東道國營商環境對中國對外直接投資的影響

袁奧博，郝照輝，羅子嫄

(1.中國信達資產管理股份有限公司；2.西南財經大學 金融學院；3.上海財經大學 國際商學院)

一、引言

商務部于2019年1月16日發布的數據顯示，中國在2018年對外直接投資1298.3億美元，同比增長4.2%。2018年9月出版的《2017年度中國對外直接投資統計公報》顯示，中國在2017年的對外直接投資存量為18090.4億美元，占全球外國直接投資存量份額的5.9%，分布在全球189個國家和地區，較2016年增加4516.5億美元，在全球存量排名躍升至第二位，較2016年前進4位，但存量規模與美國差距仍然較大，僅相當于美國的23.2%。中國對外直接投資流量為1582.9億美元，同比下降19.3%，自2003年以來首次出現負增長，但仍是歷史上第二高位，占全球比重連續兩年超過10%，影響力不斷擴大，流量規模僅次于美國和日本，位居全球第三，較2016年下降一位。

從2002年至2018年的數據來看，中國對外直接投資的名次和流量均總體呈上升趨勢，名次從第26名上升至2017年的第3名，對外直接投資流量從27億美元上升至2016年的1962億美元，中國對外直接投資的發展趨勢總體良好，但2017年和2018年分別下降至1582.9億美元和1298.3億美元。中國對外直接投資連續兩年下降，是因為2017年8月出臺的《關于進一步引導和規范境外投資方向的指導意見》進一步規范了對外投資，針對以往一些企業非理性對外投資問題開展真實性、合規性審核，指導對外投資的企業增強風險防范意識，引導企業審慎理性地投資，反對盲目擴張，但這卻有利于防范短期內對外投資增速過快帶來的潛在的系統風險，促進對外投資健康規范發展，由高速增長向高質量發展轉變。在2018年中國的1298.3億美元對外直接投資中，對外投資主要流向租賃和商務服務業、制造業、批發和零售業、采礦業，占比分別為37%、15.6%、8.8%和7.7%，流向第三產業的對外直接投資占69.9%。較之對房地產、文化體育娛樂產業的投資，實體投資、基建、對外承包工程等將得到更多支持和鼓勵。

根據《2017年度中國對外直接投資統計公報》，中國2017年對外直接投資目的地的分布集中度非常高，中國對香港地區、英屬維爾京群島、瑞士、美國、新加坡、澳大利亞、德國、哈薩克斯坦、英國和馬來西亞等10個國家和地區的直接投資額超過了對外直接投資總額的90%，前20個國家和地區則占比達到97.8%。

圖12002—2018年的中國對外直接投資排名(左坐標)和流量(億美元，右坐標)

跨境投資者尤其重視資金的配置績效和安全預期，對投資環境的好壞極為敏感；而東道國的監管負擔常常給投資者帶來巨大障礙，跨國營商環境差異甚至會導致不必要的，甚至是矛盾的合規要求。良好的營商環境是建設現代化經濟體系、促進高質量發展的重要基礎，投資環境說到底就是營商環境。Corcoran and Gillanders(2015)的研究顯示，更好的商業監管與較高的外商直接投資水平相關，外商直接投資對國內投資的影響取決于東道國經濟體中商業準入規則的友好程度[1]。Munemo(2014)的研究表明，在開辦企業成本高昂的經濟體中，外商直接投資會被本國投資所擠出[2]。Norback et al(2014)的研究指出，開辦企業過程更簡單的經濟體平均擁有更高的國際市場整合度[3]。因此，開展對外直接投資，直接在境外開展企業經營活動，離不開對當地營商環境的考量。如果標記出2017年中國對外直接投資主要投資流向國家和地區的營商環境便利度分數及其排名，可以發現這些國家的營商環境便利度分數排名多數靠前，最高排名為新加坡，營商環境便利度分數和排名分別為84.84和第2名；其中，占中國對外直接投資比例超過1%的12個國家和地區的營商環境便利度分數均值為78.27，營商環境便利度分數排名的均值為27.09。

表1 中國主要直接投資目的地與營商環境便利度

可以看出，存在著營商環境良好的國家和地區吸引了較多的中國對外直接投資這一典型事實，這可能意味著營商環境對中國的對外直接投資有著顯著正向的影響。基于這一典型事實及其推測，本文就東道國營商環境對中國對外直接投資的影響這一問題開展了研究。本研究的意義在于，在既有研究的基礎上改進其指標刻畫和因果識別的不足，為東道國營商環境對中國對外直接投資的影響這一問題提供更為堅實的經驗證據。為行文簡潔流暢，下文中的“營商環境”與“東道國營商環境”同義，“中國對外直接投資”與“中國直接投資”同義，“東道國”指代接收中國對外直接投資的“國家和地區”。

本文一共分為六部分。第一部分為引言，主要從中國對外直接投資總體發展趨勢及其與東道國營商環境關系的典型事實引出本文。第二部分為文獻述評，主要評述近幾年的有關文獻并提出了本文的改進之處。第三部分為理論與機制簡析，概述了東道國營商環境對中國對外直接投資的重要性，并從營商環境的10個方面對其中的作用機做了簡析。第四部分為實證研究，主要實證分析了東道國營商環境與中國對外直接投資的關系。第五部分為穩健性檢驗，主要從改變代理變量、模型設定、計量方法和異質性等方面對實證研究的結果加以檢驗。最后一部分為總結，主要總結了全文并從投資目的地選擇、投資共贏方式和政府作為這三個方面提出了建議。

二、文獻述評

近年來，與東道國營商環境對中國直接投資的影響這一主題相關的文獻有限，但其研究內容和結果總體相似。Huang and Renyong(2014)研究發現，因為境內外制度環境差異，中國民營企業越來越積極地開拓境外市場并實施戰略資產投資[4]。Ramasamy et al(2012)的研究認為，中國國有企業更傾向于在自然資源豐富和政治風險更高的經濟體投資，但民營企業更傾向于市場廣闊的經濟體[5]。Wei et al(2014)認為東道國經濟制度影響了外國直接投資，稅負較低、商業規則友好、政治清明的東道國能吸引更多的外國直接投資[6]。朱婕和任榮明(2018)的研究表明，中國企業更偏向于在制度環境較好的國家開展并購[7]。王曉穎(2018)的研究顯示，東道國宏觀制度稟賦對中國對外直接投資具有顯著正影響，而微觀制度稟賦則有顯著負影響[8]。楊亞平和李騰騰(2018)的研究表明，中國企業傾向于在營商環境更好的國家投資，投資商在弱勢制度國家對營商環境便利度更加敏感。周超等(2017)的研究表明，東道國營商環境總體上對促進中國對外直接投資具有正向影響，但獲得信貸則起到負向作用，而保護少數投資者、納稅和登記財產則無影響[9]。

在現有文獻中，周超等(2017)、楊亞平和李騰騰(2018)[10]兩項研究最為專注、清晰和詳實，其研究內容也與本研究最為貼合，其研究結果整體上能反映東道國營商環境對中國對外直接投資影響的整體現實，但本文認為，這兩項研究均存在一定的不足，弱化了其研究的可信度。

在對外直接投資的刻畫上，周超等(2017)以中國對各國的直接投資金額(的對數)來刻畫中國對外直接投資，刻畫過于粗糙，因為體量大的經濟體更有可能接收更多的中國直接投資，東道國經濟體量差異使得中國對各國的直接投資金額不具有可比性。楊亞平和李騰騰(2018)則主要以中國在各國投資設立的企業數來刻畫中國對外直接投資，但因為相同的金額可以設立數量不同的企業，在沒有強制性注冊資本要求的條件下，對外直接投資金額可以近乎無限細分；資本是有限的，但可注冊的企業數是近似無限的，所以雖然企業數可以從一個維度來克服中國的對外投資，但可比性欠佳。

在營商環境的刻畫上，周超等(2017)使用子項營商環境便利度分數的算術值平均來刻畫營商環境，但各單項營商環境指標之間不具有可比性，簡單作算術平均來加以刻畫的做法過于粗糙；并且，因數據缺失的問題，周超等(2017)不得不遺漏勞動市場規范和電力供應兩項的信息，導致指標刻畫存在一定的信息缺失。楊亞平和李騰騰(2018)則直接采用營商環境便利度分數來刻畫營商環境整體情況，但自2014年以來，各項營商環境便利度分數的數值合成方法在不斷改進，2014年以后的各年間的分數不具有直接的可比性，但卻未見其進行換算，結果可能出現當年營商環境較上年有所改善但卻因分數合成方法改變而得到的分數比上年更低，測度誤差較大；這也很可能是導致周超等(2017)未測度到獲得信貸、保護少數投資者和納稅三個營商環境子項與中國直接投資顯著正相關結果的原因。

在因果識別上，周超等(2017)未使用策略性方法對東道國營商環境與中國對外直接投資之間的因果關系展開分析。楊亞平和李騰騰(2018)雖然開展了因果識別的分析，但其使用基因距離(文化差異)來作為營商環境的工具變量，這是不妥的。因為是文化本身而非文化差異解釋了營商環境。新西蘭、新加坡、韓國、丹麥、中國香港地區和美國2017年的營商環境排名為前五，但其文化差異顯著，新加坡、韓國、中國香港深受傳統中華文化影響，而新西蘭和美國卻鮮受傳統中華文化影響但浸染于基督教文化，兩組經濟體之間的文化差異較大，但并不妨礙這兩類文化差異較大的國家和地區形成良好的營商環境。

針對周超等(2017)、楊亞平和李騰騰(2018)兩項研究的不足，本研究有三方面的改進。在中國對外直接投資的刻畫上，因為對外投資資金稟賦的有限性，本文使用中國對外直接投資流量金額作為刻畫對外直接投資的基礎數據，為使中國對外直接投資指標具有可比性，結合東道國的經濟規模，以中國直接投資流量金額與東道國國內生產總值的比值來具體刻畫對外直接投資。在營商環境的刻畫上，世界銀行發布的歷年《營商環境報告》已編制了刻畫整體營商環境情況的營商環境便利度分數，本文以該分數作為刻畫營商環境的基礎數據；為使2014年以后的各數值之間具有可比性，本文以2014年的數據為基數，將同一年但由兩種不同方法合成得到的分數數據逐年按比例換算，得到趨勢相對一致的數值并取自然對數，以此來刻畫營商環境。在因果識別上，因為信息化能夠便利企業辦理營商業務并降低合規成本，所以以互聯網普及率(占人口的百分比，%)來刻畫信息化程度，并作為營商環境的工具變量，以實現東道國營商環境與中國對外直接投資之間因果關系的識別。

三、理論與機制簡析

因為企業要制定良好的商業規劃并實現商業目標，所以其投資需要在安全的商業和監管環境中運作。競爭與管制政策、知識產權制度、合同法及其實施細則等作為明確的規章、規則和法律，對于不確定性有重要影響。東道國營欠佳的營商環境所帶來的不確定性提高了交易成本，也具有很大的潛在破壞力；優良的營商環境在穩定外國投資者預期有著不可替代的重要作用，清晰、明確和可執行的營商規則促進了企業快速制定和執行戰略以及構建競爭優勢，一攬子、全局性和符合國際營商規則更是構成了東道國吸引外國投資的絕佳競爭力。

中國企業在境外生產經營過程中遇到的主要問題可以概括為戰爭與內亂、政權更迭、法律法規變化和市場經營秩序差等。內亂往往導致項目建設無法正常實施，財產受到直接破壞和損失，員工人身安全受到威脅。即使中國企業為東道國貢獻了稅收、提供了外匯、輸出了技術并創造了就業，新上任的政府仍然可能迫使中國企業歷經數年的重新談判才能得以繼續實施項目，即使項目最后被取消也不鮮見，由此形成巨大的損失。近幾年來，以歐盟國家為代表的東道國出于中國投資所涉及的國家戰略部門和資產可能觸及其國家“核心利益”或中國國有企業的投資可能伴隨戰略意圖的焦慮，紛紛在投資類型、審查標準、審查流程幾方面改革了自己的國家安全審查機制，導致中國對相應地區的直接投資有了明顯下降甚至被迫退出相應的市場。而政策不確定、執行不到位，同時又缺乏有效的信息公開和溝通渠道，辦事效率低下，依法行政、服務意識和廉潔奉公意識薄弱，政府居間調解不力，均提高了中國企業的生產經營成本。

影響企業發展的法律法規關系到一個國家的經濟發展和社會利益，改善營商環境有利于鼓勵投資者冒險進入商業領域，有效的商業監管為各類企業提供了成長、創新的機會，開放包容的態度則為中國企業營造開放、便利的營商環境。下面，結合世界銀行發布的《2019年營商環境報告》中關于營商環境的評價框架，就東道國營商環境對中國對東道國直接投資的影響問題，從營商環境所衡量的10個方面，分別對其中的作用機制作簡要分析。

(1)更少的手續和更低的實繳資本有助于簡化開辦企業的流程，低門檻的市場準入監管環境便利了中國投資者在東道國注冊企業，通過正式注冊可以更容易地獲得新設備和更大規模的運營，從而提高競爭力和生產效率；而在程序相對復雜或模糊的地方更可能發生腐敗，降低投資效率。

(2)簡單和透明的施工許可方便了中國投資者的企業在東道國建設基礎設施，而漫長的審批處理時間會抬高成本，并刺激非正規建筑部門的發展，擠壓出中國投資者的投資并降低工程質量。

(3)電力是企業正常運轉和擴張的必需品，電力成本和供電穩定性對企業生產經營至關重要；東道國低廉的電力價格、穩定的供電和優秀的電力基礎設施，能提高企業的勞動力生產率、總產量和質量。

(4)明確界定規章和平等獲得產權對于企業擴大經營也是至關重要的；如果東道國沒有建立足夠的財產所有權保護，中國投資者將面臨財產糾紛或財產查封的風險，進而不愿意把錢投入東道國的土地和財產開發。

(5)支持和保護財產抵押權的健全法律制度，發達的信用信息共享系統，使得企業更容易獲得東道國的信貸，節約中國投資者的資本金。

(6)公司治理是投資效率的關鍵決定因素，清晰的規則、穩健的權利和日益提高的透明度幫助遠在中國的投資者可以制衡其在東道國的代理人、董事和大股東，有助于加強中國投資者對東道國合作伙伴的信任，提高中國投資者拓展業務的信心。

(7)精簡稅則、納稅申報自動化、稅務發票的便捷獲取和較低的稅率，降低了企業經營過程中的繳稅次數、時間、流程和總稅額，能夠節約納稅成本，改善整體經營效率；而東道國高稅率、煩瑣稅法和復雜納稅程序會增加中國投資者的企業進入市場的困難，并對生產率產生不利影響。

(8)單一的貿易業務窗口和精簡的業務流程，能夠推動東道國跨境貿易便利化，減少了中國投資者為實現進出口而花費在文件合規性上的時間成本，提高跨境貿易的效率。

(9)完善的民事訴訟法提高了解決商業糾紛的便捷度，減少了以政府命令替代法院審判，通過規范自愿調解、調解程序和案件管理技術，提高法院審判和執行效率并減少所需的時間，加上設立專業的商業法庭，能夠快速實現合同簽署方權益的保護，從而使得執行合同變得更加容易，降低中國投資者所面臨的交易對手的信用風險，提高投資效率。

(10)在解決破產的問題上，東道國從法律司法上給予債權人平等待遇，并通過賦予債權人批準指定破產管理人和出售債務人資產的權利，讓債權人更多地參與破產程序，降低債務人破產的時間和成本，改善破解結果和提高回收率，使得中國投資者的企業在供應鏈、金融借貸和股東借款等方面的債權能夠強有力的保障，增強中國投資者對債權實現回收的信心。

四、實證研究

(一)模型設定和數據

為研究東道國營商環境與中國對外直接投資之間的關系，本文假設兩者之間呈線性相關性，設定基準線性計量模型如式(1)所示。

ofdii,t=β0+β1doingbusinessi,t+β2marketi,t+β3ecolevi,t+β4pricei,t+β5purpoweri,t+β6manulevi,t+β7labori,t+εi,t

(1)

其中ofdi是被解釋變量，表示中國對外直接投資，以中國對東道國直接投資流量金額與東道國國內生產總值的比值來刻畫。doingbusiness是核心解釋變量，表示東道國營商環境；世界銀行編制的營商便利度，從開辦企業、辦理施工許可證、獲得電力、登記財產、獲得信貸、保護少數投資者、納稅、跨境貿易、執行合同和辦理破產等十個方面，衡量了對東道國中小企業和國家競爭力至關重要的商業監管領域，其所衡量領域具有的經濟相關性和重要性；所以，該變量以東道國營商環境便利度分數的自然對數來刻畫，針對2014年以后分數合成方法差異，以2014年為基數按比例對分數做了換算，以保持分數變動趨勢的一致性。

雖然營商環境便利度分數評價了東道國的營商環境和改革領域，但營商環境便利度分數沒有評估市場規模和宏觀經濟狀況等，不足以評估一個經濟體的整體競爭力或外國投資前景，所以需要在模型中增加一些影響外國直接投資的經濟因素以作為控制變量；具體來說，參考周超等(2017)、楊亞平和李騰騰(2018)的研究，在控制變量方面，market表示東道國市場規模，用東道國國內生產總值(億美元)的自然對數來刻畫；ecolev表示東道國經濟發展水平，用人均國內生產總值(美元)的自然對數來刻畫；price表示東道國物價變動水平，用東道國消費者價格指數(2010年=100)的自然對數來刻畫；purpower表示東道國貨幣購買力，用官方匯率平均值的自然對數來刻畫；manulev表示東道國制造業水平，用高科技出口占制成品出口比值來刻畫；labor表示東道國勞動力規模，用東道國勞動力總數(億人)的自然對數來刻畫。β表示回歸系數，i表示某東道國，t表示年份，ε表示隨機擾動項。

限于中國對東道國直接投資和東道國營商環境便利度分數的數據可得性，本研究的數據期間為2010年至2017年，數據頻率為年度，樣本為117個中國對外直接投資目的地，數據結構為非平衡面板數據。中國對東道國直接投資數據來自中國商務部發布的歷年《中國對外直接投資統計公報》，東道國營商環境便利度分數來自世界銀行發布的歷年《營商環境報告》，其余所有變量的基礎數據均來源于世界銀行的世界發展指標數據庫。

為避免極端值對結果的影響，本文對所有數值變量都做了Winsorizing(0.5%,99.5%)的雙尾縮尾處理。最終將用于回歸的數據描述性統計量如表2所示。經檢驗，模型中各變量(數據)間的方差膨脹因子均值為2.06，最大方差膨脹因子為3.97，無嚴重多重共線性問題。

表2 數據描述性統計量

(二)回歸結果

基于前述基礎模型設定和數據，做OLS回歸得模型1；為捕捉那些隨時間變化但難以刻畫的因素的影響，在模型1的基礎上增加時間虛擬變量以控制時間固定效應，做OLS回歸得到模型2；為捕捉那些隨地理區域變化但難以刻畫的因素的影響，在模型1的基礎上增加區域虛擬變量以控制區域固定效應，做OLS回歸得到模型3；為同時控制時間和區域固定效應，在模型1的基礎上增加時間和區域虛擬變量，做OLS回歸得到模型4。所得的4個基準回歸如表3所示。

表3的回歸結果表明，東道國營商環境與中國對外直接投資兩者之間呈正相關關系，且至少在5%的置信水平下顯著，無論是否控制時間或區域固定效應。這一結果可能意味著，東道國營商環境的改善，會導致中國對東道國的直接投資增加；表3中模型4的結果顯示，東道國營商環境每增加1個單位，中國對東道國的直接投資就平均顯著增加1.372個單位。

中國對外投資領域正在從傳統資源開采、基建和勞動密集型產業向高端裝備制造和文化產業領域擴展，對外投資形式由單一的綠地投資向兼并、收購、參股等多種方式擴展，對外投資目標由資源尋求型轉向資源、技術和市場全面尋求，投資目的地從美國向歐洲、澳洲、非洲、東南亞和拉丁美洲以及“一帶一路”沿線國家和地區擴展。各東道國的政治體制、經濟水平、司法環境、信用體系、文化歷史和宗教狀況千差萬別，這意味著中國對外投資企業將要面對更加復雜多樣的市場環境，在項目推進、實施、管理和協調過程中可能會遇到諸多新的挑戰和不確定性，發展潛力與投資風險并存，對其全球經營管理能力和風險控制能力也提出了更高要求。

基于該實證研究結果來說，對外投資企業在對外投資決策過程中，除了要保證自身實力強大、信譽優良以及遵守市場原則和國際慣例以外，還應當優先選擇營商環境更好、回報率更高的國家和地區。具體操作中可以對各東道國的產業投資環境進行分析和排序，聘請專業機構和當地人士開展盡職調查和風險評估，在對當地市場環境全面認識的基礎上，提出可操作性較強的短期和長期的規避風險方案；要盡量避免那些沒有與中國建交的國家、受國際制裁的國家和發生戰爭或內亂的國家和地區，避免暴露于可預計到的風險之下。

表3基準回歸

變量模型1模型2模型3模型4營商環境1.721???(0.561)1.891???(0.575)1.205??(0.537)1.372??(0.549)市場規模-0.097(0.060)-0.103?(0.060)-0.012(0.056)-0.020(0.056)經濟發展水平0.061(0.102)0.076(0.104)0.334???(0.107)0.355???(0.108)物價變動水平0.642(0.578)1.281?(0.747)0.522(0.532)1.237?(0.684)貨幣購買力-0.094???(0.034)-0.098???(0.034)-0.051(0.032)-0.056?(0.032)制造業水平0.332(0.799)0.347(0.801)-3.658???(0.826)-3.633???(0.828)勞動力規模-0.073(0.178)-0.073(0.178)-0.235(0.175)-0.231(0.176)截距-9.335???(3.411)-12.819???(4.239)-3.957(3.138)-7.723??(3.873)年份缺省控制缺省控制地區缺省缺省控制控制R2_Adjusted0.0240.0190.2070.204F3.4272.00914.68010.173N681681681681

注：①括號上方的數值為變量的估計系數；②括號中的數值為對應系數的穩健標準誤；③“*”“**”“***”分別表示估計系數在10%、5%和1%的顯著性水平下顯著；④R2_Adjusted表示調整后的判定系數，F表示模型整體顯著性F檢驗的F值，N表示回歸中使用到的樣本數

五、穩健性檢驗

(一)穩健性分析

雖然實證研究中得到了東道國營商環境與中國對外直接投資顯著正相關的結果，并且已在前文從一定的角度對其中的作用機制做出了簡要分析，但該實證研究中的結果可能存在測度誤差、遺漏重要解釋變量和反向因果的內生性問題，其結果可信度存疑。具體來說，2014年以后營商環境便利度分數合成方法不斷發生改變，實證研究中以2014年為基數按比例對分數做了換算，以保持分數變動趨勢的一致性，使用比例換算的方法可能是不恰當的，因而存在測度誤差的問題。出于模型精簡的考慮，實證研究中控制了市場規模和經濟發展水平等6個影響中國對東道國直接投資的經濟因素，但沒有控制東道國經濟增長前景、自然資源稟賦和基礎設施水平等可能影響中國直接投資的因素的影響，因而可能存在遺漏重要解釋變量的問題。雖然實證研究能夠測度到東道國營商環境與中國對外直接投資的顯著正相關關系，但卻無法說明東道國營商環境的改善吸引了更多的中國直接投資這一因果關系，而且其正相關關系可能來源于中國直接投資反向促使東道國主動改善營商環境這一反向因果關系，正如近代資本主義列強擴張(武力侵略)至包括中國在內的各亞洲非洲落后國家并使得東道國逐漸加入世界秩序、開放市場和改變外國投資商待遇的歷史事實那樣。

對于上述三項潛在的內生性問題，本文在此基于實證研究的基準模型，采用改變代理變量、模型設定和計量方法等策略性研究方法開展穩健性檢驗，以排除內生性問題對結論的干擾。

針對測度誤差的問題，區別于實證研究中按比例對營商環境便利度分數做換算，這里以2014年為基數按差值對分數做了換算，以保持分數變動趨勢的一致性；另外，實證研究中使用的流量數據僅能刻畫中國對外直接投資當年的情況，卻無法反映長期以來的投資總體情況，所以這里使用中國對東道國直接投資存量(東道國國內生產總值)來刻畫對外直接投資。

針對遺漏重要解釋變量的問題，這里在基準回歸模型的基礎上，增加經濟增長前景、自然資源稟賦和基礎設施水平三個控制變量，分別以東道國國內生產總值增長率(%)、燃料、礦石和金屬出口占商品出口的比例(%)、通電率(占人口的百分比，%)來刻畫。

針對反向因果的內生性問題，在這里使用工具變量法，以互聯網普及率(占人口的百分比，%)來刻畫信息化程度，并作為營商環境的工具變量，以實現東道國營商環境與中國直接投資之間因果關系的識別。之所以選擇東道國信息化程度作為營商環境的工具變量，首先是因為沒有證據或推理能夠說明東道國的信息化程度與中國直接投資直接相關，所以信息化程度作為工具變量相對被解釋變量外生。隨著更多人使用互聯網，東道國有用戶基礎建設自主甚至自動辦理營商業務的網絡系統，而信息化程度的提高能夠從多方面改善東道國的營商環境，通過網絡系統，外國投資者自身或其代理人無需實際到達東道國本土，就可以在東道國實現企業注冊登記和備案公司信息，辦理施工許可證，申請電力和繳費，注冊登記財產所有權、辦理財產抵押，開設金融賬戶、申報金融貸款和在線還款，發起股東會投票和發送股東決定，申報稅務、繳納稅款和獲取電子發票，報送貨物進出口文件和獲取許可證書，在線辦理起訴、審判和隨機指派法官，申請批產、獲取破產信息、申報債權和參與重組和資產處置表決；通過信息化，可以實現東道國營商監管的標準化、精簡化和透明化，盡可能減少人為干擾，減少投資者的交通、時間、關系維護和運作成本，提高企業運行效率；所以信息化程度與營商環境相關。

(二)穩健性計量結果

在實證研究中的基準回歸的基礎上，以差值換算后的營商環境便利度分數的自然對數刻畫營商環境，依次缺省和控制時間和地區效應做OLS回歸得到模型1至模型4；在基準回歸的基礎上，以中國對東道國直接投資存量與東道國國內生產總值的比值來刻畫中國對外直接投資，依次缺省和控制時間和地區效應做OLS回歸得到模型5至模型8；改變代理變量的回歸結果如表4所示。在實證研究中的基準回歸的基礎上，增加經濟增長前景、自然資源稟賦和基礎設施水平三個控制變量，依次缺省和控制時間和地區效應做OLS回歸得到模型1至模型4；在基準回歸的基礎上，以中國對東道國直接投資存量與東道國國內生產總值的比值來刻畫中國對外直接投資，增加經濟增長前景、自然資源稟賦和基礎設施水平3個控制變量，依次缺省和控制時間和地區效應做OLS回歸得到模型5至模型8；改變代理變量的回歸結果如表5所示。在實證研究中的基準回歸的基礎上，以信息化程度作為營商環境的工具變量，同時控制時間和地區效應，依次以中國直接投資流量和存量作為被解釋變量，做2SLS回歸得到第一階段回歸模型1和第二階段回歸模型2和模型3；隨后將營商環境便利度分數改變為以差值換算所得的分數來刻畫營商環境，做2SLS回歸得到第一階段回歸模型4和第二階段回歸模型5和模型6；改變計量方法的回歸結果如表6所示。最后，為了解東道國開辦企業、辦理施工許可證、獲得電力、登記財產、獲得信貸、保護少數投資者、納稅、跨境貿易、執行合同和辦理破產等10個方面的商業監管子項對中國直接投資的影響是否存在異質性，基于基準回歸模型，分別以10個方面的營商環境便利度分數(2014年后的按比例換算)來刻畫營商環境，做OLS回歸得到模型1至模型10；異質性分析的結果如表7所示。為控制篇幅，穩健性檢驗結果表中的控制變量計量結果省略展示。

從表4至表6的結果來看，在改變代理變量、模型設定和計量方法的條件下，均能得到東道國營商環境與中國對外直接投資顯著正相關的結果，這意味著該顯著正相關關系具有穩健性，且表6的工具變量計量結果意味著東道國營商環境與中國對外直接投資之間存在因果關系，即東道國營商環境的改善能夠吸引更多中國直接投資。從表7的結果來看，除了獲得電力、登記財產和跨境貿易三項無顯著相關性以外(其原因非本文研究重點，同時為控制篇幅，在此按下不表)，其余七項均顯著正相關，與使用營商環境便利度分數的回歸結果總體一致；也與周超等(2017)的結果總體一致，略有差異。

表4穩健性檢驗之改變代理變量

變量模型1模型2模型3模型4模型5模型6模型7模型8營商環境1.660???(0.553)1.82???(0.567)1.136??(0.529)1.295??(0.540)14.048???(4.613)14.323???(4.736)10.817??(4.489)11.038??(4.593)其他控制變量控制控制控制控制控制控制控制控制截距-9.074???(3.387)-12.486???(4.212)-3.684(3.114)-7.379?(3.847)-106.865???(28.258)-116.398???(35.202)-67.254??(26.437)-78.671??(32.721)年份缺省控制缺省控制缺省控制缺省控制地區缺省缺省控制控制缺省缺省控制控制R2_Adjusted0.0240.0180.2070.2030.0310.0230.1850.179F3.3691.97314.63910.1394.0812.21612.8428.788N681681681681681681681681

注：①括號上方的數值為變量的估計系數；②括號中的數值為對應系數的穩健標準誤；③“*”“**”“***”分別表示估計系數在10%、5%和1%的顯著性水平下顯著；④R2_Adjusted表示調整后的判定系數，F表示模型整體顯著性F檢驗的F值，N表示回歸中使用到的樣本數

表5穩健性檢驗之改變模型設定

變量模型1模型2模型3模型4模型5模型6模型7模型8營商環境1.834???(0.601)1.969???(0.614)1.401??(0.570)1.544???(0.579)15.368???(5.036)15.475???(5.144)12.853???(4.851)13.053???(4.937)其他控制變量控制控制控制控制控制控制控制控制新增控制變量控制控制控制控制控制控制控制控制截距-10.450???(3.523)-13.366???(4.308)-3.479(3.244)-6.970?(3.943)-112.876???(29.497)-118.822???(36.104)-60.741??(27.605)-71.462??(33.596)年份缺省控制缺省控制缺省控制缺省控制地區缺省缺省控制控制缺省缺省控制控制R2_Adjusted0.0290.0230.2140.2110.0320.0240.1910.185F3.0331.98812.5459.2133.2532.04010.9927.988N678678678678678678678678

注：①括號上方的數值為變量的估計系數；②括號中的數值為對應系數的穩健標準誤；③“*”“**”“***”分別表示估計系數在10%、5%和1%的顯著性水平下顯著；④R2_Adjusted表示調整后的判定系數，F表示模型整體顯著性F檢驗的F值，N表示回歸中使用到的樣本數。

表6穩健性檢驗之改變計量方法

變量模型1模型2模型31st-stg2nd-stg2nd-stg模型4模型5模型61st-stg2nd-stg2nd-stg營商環境8.340?(4.455)15.884??(6.256)8.345?(4.458)15.893??(6.261)

續表

變量模型1模型2模型31st-stg2nd-stg2nd-stg模型4模型5模型61st-stg2nd-stg2nd-stg信息化水平0.003???(0.001)0.003???(0.001)其他控制變量控制控制控制控制控制控制截距4.315???(0.344)-43.607??(21.672)50.403?(30.196) 4.318???(0.344)-43.657??(21.698)50.498?(30.237)年份控制控制控制 控制控制控制地區控制控制控制 控制控制控制R2_Adjusted0.6480.0120.0160.6520.0120.015F68.76011.9997.94068.82011.9997.932N681681.00681.00681681.00681.00idp0.0000.0000.0000.000widstat33.52733.52733.49533.495hausmanP 0.1680.005 0.1680.005

注：①括號上方的數值為變量的估計系數；②括號中的數值為對應系數的穩健標準誤；③“*”“**”“***”分別表示估計系數在10%、5%和1%的顯著性水平下顯著；④R2_Adjusted表示調整后的判定系數，F表示模型整體顯著性F檢驗的F值，N表示回歸中使用到的樣本數。⑤idp表示不可識別檢驗(Anderson/Cragg-Donald/Kleibergen-Paap)的LM統計量值所對應的P值，widstat 表示弱工具變量檢驗(Cragg-Donald/Kleibergen-Paap)的Wald F統計量值，hausmanP表示解釋變量內生性檢驗(Hausman)的Chi2統計量值對應的P值

表7異質性分析

變量模型1模型2模型3模型4模型5模型6模型7模型8模型9模型10開辦企業辦理施工許可證獲得電力登記財產獲得信貸保護少數投資者納稅跨境貿易執行合同辦理破產營商環境0.893??(0.354)0.539??(0.264)0.064(0.293)0.127(0.317)0.356?(0.189)0.691???(0.237)0.578??(0.238)-0.021(0.181)1.123???(0.379)0.373??(0.146)其他控制變量控制控制控制控制控制控制控制控制控制控制截距-5.985?(3.513)-6.630?(3.636)-3.290(2.963)-3.508(2.979)-6.302?(3.590)-8.451??(3.690)-7.021?(3.596)-2.935(2.932)-4.891(3.288)-4.381(3.278)年份控制控制缺省缺省控制控制控制缺省控制控制地區控制缺省缺省缺省缺省缺省缺省缺省控制控制R2_Adjusted0.2040.0100.0110.0110.0080.0160.0120.0110.2070.179F10.1911.5002.0792.0961.4381.8441.6352.07410.3538.461N681677681681677681681681681651

注：①括號上方的數值為變量的估計系數；②括號中的數值為對應系數的穩健標準誤；③“*”“**”“***”分別表示估計系數在10%、5%和1%的顯著性水平下顯著；④R2_Adjusted表示調整后的判定系數，F表示模型整體顯著性F檢驗的F值，N表示回歸中使用到的樣本數

六、總結

(一)結論

十幾年來，中國的對外直接投資持續增長，并于2016年達到歷史高位。通過觀察中國的主要投資目的地，可以發現這些國家的營商環境便利度分數和排名總體靠前的事實，據此推測中國對外直接投資與東道國的營商環境有關。雖然既有文獻對此問題開展了研究和分析，但其在變量刻畫和因果識別上存在一定不足，本文針對其不足做了一定改進并再次分析了東道國營商環境對中國對外直接投資的影響。通過實證研究，得到了東道國營商環境與中國對外直接投資之間的顯著正相關關系，并簡要分析了東道國營商環境影響中國對外直接投資的作用機制。通過改變代理變量、模型設定和計量方法以及異質性分析，可以認為東道國營商環境與中國對外直接投資之間的顯著正相關關系結果是穩健的，且東道國營商環境與中國對外直接投資之間存在前因后果的因果關系；但其涵蓋的十個營商環境子項并不都能顯著影響中國的對外直接投資，其中獲得電力、登記財產和跨境貿易這三項與中國對外直接投資是無顯著相關性的。經過對既有研究中不足之處的改進，本研究的結果與既有研究的結果基本一致略有差異，但可信度得到了提升。

(二)建議

首先，中國投資者在選擇投資目的地時，必須要考慮東道國的營商環境。東道國良好的規則可以為中國投資者創造有利的發展環境，通過有效、透明和易于實施的監管，使企業能夠在順利開展投資、擴展業務、蓬勃發展和創造就業的同時，促進當地經濟和社會進步。但是，雖然某些國家和地區的整體營商環境良好，但也同時存在未來沖擊投資的不穩定性；良好的營商環境意味著中國投資者有可能會忽略東道國的監管和合規復雜性，包括復雜的稅務機制、嚴謹的雇傭和數據保護條例。面對這些問題，中國投資者需要尋求當地合作伙伴幫助，以確保營運合規，并且持續掌握稅務、會計、人事和數據保護的最新政策；選擇專業的合作伙伴，能讓中國投資者更好地拓展當地業務，并與當地企業和社群建立和諧關系。

其次，實現與東道國互利共贏、共同發展是中國對外直接投資的重要意義，這意味著不僅僅要選擇那些營商環境優良的國家和地區，還要主動選擇營商環境和經濟發展水平落后的國家和地區，以促進當地經濟增長、惠及所在國民眾，彰顯中國作為負責任大國的地位和形象。然而各個國家在民族宗教、文化傳統、制度體制、地緣政治、信息化程度和經濟發展水平等方面都具有多元性、差異性，這些國家復雜的營商環境對中國投資者進行對外投資運營提出了巨大挑戰，面臨的外部風險也在顯著提升。所以，中國投資者要對東道國營商環境進行科學評估，對海外投資中潛在的經濟、社會、環境風險進行準確識別，對包括中國在內的各個國家在具體東道國的投資經驗教訓進行概括總結。

最后，中國政府應繼續鼓勵有實力、有條件的中國企業“走出去”，繼續推動對外投資便利化，提高服務水平，不斷更新完善各個國家和地區的投資政策、投資環境和投資風險信息，搭建聯絡、服務和數據共享平臺；加強事中事后的監管，在投資政策、合規經營、企業社會責任等方面加強培訓，規范對外投資行為，引導對外投資健康有序發展；統籌對外投資的信用建設體系建設，加快構建商務領域以信用為核心的新型監管體制，部署對外貿易、服務貿易、外商投資、對外經濟合作和區域信用合作五個領域誠信監管體系建設，打造中國良好對外投資聲譽，全面助推中國對外投資事業高質量發展。