周俊敏，左雪純

(湖南工商大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與貿(mào)易學(xué)院，湖南 長(zhǎng)沙 410205)

一、引言

近年來(lái)，中國(guó)在不斷地?cái)U(kuò)大其對(duì)外直接投資(OFDI)的規(guī)模和水平，東盟逐漸成為中國(guó)進(jìn)行對(duì)外直接投資的主要地區(qū)之一。從近年日益增加的中國(guó)對(duì)東盟的OFDI來(lái)看，可以觀察到兩個(gè)現(xiàn)象：第一，中國(guó)對(duì)東盟國(guó)家直接投資存量逐年遞增，但空間分布失衡。第二，對(duì)新東盟國(guó)家如老撾、緬甸、柬埔寨的投資比重正在超過(guò)老東盟國(guó)家如馬來(lái)西亞。那么，是什么決定了中國(guó)面向東盟OFDI的區(qū)位選擇？中國(guó)對(duì)東盟國(guó)家OFDI的動(dòng)機(jī)又是什么？本文在參考已有文獻(xiàn)的基礎(chǔ)上，將基于投資引力模型分析中國(guó)對(duì)東盟十國(guó)OFDI的區(qū)位選擇影響因素。本文下面的結(jié)構(gòu)安排是：第二部分是文獻(xiàn)綜述；第三部分是研究設(shè)計(jì)；第四部分是實(shí)證分析；第五部分是穩(wěn)健性檢驗(yàn)；最后為全文結(jié)論和相關(guān)建議。

二、文獻(xiàn)綜述

投資引力模型最早源于物理學(xué)，其含義是物體間的引力與質(zhì)量正相關(guān)，而與距離負(fù)相關(guān)。丁伯根首先利用引力模型研究雙邊貿(mào)易的決定因素，得出了雙邊貿(mào)易流量與兩國(guó)GDP成正比，而與距離成反比，從而印證了引力模型研究雙邊貿(mào)易的可行性。之后大量學(xué)者對(duì)貿(mào)易的引力模型進(jìn)行拓展，在距離、GDP之外加入其他因素，以考察這些因素對(duì)國(guó)際貿(mào)易量的影響。鑒于貿(mào)易引力模型很好地解釋了國(guó)際貿(mào)易問(wèn)題，有不少學(xué)者嘗試將引力模型延伸到國(guó)際直接投資領(lǐng)域，如Eaton 和Tamura (1994)[1]將引力模型廣泛應(yīng)用于解釋國(guó)際投資的區(qū)位分布。隨著中國(guó)OFDI的增加，其區(qū)位分布引起了學(xué)術(shù)界的廣泛關(guān)注。Cai (1999)[2]和 Deng (2003)[3]發(fā)現(xiàn)中國(guó)OFDI具有市場(chǎng)、資源、戰(zhàn)略資產(chǎn)等動(dòng)機(jī)。Buckley(2007)[4]利用1984—2001年中國(guó)對(duì)49個(gè)國(guó)家的OFDI數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，中國(guó)OFDI有市場(chǎng)尋求動(dòng)機(jī)，雙邊貿(mào)易、文化接近度、東道國(guó)物價(jià)水平與中國(guó)OFDI正相關(guān)，東道國(guó)制度質(zhì)量與中國(guó)OFDI負(fù)相關(guān)，而匯率、距離因素對(duì)東道國(guó)OFDI影響不顯著。

東盟是中國(guó)重要的貿(mào)易伙伴，自中國(guó)-東盟自由貿(mào)易區(qū)(CAFTA)成立后，不少學(xué)者運(yùn)用投資引力模型研究中國(guó)面向東盟國(guó)家進(jìn)行對(duì)外直接投資的區(qū)位選擇問(wèn)題。如杜玉蘭、常弘、范馨月(2014)[5]通過(guò)將東盟十國(guó)分類(lèi)對(duì)比，得出中國(guó)對(duì)東盟國(guó)家OFDI的區(qū)位選擇受東道國(guó)的資源稟賦、市場(chǎng)規(guī)模、勞動(dòng)力成本和技術(shù)優(yōu)勢(shì)等因素影響。屠年松、曹建輝(2019)[6]運(yùn)用三種不同計(jì)量模型，基于2003—2017年中國(guó)在東盟的直接投資數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析，得出中國(guó)對(duì)東盟國(guó)家的OFDI很大程度上取決于東道國(guó)的市場(chǎng)規(guī)模，而且中國(guó)在東盟的OFDI不僅與中國(guó)和東道國(guó)兩國(guó)有關(guān)聯(lián)，還與地理或經(jīng)濟(jì)意義上的第三方密切相關(guān)。羅娟(2019)[7]以中國(guó)對(duì)外直接統(tǒng)計(jì)公報(bào)為資料，分析得出如下結(jié)論：自中國(guó)-東盟自由貿(mào)易區(qū)的建設(shè)全面啟動(dòng)后，東盟國(guó)家成為中國(guó)對(duì)外直接投資的優(yōu)質(zhì)區(qū)位，中國(guó)對(duì)東盟十國(guó)的直接對(duì)外投資是響應(yīng)政策而不斷增加的。朱方圓(2019)[8]利用2005—2017年我國(guó)和東盟十國(guó)OFDI數(shù)據(jù)，研究了東盟國(guó)家的經(jīng)濟(jì)自由度對(duì)我國(guó)OFDI的影響，得出東盟國(guó)家的貿(mào)易自由、投資自由以及金融自由越強(qiáng)，越能吸引我國(guó)OFDI的結(jié)論。蓋冠祎、李玉娟(2020)[9]選取中國(guó)對(duì)東盟各國(guó)2003—2017年的對(duì)外直接投資相關(guān)數(shù)據(jù)，對(duì)中國(guó)與東盟各國(guó)的OFDI區(qū)位選擇影響因素進(jìn)行實(shí)證分析，得出的結(jié)論主要為東道國(guó)的市場(chǎng)潛力和勞動(dòng)力工資水平與中國(guó)OFDI呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，而東道國(guó)的市場(chǎng)規(guī)模的擴(kuò)大和更加豐富的自然資源會(huì)促使中國(guó)對(duì)其OFDI的增加。彭志浩(2020)[10]以1998—2018年間中國(guó)對(duì)東盟的ODI交易數(shù)據(jù)為樣本，分析了社會(huì)治理因素對(duì)中國(guó)ODI東盟區(qū)位選擇的影響研究，得出東盟國(guó)家社會(huì)治理水平的提高，能夠有效促進(jìn)中國(guó)對(duì)東盟國(guó)家的對(duì)外直接投資。

在參考上述學(xué)者的已有分析后，可以發(fā)現(xiàn)大部分學(xué)者將投資引力模型用于中國(guó)對(duì)多個(gè)國(guó)家的直接投資，研究對(duì)象并非固定為東盟國(guó)家。而研究對(duì)象為東盟國(guó)家的學(xué)者雖然從不同角度對(duì)OFDI區(qū)位選擇問(wèn)題進(jìn)行了相關(guān)的理論分析和實(shí)證研究，但是未將東道國(guó)進(jìn)行區(qū)分，而是作為一個(gè)整體進(jìn)行對(duì)待，這將導(dǎo)致無(wú)法準(zhǔn)確識(shí)別中國(guó)對(duì)東盟國(guó)家OFDI區(qū)位選擇的影響因素。因此，本文按照人類(lèi)發(fā)展指數(shù)排名將東盟國(guó)家的全部樣本劃分為排名高于中國(guó)的經(jīng)濟(jì)體和排名低于中國(guó)的經(jīng)濟(jì)體兩類(lèi)，將影響因素概括為中國(guó)市場(chǎng)規(guī)模、東道國(guó)市場(chǎng)規(guī)模、東道國(guó)資源稟賦、東道國(guó)技術(shù)水平、東道國(guó)經(jīng)濟(jì)自由度指數(shù)、中國(guó)與東道國(guó)是否有共同邊界、中國(guó)與東道國(guó)是否同為APEC成員等七類(lèi)，選取2008—2018年的面板數(shù)據(jù)，借助投資引力模型來(lái)分析中國(guó)面向東盟國(guó)家OFDI的區(qū)位選擇影響因素。

三、研究設(shè)計(jì)

本文參照原始投資引力模型并適當(dāng)變形，以檢驗(yàn)所需研究變量。所構(gòu)建的模型以中國(guó)和東道國(guó)的GDP、兩國(guó)間的距離成本為核心變量，以東道國(guó)的資源稟賦、技術(shù)水平、匯率、經(jīng)濟(jì)自由度指數(shù)、金融發(fā)展水平、是否具有共同邊界、是否同為APEC成員為觀察變量，模型設(shè)定如下：

OFDIit=OFDIit(CGDPt,HGDPit,DISit,NRit,TECHit,EXCHit,EFit,ASTit,BORDER,APEC)

(1)

為了將我國(guó)對(duì)各東道國(guó)OFDI與解釋變量之間的非線(xiàn)性關(guān)系轉(zhuǎn)變?yōu)榫€(xiàn)性關(guān)系，本文在式(1)的基礎(chǔ)上，將模型兩端同時(shí)取對(duì)數(shù)，這樣不僅可以克服自相關(guān)問(wèn)題，還能夠從數(shù)據(jù)源頭控制異方差問(wèn)題。修正后的模型設(shè)定如式(2)所示。

ln(OFDIit)=α+β1ln(CGDPt)+β2ln(HGDPit)+β3ln(DISit)+β4NRit+β5TECHit+β6ln(EXCHit)+β7ln(EFit)+β8ln(ASTit)+β9BORDERit+β10APECit+μi+νt+εt

(2)

其中OFDIit代表不同年份中國(guó)對(duì)東道國(guó)的直接投資存量，來(lái)自《中國(guó)對(duì)外直接投資統(tǒng)計(jì)報(bào)告》，i代表東盟地區(qū)的10個(gè)東道國(guó)，t代表年份為2008—2018年，α代表截距項(xiàng)，β代表解釋變量的彈性系數(shù)，μ代表國(guó)家效應(yīng)，υ代表時(shí)間效應(yīng)，ε為誤差項(xiàng)，其余解釋變量和被解釋變量的含義及理論說(shuō)明見(jiàn)表1，對(duì)各變量的描述性統(tǒng)計(jì)見(jiàn)表2。

表1 解釋變量的含義、預(yù)期符號(hào)、來(lái)源及理論說(shuō)明

表2 各變量的描述性統(tǒng)計(jì)

四、實(shí)證分析

在對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行檢驗(yàn)之前，先檢查主要變量的相關(guān)系數(shù)矩陣，以觀察是否存在嚴(yán)重共線(xiàn)性。從表3可知，變量間的相關(guān)系數(shù)均在0.7以下。為了精確起見(jiàn)，本文進(jìn)一步計(jì)算各變量間的方差膨脹因子，得到的結(jié)果均小于3，因此變量之間不存在嚴(yán)重的多重共線(xiàn)性問(wèn)題。

表3 相關(guān)系數(shù)矩陣

關(guān)于檢驗(yàn)方法，本文采用混合效應(yīng)回歸模型，其中估計(jì)方法為逐步多元回歸。

(1)全樣本檢驗(yàn)

首先對(duì)模型(2)進(jìn)行逐步回歸測(cè)算，回歸結(jié)果如表4所示。從總體看，隨著解釋變量的不斷增加，模型的擬合優(yōu)度不斷提高，表明隨著解釋變量的增加，模型(2)的解釋能力變強(qiáng)，因此，該模型可以準(zhǔn)確地反映中國(guó)對(duì)東盟國(guó)家對(duì)外直接投資的基本情況。另外，各解釋變量的回歸系數(shù)基本穩(wěn)定，中國(guó)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值、東道國(guó)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值、東道國(guó)資源稟賦、東道國(guó)技術(shù)水平、東道國(guó)經(jīng)濟(jì)自由度、是否有共同邊界及是否同為APEC成員這八個(gè)解釋變量在依次加入時(shí)，通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)，而距離成本、匯率、東道國(guó)金融發(fā)展水平三個(gè)解釋變量沒(méi)有通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，說(shuō)明這三個(gè)變量不適用于該模型，故將這三個(gè)變量剔除后再進(jìn)行混合效應(yīng)回歸，結(jié)果如表5(1)列所示?；貧w得到的F值為119.6，通過(guò)F檢驗(yàn)，即各個(gè)解釋變量聯(lián)合起來(lái)對(duì)被解釋變量有顯著影響。各解釋變量的回歸系數(shù)也均在1%的水平上通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，說(shuō)明各解釋變量分別對(duì)被解釋變量有顯著影響。修正后的R方為0.89，表明該模型擬合程度較高，對(duì)中國(guó)在東盟國(guó)家對(duì)外直接投資的相關(guān)問(wèn)題有較強(qiáng)的解釋力度。最后，由回歸結(jié)果可得出模型(2)的擴(kuò)展模型(3)，如下：

ln(OFDIit)=α+β1ln(CGDPt)+β2ln(HGDPit)+β3NRit+β4TECHit+β5ln(EFit)+β6BORDERit+β8APECit+μi+υt+εit

(3)

表4 各解釋變量逐步回歸結(jié)果

通過(guò)模型(3)的回歸結(jié)果可以看到，中國(guó)對(duì)東盟國(guó)家的對(duì)外直接投資規(guī)模與中國(guó)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值、東道國(guó)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值、資源稟賦、技術(shù)水平、經(jīng)濟(jì)自由度、是否有共同邊界、是否同為APEC成員七個(gè)變量顯著相關(guān)，其中與東道國(guó)資源稟賦、技術(shù)水平負(fù)相關(guān)，與其余變量正相關(guān)。中國(guó)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的回歸系數(shù)為1.34且相關(guān)性顯著，表明中國(guó)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的變動(dòng)會(huì)對(duì)中國(guó)對(duì)東盟國(guó)家的對(duì)外直接投資規(guī)模產(chǎn)生重大影響，當(dāng)其他因素不變時(shí)，中國(guó)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值每增加一單位，其對(duì)東盟國(guó)家的對(duì)外直接投資就增加1.34單位。同樣地，東道國(guó)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的回歸系數(shù)為0.91、經(jīng)濟(jì)自由度指數(shù)的回歸系數(shù)為6.81、共同邊界的回歸系數(shù)為1.94、同為APEC成員的回歸系數(shù)為2.86，這些解釋變量均在1%的水平上通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，表明這些因素均會(huì)對(duì)我國(guó)對(duì)東盟國(guó)家的OFDI規(guī)模產(chǎn)生重大影響，當(dāng)其他因素不變時(shí)，這些變量的各自增加，都會(huì)不同程度上促使我國(guó)對(duì)東盟國(guó)家OFDI 的增加。東道國(guó)資源稟賦和技術(shù)水平的回歸系數(shù)為負(fù)數(shù)，同時(shí)也通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)，意味著東盟國(guó)家的自然資源越豐富、技術(shù)水平越高反而會(huì)在不同程度上減少我國(guó)對(duì)東盟國(guó)家的OFDI。

(2)分國(guó)家類(lèi)型檢驗(yàn)

由于國(guó)家發(fā)展水平各異，市場(chǎng)規(guī)模、技術(shù)條件和經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度等也都各異。為了進(jìn)一步檢驗(yàn)中國(guó)OFDI對(duì)東盟國(guó)家區(qū)位選擇影響因素，本文將東盟十國(guó)按聯(lián)合國(guó)開(kāi)發(fā)計(jì)劃署公布的《人類(lèi)發(fā)展報(bào)告2019》中的人類(lèi)發(fā)展指數(shù)排名進(jìn)行分類(lèi)檢驗(yàn)，該指數(shù)能綜合衡量一國(guó)的經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展水平。本文以中國(guó)的排名為參照，將東盟十國(guó)分為排名高于中國(guó)的經(jīng)濟(jì)體和排名低于中國(guó)的經(jīng)濟(jì)體兩類(lèi)。其中前者包含三個(gè)國(guó)家，分別為新加坡、文萊、泰國(guó)，后者包含七個(gè)國(guó)家，分別為馬來(lái)西亞、印度尼西亞、柬埔寨、越南、老撾、緬甸、菲律賓。依然采用模型(3)對(duì)上述國(guó)家進(jìn)行混合效應(yīng)下的多元回歸分析。

表5(2)列為排名高于中國(guó)的經(jīng)濟(jì)體的檢驗(yàn)結(jié)果，與全樣本檢驗(yàn)結(jié)果存在較大差異。首先，LNHGDP不再顯著，且回歸系數(shù)的符號(hào)發(fā)生了改變，這表明對(duì)于我國(guó)來(lái)說(shuō)，東盟中經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展水平高于我國(guó)的國(guó)家其國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的大小并不影響我國(guó)對(duì)這些國(guó)家的對(duì)外直接投資規(guī)模。也有可能是因?yàn)橹袊?guó)企業(yè)的平均水平與這些國(guó)家的企業(yè)存在差距，尚不完全具備以直接投資的方式服務(wù)這些國(guó)家市場(chǎng)的實(shí)力(蔣冠宏等，2012)[11]。另外，TECH系數(shù)為正，但不顯著，這說(shuō)明經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展水平高于我國(guó)的國(guó)家，其技術(shù)水平不會(huì)對(duì)我國(guó)對(duì)這些國(guó)家的OFDI產(chǎn)生影響。由于上述國(guó)家都沒(méi)有與中國(guó)的共同邊界，且都為APEC成員國(guó)，因此相關(guān)變量在估計(jì)時(shí)自動(dòng)將其刪除。其余變量與全樣本檢驗(yàn)一致，每個(gè)變量所含具體經(jīng)濟(jì)意義與統(tǒng)計(jì)意義可以參考上文。表5(2)列的檢驗(yàn)結(jié)果表明，我國(guó)對(duì)新加坡、文萊、泰國(guó)的OFDI受我國(guó)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值、東道國(guó)資源稟賦以及東道國(guó)經(jīng)濟(jì)自由度指數(shù)影響，我國(guó)企業(yè)在對(duì)上述三國(guó)進(jìn)行OFDI區(qū)位選擇時(shí)，應(yīng)重點(diǎn)考慮這些因素。

表5(3)列為排名低于中國(guó)的經(jīng)濟(jì)體的檢驗(yàn)結(jié)果，除東道國(guó)資源稟賦變量外，其余各變量的回歸系數(shù)與全樣本檢驗(yàn)結(jié)果保持一致，但是顯著性發(fā)生了變化。首先，NR回歸系數(shù)為正，且不顯著，表明東盟國(guó)家中排名低于中國(guó)的國(guó)家其自然資源的變化并不能對(duì)我國(guó)的對(duì)外直接投資規(guī)模產(chǎn)生影響，我國(guó)對(duì)東道國(guó)的投資也沒(méi)有資源尋求動(dòng)機(jī)。其次，變量APEC也未通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，表明中國(guó)對(duì)東盟國(guó)家中排名低于我國(guó)的國(guó)家對(duì)外投資并不受APEC成員因素的影響。其余變量均通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)，說(shuō)明我國(guó)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值以及東道國(guó)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值、技術(shù)水平、經(jīng)濟(jì)自由度指數(shù)、與中國(guó)是否有共同邊界這些因素均會(huì)對(duì)我國(guó)在東道國(guó)的OFDI產(chǎn)生重大影響。我國(guó)在對(duì)馬來(lái)西亞、印度尼西亞、柬埔寨、越南、老撾、緬甸、菲律賓這些國(guó)家進(jìn)行OFDI時(shí)，應(yīng)重點(diǎn)考慮上述因素。

表5 引力模型回歸結(jié)果

五、穩(wěn)健性檢驗(yàn)

本文以替換解釋變量的方法來(lái)檢驗(yàn)數(shù)據(jù)的穩(wěn)健性，將模型(3)中的變量東道國(guó)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)替換為東道國(guó)國(guó)民總收入(GNI)，用該變量代表東道國(guó)國(guó)內(nèi)市場(chǎng)規(guī)模。表6為替換變量后的穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果，從總體檢驗(yàn)結(jié)果看，無(wú)論是全樣本檢驗(yàn)還是分樣本檢驗(yàn)，替換變量后的檢驗(yàn)結(jié)果與替換前的檢驗(yàn)結(jié)果幾乎一致，各變量的回歸系數(shù)符號(hào)沒(méi)有改變，顯著性也保持在同樣的水平，這種對(duì)比說(shuō)明上文的回歸分析具有良好的穩(wěn)健性。

表6 穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

六、結(jié)論及相關(guān)建議

本文利用2008—2018年中國(guó)對(duì)東盟十國(guó)的OFDI面板數(shù)據(jù)，基于投資引力模型以及分類(lèi)別檢驗(yàn)考察了中國(guó)對(duì)東盟OFDI區(qū)位選擇的影響因素，得出以下結(jié)論：(1)對(duì)于東盟十國(guó)整體而言，我國(guó)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值以及東道國(guó)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值、經(jīng)濟(jì)自由度指數(shù)、與中國(guó)擁有共同邊界、同為APEC成員等這些因素的正向變動(dòng)都會(huì)影響我國(guó)對(duì)東道國(guó)的OFDI增加，而東道國(guó)資源稟賦的增加和技術(shù)水平的提高會(huì)減少我國(guó)對(duì)東道國(guó)的OFDI。(2)對(duì)于人類(lèi)發(fā)展指數(shù)排名高于中國(guó)的國(guó)家，我國(guó)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的增加以及東道國(guó)經(jīng)濟(jì)自由度指數(shù)的提高會(huì)增加我國(guó)對(duì)東道國(guó)OFDI的規(guī)模，而東道國(guó)資源稟賦的增加會(huì)減少我國(guó)對(duì)東道國(guó)的OFDI規(guī)模，東道國(guó)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值和技術(shù)水平則不會(huì)影響我國(guó)對(duì)東道國(guó)的OFDI。(3)對(duì)于人類(lèi)發(fā)展指數(shù)排名低于中國(guó)的國(guó)家，我國(guó)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值以及東道國(guó)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值、經(jīng)濟(jì)自由度指數(shù)、與中國(guó)有共同邊界等因素對(duì)我國(guó)對(duì)東道國(guó)的OFDI產(chǎn)生正向影響，而東道國(guó)技術(shù)水平則對(duì)我國(guó)對(duì)東道國(guó)的OFDI產(chǎn)生負(fù)向影響，東道國(guó)的資源稟賦和是否同為APEC成員對(duì)我國(guó)的OFDI并不產(chǎn)生影響。

隨著“一帶一路”倡議的實(shí)施，東盟已成為中國(guó)對(duì)外直接投資的重要對(duì)象。因此，通過(guò)研究中國(guó)對(duì)東盟國(guó)家OFDI的區(qū)位分析，有助于優(yōu)化中國(guó)對(duì)外直接投資格局，使OFDI與東道國(guó)投資環(huán)境和需求形成有效的銜接，從而循序漸進(jìn)地深化對(duì)外投資合作。根據(jù)以上的實(shí)證分析，本文提出以下建議：

第一，要繼續(xù)擴(kuò)大與東盟國(guó)家的直接投資與合作，本文分析結(jié)果顯示我國(guó)對(duì)東盟國(guó)家呈現(xiàn)出明顯的市場(chǎng)尋求動(dòng)機(jī)，因此面對(duì)當(dāng)前全球經(jīng)濟(jì)疲軟且中美關(guān)系緊張的現(xiàn)狀，我國(guó)應(yīng)加大對(duì)東盟國(guó)家的對(duì)外投資，不僅可以擴(kuò)大我國(guó)國(guó)際市場(chǎng)規(guī)模，同時(shí)有利于我國(guó)與東盟國(guó)家建立更好的合作伙伴關(guān)系。

第二，要提高我國(guó)企業(yè)的技術(shù)水平，我國(guó)企業(yè)對(duì)于東盟國(guó)家有明顯的技術(shù)規(guī)避動(dòng)機(jī)，尤其對(duì)于人類(lèi)發(fā)展指數(shù)排名低于中國(guó)的國(guó)家更為明顯。這些國(guó)家的技術(shù)水平越高意味著其與我國(guó)的技術(shù)差距越小，不利于我國(guó)的對(duì)外直接投資。因此，我國(guó)應(yīng)努力提升自己的技術(shù)水平，并借助于OFDI途徑，將現(xiàn)有技術(shù)成果傳遞到排名較低的國(guó)家并幫助東道國(guó)提升整體科技水平，這樣不僅能夠增加我國(guó)對(duì)外投資的利潤(rùn)，更能彰顯我國(guó)的大國(guó)擔(dān)當(dāng)。

第三，要理性對(duì)待東盟國(guó)家擁有的資源稟賦，更加重視東盟國(guó)家的經(jīng)濟(jì)制度環(huán)境。我國(guó)對(duì)東盟國(guó)家的對(duì)外直接投資有著資源規(guī)避動(dòng)機(jī)，而且東道國(guó)的資源開(kāi)發(fā)通常隱藏著尋租腐敗等風(fēng)險(xiǎn)。因此，我國(guó)企業(yè)在進(jìn)行對(duì)外直接投資選擇時(shí)，應(yīng)該以市場(chǎng)為導(dǎo)向，重視對(duì)東道國(guó)經(jīng)濟(jì)制度環(huán)境的考察，同時(shí)最大限度避免東道國(guó)豐富的資源稟賦下潛在的其他風(fēng)險(xiǎn)。