（復旦大學管理學院，上海市200433）

一、引言

自2001年實施“走出去”戰(zhàn)略以來，中國對外直接投資（OFDI）規(guī)?？焖贁U大，取得了驚人的成績。2016年中國對外直接投資流量規(guī)模達1961.5億美元，全球排名從2002年的第26位上升至第2位；其2016年末存量規(guī)模達13573.9億美元，從2002年的第25位上升至第6位。隨著投資規(guī)模的擴大，中國跨國企業(yè)對外直接投資的方向逐漸發(fā)生改變。如表1所示，中國對北美和歐洲等發(fā)達地區(qū)的對外直接投資流量占比除了在2008年大幅萎縮外總體呈上升趨勢，兩者占比加總從2004年的23.7%上升到了2016年的55.3%；中國對非洲地區(qū)的對外直接投資流量占比在金融危機后明顯下降，至2016年已下降到了4.2%；此外，中國在亞洲和大洋洲地區(qū)的對外直接投資占比變化較為平穩(wěn)，而對南美洲地區(qū)的對外直接投資則經(jīng)歷了先下降再上升再下降的波動?？偟膩碚f，后金融危機時期中國對外直接投資流向區(qū)位分布最重要的變化，是對歐美發(fā)達經(jīng)濟體的對外直接投資占比顯著上升，而對非洲欠發(fā)達國家的投資占比顯著下降。

表1 中國對外直接投資區(qū)位占比變化 %

同時，自“走出去”戰(zhàn)略實施以來，中國對外直接投資的行業(yè)分布也在不斷發(fā)生變化。表2顯示了2004年以來中國對外直接投資主要的行業(yè)分布。由表可見，中國對外直接投資中占比最大的是租賃和商務服務業(yè)，該行業(yè)占比較高的部分原因是中國大陸流向中國香港、開曼群島和英屬維京群島等避稅地的大量投資歸為此類；中國對外直接投資的采礦業(yè)占比總體呈下降趨勢，從2004年的32.7%下降到了2016年的1%；金融業(yè)占比在2008年金融危機后的五年中呈現(xiàn)比較明顯的下降趨勢，但隨后有所回升；批發(fā)和零售業(yè)占比大多年份在10%～15%之間徘徊，表現(xiàn)出了一定的波動性；制造業(yè)占比在2008年金融危機前逐漸下降，但在金融危機后呈穩(wěn)步上升趨勢，其占比到2016年底達14.8%，僅次于租賃和商務服務業(yè)；信息產(chǎn)業(yè)占比在金融危機后具有較快增速，占比從此前的小于1%增長到9.5%；房地產(chǎn)業(yè)占比始終保持著較平穩(wěn)的增長，至2016年占比已達7.8%。由以上結(jié)果可以看出，近年來我國自然資源類的對外直接投資表現(xiàn)出下降趨勢，而制造業(yè)和信息產(chǎn)業(yè)的對外直接投資表現(xiàn)出上升趨勢，總體上我國對外直接投資的行業(yè)分布正在發(fā)生趨勢性的變化。

在中國對外直接投資的發(fā)展過程中，2008年的美國次貸危機和2011年全面爆發(fā)的歐債危機具有重要影響。金融危機重創(chuàng)了歐美發(fā)達國家經(jīng)濟，也給全球經(jīng)濟發(fā)展和格局帶來了沖擊。在金融危機后，全球?qū)ν庵苯油顿Y總規(guī)模大幅縮減，各國積極吸引外資助力本國經(jīng)濟復蘇，全球?qū)ν庵苯油顿Y市場上的資金供給不足導致了資產(chǎn)價格的下降。而中國跨國企業(yè)在快速發(fā)展中積累了充裕的資金，同時中國政府為企業(yè)“走出去”提供了良好的融資條件，面臨產(chǎn)業(yè)升級挑戰(zhàn)的中國跨國企業(yè)急需通過跨境并購海外優(yōu)質(zhì)資產(chǎn)提升自身技術實力，而金融危機后的全球經(jīng)濟復蘇為中國跨國企業(yè)提供了戰(zhàn)略機遇。而且，由于資金需求日益上升，發(fā)達國家市場對中國跨國企業(yè)的開放度也明顯提高。

根據(jù)鄧寧（Dunning）[1]的國際生產(chǎn)折衷范式理論，跨國企業(yè)對外直接投資的基本動因可分為四類：尋求市場動因、尋求自然資源動因、尋求成本效率動因和尋求戰(zhàn)略資產(chǎn)（包括技術戰(zhàn)略資產(chǎn)和管理戰(zhàn)略資產(chǎn)）動因。四種動因在跨國企業(yè)進行投資時并不一定同時存在，且不同時期可能具有不同側(cè)重。中國在“走出去”戰(zhàn)略實施以來，對外直接投資經(jīng)歷了快速發(fā)展和全面升級階段，尤其是在金融危機后中國“走出去”戰(zhàn)略面臨更加復雜的國際市場環(huán)境，跨國企業(yè)對外直接投資基本動因也在發(fā)生變遷。從前文的數(shù)據(jù)統(tǒng)計中已經(jīng)可以觀察到中國對外直接投資的區(qū)位和行業(yè)分布的一些變化趨勢，但對于中國對外直接投資基本動因變遷的判斷還需要嚴格的計量經(jīng)濟學檢驗。對此本文利用中國2003—2016年在104個國家的對外直接投資樣本，對“走出去”戰(zhàn)略實施以來中國對外直接投資的基本動因及其變遷進行了實證研究。

表2 中國對外直接投資行業(yè)分布變化 %

二、文獻綜述

海默爾（Hymer）[2]最早對跨國企業(yè)對外直接投資行為建立了壟斷優(yōu)勢理論，認為在不完全競爭市場上，跨國企業(yè)對外直接投資是因為擁有與東道國本土公司不同的壟斷優(yōu)勢。巴克萊和卡森（Buckley&Casson）[3]基于“交易成本”視角提出了內(nèi)部化理論，將跨國企業(yè)看成是一個“內(nèi)部市場”，當信息流和產(chǎn)品流的內(nèi)部市場成本低于外部市場時，企業(yè)便選擇通過對外直接投資進行內(nèi)部化。以雷蒙德（Raymond）[4]和小島（Kojima）[5]為代表的宏觀經(jīng)濟發(fā)展模型（Macroeconomic Development Models）側(cè)重于強調(diào)對外直接投資（FDI）與國際貿(mào)易之間的聯(lián)系，以及與相對成本和需求變化有關的區(qū)位因素。鄧寧[6]提出了國際生產(chǎn)折衷理論，將過往主流理論整合為所有權優(yōu)勢—區(qū)位優(yōu)勢—市場內(nèi)部化優(yōu)勢（Ownership-Location-Internalization）三方面影響因素的作用，發(fā)展出目前被廣泛接受的OLI范式。

隨著越來越多發(fā)展中國家加入經(jīng)濟全球化活動中，學者們發(fā)現(xiàn)國際生產(chǎn)折衷理論對發(fā)展中國家對外直接投資活動的適用性存在一定局限。羅和唐（Luo&Tung）[7]在對發(fā)展中國家多年對外直接投資的實踐經(jīng)驗進行總結(jié)和檢驗后，發(fā)展出了跳板理論（Springboard Theory），即發(fā)展中國家跨國企業(yè)利用對外投資擴張作為跳板來獲取戰(zhàn)略資產(chǎn)，減少來自母國制度和市場的限制。與以往OLI范式中要求跨國企業(yè)進行對外直接投資需要具備壟斷優(yōu)勢和市場力量不同，跳板理論研究的新興國家跨國企業(yè)對外直接投資正是為了彌補自身競爭劣勢、克服作為后進入者的后發(fā)劣勢、向國際競爭者反擊、克服自身制度和市場限制，以及在其他發(fā)展中國家開發(fā)競爭優(yōu)勢。另一個比較流行的是馬修斯（Mathews）[8]提出的關聯(lián)—優(yōu)勢—學習（Linkage-Leverage-Learning）理論，該理論解釋了部分發(fā)展中國家企業(yè)如何基于自身與發(fā)達國家企業(yè)的關聯(lián)，以及自身資源、技術或市場渠道方面的特殊優(yōu)勢，通過對外直接投資向發(fā)達國家關聯(lián)企業(yè)學習，從而快速成長為跨國企業(yè)。該理論表明，發(fā)展中國家跨國企業(yè)這種為了增強自身實力和提升資產(chǎn)質(zhì)量的國際化行為，與以往發(fā)達國家跨國企業(yè)以擴張規(guī)模和擴大市場為目的的國際化行為的動機不同。

由于中國對外直接投資起步較晚，因此關于我國對外直接投資基本動因的實證研究在2000年以后才逐漸增多。巴克萊等（Buckley et al）[9]以中國1984—2001年在49個國家的對外直接投資為樣本進行實證研究，率先對中國對外直接投資的影響因素進行了全面而系統(tǒng)的實證檢驗，發(fā)現(xiàn)早期中國對外直接投資以尋求市場和尋求自然資源兩類動因為主?？扑顾潞途S格（Kolstad&Wiig）[10]對2003—2006年中國對外直接投資的實證研究表明，中國對外直接投資的尋求市場動因由向經(jīng)濟合作與發(fā)展組織（OECD）國家的投資主導，而自然資源動因則主要由向非OECD國家的投資主導。張和錢（Cheung&Qian）[11]發(fā)現(xiàn)，在發(fā)達國家的中國對外直接投資傾向于集中投資，而在發(fā)展中國家的中國對外直接投資則傾向于分散化投資。蔡冬青和劉厚俊[12]發(fā)現(xiàn)，我國對外直接投資存在顯著的反向技術外溢效應，即對我國技術水平的提升有促進作用，因此中國對外直接投資也存在著尋求技術戰(zhàn)略資源動因。張宏和王建[13]的研究表明東道國與中國的文化相近性和經(jīng)貿(mào)合作關系也對中國對外直接投資有顯著正向影響，而綦建紅等[14]則發(fā)現(xiàn)文化距離與中國對外直接投資流向呈U型關系。德拉戈等（Dreger et al）[15]對中國在歐盟地區(qū)對外直接投資的研究發(fā)現(xiàn)，市場規(guī)模和雙邊貿(mào)易關系是其主要影響因素，且在金融危機之后與研發(fā)相關的對外直接投資有所增加?？巳R格等（Clegg et al）[16]發(fā)現(xiàn)中國跨國企業(yè)在早期對外直接投資階段存在兩種類型，一類是在創(chuàng)立之初便快速國際化，另一類則是逐漸發(fā)展壯大為跨國公司，而前者比后者總體上具有更好的業(yè)績表現(xiàn)，其業(yè)績也更多受到自身國際化戰(zhàn)略和本國政治因素的影響。

雖然過往研究對中國對外直接投資的動因及影響因素進行了大量探索，但是對于后金融危機時期中國對外直接投資基本動因的變遷尚缺乏系統(tǒng)的實證分析。筆者認為，自2001年“走出去”戰(zhàn)略實施以來中國對外直接投資發(fā)展迅速，許多特性在金融危機前后表現(xiàn)出明顯差異，因此本文通過實證設計重點比較中國對外直接投資基本動因在后金融危機時期發(fā)生的變遷。

三、研究設計

為了檢驗以上中國對外直接投資的基本動因及影響因素，本文以中國每年在各國的對外直接投資流量為被解釋變量，以對外直接投資的尋求市場動因、尋求自然資源動因、尋求成本動因和尋求技術戰(zhàn)略資產(chǎn)動因為解釋變量，同時加入東道國FDI開放度、是否為“一帶一路”沿線國家、與中國的文化相近性、東道國貨幣兌人民幣匯率和通貨膨脹等因素作為控制變量，構(gòu)建面板數(shù)據(jù)回歸模型，如式（1）所示。為了消除變量異方差性對模型結(jié)果的影響，本文參考巴克萊等[9]的研究設計，對部分變量取對數(shù)。

首先，根據(jù)鄧寧[1]的國際生產(chǎn)折衷范式理論，跨國企業(yè)對外直接投資的基本動因分成尋求市場、尋求自然資源、尋求成本效率、尋求戰(zhàn)略資產(chǎn)四類（本文重點關注技術戰(zhàn)略資產(chǎn)）。

式（1）中LGDP為尋求市場動因代理變量。尋求市場動因是指跨國企業(yè)為了進入東道國市場而在該國進行對外直接投資，東道國市場規(guī)模越大，其對產(chǎn)品的需求和對業(yè)績的影響就越大，跨國企業(yè)在該國展開投資的動機便越強。本文參考以往研究，使用東道國國內(nèi)生產(chǎn)總值來指代東道國的市場規(guī)模，從而檢驗中國對外直接投資的尋求市場動因。

LOREex為尋求自然資源動因代理變量。中國既是資源大國，也是資源需求大國，因此中國對外直接投資可能存在較強的尋求自然資源動因。中國對外直接投資采礦業(yè)占比在很長一段時間維持較高水平，反映了中國對外直接投資的尋求自然資源動因。本文參考巴克萊等[9]的研究，以東道國礦業(yè)出口占總出口金額比例構(gòu)建代理變量，刻畫東道國的自然資源水平，從而通過模型檢驗中國對外直接投資的尋求自然資源動因。

LPricelevel為尋求成本效率動因代理變量?？鐕髽I(yè)通過在生產(chǎn)資料和勞動力價格水平較低的國家進行投資生產(chǎn)，可以降低企業(yè)成本。本文使用世界銀行世界發(fā)展指數(shù)（World Development Indicators，WDI）數(shù)據(jù)庫中編制的東道國生產(chǎn)原材料價格水平指標對尋求成本效率動因構(gòu)建代理變量。WDI數(shù)據(jù)庫中該指標的構(gòu)建方法是購買力平價因子除以市場匯率。購買力平價因子是指一美元在美國購買的商品在該國市場用當?shù)刎泿刨徺I需要的貨幣量，因此該指標的含義是在該國購買一美元價值的商品或服務需要多少美元。

LPatent為尋求技術戰(zhàn)略資產(chǎn)動因代理變量。尋求戰(zhàn)略資產(chǎn)是跨國企業(yè)對外直接投資的重要動因。由于中國企業(yè)技術實力與發(fā)達國家存在差距，通過對外直接投資吸收海外先進技術可能是中國對外直接投資的重要動因，因此本文重點關注中國對外直接投資的尋求技術戰(zhàn)略資產(chǎn)動因。參考巴克萊等的研究[9]，本文使用世界知識產(chǎn)權組織（WIPO）提供的東道國專利注冊量表征東道國技術水平，從而檢驗中國對外直接投資的尋求技術戰(zhàn)略資產(chǎn)動因。

其次，式（1）中加入了三個與中國對外直接投資自身發(fā)展特點有關的影響因素作為控制變量：

LOPEN為東道國FDI開放度代理變量。由于中國對外直接投資起步較晚，且與西方國家的制度環(huán)境存在差異，因此早期中國對外直接投資受到了一些國家的排斥，于是東道國FDI開放度可能對中國對外直接投資的流向具有影響。本文參考過往研究，以東道國FDI儲備占GDP比重構(gòu)建東道國FDI開放度的代理變量。

NS1B1R為“一帶一路”倡議代理變量。2013年9月和10月習近平主席分別提出了建設“新絲綢之路經(jīng)濟帶”和“21世紀海上絲綢之路”（簡稱“一帶一路”）的合作倡議，極大地推動了中國與沿線國家的經(jīng)貿(mào)投資合作。因此，本文使用啞變量標記“一帶一路”沿線國家來構(gòu)建“一帶一路”倡議代理變量，若樣本國家為“一帶一路”國家，則該變量為1，否則為0。

CP為文化相近性代理變量。由于中國文化的特殊性以及華人在海外的凝聚力，中國跨國企業(yè)傾向于在文化相近的國家進行投資。本文參考巴克萊等[9]的研究，使用東道國人口華裔比例構(gòu)建文化相近性代理變量。

最后，本文加入東道國貨幣兌人民幣匯率（LExrate）和東道國通貨膨脹水平（LINF）這兩個FDI的常見影響因素作為控制變量。東道國匯率和通貨膨脹水平都會影響中國企業(yè)在東道國生產(chǎn)和銷售獲得的實際財富，因此也會影響中國在該國的投資水平。

本文將以上各變量的含義與數(shù)據(jù)來源匯總于表3。由于加入了NS1B1R和CP兩個不隨時間變化的國家個體特性變量，固定效應模型不適用，因此本文參照巴克萊等[9]進行隨機效應模型和混合效應模型回歸，并通過拉格朗日乘數(shù)（LM）檢驗判定適用性，并發(fā)現(xiàn)隨機效應模型更加適用。

四、實證結(jié)果

（一）數(shù)據(jù)以及描述性統(tǒng)計

根據(jù)數(shù)據(jù)的可獲得性，本文樣本包含中國2003—2016年對全球104個國家的對外直接投資數(shù)據(jù)，模型主要變量描述性統(tǒng)計見表4。本文對模型變量的相關系數(shù)進行了檢驗，發(fā)現(xiàn)尋求市場動因變量LGDP與尋求技術戰(zhàn)略資產(chǎn)動因變量LPatent高度相關，相關系數(shù)達0.898，因此實證中將兩者分模型進行回歸檢驗，考慮到LPatent變量數(shù)據(jù)對部分國家存在缺失，因此其他變量回歸結(jié)果以包含LGDP變量的回歸模型結(jié)果為主。除此之外的其他自變量之間相關系數(shù)均小于0.6，不超過共線性標準。本文還對模型進行了方差膨脹因子（VIF）檢驗，發(fā)現(xiàn)所有回歸模型各變量VIF均小于3，遠小于臨界值10，因此模型不存在多重共線性問題。

（二）實證檢驗結(jié)果與分析

本文按式（1）對中國對外直接投資基本動因進行回歸檢驗，結(jié)果參見表5。如前文所述，由于尋求市場動因LGDP與尋求技術戰(zhàn)略資產(chǎn)動因LPatent高度相關，本文將兩者分模型檢驗，尋求技術戰(zhàn)略資產(chǎn)動因影響作用見表5中偶數(shù)列回歸結(jié)果，其他基本動因及影響因素的作用主要參考奇數(shù)列回歸結(jié)果。如表5第（1）列和第（2）列所示，在全樣本2003—2016年期間，中國對外直接投資顯著受尋求市場動因、尋求技術戰(zhàn)略資產(chǎn)動因和尋求自然資源動因影響，東道國市場越大、技術越先進或自然資源越豐富，中國在該國的對外直接投資規(guī)模便越大；尋求成本效率動因代理變量LPricelevel系數(shù)雖然顯著，但符號與預期相反，因此中國對外直接投資并不存在尋求成本效率動因；中國對外直接投資還顯著受到東道國FDI開放度的影響，開放度越高，中國在該國直接投資規(guī)模越大；此外，中國對“一帶一路”沿線國家表現(xiàn)出一定的傾向性。

表3 變量選取及數(shù)據(jù)來源

表4 主要變量描述性統(tǒng)計

表5 中國對外直接投資基本動因及影響因素變遷回歸結(jié)果

本文進一步進行分區(qū)間段檢驗，在時間維度上比較中國對外直接投資基本動因的變遷。如表5所示，本文將時間區(qū)間分為2003—2010年和2011—2016年兩個時間區(qū)間，前者代表中國“走出去”戰(zhàn)略實施初期，后者代表金融危機后的全球經(jīng)濟復蘇時期。比較表5第（3）列和第（5）列可見，尋求市場動因代理變量LGDP系數(shù)顯著性不變，絕對值變大，說明中國對外直接投資尋求市場動因的影響作用變大；尋求自然資源動因代理變量LOREex系數(shù)顯著性由前一段的顯著為正變?yōu)楹笠欢蔚牟伙@著，說明中國對外直接投資尋求自然資源動因的影響作用在逐漸消失；比較表5第（4）列和第（6）列，尋求技術戰(zhàn)略資產(chǎn)動因代理變量LPatent系數(shù)由邊際顯著變?yōu)樵?%水平上顯著，且絕對值變大，說明中國對外直接投資尋求技術戰(zhàn)略資產(chǎn)動因顯著增強；比較第（3）列和第（5）列可見，中國對外直接投資受東道國FDI開放度的影響作用在逐漸消失，文化相近性因素始終顯著且有所加強，而中國對外直接投資對“一帶一路”沿線國家的偏向性主要集中在早期。

由以上分析可見，中國對外直接投資基本上可以用國際生產(chǎn)折衷范式理論解釋，尋求市場、尋求自然資源和尋求戰(zhàn)略資產(chǎn)（技術和管理）等對外直接投資的基本動因都顯著地影響中國對外直接投資的流向。但同時也可以看到，中國由于自身勞動力成本較低，因此其對外直接投資仍不具有尋求成本效率動因，這反映了中國作為發(fā)展中國家的特點。相反，本文觀察到中國企業(yè)偏向于在物價水平相對較高的國家進行對外直接投資，這可能是因為該變量同時反映了東道國的經(jīng)濟發(fā)展水平，而中國企業(yè)比較偏向于在經(jīng)濟發(fā)展水平較高的國家進行投資。以上結(jié)果還表明，中國對外直接投資的基本動因在后金融危機時期發(fā)生了明顯的變遷，即中國對外直接投資尋求市場和尋求技術戰(zhàn)略資產(chǎn)動因顯著增強，而尋求自然資源動因明顯減弱。同時，中國對外直接投資受東道國FDI開放度的影響在后金融危機時期也顯著減弱，這可能是由于世界各國積極吸引外資助力經(jīng)濟復蘇，因此對中國跨國企業(yè)的投資更加開放，于是以長期指標衡量的FDI開放度在短期的影響減弱。這反映了后金融危機時期全球經(jīng)濟復蘇給中國對外直接投資發(fā)展帶來的戰(zhàn)略機遇，這一機遇推動中國尋求技術戰(zhàn)略資產(chǎn)動因的對外直接投資顯著增強。

為了進一步理解中國對外直接投資基本動因的變遷，本文將樣本國家分為OECD國家和非OECD國家樣本組分別進行回歸檢驗，結(jié)果參見表6?？偟膩碚f，OECD國家以發(fā)達經(jīng)濟體為主，非OECD國家以發(fā)展中國家為主。首先，在整個時間區(qū)間上進行比較。比較表6第（1）列和第（3）列可見，中國在兩個樣本組中的對外直接投資均受尋求市場動因和東道國開放度因素影響，但尋求自然資源動因的影響作用僅存在于非OECD國家樣本組中。比較表6第（2）列和第（4）列可見，尋求技術戰(zhàn)略資產(chǎn)動因?qū)χ袊趦蓚€樣本組國家對外直接投資的影響均顯著。從系數(shù)絕對值上看，尋求市場動因、尋求技術戰(zhàn)略資產(chǎn)動因和FDI開放度因素的影響作用在OECD國家樣本組中均比非OECD組更大。由以上結(jié)果可知，中國對外直接投資的尋求市場和尋求技術戰(zhàn)略資產(chǎn)動因在發(fā)達國家和發(fā)展中國家樣本中均存在，且在發(fā)達國家樣本中其影響作用幅度更大，而尋求自然資源動因主要存在于發(fā)展中國家樣本中，在發(fā)達國家樣本中并不顯著。

表6 中國對外直接投資基本動因（2003—2016）

接著，對OECD樣本組和非OECD樣本組分別進行分時間段比較（如表7所示），從而探究中國對兩個子樣本對外直接投資基本動因的變遷。由表7第（1）列到第（4）列的結(jié)果可見，對于中國在OECD國家的對外直接投資，尋求市場動因雖持續(xù)作用但影響作用幅度在逐漸減小，其尋求技術戰(zhàn)略資產(chǎn)動因也表現(xiàn)出持續(xù)作用但影響作用幅度在逐漸變大，其尋求自然資源動因從邊際顯著變?yōu)椴伙@著，而開放度因素從1%水平上的顯著為正變?yōu)橥耆伙@著；由表7第（5）列到第（8）列的結(jié)果可見，對于中國在非OECD國家的對外直接投資，尋求市場動因的影響作用始終顯著且幅度沒有發(fā)生明顯變化，其尋求技術戰(zhàn)略資產(chǎn)動因由不顯著變?yōu)樵?%的水平上顯著為正，說明尋求技術戰(zhàn)略資產(chǎn)動因顯著增強，其尋求自然資源動因由在1%的水平上顯著為正變?yōu)椴伙@著，說明尋求自然資源動因顯著減弱，其開放度因素的影響作用也從1%水平上的顯著為正變?yōu)椴伙@著。由以上結(jié)果可知，中國對外直接投資的尋求市場動因在發(fā)達國家和發(fā)展中國家都一直保持著顯著的影響作用，但這種作用在發(fā)達國家有所減弱，而在發(fā)展中國家變化不明顯；尋求技術戰(zhàn)略資產(chǎn)動因的影響作用在兩個子樣本中都顯著增強，尤其是在發(fā)展中國家樣本發(fā)生了從無到有的質(zhì)變；尋求自然資源動因的影響作用在兩個子樣本中都有所減弱，尤其是在發(fā)展中國家樣本發(fā)生了從有到無的變化；而在兩個子樣本中開放度因素的影響都在后金融危機時期消失。

表7 中國對外直接投資基本動因的變遷

以上結(jié)果說明，在后金融危機時期，我國在發(fā)達國家和發(fā)展中國家對外直接投資的基本動因都發(fā)生了顯著變化。金融危機給全球經(jīng)濟帶來的重創(chuàng)導致全球資本市場的資金供給不足，而全球經(jīng)濟復蘇時期全球資本市場的資金需求增加，導致大量優(yōu)質(zhì)資產(chǎn)價格下降。這為我國跨國企業(yè)赴海外并購優(yōu)質(zhì)資產(chǎn)（尤其是具有高技術含量的資產(chǎn)）提供了寶貴的機遇，于是中國對外直接投資在發(fā)達國家和發(fā)展中國家的尋求技術戰(zhàn)略資產(chǎn)動因均顯著增強。與此同時，中國對外直接投資在發(fā)展中國家的尋求自然資源動因大幅減弱，在發(fā)達國家的尋求市場動因也小幅下降，這些都反映出后金融危機時期中國對外直接投資的重心向?qū)で蠹夹g戰(zhàn)略資產(chǎn)動因轉(zhuǎn)移。

五、結(jié)論和啟示

（一）結(jié)論

通過實證，本文得出以下基本結(jié)論：

第一，中國對外直接投資總體上顯著受到尋求市場動因、尋求技術戰(zhàn)略資產(chǎn)動因、尋求自然資源動因的影響。后金融危機時期尋求自然資源動因保持著持續(xù)作用，尋求技術戰(zhàn)略資產(chǎn)動因顯著增強，尋求自然資源動因逐漸減弱。第二，中國在發(fā)達國家的對外直接投資由尋求市場和尋求技術戰(zhàn)略資產(chǎn)動因主導，隨時間推移，前者作用小幅下降，后者作用有所加強；第三，中國在發(fā)展中國家的對外直接投資總體上由尋求市場、尋求技術戰(zhàn)略資產(chǎn)和尋求自然資源動因主導，其中尋求市場動因的作用隨時間變化不明顯，尋求技術戰(zhàn)略資產(chǎn)動因的作用顯著增強，而尋求自然資源動因的作用顯著減弱；第四，中國對外直接投資總體上受到東道國FDI開放度的影響，但該因素的影響作用在金融危機后的全球經(jīng)濟復蘇時期消失。

研究表明，中國對外直接投資的基本動因在金融危機后的全球經(jīng)濟復蘇時期發(fā)生了深刻的變化。金融危機后，全球?qū)ν馔顿Y水平總體下降，各國積極吸引外資助力經(jīng)濟復蘇，客觀上給中國對外直接投資提供了寶貴的戰(zhàn)略機遇期。由于受到金融危機沖擊，海外具有技術競爭力的優(yōu)質(zhì)資產(chǎn)的價格水平相對較低，且各國短期對中國跨國企業(yè)的開放程度較高，而中國跨國企業(yè)恰好需要通過吸收海外優(yōu)質(zhì)資產(chǎn)來提高技術水平，推動產(chǎn)業(yè)升級，因此中國跨國企業(yè)這一時期對外直接投資的尋求技術戰(zhàn)略資產(chǎn)動因顯著增強，而尋求自然資源動因顯著減弱，尋求市場動因的影響作用在對發(fā)達國家的對外直接投資中也有小幅減弱。值得注意的是，中國對外直接投資尋求技術戰(zhàn)略資產(chǎn)動因的影響作用不僅在發(fā)達國家有所增強，在發(fā)展中國家也顯著提高，說明全球經(jīng)濟復蘇時期中國跨國企業(yè)通過對外直接投資獲得技術的傾向性在全球范圍內(nèi)普遍存在?？偟膩碚f，全球經(jīng)濟復蘇為中國跨國企業(yè)尋求技術的對外直接投資提供了戰(zhàn)略機遇，使得中國對外直接投資的尋求技術戰(zhàn)略資產(chǎn)動因顯著增強，一定程度提升了中國跨國企業(yè)的技術實力，推動了中國跨國企業(yè)的產(chǎn)業(yè)升級。

（二）啟示

通過對實證結(jié)果的分析，本文給出以下政策建議：

第一，堅持推動“一帶一路”建設，擴大中國在沿線國家對外直接投資和經(jīng)貿(mào)合作。后金融危機時期為我國企業(yè)赴海外跨境并購優(yōu)質(zhì)技術資產(chǎn)提供了戰(zhàn)略機遇，但隨著全球經(jīng)濟的復蘇，這種戰(zhàn)略機遇可能在逐漸消失，而“一帶一路”倡議為我國對外直接投資發(fā)展指出了新的方向。在新時期我國應大力推動“一帶一路”建設，用對外投資促進貿(mào)易合作，用貿(mào)易合作帶動經(jīng)濟發(fā)展，通過互利共贏的發(fā)展維護區(qū)域穩(wěn)定與世界和平。

第二，利用對海外優(yōu)質(zhì)資產(chǎn)的整合，促進我國技術創(chuàng)新實力和產(chǎn)業(yè)升級。在后金融危機時期，我國跨國企業(yè)的跨境并購才剛剛開始，進一步地整合資源，將外部技術實力轉(zhuǎn)換為內(nèi)部創(chuàng)造力才是目標。要重視整合海外優(yōu)質(zhì)資產(chǎn)，提高自身創(chuàng)新能力，推動我國的產(chǎn)業(yè)升級。

第三，推動與各國的雙邊投資關系建設，發(fā)展長期穩(wěn)定的經(jīng)貿(mào)合作。后金融危機時期，各國對中國對外直接投資的開放程度明顯提高，我國應利用這一契機，推動和發(fā)展與各國的雙邊投資協(xié)定，建立長效合作機制，進一步打好我國對外直接投資和吸引外資發(fā)展的雙邊關系基礎。