先考慮那些可以自由進入大市場的東道國；同時，中國企業(yè)需要不斷提升自主創(chuàng)新能力，提高服務東道國市場、尤其是服務歐美主要發(fā)達國家市場的能力。

中國政府正在加快實施自由貿易區(qū)戰(zhàn)略，構筑高標準自由貿易區(qū)網絡。對于那些在一定時期內難以取得實質性突破的重要投資伙伴國，應加快啟動和推動雙邊投資協(xié)定談判，促使歐美等發(fā)達國家放松投資限制，改善中國企業(yè)的投資環(huán)境，保護中國海外投資企業(yè)的合法權益，提高中國企業(yè)“走出去”的水平和質量。

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(責任編輯：李明齊)

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