東道國(guó)營(yíng)商環(huán)境如何影響中國(guó)企業(yè)對(duì)外直接投資選址

一 引 言

良好的營(yíng)商環(huán)境和高質(zhì)量的制度環(huán)境對(duì)于一國(guó)吸引外商直接投資(FDI)、促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有重要意義。近年來(lái)，世界各國(guó)為進(jìn)一步吸引FDI不斷加快營(yíng)商重大改革，推進(jìn)營(yíng)商環(huán)境的持續(xù)性改善，培養(yǎng)具有比較優(yōu)勢(shì)的營(yíng)商環(huán)境。據(jù)世界銀行《2017營(yíng)商環(huán)境報(bào)告：人人機(jī)會(huì)平等》，自2006年以來(lái)，全球范圍190個(gè)經(jīng)濟(jì)體共有2848項(xiàng)監(jiān)管改革，在2015-2016年度，全球137個(gè)經(jīng)濟(jì)體實(shí)施了283項(xiàng)商業(yè)監(jiān)管改革，比上一年度增長(zhǎng)了20%以上，企業(yè)開(kāi)辦、納稅和跨境貿(mào)易是監(jiān)管改革普遍發(fā)生的領(lǐng)域。我國(guó)政府高度重視本國(guó)營(yíng)商環(huán)境的打造，大力推進(jìn)“多證合一”等重要商事制度改革，加強(qiáng)對(duì)行政事務(wù)收費(fèi)的監(jiān)管，并推行一系列減稅新政，從多維度多層次打造良好的營(yíng)商環(huán)境。與此同時(shí)，我國(guó)對(duì)外直接投資(OFDI)保持快速發(fā)展，“走出去”已經(jīng)成為我國(guó)經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型升級(jí)和對(duì)外合作互利共贏的重要方式。然而，東道國(guó)在營(yíng)商環(huán)境上存在較大差異，部分經(jīng)濟(jì)體存在企業(yè)物權(quán)登記低效、獲得信貸困難、對(duì)投資者保護(hù)不周、納稅壁壘高、法律合同執(zhí)行力度差等問(wèn)題。我國(guó)OFDI企業(yè)對(duì)整體營(yíng)商環(huán)境惡劣的國(guó)家和地區(qū)進(jìn)行直接投資將面臨較高制度障礙和投資風(fēng)險(xiǎn)，從而阻礙我國(guó)OFDI企業(yè)對(duì)這些地區(qū)投資選址。因此，在我國(guó)政府不斷擴(kuò)大對(duì)外開(kāi)放，大力推進(jìn)企業(yè)“走出去”戰(zhàn)略的背景下，研究東道國(guó)營(yíng)商環(huán)境對(duì)OFDI企業(yè)選址的影響，不僅有利于我國(guó)把產(chǎn)業(yè)比較優(yōu)勢(shì)與東道國(guó)的營(yíng)商環(huán)境和產(chǎn)業(yè)需求相結(jié)合，減少投資風(fēng)險(xiǎn)，尋求國(guó)際產(chǎn)能合作，還對(duì)國(guó)內(nèi)營(yíng)商環(huán)境的創(chuàng)新性改善具有重要借鑒意義。

營(yíng)商環(huán)境是東道國(guó)制度環(huán)境的重要組成部分。有關(guān)中國(guó)OFDI與東道國(guó)制度環(huán)境的研究認(rèn)識(shí)到制度障礙對(duì)我國(guó)OFDI的重要影響，祁春凌和鄒超(2013)[1]、王永欽等(2014)[2]、王恕立和向姣姣(2015)[3]等的研究表明中國(guó)OFDI傾向于流入制度質(zhì)量更好的國(guó)家。蔣冠宏和蔣殿春(2012)[4]發(fā)現(xiàn)我國(guó)資源尋求型OFDI企業(yè)傾向于制度質(zhì)量差的國(guó)家。楊嬌輝等(2016)[5]認(rèn)為我國(guó)OFDI的“制度風(fēng)險(xiǎn)偏好”很大程度上是由于中國(guó) OFDI 更多地流向經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較低、自然資源更為豐富的區(qū)域。但當(dāng)前文獻(xiàn)主要關(guān)注東道國(guó)總體制度對(duì)我國(guó)OFDI的影響，較少文獻(xiàn)對(duì)東道國(guó)營(yíng)商環(huán)境如何影響中國(guó)企業(yè)OFDI進(jìn)行深入系統(tǒng)研究。事實(shí)上，東道國(guó)之間類(lèi)似的政治法律體制，可能因?qū)﹂_(kāi)辦企業(yè)、執(zhí)行合同、辦理施工許可證、保護(hù)投資者和繳納稅款等便利度的差異，形成營(yíng)商軟環(huán)境的差異，給中國(guó)企業(yè)OFDI帶來(lái)投資障礙。本文在理論分析的基礎(chǔ)上提出研究假說(shuō)，并利用中國(guó)企業(yè)OFDI微觀數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證研究，探究東道國(guó)營(yíng)商環(huán)境及其子類(lèi)指標(biāo)對(duì)于中國(guó)OFDI企業(yè)選址的具體影響。本文在以下方面區(qū)別現(xiàn)有文獻(xiàn)：第一，在控制東道國(guó)正式制度環(huán)境的前提下，考察營(yíng)商環(huán)境對(duì)中國(guó)OFDI企業(yè)選址的影響，并進(jìn)一步從辦理施工許可證便利度、投資保護(hù)者便利度、繳納稅款便利度、執(zhí)行合同便利度、辦理破產(chǎn)便利度等方面考察營(yíng)商環(huán)境子類(lèi)因素對(duì)中國(guó)OFDI企業(yè)選址的影響。第二，探究營(yíng)商環(huán)境和制度距離的互動(dòng)關(guān)系。引入中國(guó)與東道國(guó)的“非對(duì)稱(chēng)制度距離”，考察中國(guó)OFDI企業(yè)在正向和負(fù)向制度距離情況下對(duì)東道國(guó)營(yíng)商環(huán)境便利度的敏感度差異。第三，關(guān)注不同投資動(dòng)機(jī)的OFDI企業(yè)對(duì)東道國(guó)營(yíng)商環(huán)境敏感度的“異質(zhì)性偏好”。具體地，區(qū)分OFDI企業(yè)的四種投資動(dòng)機(jī)，捕捉微觀企業(yè)的個(gè)體特征對(duì)其選址的影響。第四，引入基因距離(Genetic Distance)作為工具變量來(lái)解決營(yíng)商環(huán)境的內(nèi)生性問(wèn)題。

二 文獻(xiàn)回顧與研究假說(shuō)

東道國(guó)良好的營(yíng)商環(huán)境在促進(jìn)本國(guó)投資增長(zhǎng)、外商直接投資(FDI)流入和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的積極作用。Djankov et al.(2006)[6]、董志強(qiáng)等(2012)[7]均強(qiáng)調(diào)好的商業(yè)規(guī)制與更高的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率的正向關(guān)系。Eifert(2009)[8]運(yùn)用2003-2007年世界銀行營(yíng)商環(huán)境報(bào)告(Doing Business Report)中有關(guān)商業(yè)規(guī)制改革的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證研究，發(fā)現(xiàn)監(jiān)管改革會(huì)刺激本國(guó)投資率增長(zhǎng)，且營(yíng)商環(huán)境的改善對(duì)相對(duì)貧窮但治理相對(duì)更好的國(guó)家的國(guó)內(nèi)投資具有顯著積極的作用。Ahlquist和Prakash(2010)[9]研究發(fā)現(xiàn)FDI流入和一國(guó)較低的執(zhí)行合同成本具有正相關(guān)關(guān)系。Jayasuriya(2011)[10]發(fā)現(xiàn)外商直接投資對(duì)異質(zhì)屬性國(guó)家營(yíng)商環(huán)境的敏感度可能會(huì)有所不同。Corcoran和Gillanders(2015)[11]使用世界銀行的營(yíng)商便利度排名來(lái)捕捉在一個(gè)國(guó)家經(jīng)營(yíng)企業(yè)所面臨的成本，研究發(fā)現(xiàn)一國(guó)便利的營(yíng)商環(huán)境有助于吸引FDI，但結(jié)論僅對(duì)中等收入國(guó)家顯著，對(duì)OECD國(guó)家并不顯著。Morris和Aziz(2011)[12]運(yùn)用57個(gè)撒哈拉沙漠以南的非洲(SSA)國(guó)家和亞洲國(guó)家數(shù)據(jù)，證明了FDI的流入與該國(guó)營(yíng)商環(huán)境總排名和部分子指標(biāo)排名顯著正相關(guān)。

從微觀層面來(lái)看，東道國(guó)良好的營(yíng)商環(huán)境有助于降低企業(yè)的開(kāi)辦成本，便于企業(yè)進(jìn)入和退出市場(chǎng)。Klapper et al.(2009)[13]利用100多個(gè)國(guó)家2000-2007年注冊(cè)企業(yè)數(shù)，發(fā)現(xiàn)進(jìn)入管制(以成本和行政程序的時(shí)間衡量)降低了進(jìn)入率和新建企業(yè)的數(shù)量。Bruhn(2011)[14]發(fā)現(xiàn)墨西哥簡(jiǎn)化企業(yè)進(jìn)入管制的商業(yè)登記改革使得注冊(cè)登記的企業(yè)數(shù)量增加。張龍鵬等(2016)[15]發(fā)現(xiàn)耗時(shí)長(zhǎng)、成本高的行政審批程序?qū)ζ髽I(yè)創(chuàng)業(yè)具有顯著的抑制效應(yīng)，且對(duì)工業(yè)創(chuàng)業(yè)項(xiàng)目的抑制效應(yīng)最大。Bripi(2016)[16]利用意大利行政改革前各省開(kāi)辦企業(yè)的時(shí)間和成本的具體調(diào)查數(shù)據(jù)，驗(yàn)證了開(kāi)辦企業(yè)的行政程序效率低下導(dǎo)致行政負(fù)擔(dān)增加，進(jìn)而降低了行業(yè)進(jìn)入率。

東道國(guó)良好的營(yíng)商環(huán)境還有利于企業(yè)降低經(jīng)營(yíng)成本。魏下海等(2015)[17]利用中國(guó)民營(yíng)企業(yè)調(diào)查數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)更好的營(yíng)商制度環(huán)境使得企業(yè)家的經(jīng)濟(jì)活動(dòng)時(shí)間更長(zhǎng)，用于“內(nèi)治”的時(shí)間占比會(huì)更高，而“外攘”的時(shí)間占比則降低，可以提高企業(yè)生產(chǎn)性活動(dòng)的邊際收益。較高的稅賦水平會(huì)增加OFDI企業(yè)在東道國(guó)的經(jīng)營(yíng)成本。Djankov et al.(2010)[18]通過(guò)研究調(diào)查85個(gè)國(guó)家的企業(yè)所得稅稅率數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)企業(yè)稅率對(duì)外商直接投資和企業(yè)創(chuàng)業(yè)有很大的不利影響。張龑和孫浦陽(yáng)(2016)[19]選擇營(yíng)商環(huán)境報(bào)告中的“合同執(zhí)行指標(biāo)”來(lái)衡量貿(mào)易雙方的契約環(huán)境，發(fā)現(xiàn)良好的契約環(huán)境能夠降低違約風(fēng)險(xiǎn)，促進(jìn)貿(mào)易平穩(wěn)持續(xù)發(fā)展。此外，便利有效的投資保護(hù)制度能保護(hù)投資者的財(cái)產(chǎn)安全，強(qiáng)化其在東道國(guó)的投資預(yù)期，進(jìn)而促進(jìn)OFDI企業(yè)進(jìn)入。東道國(guó)對(duì)知識(shí)產(chǎn)權(quán)的保護(hù)也會(huì)促使跨國(guó)企業(yè)選擇引進(jìn)更先進(jìn)的技術(shù)，進(jìn)而通過(guò)技術(shù)外溢促進(jìn)東道國(guó)社會(huì)福利最大化。楊全發(fā)和韓櫻(2006)[20]指出提供適度且有效的知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)政策，可增加外商直接投資的流入。Ali et al.(2010)[21]也發(fā)現(xiàn)與產(chǎn)權(quán)安全相關(guān)的制度對(duì)外商直接投資的影響最為顯著且穩(wěn)健。

相比東道國(guó)本國(guó)企業(yè)，OFDI企業(yè)對(duì)東道國(guó)的進(jìn)入管制、行政審批、稅收政策、合同執(zhí)行、投資保護(hù)等方面的政策了解和政企關(guān)系處理天然處于劣勢(shì)，在企業(yè)創(chuàng)立、布址、融資、容錯(cuò)處理等階段難免會(huì)面臨更大的生產(chǎn)和經(jīng)營(yíng)障礙，進(jìn)而帶來(lái)投資風(fēng)險(xiǎn)。東道國(guó)低質(zhì)量的營(yíng)商環(huán)境使跨國(guó)公司OFDI時(shí)面臨較高的投資成本。開(kāi)辦企業(yè)、辦理施工許可、獲得電力、登記產(chǎn)權(quán)方面的障礙和低效率將給跨國(guó)公司帶來(lái)進(jìn)入東道國(guó)的額外成本，官員的腐敗和尋租、監(jiān)管過(guò)程復(fù)雜和缺乏有效的法律保護(hù)等在企業(yè)經(jīng)營(yíng)過(guò)程中增加制度性交易成本，導(dǎo)致企業(yè)投資選址門(mén)檻水平的提高，從而抑制OFDI投資選址傾向。相反，東道國(guó)行政審批便利、稅收水平低和繳納便利、合同執(zhí)行有效、投資保護(hù)完善，可以很大程度上降低進(jìn)入成本和經(jīng)營(yíng)運(yùn)作成本，吸引更多的OFDI企業(yè)進(jìn)入。基于以上分析，本文提出假說(shuō)1。

假說(shuō)1：我國(guó)OFDI企業(yè)傾向于在整體營(yíng)商環(huán)境更好的國(guó)家和地區(qū)投資選址。

Blonigen(2005)[22]認(rèn)為東道國(guó)制度質(zhì)量影響FDI流入的機(jī)制表現(xiàn)在：良好的制度環(huán)境減少投資者資產(chǎn)被強(qiáng)制沒(méi)收(Expropriation)的風(fēng)險(xiǎn)，促使投資活動(dòng)增加；規(guī)范的市場(chǎng)運(yùn)行制度將減少投資成本，進(jìn)而吸引FDI流入；高質(zhì)量制度環(huán)境與良好基礎(chǔ)設(shè)施等公共品相聯(lián)系，將提升投資預(yù)期收益。相反，惡劣的制度環(huán)境帶來(lái)投資障礙，阻礙FDI流入。早期文獻(xiàn)(Wei，2000[23]；Globerman和Shapiro，2002[24]；Bénassy-Quéré et al., 2007[25])集中探討東道國(guó)制度質(zhì)量對(duì)FDI流入的積極影響。近年來(lái)研究重點(diǎn)逐漸轉(zhuǎn)向?qū)?guó)家間制度距離的分析。當(dāng)前，制度距離對(duì)跨國(guó)企業(yè)選址的影響主要存在三種觀點(diǎn)。一是“制度接近性”理論。Habib和Zurawicki(2002)[26]、Xu和Shenkar(2004)[27]等認(rèn)為制度距離較小的國(guó)家更加容易接納彼此的制度環(huán)境和交易規(guī)則，減少企業(yè)對(duì)外投資時(shí)所花費(fèi)的成本。Habib和Zurawicki(2002)[26]、Bénassy-Quéré et al.(2007)[25]等利用發(fā)達(dá)國(guó)家的OFDI數(shù)據(jù)進(jìn)行了驗(yàn)證。Gani(2007)[28]、杜江和宋躍剛(2014)[29]利用中國(guó)數(shù)據(jù)的研究發(fā)現(xiàn)制度距離與國(guó)內(nèi)企業(yè)OFDI存在負(fù)向關(guān)系。二是“制度風(fēng)險(xiǎn)偏好”的觀點(diǎn)。Buckley et al.(2007)[30]考察了中國(guó)投資者的選址決策行為，發(fā)現(xiàn)中國(guó)OFDI更容易投資政治風(fēng)險(xiǎn)較高的地區(qū)。Kolstad和Wiig(2012)[31]、蔣冠宏和蔣殿春(2012)[4]等的研究也表明中國(guó)投資者更傾向于在制度質(zhì)量較差的地區(qū)投資建企。三是制度距離的“非對(duì)稱(chēng)效應(yīng)”觀點(diǎn)。近期，國(guó)外文獻(xiàn)的研究重點(diǎn)已從“制度臨近性”逐漸轉(zhuǎn)向“非對(duì)稱(chēng)效應(yīng)”，認(rèn)為對(duì)于發(fā)展中國(guó)家而言，當(dāng)其OFDI企業(yè)投向制度質(zhì)量比母國(guó)好的國(guó)家時(shí)，更傾向于兩國(guó)間的制度距離越大越好；而當(dāng)OFDI企業(yè)投向制度質(zhì)量不如母國(guó)自身的國(guó)家時(shí)，更偏好兩國(guó)間的制度距離越小越好(Aleksynska和Havrylchyk，2011[32]；Hernández和Nieto，2015[33])。

楊亞平和高玥(2017)[34]研究發(fā)現(xiàn)，我國(guó)OFDI企業(yè)為規(guī)避制度風(fēng)險(xiǎn)，傾向于投向負(fù)向制度距離接近的 “一帶一路”沿線國(guó)家。OFDI企業(yè)會(huì)基于自身生產(chǎn)率及技術(shù)情況，根據(jù)其在東道國(guó)投資選址的潛在困境和投資收益作出決定，其預(yù)期收益大于經(jīng)營(yíng)成本方選擇進(jìn)入該國(guó)家。東道國(guó)與我國(guó)的制度距離差異會(huì)帶來(lái)較高的制度風(fēng)險(xiǎn)，進(jìn)而產(chǎn)生額外的成本。OFDI投資于強(qiáng)效制度國(guó)家*楊亞平和高玥(2017)[34]利用世界治理指數(shù)計(jì)算東道國(guó)制度質(zhì)量綜合指標(biāo)得分，把東道國(guó)制度質(zhì)量得分高于我國(guó)的東道國(guó)稱(chēng)為強(qiáng)效制度國(guó)家，制度質(zhì)量得分低于我國(guó)的東道國(guó)稱(chēng)為弱勢(shì)制度國(guó)家。能獲得一定的制度紅利，有助于降低投資風(fēng)險(xiǎn)，從而降低OFDI企業(yè)對(duì)東道國(guó)營(yíng)商環(huán)境的敏感度；而投資于弱勢(shì)制度國(guó)家面臨較大的制度風(fēng)險(xiǎn)，增加投資成本，提升OFDI企業(yè)對(duì)東道國(guó)營(yíng)商環(huán)境的敏感度。故當(dāng)投資于弱勢(shì)制度國(guó)家時(shí)，OFDI企業(yè)更注重東道國(guó)營(yíng)商環(huán)境的便利性。基于以上分析，本文提出假說(shuō)2。

假說(shuō)2：投向弱勢(shì)制度國(guó)家的OFDI相比投向強(qiáng)勢(shì)制度國(guó)家的OFDI，對(duì)營(yíng)商環(huán)境更加敏感。

不同投資動(dòng)機(jī)的OFDI企業(yè)在東道國(guó)投資選址時(shí)關(guān)注點(diǎn)不同，對(duì)整體營(yíng)商環(huán)境及其不同子類(lèi)成分的敏感度可能不同。在東道國(guó)差異化的營(yíng)商環(huán)境下，不同投資動(dòng)機(jī)的OFDI企業(yè)所需東道國(guó)生產(chǎn)者和消費(fèi)者的相關(guān)信息有差別，在開(kāi)辦企業(yè)、辦理施工許可、獲得電力、登記產(chǎn)權(quán)等啟動(dòng)和布址階段花費(fèi)成本的差異較大，獲得信貸、保護(hù)少數(shù)投資者、執(zhí)行合同、辦理破產(chǎn)等融資和容錯(cuò)處理階段也會(huì)存在較大成本差異。

資源開(kāi)發(fā)型OFDI的主要投資目的是獲取東道國(guó)豐富的自然資源和原材料，因此，獲得在當(dāng)?shù)氐馁Y源開(kāi)發(fā)權(quán)和施工許可權(quán)尤為重要。資源開(kāi)發(fā)型OFDI的前期工作主要為辦理施工許可證并進(jìn)行倉(cāng)儲(chǔ)和運(yùn)輸服務(wù)，因此，東道國(guó)辦理施工許可證所需的手續(xù)數(shù)量越多，花費(fèi)的時(shí)間越長(zhǎng)，耗費(fèi)的成本就越高，越不利于吸引資源開(kāi)發(fā)型OFDI前來(lái)投資選址。此外，由于一些資源開(kāi)發(fā)還涉及到國(guó)家稀缺資源的開(kāi)發(fā)和環(huán)境保護(hù)，資源開(kāi)發(fā)型OFDI也會(huì)關(guān)注當(dāng)?shù)卣虍?dāng)?shù)亻_(kāi)發(fā)商對(duì)企業(yè)開(kāi)發(fā)權(quán)利的排外程度。東道國(guó)法律對(duì)投資者及股東權(quán)利保護(hù)力度越大，越有利于資源開(kāi)發(fā)的推進(jìn)，有效降低投資風(fēng)險(xiǎn)。因此，資源開(kāi)發(fā)型OFDI偏好辦理施工許可證手續(xù)簡(jiǎn)捷和保護(hù)投資者更便利的國(guó)家。

商貿(mào)服務(wù)型OFDI主要通過(guò)在東道國(guó)設(shè)立貿(mào)易辦事處或銷(xiāo)售中心的形式采購(gòu)原料、提供進(jìn)出口服務(wù)等，并不直接生產(chǎn)產(chǎn)品。因此，商貿(mào)服務(wù)型OFDI避免了高額的沉沒(méi)成本和生產(chǎn)成本，進(jìn)出一國(guó)更為簡(jiǎn)易，但其主要業(yè)務(wù)離不開(kāi)合同的簽訂與跟進(jìn)。執(zhí)行合同耗時(shí)越久，經(jīng)歷的行政手續(xù)越多，商貿(mào)服務(wù)型OFDI的經(jīng)營(yíng)成本就越高。因此，商貿(mào)服務(wù)型OFDI對(duì)高效便利的合同執(zhí)行會(huì)更加偏好。

當(dāng)?shù)厣a(chǎn)型OFDI購(gòu)入東道國(guó)的勞動(dòng)力和生產(chǎn)材料來(lái)組織生產(chǎn)。企業(yè)的日常經(jīng)營(yíng)活動(dòng)包括購(gòu)買(mǎi)原材料、雇傭工人、生產(chǎn)、銷(xiāo)售等，這些都離不開(kāi)稅款的繳納和合同的執(zhí)行。繁冗復(fù)雜的納稅次數(shù)和程序、耗時(shí)較長(zhǎng)的納稅過(guò)程，都會(huì)顯著增加當(dāng)?shù)厣a(chǎn)型OFDI的納稅成本。較高的稅率也會(huì)壓縮企業(yè)商業(yè)利潤(rùn)的空間，降低其預(yù)期投資收益。此外，東道國(guó)低效的合同執(zhí)行也會(huì)顯著增加當(dāng)?shù)厣a(chǎn)型OFDI企業(yè)的風(fēng)險(xiǎn)成本。執(zhí)行合同所花費(fèi)的時(shí)間越長(zhǎng)，需要辦理的手續(xù)數(shù)越多，企業(yè)的經(jīng)營(yíng)成本也就越高。因此，當(dāng)?shù)厣a(chǎn)型OFDI對(duì)繳納稅率更高、合同執(zhí)行更慢的國(guó)家表現(xiàn)出明顯的規(guī)避傾向，更偏好納稅和執(zhí)行合同更為優(yōu)惠便捷的國(guó)家。

相對(duì)上述三種投資動(dòng)機(jī)的OFDI，技術(shù)研發(fā)型OFDI對(duì)勞動(dòng)力的成本并不是很看重，主要投向技術(shù)水平先進(jìn)、創(chuàng)新研發(fā)能力強(qiáng)的國(guó)家。在企業(yè)開(kāi)展自身的技術(shù)研發(fā)活動(dòng)中，法律對(duì)企業(yè)知識(shí)產(chǎn)權(quán)的保護(hù)以及對(duì)股東權(quán)利強(qiáng)有力的保護(hù)，可以提高股東訴訟便利化程度，有效降低投資風(fēng)險(xiǎn)，減少因產(chǎn)權(quán)糾紛、當(dāng)?shù)仄髽I(yè)欺壓排外等帶來(lái)的投資損失。因此，技術(shù)研發(fā)型OFDI更偏好投資者資產(chǎn)保護(hù)法律完善和知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)制度嚴(yán)格的國(guó)家。基于以上分析，本文提出假說(shuō)3。

假說(shuō)3：我國(guó)不同投資動(dòng)機(jī)OFDI企業(yè)選址表現(xiàn)出對(duì)營(yíng)商環(huán)境不同子類(lèi)指標(biāo)的“異質(zhì)性偏好”。資源開(kāi)發(fā)型OFDI偏好辦理施工許可證和保護(hù)投資者的便利度；商貿(mào)服務(wù)型OFDI偏好執(zhí)行合同的便利度；當(dāng)?shù)厣a(chǎn)型OFDI偏好繳納稅款和執(zhí)行合同的便利度；技術(shù)研發(fā)型OFDI 偏好投資者保護(hù)便利度。

三 研究設(shè)計(jì)

(一)數(shù)據(jù)說(shuō)明

本文以我國(guó)商務(wù)部《境外投資企業(yè)(機(jī)構(gòu))名錄》(簡(jiǎn)稱(chēng)《名錄》)中2003-2015年中國(guó)在境外設(shè)立的4萬(wàn)多家OFDI企業(yè)為基礎(chǔ)，觀察這些企業(yè)投資選址的國(guó)家(地區(qū))，并根據(jù)《名錄》中中國(guó)OFDI企業(yè)的經(jīng)營(yíng)范圍，將OFDI企業(yè)按照國(guó)際上的四種投資動(dòng)機(jī)進(jìn)行劃分，分別為資源開(kāi)發(fā)型、生產(chǎn)銷(xiāo)售型、商貿(mào)服務(wù)型和技術(shù)研發(fā)型，統(tǒng)計(jì)在投資東道國(guó)每年新建的不同投資動(dòng)機(jī)企業(yè)的個(gè)數(shù)。此外，本文從世界銀行營(yíng)商環(huán)境項(xiàng)目(Doing Business Project)中190個(gè)經(jīng)濟(jì)體的營(yíng)商環(huán)境數(shù)據(jù)出發(fā)，剔除了14個(gè)只列示名稱(chēng)、未統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)或者已解體的國(guó)家和地區(qū)*剔除了營(yíng)商環(huán)境項(xiàng)目中未統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)的國(guó)家和地區(qū)，包括英屬維爾京群島、開(kāi)曼群島、百慕大群島、馬約特島、荷屬安的列斯群島、摩納哥、索馬里、古巴、新喀里多尼亞、波多黎各、朝鮮、中國(guó)臺(tái)灣、澳門(mén)；塞爾維亞和黑山組成的塞黑聯(lián)邦已于2006年解體。，并控制了這些經(jīng)濟(jì)體的一些特征變量。控制變量數(shù)據(jù)主要來(lái)源于世界銀行的世界發(fā)展指標(biāo)數(shù)據(jù)庫(kù)(World Development Indicators, WDI)和世界銀行的 “全球治理指數(shù)”(Worldwide Governance Indicators，WGI)數(shù)據(jù)庫(kù)等。本文采用176個(gè)經(jīng)濟(jì)體2003-2015年的非平衡面板數(shù)據(jù)，深入探究了異質(zhì)性投資動(dòng)機(jī)下東道國(guó)營(yíng)商環(huán)境總指標(biāo)及其子類(lèi)指標(biāo)對(duì)OFDI企業(yè)選址的影響。

(二)變量定義

1.因變量

因變量為中國(guó)OFDI企業(yè)的對(duì)外直接投資建企決策，使用中國(guó)每年在全球各個(gè)地區(qū)建立的OFDI企業(yè)量來(lái)說(shuō)明。

2.自變量

營(yíng)商環(huán)境便利度(dtf)。Djankov et al.(2010)[18]檢驗(yàn)了世界銀行的營(yíng)商環(huán)境便利度指標(biāo)(The Ease of Doing Business Index, EDBI)中代表一國(guó)營(yíng)商環(huán)境的指標(biāo)符合外商投資的理論基礎(chǔ)。Alves和Oliveira(2012)[35]運(yùn)用因子分析法和克朗巴哈系數(shù)法同樣驗(yàn)證了世界銀行的營(yíng)商環(huán)境便利度指標(biāo)對(duì)營(yíng)商環(huán)境具有一定的解釋效力。以往的學(xué)者大多使用世界銀行營(yíng)商環(huán)境報(bào)告(Doing Business Report)中經(jīng)濟(jì)體的營(yíng)商便利度排名考察營(yíng)商環(huán)境對(duì)外商直接投資及企業(yè)建立的影響。但由于營(yíng)商便利度排名只能顯示相對(duì)于其他經(jīng)濟(jì)體，每個(gè)經(jīng)濟(jì)體營(yíng)商環(huán)境發(fā)生的相對(duì)排名變化，當(dāng)跨年度比較時(shí)，就無(wú)法準(zhǔn)確判斷每個(gè)經(jīng)濟(jì)體的營(yíng)商環(huán)境是否真正變得更好。故本文采用各經(jīng)濟(jì)體營(yíng)商便利度排名的基準(zhǔn)——營(yíng)商環(huán)境便利度得分*營(yíng)商環(huán)境項(xiàng)目不僅提供了全球190個(gè)經(jīng)濟(jì)體的營(yíng)商便利度排名，還提供了營(yíng)商便利度排名的基準(zhǔn)——計(jì)算后的距離前沿分?jǐn)?shù)(Distance to Frontier，簡(jiǎn)稱(chēng)DTF)，即營(yíng)商環(huán)境便利度得分。DTF主要計(jì)算公式為(最差-Y)/(最差-前沿)，與前沿的營(yíng)商距離分?jǐn)?shù)衡量了每個(gè)經(jīng)濟(jì)體的營(yíng)商績(jī)效與最佳實(shí)踐績(jī)效之間的差距，取值范圍為0至100，其中0代表最差表現(xiàn)，100代表最佳績(jī)效，得分越高，代表營(yíng)商環(huán)境越好越便利，最佳績(jī)效是自2005年以來(lái)營(yíng)商環(huán)境項(xiàng)目中所有經(jīng)濟(jì)體的每個(gè)指標(biāo)所觀測(cè)到的最佳實(shí)踐表現(xiàn)。來(lái)衡量經(jīng)濟(jì)體的營(yíng)商環(huán)境整體情況，并采用其五個(gè)子類(lèi)指標(biāo)考察營(yíng)商環(huán)境的具體分類(lèi)，分別為辦理施工許可證便利度(construct)、保護(hù)投資者便利度(protect)、繳納稅款便利度(tax)、執(zhí)行合同便利度(contract)和辦理破產(chǎn)便利度(insolvency)，涉及企業(yè)的許可建立、布址、運(yùn)作經(jīng)營(yíng)以及破產(chǎn)處理等生命周期的重要階段。當(dāng)跨年度比較時(shí)，營(yíng)商便利度得分可以顯示每個(gè)經(jīng)濟(jì)體營(yíng)商環(huán)境隨著時(shí)間推移發(fā)生的絕對(duì)變化有多少，故本文選擇用營(yíng)商便利度得分來(lái)衡量每個(gè)經(jīng)濟(jì)體的營(yíng)商環(huán)境情況。

3.控制變量

(1)制度距離(dist_insti)。OFDI企業(yè)進(jìn)行選址決策時(shí)會(huì)同時(shí)考慮東道國(guó)的制度質(zhì)量水平(Habib和Zurawicki，2002[26]；Bénassy-Quéré et al.，2007[25])。世界銀行的“全球治理指數(shù)”(WGI)*WGI 指數(shù)包括腐敗控制(Control of Corruption)、政府效率(Government Effectiveness)、政治穩(wěn)定(Political Stability)、監(jiān)管質(zhì)量(Regulatory Quality)、法律規(guī)則(Rule of Law)和話語(yǔ)權(quán)與問(wèn)責(zé)(Voice and Accountability)六個(gè)指標(biāo)。被用來(lái)衡量各個(gè)國(guó)家的制度質(zhì)量，得到學(xué)者們的廣泛使用。相比較，營(yíng)商項(xiàng)目數(shù)據(jù)庫(kù)(Doing Business Project)更多地反映國(guó)家間在吸引投資者方面的政策、規(guī)制和法律實(shí)施方面的差異，形成國(guó)家間投資的制度和政策“軟環(huán)境”差異。楊亞平和高玥(2017)[34]研究發(fā)現(xiàn)，中國(guó)OFDI企業(yè)選址具有“非對(duì)稱(chēng)性效應(yīng)”，其投資建企選址決策不僅受投資國(guó)與東道國(guó)之間制度距離的正負(fù)方向影響，還受該差異的絕對(duì)幅度影響。因此，本文在回歸分析里放入制度距離作為一個(gè)控制變量，參照楊亞平和高玥(2017)[34]的做法，利用東道國(guó)與我國(guó)制度質(zhì)量得分的差的絕對(duì)值來(lái)代表制度距離；且當(dāng)差值大于零時(shí)稱(chēng)為正向制度距離，差值小于零時(shí)稱(chēng)為負(fù)向制度距離。

(2)和國(guó)際直接投資引力模型有關(guān)的控制變量。根據(jù)以往學(xué)者探索出的國(guó)際直接投資引力模型，本文在回歸中加入以下基本控制變量：東道國(guó)的市場(chǎng)規(guī)模(lngdp)，中國(guó)的經(jīng)濟(jì)規(guī)模(lncgdp)，中國(guó)與東道國(guó)之間的地理距離(lndistwces)和是否為相鄰國(guó)家(contig)。本文采用國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)來(lái)衡量市場(chǎng)規(guī)模和經(jīng)濟(jì)規(guī)模，且使用2010年美元價(jià)格作為不變價(jià)。各國(guó)的GDP數(shù)據(jù)來(lái)源于世界銀行世界發(fā)展指標(biāo)數(shù)據(jù)庫(kù)(WDI)，將GDP取對(duì)數(shù)后放入回歸分析中。地理距離依照楊連星等(2016)[36]使用的東道國(guó)主要人口聚集地加權(quán)后的地理位置到我國(guó)主要人口聚集地加權(quán)后的地理位置的雙邊距離來(lái)表示，單位為公里，取對(duì)數(shù)加入模型。東道國(guó)到我國(guó)人口加權(quán)后的雙邊距離和是否為相鄰國(guó)家數(shù)據(jù)均來(lái)源于 CEPII GeoDist數(shù)據(jù)庫(kù)。

(3)其它基本控制變量。第一，東道國(guó)工資水平(lnpgdp)。勞動(dòng)力成本是OFDI企業(yè)海外投資建企的一個(gè)重要考慮因素，本文采用東道國(guó)的工資水平來(lái)衡量雇傭的勞動(dòng)力成本，具體數(shù)據(jù)來(lái)源于WDI的人均GDP指標(biāo)。第二，我國(guó)對(duì)東道國(guó)的出口(lnex)。張先鋒等(2016)[37]發(fā)現(xiàn)中國(guó)對(duì)一國(guó)的出口額可以有效促進(jìn)中國(guó)OFDI企業(yè)投向該國(guó)的FDI流量。考慮到OFDI企業(yè)的投資選址決策主要受上一期出口額的影響，本文最終采用中國(guó)對(duì)各個(gè)東道國(guó)歷年出口額滯后一期的對(duì)數(shù)(lnex1)作為控制變量，數(shù)據(jù)來(lái)源于2002-2014年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》。第三，東道國(guó)資源稟賦(resource)。利用各個(gè)國(guó)家和地區(qū)歷年的礦石、金屬和燃料出口之和占GDP的總比重作為替代變量。數(shù)據(jù)來(lái)自世界發(fā)展指標(biāo)數(shù)據(jù)庫(kù)(WDI)。第四，東道國(guó)技術(shù)水平(highex)。本文采用高技術(shù)產(chǎn)品的出口額占GDP中的比重作為替代變量。數(shù)據(jù)來(lái)自世界發(fā)展指標(biāo)數(shù)據(jù)庫(kù)(WDI)。第五，東道國(guó)實(shí)際利率(rate)。東道國(guó)較高的利率水平降低跨國(guó)公司未來(lái)利潤(rùn)現(xiàn)值與當(dāng)期投資成本的比率，生產(chǎn)成本和未來(lái)收入的不確定性增加，對(duì)外商直接投資具有抑制作用。因此本文加入東道國(guó)利率作為控制變量。數(shù)據(jù)同樣來(lái)自世界發(fā)展指標(biāo)數(shù)據(jù)庫(kù)(WDI)。

為了控制時(shí)間維度即年份層面產(chǎn)生的差異化影響，本文在回歸模型中加入了時(shí)間虛擬變量(yr_dum)。

變量的描述性統(tǒng)計(jì)見(jiàn)表1。

表1 變量的描述性統(tǒng)計(jì)

(續(xù)上表)

(三)模型構(gòu)建和回歸方法

根據(jù)以上理論假設(shè)，本文構(gòu)建基本模型，如式(1)所示：

numberit=exp(αi+β1dtfit+β2dist_instiit+β3Xit+εit)

(1)

其中i和t分別代表個(gè)體和年度。被解釋變量numberit代表我國(guó)OFDI企業(yè)在東道國(guó)建立企業(yè)數(shù)；αi為常數(shù)項(xiàng)；dtfit代表東道國(guó)營(yíng)商環(huán)境便利度；dist_instiit代表各東道國(guó)與我國(guó)的制度距離；Xit為其他控制變量，εit為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

由于本文的被解釋變量為我國(guó)OFDI企業(yè)2003-2015年歷年在各國(guó)建立的企業(yè)數(shù)，是一個(gè)非負(fù)整數(shù)的離散變量，這種情況下通常假定事件發(fā)生的概率符合泊松分布。記被解釋變量OFDI建立企業(yè)數(shù)numberit的概率密度函數(shù)如式(2)所示：

P(Yit=numberit|xit)= exp(-λit)[λit]numberit! ，numberit=0， 1， 2， …

(2)

其中λit為“泊松到達(dá)率”，表示第t年在第i個(gè)國(guó)家建立企業(yè)數(shù)的均值。但泊松回歸假設(shè)分布的期望和方差相等，被稱(chēng)為“均等分散”(Equidispersion)，實(shí)際數(shù)據(jù)往往難以滿足這個(gè)條件。傳統(tǒng)上被認(rèn)為是計(jì)數(shù)模型基礎(chǔ)的泊松回歸模型，事實(shí)上是負(fù)二項(xiàng)回歸模型的特例，它假設(shè)過(guò)度分散參數(shù)的值為0。經(jīng)過(guò)計(jì)算，本文建立OFDI企業(yè)數(shù)(number)的方差約為13346.45，而期望值只有17.37，樣本方差遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于期望，存在“過(guò)度分散”(Overdispersion)。因此本文回歸模型依舊采用泊松回歸并不合適，會(huì)帶來(lái)非常大的誤差。所以最終采用負(fù)二項(xiàng)回歸模型，即在條件期望函數(shù)的表達(dá)式中加入一項(xiàng)個(gè)體的異質(zhì)性，如式(3)所示：

λit=exp(βixit+μit)

(3)

其中μit為不可觀測(cè)部分或沒(méi)有觀測(cè)到的個(gè)體效應(yīng)。記vit=exp(μit)，假設(shè)vit服從Gamma(1/δ,δ)分布，其中δ>0。由數(shù)理統(tǒng)計(jì)知識(shí)可知，其期望為1，方差為δ。此時(shí)numberit服從負(fù)二項(xiàng)分布(The Negative Binomial Distribution)，如式(4)所示：

P(Yit=yit|xit)=∫∞0exp(-λit)[λit]yityit!g(vit)dvit

(4)

其期望和方差分別為E(Yit|xit)=λit和Var(Yit|xit)=λit(1+δλit)。由期望和方差公式可知，在負(fù)二項(xiàng)回歸中，只有當(dāng)δ趨近于零時(shí)，負(fù)二項(xiàng)分布模型才收斂于泊松分布模型，故泊松回歸實(shí)際上是負(fù)二項(xiàng)回歸的特例。由于考慮到了現(xiàn)實(shí)情況中無(wú)法觀測(cè)的部分以及異質(zhì)效應(yīng)的存在，一般公認(rèn)負(fù)二項(xiàng)回歸比泊松回歸更有效率，所以本文采用負(fù)二項(xiàng)回歸模型。

四 實(shí)證結(jié)果

(一)基本回歸結(jié)果分析

表2的回歸(1)～(6)分別使用零膨脹負(fù)二項(xiàng)回歸(ZINB)模型和標(biāo)準(zhǔn)負(fù)二項(xiàng)回歸(NB)模型進(jìn)行計(jì)量分析。其中，回歸(1)和回歸(2)為對(duì)全部樣本不分制度距離的計(jì)量結(jié)果。回歸(3)和回歸(4)為對(duì)正向制度距離子樣本的回歸結(jié)果。回歸(5)和回歸(6)為對(duì)負(fù)向制度距離子樣本的回歸結(jié)果。零膨脹負(fù)二項(xiàng)回歸(1)、(3)、(5)中LR檢驗(yàn)結(jié)果均顯示過(guò)度分散參數(shù)alpha顯著，此時(shí)采用泊松模型進(jìn)行回歸分析的誤差增大，應(yīng)使用負(fù)二項(xiàng)回歸模型；標(biāo)準(zhǔn)負(fù)二項(xiàng)回歸(2)、(4)、(6)也顯示alpha值處于Stata輸出的alpha95%的置信區(qū)間內(nèi)，表明存在過(guò)度分散，同樣應(yīng)拒絕泊松回歸，選擇負(fù)二項(xiàng)回歸。此外，由于回歸(1)中Vuong統(tǒng)計(jì)量?jī)H為-0.19，回歸(3)中Vuong統(tǒng)計(jì)量?jī)H為0.04，回歸(5)中Vuong統(tǒng)計(jì)量?jī)H為-0.16，可知p值均不顯著，故拒絕零膨脹負(fù)二項(xiàng)回歸模型，采用標(biāo)準(zhǔn)負(fù)二項(xiàng)回歸模型。由于本文的樣本數(shù)據(jù)為長(zhǎng)樣本數(shù)據(jù)，為了能在一定程度上糾正異方差和自相關(guān)等問(wèn)題，本文使用加入了聚類(lèi)穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤的標(biāo)準(zhǔn)負(fù)二項(xiàng)回歸模型進(jìn)行計(jì)量分析。以下內(nèi)容主要解釋采用標(biāo)準(zhǔn)負(fù)二項(xiàng)回歸模型(NB)的結(jié)果。

由表2回歸(2)可以看出，當(dāng)不區(qū)分制度距離方向進(jìn)行全樣本負(fù)二項(xiàng)回歸時(shí)，發(fā)現(xiàn)對(duì)于所有OFDI企業(yè)而言，回歸(2)營(yíng)商環(huán)境便利度(dtfit)的系數(shù)顯著為正，說(shuō)明我國(guó)OFDI企業(yè)整體傾向于在營(yíng)商環(huán)境更便利的國(guó)家和地區(qū)投資選址。這驗(yàn)證了假說(shuō)1。回歸(4)營(yíng)商環(huán)境便利度(dtfit)系數(shù)不顯著，而回歸(6)營(yíng)商環(huán)境便利度(dtfit)系數(shù)顯著為正且回歸系數(shù)變大，說(shuō)明當(dāng)投資于制度質(zhì)量比我國(guó)更好的國(guó)家時(shí)，該國(guó)營(yíng)商環(huán)境便利度對(duì)我國(guó)OFDI企業(yè)投資選址無(wú)顯著影響。而當(dāng)投資于制度質(zhì)量比我國(guó)差的國(guó)家時(shí)，該國(guó)便利的營(yíng)商環(huán)境對(duì)我國(guó)OFDI企業(yè)投資選址具有顯著的吸引作用。這驗(yàn)證了假說(shuō)2。究其原因，一國(guó)便利的營(yíng)商環(huán)境可以很大程度上降低進(jìn)入成本和經(jīng)營(yíng)運(yùn)作成本，進(jìn)而降低投資風(fēng)險(xiǎn)，增加投資收益預(yù)期，從而吸引更多的OFDI企業(yè)選擇進(jìn)入。而當(dāng)投向制度質(zhì)量比我國(guó)好的國(guó)家時(shí)，東道國(guó)良好制度環(huán)境帶來(lái)的制度紅利抵消了部分制度風(fēng)險(xiǎn)成本，降低了OFDI企業(yè)對(duì)東道國(guó)營(yíng)商環(huán)境的敏感度，故此時(shí)OFDI企業(yè)對(duì)東道國(guó)營(yíng)商環(huán)境便利度不敏感；反之，東道國(guó)惡劣的制度環(huán)境增加了制度風(fēng)險(xiǎn)成本，使得OFDI企業(yè)對(duì)東道國(guó)營(yíng)商環(huán)境更敏感。

在控制變量方面，聚類(lèi)穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤負(fù)二項(xiàng)回歸(2)、(4)、(6)的結(jié)果顯示，中國(guó)與東道國(guó)的制度距離(dist_insti)系數(shù)均為負(fù)，雖然負(fù)向制度距離國(guó)家的系數(shù)不顯著。表明我國(guó)更傾向于投資與本國(guó)制度更為相近的國(guó)家和地區(qū)，這與Habib和Zurawicki(2002)[26]、Bénassy-Quéré et al.(2007)[25]的研究結(jié)論相同。東道國(guó)市場(chǎng)規(guī)模(lngdp)對(duì)中國(guó)OFDI企業(yè)建企具有顯著為正的吸引作用，說(shuō)明我國(guó)OFDI企業(yè)偏好市場(chǎng)規(guī)模更大的經(jīng)濟(jì)體，這與理論預(yù)期相符，東道國(guó)更大的經(jīng)濟(jì)規(guī)模表明了更大的市場(chǎng)需求，有助于吸引OFDI企業(yè)建立。我國(guó)經(jīng)濟(jì)規(guī)模(lncgdp)對(duì)我國(guó)OFDI企業(yè)海外投資選址均具有積極的影響。東道國(guó)工資水平(lnpgdp)的系數(shù)均顯著為負(fù)，表明我國(guó)OFDI企業(yè)傾向于在勞動(dòng)力成本更為低廉的國(guó)家和地區(qū)投資選址。我國(guó)對(duì)東道國(guó)出口的滯后一期(lnex1)系數(shù)均顯著為正，表明存在出口帶動(dòng)OFDI的促進(jìn)效應(yīng)，驗(yàn)證了張先鋒等(2016)[37]關(guān)于我國(guó)對(duì)東道國(guó)的出口能有效促進(jìn)企業(yè)對(duì)該地區(qū)的OFDI這一觀點(diǎn)。自然資源(resource)的系數(shù)顯著為正，說(shuō)明全球投資戰(zhàn)略下我國(guó)OFDI企業(yè)獲取資源的投資動(dòng)機(jī)較為顯著。東道國(guó)技術(shù)水平(highex)系數(shù)顯著為正，表明東道國(guó)的技術(shù)水平是我國(guó)OFDI企業(yè)投資選址時(shí)考慮的重要因素。東道國(guó)實(shí)際利率(rate)的系數(shù)均顯著為正，說(shuō)明東道國(guó)較高的利率對(duì)我國(guó)OFDI企業(yè)投資選址具有吸引作用，實(shí)際利率增加時(shí)，資本的投資報(bào)酬率增加，吸引熱錢(qián)大量流入，顯著增加了外商直接投資。與東道國(guó)的地理距離(lndistwces)的系數(shù)均顯著為負(fù)，說(shuō)明我國(guó)OFDI企業(yè)傾向于選擇地理距離更為相近的國(guó)家和地區(qū)投資選址，地理距離仍然是阻礙我國(guó)OFDI企業(yè)對(duì)各東道國(guó)投資的重要影響因素之一。是否為相鄰國(guó)家(contig)這一虛擬變量的系數(shù)均顯著為正，符合理論預(yù)期，相比其他國(guó)家，與我國(guó)相鄰的國(guó)家更容易吸引我國(guó)OFDI企業(yè)進(jìn)行投資。

表2 基本回歸結(jié)果

(續(xù)上表)

注：括號(hào)內(nèi)數(shù)值為標(biāo)準(zhǔn)誤聚合到國(guó)家層面的聚類(lèi)穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤，*、**和***分別表示在10%、5%和1%的顯著性水平上統(tǒng)計(jì)顯著。各回歸的alpha值均處于95%置信區(qū)間內(nèi)，在5%水平拒絕過(guò)度分散參數(shù)“alpha=0”的原假設(shè)，應(yīng)使用負(fù)二項(xiàng)回歸。

(二)區(qū)分投資動(dòng)機(jī)的檢驗(yàn)

考察不同投資動(dòng)機(jī)OFDI企業(yè)對(duì)營(yíng)商環(huán)境整體指標(biāo)及子類(lèi)指標(biāo)的“異質(zhì)性偏好”的負(fù)二項(xiàng)回歸檢驗(yàn)結(jié)果分別見(jiàn)表3和表4。

對(duì)不同投資動(dòng)機(jī)下?tīng)I(yíng)商環(huán)境便利度整體情況的檢驗(yàn)結(jié)果如表3所示。資源開(kāi)發(fā)型OFDI、當(dāng)?shù)厣a(chǎn)型OFDI和技術(shù)研發(fā)型OFDI的營(yíng)商環(huán)境便利度系數(shù)與全樣本相同，均顯著為正，表明資源開(kāi)發(fā)型OFDI、當(dāng)?shù)厣a(chǎn)型OFDI和技術(shù)研發(fā)型OFDI的投資選址表現(xiàn)出偏好更好的整體營(yíng)商環(huán)境。而商貿(mào)服務(wù)型OFDI的營(yíng)商環(huán)境便利度系數(shù)雖然為正，但并不顯著。可能的原因是對(duì)營(yíng)商環(huán)境整體指標(biāo)的檢驗(yàn)難以區(qū)分異質(zhì)性投資動(dòng)機(jī)的影響，需要進(jìn)一步考察子類(lèi)指標(biāo)。制度距離在四種投資動(dòng)機(jī)下均顯著為負(fù)，表明我國(guó)異質(zhì)性投資動(dòng)機(jī)的OFDI企業(yè)均偏好制度距離相近的國(guó)家。

在控制變量方面，東道國(guó)與我國(guó)經(jīng)濟(jì)規(guī)模系數(shù)、對(duì)東道國(guó)出口的滯后一期仍顯著為正。與回歸(1)～(3)不同，在回歸(4)中，東道國(guó)工資水平系數(shù)由顯著為負(fù)變?yōu)椴伙@著。這表明相對(duì)資源開(kāi)發(fā)型OFDI、商貿(mào)服務(wù)型OFDI和當(dāng)?shù)厣a(chǎn)型OFDI偏好勞動(dòng)力資本更為低廉的國(guó)家，技術(shù)研發(fā)型OFDI并不看重東道國(guó)勞動(dòng)力成本，主要看重東道國(guó)的先進(jìn)技術(shù)水平和創(chuàng)新研發(fā)能力。此外，商貿(mào)服務(wù)型OFDI、當(dāng)?shù)厣a(chǎn)型OFDI和技術(shù)研發(fā)型OFDI與東道國(guó)的地理距離系數(shù)顯著為負(fù)，而資源開(kāi)發(fā)型OFDI的地理距離系數(shù)不顯著，表明商貿(mào)服務(wù)型OFDI、當(dāng)?shù)厣a(chǎn)型OFDI和技術(shù)研發(fā)型OFDI偏好投資于與母國(guó)地理距離相近的國(guó)家，而資源開(kāi)發(fā)型OFDI更看重東道國(guó)的資源稟賦情況。

表3 四種投資動(dòng)機(jī)的OFDI對(duì)整體營(yíng)商環(huán)境的檢驗(yàn)

(續(xù)上表)

注：括號(hào)內(nèi)數(shù)值為標(biāo)準(zhǔn)誤聚合到國(guó)家層面的聚類(lèi)穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤，*、**和***分別表示在10%、5%和1%的顯著性水平上統(tǒng)計(jì)顯著。

不同投資動(dòng)機(jī)下?tīng)I(yíng)商環(huán)境五個(gè)子類(lèi)指標(biāo)的檢驗(yàn)結(jié)果如表4所示。在表4回歸(1)中，資源開(kāi)發(fā)型OFDI對(duì)辦理施工許可證便利度(construct)更加敏感，并且該系數(shù)(0.030)顯著大于其他三種投資動(dòng)機(jī)OFDI的系數(shù)。究其原因，資源開(kāi)發(fā)型OFDI的主要投資目的為獲取東道國(guó)豐富的自然資源和原材料，開(kāi)采東道國(guó)當(dāng)?shù)刭Y源的前期工作主要就是辦理施工許可證并進(jìn)行倉(cāng)儲(chǔ)和運(yùn)輸服務(wù)。因此資源開(kāi)發(fā)型OFDI偏好辦理施工許可證手續(xù)簡(jiǎn)捷和成本更少的國(guó)家。此外，資源開(kāi)發(fā)型OFDI也偏好選擇保護(hù)投資者便利度(protect)和執(zhí)行合同便利度(contract)更好的國(guó)家進(jìn)行投資。

對(duì)商貿(mào)服務(wù)型OFDI樣本的檢驗(yàn)結(jié)果顯示(回歸(2))，辦理施工許可證、保護(hù)投資者和執(zhí)行合同的系數(shù)均顯著為正。表明商貿(mào)服務(wù)型OFDI對(duì)與投資者相關(guān)的法律規(guī)定、較長(zhǎng)的合同執(zhí)行時(shí)間以及證件辦理時(shí)間所帶來(lái)的風(fēng)險(xiǎn)成本更加敏感，更傾向于選擇在法律制度公平完善、執(zhí)行合同簡(jiǎn)捷便利和辦理證件快速高效的國(guó)家選址建企。究其原因，相對(duì)于其他三類(lèi)投資動(dòng)機(jī)OFDI而言，商貿(mào)服務(wù)型OFDI主要是通過(guò)提供服務(wù)促進(jìn)出口的形式開(kāi)展海外投資業(yè)務(wù)，在一定程度上避免了高額的固定成本和沉沒(méi)成本，但其工作業(yè)務(wù)離不開(kāi)合同的簽訂與跟進(jìn)。且由于成本較低，相對(duì)來(lái)說(shuō)進(jìn)出一國(guó)更為簡(jiǎn)易頻繁，因此更傾向于選擇執(zhí)行合同更為高效簡(jiǎn)捷的國(guó)家。

對(duì)當(dāng)?shù)厣a(chǎn)型OFDI樣本的檢驗(yàn)結(jié)果顯示(回歸(3))，辦理施工許可證、保護(hù)投資者、繳納稅款(tax)和執(zhí)行合同的便利度系數(shù)均顯著為正，且繳納稅款便利度系數(shù)(0.008)和執(zhí)行合同便利度系數(shù)(0.021)均顯著大于其他三類(lèi)投資動(dòng)機(jī)OFDI該指標(biāo)的系數(shù)。這說(shuō)明當(dāng)?shù)厣a(chǎn)型OFDI對(duì)東道國(guó)較高的稅收水平、較長(zhǎng)的合同執(zhí)行時(shí)間所帶來(lái)的風(fēng)險(xiǎn)成本更加敏感，更傾向于選擇在納稅和執(zhí)行合同更為優(yōu)惠便捷的國(guó)家選址建企。究其原因，相對(duì)于其他三類(lèi)投資動(dòng)機(jī)OFDI而言，當(dāng)?shù)厣a(chǎn)型OFDI具有更高的生產(chǎn)成本和沉沒(méi)成本，因此對(duì)營(yíng)商環(huán)境的各個(gè)子類(lèi)指標(biāo)都有很強(qiáng)的依賴和偏好。且其日常生產(chǎn)性活動(dòng)與向當(dāng)?shù)乩U納稅款緊密相連，在當(dāng)?shù)刭?gòu)買(mǎi)原材料、雇傭工人、加工制造、銷(xiāo)售等一系列活動(dòng)均離不開(kāi)合同的執(zhí)行，所以選址傾向于稅收政策更為寬松、合同執(zhí)行更為便捷的國(guó)家。

對(duì)技術(shù)研發(fā)型OFDI樣本的檢驗(yàn)結(jié)果顯示(回歸(4))，辦理施工許可證便利度和保護(hù)投資者便利度系數(shù)均顯著為正，而其他三個(gè)子類(lèi)指標(biāo)系數(shù)并不顯著。技術(shù)研發(fā)型OFDI對(duì)保護(hù)投資者便利度更加敏感，究其原因，主要是由于投資者保護(hù)涵蓋了有關(guān)技術(shù)產(chǎn)權(quán)披露、股東訴訟的法律規(guī)則。相對(duì)于其他三類(lèi)投資動(dòng)機(jī)OFDI企業(yè)而言，技術(shù)研發(fā)型OFDI十分注重對(duì)自身知識(shí)技術(shù)產(chǎn)權(quán)的保護(hù)力度，以及出現(xiàn)爭(zhēng)端時(shí)當(dāng)?shù)胤蓪?duì)股東訴訟的公平性和權(quán)利保護(hù)，因此更傾向于選擇在投資者保護(hù)法律更為完善的國(guó)家選址建企。

各控制變量的回歸結(jié)果與表2基本一致。東道國(guó)與我國(guó)經(jīng)濟(jì)規(guī)模系數(shù)、對(duì)東道國(guó)出口的滯后一期仍顯著為正。與回歸(1)、(2)、(3)不同，回歸(4)中東道國(guó)工資水平系數(shù)依然由顯著為負(fù)變?yōu)椴伙@著。更加驗(yàn)證了相對(duì)其他三種投資動(dòng)機(jī)OFDI，技術(shù)研發(fā)型OFDI對(duì)勞動(dòng)力的成本并不看重這一結(jié)論。此外，資源開(kāi)發(fā)型OFDI的地理距離系數(shù)同樣不顯著為負(fù)。

綜合表3和表4的回歸結(jié)果，投資動(dòng)機(jī)不同，OFDI企業(yè)對(duì)便利的營(yíng)商環(huán)境所包含各方面的敏感度不同，對(duì)五個(gè)子類(lèi)指標(biāo)的偏好也產(chǎn)生了“異質(zhì)性”。資源開(kāi)發(fā)型OFDI對(duì)辦理施工許可證和保護(hù)投資者便利度最為偏好；商貿(mào)服務(wù)型OFDI對(duì)執(zhí)行合同便利度最為偏好；當(dāng)?shù)厣a(chǎn)型OFDI對(duì)繳納稅款和執(zhí)行合同便利度最為偏好；技術(shù)研發(fā)型OFDI 對(duì)投資者保護(hù)最為偏好，這驗(yàn)證了假說(shuō)3。

表4 四種投資動(dòng)機(jī)的OFDI對(duì)營(yíng)商環(huán)境子類(lèi)指標(biāo)的檢驗(yàn)

(續(xù)上表)

注：括號(hào)內(nèi)數(shù)值為標(biāo)準(zhǔn)誤聚合到國(guó)家層面的聚類(lèi)穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤，*、**和***分別表示在10%、5%和1%的顯著性水平上統(tǒng)計(jì)顯著。

(三)內(nèi)生性檢驗(yàn)和穩(wěn)健性檢驗(yàn)

在基本回歸和區(qū)分投資動(dòng)機(jī)的檢驗(yàn)中，被解釋變量均為我國(guó)OFDI企業(yè)歷年在各國(guó)新建的投資企業(yè)數(shù)，為一個(gè)非負(fù)整數(shù)的計(jì)數(shù)離散變量。在穩(wěn)健性檢驗(yàn)中，本文利用商務(wù)部歷年《中國(guó)對(duì)外直接投資統(tǒng)計(jì)公報(bào)》中我國(guó)對(duì)各國(guó)OFDI流量數(shù)據(jù)，取我國(guó)對(duì)各國(guó)對(duì)外直接投資流量的對(duì)數(shù)作為被解釋變量，進(jìn)行穩(wěn)健性分析。首先本文使用LR檢驗(yàn)以及Hausman檢驗(yàn)分析和選擇模型，最后顯示應(yīng)使用面板固定效應(yīng)模型。考慮到可能存在時(shí)間緯度即年份層面的差異化影響，接下來(lái)用LR檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)時(shí)間效應(yīng)也非常顯著。此外為了控制各國(guó)自身的異質(zhì)性效應(yīng)，穩(wěn)健性檢驗(yàn)的估計(jì)模型為加入了聚類(lèi)穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤的面板雙向固定效應(yīng)模型。表5中回歸(1)和回歸(3)為未加任何控制變量的聚類(lèi)穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤面板雙向固定效應(yīng)回歸，回歸(2)和回歸(4)為加入所有回歸變量的聚類(lèi)穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤面板雙向固定效應(yīng)回歸。由表5的結(jié)果可以看出，基于我國(guó)OFDI流量的檢驗(yàn)，無(wú)論是營(yíng)商環(huán)境總指標(biāo)還是其子類(lèi)指標(biāo)，有關(guān)系數(shù)依然整體顯著為正，驗(yàn)證了我國(guó)OFDI企業(yè)偏好東道國(guó)便利的營(yíng)商環(huán)境。

表5 用OFDI流量替代的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

注：括號(hào)內(nèi)數(shù)值為標(biāo)準(zhǔn)誤聚合到國(guó)家層面的聚類(lèi)穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤， *、**和***分別表示在10%、5%和1%的顯著性水平上統(tǒng)計(jì)顯著。篇幅限制，未列出所有變量回歸結(jié)果。

本文考察了營(yíng)商環(huán)境總指標(biāo)及其子類(lèi)指標(biāo)對(duì)我國(guó)OFDI企業(yè)選址建企的影響，驗(yàn)證了OFDI企業(yè)整體傾向于選擇營(yíng)商環(huán)境更好更便利的國(guó)家進(jìn)行投資。然而，雖然良好的制度環(huán)境在一定程度上推動(dòng)了當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)的進(jìn)步，但當(dāng)?shù)氐慕?jīng)濟(jì)狀況和社會(huì)開(kāi)發(fā)情況同樣會(huì)反過(guò)來(lái)作用于已形成的制度環(huán)境，從而兩者之間產(chǎn)生一定的互動(dòng)影響(Acemoglu et al.，2008)[38]。營(yíng)商環(huán)境作為一種制度環(huán)境也會(huì)具有內(nèi)生性，更多的外商直接投資也有可能加快東道國(guó)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，促進(jìn)東道國(guó)營(yíng)商環(huán)境的改善，進(jìn)而吸引更多的OFDI企業(yè)前來(lái)投資。現(xiàn)有文獻(xiàn)關(guān)于國(guó)家制度的工具變量選擇主要有三方面：一是法律起源(Glaeser et al.，2004)[39]和語(yǔ)言差異(Mauro，1995)[40]；二是把歐洲早期殖民者在各殖民地的死亡率作為國(guó)家制度的工具變量(Acemoglu，2001)[41]。三是把各國(guó)到赤道的距離作為制度差異的工具變量(Hall和Jones，1999[42]；Easterly和Levine，2003[43])。但很多中緯度國(guó)家與制度的關(guān)聯(lián)性很弱，各國(guó)到赤道的距離也通過(guò)氣候和地理區(qū)位等影響經(jīng)濟(jì)發(fā)展，不符合工具變量外生性要求。殖民地的死亡率也限于對(duì)有被殖民歷史的國(guó)家樣本研究。法律起源工具變量也由于數(shù)量較少，難以較好地反映各國(guó)制度差異。本文利用基因距離(Genetic Distance)工具變量來(lái)緩解內(nèi)生性問(wèn)題。

文化的、歷史的因素不可避免地影響一國(guó)營(yíng)商環(huán)境。東道國(guó)不同民族群體的異質(zhì)性，不同民族間的歷史文化傳統(tǒng)、行為習(xí)慣和價(jià)值偏好不同，能深刻影響一個(gè)國(guó)家的制度內(nèi)核(黃新飛等，2013)[44]，進(jìn)而影響當(dāng)?shù)厣虡I(yè)倫理、規(guī)則和條例的形成，對(duì)營(yíng)商環(huán)境的便利程度產(chǎn)生非常重要的影響。而東道國(guó)OFDI企業(yè)進(jìn)入數(shù)量并不影響東道國(guó)民族群體的歷史文化傳統(tǒng)、行為習(xí)慣和價(jià)值偏好。隨著人類(lèi)學(xué)和生物學(xué)的發(fā)展，基因距離(Genetic Distance)被用來(lái)反映不同國(guó)家間民族異質(zhì)性產(chǎn)生的根源，揭示不同民族群體的歷史淵源。Spolaore和Wacziarg(2009)[45]基于全球42個(gè)主要民族Fst和Nei基因距離數(shù)據(jù)，采用各國(guó)人口比重最大的民族之間的基因距離來(lái)衡量跨國(guó)基因距離，并在此基礎(chǔ)上，采用各國(guó)民族人口比重加權(quán)法構(gòu)造了跨國(guó)間的基因距離，用以反映不同民族在形成文化上的差異。計(jì)算公式如式(5)所示：

gendisti, j=∑i∑jsi, p·sj, q·dpq

(5)

其中，gendisti, j表示國(guó)家i和j之間的基因距離，si, p表示i國(guó)民族p人口數(shù)量在全部人口數(shù)量中的比例，sj, q表示j國(guó)民族q人口數(shù)量在全部人口數(shù)量中的比重，dpq代表民族p和q之間的基因距離。

由于各國(guó)在經(jīng)濟(jì)發(fā)展的過(guò)程中，通常借鑒世界經(jīng)濟(jì)前沿國(guó)的發(fā)展經(jīng)驗(yàn)及法律制度，各國(guó)與世界經(jīng)濟(jì)前沿國(guó)之間的基因距離可以反映出各國(guó)與世界經(jīng)濟(jì)前沿的差距，故基因距離對(duì)各國(guó)借鑒的成果具有一定的阻礙作用。Caselli和Coleman(2006)[46]指出目前所有經(jīng)典文獻(xiàn)都將美國(guó)視為世界經(jīng)濟(jì)和技術(shù)前沿國(guó)。故本文利用Cavalli-Sforza et al.(1994)[47]研究中的民族基因距離和聯(lián)合國(guó)網(wǎng)站關(guān)于各國(guó)不同民族人口占總?cè)丝诘谋壤龜?shù)據(jù)，計(jì)算得出其他國(guó)家與美國(guó)最大人口比重民族及所有民族人口加權(quán)的Fst基因距離和Nei基因距離，并采用基因距離作為營(yíng)商環(huán)境便利度的工具變量估計(jì)營(yíng)商環(huán)境對(duì)OFDI企業(yè)選址的影響，以此來(lái)解決內(nèi)生性問(wèn)題。基因距離的外生性主要源于歷史上民族根源的產(chǎn)生，世界各國(guó)與美國(guó)的基因距離不會(huì)影響到我國(guó)OFDI企業(yè)對(duì)各東道國(guó)投資選址。但基因距離可以通過(guò)影響各國(guó)構(gòu)建的不同營(yíng)商環(huán)境進(jìn)而影響營(yíng)商環(huán)境便利度，從而影響我國(guó)OFDI企業(yè)海外投資。

本文分別采用Fst方法和Nei方法計(jì)算的各國(guó)人口最多民族間的基因距離gendist_fst_dominant和gendist_nei_dominant、人口加權(quán)的gendist_fst_weighted和gendist_nei_weighted四種基因距離分別作為營(yíng)商環(huán)境便利度的工具變量，內(nèi)生性檢驗(yàn)結(jié)果具有穩(wěn)健性。四種基因距離與營(yíng)商環(huán)境便利度dtf均具有很強(qiáng)的負(fù)相關(guān)關(guān)系，相關(guān)系數(shù)分別為-0.3922、-0.3901、-0.4580和-0.4386，且均在1%水平上顯著，P值為0.0000。本文沿用周浩和鄭越(2015)[48]采用的Hilbe(2011)[49]的兩步法*第一步，利用內(nèi)生變量對(duì)工具變量及其他控制變量進(jìn)行OLS估計(jì)，得到對(duì)應(yīng)的殘差；第二步，利用內(nèi)生變量、第一步估計(jì)的殘差及其他控制變量(不包括工具變量)、被解釋變量進(jìn)行負(fù)二項(xiàng)回歸。進(jìn)行了Two-step NB內(nèi)生性檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果如表6所示。res_dtfit是第一步利用內(nèi)生變量(營(yíng)商環(huán)境便利度)對(duì)工具變量(基因距離)及其他控制變量進(jìn)行OLS估計(jì)得到的殘差。當(dāng)殘差項(xiàng)估計(jì)系數(shù)不顯著時(shí)，表示不拒絕營(yíng)商環(huán)境便利度是外生變量的原假設(shè)。從Two-step NB回歸結(jié)果可以看出，主解釋變量均顯著為正，殘差項(xiàng)均顯著為負(fù)，且基因距離作為工具變量進(jìn)行檢驗(yàn)的殘差項(xiàng)均通過(guò)了1%的顯著性檢驗(yàn)，驗(yàn)證了營(yíng)商環(huán)境便利度是內(nèi)生變量，且基因距離對(duì)營(yíng)商環(huán)境便利度影響為負(fù)。由表6 F統(tǒng)計(jì)量可知第一步回歸的F值均顯著大于10，根據(jù)經(jīng)驗(yàn)法則(Staiger和Stock, 1997)[50]可知不存在弱工具變量問(wèn)題。與世界經(jīng)濟(jì)前沿國(guó)的基因距離越遠(yuǎn)，當(dāng)?shù)啬７陆?jīng)濟(jì)前沿國(guó)形成的營(yíng)商環(huán)境越不便利。OFDI企業(yè)越難融入當(dāng)?shù)匚幕瓦m應(yīng)當(dāng)?shù)貭I(yíng)商環(huán)境，容易導(dǎo)致對(duì)東道國(guó)營(yíng)商環(huán)境的誤解和判斷失誤，從而增加信息成本和投資風(fēng)險(xiǎn)，不利于吸引OFDI企業(yè)投資選址。表6的結(jié)果顯示營(yíng)商環(huán)境便利度系數(shù)依然顯著為正，與前文結(jié)論一致，且系數(shù)絕對(duì)值較之前有所提升。可以看出，在解決了營(yíng)商環(huán)境內(nèi)生性的情況下，東道國(guó)便利的營(yíng)商環(huán)境確實(shí)對(duì)我國(guó)OFDI企業(yè)具有很強(qiáng)的吸引作用。

表6 基因距離作為工具變量的內(nèi)生性檢驗(yàn)

注：括號(hào)內(nèi)數(shù)值為標(biāo)準(zhǔn)誤聚合到國(guó)家層面的聚類(lèi)穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤，*、**和***分別表示在10%、5%和1%的顯著性水平上統(tǒng)計(jì)顯著。

五 結(jié)論和啟示

探究東道國(guó)營(yíng)商環(huán)境及其子類(lèi)指標(biāo)對(duì)于中國(guó)企業(yè)海外直接投資選址的影響，對(duì)促進(jìn)我國(guó)經(jīng)濟(jì)海外有效發(fā)展有重要意義。本文使用2003-2015年中國(guó)OFDI企業(yè)對(duì)世界上176個(gè)經(jīng)濟(jì)體的投資項(xiàng)目數(shù)據(jù)，采用負(fù)二項(xiàng)回歸模型方法，基于異質(zhì)性投資動(dòng)機(jī)分析了我國(guó)OFDI企業(yè)對(duì)營(yíng)商環(huán)境及其子類(lèi)指標(biāo)的 “異質(zhì)性偏好”。研究結(jié)果表明我國(guó)OFDI企業(yè)傾向于在整體營(yíng)商環(huán)境更好的國(guó)家投資選址，特別是投向弱勢(shì)制度國(guó)家的投資。區(qū)分投資動(dòng)機(jī)的檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，不同投資動(dòng)機(jī)OFDI企業(yè)選址表現(xiàn)出對(duì)營(yíng)商環(huán)境不同子類(lèi)指標(biāo)的“異質(zhì)性偏好”：資源開(kāi)發(fā)型OFDI對(duì)辦理施工許可證和保護(hù)投資者便利度最為偏好；商貿(mào)服務(wù)型OFDI對(duì)執(zhí)行合同便利度最為偏好；當(dāng)?shù)厣a(chǎn)型OFDI對(duì)繳納稅款和執(zhí)行合同便利度最為偏好；技術(shù)研發(fā)型OFDI 對(duì)投資者保護(hù)最為偏好。本文的研究結(jié)論具有重要的政策含義。

當(dāng)前，受?chē)?guó)際政治安全和貿(mào)易保護(hù)主義的影響，全球經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的不確定性增加，我國(guó)對(duì)外直接投資的機(jī)遇與挑戰(zhàn)并存。基于本文結(jié)論及國(guó)內(nèi)營(yíng)商環(huán)境改革，提出以下建議：企業(yè)方面，我國(guó)OFDI企業(yè)應(yīng)根據(jù)自身投資目的和主營(yíng)業(yè)務(wù)的不同，事先關(guān)注并深入考察投資國(guó)的整體營(yíng)商環(huán)境，防范各種因營(yíng)商環(huán)境惡劣而增加的投資風(fēng)險(xiǎn)和額外成本，保護(hù)企業(yè)自身海外投資利益，從而實(shí)現(xiàn)我國(guó)OFDI企業(yè)與東道國(guó)互利共贏。政府方面，應(yīng)持續(xù)大力推進(jìn)商事制度改革，并倡導(dǎo)各地依據(jù)世界銀行發(fā)布的各項(xiàng)營(yíng)商環(huán)境指標(biāo)，結(jié)合本地實(shí)際情況，逐步優(yōu)化營(yíng)商軟環(huán)境；完善我國(guó)“走出去”公共服務(wù)，開(kāi)展國(guó)別營(yíng)商環(huán)境監(jiān)控及評(píng)估提示工作，為我國(guó)OFDI企業(yè)海外投資提供更詳細(xì)的東道國(guó)營(yíng)商環(huán)境信息。

[參考文獻(xiàn)]

[1] 祁春凌, 鄒超. 東道國(guó)制度質(zhì)量、制度距離與中國(guó)的對(duì)外直接投資區(qū)位[J]. 當(dāng)代財(cái)經(jīng), 2013, (7): 100-110.

[2] 王永欽, 杜巨瀾, 王凱. 中國(guó)對(duì)外直接投資區(qū)位選擇的決定因素: 制度、 稅負(fù)和資源稟賦[J]. 經(jīng)濟(jì)研究, 2014, (12): 126-142.

[3] 王恕立, 向姣姣. 制度質(zhì)量、 投資動(dòng)機(jī)與中國(guó)對(duì)外直接投資的區(qū)位選擇[J]. 財(cái)經(jīng)研究, 2015, (5): 134-144.

[4] 蔣冠宏, 蔣殿春. 中國(guó)對(duì)發(fā)展中國(guó)家的投資——東道國(guó)制度重要嗎? [J]. 管理世界, 2012, (11): 45-56.

[5] 楊嬌輝, 王偉, 譚娜. 破解中國(guó)對(duì)外直接投資區(qū)位分布的“制度風(fēng)險(xiǎn)偏好”之謎[J]. 世界經(jīng)濟(jì), 2016, (11): 3-27.

[6] Djankov, S., Mcliesh, C., Ramalho, R. M.. Regulation and Growth[J].EconomicsLetters, 2006, 92(3): 395-401.

[7] 董志強(qiáng), 魏下海, 湯燦晴. 制度軟環(huán)境與經(jīng)濟(jì)發(fā)展——基于30個(gè)大城市營(yíng)商環(huán)境的經(jīng)驗(yàn)研究[J]. 管理世界, 2012, (4): 9-20.

[8] Eifert, B.. Do Regulatory Reforms Stimulate Investment and Growth? Evidence from the Doing Business Data, 2003-07[R]. Center for Global Development Working Paper No.159, 2009.

[9] Ahlquist, J. S., Prakash, A.. FDI and the Costs of Contract Enforcement in Developing Countries[J].PolicySciences, 2010, 43(2): 181-200.

[10] Jayasuriya, D.. Improvements in the World Bank’s Ease of Doing Business Rankings: Do They Translate into Greater Foreign Direct Investment Inflows?[J].SocialScienceElectronicPublishing, 2011, 24(3): 430-441.

[11] Corcoran, A., Gillanders, R.. Foreign Direct Investment and the Ease of Doing Business[J].ReviewofWorldEconomics, 2015, 151(1): 103-126.

[12] Morris, R., Aziz, A.. Ease of Doing Business and FDI Inflow to Sub-Saharan Africa and Asian Countries[J].CrossCulturalManagementanInternationalJournal, 2011, 18(4): 400-411.

[13] Klapper, L., Lewin, A., Delgado, J. M. Q..TheImpactoftheBusinessEnvironmentontheBusinessCreationProcess[M]//Wim Navdé. Entrepreneurship and Economic Development(Studies in Development Economics and Policy). London: Palgrave Macmillan, 2009: 108-123.

[14] Bruhn, M.. License to Sell: The Effect of Business Registration Reform on Entrepreneurial Activity in Mexico[J].ReviewofEconomics&Statistics, 2011, 93(1): 382-386.

[15] 張龍鵬, 蔣為, 周立群. 行政審批對(duì)創(chuàng)業(yè)的影響研究——基于企業(yè)家才能的視角[J]. 中國(guó)工業(yè)經(jīng)濟(jì), 2016, (4): 57-74.

[16] Bripi, F.. The Role of Regulation on Entry: Evidence from the Italian Provinces[J].WorldBankEconomicReview, 2016, 30(2): 383-411.

[17] 魏下海, 董志強(qiáng), 張永璟. 營(yíng)商制度環(huán)境為何如此重要? ——來(lái)自民營(yíng)企業(yè)家“內(nèi)治外攘”的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)[J]. 經(jīng)濟(jì)科學(xué), 2015, (2): 105-116.

[18] Djankov, S., Ganser, T., Mcliesh, C., et al.. The Effect of Corporate Taxes on Investment and Entrepreneurship[J].AmericanEconomicJournal:Macroeconomics, 2010, 2(3): 31-64.

[19] 張龑, 孫浦陽(yáng). 雙邊營(yíng)商環(huán)境、 契約依賴和貿(mào)易持續(xù)期——基于中國(guó)企業(yè)微觀數(shù)據(jù)的實(shí)證研究[J]. 財(cái)經(jīng)研究, 2016, (4): 49-60.

[20] 楊全發(fā), 韓櫻. 知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)與跨國(guó)公司對(duì)外直接投資策略[J]. 經(jīng)濟(jì)研究, 2006, (4): 28-34.

[21] Ali, F. A., Fiess, N., Macdonald, R.. Do Institutions Matter for Foreign Direct Investment?[J].OpenEconomiesReview, 2010, 21(2): 201-219.

[22] Blonigen, B. A.. A Review of the Empirical Literature on FDI Determinants[J].AtlanticEconomicJournal, 2005, 33(4): 383-403.

[23] Wei, S. J.. How Taxing is Corruption on International Investors?[J].ReviewofEconomics&Statistics, 1997, 82(1): 1-11.

[24] Globerman, S., Shapiro, D.. Global Foreign Direct Investment Flows: The Role Of Governance Infrastructure[J].WorldDevelopment, 2002, 30(11): 1899-1919.

[25] Bénassy-Quéré, A., Coupet, M., Mayer, T.. Institutional Determinants of Foreign Direct Investment[J].WorldEconomy, 2007, 30(5): 764-782.

[26] Habib, M., Zurawicki, L.. Corruption and Foreign Direct Investment[J].JournalofInternationalBusinessStudies, 2002, 33(2): 291-307.

[27] Xu, D., Pan, P., Beamish, P. W.. The Effect of Regulative and Normative Distances on MNE Ownership and Expatriate Strategies[J].MirManagementInternationalReview, 2004, 44(3): 285-307.

[28] Gani, A.. Governance and Foreign Direct Investment Links: Evidence from Panel Data Estimations[J].AppliedEconomicsLetters, 2007, 14(10): 753-756.

[29] 杜江, 宋躍剛. 制度距離、 要素稟賦與我國(guó)OFDI區(qū)位選擇偏好——基于動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型的實(shí)證研究[J]. 世界經(jīng)濟(jì)研究, 2014, (12): 47-52.

[30] Buckley, P. J., Clegg, L. J., Cross, A. R., et al.. The Determinants of Chinese Outward Foreign Direct Investment[J].JournalofInternationalBusinessStudies, 2007, 38(4): 499-518.

[31] Kolstad, I., Wiig, A.. What Determines Chinese Outward FDI?[J].JournalofWorldBusiness, 2012, 47(1): 26-34.

[32] Aleksynska, M., Havrylchyk, O.. FDI from the South: The Role of Institutional Distance and Natural Resources[J].EuropeanJournalofPoliticalEconomy, 2013, 29(284): 38-53.

[33] Hernández, V., Nieto, M. J.. The Effect of the Magnitude and Direction of Institutional Distance on the Choice of International Entry Modes[J].JournalofWorldBusiness, 2015, 50(1): 122-132.

[34] 楊亞平, 高玥. “一帶一路”沿線國(guó)家的投資選址——制度距離與海外華人網(wǎng)絡(luò)的視角[J]. 經(jīng)濟(jì)學(xué)動(dòng)態(tài), 2017, (4): 41-52.

[35] Alves, R. P., Oliveira, J. Z.. The Ease Of Doing Business Index as A Tool for Investment Location Decisions[J].EconomicsLetters, 2012, 117(1): 66-70.

[36] 楊連星, 劉曉光, 張杰. 雙邊政治關(guān)系如何影響對(duì)外直接投資——基于二元邊際和投資成敗視角[J].中國(guó)工業(yè)經(jīng)濟(jì), 2016, (11): 56-72.

[37] 張先鋒, 張杰, 劉曉斐. 出口學(xué)習(xí)效應(yīng)促進(jìn)OFDI: 理論機(jī)制與經(jīng)驗(yàn)證據(jù)[J]. 國(guó)際貿(mào)易問(wèn)題, 2016, (4): 155-165.

[38] Acemoglu, D., Johnson, S., Robinson, J. A.. The Colonial Origins of Comparative Development: An Empirical Investigation[J].AmericanEconomicReview, 2001, 91(5): 1369-1401.

[39] Glaeser, E. L., Porta, R. L., Lopez-De-Silanes, F., et al.. Do Institutions Cause Growth?[J].JournalofEconomicGrowth, 2004, 9(3): 271-303.

[40] Mauro, P.. Corruption And Growth[J].QuarterlyJournalofEconomics, 1995, 110(3): 681-712.

[41] Acemoglu, D., Robinson, J. A.. Persistence of Power, Elites, and Institutions[J].AmericanEconomicReview, 2008, 98(1): 267-293.

[42] Hall, R. E., Jones, C. I.. Why Do Some Countries Produce So Much More Output Per Worker than Others?[J].QuarterlyJournalofEconomics, 1999, 114(1): 83-116.

[43] Easterly, W., Levine, R.. Tropics, Germs, and Crops: How Endowments Influence Economic Development[J].JournalofMonetaryEconomics, 2003, 50(1): 3-39.

[44] 黃新飛, 舒元, 徐裕敏. 制度距離與跨國(guó)收入差距[J]. 經(jīng)濟(jì)研究, 2013, (9): 4-16.

[45] Spolaore, E., Wacziarg, R.. The Diffusion of Development[J].QuarterlyJournalofEconomics, 2009, 124(2): 469-529.

[46] Caselli, F., Coleman, W. J.. The World Technology Frontier[J].AmericanEconomicReview, 2006, 96(3): 499-522.

[47] Cavalli-Sforza, L. L., Menozzi, P., Piazza, A..TheHistoryandGeographyOfHumanGenes[M]. Princeton, New Jersey: Princeton University Press, 1994, 49(4): 91-94.

[48] 周浩, 鄭越. 環(huán)境規(guī)制對(duì)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移的影響——來(lái)自新建制造業(yè)企業(yè)選址的證據(jù)[J]. 南方經(jīng)濟(jì), 2015, (4): 12-26.

[49] Hilbe, J. M..NegativeBinomialRegression(2nded.)[M]. Cambridge, MA: Cambridge University Press, 2011.

[50] Staiger, D., Stock, J. H.. Instrumental Variables Regression With Weak Instruments[J].Econometrica, 1997, 65(3): 557-586.