中國制造業(yè)對外直接投資遵循比較優(yōu)勢了嗎？
——基于國家-行業(yè)層面

姜文學(xué)，張 蒙

(東北財(cái)經(jīng)大學(xué) 國際經(jīng)濟(jì)貿(mào)易學(xué)院，遼寧 大連 116025)

中國制造業(yè)對外直接投資遵循比較優(yōu)勢了嗎？
——基于國家-行業(yè)層面

姜文學(xué)，張 蒙

(東北財(cái)經(jīng)大學(xué) 國際經(jīng)濟(jì)貿(mào)易學(xué)院，遼寧 大連 116025)

本文運(yùn)用2005—2014年ORBIS全球企業(yè)數(shù)據(jù)庫中的中國企業(yè)海外制造業(yè)子公司數(shù)量這一微觀數(shù)據(jù)，基于投資引力模型，嘗試從國家-行業(yè)層面驗(yàn)證中國企業(yè)在進(jìn)行海外制造業(yè)投資時(shí)是否遵循了比較優(yōu)勢。研究結(jié)果表明，中國企業(yè)在進(jìn)行海外制造業(yè)投資時(shí)遵循了比較優(yōu)勢，即會(huì)將熟練勞動(dòng)密集度高的行業(yè)投資到熟練勞動(dòng)豐裕度高的國家，而將熟練勞動(dòng)密集度低的行業(yè)投資到熟練勞動(dòng)豐裕度低的國家。另外，中國制造業(yè)在發(fā)展中國家的對外直接投資具有自然資源尋求動(dòng)機(jī)和市場尋求動(dòng)機(jī)，自由貿(mào)易協(xié)定和雙邊投資協(xié)定沒有對中國制造業(yè)對外直接投資產(chǎn)生顯著影響。

對外直接投資；制造業(yè)；國家-行業(yè)層面；比較優(yōu)勢；熟練勞動(dòng)

一、引 言

自“走出去”戰(zhàn)略提出以來，中國對外直接投資(以下簡稱OFDI)投資凈額已由2005年的122.61億美元增至2014年的1 231.20億美元，位列全球第三。與此同時(shí)，中國OFDI存量已經(jīng)增至8 826.42億美元，位列全球第八。其中，中國制造業(yè)OFDI存量已由2005年的57.70億美元增至2014年的523.52億美元，年復(fù)合增長率高達(dá)27.77%。*根據(jù)歷年《中國對外直接投資統(tǒng)計(jì)公報(bào)》計(jì)算。收稿日期：2017-09-16作者簡介：姜文學(xué)(1972-)，男，山東乳山人，教授，博士，主要從事國際貿(mào)易理論與政策研究。E-mail：jiangwx@dufe.edu.cn張 蒙(1991-)，男，河北邯鄲人，碩士研究生，主要從事國際貿(mào)易理論與政策研究。按照Markusen[1-2]知識-資本模型(又稱KK模型)中有關(guān)垂直型OFDI的觀點(diǎn)，跨國企業(yè)將對熟練勞動(dòng)和非熟練勞動(dòng)按照生產(chǎn)階段需求不同設(shè)置在不同的國家，以利用東道國的要素價(jià)格優(yōu)勢來降低企業(yè)的生產(chǎn)成本，Yeaple[3]將這一動(dòng)機(jī)定義為比較優(yōu)勢尋求動(dòng)機(jī)。在制造業(yè)勞動(dòng)成本不斷上升、資源環(huán)境約束趨緊、中國人口紅利逐漸消失的背景下，中國制造業(yè)的生產(chǎn)成本不斷提高，中國制造業(yè)海外產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移開始加速。另外，“制造強(qiáng)國”戰(zhàn)略的任務(wù)與重點(diǎn)之一便是提高制造業(yè)國際化水平，而這一戰(zhàn)略的實(shí)施將加快中國制造業(yè)“走出去”的步伐。那么，中國企業(yè)在進(jìn)行海外制造業(yè)OFDI時(shí)是否遵循了東道國的比較優(yōu)勢呢？

Brainard[4]嘗試從國家-行業(yè)層面驗(yàn)證美國跨國企業(yè)是否具有市場尋求動(dòng)機(jī)和比較優(yōu)勢尋求動(dòng)機(jī)，發(fā)現(xiàn)市場尋求動(dòng)機(jī)得到驗(yàn)證，而比較優(yōu)勢尋求動(dòng)機(jī)卻并未得到驗(yàn)證。然而，Yeaple[3]的研究則表明，除市場尋求動(dòng)機(jī)以外，比較優(yōu)勢尋求動(dòng)機(jī)也是美國跨國企業(yè)進(jìn)行制造業(yè)OFDI的主要?jiǎng)訖C(jī)之一。此外，Alfaro和Charlton[5]認(rèn)為比較優(yōu)勢尋求動(dòng)機(jī)的確存在，但這一結(jié)論只存在于行業(yè)間，而不存在于行業(yè)內(nèi)；Keller和Yeaple[6]則認(rèn)為比較優(yōu)勢尋求動(dòng)機(jī)并不明顯。

受限于微觀層面OFDI數(shù)據(jù)的可獲得性，現(xiàn)有文獻(xiàn)多采用宏觀層面OFDI數(shù)據(jù)對中國企業(yè)OFDI的動(dòng)機(jī)進(jìn)行實(shí)證研究。根據(jù)Dunning[7]跨國企業(yè)投資動(dòng)機(jī)理論，學(xué)者們嘗試檢驗(yàn)中國企業(yè)的“走出去”是否具有市場尋求動(dòng)機(jī)、自然資源尋求動(dòng)機(jī)、效率尋求動(dòng)機(jī)和技術(shù)尋求動(dòng)機(jī)這四種動(dòng)機(jī)中的一種或多種。但從結(jié)論來看，現(xiàn)有文獻(xiàn)對任何一種動(dòng)機(jī)都并未形成一致意見。關(guān)于市場尋求動(dòng)機(jī)，項(xiàng)本武[8]和鄧明[9]認(rèn)為中國企業(yè)的OFDI并不具有市場尋求動(dòng)機(jī)；羅偉和葛順奇[10]基于水平型FDI的理論假設(shè)，發(fā)現(xiàn)中國企業(yè)的OFDI存在市場尋求動(dòng)機(jī)；蔣冠宏和蔣殿春[11]認(rèn)為中國OFDI在發(fā)展中國家具有市場尋求動(dòng)機(jī)，而在發(fā)達(dá)國家的市場尋求動(dòng)機(jī)不明顯；吳先明和黃春桃[12]的研究則表明，無論是對發(fā)展中國家的投資還是對發(fā)達(dá)國家的投資，中國企業(yè)都具有強(qiáng)烈的市場尋求動(dòng)機(jī)。關(guān)于自然資源尋求動(dòng)機(jī)，吳先明和黃春桃[12]與Cheung和Qian[13]認(rèn)為，中國企業(yè)的OFDI具有強(qiáng)烈的自然資源尋求動(dòng)機(jī)；蔣冠宏和蔣殿春[11]則認(rèn)為這一動(dòng)機(jī)只對發(fā)展中國家明顯。關(guān)于效率尋求動(dòng)機(jī)，按照吳先明和黃春桃[12]的解釋，中國對發(fā)展中國家的投資屬于“順向投資”，且相對于其他發(fā)展中國家，中國制造業(yè)勞動(dòng)成本要更高，因此中國企業(yè)有進(jìn)行產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移以降低生產(chǎn)成本的動(dòng)機(jī)。但蔣冠宏和蔣殿春[11]認(rèn)為雖然中國制造業(yè)勞動(dòng)成本相對較高，但由于中國工人的勞動(dòng)生產(chǎn)率也相對較高，因此并不具有效率尋求動(dòng)機(jī)。關(guān)于技術(shù)尋求動(dòng)機(jī)，學(xué)者們多認(rèn)為中國企業(yè)對發(fā)達(dá)國家的OFDI是具有技術(shù)尋求動(dòng)機(jī)的[11]。造成這一現(xiàn)象的原因在于，作為發(fā)展中國家，中國企業(yè)的技術(shù)水平和管理水平同發(fā)達(dá)國家的企業(yè)相比仍然存在較大差距。然而，吳先明和黃春桃[12]認(rèn)為，中國企業(yè)的技術(shù)尋求動(dòng)機(jī)并不明顯，即使是對發(fā)達(dá)國家的OFDI，其回歸系數(shù)也不具有統(tǒng)計(jì)意義上的顯著性。值得注意的是，上述四種動(dòng)機(jī)中的效率尋求動(dòng)機(jī)和本文研究的比較優(yōu)勢尋求動(dòng)機(jī)有一定的相似之處，體現(xiàn)在兩者都是了驗(yàn)證中國企業(yè)開展OFDI是否是出于降低生產(chǎn)成本的目的。但兩者的區(qū)別也很明顯，體現(xiàn)在是否考慮到了不同行業(yè)對熟練勞動(dòng)和非熟練勞動(dòng)的不同需求。

與已有研究相比，本文有兩點(diǎn)不同：一是當(dāng)前國內(nèi)研究主要使用國家層面的OFDI數(shù)據(jù)，本文借鑒Yeaple[3]與Alfaro和Charlton[5]研究美國制造業(yè)OFDI決定因素的做法，從國家-行業(yè)層面出發(fā)，通過考察東道國熟練勞動(dòng)豐裕度和行業(yè)熟練勞動(dòng)密集度這一交互項(xiàng)的符號來驗(yàn)證中國制造業(yè)OFDI是否遵循了比較優(yōu)勢。二是考慮到樣本中有40%以上的被解釋變量為零值，而普通最小二乘法估計(jì)將刪除這些樣本，從而導(dǎo)致樣本自選擇問題，本文使用Heckman[14]兩階段模型作為穩(wěn)健性檢驗(yàn)以糾正這一問題。

二、模型設(shè)定與數(shù)據(jù)說明

(一)模型設(shè)定

參照Yeaple[3]、Alfaro和Charlton[4]、Keller和Yeaple[7]與Blyde和Molina[15]的做法，本文將回歸模型設(shè)定如下：

logOFDIikt=β0+β1logRGDPit+β2logResourceit+β3logTechnologyit+β4logCountrySkillit+β5log(CountrySkillit×IndustrySkillkt)+β6IndustrySkillkt+β7Controls+αik+εikt

其中，OFDIikt代表中國企業(yè)第t年在i國k行業(yè)所設(shè)立的制造業(yè)子公司數(shù)量，該值代表中國企業(yè)對東道國制造業(yè)OFDI的投資規(guī)模，其值越大，則投資規(guī)模也就越大。β0為常數(shù)項(xiàng)；RGDP、Resource、Technology和CountrySkill分別代表東道國的市場規(guī)模、自然資源稟賦、技術(shù)創(chuàng)新水平和熟練勞動(dòng)豐裕度；IndustrySkillkt為行業(yè)k的熟練勞動(dòng)密集度；Controls為控制變量，包括東道國同中國之間的首都距離Distance、多邊阻力項(xiàng)Remoteness、是否簽訂自由貿(mào)易協(xié)定FTA、是否簽訂雙邊投資協(xié)定BIT、投資開放度Openness、金融發(fā)展程度Financial Development、法治水平Rule of Law、企業(yè)所得稅稅率Corporate Tax；αik為國家-行業(yè)固定效應(yīng)；εikt為誤差項(xiàng)。

交互項(xiàng)log(CountrySkillit×IndustrySkillkt)是本文的核心解釋變量，是東道國熟練勞動(dòng)豐裕度和制造業(yè)行業(yè)熟練勞動(dòng)密集度的乘積，反映中國對東道國的投資是否遵循了比較優(yōu)勢。如果該項(xiàng)系數(shù)為正，則表明中國企業(yè)在對某一東道國進(jìn)行投資時(shí)，往往會(huì)將熟練勞動(dòng)密集度高的行業(yè)投資到熟練勞動(dòng)豐裕度高的國家，而將熟練勞動(dòng)密集度低的行業(yè)投資到熟練勞動(dòng)豐裕度低的國家。

(二)變量選取與數(shù)據(jù)來源

本文的被解釋變量為中國企業(yè)海外制造業(yè)子公司數(shù)量，主要來源于ORBIS全球企業(yè)數(shù)據(jù)庫和Zephyr全球并購數(shù)據(jù)庫，樣本區(qū)間為2005—2014年，樣本國家共74個(gè)。本文的中國海外制造業(yè)子公司需同時(shí)滿足兩個(gè)條件：一是被選企業(yè)的主要經(jīng)營地在國(境)外，且中國股東的合計(jì)持股比例不低于50%；二是中國股東應(yīng)屬于公司而非個(gè)人，且其主要SIC行業(yè)代碼為制造業(yè)(SIC20-SIC39)。參照Alfaro和Charlton[4]的處理方法，本文沒有考慮個(gè)人股東或者主要行業(yè)代碼為農(nóng)業(yè)、采礦業(yè)和服務(wù)業(yè)等行業(yè)的公司。

解釋變量東道國熟練勞動(dòng)豐裕度來源于聯(lián)合國開發(fā)計(jì)劃署的歷年《人文發(fā)展報(bào)告》中25歲以上人口的平均受教育年限數(shù)據(jù)；行業(yè)熟練勞動(dòng)密集度來源于NBER-CES數(shù)據(jù)庫；真實(shí)GDP取自賓大世界表PWT 9.0；自然資源稟賦來源于世界銀行WDI數(shù)據(jù)庫，WTO貿(mào)易統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫為補(bǔ)充來源；技術(shù)創(chuàng)新水平來源于《全球競爭力報(bào)告》的技術(shù)準(zhǔn)備指數(shù)。

在控制變量的選取上，東道國同中國首都北京之間的地理距離與多邊阻力項(xiàng)(參照Baldwin和Harrigan[16]的做法)來源于CEPII數(shù)據(jù)庫；FTA和BIT的簽訂情況分別來源于WTO的RTA數(shù)據(jù)庫和UNCTAD的IIA數(shù)據(jù)庫；投資開放度來源于UNCTAD的世界投資數(shù)據(jù)庫，以東道國FDI流入存量的GDP占比為代理指標(biāo)；金融發(fā)展程度取自于WDI數(shù)據(jù)庫，以私有部門國內(nèi)信貸的GDP占比為代理指標(biāo)；法治水平來源于WGI數(shù)據(jù)庫；企業(yè)所得稅稅率來源于畢馬威(KPMG)的《全球企業(yè)所得稅調(diào)查報(bào)告》。

為了進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，本文引入企業(yè)進(jìn)入成本(Entry Cost)變量，參照Helpman等[17]的做法，本文選取開辦企業(yè)所需天數(shù)和程序數(shù)的總和作為代理指標(biāo)，數(shù)據(jù)來源于世界銀行歷年《營商環(huán)境報(bào)告》(Doing Business database)。需要說明的是，鑒于本文的研究對象是中國單向的制造業(yè)OFDI，因此，本文僅是將這一總和進(jìn)行對數(shù)處理，而不是設(shè)置虛擬變量。

三、實(shí)證檢驗(yàn)與結(jié)果分析

為盡可能消除異方差的影響，除虛擬變量、自然資源稟賦、行業(yè)熟練勞動(dòng)密集度以及法治水平外，本文將其他變量都進(jìn)行了取自然對數(shù)的處理。本文還使用以國家-年份進(jìn)行聚類的穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤，從而盡可能保證本文結(jié)論的信度。最后，本文通過檢驗(yàn)各個(gè)變量之間的相關(guān)系數(shù)，發(fā)現(xiàn)除東道國的技術(shù)創(chuàng)新水平與法治水平和東道國熟練勞動(dòng)豐裕度之間的相關(guān)系數(shù)超過0.7以外，其他解釋變量之間的相關(guān)系數(shù)均低于0.7。為謹(jǐn)慎起見，本文通過方差膨脹因子(Variance Inflation Factor，VIF)來進(jìn)一步檢驗(yàn)變量之間的多重共線性問題，發(fā)現(xiàn)各變量的方差膨脹因子均低于10，故此可以認(rèn)定不存在多重共線性問題。

關(guān)于內(nèi)生性問題，本文的核心解釋變量是東道國熟練勞動(dòng)豐裕度和行業(yè)熟練勞動(dòng)密集度的交互項(xiàng)，其跨國跨行業(yè)的特征會(huì)在一定程度上削弱內(nèi)生性問題[13]。與此同時(shí)，一國人口的受教育程度(本文用于衡量東道國的熟練勞動(dòng)豐裕度)取決于長期歷史因素，因此內(nèi)生性問題不足以對本文的結(jié)論產(chǎn)生實(shí)質(zhì)性影響。

(一)基準(zhǔn)回歸結(jié)果

表1為本文的基準(zhǔn)回歸結(jié)果。第(1)列分別添加國家和行業(yè)兩個(gè)虛擬變量，相當(dāng)于混合回歸；第(2)列和第(3)列則通過添加國家-行業(yè)虛擬變量，以實(shí)現(xiàn)面板固定效應(yīng)。另外，本文通過加入時(shí)間虛擬變量以控制全球經(jīng)濟(jì)波動(dòng)對中國制造業(yè)OFDI的影響。

通過各列回歸結(jié)果的對比可以發(fā)現(xiàn)，東道國熟練勞動(dòng)豐裕度和行業(yè)熟練勞動(dòng)密集度交互項(xiàng)的系數(shù)為正值，且至少在5%顯著性水平上顯著。這一結(jié)果表明，中國制造業(yè)企業(yè)在設(shè)立海外制造業(yè)子公司時(shí)遵循了東道國的比較優(yōu)勢，即將熟練勞動(dòng)密集度高的行業(yè)投資到熟練勞動(dòng)豐裕度高的國家，而將熟練勞動(dòng)密集度低的行業(yè)投資到熟練勞動(dòng)豐裕度低的國家。進(jìn)一步地，對于熟練勞動(dòng)密集度低的行業(yè)，例如紡織業(yè)，東道國熟練勞動(dòng)力越豐裕，反而會(huì)降低中國企業(yè)的紡織業(yè)投資，這是因?yàn)榧徔棙I(yè)主要使用非熟練勞動(dòng)力進(jìn)行生產(chǎn)，所以在熟練勞動(dòng)豐裕度高的國家投資紡織業(yè)反而會(huì)增加企業(yè)的生產(chǎn)成本。與之相反，對于熟練勞動(dòng)密集度高的行業(yè)，例如測量、分析和控制儀器制造業(yè)，如果東道國的熟練勞動(dòng)力越豐裕，那么中國企業(yè)在這一國家的相關(guān)投資便會(huì)越多，這是因?yàn)橹挥惺炀殑趧?dòng)力才能勝任這一行業(yè)的生產(chǎn)工作。

從表1可知，與已有研究的結(jié)論類似，東道國自然資源稟賦的系數(shù)顯著為正，且至少在5%顯著性水平上顯著。鑒于部分制造業(yè)直接以自然資源為中間投入品，東道國豐富的相關(guān)自然資源會(huì)在一定程度上降低相關(guān)制造業(yè)的生產(chǎn)成本，從而對中國企業(yè)的制造業(yè)投資有著較強(qiáng)的吸引力。從本文的數(shù)據(jù)來看，中國企業(yè)在哈薩克斯坦的兩家制造業(yè)子公司均屬于石油提煉及相關(guān)制造業(yè)，而在俄羅斯的伐木及木制品加工業(yè)的子公司相對較多，在澳大利亞的制造業(yè)投資則多涉及礦產(chǎn)以及金屬制品行業(yè)。但是，本文發(fā)現(xiàn)東道國市場規(guī)模的系數(shù)符號并不確定，而且不具有統(tǒng)計(jì)意義上的顯著性，說明中國企業(yè)在進(jìn)行制造業(yè)OFDI時(shí)，更多是出于尋求降低生產(chǎn)成本的比較優(yōu)勢尋求動(dòng)機(jī)，而不是出于尋求市場的動(dòng)機(jī)。另外，研究發(fā)現(xiàn)東道國技術(shù)創(chuàng)新水平的系數(shù)也并不穩(wěn)健。

表1 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

注：被解釋變量為log OFDI，括號內(nèi)為國家-年份層面的聚類穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤。第(1)、(2)列的IndustrySkill為非生產(chǎn)工人工資與工人總工資的比值，第(3)列的IndustrySkill為非生產(chǎn)工人人數(shù)與工人總?cè)藬?shù)的比值。***、**和*分別表示在1%、5%和10%的水平下顯著。變量IndustrySkill因固定效應(yīng)而被刪除。其中第(1)列含有國家、行業(yè)和年份的固定效應(yīng)；第(2)列和第(3)列則含有國家-行業(yè)和年份的固定效應(yīng)。

從控制變量看，東道國投資開放度的系數(shù)顯著為正，這表明中國企業(yè)更傾向于對投資開放度高的國家進(jìn)行投資；金融發(fā)展程度的系數(shù)則顯著為負(fù)，這可能是因?yàn)橹T如盧森堡和香港等發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體的金融發(fā)展程度很高，但是制造業(yè)規(guī)模卻相對較小，所以才導(dǎo)致這一系數(shù)為負(fù)。除此之外，研究發(fā)現(xiàn)東道國的法治水平對中國的OFDI具有顯著的負(fù)向作用并不具有統(tǒng)計(jì)意義上的顯著性。東道國企業(yè)所得稅稅率的系數(shù)符號不確定，且不具有統(tǒng)計(jì)意義上的顯著性。傳統(tǒng)引力變量地理距離的系數(shù)符號也不確定，但在表1的第(2)列中顯著為負(fù)；多邊阻力項(xiàng)的系數(shù)顯著為正，這便說明中國企業(yè)更傾向于在已經(jīng)設(shè)立子公司的東道國繼續(xù)擴(kuò)大投資規(guī)模，而不是選擇新的東道國進(jìn)行投資。最后，自由貿(mào)易協(xié)定只在第(1)列的系數(shù)顯著為負(fù)，雙邊投資協(xié)定的系數(shù)不顯著，這一結(jié)果表明，在不考慮東道國經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的情況下，兩種協(xié)定的簽署并沒有顯著增加中國對東道國的制造業(yè)OFDI[18-19]。

(二)分組樣本檢驗(yàn)

東道國的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平不同，其居民消費(fèi)水平、制度環(huán)境和勞動(dòng)要素稟賦差異較大，因此為避免將兩類發(fā)展水平不同的國家混合在一起進(jìn)行回歸所導(dǎo)致的結(jié)果偏差，本文按照世界銀行《2010世界發(fā)展報(bào)告》的分類標(biāo)準(zhǔn)，將樣本數(shù)據(jù)分為34個(gè)發(fā)達(dá)國家和40個(gè)發(fā)展中國家，并分別對兩類國家進(jìn)行回歸。

如分組樣本檢驗(yàn)的回歸結(jié)果表2所示，發(fā)達(dá)國家和發(fā)展中國家的回歸結(jié)果雖然存在一定差異，但本文最為關(guān)注的核心解釋變量東道國熟練勞動(dòng)豐裕度和行業(yè)熟練勞動(dòng)密集度交互項(xiàng)的系數(shù)仍然顯著為正。這一結(jié)果表明無論是對發(fā)達(dá)國家制造業(yè)的投資，還是對發(fā)展中國家制造業(yè)的投資，中國企業(yè)均遵循了東道國勞動(dòng)要素稟賦的比較優(yōu)勢。

表2 分組樣本檢驗(yàn)回歸結(jié)果

注：被解釋變量為log OFDI，括號內(nèi)為國家-年份層面的聚類穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤。第(1)、(3)列的IndustrySkill為非生產(chǎn)工人工資與工人總工資的比值，第(2)、(4)列的IndustrySkill為非生產(chǎn)工人人數(shù)與工人總?cè)藬?shù)的比值。***、**和*分別表示在1%、5%和10%的水平下顯著。變量IndustrySkill因固定效應(yīng)而被刪除。所有列中均含有國家-行業(yè)和年份的固定效應(yīng)。

發(fā)達(dá)國家和發(fā)展中國家回歸結(jié)果的差異主要表現(xiàn)在以下方面：首先，市場規(guī)模的系數(shù)變得十分顯著，且在發(fā)達(dá)國家樣本中顯著為負(fù)，而在發(fā)展中國家樣本中顯著為正。這表明中國企業(yè)對發(fā)展中國家的制造業(yè)投資具有明顯的市場尋求動(dòng)機(jī)，而在對發(fā)達(dá)國家的投資中沒有市場尋求動(dòng)機(jī)。其次，發(fā)達(dá)國家樣本的自然資源稟賦的系數(shù)不再顯著，這與發(fā)達(dá)國家的自然資源現(xiàn)狀，以及當(dāng)?shù)卣畬Y源開發(fā)的政策限制是分不開的[12]；但這一系數(shù)在發(fā)展中國家的樣本中仍然顯著為正，說明中國企業(yè)對發(fā)展中國家的制造業(yè)投資有一部分是受到東道國自然資源的吸引。再次，自由貿(mào)易協(xié)定和雙邊投資協(xié)定的系數(shù)在發(fā)達(dá)國家樣本的回歸結(jié)果中顯著為負(fù)，這是因?yàn)橹袊圃鞓I(yè)OFDI主要集中于發(fā)達(dá)國家，但中國并未同歐、美等主要發(fā)國家簽訂自由貿(mào)易協(xié)定，雖然中國同除美國、加拿大以外多數(shù)發(fā)達(dá)國家已經(jīng)簽訂雙邊投資協(xié)定，但這些協(xié)定的標(biāo)準(zhǔn)相對偏低，從而并未真正地促進(jìn)中國企業(yè)的投資[18]。自由貿(mào)易協(xié)定和雙邊投資協(xié)定的系數(shù)在發(fā)展中國家樣本中不顯著，因?yàn)橹袊鴮Πl(fā)展中國家制造業(yè)OFDI相對較少。最后，東道國金融發(fā)展程度的系數(shù)顯著，但在發(fā)達(dá)國家和發(fā)展中國家兩組樣本的回歸結(jié)果中符號截然相反，這是因?yàn)橹T如盧森堡和香港這樣的發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體，其金融發(fā)展程度相對較高，但其制造業(yè)規(guī)模卻相對較小，中國企業(yè)的投資機(jī)會(huì)少；而對于發(fā)展中國家，如果其金融發(fā)展程度較高，就可以對東道國制度環(huán)境的缺失進(jìn)行彌補(bǔ)，從而可以吸引到更多中國企業(yè)的制造業(yè)OFDI。

除上述差異以外，東道國投資開放度的系數(shù)在發(fā)展中國家樣本的回歸結(jié)果中不再顯著，這可能是因?yàn)榘l(fā)展中國家的投資開放度普遍較低；東道國的企業(yè)所得稅稅率的系數(shù)在發(fā)達(dá)國家樣本中顯著為負(fù)，表明避稅是中國企業(yè)對發(fā)達(dá)國家進(jìn)行制造業(yè)OFDI時(shí)所考量的影響因素之一，而發(fā)展中國家為吸引投資，通常提供各類稅收優(yōu)惠政策，所以企業(yè)所得稅稅率的系數(shù)為正。

(三)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

鑒于本文的被解釋變量樣本中有40%以上為零值，傳統(tǒng)OLS估計(jì)要求對雙邊變量進(jìn)行自然對數(shù)處理，而這將使得這些零值樣本被刪除，從而導(dǎo)致樣本自選擇問題(self-selection)。為解決這一問題，本文采用Heckman兩階段模型再次對整體樣本進(jìn)行回歸。第一階段為Probit投資選擇模型，即中國企業(yè)決定是否對東道國進(jìn)行投資。中國企業(yè)在東道國設(shè)立新的子公司面臨固定的進(jìn)入成本，較高的進(jìn)入成本將阻礙中國企業(yè)的進(jìn)入。參照Helpman等[17]的做法，本文選取在東道國開辦企業(yè)所需要的天數(shù)和程序數(shù)的總和來代理這一固定成本，且這一變量僅包含在第一階段的Probit估計(jì)當(dāng)中，即排他性變量(exclusive variable)。第二階段則為修正的投資規(guī)模模型，目的是進(jìn)一步觀察企業(yè)在決定對東道國進(jìn)行投資之后，其投資規(guī)模又會(huì)受到何種因素的影響。在第二階段中，回歸方程將加入由第一階段所產(chǎn)生的逆米爾斯比(Inverse Mill’s Ratio)進(jìn)行普通OLS回歸。

表3為Heckman兩階段模型的回歸結(jié)果。為盡可能保留樣本，表3第(1)列的Probit估計(jì)中使用混合固定效應(yīng)，并在第(2)列的OLS估計(jì)中使用同樣的固定效應(yīng)以證明其穩(wěn)健性，并在第(3)列和第(4)列中使用更為嚴(yán)格的面板固定效應(yīng)?；貧w結(jié)果表明，進(jìn)入成本前的回歸系數(shù)顯著為負(fù)，這和理論預(yù)期一致，即東道國的固定進(jìn)入成本越高，那么中國企業(yè)在當(dāng)?shù)卦O(shè)立制造業(yè)子公司的可能性便會(huì)降低。與此同時(shí)，逆米爾斯比IMR的系數(shù)顯著為正，這就表明樣本自選擇問題確實(shí)存在，Heckman兩階段模型的使用是合理有效的。

表3 穩(wěn)健性檢驗(yàn)回歸結(jié)果

注：Heckman第一階段Probit估計(jì)中的被解釋變量為OFDI，而第二階段OLS估計(jì)中的被解釋變量為log OFDI，括號內(nèi)為國家-年份層面的聚類穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤。第(1)列為Probit估計(jì)的邊際效應(yīng)。第(1)、(2)、(3)列的IndustrySkill為非生產(chǎn)工人工資與工人總工資的比值，第(4)列的IndustrySkill為非生產(chǎn)工人人數(shù)與工人總?cè)藬?shù)的比值。***、**和*分別表示在1%、5%和10%的水平下顯著。變量IndustrySkill因固定效應(yīng)而被刪除。其中第(1)列和第(2)列含有國家、行業(yè)和年份的固定效應(yīng)；第(3)列和第(4)列則含有國家-行業(yè)和年份的固定效應(yīng)。

在第一階段Probit估計(jì)的回歸結(jié)果中，東道國的市場規(guī)模、技術(shù)創(chuàng)新水平以及自由貿(mào)易協(xié)定的系數(shù)顯著為正，這表明中國企業(yè)在選擇是否對東道國進(jìn)行制造業(yè)OFDI時(shí)具有市場尋求動(dòng)機(jī)和技術(shù)尋求動(dòng)機(jī)，而一旦進(jìn)入某一東道國之后，這些動(dòng)機(jī)便不再是其主要?jiǎng)訖C(jī)。本文的核心解釋變量東道國熟練勞動(dòng)豐裕度和行業(yè)熟練勞動(dòng)密集度交互項(xiàng)的系數(shù)在兩階段中均顯著為正，這說明不論是在選擇是否進(jìn)入某一東道國，還是在進(jìn)入該東道國之后，中國企業(yè)的制造業(yè)OFDI都具有比較優(yōu)勢尋求動(dòng)機(jī)。另外，自然資源稟賦的系數(shù)除在第(2)列顯著為正外，其他三列均不顯著，這表明考慮到樣本自選擇問題，東道國自然資源稟賦的正向作用這一結(jié)論是不穩(wěn)健的。另外，其他控制變量的系數(shù)符號和顯著性同基準(zhǔn)回歸結(jié)果類似，這就說明本文的主要結(jié)論是穩(wěn)健的。

四、結(jié)論與建議

本文研究發(fā)現(xiàn)，中國制造業(yè)OFDI具有強(qiáng)烈的比較優(yōu)勢尋求動(dòng)機(jī)。一方面，中國企業(yè)將熟練勞動(dòng)密集度高的行業(yè)投資到熟練勞動(dòng)豐裕度高的歐美等發(fā)達(dá)國家，利用當(dāng)?shù)氐娜肆Y本優(yōu)勢生產(chǎn)高附加值的中間產(chǎn)品，獲取逆向技術(shù)溢出；另一方面，中國企業(yè)將熟練勞動(dòng)密集度低的行業(yè)投資到熟練勞動(dòng)豐裕度低的東南亞和中東歐國家，利用當(dāng)?shù)氐膭趧?dòng)成本優(yōu)勢進(jìn)行產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移，降低生產(chǎn)成本。中國在發(fā)展中國家的制造業(yè)OFDI中具有自然資源尋求動(dòng)機(jī)，這與全球自然資源分布和中國自然資源稟賦狀況相吻合。中國制造業(yè)OFDI總體上不具有市場尋求動(dòng)機(jī)，但對發(fā)展中國家的OFDI中具有明顯的市場尋求動(dòng)機(jī)，因?yàn)橹袊髽I(yè)服務(wù)東道國市場的能力與發(fā)展中國家的市場需求更加匹配。自由貿(mào)易協(xié)定和雙邊投資協(xié)定總體上沒有對中國企業(yè)的制造業(yè)OFDI起到明顯的促進(jìn)作用，在發(fā)達(dá)國家樣本組的回歸結(jié)果中甚至表現(xiàn)出顯著的負(fù)向作用，說明這兩類協(xié)定在推動(dòng)中國企業(yè)“走出去”中并未發(fā)揮應(yīng)有的作用。

以尋求比較優(yōu)勢為動(dòng)機(jī)的OFDI的基本特征是生產(chǎn)地與消費(fèi)地的分離，即在東道國進(jìn)行生產(chǎn)，通過出口貿(mào)易才能實(shí)現(xiàn)產(chǎn)品價(jià)值。在當(dāng)前逆全球化思潮抬頭、貿(mào)易保護(hù)主義加劇的情況下，中國企業(yè)在進(jìn)行制造業(yè)OFDI區(qū)位選擇時(shí)，應(yīng)優(yōu)先考慮那些可以自由進(jìn)入大市場的東道國；同時(shí)，中國企業(yè)需要不斷提升自主創(chuàng)新能力，提高服務(wù)東道國市場、尤其是服務(wù)歐美主要發(fā)達(dá)國家市場的能力。

中國政府正在加快實(shí)施自由貿(mào)易區(qū)戰(zhàn)略，構(gòu)筑高標(biāo)準(zhǔn)自由貿(mào)易區(qū)網(wǎng)絡(luò)。對于那些在一定時(shí)期內(nèi)難以取得實(shí)質(zhì)性突破的重要投資伙伴國，應(yīng)加快啟動(dòng)和推動(dòng)雙邊投資協(xié)定談判，促使歐美等發(fā)達(dá)國家放松投資限制，改善中國企業(yè)的投資環(huán)境，保護(hù)中國海外投資企業(yè)的合法權(quán)益，提高中國企業(yè)“走出去”的水平和質(zhì)量。

[1] Markusen, J. R. Trade Versus Investment Liberalization[R]. NBER Working Paper No.6231,1997.

[2] Markusen, J.R. Multinational Firms and the Theory of International Trade[J].Journal of Economics,2004,81(3):284-287.

[3] Yeaple, S. R. The Role of Skill Endowments in the Structure of U.S. Outward Foreign Direct Investment [J]. The Review of Economics and Statistics, 2003, 85(3): 726-734.

[4] Brainard, S. L . An Empirical Assessment of the Proximity-Concentration Tradeoff Between Multinational Sales and Trade [J]. The American Economic Review, 1997, 87(4): 520-544.

[5] Alfaro, L ., Charlton,A. Intra-Industry Foreign Direct Investment[J]. American Economic Review, 2009, 99(5):2096-2119.

[6] Keller, W., Yeaple, S. R. The Gravity of Knowledge [J]. The American Economic Review, 2013, 103(4):1414-1444.

[7] Dunning, J. H. Location and the Multinational Enterprise: A Neglected Factor?[J]. Journal of International Business Studies, 1998, 40(1):5-19.

[8] 項(xiàng)本武.東道國特征與中國對外直接投資的實(shí)證研究[J].數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究, 2009,(7)：33-46.

[9] 鄧明. 制度距離、“示范效應(yīng)”與中國OFDI的區(qū)位分布[J].國際貿(mào)易問題,2012,(2):123-135.

[10] 羅偉,葛順奇.中國對外直接投資區(qū)位分布及其決定因素——基于水平型投資的研究[J].經(jīng)濟(jì)學(xué)(季刊), 2013,(4)：1443-1460.

[11] 蔣冠宏,蔣殿春.中國對外投資的區(qū)位選擇：基于投資引力模型的面板數(shù)據(jù)檢驗(yàn)[J].世界經(jīng)濟(jì),2012,(9)：21-40.

[12] 吳先明,黃春桃.中國企業(yè)對外直接投資的動(dòng)因:逆向投資與順向投資的比較研究[J].中國工業(yè)經(jīng)濟(jì),2016,(1):99-113.

[13] Cheung,Y., Qian, X. The Empirics of China’s Outward Direct Investment [J]. Pacific Economic Review, 2009, 14(3): 312-341.

[14] Heckman, James J. Sample Selection Bias as a Specification Error[J]. Econometrica， 1979，47(1):153-161.

[15] Blyde, J., Molina, D. Logistic Infrastructure and the International Location of Fragmented Production [J]. Journal of International Economics, 2015, 95(2):319-332.

[16] Baldwin, R., Harrigan, J. Zeros, Quality and Space: Trade Theory and Trade Evidence[J]. American Economic Journal: Microeconomics, 2011, 3(2): 60-88.

[17] Helpman, E., Melitz, M. J., Rubinstein, Y., et al. Estimating Trade Flows: Trading Partners and Trading Volumes[J]. Quarterly Journal of Economics, 2008, 123(2): 441-487.

[18] 楊宏恩, 孟慶強(qiáng), 王晶,等. 雙邊投資協(xié)定對中國對外直接投資的影響:基于投資協(xié)定異質(zhì)性的視角[J]. 管理世界, 2016,(4):24-36.

[19] 宗芳宇,路江涌,武常岐.雙邊投資協(xié)定、制度環(huán)境和企業(yè)對外直接投資區(qū)位選擇[J].經(jīng)濟(jì)研究,2012,(5)：71-82.

(責(zé)任編輯：李明齊)

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