尹穎煒 姜 巍

（廣東外語外貿(mào)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)貿(mào)易學(xué)院，廣東 廣州 510006）

一、引言

中國作為發(fā)展中經(jīng)濟(jì)體，一方面，與發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體相比，中國的企業(yè)在國內(nèi)進(jìn)行投資時所面臨的營商環(huán)境與在發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體進(jìn)行對外直接投資（Outward Foregin Direct Investment，OFDI）時所面臨的營商環(huán)境存在著顯著的差異，而這種差異將會使得中國的對外投資企業(yè)在首次對某個東道國進(jìn)行投資時需要花費(fèi)額外的投資成本去熟悉當(dāng)?shù)氐臓I商環(huán)境，所以營商環(huán)境治理質(zhì)量的差異在一定程度上影響著中國對外直接投資的戰(zhàn)略決策；另一方面，中國通過技術(shù)型OFDI 所獲得的逆向技術(shù)溢出可作為判斷對外投資成敗的標(biāo)準(zhǔn)之一，所以逆向技術(shù)溢出效應(yīng)也必將對中國OFDI 區(qū)位選擇產(chǎn)生一定的影響。

隨著經(jīng)濟(jì)全球化和中國開放型經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，中國的OFDI 規(guī)模不斷擴(kuò)大。據(jù)《2019年中國對外直接投資公報》統(tǒng)計數(shù)據(jù)顯示，2019年中國的OFDI 流量達(dá)到了1369.1 億美元，規(guī)模僅次于日本（2266.5 億美元）。2019年末，中國OFDI 存量達(dá)到了2.2 萬億美元，次于美國（7.7 萬億美元）和荷蘭（2.6 萬億美元）。中國在全球OFDI 中的影響力不斷擴(kuò)大，2019年流量全球占比10.4%，蟬聯(lián)全球第二，存量占比6.4%，保持全球第三。那么，隨著中國企業(yè)“走出去”的規(guī)模不斷擴(kuò)大，中國與東道國的營商環(huán)境治理差異和OFDI 的逆向技術(shù)溢出效應(yīng)對中國企業(yè)“走出去”的區(qū)位選擇具有怎樣的影響，OFDI 的逆向技術(shù)溢出效應(yīng)是否在一定程度上彌補(bǔ)了營商環(huán)境治理差異對OFDI 所帶來的負(fù)面影響，就上述問題的思考，對于進(jìn)一步促進(jìn)國內(nèi)企業(yè)“走出去”，高質(zhì)量地開展OFDI，提升中國開放型經(jīng)濟(jì)的發(fā)展水平，都具有一定的戰(zhàn)略和現(xiàn)實意義。

二、文獻(xiàn)綜述

（一）營商環(huán)境治理差異與OFDI 的關(guān)系研究

一種觀點(diǎn)認(rèn)為，營商環(huán)境治理差異與OFDI 為負(fù)相關(guān)關(guān)系。例如，Habib 和Zurawicki（2002）[1]采用發(fā)達(dá)國家對發(fā)展中國家OFDI 的樣本，證明了營商環(huán)境治理的絕對差異與OFDI 為負(fù)相關(guān)關(guān)系，母國的企業(yè)為了提高對外投資效率會選擇與母國的營商環(huán)境治理程度相近的東道國進(jìn)行投資；Javorcik 和Wei（2009）[2]則采用企業(yè)OFDI 的微觀數(shù)據(jù)進(jìn)行實證后也得出了類似的觀點(diǎn)。另一種觀點(diǎn)認(rèn)為，營商環(huán)境治理差異與OFDI 之間為正相關(guān)關(guān)系。如蔣冠宏等（2012）[3]采用中國對發(fā)展中國家的OFDI 數(shù)據(jù)，實證得出絕對的營商環(huán)境治理差異與中國的OFDI 為正相關(guān)關(guān)系；楊嬌輝等（2016）[4]利用面板分位數(shù)模型對中國OFDI 的流量數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸分析后，得出營商環(huán)境治理差異與中國OFDI 為正相關(guān)關(guān)系。

（二）逆向技術(shù)溢出與OFDI 的關(guān)系研究

若投資母國通過技術(shù)尋求型的OFDI 吸收了東道國的先進(jìn)技術(shù)且提高了自身的技術(shù)水平，則認(rèn)為母國從東道國處獲得了逆向技術(shù)溢出。大部分的研究都證實了發(fā)展中國家可以通過OFDI 來有效地獲取逆向技術(shù)溢出，并最終達(dá)到提高本國技術(shù)水平的目的。如Pradhan和Singh（2009）[5]實證了印度汽車產(chǎn)業(yè)通過對發(fā)達(dá)國家的OFDI 成功獲得了逆向技術(shù)溢出；沙文兵（2012）[6]也實證得出中國的中東部地區(qū)可以通過對發(fā)達(dá)國家進(jìn)行OFDI 來獲得逆向技術(shù)溢出。而逆向技術(shù)溢出可以有效提高投資母國的經(jīng)濟(jì)和技術(shù)水平的經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象也得到了大部分學(xué)者的實證支持。與之相關(guān)的有邵宇佳等（2019）[7]采用中國對140 個國家的OFDI 樣本進(jìn)行實證研究，得出逆向技術(shù)溢出可以正向促進(jìn)中國的OFDI，且逆向技術(shù)溢出在營商環(huán)境治理差異和中國OFDI 的負(fù)向關(guān)系中起到了正向的調(diào)節(jié)作用。

基于逆向技術(shù)溢出和營商環(huán)境治理差異對OFDI 影響機(jī)理，先是系統(tǒng)地考察營商環(huán)境治理差異、逆向技術(shù)溢出對中國OFDI 區(qū)位選擇的影響，然后進(jìn)一步考察逆向技術(shù)溢出之彌補(bǔ)效應(yīng)在不同經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的東道國中所起到的異質(zhì)性作用。期望該研究能為中國企業(yè)“走出去”、高質(zhì)量地開展對外直接投資的相關(guān)政策制定帶來有益啟示。

三、影響機(jī)制與研究假設(shè)

（一）營商環(huán)境治理差異對OFDI 的影響

“外來者劣勢”觀點(diǎn)認(rèn)為，若企業(yè)投資到與母國的營商環(huán)境治理質(zhì)量差異較大的東道國，為了適應(yīng)東道國陌生的投資規(guī)則、企業(yè)管理方式和文化環(huán)境需要付出巨大的成本。亦有學(xué)者認(rèn)為，企業(yè)進(jìn)行OFDI 時，為了克服營商環(huán)境治理差異所產(chǎn)生的成本將會降低母國子公司在東道國市場的經(jīng)營績效（陳懷超等（2014））[8]。東道國對外資嚴(yán)格的審查政策以及對外來文化的歧視也迫使外資企業(yè)不得不選擇與本國營商環(huán)境治理程度相仿的東道國開展OFDI。

基于以上觀點(diǎn)，中國企業(yè)在“走出去”過程中，若選擇投資到與中國的營商環(huán)境治理質(zhì)量相仿的東道國，則可以充分發(fā)揮出中國跨國企業(yè)特有的“競爭優(yōu)勢”，亦即中國企業(yè)本身已經(jīng)具備了應(yīng)對國內(nèi)投資風(fēng)險的豐富經(jīng)驗，那么對外投資到與國內(nèi)營商環(huán)境相似的東道國，可以更加迅速地洞悉當(dāng)?shù)氐耐顿Y規(guī)則，進(jìn)而有效地規(guī)避投資風(fēng)險，提高母國子公司在東道國的生存率和經(jīng)營業(yè)績。所以中國企業(yè)海外投資的“特有競爭優(yōu)勢”在一定程度上決定了中國OFDI 偏向于投資到與中國營商環(huán)境治理差異較小的東道國。從而提出以下假設(shè)。

假設(shè)1：中國與東道國的營商環(huán)境治理差異越大，中國對該東道國的OFDI 越少。

（二）逆向技術(shù)溢出對OFDI 的影響

現(xiàn)大多的學(xué)者都將逆向技術(shù)溢出看作對投資母國的反饋效應(yīng)，并研究其如何提高母國的技術(shù)水平的機(jī)制。如趙偉等（2006）[9]認(rèn)為，中國技術(shù)尋求型OFDI 是通過研發(fā)費(fèi)用分?jǐn)?、海外研發(fā)成果共享和外圍技術(shù)剝離等途徑來獲得逆向技術(shù)溢出，最終提升了母國的技術(shù)水平。為此，逆向技術(shù)溢出效應(yīng)也就成為了判斷OFDI 成功與否的指標(biāo)之一，反過來，這一指標(biāo)的高低，也必將對中國OFDI 的區(qū)位選擇產(chǎn)生一定的影響。從而提出以下假設(shè)。

假設(shè)2：逆向技術(shù)溢出可以促進(jìn)中國的OFDI，亦即逆向技術(shù)溢出與OFDI 為正相關(guān)關(guān)系。

（三）逆向技術(shù)溢出對營商環(huán)境治理差異的“彌補(bǔ)效應(yīng)”

逆向技術(shù)溢出的“研發(fā)費(fèi)用分?jǐn)偂焙汀巴鈬夹g(shù)剝離”作用機(jī)制都是通過直接利用東道國的研發(fā)資源來降低產(chǎn)品的生產(chǎn)成本，從而母國可以有寬裕的資金注入到本國的核心技術(shù)研發(fā)項目中，最終達(dá)到獲取逆向技術(shù)溢出的目的（趙偉等，2006）[9]。因此，新技術(shù)研發(fā)的過程中可以通過“研發(fā)成本分?jǐn)偂眮碛行Ы档蛦挝划a(chǎn)品的研發(fā)成本，最終產(chǎn)品銷售上所帶來的財務(wù)收益在一定程度上可以彌補(bǔ)由于與東道國的營商環(huán)境治理存在差異，投資者無法適應(yīng)東道國的營商環(huán)境，進(jìn)而不能更加正確地規(guī)避投資風(fēng)險所造成的經(jīng)濟(jì)損失。

“海外研發(fā)成果共享”的作用機(jī)理則是由母國的海外子公司直接研發(fā)新的技術(shù)，再把技術(shù)反饋回母國，母國最終成功獲得了逆向技術(shù)溢出（趙偉等，2006）[9]。由于新的產(chǎn)品技術(shù)是直接在東道國進(jìn)行研發(fā)的，因此所研發(fā)出來的新產(chǎn)品將更加迎合東道國的產(chǎn)品銷售理念，且更加契合東道國的消費(fèi)者偏好，這都將有助于投資者進(jìn)一步開拓東道國的消費(fèi)者市場，進(jìn)一步提高產(chǎn)品的銷售業(yè)績。最終，產(chǎn)品銷售上的獲益同樣也彌補(bǔ)了由營商環(huán)境差異給投資者帶來的不利影響，且有助于母國進(jìn)一步擴(kuò)大在該地區(qū)的OFDI 規(guī)模。

吳哲等（2015）[10]認(rèn)為,若想通過OFDI 從發(fā)展中國家中獲得穩(wěn)定的逆向技術(shù)溢出，需得先歷經(jīng)“先支援后收獲”的長期過程，只有進(jìn)一步擴(kuò)大對發(fā)展中國家的OFDI 規(guī)模，才能獲得長期的逆向技術(shù)溢出。因此，短期內(nèi)投資到發(fā)達(dá)國家中所獲得的逆向技術(shù)溢出效應(yīng)比投資到發(fā)展中國家所獲得的逆向技術(shù)溢出效應(yīng)要大，且逆向技術(shù)溢出對營商環(huán)境治理差異給OFDI 所帶來的負(fù)向影響也能起到更大的彌補(bǔ)作用。從而提出以下假設(shè)。

假設(shè)3a：逆向技術(shù)溢出在一定程度上彌補(bǔ)了營商環(huán)境治理差異給中國OFDI 區(qū)位選擇帶來的負(fù)向影響。

假設(shè)3b：逆向技術(shù)溢出對營商環(huán)境治理差異的彌補(bǔ)效果在不同經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的東道國中存在差異。

四、模型、變量與數(shù)據(jù)

（一）模型構(gòu)建

為檢驗上述假設(shè)，以中國OFDI 存量為被解釋變量，以營商環(huán)境治理差異和逆向技術(shù)溢出為核心解釋變量建立模型進(jìn)行實證回歸。此外，為了考察逆向技術(shù)溢出對營商環(huán)境治理差異的彌補(bǔ)作用，在模型中加入營商環(huán)境治理差異和逆向技術(shù)溢出的交互項，構(gòu)建了以下基準(zhǔn)的OFDI 靜態(tài)模型：

（二）變量選取和數(shù)據(jù)來源

1.被解釋變量

考慮到OFDI 的流量波動比較大，且為了保持?jǐn)?shù)據(jù)的連續(xù)性，所以選取OFDI 的存量作為被解釋變量。

2.核心解釋變量

營商環(huán)境治理差異（WGIDIF）定義為中國與東道國的營商環(huán)境治理差異的絕對值，并采用世界銀行每年發(fā)布的全球治理指數(shù)（Worldwide Governance Indicators，WGI)的得分來衡量一國的營商環(huán)境治理情況。WGI 包括政府治理效率（GE）、話語權(quán)和問責(zé)制（VA）、政局穩(wěn)定（PS）、法治規(guī)章（RL）、腐敗治理（CC）和規(guī)制質(zhì)量（RQ）六項子指標(biāo)。

營商環(huán)境治理差異的測度則采用大多數(shù)學(xué)者的做法，先取當(dāng)年六項子指標(biāo)加總的平均值代表某國的總體營商環(huán)境治理質(zhì)量，最后取東道國與中國的總體營商環(huán)境治理之差的絕對值代表營商環(huán)境治理差異。

逆向技術(shù)溢出（SF），采用大多數(shù)學(xué)者的做法，利用東道國的R&D 資本存量來計算我國通過OFDI 所獲得的逆向技術(shù)溢出，其測算公式如下:&表示R&D 資本存量的折舊率，取&等于7.4%；為t年i 國的研發(fā)投入，由于各國的研發(fā)投入的數(shù)據(jù)缺失，所以采用世界銀行發(fā)布的R&D 占各國GDP 的比例和對應(yīng)的各國的GDP 算出該國當(dāng)年的R&D 投入。其中基期的R&D 資本存量的計算公式如下：

3.控制變量

最后加入以下六個控制變量：東道國的GDP 和中國的GDP，分別代表東道國的經(jīng)濟(jì)規(guī)模和中國的經(jīng)濟(jì)規(guī)模，均以2010年不變價美元為單位；東道國的貿(mào)易開放程度，采用東道國貿(mào)易額占東道國GDP 的比例來衡量；東道國的稅收，采用東道國利潤稅占商業(yè)利潤的比例來衡量；雙邊的地理距離，采用CEPII 發(fā)布的各國間的貿(mào)易距離來衡量，用以代表交易成本的大??；東道國的通貨膨脹，則采用按東道國GDP 平減指數(shù)衡量的通貨膨脹來衡量。

基于數(shù)據(jù)的可獲得性和口徑統(tǒng)計問題，選取2007——2018年共73 個國家或地區(qū)的數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸，樣本中包含了發(fā)達(dá)國家、發(fā)展中國家及地區(qū)，以及轉(zhuǎn)型經(jīng)濟(jì)體。數(shù)據(jù)來源于歷年的《中國對外直接投資統(tǒng)計公報》以及世界銀行數(shù)據(jù)庫。

五、實證分析

（一）數(shù)據(jù)處理與實證方法

經(jīng)檢驗，各變量的方差膨脹因子均小于10，總體方差膨脹因子平均值為1.72，解釋變量之間最大的相關(guān)系數(shù)為0.67，因此表明并不存在嚴(yán)重的多重共線性問題。此外為了緩解異方差對計量結(jié)果的影響，部分變量取對數(shù)處理。

在實證方法上，首先對靜態(tài)模型采用面板校正標(biāo)準(zhǔn)誤（PCSE）進(jìn)行估計。其次，為了解決內(nèi)生性問題，利用東道國GDP 和營商環(huán)境治理差異的滯后項作為工具變量，采用兩階段的系統(tǒng)GMM（SYS-GMM）對動態(tài)模型進(jìn)行估計，并對計量結(jié)果進(jìn)行Windmeijer 糾偏處理。最后考慮到分組樣本的數(shù)據(jù)較少，若繼續(xù)采用系統(tǒng)GMM 回歸會降低估算效率，所以利用營商環(huán)境治理差異和東道國的滯后一階作為工具變量，并采用二階段最小二乘法（2SLS）進(jìn)行估計，

（二）全樣本回歸結(jié)果分析

首先對全樣本進(jìn)行回歸，結(jié)果如表1 所示。其中模型1——4 是采用面板校準(zhǔn)標(biāo)準(zhǔn)誤（PCSE）回歸的結(jié)果。本文重點(diǎn)關(guān)注營商環(huán)境治理差異（lnWGIDIF）、逆向技術(shù)溢出（lnSF）以及兩者的交互項（lnWGIDIF×lnSF）的系數(shù)結(jié)果。除了模型1 中l(wèi)nWGIDIF的系數(shù)顯著為正外，模型3——4 中l(wèi)nWGIDIF的系數(shù)均為負(fù)，且在0.01的水平下顯著，表明營商環(huán)境治理差異負(fù)向影響著中國的OFDI，亦即與東道國的營商環(huán)境治理差異越大，中國對該東道國的OFDI 越少，假設(shè)1 得證。模型2——4 中l(wèi)nSF 的系數(shù)均為正，且在0.01 的水平下顯著，表示逆向技術(shù)溢出正向影響中國的OFDI，逆向技術(shù)溢出越大，越是促進(jìn)中國的OFDI，假設(shè)2 得證。模型4 中l(wèi)nWGIDIF×lnSF 的系數(shù)顯著為正，表明逆向技術(shù)溢出削弱了營商環(huán)境治理差異對中國OFDI 的負(fù)向影響，起到了正向的彌補(bǔ)作用，假設(shè)3a 得證，也證明了逆向技術(shù)溢出在一定程度上推動著中國投資到與之營商環(huán)境治理質(zhì)量差異大但技術(shù)先進(jìn)的東道國。最后為了考察OFDI 的動態(tài)變化，模型5——6 為基于動態(tài)OFDI模型下，采用了SYS-GMM 進(jìn)行估計的結(jié)果，其中擾動項均不存在二階序列相關(guān)，且通過了Sargan 檢驗，證明所采用的工具變量有效，模型設(shè)定合理。無論是在靜態(tài)還是動態(tài)的OFDI模型中，營商環(huán)境治理差異、逆向技術(shù)溢出以及它們的交互項的回歸結(jié)果都非常相似，進(jìn)一步增強(qiáng)了回歸結(jié)果的可信度。

表1 全樣本回歸結(jié)果

注：***、**和*分別表示在1%、5%和10%的顯著水平上顯著，括號內(nèi)為穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤下的t 值。

（三）分樣本回歸結(jié)果分析

為了檢驗上文的假設(shè)3，首先根據(jù)2018年聯(lián)合國發(fā)布的人類發(fā)展水平指標(biāo)（Human Development Indicator,HDI）的得分將全樣本分成兩組樣本，將HDI得分排名前62 位的國家或地區(qū)歸到擁有高HDI 的國家及地區(qū)組，排名62 位之后的國家或地區(qū)歸到擁有中低HDI 的國家及地區(qū)組，然后分別采用PCSE 和2SLS 進(jìn)行回歸，結(jié)果如表2 所示。模型1、3 均采用PCSE 進(jìn)行估計，模型2、4 均采用2SLS 進(jìn)行估計。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，在不同的計量方法下，分組樣本的回歸結(jié)果均有著高度的相似性。在高HDI 國家及地區(qū)分組中，lnWGIDIF的系數(shù)顯著為負(fù)，并且lnWGIDIF×lnSF的系數(shù)顯著為正。而在中低HDI 國家及地區(qū)分組中，lnWGIDIF和lnWGIDIF×lnSF的系數(shù)均不顯著。綜上，中國OFDI 的逆向技術(shù)溢出對營商環(huán)境治理差異的正向彌補(bǔ)作用更多反映在高HDI 東道國中，而在中低HDI 東道國中，這種彌補(bǔ)作用并不顯著，假設(shè)3b 得證。

表2 分組樣本回歸

六、穩(wěn)健性檢驗

（一）WGI 子指標(biāo)的營商環(huán)境治理差異回歸結(jié)果分析

首先嘗試在全樣本下，先分別計算出WGI 的六項子指標(biāo)的絕對營商環(huán)境治理差異，然后繼續(xù)采用兩階段系統(tǒng)GMM 對動態(tài)投資模型進(jìn)行估計。結(jié)果顯示，除了GE 的營商環(huán)境治理差異的系數(shù)與PS 的營商環(huán)境治理差異的系數(shù)不顯著外，其余子指標(biāo)的營商環(huán)境治理差異的系數(shù)均顯著為負(fù)，且所有的逆向技術(shù)溢出的系數(shù)均顯著為正，假設(shè)1 和假設(shè)2 再次得證。

（二）面板分位數(shù)法回歸結(jié)果分析

基于靜態(tài)投資模型，進(jìn)一步采用面板分位數(shù)法分別對全樣本和高HDI 國家及地區(qū)分組樣本的數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸。結(jié)果顯示，在25%、50%和75%OFDI 的分位點(diǎn)處，全樣本和高HDI 國家及地區(qū)分組樣本中l(wèi)nWGI 的系數(shù)均顯著為負(fù)。而lnWGIDIF×lnSF 的系數(shù)均顯著為正，且隨著分位點(diǎn)的提高，交互項的系數(shù)越來越大，說明OFDI 的規(guī)模越大，通過OFDI 獲取的逆向技術(shù)溢出越是能夠正向彌補(bǔ)營商環(huán)境治理差異給中國OFDI 所帶來的負(fù)向影響，假設(shè)3a 再次得證。

七、結(jié)論與建議

基于中國在2007——2018年對73 個國家的OFDI 存量數(shù)據(jù)，以上實證考察了營商環(huán)境治理差異、逆向技術(shù)溢出對中國OFDI 區(qū)位選擇的影響。研究結(jié)果表明：1.營商環(huán)境治理差異與中國OFDI 為顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系，中國趨向于投資到與營商環(huán)境治理質(zhì)量差距較小的東道國；2.逆向技術(shù)溢出正向影響著中國OFDI 的區(qū)位選擇；3.逆向技術(shù)溢出一定程度上正向彌補(bǔ)了營商環(huán)境治理差異給中國OFDI 所帶來的負(fù)向影響，從而證明了逆向技術(shù)溢出可以有效地推動中國對發(fā)達(dá)國家的技術(shù)型OFDI，且可以正向彌補(bǔ)由營商環(huán)境治理差異給投資者所帶來的不利影響。

建議：中國要進(jìn)一步推動國內(nèi)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展，完善國內(nèi)的營商環(huán)境治理工作，為企業(yè)OFDI 提供相應(yīng)的投資指導(dǎo)，例如提供投資風(fēng)險應(yīng)對指導(dǎo)和市場指導(dǎo)。中國通過積極推進(jìn)與東道國簽訂雙邊投資協(xié)議、雙邊貿(mào)易協(xié)定等方式來加強(qiáng)雙邊的經(jīng)貿(mào)合作，從而可以有效降低營商環(huán)境差異對海外投資者帶來的不利影響。政府應(yīng)大力促進(jìn)企業(yè)間在海外投資上的合作，加快信息在企業(yè)間的流動速度，減少信息不對稱所帶來的不利影響，且海外投資信息的共享也能夠助力企業(yè)更加有效地應(yīng)對海外投資風(fēng)險，加快海外新技術(shù)研發(fā)的進(jìn)程，企業(yè)也能獲得更多的逆向技術(shù)溢出。