任康鈺 劉 婷

一、引言

2008年國際金融危機和歐債危機之后，歐盟為引進外資，提高經濟活力，加快經濟復蘇，放松了外商直接投資準入限制。加上相對完善的市場環(huán)境、透明的法律制度和高素質的人才等優(yōu)勢，歐盟成員國吸引了大量中國企業(yè)入駐，中國對歐盟直接投資大幅增長。然而，中國企業(yè)在基礎設施和高科技領域的直接投資引起了歐盟國家的擔憂，歐盟開始調整其審查機制和外資政策。2019年，《歐盟外商直接投資審查條例》通過，并于2020年10月生效。2020年，中歐關系有了很大的進展，雙方共同推進了綠色伙伴關系、數字合作關系等方面的發(fā)展?！吨袣W全面投資協(xié)定》也在歷時7年35 輪談判后最終達成。2021年3月，《中歐全面投資協(xié)定》在歐盟內部反對勢力的阻撓和美國施壓下暫時凍結，但中歐加強經貿合作仍然是大勢所趨，尤其是隨著新冠肺炎疫情后經濟的復蘇，歐盟需要中國市場，中國經濟恢復迅速并且市場需求龐大，適合作為投資的合作伙伴。因此，中歐經貿合作不會中斷，只會越來越緊密，中歐投資合作仍有廣闊的空間。

目前，有關中國對外直接投資（OFDI）的研究主要包括中國OFDI 與貿易的關系以及中國OFDI 的影響因素分析。其中，針對中國對外直接投資整體情況和“一帶一路”沿線國家的研究較多?，F有的針對中國對歐盟直接投資的研究主要是定性研究，定量方面的研究較少，并且在實證分析過程中存在不足。鑒于《中歐全面投資協(xié)定》的大背景與中歐之間的投資合作潛力，有必要對歐盟直接投資進行進一步的研究。因此，本文通過實證檢驗來發(fā)現影響中國對歐盟OFDI 的顯著動機因素，考察制度因素對這些動機因素的調節(jié)作用，并且考慮了內生性問題，為中國直接投資歐盟的動因分析和制度調節(jié)作用的研究提供定量支持。

二、文獻綜述

一些學者研究了中國對外直接投資的影響因素，還有學者針對中國對歐盟OFDI 進行相關研究，本文的研究主要在此基礎上展開。

（一）中國對外直接投資影響因素的相關研究

現有針對中國OFDI 的研究主要可以分為中國OFDI 的影響因素和貿易效應兩個方面。有大量文獻研究了制度環(huán)境對OFDI 的影響，并且結論有所不同。彼得·埃格（Peter Egger）和漢內斯·維納爾（Hannes Winner）（2005）發(fā)現東道國的腐敗在一定程度上有利于投資國繞過其政府的干預與管制，從而促進OFDI。①Egger P.and Winner H.,“Evidence on Corruption as an Incentive for Foreign Direct Investment,”European Journal of Political Economy,Vol.21,No.4,2005,pp.932-952.特羅斯（Teks?z）（2006）分析得出結論：東道國越腐敗，越不利于他國對其直接投資；①Teks?z S.U.,Corruption and Foreign Direct Investment: An Empirical Analysis,PhD Dissertation 2006,Munich Graduate School of Economics.錢（Qian）等人（2012）發(fā)現，東道國的腐敗程度與OFDI 之間是非線性關系，這種非線性關系以母國的腐敗程度為“門檻”，即東道國腐敗程度相對于母國腐敗程度過高或過低，都不利于OFDI 的流入。②Qian Xingwang,Sandoval-Hernandez Jesus and Zhao Jinzhuo,“Corruption Distance and Foreign Direct Investment,” SSRN Electronic Journal,May 28,2012,https://www.researchgate.net/publication/256020996_Corruption_Distance_and_Foreign_Direct_Investment,訪問日期：2022年3月1日。冀相豹（2014）發(fā)現，發(fā)達國家的制度環(huán)境對中國OFDI 具有正向促進作用，發(fā)展中國家的制度環(huán)境則對中國OFDI 有負向作用。③冀相豹：《中國對外直接投資影響因素分析——基于制度的視角》，載《國際貿易問題》，2014年第09 期，第98—108 頁。不同學者的研究結論所有不同，但可以確定的是，制度環(huán)境是影響中國OFDI 的重要因素。

此外，還有學者研究發(fā)現，東道國市場規(guī)模、④Buckley,Peter J.,et al.“The Determinants of Chinese Outward Foreign Direct Investment,” Journal of International Business Studies,Vol.38,No.4,Palgrave Macmillan Journals,2007,pp.499-518.資源稟賦、⑤陳巖、馬利靈、鐘昌標：《中國對非洲投資決定因素：整合資源與制度視角的經驗分析》，載《世界經濟》，2012年第10 期，第91—112 頁。治理水平⑥陳松、劉海云：《東道國治理水平對中國對外直接投資區(qū)位選擇的影響——基于面板數據模型的實證研究》，載《經濟與管理研究》，2012年第6 期，第71—78 頁。等都對中國OFDI 有影響。周超等人（2017）發(fā)現，東道國營商環(huán)境對中國OFDI 總體上有正向影響，但對不同動機的OFDI 影響不同。⑦周超等：《營商環(huán)境與中國對外直接投資——基于投資動機的視角》，載《國際貿易問題》，2017年第10 期，第143—152 頁。戴利研和李震（2018）認為，與東道國政治關系緊密有助于促進中國對其OFDI 的增加。⑧戴利研、李震：《雙邊政治關系、制度質量與中國對外直接投資》，載《經濟理論與經濟管理》，2018年第11 期，第 94—109 頁。黃友星等人（2021）提出，東道國知識產權保護的強化可以顯著促進中國對其OFDI 的增加。⑨黃友星等：《東道國知識產權保護與中國對外直接投資：直接效應與空間溢出效應的分析》，載《世界經濟研究》，2021年第09 期，第81—98 頁。

大量研究發(fā)現，對外貿易與對外直接投資存在替代關系或互補關系。因此，對外貿易也是影響中國對外直接投資的重要因素。張如慶（2005）發(fā)現，我國進出口與對外直接投資存在單向因果關系，進出口是對外直接投資變化的原因。⑩張如慶：《中國對外直接投資與對外貿易的關系分析》，載《世界經濟研究》，2005年第03 期，第23—27 頁。項本武（2009）發(fā)現，中國對外直接投資與進出口貿易之間存在長期穩(wěn)定的協(xié)整關系。①項本武：《中國對外直接投資的貿易效應研究—基于面板數據的協(xié)整分析》，載《財貿經濟》，2009年第04 期，第77—82 頁。張春萍（2012）提出，中國OFDI 有顯著的進口和出口創(chuàng)造效應。②張春萍：《中國對外直接投資的貿易效應研究》，載《數量經濟技術經濟研究》，2012年第06 期，第74—85 頁。蔣冠宏、蔣殿春（2014）發(fā)現，中國OFDI 總體上的“出口效應”呈倒“U”型。③蔣冠宏、蔣殿春：《中國企業(yè)對外直接投資的“出口效應”》，載《經濟研究》，2014年第05 期，第160—173 頁。林創(chuàng)偉等人（2019）發(fā)現，中國對東盟OFDI 的貿易創(chuàng)造效應在貿易額相對低時更明顯。④林創(chuàng)偉等：《中國對東盟國家直接投資的貿易效應研究》，載《國際經貿探索》，2019年第04 期，第60—79 頁。

不少學者就中國對“一帶一路”沿線國家的OFDI 進行了研究，包括沿線國家基礎設施質量、⑤崔巖、于津平：《“一帶一路”國家基礎設施質量與中國對外直接投資—基于面板門檻模型的研究》，載《世界經濟與政治論壇》，2017年第05 期，第135—152 頁。稅收競爭力、⑥張友棠、楊柳：《“一帶一路”國家稅收競爭力與中國對外直接投資》，載《國際貿易問題》，2018年第03 期，第85—99 頁。雙邊投資協(xié)定（BIT）的簽署、⑦鄧富華等：《“一帶一路”沿線國家外資政策協(xié)調對中國對外直接投資的影響—基于雙邊、多邊政策協(xié)調的分析視角》，載《經濟與管理研究》，2019年第12 期，第43—58 頁。數字經濟發(fā)展水平對中國對沿線國家OFDI 的影響等。⑧齊俊妍、任奕達：《東道國數字經濟發(fā)展水平與中國對外直接投資——基于“一帶一路”沿線43 國的考察》，載《國際經貿探索》，2020年第09 期，第55—71 頁。

（二）中國對歐盟OFDI 的相關研究

目前，有關中國對歐盟OFDI 的研究包括定性和定量兩個層面。在定性方面，姚鈴（2011）分析了在歐債危機下中國對歐盟OFDI 的內外部環(huán)境和制約因素，并且提出了擴大中國對歐盟OFDI 的戰(zhàn)略思考。⑨姚鈴：《歐債危機背景下拓展中國對歐盟投資策略研究》，載《亞太經濟》，2011年第05 期，第94—98 頁。宋麗麗、劉慧芳（2012）研究了中國企業(yè)對歐盟OFDI 的區(qū)域和行業(yè)分布特點和發(fā)展趨勢。⑩宋麗麗、劉慧芳：《中國企業(yè)對歐盟直接投資的分布、特點與未來趨勢》，載《國際貿易問題》，2012年第12 期，第52—60 頁。龐明川等人（2012）對歐債危機后中國對歐盟OFDI 的超常增長進行了研究，指出中國對歐盟OFDI的戰(zhàn)略意義，提出對歐盟不同區(qū)域市場和不同行業(yè)進行有針對性的直接投資。?龐明川：《技術追隨、策略互動與市場勢力：發(fā)展中國家的對外直接投資》，載《財貿經濟》，2009年第12 期，第99—104 頁。趙柯（2014）對中國對歐盟OFDI 的特點、動因和趨向進行了分析總結。①趙柯：《中國對歐盟直接投資：特征、動因及趨勢》，載《國際貿易》，2014年第06 期，第52—56 頁。常健聰（2015）研究了中國對歐盟OFDI 對歐盟經濟情況、政策制定層面和國際話語權方面所產生的影響。②常健聰：《中國對歐盟跨境直接投資的影響分析及啟示》，載《亞太經濟》，2015年第01 期，第105—110 頁。高運勝等人（2019）從《中歐全面投資協(xié)定》的簽署、“16+1”合作機制和歐盟吸引外資政策變化等角度出發(fā)，針對擴大中、歐雙邊投資合作提出了參考性建議。③高運勝等：《中國對歐直接投資：結構性轉變與戰(zhàn)略性機遇》，載《國際經貿探索》，2019年第09 期，第63—79 頁。

在定量方面，柴慶春和胡添雨（2012）用歐盟代表發(fā)達地區(qū)、東盟代表發(fā)展中地區(qū)得出結論，認為中國對東盟OFDI 的貿易效應大于對歐盟OFDI 的貿易效應，并分析了其中的原因。④柴慶春、胡添雨：《中國對外直接投資的貿易效應研究——基于對東盟和歐盟投資的差異性的考察》，載《世界經濟研究》，2012年第06 期，第64—69 頁。姜寶等人（2015）發(fā)現，中國對歐盟直接投資能顯著促進歐盟的進口，但對歐盟的出口效應影響并不顯著。⑤姜寶等：《“走出去”戰(zhàn)略下中國對歐盟逆向投資的貿易效應研究——基于FGLS 和PCSE 修正的面板數據模型》，載《國際貿易問題》，2015年第09 期，第167—176 頁。李計廣和李彥莉（2015）得出結論：在變量確定的情況下，中國對歐盟28 國OFDI 中潛力發(fā)揮最好的是制度質量最差的成員國，而不是制度最好的成員國。⑥李計廣、李彥莉：《中國對歐盟直接投資潛力及其影響因素——基于隨機前沿模型的估計》，載《國際商務》，2015年第05 期，第72—83 頁。劉再起等人（2016）研究了中國對歐盟OFDI 的區(qū)位選擇受經濟資源和制度環(huán)境的影響情況，發(fā)現在經濟危機前后影響因素有所差異。⑦劉再起、王陽： 《中國對歐盟直接投資的區(qū)位選擇動因》，載《學習與實踐》，2014年第08 期，第28—34 頁；劉再起、王陽：《經濟資源、制度環(huán)境與我國對歐盟直接投資的區(qū)位選擇》，載《經濟管理》，2016年第02 期，第1—13 頁。劉再起等人（2017）發(fā)現，“一帶一路”倡議下，中國對歐盟OFDI 對雙邊貿易具有顯著的正向促進作用，并且長期作用大于短期作用。⑧劉再起等： 《“一帶一路”背景下中國對歐盟直接投資的貿易效應》，載《學習與實踐》，2017年第08 期，第15—21 頁。李書彥和譚晶榮（2020）發(fā)現，中國對歐盟OFDI 的空間溢出效應比較顯著，并且中國對歐盟直接投資與貿易總體呈現替代關系（顯著負相關），而非互補關系。⑨李書彥、譚晶榮：《中國對歐盟直接投資(OFDI)的時空特征及影響因素》，載《經濟地理》，2020年第06 期，第60—68 頁。

綜上所述，目前有關中國對外直接投資的研究主要是針對整體情況以及“一帶一路”沿線國家，針對中國對歐盟OFDI 影響因素的研究不夠全面，并且缺少專門針對其投資動因的定量研究?？紤]到目前中歐關系在大國關系中的重要性，中歐投資關系又是支撐中歐關系的重要基石，有必要對投資動因進行研究。同時，歐洲對華意識形態(tài)也在發(fā)生變化，在經貿領域越來越強調政治正確，所以我們也有必要研究制度環(huán)境對中國對歐盟不同動因OFDI 的影響，在《中歐全面投資協(xié)定》擱置的背景下確保中歐整體投資水平處在正向發(fā)展的道路上，并以此擴展雙方在綠色發(fā)展、數字經濟等領域的合作。本文以2007—2019年中國對歐盟28 國（包括在2019年還未正式退出歐盟的英國，以及2013年成為歐盟成員國的克羅地亞）直接投資的面板數據為基礎，構建實證模型并考慮到模型中可能存在的異方差、序列相關和截面相關問題，分析中國對歐盟OFDI 的動機因素，同時將影響OFDI 的重要因素—制度因素，作為調節(jié)變量，考察其對不同動機因素的調節(jié)作用，并通過內生性分析對結論進行檢驗，為中國對歐盟OFDI 的定性研究提供實證支持，驗證四種OFDI 的主要動機因素在中國對歐盟OFDI 中的顯著性，同時也為《中歐全面投資協(xié)定》下中國對歐盟OFDI 的實踐提供參考。

三、現狀觀察與理論分析

（一）現狀觀察

與中歐雙邊貿易相比，中國對歐盟OFDI 起步較晚但增長較快。中國對歐盟直接投資流量的波動幅度較大（見圖1）。2007年，中國對歐盟直接投資流量達10.44 億美元，首次超過中國對美國的直接投資流量。2008—2011年，中國對歐盟OFDI 流量呈現大幅增長趨勢。2012—2013年，中國對歐盟OFDI 流量有所下降，之后呈現出逐步增長的趨勢。截至2019年12月底，中國對歐盟OFDI 流量達106.99 億美元，較上一年增長了20.7%。2020年，因受疫情影響，中國對歐盟OFDI 流量大幅減少，但中、歐雙邊投資合作的基礎并沒有動搖。

中國對歐盟OFDI 存量（見圖1）持續(xù)保持增長態(tài)勢，在2019年末達到939.12 億美元，占中國OFDI 總存量的4.3%，占中國對所有發(fā)達經濟體OFDI 存量的37.6%。

圖1 中國對歐盟直接投資的流量與存量變化情況（單元：億美元）

2019年，中國對歐盟各國投資存量排名如表1所示。我們可以看出，中國主要直接投資的是歐盟中的西歐和北歐成員國，對中東歐成員國的投資較少。近年來，中國對歐盟各國投資存量排名前五的國家如表2所示。我們可以看出，主要投資的成員國是荷蘭、英國、盧森堡、德國、法國和瑞典。這幾個國家經濟發(fā)達且市場規(guī)模較大，并且重視研發(fā)投入，科技水平較高。盧森堡雖然經濟規(guī)模小，但特殊的稅收政策使其作為避稅勝地和投資中轉站，因此吸引了大量的中國直接投資。

表1 2019年中國對歐盟各國投資存量的排名情況

表2 中國對歐盟各國歷年直接投資存量排名前5 的國家

（續(xù)表）

（二）理論分析與假說

本文參考聯合國貿易和發(fā)展會議的分類方式，將一國OFDI 按投資動機，分成市場尋求型、資源尋求型、創(chuàng)新資產尋求型和效率尋求型四種。①Dunning John H,Re-evaluating the Benefits of Foreign Direct Investment,Transnational corporations.-New York,NY: United Nations Publ,1994,pp.33-52.中國對不同地區(qū)或國家直接投資的動機有所不同：市場尋求型OFDI 是為了開拓新市場而開展的，其目的包括規(guī)避東道國進口配額、反傾銷等貿易壁壘，或者針對當地市場的研發(fā)產品，從而開拓新市場；效率尋求型OFDI 一般是將本國不具備比較優(yōu)勢的產業(yè)轉移到土地資源豐富或勞動力價格較低的國家或地區(qū)，從而降低生產成本；創(chuàng)新資產尋求型OFDI 是指母國在高新技術等關鍵領域開展多種形式的合作以獲取東道國技術，從而彌補本國創(chuàng)新能力上的不足；資源尋求型OFDI 的開展主要是為了獲取東道國豐富的自然資源，建立可控的自然資源供應網絡，從而穩(wěn)定自然資源價格和供應。吳先明和黃春桃（2016）將中國企業(yè)對外直接投資分成順向投資和逆向投資兩種，對發(fā)達經濟體的投資屬于逆向投資，在逆向投資中，中國企業(yè)具有強烈的市場尋求動因。①吳先明、黃春桃：《中國企業(yè)對外直接投資的動因：逆向投資與順向投資的比較研究》，載《中國工業(yè)經濟》，2016年第1 期，第99—113 頁。歐盟作為發(fā)達經濟體，擁有龐大的市場、先進的技術、完善的制度和開放的經濟環(huán)境。據德勤2017年的統(tǒng)計顯示，中國對歐盟直接投資的驅動力包括：進入新市場，擴大市場份額，優(yōu)化業(yè)務組合，獲取創(chuàng)新資產與能力等。因此，中國對歐盟直接投資主要是為了尋求歐盟龐大的市場和領先的創(chuàng)新資產。結合中國對歐盟OFDI 的現狀觀察與理論分析，本文提出以下假設：

假設1：市場尋求是中國對歐盟各成員國OFDI 的顯著動機因素。

假設2：效率尋求不是中國對歐盟各成員國OFDI 的顯著動機因素。

假設3：創(chuàng)新資產尋求是中國對歐盟各成員國OFDI 的顯著動機因素。

假設4：自然資源尋求不是中國對歐盟各成員國OFDI 的顯著動機因素。

制度環(huán)境會影響中國對歐盟OFDI 的選擇。我們通常認為，一國的制度環(huán)境越好，就越能吸引他國OFDI，但根據以往文獻中我們發(fā)現，制度環(huán)境與OFDI并不總是簡單的正向關系，很多情況下是“負向”關系甚至是“U”型關系。②Qian Xingwang,Sandoval-Hernandez Jesus and Zhao Jinzhuo,“Corruption Distance and Foreign Direct Investment,” SSRN Electronic Journal,May 28,2012,https://www.researchgate.net/publication/256020996_Corruption_Distance_and_Foreign_Direct_Investment,訪問日期：2022年3月1日。雖然影響方向不能確定，但可以確定制度環(huán)境是影響OFDI 的顯著因素。因此，本文將制度環(huán)境設置為調節(jié)變量，重點研究制度環(huán)境對不同動機的調節(jié)作用，并且提出以下假設：

假設5：歐盟各成員國制度環(huán)境對不同類型動因投資的調節(jié)作用有所不同。

四、實證檢驗

（一）變量與模型

本文選取中國對歐盟成員國的直接投資存量作為被解釋變量。之所以用存量而不是用流量，是因為存量穩(wěn)定并且數據更為完整。為了進一步增加數據的平穩(wěn)性，我們對其取自然對數（lnOFDI）。

我們再根據幾類動機設定解釋變量。第一，表示市場尋求型動機的變量，用歐盟各國的年度國內生產總值（GDP）的對數值（lnGDP）來衡量。第二，是表示效率尋求型動機的變量，用以2010年為基年的歐盟各國人均勞動力成本指數（LABC）來衡量。第三，是代表創(chuàng)新資產尋求型動機的變量，用歐盟各國研發(fā)開支占年GDP 的比重（GERDgdp）來衡量。第四，是反映資源尋求型動機的變量。參考以往文獻，用礦石、燃料和金屬出口在本國商品總出口中的占比（RES）反映歐盟各國自然資源的豐富度。

綜合已有文獻，我們還可以看到其他一些影響投資的變量，包括貿易依存度、通脹水平、地理距離、匯率水平、基礎設施等。①劉再起、王陽：《中國對歐盟直接投資的區(qū)位選擇動因》，載《學習與實踐》，2014年第08 期，第28—34 頁；劉再起、王陽：《經濟資源、制度環(huán)境與我國對歐盟直接投資的區(qū)位選擇》，載《經濟管理》，2016年第02 期，第1—13 頁；劉再起、張永亮、王陽：《“一帶一路”背景下中國對歐盟直接投資的貿易效應》，載《學習與實踐》，2017年第08 期，第15—21 頁。但是，考慮到歐盟國家與中國的相對地理距離差異不大，歐盟各國大部分都使用歐元，并且歐盟國家屬于發(fā)達地區(qū)，各成員國在基礎設施水平方面相差并不大，所以這里僅引入貿易依存度（OPEN）和通脹水平（INFL）兩個控制變量。前者指歐盟各國進出口總額與其GDP 的比值，后者則采用歐盟各國的GDP 平減指數來衡量。

最后，我們引入反映制度環(huán)境的指標作為調節(jié)變量，用世界銀行全球治理指標（WGI）的平均值來衡量。WGI 包括六項因素，分別是公民話語權和政府問責制、政府效率、政治穩(wěn)定性、監(jiān)管質量、腐敗的控制度和法律規(guī)則。六個因素的取值范圍都是-2.5—2.5，數值越大代表制度環(huán)境越好。

以上各變量的具體情況匯如表3所示。

表3 各變量的類型、符號和含義

根據以上變量設定，我們首先建立基礎模型：

其中，i 表示東道國，t 表示年份，β0為常數項，εit為殘差項。

（二）樣本和數據

模型中各變量的數據來源如表4所示。

表4 各變量的數據來源

本文采用Stata14 軟件對數據進行計量分析，各變量的描述性統(tǒng)計如表5所示。

表5 各變量的描述性統(tǒng)計

檢驗各變量之間的相關系數，除了GERDgdp 與WGI 之間的相關系數大于0.7 外，其他變量之間的相關系數都小于0.7。進一步檢驗模型中的方差膨脹因子（VIF），模型中各解釋變量的VIF 均小于5，說明模型中不存在嚴重的多重共線性的問題，可進行進一步的分析和檢驗。

（三）初步檢驗

面板數據的估計方法主要包括混合回歸法（Pooled-OLS）、固定效應法（FE）和隨機效應法（RE）。通過Wald 檢驗、LR 檢驗、BP 檢驗和Hausman 檢驗確定估計方法，最終檢驗結果支持使用固定效應模型。因此，本文采用固定效應模型進行分析。

用固定效應模型直接回歸的結果如表6所示。通過P 值可以看出，在0.05 的水平下，除了表示自然資源尋求型動機的變量RES 不顯著外，其他各變量都比較顯著。

表6 中國對歐盟直接投資固定效應模型的回歸結果

考慮到面板數據中可能存在異方差、序列相關和截面相關等問題，我們用xttest3、xtserial 和xtcsd 命令分別對固定效應模型進行組間異方差、序列相關和截面相關檢驗，結果顯示模型存在上述問題?？紤]到這些問題的存在，參考Stata Journal 2007年第3 期（281—312）的方式，用xtscc 命令進行綜合處理。表7 中模型（1）是用固定效應模型回歸的結果，模型（2）是考慮了異方差和截面相關后的結果，模型（3）是同時考慮了異方差、截面相關和序列相關后的結果，三個模型得到的系數相同，區(qū)別主要體現在標準誤上。我們可以看出，在考慮上述問題后，在0.05 的水平下，除了表示體現自然資源尋求型動機的變量RES 不顯著，其他各變量對中國對歐盟OFDI 的影響都是顯著的。

表7 中國對歐盟FDI 固定效應模型回歸結果對比

初步檢驗的結果顯示，市場尋求型動機因素lnGDP 正向顯著，證明中國對歐盟OFDI 有顯著的市場尋求動因，所以假設1 獲得實證支持；勞動力成本（lnABC）也是顯著因素，說明中國對歐盟OFDI 也有效率尋求型動因，所以假設2 沒有得到支持；研發(fā)能力（GERDgdp）對中國直接投資歐盟也有顯著的正向影響，所以假設3 得到支持；自然資源（RES）并不是中國對歐盟直接投資顯著影響因素，所以假設4 得到驗證。

（四）進一步檢驗

接下來，在原有模型的基礎上加入制度環(huán)境因素與各動因的交乘項（公式2），進一步對假設5 進行驗證。

其中，i 表示東道國，t 表示年份，β0為常數項，λi表示歐盟各成員國的個體效應，μt表示時間效應，εit為殘差項。

1.調節(jié)作用分析

表8 是中國對歐盟直接投資依次加入各類調解變量的回歸結果。首先，要檢驗控制變量和調節(jié)變量，然后要檢驗解釋變量，最后檢驗調節(jié)變量和解釋變量的交互項。表8 中的模型（1）是對控制變量和調節(jié)變量的檢驗。結果顯示，中國與歐盟各國的貿易依存度對中國對歐盟OFDI 有顯著的正向影響，歐盟各國通脹對中國對歐盟OFDI 有顯著的負向影響。制度環(huán)境對中國對歐盟OFDI 具有顯著的負向影響，這與Egger 和Winner （2005）的結論相一致，①Egger P.and Winner H.,“Evidence on Corruption as an Incentive For Foreign Direct Investment,”European Journal of Political Economy,Vol.21,No.4,2005,pp.932-952.與Buckley 等（2007）的結論也是一致的。②Buckley Peter J.,et al.“The Determinants of Chinese Outward Foreign Direct Investment,” Journal of International Business Studies,Vol.38,No.4,Palgrave Macmillan Journals,2007,pp.499-518; Buckley Peter J.,“Do We Need a Special Theory of Foreign Direct Investment for Extractive Industries?” Journal of Chinese Economic and Foreign Trade Studies,Vol.1,No.2,2008,pp.93-104．模型（3）到模型（6）是考察歐盟各國制度環(huán)境因素對各動因投資的調節(jié)作用。結果表明，制度環(huán)境對市場尋求型OFDI 有顯著的調節(jié)作用，對效率尋求型OFDI 有顯著的調節(jié)作用，對創(chuàng)新資產尋求型OFDI 的調節(jié)作用不顯著，即制度環(huán)境對不同動因直接投資的調節(jié)作用不同，所以假設5 得到證實。

表8 中國對歐盟直接投資依次加入各類解釋變量的回歸結果

（續(xù)表）

2.內生性分析

影響中國對歐盟OFDI 的因素眾多，本研究可能存在沒有考慮到遺漏的重要變量，如果這些變量與模型中的其他變量相關，或者模型中的部分解釋變量與被解釋變量存在逆向因果關系時，就會產生內生性問題。

與衡量市場尋求型動機的變量lnGDP 相關的因素較多，所以本文選擇歐盟各國居民消費價格指數（CPI）的年均增長率與歐盟各國人口數量的對數值lnPOP作為lnGDP 的工具變量，先對內生性問題是否存在進行初步檢測，用Davidson-MacKinnon（1993）提出的方法來檢驗本文設定的面板數據固定效應模型是否存在內生性問題，見下面框中的內容。如果P 值接近于0，高度拒絕，就說明模型存在內生性問題。

然后，我們要檢驗本文所選取的工具變量lnPOP 和CPI 是否存在過度識別、識別不足和弱工具變量的問題，檢驗結果如表9所示。我們可看出，工具變量不存在識別不足和過度識別的問題，但存在弱工具變量的問題。

表9 工具變量合理性的檢驗

為了解決弱工具變量問題，我們增加了lnPOP 和CPI 的滯后項，發(fā)現在加入lnPOP 的滯后一階到滯后三階、CPI 的滯后一階和滯后二階工具變量后，結果顯示，0.05 的水平下上述問題都不存在（見表10），說明此時工具變量的選擇比較合理。

表10 加入滯后項之后的工具變量合理性檢驗

將加入合理工具變量后的固定效應模型檢驗結果與未加入工具變量的結果進行對比，我們發(fā)現，四種因素動機的解釋變量中的效率尋求型動機因素（LABC）從顯著變成了不顯著，另外三個解釋變量的顯著性沒有變化，這說明在考慮了內生性問題且加入相對合理的工具變量后，中國對歐盟直接投資的動因中效率尋求型不顯著，假設2 得到支持。

表11 未加入工具變量與加入工具變量固定效應模型回歸結果的對比情況

考慮了內生性問題后，中國對歐盟直接投資的市場尋求型和創(chuàng)新資產尋求型動機投資依舊顯著。歐盟擁有廣闊的市場和巨大的消費能力，中國企業(yè)對歐盟投資覆蓋歐盟高、中、低端市場，以法國、德國為代表的發(fā)達國家高端市場份額高。歐盟一些成員國也存在中低端市場，中國中低端產品制造企業(yè)在歐盟建廠創(chuàng)辦子公司，樹立品牌形象，利用歐盟市場拓寬銷售渠道。

中國創(chuàng)新技術距離歐盟發(fā)達國家仍有較明顯的差距，中國企業(yè)通過對其進行直接投資，建立研發(fā)中心、簽訂相關合作協(xié)議和并購東道國企業(yè)，主動到歐盟投資尋求先進技術和創(chuàng)新資產，尤其是一些創(chuàng)新型企業(yè)的發(fā)展，有助于促進中國相關技術的開發(fā)，提升中國企業(yè)的國際競爭力。

相比之下，歐盟的自然資源并不豐富，所以資源尋求并不是中國企業(yè)對歐盟直接投資的主要動因。此外，歐盟的勞動力成本相對較高。因此，中國對歐盟直接投資的效率尋求型動因并不顯著。

五、總結和展望

本文選取了2007—2019年中國對歐盟28 國①其中包括2019年未正式脫歐的英國和2013年加入歐盟的克羅地亞。直接投資存量的面板數據，分析了中國對歐盟OFDI 的驅動因素，并考察了制度環(huán)境對不同動機的調節(jié)作用。研究結果顯示：中國對歐盟OFDI 具有顯著的市場尋求動機和創(chuàng)新資產尋求動機；制度環(huán)境對中國直接投資歐盟的市場尋求型動機具有顯著的正向調節(jié)作用，對中國對歐盟OFDI 的創(chuàng)新尋求型動機調節(jié)作用不顯著。本文驗證了中國對歐盟OFDI主要是出于規(guī)避歐盟貿易壁壘、開拓新市場、尋求技術創(chuàng)新等目的，豐富了當前中國對歐盟OFDI 動因的實證研究。

歐洲是中國企業(yè)海外市場和投資目的地，其重要性顯著上升，雖然中歐投資關系受到了新冠肺炎疫情和《中歐全面投資協(xié)定》擱置的負面影響，但中歐投資合作仍是雙方發(fā)展的必然選擇，也是大勢所趨。中國企業(yè)仍看好其在歐洲的廣闊發(fā)展前景。根據歐盟中國商會2021年發(fā)布的《中國企業(yè)在歐發(fā)展報告》，90%以上的中國企業(yè)認為，“在未來3—5年的發(fā)展中，中歐經貿合作的基本面不會改變”。大部分企業(yè)仍希望擴大在歐投資。未來，中國對歐盟直接投資可在保證市場尋求型投資的基礎上繼續(xù)擴大創(chuàng)新資產尋求型投資。盡管歐盟出臺的投資審查條例對中國創(chuàng)新資產尋求型投資造成了一定的影響，但中國可充分發(fā)揮中小企業(yè)的作用，進行靈活的技術和創(chuàng)新資產尋求投資。企業(yè)在投資前應充分考察歐盟各國的制度環(huán)境，追尋市場尋求型投資的企業(yè)更應如此。數字經濟是全球經濟發(fā)展的大趨勢，新冠肺炎疫情的暴發(fā)也加速了數字經濟的發(fā)展，中國和歐盟都在積極推動數字化轉型，未來在促進中國對歐盟直接投資方面，要考慮到數字經濟層面的影響，這也是一個值得研究的重要領域。