东道国政治制度质量如何影响中国OFDI决策？*——基于资源寻求动机与调节效应视角的实证检验

黄新飞，林志帆

一、研究背景

习近平总书记在党的十九大报告中明确指出“以‘一带一路’建设为重点，坚持引进来和走出去并重”。中国积极利用国内国外两个市场、两种资源，主动参与区域经济合作和全球多边投资与贸易体系。2003—2018年期间中国对外直接投资(Outward Foreign Direct Investment，后文简称OFDI)存量的年均增速高达31.3%，2018年OFDI流量高达1430.4亿美元，名列全球第2位，存量接近两万亿美元大关，跃居全球第3位。在当前全球经济复苏乏力和发达国家贸易保护主义抬头的背景下研究中国OFDI的决策，对于中国对外直接投资如何“从大做强”，实现全球治理体系和治理能力现代化具有重要意义。

什么因素决定了一国的对外直接投资决策？国际上较多研究表明，东道国的政治制度是跨国投资的重要影响因素。较好的政治制度安排是经济制度的基础，有助于创造优良的营商环境、保护境外投资者的产权、降低契约执行成本与经营风险，也有利于技术外溢与本国企业生产率的提升(Dollar & Kraay，2003；Blonigen，2005)。相关的实证研究也取得了较为丰硕的成果：Agodo(1978)使用美国制造业企业在非洲国家投资的微观数据进行研究并指出，东道国较高的政治稳定性和良好的监管环境有助于吸引外国直接投资；Javorcik(2004)同样使用微观企业数据进行研究发现，东欧国家较差的产权保护制度抑制了外国企业在技术密集型行业的投资。Javorcik & Wei(2009)基于转轨经济体的微观企业数据研究发现，东道国的腐败不仅抑制了外资进入，同时也使外资企业倾向于以风险较低的合资而非独资方式进入市场。他们的论文进一步发现，母国对东道国的直接投资与两国间的腐败程度差距呈负相关关系，说明对外直接投资可能有制度距离偏好。Biglaiser & Staats(2010)的微观企业调查揭示政治制度是影响美国企业在拉丁美洲进行直接投资的影响因素，其中东道国的产权保护制度、法治程度与司法系统的有效性最为重要。随着国际货币基金组织(IMF)与联合国贸易与发展会议(UNCTAD)提供了跨国直接投资大样本数据，宏观研究也逐渐增加：Wei(2000)匹配14个资金母国与45个东道国的投资数据，Habib & Zurawicki(2002)使用德国、意大利、日本、韩国、西班牙、英国和美国在89个东道国的投资数据进行研究发现，东道国的腐败程度抑制了吸引直接投资流入；Ali et al.(2010)进一步发现东道国的制度质量对制造业与服务业外资的影响显著，而对农业与矿业外商投资的影响很小；Belgibayeva & Plekhanov(2019)基于跨国数据的研究表明，东道国政治制度质量的改善不仅有助于吸引更多FDI，且来自制度更优的母国的投资比例也将上升。

这些研究均发现：企业对外直接投资整体偏好具有较好的政治制度质量的东道国，但该结论在中国是否适用在学术界尚有争论。Buckley et al.(2007)、Kolstad & Wiig(2012)使用跨国数据研究指出，中国OFDI可能偏好制度风险较高的东道国；Ramasamy et al.(2012)使用中国上市公司对外投资的微观数据发现，国有企业OFDI流向了自然资源较为丰裕但政治制度较差的东道国，而民营企业的主要投资动机为寻求市场。这些文献可归纳为中国OFDI的“制度风险偏好”理论。接下来国内学者对中国“制度风险偏好”理论展开深入分析，蒋冠宏和蒋殿春(2012)基于中国对发展中国家直接投资数据研究发现，东道国较优的法治、腐败控制和较高的监管质量有助于吸引中国对外投资；王永钦等(2014)以中国842笔对外直接投资微观数据为样本研究发现，尽管中国的跨境并购倾向于避开法律严格的东道国，但仍偏好较优的政府效能、监管质量和严格的腐败控制；杨娇辉等(2016)指出，中国OFDI的“制度风险偏好”并非绝对，这一异象主要是由中国OFDI更多流向经济发展水平较低、自然资源更为丰富的东道国导致的，当充分控制这些因素的影响后，中国OFDI的决策符合理性的风险规避特征。

本文认为，中国企业OFDI具有多重动机，一般认为流向发达国家的投资主要动机为寻求战略资产和市场需求，近年来由于贸易保护主义抬头，贸易壁垒跨越动机的投资也有所增加，而流向发展中国家的直接投资主要为资源寻求动机，不同动机的投资对东道国制度质量的敏感度可能不同。自中国2013年提出“一带一路”倡议以来，截止2019年底中国已与137个国家和30个国际组织签署197份共建合作文件，向发展中国家进行了大量的直接投资。因此，有必要在全球视野下结合东道国政治制度质量与中国OFDI的新变化、新特征进行系统研究，评估“制度风险偏好”在中国的有效性及其理论解释。

本文的边际贡献在于：第一，在数据上，相比于既有部分文献仅使用核准投资数据(approved investment)，本文以商务部与国家统计局联合发布的按照IMF国际标准统计的OFDI数据为样本，且纳入“一带一路”倡议实践后年度的数据，更为准确地反映中国OFDI的演变态势；第二，在研究角度和内容上，我们重点检验中国对发展中国家的资源寻求动机投资，探索东道国制度质量的潜在调节效应，在实证模型中引入资源丰裕度与政治制度质量的交互项尝试破解中国OFDI的“制度风险偏好”之谜。我们还检验了中国OFDI对东道国经济增长的助推作用，有助于对中国OFDI的影响形成较为全面的认识。

文章剩余部分的安排如下：第二部分剖析中国OFDI区位分布的典型事实，对实证数据筛选和处理进行介绍；第三部分设定实证模型，说明关键变量的构造方式；第四部分为全样本回归、分指标与分样本回归、稳健性检验结果并进行讨论；第五部分拓展检验中国OFDI对东道国经济增长的影响；最后为结论与启示。

二、中国对外直接投资典型事实分析

自从2003年开始，商务部每年公布的《中国对外直接投资统计公报》提供了中国对世界绝大部分国家与地区的OFDI存量与流量数据。考虑到其他变量数据可获得性和质量，本文选取2007—2017年间中国OFDI存量超过1000万美元的124个发展中国家与地区作为研究对象。截止至2018年底，中国OFDI存量的地理分布如图1所示。

图1 截至2018年底的中国OFDI存量的地理分布情况

图1显示，中国OFDI存量前三名分别为中国香港特别行政区、英属维尔京群岛、开曼群岛，这三个经济体吸引的中国OFDI存量约占总量的75%。中国流向香港和澳门两个特别行政区以及英属维尔京群岛、开曼群岛、百慕大群岛、巴哈马等“避税天堂”的绝大部分投资没有在当地从事实际的生产运营，而是建立控股公司，利用当地宽松的税收与法律环境再往其他目的地进行投资，这种“迂回投资”策略的目的是为了取得外商身份以获取国内投资的优惠政策和避税。由于没有在东道国从事实际的生产运营，这些在“避税天堂”的投资对当地的政治制度质量可能不敏感，其投资动机与行为模式与一般意义上的投资有着较大不同，为了避免这类数据对后续的实证分析造成影响，我们从样本中剔除了香港和澳门这两个特别行政区以及“避税天堂”经济体。此外，由于本文仅研究中国对发展中国家和转型经济体的直接投资，我们将发达国家从样本中剔除，得到样本国家(地区)124个。

在剔除港澳特别行政区与“避税天堂”目的地的投资后，《对外直接投资统计公报》的数据显示，中国OFDI主要分布在制造业、建筑业、采矿业、农林牧渔业、批发零售业、电力/热力/燃气及水的生产和供应业。其中，制造业投资主要分布于计算机/通信及其他电子设备制造、汽车制造、化学原料及化学制品制造、专用设备制造、金属制品等行业，各细分行业的投资存量均超过100亿美元。采矿业的投资存量接近1800亿美元，主要分布于石油和天然气开采、有色金属矿采选、黑色金属矿采选、煤炭开采等细分行业。综合来看，中国在发展中国家和转型经济国家的OFDI表现出较为明显的资源寻求动机。

三、模型设定、变量构造与数据处理

(一)模型设定与说明

在国际经济学领域，由Tinbergen(1962)和Poyhonen(1963)提出的引力模型已经被证明对国际贸易与跨境资本流动具有很强的解释力(Markusen & Maskus，2002；Hejazi，2005；Kahouli & Maktouf，2015)，本文的实证模型设定为：

lnOFDIstocki,t=β1lnChnGDPt+β2lnHostGDPi,t+β3lnDistancei+∑γX

+∑ηYeart+∑κContinenti+∑λLegalOrigini+εi,t

(1)

在模型(1)中，i表示东道国、t表示年度，四个变量分别是中国在各东道国的直接投资存量对数值(lnOFDIstocki,t)、中国GDP的对数值(lnChnGDPt)、东道国GDP的对数值(lnHostGDPi,t)以及两国间的地理距离对数值(lnDistancei)。两国间直接投资量应与两国经济规模正相关、与地理距离负相关，预期β1和β2为正、β3为负，由于变量均取对数，回归系数可解读为变量间的弹性关系。X为一系列可能影响中国OFDI的变量，我们将引入东道国人均GDP的对数值(lnGDPPCi,t)以控制经济发展水平的影响；在研究中国直接投资动机与东道国制度质量的影响时，本文将引入资源丰裕度、政治制度变量与相关交互项。

为控制年度层面上全球宏观经济变化对中国OFDI的潜在冲击，模型中引入年度固定效应Yeart。需说明的是，在面板数据设定下，中国经济规模lnChnGDPt每年的取值唯一，将被年度固定效应Yeart所吸收，后文回归不再出现该变量；为控制东道国自然环境、民族文化和法律形式等不可观测异质性的影响，模型中引入东道国所属洲固定效应Continenti(分亚洲、非洲、欧洲、北美洲、拉丁美洲、大洋洲)和法律起源固定效应LegalOrigini(分英美法系、法国民法系、德国民法系、北欧法系、大陆法系)。εi,t为模型扰动项，考虑面板数据中同一国家不同年度间扰动项可能存在相关性，我们将回归标准误聚类(cluster)到东道国层面上以保证得到较为稳健的系数显著性推断。OFDI数据来自历年发布的《中国对外直接投资统计公报》，其他数据来自世界银行世界发展指标(World Development Indicator)数据库以及法国国际信息研究中心(CEPII)提供的国别特征信息。

(二)关键变量构造与数据处理

中国的对外直接投资具有市场寻求、技术寻求和资源寻求等多类动机(王恕立和向姣姣，2014；周超等，2017)，市场寻求动机可通过观察东道国经济规模lnHostGDPi,t与经济发展水平lnGDPPCi,t的系数来检验，对于后两种动机，我们在模型(1)中加入东道国的科技水平与自然资源丰裕度来检验。科技水平以东道国居民和企业每年申请的专利数量的对数值衡量，记为Technology；自然资源丰裕度以东道国每年从石油、天然气、煤、矿产、森林资源获得的收益占GDP的百分比衡量，记为NaturalResource。这两个变量的数据同样来自于世界银行的世界发展指标数据库。

东道国的政治制度质量是否影响中国OFDI的选择，是本文研究的重点。我们使用世界银行公布的全球治理指标(Worldwide Governance Indicators)进行全面的衡量，全球治理指标是评估一国政府在公共管理成效和政治制度建设方面最为权威的指标体系，它分为六个子指标，反映了一国政治制度质量不同方面的信息，数据来自各国公共与私人部门受访个体以及非盈利组织的打分评估，取值范围为[-2.5, 2.5]，数值越大代表政治制度质量越高，详细信息如表1所示。我们计算VA、PS、GE、RQ、RL、CC这六个指标的平均值来衡量东道国的整体政治制度质量，记为InstQuality引入回归模型中。为检验政治制度质量对中国投资动机的潜在调节效应，我们还将在模型中引入InstQuality、VA、PS、GE、RQ、RL、CC与NaturalResource的交互项。为探讨制度距离的潜在影响，我们计算东道国与中国在六个WGI维度上数值差异的平方，求和后作为制度距离的衡量，记为InstDistance引入模型。

表1 世界银行全球治理指标信息

本文实证回归的有效观测值约1300个。主要变量的描述性统计信息如表2所示。为削弱极端值影响，各连续变量均进行前后各1%的缩尾。限于篇幅，本文未报告变量相关系数表，政治制度质量各个子指标间相关系数普遍高于0.7，在后续回归中，我们需分别研究各个政治制度质量子指标，若将这些变量同时引入一个回归则会引发多重共线性问题，使得系数估计有偏且显著性t检验失效。

表2 主要变量的描述性统计信息

四、实证结果与分析

(一)引力模型基准回归

表3报告了基于模型(1)的逐步回归结果。第(1)列回归仅包含中国经济规模、东道国经济规模与两国间地理距离，三者均显著且系数方向符合理论预期。平均而言，中国GDP、东道国GDP每增长1%，中国在该国的OFDI存量则分别增长约1.855%和0.520%；地理距离每增加1%，则降低OFDI存量0.895%。从第(2)列回归开始控制了年度固定效应，lnChnGDP不再出现在模型中，逐步增加更多变量、控制洲和法律起源固定效应后，东道国GDP与地理距离的回归结果仍保持一致，R2在0.6以上，引力模型对中国的OFDI具有较高的解释力。

表3 投资引力模型基准回归结果

查看lnGDPPC、Technology和NaturalResource的回归系数可以发现，中国对发展中国家和转型经济体投资的市场寻求动机和技术寻求动机不强，具有明显的资源寻求动机；制度距离变量的影响为负但不显著。本文重点关注的政治制度质量InstQuality，可发现其系数为负但不显著，整体而言中国对外直接投资没有明显的制度偏好。进一步研究发现，东道国政治制度质量的影响主要体现为对资源寻求动机的调节效应(moderation effect)，我们在第(5)列回归中引入自然资源丰裕度与政治制度质量的交互项，发现系数显著为正，如偏导数组(2)所示，说明给定某一自然资源丰裕度，东道国较优的制度环境能吸引更多的中国直接投资，或者给定某一制度水平，中国将向自然资源更为丰裕的东道国进行更多的投资。

(2)

结果说明，“逐利”的商业逻辑与对良好制度环境的偏好在中国OFDI的决策中是相辅相成的，尽管东道国较优的政治制度质量不直接影响中国的OFDI决策，但却间接地强化了中国投资的资源寻求动机。实证结论可有力地反驳“中国在发展中国家投资是掠夺资源而无视制度建设”的假说；实际上，对于急需借助外来资金发展本国经济的发展中国家和转型经济体来说，中国OFDI决策的偏好将形成一种“因势利导”的激励机制，为东道国改善国内政治制度环境提供充足的经济动机。

(二)政治制度质量子指标回归

接下来，我们将政治制度分为WGI的六个子指标进行检验，重点关注不同维度的制度质量对中国OFDI的资源寻求动机的调节效应是否存在异质性。回归结果如表4所示。

表4 政治制度质量与中国对外直接投资：分指标回归结果

在第(1)—(6)列回归中，Inst变量分别为民主自由VA、政局稳定PS、政府效能GE、监管质量RQ、法治程度RL、腐败控制CC。各维度变量与NaturalResource的交互项系数均为正，说明给定某一自然资源丰裕度，更为民主自由的政治环境、平稳的政治格局、政府较高的行政效率、合理的经济社会监管、高法治程度和较强的反腐力度均有利于保护外商投资的经济利益，能够强化中国OFDI的资源寻求动机而吸引更多的投资。当然，各个交互项的系数大小与显著性体现出一些差别：与商业活动相关度更高的政府效能GE、监管质量RQ、法治程度RL、腐败控制CC的影响更为显著；而由于东道国的选举、言论、媒体、集会和结社等方面自由对外商投资经济利益的影响较为间接，故VA交互项的显著性较低；而东道国政治局势PS的影响较小，原因可能是中国有着较高的国际政治地位，是国际负责任的大国，其奉行的不干涉他国内政的外交原则广受支持，与东道国各方政治群体构建了良好关系。综合来看，这些结果均与理论预期和中国对外投资的典型事实一致。东道国GDP、人均GDP和地理距离等变量的回归结果均与表3回归结果相似，不再赘述。

(三)分样本回归

我们考察政治制度质量对中国OFDI资源寻求动机的调节效应是否依东道国经济发展水平而存在异质性。参考世界银行的划分标准，将本文样本中的发展中国家人均GDP低于3500美元的定义为中低收入国家、大于等于3500美元的定义为中高收入国家，分样本回归结果报告在表5中。

表5 政治制度质量与中国对外直接投资：分样本分指标回归结果

表5的分表A与B分别报告了东道国为中高收入与中低收入国家的分样本回归结果，第(1)至(7)列回归分别检验政治制度质量总指标与各项子指标的影响。NaturalResource在所有回归中均显著为正，说明中国OFDI的资源寻求动机的结论稳健成立。

制度质量变量与自然资源丰裕度交互项在中高收入东道国分样本回归中基本显著为正，系数也都略大于全样本结果，而这些交互项在中低收入东道国样本中系数很小且都不显著。这说明，较优的政治制度质量与中国OFDI资源寻求动机的协同效应更多反映在中高收入而非中低收入的东道国中，这一异质性的可能原因是：中国会同时对中低收入国家进行直接投资与无偿援助，即便是商业投资亦带有一定的援助性质且主要由国有企业进行，对制度质量的敏感性较低。相比之下，中国在中高收入和转型经济国家的投资更遵循商业逻辑、民营企业占比较高，较好的制度环境有助于保护中国企业的经济利益，政治制度质量的调节效应也就更为明显。需要注意的是，以上发现并不意味着，中低收入国家利用中国投资的过程中，其政治制度质量无关紧要。本文的拓展检验发现，中国OFDI对中低收入国家经济增长的影响显著为正，更优的制度质量有助于提升中国投资在当地的嵌入度，东道国将受益更多。

(四)稳健性检验：分位数回归

前边的OLS回归描述的是解释变量对被解释变量的条件期望(conditional expectation)的影响，反映的是Y在均值水平上与X的统计相关性。我们注意到，中国OFDI存量数据的分布范围较广，故均值意义上的规律是否具有普遍性仍需深入探索。而分位数回归在处理含有极端值与非对称分布的数据时更为稳健可靠，本文使用该方法进行稳健性检验。

lnOFDIstocki,t=φ1lnHostGDPi,t+φ2lnDistancei

+φ3NaturalResourcei,t+φ4NaturalResourcei,t×InstQualityi,t+φ5InstQualityi,t

+∑γX+∑ηYeart+∑κContinenti+∑λLegalOrigini+εi,t

(3)

基于模型(3)的设定，表6报告了政治制度质量总指标的分位数回归结果，考察在10%、30%、50%、70%和90%五个分位点上的系数。回归结果显示，在各个分位数上，东道国自然资源丰裕度对中国OFDI的影响均显著为正，说明中国对外投资的资源寻求动机稳健成立；NaturalResource×InstQuality系数均为正，除在两端10%和90%分位数以外，其他分位数位置的回归均显著，这与表3第(5)列回归结果相似，说明东道国较优的政治制度质量能够强化中国投资的资源寻求动机的结论也较为稳健。政治制度质量系数为负，也与表3结果相似。在未报告的其他变量中，东道国GDP系数均显著为正、地理距离系数均显著为负。

表6 政治制度质量与中国对外直接投资：分位数回归结果

我们将模型(3)中的InstQuality替换为VA、PS、GE、RQ、RL、CC，对其他政治制度质量分指标的模型进行分位数回归，考察制度质量对中国OFDI资源寻求动机的调节效应。具体地，我们在每个模型中从OFDI存量的10%分位数开始以0.5%分位递增至90%分位数进行逐次回归，将每个回归中政治制度变量与NaturalResource交互项的系数估计值与95%置信区间分别绘制在图2—7中，直观地显示调节效应演变的“轨迹”，在六个图中，交互项系数的点估计值在所有分位数回归基本都大于0，与表4的OLS回归结果一致。查看置信区间可以发现，民主自由VA和政局稳定PS与NaturalResource交互项的系数的置信区间部分包含或接近0，统计显著性不高，与表4中这两个维度的政治制度质量交互项显著性不高的事实相符。而政府效能GE、监管质量RQ、法治程度RL和腐败控制CC交互项的系数置信区间下界基本在0之上，也与表4中这些维度的交互项均显著为正的事实相符，说明这些与商事活动相关性较高的政治制度质量确实强化中国OFDI的资源寻求动机。分位数回归与前边的OLS回归得到了高度一致的结果，本文的实证结论稳健成立。

图2 分位数回归结果：民主自由交互项

图3 分位数回归结果：政局稳定交互项

图4 分位数回归结果：政府效能交互项

图5 分位数回归结果：监管质量交互项

图6 分位数回归结果：法制程度交互项

图7 分位数回归结果：腐败控制交互项

五、拓展检验：中国对外投资是否“达则兼济天下”

中国作为全球最大的发展中国家，在积极发展自身经济的同时，也倡导和推动世界减贫事业。2017年联合国贸易和发展会议发布的《最不发达国家状况报告》指出，中国已成为全球48个最不发达国家的最大直接投资方。在世界经济复苏乏力和一些西方国家逆全球化思潮抬头的背景下，中国对长期由于战乱、自然灾害、流行病而深陷贫困的发展中国家进行了积极投资与务实的经济建设，帮助这些国家提升“造血”能力。在2015年南非约翰内斯堡峰会上，习近平主席提出中国政府将着力帮扶非洲国家实现工业化、农业现代化、基础设施建设、金融、绿色发展、贸易和投资便利化、减贫惠民、公共卫生、人文、和平和安全的“十大合作计划”。因此，本节检验中国OFDI是否显著促进了东道国的经济增长，同时探索政治制度质量是否对中国投资的影响存在调节效应。

我们以东道国人均GDP的增速Growth为被解释变量，以经典的索洛模型为框架构建增长收敛(growth convergence)回归模型：

Growthi,t=δ1lnGDPPCi,t-1+δ2OFDI

+∑ηYeart+∑κContinenti+∑λLegalOrigini+εi,t

(4)

在模型(4)中，lnGDPPC为东道国i上一年度的人均GDP。增长收敛模型的一个重要推论是，经济发展水平越高的国家越为接近增长稳态，增长速度可能稍慢，已被众多文献所证实(Barro，1991；Caselli et al.，1996)，预期系数δ1显著为负。OFDI为中国对东道国i的直接投资变量，为保证回归结果稳健性，分别考虑当期存量lnOFDIstocki,t、滞后一年的存量lnOFDIstocki,t-1和存量增量Diff_lnOFDIstocki,t(当期存量减去上期存量)。此外，为控制一系列不可观测异质性的影响，模型仍控制年度、洲和法律起源固定效应。

表7报告了模型(4)的回归结果。可以发现，滞后一期的人均GDP水平对当期增速的系数显著为负，与Solow模型的预期一致；各列回归的R2普遍在0.4以上。当期OFDI存量系数为正且在1%水平上显著，中国OFDI促进了东道国的经济增长。中国OFDI投资存量每增长1%可使东道国人均GDP增速提升0.33%，对于一些经济发展停滞于“贫困陷阱”、人均GDP年增速长期低于2%的发展中国家而言，影响程度是相当可观的。第(2)和(3)列回归中，OFDI滞后期存量与投资增量的系数也都显著为正。表7证实了中国对外直接投资对东道国经济增长的积极影响。

表7 中国对外直接投资与东道国经济增长

在FDI的相关研究中，许多文献发现东道国的制度对其“吸收利用”外商投资的能力有着重要影响(Hsiao & Shen，2003；Silajdzic & Mehic，2016)。这是因为，在较好的制度环境中，外商投资企业将更有动机融入东道国的产业链，FDI的前向、后向与水平溢出充分发挥将有效地激励东道国的经济增长；如果制度环境较差，外商企业将倾向于从事较为简单的农业、矿业活动而非外溢效应更为明显的制造业和服务业，并仅雇佣母国员工、仅与母国企业交易来规避风险，此时东道国难以从FDI“低嵌入”营商方式中获益。为检验政治制度质量是否影响中国ODFI的溢出效应，我们在模型(4)中引入东道国政治制度质量及其与中国OFDI存量的交互项，回归结果如表8所示。在该表中，我们仍以人均GDP是否达到3500美元为标准将全样本分为中高与中低收入发展中国家两个子样本进行检验，分别报告在分表A与B中。

表8 中国对外直接投资与东道国经济增长：分样本分指标回归结果

在表8所有回归中，滞后一期的人均GDP水平对当期增速的系数均显著为负，说明增长收敛模型在新的实证设定下仍具有较强的解释力。从分表A可以发现，无论是OFDI变量本身还是其与各个政治制度质量的交互项均不显著，可能因为，中高收入发展中国家在经济增长上已“步入正轨”、整体经济规模较大，中国投资占所有外商投资的比例普遍较低，未体现出显著影响。分表B报告了中低收入发展中国家分样本的回归结果，可发现lnOFDIstock的系数显著为正，平均而言中国OFDI存量增加1%可使东道国人均GDP增速提升约0.7%，说明中国的投资对经济欠发达国家的确发挥了积极影响。

在分表B中，lnOFDIstock与政治制度质量总指标的交互项的系数显著为正，说明较优的制度环境的确有助于东道国利用中国的OFDI来实现更好的增长绩效。分指标来看，民主自由VA和政局稳定PS交互项虽然为正但不显著，而政府效能GE、监管质量RQ、法治程度RL、腐败控制CC的交互项均显著为正，由于这些维度的政治制度对商业活动的影响较为直接，故这些结果非常符合经济逻辑。具体地，这四个变量一个标准差的提升能使中国OFDI存量每1%的增长对东道国人均GDP增速的贡献分别提升约0.61%、0.52%、0.50%和0.36%。表8的回归结果说明，中国对外直接投资对中低收入水平国家的经济增长产生了积极影响，且较优的政治制度有利于放大这一效应，为东道国积极改善国内制度环境提供了经济激励。

六、结论与启示

本文利用中国2007—2017年对124个发展中国家OFDI存量数据，结合世界银行的全球治理指标体系，分析东道国政治制度质量对中国OFDI决策的影响。结果表明，政治制度质量本身对中国OFDI的影响不显著，但这并不意味着中国对外直接投资不重视东道国制度。考虑直接投资的资源寻求动机，我们在实证模型中引入东道国自然资源丰裕度与政治制度质量指标的交互项，发现其显著为正，揭示政治制度质量主要通过间接的调节效应对中国OFDI的决策产生影响。进而，分政治制度质量的六个维度进行细分检验发现，政府效能、监管质量、法治程度、腐败控制与自然资源丰裕度在吸引中国OFDI上的协同效应更为显著。最后，我们还检验了中国OFDI对东道国的影响，发现中国的投资有效助推东道国经济增长，且较优的政治制度质量同样存在正向调节作用。

本文的研究说明，中国OFDI的“制度风险偏好”并不存在，中国的对外直接投资更多地流向了自然资源丰富但经济发展水平较低的经济体。尽管中国企业尤其是国有企业在对发展中国家进行直接投资时具有一定的所有制与制度距离优势，但投资的产权、契约执行等仍需要得到东道国政治与经济制度的有效保障。从而，在我们充分控制资源寻求动机的影响后，中国的OFDI仍表现出显著的制度风险规避动机，与主流国际投资理论的预期相符。本文的启示为，中国的对外直接投资应注重投资收益与制度风险损失的权衡，在帮扶经济欠发达的东道国发展经济的同时支持其改善国内制度环境，更好地实现“政治互信、经济融合”的互惠互利投资格局，为构建人类命运共同体作出有力贡献。