邵宇佳，劉文革，陳 紅

(1.北京大學 經(jīng)濟學院，北京 100871；2.浙江工商大學 國際商務研究院，杭州 310018；3.浙江工商大學 經(jīng)濟學院，杭州 310018)

內(nèi)容提要：針對當前中國OFDI的“制度異象”問題，本文基于2003-2015年中國對140個投資國的相關數(shù)據(jù)，從東道國的反饋效應視角，將國別制度距離、OFDI逆向技術溢出和OFDI區(qū)位選擇納入同一框架，使用空間杜賓模型探究OFDI逆向技術溢出在中國OFDI區(qū)位分布中的作用，并進一步解釋“制度異象”。研究結果表明，OFDI逆向技術溢出效果越強的東道國越是吸引中國的OFDI，更關鍵的是OFDI逆向技術溢出能夠正向調(diào)節(jié)國別制度距離對中國OFDI區(qū)位選擇的影響效應，也即削弱國別制度距離對OFDI的抑制作用。因此，中國選擇制度距離較遠的國家進行投資一定程度上是由于OFDI逆向技術溢出的調(diào)節(jié)作用造成的。上述結論表明，應大力優(yōu)化國內(nèi)制度環(huán)境，提升制度質(zhì)量，為企業(yè)的不同OFDI動機提供對應的制度優(yōu)勢。對外投資企業(yè)需加大內(nèi)部投入，增強對逆向技術溢出的吸收能力，進一步擴大對外投資。

一、引言

改革開放以來，中國憑借“入世”契機、“走出去”發(fā)展戰(zhàn)略和“一帶一路”倡議等有利條件，對外直接投資發(fā)展迅速。截止至2017年，中國已經(jīng)實現(xiàn)總對外投資存量1.8萬億美元，成為世界上第二大對外投資大國，并且中國的對外直接投資涉及所有行業(yè)，同時分布于全球189個國家(地區(qū))，占全球國家(地區(qū))總數(shù)的80.8%。中國對外直接投資規(guī)模和區(qū)域覆蓋范圍不斷擴張，其對外直接投資的區(qū)位分布卻逐漸顯露出一些“制度異象”，中國對外直接投資區(qū)位選擇存在“制度風險偏好”。根據(jù)研究文獻，其一因于中國的特殊經(jīng)濟背景特征[1]，中國的大部分對外直接投資是由國有企業(yè)主導，特殊的國企性質(zhì)導致OFDI過程中可能存在除利潤之外的其他意圖[2]，而私有企業(yè)并不存在制度風險偏好[3]；其二是因為中國的對外直接投資具有顯著的資源尋求動機[1]，只有投資資源行業(yè)的OFDI存在制度風險偏好[4]，也即是表明中國的OFDI更多地流向自然資源較為豐富而經(jīng)濟發(fā)展水平較低的國家或區(qū)域[5]；其三是由于中國同這些東道國的制度距離較小，從而能夠有效降低企業(yè)的適應成本，吸引中國企業(yè)的OFDI[1]。

盡管上述三大原因闡釋了中國對外直接投資的“制度風險偏好之謎”，但從歷年中國對外直接投資統(tǒng)計公報仍可發(fā)現(xiàn)，從總量規(guī)模來看，中國的確對發(fā)展中國家的投資存量較大，2017年占比85.8%，但在中國對外直接投資存量前20位的國家中，歷年發(fā)達國家和發(fā)展中國家的數(shù)量基本對等?？梢?，中國對外直接投資的區(qū)位選擇也傾向于發(fā)達國家，而這顯然同中國更傾向于制度距離較小的國家進行投資的解釋存在一定的出入。當前主流國際投資理論認為較好的東道國制度質(zhì)量吸引OFDI[6]，但筆者認為也可能是OFDI逆向技術溢出效應存在所致。從現(xiàn)實情況而言，發(fā)達國家相對于發(fā)展中國家不僅具有可觀的市場潛力，更具有技術、管理、營銷等價值增值作用的資產(chǎn)，可以通過OFDI逆向技術溢出效應提升母國跨國公司的核心競爭力[7]，從而觸發(fā)企業(yè)的戰(zhàn)略資源尋求動機[8]，吸引技術水平相對落后的國家進行投資。中國相對于西方發(fā)達國家仍屬于技術追隨者，OFDI逆向技術溢出對中國企業(yè)對外直接投資的區(qū)位選擇具有一定的正向影響。

鑒于此，針對中國OFDI同樣傾向于制度距離較遠的發(fā)達國家這一不同于傳統(tǒng)理論的現(xiàn)象，本文在制度距離影響中國OFDI區(qū)位選擇的研究框架下引入OFDI逆向技術溢出效應，試圖從東道國的反饋效應視角解釋中國同樣選擇制度距離較遠的國家進行投資的潛在原因。

二、變量定義、模型設定及數(shù)據(jù)來源

(一)變量定義與構建

1.被解釋變量

本文的被解釋變量采用中國對東道國的OFDI存量數(shù)據(jù)，因為考慮到核心解釋變量制度距離和逆向技術溢出在短期內(nèi)相對穩(wěn)定，很難解釋短期波動較大的OFDI流量數(shù)據(jù)特征，因此采用存量數(shù)據(jù)相對合適。

2.解釋變量

(1)OFDI逆向技術溢出。本文參考Potterie and Lichtenberg(2001)[9]的計算方法把對外直接投資渠道溢出的東道國R&D資本存量作為中國OFDI的逆向技術溢出，具體計算公式如下：

(1)

SFit表示中國第t年通過OFDI渠道溢出的i國R&D資本存量，OFDIci表示中國對i國在第t年的OFDI流量，GDPit表示i國第t年的GDP，Sit表示i國第t年的R&D資本存量。

由于缺少R&D資本存量數(shù)據(jù)，本文基于世界銀行發(fā)展指標(WDI)中的R&D投入占GDP的比例和GDP數(shù)據(jù)計算出各國每年的R&D投入，并利用永續(xù)存盤法計算各個國家的每年的R&D資本存量。

Sit=(1-δ)*Si(t-1)+R&Dit

(2)

其中δ表示研發(fā)資本的折舊率，本文參照國內(nèi)大部分學者的做法，把δ取值為5%，R&Dit表示i國第t年R&D資本投入?；诘腞&D存量為：

(3)

Si2003表示i國第2003年的R&D資本存量，R&Di2003表示i國第2003年的R&D資本投入，g為i國2003年到2015年的R&D資本投入的算術平均增長率。

(2)國別制度距離變量(INSDit)。為了克服單一指標在反映制度距離時存在相對片面的缺陷，本文從法律制度距離、宏觀經(jīng)濟制度距離、微觀經(jīng)濟制度距離與政治制度距離四個維度構建綜合性國別制度距離代理變量。同時，綜合考慮當前主流的三種距離測算方法，即Kogut and Singh指數(shù)法、絕對值法和歐氏距離法，存在的優(yōu)缺點，及對本文研究內(nèi)容，決定采用絕對值法對四個維度的制度距離進行測算。

其中，法律制度維度包含法治水平(RL)。法治體現(xiàn)了代理人對信任和遵守社會規(guī)則的程度的認識，特別是合同執(zhí)行、財產(chǎn)權、警察和法院的質(zhì)量以及犯罪和暴力的可能性。

宏觀經(jīng)濟制度維度包含財政自由度指數(shù)(FD)、貨幣自由度指數(shù)(MF)。財政自由度指數(shù)(FD)指標通過3項中類指標衡量，分別為稅收占GDP的比重、最高企業(yè)所得稅稅率、最高個人所得稅稅率。較高的取值代表該國具有較低的稅賦。貨幣自由度指數(shù)(MF)指標包括近三年的加權平均通貨膨脹率和價格調(diào)控2項中類指標。

微觀經(jīng)濟制度維度包含企業(yè)運營自由度指標(BF)。該指標通過10項中類指標衡量，新成立一家企業(yè)須辦理的手續(xù)數(shù)目、所需的時間、費用、最低資金，企業(yè)獲得許可證須辦理的手續(xù)、需要花費的時間、費用以及企業(yè)關閉需要的時間、費用、恢復率。其較髙的取值代表一國企業(yè)的設立和關閉比較容易，成本較低，耗費的時間少。

政治制度維度包含廉潔程度(COR)、腐敗控制(CCOR)、政府效率(GE)。廉潔程度(COR)指標表示一國政府的清廉程度,在世界經(jīng)濟自由度指標的10大類指標中，未明確列出廉潔程度所包含的中類指標。腐敗控制(CCOR)反映一國政府的權利被用來謀取個人私利的程度，其中包括各種形式的腐敗和該國政府為精英或者私人利益操縱的程度。政府效率(GE)表明對公共服務質(zhì)量、公務員質(zhì)量和獨立于政治壓力的程度，政策制定和執(zhí)行的質(zhì)量以及政府對這些政策的承諾的認識。

根據(jù)以上四個維度的指標，中國與東道國j的制度距離可表示為：

(4)

其中,INSDit表示中國與東道國i的制度距離，Ijit表示i國第t年在第j個維度上在的得分，Ijut表示中國第t年在第j個維度上的得分。

3.控制變量

為嚴格控制其他因素對OFDI的影響，本文分別采用東道國最終消費(CONSE)、東道國通貨膨脹率(INFR)、東道國匯率(EXCH)、東道國稅賦(TAX)、中國和東道國間地理距離(DIS)這5個控制變量，以使本文研究更具準確性及科學性。

(二)計量模型設定

研究制度距離對OFDI的區(qū)位選擇采用空間計量模型進行實證分析因考慮到空間距離的溢出效應而表現(xiàn)出一定的優(yōu)勢，故而本文采用空間杜賓模型(SDM)研究逆向技術溢出對OFDI區(qū)位選擇的調(diào)節(jié)效應。

第一步，分別單獨研究逆向技術溢出和國別制度距離對中國OFDI區(qū)位選擇的影響，作為下一步研究的基準，故設定以下計量模型：

(5)

(6)

第二步，基于上述的基準研究，在回歸模型(1)中引入逆向技術溢出和國別制度距離的交叉項，作為考察逆向技術溢出是否存在調(diào)節(jié)效應的指標，具體的計量模型如下：

(7)

其中SFit*INSDit表示OFDI逆向技術溢出和國別制度距離的交互項。

(三)空間權重矩陣構建

空間權重矩陣是空間計量模型估計時的關鍵環(huán)節(jié)，現(xiàn)有研究中通常采用二元相鄰矩陣、地理距離空間權重矩陣以及經(jīng)濟距離空間權重矩陣?？紤]到估計結果的穩(wěn)健性，本文先后構建經(jīng)濟距離空間權重矩陣和地理距離空間權重矩陣，并將后者作為穩(wěn)健性檢驗使用。其中，經(jīng)濟距離空間權重矩陣設定如下：

(8)

之后，基于上述設定的經(jīng)濟距離空間權重矩陣，本文采用LM檢驗對對外直接投資是否存在空間交互效應進行空間相關性檢驗。此外，考慮到檢驗結果的穩(wěn)健性，分別進行空間固定效應和空間隨機效應的LM檢驗，檢驗結果如表1所示。

表1 基于經(jīng)濟距離空間權重矩陣的LM檢驗

注：本表未列出變量的系數(shù)估計結果,***、**、*分別表示在1%、5%和10%的顯著性水平上顯著(下同)。

從表1中的檢驗結果可以發(fā)現(xiàn)，無論是空間固定效應還是空間隨機效應均拒絕原假設，表明對外直接投資確實存在空間交互效應，從而意味著在實證分析中需要考慮變量的空間滯后效應。

(四)數(shù)據(jù)來源說明

本文采用的數(shù)據(jù)主要來自《中國對外直接投資統(tǒng)計公報》、世界銀行發(fā)展指標以及CEPII數(shù)據(jù)庫。其中，被解釋變量數(shù)據(jù)取自《中國對外直接投資統(tǒng)計公報》，包含中國對140個國家②和地區(qū)2003-2015年的對外直接投資數(shù)據(jù)，核心解釋變量國別制度距離的數(shù)據(jù)來自世界銀行治理指標WGI以及美國傳統(tǒng)基金會的世界經(jīng)濟自由度指標，中國和東道國間地理距離數(shù)據(jù)取自CEPII數(shù)據(jù)庫，剩余各變量數(shù)據(jù)取自世界銀行數(shù)據(jù)庫。

三、實證結果分析

本文對以上計量模型分別采用空間固定效應和空間隨機效應進行估計，然后采用Hausman檢驗對兩種估計結果進行擇優(yōu)。具體結果分析如下：

首先，本文分別單獨考察OFDI逆向技術溢出和國別制度距離在中國OFDI區(qū)位選擇中的作用，估計結果由表2中的模型(1)和(2)給出。其中，被解釋變量的空間滯后項W*lnOFDI系數(shù)顯著為正，說明OFDI確實存在空間滯后效應，意味著本文采用SDM進行實證分析是合理的。對于逆向技術溢出的回歸結果，由Hausman檢驗結果表明，模型(1)的估計結果采用空間隨機效應，所以從空間隨機效應的估計結果來看，逆向技術溢出lnSF的估計系數(shù)為0.5124，且顯著，表明OFDI逆向技術溢出在中國對外直接投資的區(qū)位選擇中發(fā)揮著重要的作用，也即是說逆向技術溢出效應越強的東道國更吸引中國的OFDI。此外，逆向技術溢出的空間滯后項估計系數(shù)為1.3946，且顯著，表明各東道國的逆向技術溢出對中國的OFDI區(qū)位選擇的積極影響具有顯著的互補效應。對于國別制度距離的回歸結果，由Hausman檢驗結果表明，模型(2)的估計結果采用空間固定效應，從空間固定效應的估計結果來看，國別制度距離INSD的估計系數(shù)為-0.1273，且顯著，表明國別制度距離對中國的OFDI存在負向影響，即中國傾向于向與本國制度距離較小的國家進行直接投資，這也正好同傳統(tǒng)理論結論保持一致。

表2 逆向技術溢出對中國OFDI區(qū)位選擇的調(diào)節(jié)作用

注：括號中為標準誤(下同)。

然后，本文進一步將逆向技術溢出、國別制度距離以及其交互項納入同一分析框架，即模型(3)，估計結果由表3中的模型(3)給出。由Hausman檢驗結果表明，模型(3)的估計結果采用空間隨機效應，從空間隨機效應的估計結果來看，OFDI逆向技術溢出和國別制度距離交互項lnSF*INSD的估計系數(shù)為0.0017，且顯著，表明OFDI逆向技術溢出能夠正向調(diào)節(jié)國別制度距離對OFDI區(qū)位選擇的影響，即削弱國別制度距離對OFDI的抑制作用。此外，對比模型(2)的估計結果可以發(fā)現(xiàn)，在加入OFDI逆向技術溢出變量后，國別制度距離系數(shù)由-0.1273擴大至-0.0773，在某種程度上也意味著逆向技術溢出發(fā)揮了調(diào)節(jié)作用，減弱了國別制度距離對OFDI的負向影響作用。同時，逆向技術溢出和國別制度距離交互項的空間滯后項W*lnSF*INSD的估計結果為負但是不顯著，表明該中國向某一東道國的直接投資，并不會受到第三方國家的OFDI逆向技術溢出的調(diào)節(jié)效應的影響，這也間接表明，OFDI逆向技術溢出的正向調(diào)節(jié)效應并不具有空間溢出效應。此外，國別制度距離的空間滯后項W*INSD的系數(shù)在模型(2)和(3)中始終不顯著，表明中國同其他國家之間的制度距離對中國對某一東道國的直接投資，即中國向某一東道國進行直接投資，較少會受中國同其他國家之間較大制度距離的影響。

最后，從相應的效應分析來看，lnSF*INSD的直接效應極其微小，且未通過顯著性檢驗，表明一國的OFDI逆向技術溢出在國別制度距離對中國OFDI區(qū)位選擇影響路徑中調(diào)節(jié)作用的反饋效應很微弱，間接表明某一東道國較強的OFDI逆向技術溢出效應僅在中國和該國家之間制度距離對中國向該國家的直接投資的負向影響中起到正向調(diào)節(jié)作用，但是該正向調(diào)節(jié)作用并不能通過其他國家進行傳遞。從lnSF*INSD的間接效應估計結果還可以發(fā)現(xiàn)，其估計結果不顯著，表明該正向調(diào)節(jié)作用不會影響到中國對其他第三方國家的直接投資，這里進一步驗證了OFDI逆向技術的正向調(diào)節(jié)效應不存在空間溢出效應。

表3 OFDI逆向技術溢出調(diào)節(jié)作用的效應估計

四、穩(wěn)健性檢驗

考慮到研究結論的穩(wěn)健性以及空間計量模型的特殊性，本文通過采用替換空間權重矩陣的形式對上文研究結論進行穩(wěn)健性檢驗。因此，依據(jù)各國首都地理距離的空間權重矩陣設定如下：

(9)

其中dij表示i國和j國首都之間地理距離，dmin表示所有距離中的最小值，w(dij)表示空間權重矩陣W′第i行第j列的元素。

之后，基于上述設定的地理距離空間權重矩陣，采用LM檢驗對對外直接投資是否存在空間交互效應進行空間相關性檢驗。此外，進一步考慮到檢驗結果的穩(wěn)健性，分別進行空間固定效應和空間隨機效應的LM檢驗，檢驗結果如表4所示。

表4 基于地理距離空間權重矩陣的LM檢驗

注：本表未列出變量的系數(shù)估計結果。

由表中的檢驗結果表明，被解釋變量對外直接投資的確存在空間滯后效應，在實證研究中應加以考慮。

表5 穩(wěn)健性檢驗逆向技術溢出對中國OFDI區(qū)位選擇的調(diào)節(jié)作用

表5 (續(xù))

于是，替換空間權重矩陣之后的回歸結果如表5和表6所示。首先，由表5中空間滯后項W*lnOFDI的估計結果來看，同樣通過了1%的顯著性檢驗，再次驗證采用SDM進行實證分析是合適的。然后從逆向技術溢出和國別制度距離的單獨回歸結果來看，兩者的回歸系數(shù)和顯著性均符合預期，預示結果是穩(wěn)健的。最后，從模型(3)的穩(wěn)健性檢驗結果來看，交叉項lnSF*INSD的系數(shù)仍為正且通過了5%的顯著性檢驗，表明逆向技術溢出效應的確能夠正向調(diào)節(jié)國別制度距離對OFDI區(qū)位的選擇，該結論是穩(wěn)健的。

表6 穩(wěn)健性檢驗OFDI逆向技術溢出調(diào)節(jié)作用的效應估計

此外，從相應的效應估計結果來看，直接效應和間接效應的估計結果基本保持一致，表明效應估計的結果具有穩(wěn)健性。

五、結論與建議

本文基于2003-2015年中國對140個國家(包括發(fā)達和發(fā)展中國家或地區(qū))的直接投資數(shù)據(jù)，分別構建國別制度距離綜合指標和OFDI逆向技術溢出指標，采用空間杜賓模型實證分析OFDI逆向技術溢出在中國OFDI區(qū)位選擇中的作用，試圖解釋中國企業(yè)為何同樣傾向于向制度距離較遠的國家進行投資的現(xiàn)象。研究結果表明，OFDI逆向技術溢出效果越強的東道國越是吸引中國的OFDI，更關鍵的是OFDI逆向技術溢出能夠正向調(diào)節(jié)國別制度距離對中國OFDI區(qū)位選擇的影響效應，也即削弱國別制度距離對OFDI的抑制作用，從而一定程度地解釋了中國為何仍選擇制度距離較遠的國家進行投資。此外，還可以發(fā)現(xiàn)，OFDI逆向技術效應在國別制度距離對OFDI區(qū)位選擇影響路徑中的正向調(diào)節(jié)作用并不具有空間溢出效應，即某一國家較強的OFDI逆向技術溢出效應僅可以削弱中國同該國家之間制度距離對中國向該國家直接投資的負向影響，但是難以在中國和其他國家的制度距離對中國OFDI的負向影響中起到削弱作用。也可解釋為若某一國家增強其對中國對外直接投資企業(yè)的逆向技術溢出，即使中國同該國家制度距離較遠，也會吸引中國企業(yè)對其進行直接投資，而且也不會惠及其他國家。

根據(jù)研究結論，本文政策含義如下：首先，OFDI逆向技術溢出的強度同東道國制度環(huán)境緊密相關，所以國內(nèi)需大力優(yōu)化國內(nèi)制度環(huán)境，縮小與發(fā)達國家的制度差異，疏通OFDI逆向技術溢出渠道；其次，提升國內(nèi)制度質(zhì)量，一方面可以減輕國內(nèi)企業(yè)向發(fā)達國家對外直接投資的適應成本，擴大投資，另一方面制度質(zhì)量的提升利于釋放國內(nèi)經(jīng)濟活力，促進經(jīng)濟的增長；然后，國內(nèi)可以憑借自身特有的制度性優(yōu)勢，為企業(yè)的不同OFDI動機提供對應的制度優(yōu)勢，例如市場指導和政府支持等，彌補同東道國的制度差距，增強互補效應，減弱競爭效應，優(yōu)化國內(nèi)企業(yè)OFDI結構。之后，積極參與雙邊或多邊國際投資規(guī)則的協(xié)商與制定，加強區(qū)域經(jīng)濟合作，建立多雙邊聯(lián)系機制，簽訂雙邊投資保護協(xié)定，一定程度上彌補因制度距離較大產(chǎn)生的不利影響；最后，由于OFDI逆向技術溢出的強度也取決于企業(yè)的吸收能力[10]，所以對外投資企業(yè)需加大內(nèi)部投入，增強對逆向技術溢出的吸收能力，提升企業(yè)競爭優(yōu)勢，進一步擴大對外投資。

注釋：

① 由于空間矩陣元素必須為正值，本文采用絕對值的形式，此外以人均 GDP 均值形式設置空間權重矩陣，一定程度上可避免內(nèi)生性問題。

② 剔除盧森堡、塞浦路斯、開曼群島、英屬維爾京群島和中國香港等避稅港及金融自由港。