張 夏 汪亞楠

(1.西南大學 經濟管理學院，重慶 400715；2.華南理工大學 經濟與金融學院，廣東 廣州 510006)

一、問題的提出和相關文獻評述

經過多年的發(fā)展，中國不但躍居全球第二大經濟體，成為進出口貿易大國，而且逐漸成為了全球重要的資本輸出國，表現(xiàn)為越來越多的中國企業(yè)出境投資設廠，到不同的國家開展對外直接投資?！?018年度中國對外直接投資統(tǒng)計公報》的數據表明，截至2018年底，中國對外直接投資流量和存量均位居全球前三，超過27000家境內投資者在全球188個國家(地區(qū))設立對外直接投資企業(yè)4.3萬家，全球80%以上國家(地區(qū))都有中國的投資。本文根據中國商務部公布的《境外投資企業(yè)(機構)名錄》繪制出圖1，由圖1可知，中國境外投資企業(yè)數目從2000年的19家猛增至2014年的6462家。在不到20年的時間內，中國對外直接投資便得到了長足的發(fā)展。

在新興經濟體對外直接投資的機制分析中，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)對外直接投資受東道國的制度影響較為明顯。Wang et al.(2012)指出，制度因素會直接影響新興經濟體企業(yè)的投資效益。張夏等(2019)認為，東道國與母國的雙邊事實固定匯率制度安排降低了企業(yè)進入OFDI生產率閾值，降低了企業(yè)從出口轉向OFDI的生產率閾值，有利于母國企業(yè)進入東道國開展OFDI活動。由此可見，在討論中國對外直接投資時，東道國的制度因素發(fā)揮了舉足輕重的作用。一些學者認為，中國的對外直接投資存在風險偏好的特征，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，中國的對外直接投資以尋求自然資源和廉價勞動力為導向，因此更加偏好政治風險較高的國家。張寧寧等(2019)指出，中國企業(yè)更傾向于選擇合資模式進入制度風險較高的“一帶一路”沿線國家。但是，另一些學者卻認為，好的制度因素有利于中國企業(yè)的對外直接投資。鄧新明等(2015)發(fā)現(xiàn)，東道國較好的制度環(huán)境能夠促進中國對其進行投資；蔣冠宏等(2012)認為，政府效率和穩(wěn)定的東道國政權能夠顯著地影響中國 OFDI是否進入；祁春凌等(2013)研究發(fā)現(xiàn)，東道國更優(yōu)越的經濟制度和法治制度質量能促進中國OFDI；王曉穎(2018)指出，東道國宏觀“制度稟賦”對中國 OFDI 具有顯著的正向影響。東道國家的“制度稟賦”越高，表明東道國政治穩(wěn)定，法律水平較高，政府服務水平較高，能為企業(yè)創(chuàng)造穩(wěn)定的宏觀環(huán)境，更能吸引中國的對外直接投資。劉凱等(2014)的研究表明，制造業(yè)、金融業(yè)與經濟制度因子存在最顯著的正相關關系，批發(fā)、零售業(yè)與法律制度因子存在最顯著的正相關關系，科學技術、技術服務、地質勘查業(yè)與政治制度因子之間存在最顯著的正相關關系。

圖1 中國對外直接投資企業(yè)數量發(fā)展趨勢

制度因素究竟是促進還是抑制中國企業(yè)對外直接投資，現(xiàn)有的研究結論尚未達成共識。有鑒于此，為了揭示東道國制度影響企業(yè)OFDI決策的傳導機制，本文在Helpman et al.(2004)以及Gali et al.(2005)的一般均衡框架下構建了包括消費者、異質性廠商的兩國兩部門一般均衡模型。同時，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，進而分析不同制度因素引致的固定成本對生產率分離均衡以及企業(yè)OFDI決策的理論機制。

本文的創(chuàng)新點與貢獻如下：在理論上，基于一般均衡框架推導了制度因素影響企業(yè)OFDI決策的傳導機制，即OFDI的“成本-生產率”機制；在實證上，采用Kuncic(2014)的制度質量數據，量化了東道國制度因素對中國企業(yè)OFDI的影響程度，為驗證“成本-生產率”機制提供了計量支持；在機制上，論證了企業(yè)利潤在制度因素影響企業(yè)OFDI中發(fā)揮的中介效應，這一因素對于經濟制度、法律制度、政治制度的影響效應都顯著成立。本文的研究對于理解制度環(huán)境與企業(yè)決策具有一定的參考價值。

二、理論模型

本文在兩國一般均衡模型框架下討論東道國制度環(huán)境影響企業(yè)OFDI決策的傳導機制。同時，本文借鑒Helpman et al.(2004)的研究思想，考量了企業(yè)的生產率異質性。具體的，本文假設存在兩個對稱的國家，每個企業(yè)只生產一種商品，即企業(yè)i生產商品i。在企業(yè)的銷售過程中，如果產品由國內廠商進行生產，那么商品i∈(0,1)；如果這些產品不僅要進行內銷，而且要進行出口貿易，那么本國內銷產品i∈(0,n)，本國出口產品i∈(n,1)。類似的，外國內銷產品i∈(1,1+n*)，外國出口產品i∈(1+n*,2)；如果本國企業(yè)通過OFDI形式在東道國生產產品，那么在東道國生產的產品i∈(1,2)，即這些產品可以歸為國外的不可貿易品或可貿易品。隨著企業(yè)生產率不斷提高，企業(yè)經營決策將會更加多元化。Helpman et al.(2004)指出，一旦企業(yè)OFDI所支付的固定成本與內銷、出口貿易所需要的固定成本具有顯著的差距，企業(yè)生產率將呈現(xiàn)出分離均衡的狀態(tài)。

(一)消費者

假設每個國家都存在代表性消費者，其效用函數滿足如下形式：

(1)

其中，Ct代表消費者總的消費束；Lt代表消費者提供的勞動時間；σ是消費者的風險規(guī)避系數；1+φ代表消費者勞動的供給彈性；β是消費者主觀貼現(xiàn)因子(0<β<1)。因此，該效用函數意味著代表性消費者的效用由消費與勞動所決定，提高消費從而增加了消費者的效用水平，而勞動供給的增加降低了消費者的效用。

借鑒Cash in Advance的思想，消費者的預算約束是：

PtCt=mt-1+WtLt

(2)

(3)

(4)

(5)

(6)

其中，式(6)是本國總體物價水平的表達式，這一表達式不僅取決于本國商品的價格、進口商品的價格，還取決于國外可貿易商品的種類以及不同消費商品間的替代彈性。結合式(1)和式(2)可以進一步得到：

(7)

由此可見，總體的消費水平不僅受到實際工資與勞動量的正向影響，還取決于消費者的風險規(guī)避系數與勞動的供給彈性。

(二)生產廠商

假設廠商將勞動作為唯一的要素投入，那么企業(yè)的生產函數為：

(8)

(9)

(10)

(11)

(12)

其中， st是直接標價法下的名義匯率，用1單位外幣能夠兌換多少本幣表示；τt表示1單位可貿易品的運輸成本，用外幣計價；dft(i)是企業(yè)i為滿足國內市場進行產品生產必須支付的固定成本；fft(i)是企業(yè)i進行出口貿易必須支付的固定成本。為了詳細量化企業(yè)OFDI所支付的固定成本，假設企業(yè)進行OFDI活動的固定成本為oft(i)-ginstjt：第一部分固定成本oft(i)與制度質量無關；第二部分固定成本-ginstjt與制度質量有關，即東道國制度環(huán)境越好，企業(yè)進行OFDI活動所支付的成本越低。其中，instjt為東道國的制度因素變量，該變量值越大，東道國j在t時間的制度就越好；g是大于0的正數，表明東道國制度環(huán)境越好，企業(yè)所支付的OFDI固定成本越低。

根據式(4)、式(5)、式(7)、式(8)—(12)，通過最優(yōu)化計算可以得到(1)符號加了上標*表示國外變量。：

(13)

(14)

(15)

(三)生產率的分離均衡

接下來討論企業(yè)進入各個市場所要求的生產率閾值條件，具體如下。

(16)

(17)

(18)

接下來繼續(xù)討論生產率分離均衡的成立條件。通過計算可以得到：

(19)

(20)

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

(21)

根據式(15)與式(12)，可以得到企業(yè)進行OFDI活動的利潤函數：

(22)

(四)待檢驗研究假說

研究假說1：改善東道國制度可以降低本國企業(yè)在該東道國進行OFDI活動的固定成本，進而降低本國企業(yè)在該東道國開展OFDI活動的生產率閾值，提高了本國企業(yè)在該東道國開展OFDI的傾向。

研究假說2：當本國企業(yè)生產率超過所要求的臨界值后，提高本國企業(yè)生產率有助于增加本國企業(yè)進行OFDI的傾向。

三、計量模型與指標說明

(一)計量模型

根據前文的理論分析，本文將采用如下的計量模型進行實證檢驗：

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

(23)

其中，i、j、t分別表示進行OFDI的企業(yè)、OFDI東道國、開展對外直接投資的年份；Pijt(OFDI=1)表示t時間中國企業(yè)i在東道國j進行ODFI的概率；instjt表示t時間東道國j的制度狀況；tfpit表示中國企業(yè)i在t時間的全要素生產率。為了盡可能減少遺漏變量問題，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)的利潤率、企業(yè)風險承擔指標、企業(yè)所在母國與東道國地理距離、東道國人均經濟規(guī)模、東道國與中國雙邊實際匯率水平、實際匯率波動等；γt、γindy、εijt分別表示時間固定效應、二分位行業(yè)固定效應、隨機擾動項。

(二)指標說明

(1)被解釋變量Pijt(OFDI=1)。原始數據來自《境外投資企業(yè)(機構)名錄》，考慮到該數據的特點，本文將該數據庫按照“企業(yè)-東道國家-時間”維度，整理了企業(yè)是否進行對外直接活動這一虛擬變量。如果t時間企業(yè)i在東道國家j進行了對外直接投資，則OFDI=1，反之則為0。

(2)核心解釋變量instjt。本文東道國制度質量數據均來自Kuncic(2014)研究，從經濟(economic)、政治(political)、法律(legal)三個維度刻畫東道國制度質量的變化路徑。本文先采用東道國經濟、政治、法律三個維度的制度質量得分，該指標數值越高，表明東道國經濟制度、政治制度與法律制度質量越高。接下來，在穩(wěn)健性檢驗中，本文采用了各個國家在經濟、政治、法律制度的排名，該排名數字越小，表明該國在這三個維度下的制度質量越高。

(3)核心解釋變量tfpit。原始數據來源于中國工業(yè)企業(yè)數據庫。首先，按照Head et al.(2003)、許和連等(2016)的做法，根據tfpit=ln yit-sln kit計算出2000—2010年的中國企業(yè)的全要素生產率。其中，yit為t時間企業(yè)i的人均工業(yè)產值；kit為t時間企業(yè)i的人均固定資產規(guī)模；s為生產函數中資本貢獻度，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)健性檢驗中，根據Ackerberg et al.(2015)提出的計算方法，可以算出2000—2007年的企業(yè)全要素生產率，記為tfpacf。

表1 主要變量描述性統(tǒng)計

四、結果與分析

(一)基準回歸

表2是基準回歸結果，本文所有回歸都加入了時間與行業(yè)固定效應，并對回歸系數進行了標準化處理。第(1)—(4)列是東道國經濟制度質量的基準回歸結果；第(1)列加入了東道國經濟制度質量(economic)；第(2)列加入了企業(yè)生產率(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)利潤率(prorate)以及企業(yè)的風險承擔(sdprorate)；第(4)列加入了東道國層面的控制變量：實際雙邊匯率水平(ex_real)、實際匯率波動(volr)、共同語言(lang)、東道國人均gdp(ln gdp)、東道國與中國的距離(ln dist)、東道國是否與中國接壤(tig)、東道國是否是內陸國家(landlock)。第(5)—(8)列是東道國法律制度質量的基準回歸結果。第(9)—(12)列是東道國政治制度質量的基準回歸結果，其結構與第(1)—(4)列相同，故不贅述。

表2 基準回歸結果

首先，東道國制度economic、legal與political變量的回歸系數均顯著大于0，表明東道國較完善的經濟制度、法律制度與政治制度對中國OFDI企業(yè)的吸引力將更大。其次，企業(yè)異質性也顯著推動了企業(yè)的OFDI活動，企業(yè)生產率越高，企業(yè)走出國門進行OFDI活動的愿望就更強烈。在該回歸結果的基礎上，本文進一步計算了各個回歸的平均邊際效應。東道國的經濟制度、法律制度、政治制度每提高1單位，中國企業(yè)在該東道國開展OFDI的概率將分別提高0.20%～0.71%、0.27%～0.62%、0.19%～0.32%。因此，本文認為，東道國三個維度的制度改善對吸引中國到該國進行OFDI活動有著顯著的促進作用。

就其它控制變量而言，實際雙邊匯率水平的回歸系數顯著大于0，表明人民幣匯率水平與企業(yè)OFDI活動呈現(xiàn)負相關關系，這表明升值帶來的財富效應對于中國OFDI企業(yè)更占優(yōu)。雙邊實際匯率波動的回歸系數顯著小于0，這表明，隨著雙邊匯率波動的提升，會存在抑制企業(yè)的OFDI活動傾向，即中國OFDI企業(yè)存在一定程度的風險厭惡，符合本文的理論預期。東道國人均gdp的回歸系數顯著大于0，表明中國企業(yè)更傾向去到人均更富有的國家開展對外直接投資。東道國與中國的距離變量回歸系數顯著小于0，這表明，隨著東道國與中國的地理距離增加，中國企業(yè)進行OFDI活動的概率會逐漸下降。東道國是否與中國接壤變量的回歸系數顯著大于0，表明中國企業(yè)更傾向于去到地理相鄰的國家進行對外直接投資。東道國是否是內陸國家變量回歸系數顯著小于0，表明中國企業(yè)更傾向渠道位于靠海的東道國家開展對外直接投資。

(二)影響差異性

(1)考慮所有制因素。表3反映出，本文所提出的傳導機制對不同所有制企業(yè)存在著一定的影響差異性。首先，東道國法律制度、經濟制度與政治制度的改善能夠顯著提高國有/集體企業(yè)、港澳臺企業(yè)以及外商企業(yè)的對外直接投資傾向，而只有東道國的政治制度能夠提升私人企業(yè)的對外直接投資傾向?？赡艿脑蚴牵阂皇钦巍⒔洕c法律制度因素能夠顯著影響港澳臺企業(yè)、外商企業(yè)以及國有企業(yè)對外直接投資所支付的固定成本，進而較大程度影響這些企業(yè)的OFDI傾向；二是中國私人企業(yè)在進行東道國選擇時，可能存在一定的非理性與風險偏好的特征，使得制度因素的促進作用相對較弱，甚至呈現(xiàn)出統(tǒng)計上不顯著的特點。其次，企業(yè)生產率的提升只能顯著提高國有/集體企業(yè)的對外直接投資傾向，而對港澳臺企業(yè)與外商企業(yè)的作用并不限制。一個可能的原因是，這些企業(yè)受到母國總部在資金、技術、人力、核心科技等方面的幫助，能夠克服OFDI所帶來的固定成本限制，進而能夠克服生產率在理論上對OFDI活動的閾值要求。

表3 企業(yè)所有制分類回歸結果

(續(xù)表3)

(2)考慮地區(qū)因素。中國經濟發(fā)展的地區(qū)差異是相當顯著的。那么，為了進一步觀察企業(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)分樣本進行實證檢驗。表4匯報了相關的回歸結果。

表4 企業(yè)所在地域分類回歸結果

由表4回歸結果可以看出，本文所提出的機制對不同區(qū)域的企業(yè)同樣存在著一定的影響差異性。第一，對于東部地區(qū)企業(yè)來說，東道國法律制度與政治制度的改善可以顯著吸引中國該類企業(yè)的OFDI活動。這表明東部地區(qū)企業(yè)并不看重東道國的經濟制度環(huán)境，可能是因為東部地區(qū)企業(yè)實力強大，在進行OFDI開拓新市場時，往往能與母國建立良好的金融聯(lián)系，且自身擁有先進的技術，擁有較多的資本與勞動力，進而能夠克服相關經濟風險，對經濟制度形成一定的替代。第二，對于中部地區(qū)企業(yè)而言，東道國法律制度、政治制度、經濟制度的改善均可以顯著吸引中國該類企業(yè)的OFDI活動。這反映出中部地區(qū)企業(yè)在東道國的選擇上是最為理性的，在東道國區(qū)位選擇上注意對各種制度風險的防范。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，最后是經濟制度改善。第三，對于西部地區(qū)企業(yè)而言，僅僅東道國法律制度的改善可以顯著吸引中國該類企業(yè)的OFDI活動，這可能意味著國家對西部地區(qū)企業(yè)走出去存在支持，能夠幫助西部地區(qū)企業(yè)克服東道國的政治風險與經濟風險。第四，考慮到企業(yè)異質性后，企業(yè)生產率的提高可以顯著推動東中西部三大地區(qū)企業(yè)的OFDI活動，但推動的作用程度有所不同，西部地區(qū)企業(yè)生產率提升更能夠促進它們的OFDI活動。通過比較回歸系數還可以發(fā)現(xiàn)，東道國制度改善對于其OFDI活動的推動作用相較于生產率進步要更加顯著，這也與前面的結果相吻合。

(3)考慮時間因素。本文所選擇的樣本跨度為2000—2010年，在此階段中國分別經歷了加入WTO、進行匯率改革以及遭遇全球金融危機。為了考察這些重要事件對本文結論的影響差異性，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。D1=1表示中國已經加入了WTO，否則取0；D2=1表示中國已經進行了匯率改革，否則取0；D3=1表示全球金融危機已經發(fā)生，否則取0。具體回歸結果見表5。

表5 按照時間分類回歸結果

(續(xù)表5)

表5第(1)—(3)列的回歸結果中，legal、political、economic指標的回歸系數顯著小于0，這是由于加入WTO之前，中國進行OFDI活動的企業(yè)較少，經驗十分匱乏，選擇東道國時具有一定的盲目性與風險偏好特征。但在加入WTO之后，legal、political、economic指標與D1交叉項的回歸系數都顯著大于0，并且求和后的總系數也顯著大于0，這表明，加入WTO后中國企業(yè)在選擇東道國時從風險偏好變?yōu)轱L險厭惡，更愿意到法律制度、政治制度、經濟制度水平較高的東道國進行對外直接投資，即存在一個從風險偏好到風險厭惡的轉換。對于企業(yè)生產率而言，在加入WTO之前企業(yè)生產率的提高并不能促進中國企業(yè)的OFDI活動，但是在加入WTO之后，中國企業(yè)感受到了來自全球企業(yè)競爭的壓力，通過參與全球競爭的篩選機制，企業(yè)只有通過提高自己的競爭力才能在國際市場上占據相應市場份額，因此企業(yè)生產率對企業(yè)OFDI活動的重要性逐漸顯現(xiàn)。從第(4)—(6)列的回歸結果可以看出，只有political指標的回歸系數大于0，這表明在“匯改”之前中國企業(yè)只對東道國的政治制度敏感，企業(yè)會選擇政治制度質量較高的東道國進行OFDI活動。匯率改革之后，legal、political、economic指標與D2交叉項的回歸系數都顯著大于0，表明中國企業(yè)在東道國選擇上更見理智，會考慮到東道國政治、法律、經濟三個維度的制度質量，以確保自身OFDI活動能夠更加順利的實施。就企業(yè)生產率而言，在“匯改”之前tfp回歸系數顯著大于0，表明生產率越高的企業(yè)進行OFDI活動的傾向越高。但是tfp與D2交叉項的回歸系數并不顯著，表明“匯改”并不能影響企業(yè)生產率促進企業(yè)OFDI活動傾向的方向和強度。從第(7)—(9)列的回歸結果可以發(fā)現(xiàn)，legal、political、economic指標回歸系數顯著大于0，表明金融危機前中國企業(yè)在選擇OFDI東道國時就已經關注東道國的法律制度質量、政治制度質量、經濟制度質量，東道國制度質量越高，中國企業(yè)進入這些國家進行OFDI活動的概率就越高。同時，legal、political、economic指標與D3交叉項的回歸系數顯著大于0，表明在金融危機后東道國的法律制度質量、政治制度質量、經濟制度質量對中國企業(yè)OFDI活動的促進作用更加明顯，中國企業(yè)更加愿意選擇東道國制度質量好的國家開展對外直接投資。就企業(yè)的生產率而言，tfp指標顯著大于0，但tfp與D3交叉項的回歸系數不再顯著，表明金融危機無法影響企業(yè)生產率以作用企業(yè)OFDI活動傾向的方向和強度。

特別需要說明的是，觀察經濟制度、政治制度與法律制度三個變量可知，隨著危機發(fā)生的時間愈加靠后，三個變量的總回歸系數呈現(xiàn)出逐漸增加的趨勢，這也從側面反映出中國企業(yè)在進行OFDI東道國區(qū)位選擇的過程中更加理智，越來越注重制度質量的提升，存在從風險偏好到風險厭惡的轉變過程?？偟膩碚f，不論是加入WTO、進行匯率改革還是遭遇金融危機，中國OFDI企業(yè)越來越注重東道國的法律制度質量、政治制度質量、經濟制度質量，企業(yè)生產率對企業(yè)OFDI活動存在著顯著的促進作用，生產率越高的企業(yè)，越容易走出國門，進入東道國開展OFDI活動。這也與我們的理論預期相符合。

(4)考慮企業(yè)生產率高低。以企業(yè)生產率的均值為界，低于平均值的企業(yè)歸為低生產率企業(yè)，高于平均值的企業(yè)歸為高生產率企業(yè)。表6的實證結果表明，對于低生產率的企業(yè)而言，economic指標的回歸系數不顯著，legal與political指標的回歸系數顯著大于0，這表明低生產率企業(yè)更加注重東道國的法律制度與政治制度質量，這類企業(yè)更傾向于進入具有較高法律、政治制度的國家進行OFDI活動。對于高生產率企業(yè)而言，legal、political、economic指標回歸系數均顯著大于0，且系數相對于低生產率樣本更大。這表明高生產率的企業(yè)更加注重東道國的制度質量，在區(qū)位選擇的過程中更加理性，風險厭惡特征更加明顯。就企業(yè)tfp而言，其回歸系數總體是顯著大于0的，但是高生產率企業(yè)對自身OFDI活動的推動力度更強。一個可能的解釋是，OFDI活動可能反過來促進企業(yè)的發(fā)展(蔣冠宏等，2014)，為了獲得這種OFDI活動對企業(yè)生產率提升的福利，使得低生產率企業(yè)相對于高生產率企業(yè)并不顧及OFDI活動的生產率門檻，甚至在東道國區(qū)位選擇中存在一定的盲目性，存在著顯著的風險偏好特征。

表6 按照生產率高低回歸結果

(三)傳導機制檢驗

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

(24)

表7 傳導機制分析

觀察表7的回歸結果可以發(fā)現(xiàn)，經濟制度、法律制度以及政治制度的回歸系數依舊顯著大于0。企業(yè)生產率指標也仍然顯著大于0。特別地，交叉項的回歸系數顯著大于0，表明東道國制度因素的改善能夠促進企業(yè)利潤水平的增加，進而提高企業(yè)在東道國的OFDI活動傾向。這驗證了本文所提出的中介機制。

(四)穩(wěn)健性檢驗

(1)更換制度環(huán)境指標。本文將采用各個國家在經濟制度、政治制度、法律制度的排名指標替換前文所使用的制度指標，該排名越小，表明該國在這三個維度下的制度質量越高。表8的第(1)—(3)列匯報了法律制度質量的回歸結果，第(4)—(6)匯報了政治制度質量的回歸結果，第(7)—(9)匯報了經濟制度的回歸結果。從回歸結果可以知道，legal、political、economic排名指標回歸系數顯著為負，表明東道國制度質量排名越靠前，制度越完善，更能吸引中國企業(yè)進入這樣的東道國開展OFDI活動。企業(yè)生產率tfp的回歸系數顯著為正值，這意味著企業(yè)生產率能顯著地提升企業(yè)進行OFDI的概率。因此，更換東道國制度指標后，本文的結論也是穩(wěn)健的。

表8 穩(wěn)健性分析之替換經濟制度指標

(2)更換生產率指標。此處采用Ackerberg et al.(2015)方法來測算企業(yè)生產率，在表9中，第(1)—(3)列采用了東道國經濟、政治、法律三個維度的相對制度質量，第(4)—(6)列采用了各個東道國在經濟、政治、法律制度的排名。觀察表9可以發(fā)現(xiàn)，三個相對制度質量的回歸系數都顯著為正數，三個制度質量排名的回歸系數都顯著為負數，這也反映出東道國制度質量的提高更能促進中國企業(yè)到這樣的國家開展OFDI活動。同樣，tfpacf回歸系數均顯著大于0，表明企業(yè)生產率的提升也能促進企業(yè)對外直接投資。替換生產率指標后，本文的研究結論依然穩(wěn)健。

表9 穩(wěn)健性分析之替換生產率指標

(3)遺漏變量問題。本文的核心變量是東道國的制度變量，如經濟制度、政治制度與法律制度?？紤]到本文的數據結構，表10采用了面板probit模型，以控制“企業(yè)-國家”層面的固定效應。觀察表10可以發(fā)現(xiàn)，economic、legal、political制度變量的回歸系數顯著大于0，回歸結果的tfp回歸系數顯著大于0，均符合預期，這表明本文的實證結論具有良好的穩(wěn)健性。

表10 考慮遺漏變量問題

(續(xù)表10)

表11 考慮企業(yè)生產率內生性的回歸結果

(4)內生性問題。首先，為了盡可能消除這種雙向因果關系，本文將滯后一期的企業(yè)生產率作為企業(yè)生產率的工具變量，并進行ivprobit回歸，表11的第(1)—(3)列呈現(xiàn)了相應的回歸結果。其次，企業(yè)在東道國是否進行OFDI，這是企業(yè)層面的微觀決策，而東道國制度質量則是國家層面的宏觀變量。為了吸引大量的OFDI投資，東道國可能會根據大量的企業(yè)行為而改善本國的制度環(huán)境。這種制度的內生性是不容忽視的，本文以制度變量的一期滯后作為制度變量的工具變量，同樣進行ivprobit回歸，表11的第(4)—(6)列呈現(xiàn)了相應的回歸結果。實證結果與上文吻合，結果均表明東道國法律制度、經濟制度與政治制度的改善能夠促進企業(yè)在這些國家進行對外直接投資。因此，本文研究結論依然成立。

五、結論與政策含義

基于異質性對外直接投資理論，本文分析了東道國制度環(huán)境影響中國企業(yè)開展OFDI活動的傳導機制。理論上，本文發(fā)現(xiàn)，改善東道國制度不僅可以降低企業(yè)進入東道國開展OFDI的生產率閾值，降低企業(yè)從出口企業(yè)變換為OFDI企業(yè)所要求的生產率閾值，還能夠降低企業(yè)固定成本，增加企業(yè)的利潤水平，進而提高企業(yè)在東道國開展OFDI活動的概率；同時，隨著企業(yè)生產率的提升，企業(yè)OFDI利潤增加，這又會進一步增強企業(yè)在東道國開展OFDI活動的動機。實證上，本文采用了《境外投資企業(yè)(機構)名錄》和《中國工業(yè)企業(yè)數據庫》進行分析，實證研究結果表明：第一，東道國的經濟制度、法律制度、政治制度每提升1單位，中國企業(yè)進入該東道國進行OFDI活動的概率分別提高了0.20%～0.71%、0.27%～0.62%、0.19%～0.32%；第二，企業(yè)生產率每提高1單位，中國企業(yè)在東道國進行OFDI的概率將相應地提高0.3%～0.6%；第三，考慮所有制、企業(yè)所在地、中國加入WTO、中國匯率制度改革、金融危機事件、企業(yè)生產率差異、內生性問題等諸多因素后，雖然東道國制度質量和企業(yè)生產率對企業(yè)OFDI的作用有所差異，但上述影響機制依然成立。

根據研究結論，本文的政策含義如下：第一，在發(fā)展中國家企業(yè)生產效率普遍低下、缺乏國際競爭力背景中，企業(yè)在挑選OFDI東道國時，要盡可能進入制度質量較高的國家進行對外直接投資，以確保投資的安全性、收益性。第二，考慮到某些OFDI項目有著顯著的外溢效應，比如基礎設施建設不僅能給母國帶來巨大的收益，還能顯著提高東道國就業(yè)，改善東道國的經濟增長質量。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，除了倒逼東道國提高制度質量之外，母國政府還可以向東道國派駐工作組，或者引入第三方監(jiān)管力量，在不干涉東道國內政的前提下改善東道國制度環(huán)境，實現(xiàn)互利共贏，共同發(fā)展。第三，中國是許多FDI投資的東道國家，中國的經濟增長長期受益于外資流入。為了進一步引入高科技含量的外資，幫助中國從“量”的增長轉為“質”的增長，要努力改善本國的制度環(huán)境，為國內資本與國外資本創(chuàng)造一個良好的營商環(huán)境，共同助力中國經濟轉型。