制度因素对我国对外直接投资的影响研究

叶晔

摘 要：本文运用2003—2015年省际面板数据，研究了我国制度因素对企业对外直接投资的影响，结果显示：更高的市场化水平、更大的金融支持力度和更深的政府治理水平均能显著促进我国企业对外直接投资；经济对外开放程度和法律制度的作用则不显著；各省市对外直接投资受到制度因素的影响存在显著的地区差异，东部地区OFDI主要受到经济对外开放度、金融支持和政府治理水平的正向影响，中部和西部地区分别更多地受到经济对外开放程度和市场化水平的积极影响。

关键词：经济制度；法律制度；对外直接投资

DOI：10.3969/j.issn.1003-9031.2018.03.10

中图分类号：F279.2 文獻标识码：A 文章编号：1003-9031（2018）03-0068-10

一、引言

改革开放以来，我国GDP规模不断扩大，政府适时提出“走出去”战略，鼓励企业进行跨国投资，尤其在我国加入世贸组织后，企业对外直接投资呈现明显上升趋势，投资领域不断拓宽，区位选择也更加广泛。2015年，我国对外直接投资流量第一次超过了同期吸引外资水平，首次位列全球第二，中国对外直接投资已经实现了从2003年以来连续13年的增长，中国企业对外投资开始进入新的阶段。但我国对外直接投资地区发展仍然极不平衡，东部地区占比最高，存量与流量占全国比重均超过80%，中部和西部地区的对外直接投资占比却远远落后于东部地区。因此，我们迫切需要寻求影响企业对外直接投资的机制，通过分析对外直接投资的区域差异现象，为我国更好地进行对外直接投资提出建议。

二、文献综述

对于新兴经济体国家OFDI的研究逐渐增多，但是传统的国际投资理论如Dunning（1977）提出的“国际生产折衷”理论等已经不能够很好地阐释新兴经济体企业对外直接投资的决定性因素，更多的学者开始转向从制度视角考察影响企业OFDI的动因，当前我国正处于新兴经济体和转轨经济体的中间阶段，研究制度因素对OFDI的影响就显得尤为重要。

目前，越来越多的学者开始研究制度与对外直接投资之间的关系。一方面，由于跨国经营企业必须考虑到国内外制度的安排，所以多数学者分别从东道国和母国制度角度出发，来探究制度对OFDI的影响；另一方面，部分学者在此基础上开始考察制度对OFDI逆向技术溢出的影响。因此，我们从以下三个方面对已有相关文献进行总结：

（一）东道国制度与OFDI

在早先的研究中，制度往往被认为是外生变量，学者们多是基于产业论和资源论分析OFDI，从而忽视了制度的影响。新制度理论的产生开始促使人们从东道国制度角度考虑企业的跨国投资行为。Ramasamy et al.（2012）将制度作为内生变量，深入研究了东道国制度因素对企业OFDI战略的影响。Busse & Hefeker（2007）通过实证研究得出东道国内部的种族关系、冲突、民主权利和社会秩序等因素均会影响到企业的对外直接投资。Mishra & Daly（2007）认为东道国的法律和秩序、政局稳定性、腐败程度及行政机构质量等制度因素对外商投资存在显著的影响，制度环境越好越有利于国外资本的流入；Habib & Zurawicki（2002）则从东道国制度腐败角度实证研究认为，腐败程度越深，将会大大降低外资流入的可能性；而Wheeler & Mody（1992）却认为东道国的腐败与外资进入的规模和方式间并不存在必然联系。郭苏文等（2010）认为制度距离阻碍我国外向FDI，其中东道国的产权保护、贸易自由度和财政自由度对中国的OFDI影响最大；阎大颖等（2010）发现东道国良好的制度环境有助于完善市场经济体制的运行并能通过调节企业资源简介影响投资决策；陈兆源（2016）研究了东道国政治制度对我国OFDI区位选择的影响，发现民主程度和国家否决者的更换都会导致我国企业更低的投资概率；潘春阳等（2017）则通过实证研究发现中国对外直接投资能够在短期内改善“一带一路”沿线国家的制度质量，并在长期内提高其均衡水平。

（二）母国制度与OFDI

从母国制度的视角考察企业对外投资行为的文献中，多数都认为母国的相关制度会影响跨国公司对外投资的所有权优势与能力，并且其影响机制主要体现在制度约束和制度激励两方面。Witt et al.（2007）的研究表明，发展中国家的市场化水平及制度环境比较落后，企业的国内交易成本会远远大于跨国经营成本，企业为了逃离或规避母国制度的约束而被迫开展对外直接投资；Buckley et al.（2007）通过研究中国的对外直接投资，发现我国企业OFDI的能力和动机取决于国家信贷政策、经济自由化程度、政府扶植以及文化相似度制度因素；Luo et al.（2010）则发现中国政府的政策支持可以推动企业进行对外投资，同时母国良好的制度安排会对企业产生激励作用，促使企业进行OFDI；郑展鹏等（2012）实证研究发现市场化水平和政府治理会促进我国对外直接投资；齐晓飞等（2017）将制度因素融入邓宁的国际折衷生产范式理论框架中，构建出中国企业对外直接投资的OFDI-S模型，发现母国制度对企业具有引导、挤出、弱化、中和等四大效应。

（三）制度与OFDI逆向技术溢出

由于对东道国的跨国投资也会对国内企业产生间接影响，一些学者开始研究制度与OFDI逆向技术溢出之间的关系。从东道国制度角度来看，蔡冬青等（2012）通过运用制度和技术溢出的交叉项作为衡量指标，发现东道国公共治理、知识产权保护和技术市场体制均能通过逆向技术溢出效应积极促进我国企业技术创新，但其对外开放度的作用不显著；从母国制度角度看，李梅等（2014）通过省际面板数据实证研究发现政府的教育扶持、科技扶持、金融支持、政策开放度和法律制度显著促进了对我国OFDI逆向技术溢出效应，但是政府对企业的扶持作用不显著。

上述文献中虽然对制度因素与对外直接投资有着不同角度的研究，整体而言，这些文献中仍偏向研究东道国制度对OFDI的影响，尤其是国内研究母国制度对OFDI的文献尚不多。因此，本文尝试从母国正式制度的角度出发，主要研究了法律制度和经济制度对我国对外直接投资的影响和地区差异，对丰富对外直接投资理论、为政府制定投资政策、为企业进行跨国投资和经营都有着重大的意义。

三、理论假设、变量说明和模型设定

（一）理论假设和变量说明

新经济制度学提出了制度变迁对经济绩效的影响，而对外直接投资作为一种重要的对外经济方式，显然也会受到制度的影响。考虑到非正式制度没有统一的测量标准且较难获得，我们选取正式制度，主要从法律制度和经济制度两方面来研究我国制度因素对OFDI的影响。本文使用的计量软件是stata13。

1.经济制度

经济制度包括一定范围内的生产制度和交易制度，涉及层次非常复杂，因此本文选取市场化水平、经济对外开放度、金融支持和政府治理四个指标来反映我国的经济制度。

（1）市场化水平（MARKET）

市场化是指从计划经济转轨到市场经济的过程，市场化水平即我国经济当前的市场化程度，反映了市场机制对资源配置的作用，这种作用不是由单一因素产生的，是由一系列经济、社会、法律以及政治制度的变革影响而来。樊纲测算的“中国各地区市场化进程相对指数” 主要通过对政府与市场的关系、非国有经济发展、产品市场的发育程度、要素市场的发育程度及市场中介组织发育等赋以相应的权重，测算出相应的市场化水平指数，这是当前代表我国各省份地区市场化程度较为权威的指标。由于目前已经出版了1997—2009版本和2008—2014版本的市场化指数，两个版本的标准不统一，无法直接重叠，因此，本文采用樊纲的1997—2009版本的市场化指数，并通过插值法推算出2010—2015年的市场化指数来得出2003—2015年各地区市场化水平。数据来自樊纲、王小鲁（2011）《中国市场化指数： 各地区市场化相对进程2011年报告》。

假设1：市场化水平会促进我国对外直接投资。

（2）经济对外开放度（OPEN）

经济对外开放度这里主要是指对外贸易的开放程度，指一个国家或地区的贸易对外开放规模和水平，反映其融入全球经济的程度。本文借鉴大多数学者的做法，用外贸依存度来表示经济对外开放程度，即用各地区进出口总额占GDP的比重来表示。一般而言，经济对外开放程度越高，企业对外直接投资越多。各地区进出口总额和GDP分别来自历年《中国统计年鉴》和各省市统计年鉴。

假设2：经济开放度与对外直接投资成正比。

（3）金融支持（FIN）

以往研究发现，金融发展程度越深，越会促进企业对外直接投资，而金融支持力度在一定程度上反映了国内金融市场的发展深度。这里我们运用各地区贷款余额占GDP的比重来衡量政府对金融的支持力度。其中各地区贷款余额来自历年《金融统计年鉴》。

假设3：金融支持会促进我国对外直接投资。

（4）政府治理（GOVERN）

政府治理反映了政府参与经济活动的程度，在市场经济中，政府占据了非常重要的地位。Buckley et al.（2007）的研究认为，政府的参与对企业的对外投资活动将产生重要的影响。本文采用各省市地区财政支出占当地GDP比重来衡量政府治理水平。各地区财政支出数据来自中国财政部和中国国家税务总局。

假设4：政府治理水平与对外直接投资成正比。

2.法律制度（LAWER）

法律制度包括了一国或一个地区的所有法律和规则。对于市场经济而言，完善的法律制度会导致市场参与者充分竞争，可能会对企业跨国投资产生影响。由于制度本身难以量化，因此本文使用各省市律师执业人数来表示地区法律制度。相关数据来自《中国律师年鉴》。

假设5：法律制度对对外直接投资的影响不确定。

3.控制变量

（1）人力资本（HUMAN）

各地区人力资本水平的高低反映了该地区人力资源管理能力，即当地人才数量的多少，这也会影响到地区的对外直接投资。借鉴以往文献，本文采用劳动力平均受教育年限来测算各地区人力资本水平，具体计算方法为：小学毕业生占比×6+初中毕业生占比×9+高中毕业生占比×12+大专毕业生占比×15+本科毕业生占比×16+研究生及以上毕业生占比×19。各省人员受教育程度的数据来自《中国劳动统计年鉴》。

（2）经济发展水平（PGDP）

根据邓宁的一国净对外直接投资的五阶段理论，经济发展水平的高低也会影响到该国或该地区的对外直接投资水平。本文使用各省市人均GDP水平表示经济发展水平，数据来自中经网。

（3）吸引外资水平（FDI）

来自国外的外商直接投资同样会影响到我国企业的对外直接投资。因此，本文使用各省市实际利用外资余额来表示该地区吸引外资水平，该数据来自各省市统计年鉴。

4.被解释变量（OFDI）：由于OFDI流量的不稳定性，在进行对外直接投资实证研究时常采用OFDI存量数据。文中使用2003—2015年各地区对外直接投资存量为被解释变量，该数据来自相关年度《中国对外直接投资统计公报》。

（二）模型设定

四、描述性统计与实证分析

（一）描述性统计

由表1可知，代表对外直接投资的相关变量LNOFDI均值为12.639，最大值17.571和最小值4.598存在较大差异，说明各地区的OFDI存在着较大的差距。市场化水平、金融支持等核心變量也存在较大差异，其他变量同样存在着不同程度的大小差异。表2是对分区域样本被解释变量的描述性统计结果，可以看出在三大区域中，东部地区OFDI最高，其次是中部，西部最低。

（二）实证分析

1.平稳性检验

在对面板数据进行回归分析之前，首先需要对所有数据序列进行单位根检验，看其是否平稳，防止出现虚假回归的情形。对于面板数据单位根检验常用的方法主要有LLC和IPS等。本文采用LLC法对面板数据进行单位根检验（见表3），可以看到，LLC检验均在在1%的置信水平上拒绝原假设，这说明模型中加入的变量均是平稳的。

2.回归结果分析

根据Hausman检验，可知全样本适用于固定效应模型（FE），东部、中部和西部样本也适用于固定效应模型（FE），所有的回归结果见表4。

（1）全国样本计量分析

从表4中可看到，市场化指数的系数为正且在1%的水平上显著性，说明市场化程度越高，其积极作用越明显，也就越能促进我国的对外直接投资，这与我们的假设1相符合。更高的市场化水平意味着市场在资源配置中的占比越重，越有利于企业进行对外直接投资。经济对外开放度系数为正但未通过显著性检验，说明经济对外开放程度对我国对外直接投资并没有起到显著作用，这可能是因为一方面经济开放程度越高，企业越能产生对外直接投资的意愿，但这种投资意愿并没有完全转化为投资行动，多数企业仍在保持观望态度。金融支持的系数通过了10%的显著性水平且为正，说明政府提供的金融支持力度越大，企业对外直接投资意愿越强。因为高效的金融系统为企业创造了良好的融资环境，能够为企业提供充足的资金支持，从而提高了企业对外直接投资的意愿。政府治理水平的系数显著为正且通过了5%的显著性水平，说明政府参与经济程度越高，越能促进企业的对外直接投资。因为不同政策对企业会产生不同影响，政府参与经济会活跃整个投资市场，从而促进企业的跨国投资。法律制度的系数为负且没有通过显著性水平，说明目前法律制度对我国企业对外直接投资的影响还不显著，有可能是由于一方面法律制度越完善企业越愿意在国内市场投资，但同时我国法律体系发展尚不成熟，还不能达到显著影响企业对外直接投资的水平。另外，控制變量人力资本、经济发展水平和吸引外商投资水平均显著为正，说明人力资本水平、经济发展水平和吸引外商投资水平越高，我国企业越会进行对外直接投资。

（2）地区样本计量分析

从表4中的第3、4、5列我们看到东部、中部和西部的计量结果。对于东部地区，经济对外开放程度、政府治理水平和金融支持系数显著为正，说明更高的经济对外开放程度和政府治理水平以及更大的金融支持力度都会促进企业对外直接投资；市场化指数系数为正，法律制度的系数为负但均未通过显著性检验，说明东部地区的市场化程度和法律制度对OFDI都没有显著性影响。对于中部地区，制度变量中只有经济对外开放程度系数显著为正，说明经济对外开放程度越高，越能促进企业对外直接投资；其他制度变量中，政府治理水平和法律制度系数为负但不显著，市场化指数和金融支持系数均为正也不显著，对企业OFDI均没有显著影响。对于西部地区，市场化水平系数高度显著为正且远远高于东部和中部，说明西部地区市场化水平越高越会促进企业对外直接投资，因为西部地区的发展水平比东部和中部地区更加落后，市场化程度越高，对于西部地区带来的影响也会比东中部更加明显；西部的法律制度系数在10%水平下显著且为负，说明西部地区的法律制度对企业投资行为有着显著影响；经济对外开放程度、金融支持力度和政府治理水平系数均为正但不显著，说明这些制度因素对企业OFDI没有显著影响。

五、稳健性检验

（一）不同指标构建方法的稳健性分析

为了进一步检验实证结果的稳健性，我们采用各省市专利授权量（PATENT）来表示法律制度，作为模型中法律制度的核心解释变量，结果见表5。与原始方程计量结果相比，采用不同指标构建的法律制度得到的回归结果并不存在明显差别。另外，我们使用樊纲最新制定的2008—2014年市场化指数（与上述1997—2009年市场化指数基期不同）对2008—2014阶段重新进行检验，发现结果依然稳健。

（二）内生性检验

由于动态面板模型能够在一定程度上缓解因遗漏变量引起的模型内生性问题，故本文使用动态面板模型，即加入被解释变量的滞后一期，采用广义矩阵法（GMM）对上述结果重新进行回归，回归结果显示与最初计量结果无较大差别，因而该结果稳健。

六、结论和建议

本文从母国正式制度的角度出发，研究了经济制度和法律制度对我国企业对外直接投资的影响，在此基础上，通过进一步对全国样本的分区检验，探讨了我国东部、中部和西部地区对外直接投资受制度因素的影响机制，并进行了稳健性检验。结论显示，市场化程度、金融支持力度和政府治理水平都会促进我国企业对外直接投资，而经济对外开放程度和法律制度对OFDI的作用则不显著。从地区结果来看，东部地区的经济对外开放程度、金融支持力度和政府治理水平显著为正，促进了企业对外直接投资；中部地区的经济对外开放程度对企业OFDI作用最明显；西部地区则是更高的市场化水平促进了OFDI，而法律制度对OFDI产生了阻碍作用。控制变量中，经济发展水平对全国和东中西部地区OFDI均起到促进作用，人力资本在全国以及东部和西部地区显著为正，吸引外资水平则显著促进了全国和东部地区对外直接投资。

综上，本文提出如下政策建议：一是推进市场化进程，完善我国市场结构。更高的市场化水平能够对资源进行重新配置，会高度影响到企业对外直接投资的意愿，促使企业进行对外直接投资活动，因此，应该遵循市场规律，通过制定相关法律等有效措施，推进各地区市场化进程。二是加大金融支持力度，为企业提供更多资金支持。我国金融市场发展还处在初步阶段，因此应该不断深化金融市场程度，构建完善的金融市场体系，通过税收优惠等方式促进企业对外直接投资。三是提高政府治理水平，更多地参与经济活动。政府可以通过财政支出，加大对教育、科技、金融等的扶持力度，提高企业跨国投资意愿。另外，根据分区检验中东中西部地区受到显著影响因素的不同，可以对不同地区实施不同的偏向性政策，比如主要侧重提高东部地区的经济对外开放程度、金融支持力度和政府治理水平；对西部地区则更偏向推进市场化进程；各地区都应该进一步提高经济发展水平和人力资本水平，从而更好地促进我国企业对外直接投资。

（责任编辑：张恩娟）

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