ABSTRACT

Based on the OFDI flow data of 63 host countries from 2005 to 2014 , this paper employs two-stage Heckman selection model and modified investment gravity model to analyze the feature of OFDI choice and scales from dual constraint perspectives of investment motivation of the home country and institutional quality of the host countries. The results show that China’s OFDI prefers to a host country with high political quality, high economic freedom, perfect legal system and small cultural difference. Resource-seeking OFDI prefers to a host country of good political system, market-seeking OFDI prefers to a host country of high economic freedom, and technology-seeking OFDI has the week dependence on the high institutional quality.

Keywords:Outward Foreign Direct Investment, Institutional Quality, Investment Motivation, Two-Stage Heckman Model

制度质量对中国OFDI区位选择的影响研究

—基于投资动机的视角

魏莉，贺 卫

东华大学旭日工商管理学院，上海

收稿日期：2017年6月19日；录用日期：2017年7月21日；发布日期：2017年7月24日

摘 要

本文利用2005~2014年中国对63个国家(地区)的OFDI流量数据，运用Heckman两阶段选择模型和投资引力模型，从母国投资动机和东道国制度质量的双重视角，分析中国OFDI的投资选择和投资规模的特征。结果表明：中国OFDI投资选择倾向于政治制度质量高、经济自由度高、法制完善、文化差异小的东道国。资源寻求型OFDI偏好政治制度好的东道国，市场寻求型OFDI偏好经济自由度高的东道国，技术寻求型OFDI对制度质量的依赖比较弱。

关键词 :OFDI，制度质量，投资动机，Heckman两阶段模型

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1. 引言

近年来，中国对外直接投资总量迅猛增长，“一带一路”战略为“走出去”提供了新的海外投资机遇，亚投行更将有力地推动我国对外直接投资快速地发展。对外直接投资与一国的经济发展水平紧密相关，现有的国际投资理论主要有垄断优势理论(Hymer, 1960)、国际生产折衷论(Dunning, 1977)、内部化理论(Buckley, 1976)和投资诱发要素组合理论等，这些理论为我国的对外直接投资提供了理论基础。随着制度经济学的兴起，制度因素解释发展中国家的OFDI逐渐成为热点，近年来一些学者开始把制度因素由外生变量转换为内生变量，深入研究制度因素对跨国企业OFDI战略的影响机制。

东道国的制度质量如何影响中国OFDI区位选择，至今尚未达成一致结论。本文就这一问题展开研究，研究分为两个阶段：一是利用所有国家的数据进行整体检验；二是利用Ward系统聚类按照自然资源禀赋、人均GDP、科技水平这三个指标将样本分为三类，分别对应资源寻求型动因、市场寻求型动因和技术寻求型动因，然后进行分类检验不同投资动机下制度质量对中国OFDI投资选择和投资规模的影响。研究的意义在于：(1) 分类检验构建了新的衡量国家制度质量的指标，为制度因素对中国三类动机OFDI的影响研究提供实证证据；(2) 分样本检验解决了整体检验存在的弊端，旨在为中国三类投资动因OFDI提供指导性建议。

2. 文献综述

首先从对外直接投资区位选择角度和投资动因角度分析。东道国对OFDI的影响因素众多，如东道国的资源禀赋、市场规模、汇率因素、东道国战略资产、工资因素、制度因素等 [1] 。Buckley等(2007)通过研究发现东道国市场规模是决定对外直接投资进入的重要因素，对东道国的OFDI具有显著的积极影响 [2] 。其次从制度质量对对外直接投资的影响分析。东道国制度因素对OFDI的影响至今仍未得到一致的观点。一部分研究认为制度环境差的东道国更有利于OFDI的流入，东道国制度质量与中国OFDI负相关，中国OFDI偏好制度不完善的东道国(Kolstad和Wiig，2009) [3] ；另一部分学者认为东道国好的制度对OFDI具有显著的促进作用(Asiedu, 2006)，东道国制度质量与OFDI正相关 [4] 。从国内研究来看，冀相豹(2014)采用1998~2011年中国OFDI数据研究发现，发达国家和发展中国家对中国OFDI具有差异性影响 [5] 。王海军(2012)通过研究发现：东道国的政治风险对OFDI有显著的负向影响，经济增长、经济开放程度以及政府政策等因素对OFDI也有显著作用 [6] 。王永钦、杜巨澜和王凯(2014)通过研究得出，中国对东道国的话语权与问责制和政治稳定度不敏感，而更关心政府效率、腐败控制和监管质量，并避开法律体系严格的国家 [7] 。蒋冠宏和蒋殿春(2012)认为东道国政权稳定性和监管质量影响中国OFDI是否进入，但不影响投资规模，东道国法制对中国对外直接投资规模有负面影响，东道国监管质量越好越有利于中国OFDI，东道国制度质量对中国资源寻求型OFDI有负面影响 [8] 。

3. 理论假说

基于以上理论背景，本文从政治制度、经济制度、法律制度、文化制度四个视角选取以下指标提出假说。

1、政治制度的影响。本文选取以下指标代表政治制度

(一) 腐败监管指数(Control of Corruption)。腐败提高了商业运行的不确定性，扭曲了市场激励，增加了交易成本，降低了企业运行的效率，东道国的腐败增加了我国企业的投资风险 [9] 。

假设H1a：中国OFDI倾向于腐败控制好的国家。

(二) 政治稳定指数(Political Stability)。Asiedu (2006)通过对非洲的FDI的研究发现，政治稳定和OFDI存在正向关系 [4] 。

假设H1b：中国OFDI倾向于政治稳定的东道国。

(三) 监管治理指数(Regulatory Quality)。一般认为政府监管治理品质高，提供的公共产品和服务质量、企业投资审批效率越高；健全的监管体系可以减少信息不对称性降低风险，使得未来利润的可预测性增加。

假设H1c：中国OFDI倾向于监管治理好的东道国。

(四) 民主自由度指数(Voice and Accountability)。民主政治的发展可能导致民粹主义和福利主义的崛起和蔓延、公会力量的膨胀和劳工权利保护的增强，这会阻碍外国资本的流入 [7] 。

假设H1d：民主自由度对中国OFDI投资有风险。

2、经济制度的影响。本文选取以下变量代表经济制度

(一) 商业自由化程度(Business Freedom)。政府设立复杂和繁琐的程序将不利于企业的创建和运营。东道国宽松的商业环境对OFDI有显著的正向影响，友好的商业环境对OFDI起到正向的激励作用。

假设H2a：中国OFDI偏好商业自由化程度高的东道国。

(二) 贸易自由化程度(Trade Freedom)。贸易自由度是衡量国家之间商品贸易自由便利程度的一个指标，贸易双方之间对商品流动的阻碍越少，商品越能以较低成本实现跨国转移和交易。

假设H2b：中国OFDI偏好贸易自由化程度较低的国家。

(三) 金融自由化程度(Financial Freedom)。如果东道国资本节制、金融限制，会阻碍OFDI的进入。相反，东道国金融自由有利于吸引OFDI，外商投资者能通过金融的发展提高企业的效率。

假设H2c：中国企业偏好金融市场自由化程度高的东道国。

3、法律制度的影响(Rule of Law)。东道国良好的法制环境和对私有财产的保护为中国跨国企业发挥竞争优势获取高额利润提供了制度保障。

假设H3a：中国OFDI偏好法制完善的东道国。

4、文化制度的影响(Cultural Distance)。Habib和Zurawicki (2002)也认为制度接近的国家更加熟悉彼此的交易规则，因而对OFDI有正向影响 [10] 。根据商务部的数据显示，截止2015年中国对亚洲地区的投资存量达到7689亿美元，占我国对外直接投资存量的70%，主要集中在亚裔人口较多的地区如中国香港、新加坡、印度尼西亚等；其中对香港的对外直接投资达到亚洲存量的85.4%。

假设H4a：中国OFDI与文化距离负相关。

4. 模型设定和变量、数据说明

4.1. 模型设定

中国OFDI在很多东道国是不连续的，中国OFDI大于零的样本是一个自我选择样本，这种非随机的样本筛选本身就导致了有偏估计，本文将采用Heckman两阶段选择模型来解决样本自选择问题。具体地，第一阶段为Probit投资选择模型，分析中国OFDI投资选择区位分布的影响因素；第二阶段为修正的投资规模模型，分析中国OFDI投资规模区位分布的因素。基准模型采用投资引力模型(Anderson, 1979)如下：

(1)

(2)

本文参照蒋冠宏(2012)的研究，在基准模型中加入所需研究的控制变量和核心变量后，模型如下：

(3)

(4)

方程(1)为Heckman第一阶段投资模型，方程(2)为Heckman第二阶段修正投资模型。在模型中，表示OFDI实际的投资规模，如果，则，否则。Z是影响中国OFDI的因素；X代

表了核心解释变量：政治制度、经济制度、法律制度、文化制度；表示标准正态分布的

概率分布函数，为Mills逆(Inverse Mill’s Ratio)，用来克服样本选择偏差。本文采用极大似然估计法(MLE)，检验时采用稳健标准差(Robust)获得Z值，剔除了异方差对Z值得干扰。采用Ward检验检验样本是否存在自选择问题。

4.2. 样本与变量说明

本文共选取63个国家作为样本，样本的选取注重所选国家在地理分布和经济发展水平等方面的均匀分布而且具有统一的统计口径，以便从相关网站获取各个变量指标。主要变量的描述性统计见表1。

采用ward系统聚类法，依据东道国资源禀赋、东道国人均GDP和科技水平三个指标10年的平均值进行聚类。资源寻求型OFDI对应的是资源丰富的国家，有12个国家；市场寻求型OFDI对应新型经济体和发展中国家，有28个国家；技术寻求型OFDI对应的是发达国家，有23个国家。分类方法借鉴了胡博等(2008)的文献 [11] 。

被解释变量选取了2005~2014年中国面向63个国家或地区的OFDI流量数据，数据来源于2015年度《中国对外直接投资统计公报》。

解释变量包括政治、经济，法律以及文化制度质量。政治制度质量是指一国的政治制度环境，包括政权稳定性、腐败控制、监管质量、民主自由度，取值范围为[−2.5, 2.5]，数值越高代表政治制度质量越高，以上数据来源于世界银行“全球治理指标”(WGI)。经济制度质量主要包括商业自由度、贸易自由度、金融自由度指标，取值范围为[−100, 100]，数值越高代表经济制度质量越高，以上数据来源于全球遗产基金会公布的“经济自由度指数(EFI)”。文化制度质量用权利距离、个人主义与集体主义、男性度与女性度以及不确定性规避这四个方面的指标计算出国家之间的文化距离，计算公式见方程5。

(5)

其中表示第j个国家与我国的文化距离，表示第j个国家的第i个文化维度指数，表示中国的第i个文化制度指数，表示第i个维度的指数的方差，C表示我国。文化距离的测量参照了陈丽丽等(2011)的文献 [12] 。数据来源于Hofstede文化研究中心。

其他控制变量。东道国市场规模用东道国的GDP取对数表示；东道国市场机会用东道国人均GDP取对数表示；中国市场规模用中国GDP取对数表示，以上数据均来自于世界银行的世界发展指标(WDI)。东道国资源禀赋用东道国的矿石和金属出口占该国商品出口的百分比表示，数据来源于世界银行数据库。科技水平用各个国家高科技出口占制成品出口的比重来表示，数据来源于世界银行的世界发展指标。

5. 实证检验与结果分析

5.1. 整体检验

整体检验结果：如表2所示，从模型的检验结果来看，Ln (cgdp)显著为正，说明中国经济规模的扩大有助于OFDI规模的扩张。Ln (hgdp)第一和第二阶段都显著为正，说明中国OFDI有市场寻求型动机，并倾向于流入市场规模较大的东道国。Ln (hpgdp)的系数符号和显著性不稳健，这说明东道国市场机会对中国OFDI的影响不明显。Nr和Htech在第一阶段不显著，第二阶段显著为正。通过整体检验，我们得到如下结论：中国OFDI有市场寻求、资源寻求和技术寻求动机。

表1. 主要变量的描述性统计

表2. 整体检验结果

注：以上采用Heckman两阶段选择模型，其中First、Second分别为第一、二阶段的估计结果。W为Wald显著性检验，LR为似然比检验，表中括号内为Z值，“***、**、*”分别表示“1%、5%、10%”水平上显著(下表同)。

政治制度的影响。cc在第一和第二阶段都显著为正，说明东道国的腐败控制影响中国OFDI是否进入也影响其投资规模，中国OFDI偏好于腐败控制相对较好的的国家和地区，一旦选择对这些国家进行投资，投资规模也比较大，这与本文假说一致。ps第一阶段通过了显著性检验且为正、第二阶段不显著，这表明东道国的政权稳定性是中国OFDI进入的前提。东道国的政权动荡，将会对投资者构成威胁，中国OFDI肯定会较小的进入这些国家。rq在第一阶段显著为正，第二阶段显著为负，这说明东道国的监管质量是决定中国OFDI投资选择的原因，政府提供的高质量的公共产品和服务、较高的审批效率、较少的手续对OFDI投资选择具有较大的吸引力，但是从长期来看，政府的监管质量较差不利于企业的长久发展，投资的规模就会越来越小。va在第一阶段显著为负，第二阶段不显著。

经济制度的影响。bf第一阶段不显著，第二阶段显著为正，这说明东道国的商业自由度不是吸引中国OFDI的必要条件，中国是否选择对该国家或地区投资还受到其他因素的影响，但高的商业自由化程度有利于中国OFDI扩大规模；fnf和tf在第一阶段显著为负，第二阶段显著为正，这说明金融自由度和商业自由度对中国OFDI投资选择具有负向影响，对中国OFDI的投资规模具有正向影响。这与中国OFDI特殊性有关，从客观上来讲，中国的OFDI起步比较晚，经济自由度高的国家可能早被发达国家占据。

法律制度的影响。rl对投资选择具有显著的负向影响，但对投资规模的影响为正，这说明东道国的法制法规不健全，会吸引中国OFDI的进入。我国对发达国家OFDI极易遭受潜在的法律制度风险和环保制度风险(邱立成和赵成真，2012)，发达国家严格的环保制度会减少中国OFDI进入，但是完善的法制法规有助于中国OFDI扩大规模。

文化制度的影响。cul在第一阶段显著为正，第二阶段显著为负。

5.2. 分类检验：不同投资动机下制度环境变量对OFDI的影响

针对整体检验过于笼统，故须对样本进行分类，依据东道国的人均GDP (Hpgdp)、自然资源禀赋(Nr)、高科技产品占制成品出口比例(Htech)三个指标10年的平均值，利用IBM SPSS Statistics22进行Ward系统聚类将样本分成三类，分类结果见表3。这些指标分别反映了我国企业对外直接投资的最为显著的三个动机：资源寻求型动机、市场寻求型动机、技术寻求型动机。如图1、图2和图3所示，第三类国

表3. 聚类结果

图1. 三类国家资源禀赋对比

图2. 三类国家人均GDP 对比

图3. 三类国家技术水平对比

家主要以发达国家构成；第一类和第二类国家的技术水平和人均GDP的平均值低于第三类国家，主要由发展中国家构成。

接下来考察制度质量对不同投资动机中国OFDI投资选择和投资规模的影响。具体结果见表4~表6。投资选择的结果：如表4、表5和表6所示：(1) 对于资源寻求型OFDI，从政治制度来看，cc和rq是影响OFDI最重要的因素，估计系数分别为1.449和−1.013，资源寻求型OFDI倾向于向政府清廉度高的东道国进行投资以避开政治风险；经济制度和文化距离对资源寻求型OFDI的投资选择影响不明显，这可能是因为由于在第一类国家投资的企业主要是资源寻求型的大型国有企业，其目的是保障国家能源安全；法制法规对资源寻求型OFDI有显著的负效应。(2) 对于市场寻求型OFDI来说，rq显著为正，其他政治制度变量的影响不显著；经济制度中fnf显著为负；法律制度有显著的负向效应；文化距离的影响不明显。(3) 对于技术寻求型OFDI来说，政治制度的影响不显著；经济制度中fnf的影响显著为负；法制法规显著为负；文化制度的影响不显著。

表4. 第一类国家

投资规模的结果显示：(1) 对于资源寻求型OFDI来说，cc具有显著的负向效应，ps和rq具有显著的正向效应；经济制度指标中只有fnf通过了显著性检验；法制法规没有通过显著性检验；文化距离显著为负。(2) 对于市场寻求型OFDI来说，政治制度中只有rq通过了显著性检验，且为负；经济制度都通过了显著性检验，说明自由的商业环境、金融环境和贸易环境有利于中国OFDI规模的扩张；法制法规的影响显著为负；文化距离的影响不明显。(3) 对于技术寻求型OFDI来说，政治制度中只有va通过了显著性检验，且显著为负；经济制度和法制法规的影响不明显；文化距离显著为负。

表5. 第二类国家

6. 结论

通过检验分析可以得到如下的结论：(1) 在全样本检验中，中国OFDI投资选择偏好政治制度质量好、经济自由度高、法制法规完善及文化差异小的东道国；但由于中国OFDI的“特殊性”仍有小规模的OFDI发生在制度质量差的国家和地区。(2) 在分类检验中，对于资源寻求型OFDI，企业倾向于避开政治制度风险但却容易忽略其他制度因素的负面影响；市场寻求型OFDI偏好经济自由度高，市场环境好的东道国，这有利于中国OFDI扩大市场规模；技术寻求型OFDI对制度质量的依赖比较弱。

表6. 第三类国家

因此本文提出以下建议：从企业层面来说，要明确自身的投资动机、充分了解东道国的制度风险，减少投资的盲目性，提高自身的抗风险能力，实现投资主体、投资分布的多元化。从政府层面来说，要不断推进政府体制改革进程并建立以政府为主导、企业广泛参与的风险缓解系统，完善对外直接投资的安全保障制度。从国家层面来说，借助“一带一路”倡议拓展市场，在亚投行的支持下加快投资，提高中国OFDI的国际竞争力。

文章引用

魏 莉,贺 卫. 制度质量对中国OFDI区位选择的影响研究—基于投资动机的视角
Influence of Institutional Quality on China’s OFDI—Based on the Perspective of Investment Motivation[J]. 世界经济探索, 2017, 06(03): 47-58. http://dx.doi.org/10.12677/WER.2017.63005

参考文献 (References)