轉(zhuǎn)型背景下的政策不確定性與中國對(duì)外直接投資

宮汝凱

（東華大學(xué) 旭日工商管理學(xué)院，上海 200051）

一、引 言

長期以來，中國處于經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型的發(fā)展階段，資本是相對(duì)稀缺的生產(chǎn)要素，許多企業(yè)面臨著嚴(yán)重的融資約束。然而，近年來，中國出現(xiàn)了大規(guī)模且持續(xù)快速擴(kuò)張的對(duì)外直接投資。2003年，中國OFDI的流量（凈額）為28.5億美元，2015年則達(dá)到1 456.7億美元，年均增長38.9%，占世界OFDI總額的比重由0.45%上升到9.90%。相應(yīng)地，2003年，中國OFDI的存量為332億美元，占世界總量的0.48%；截至2015年底，OFDI的存量達(dá)到10 978.6億美元，占世界總量的比例增至4.4%，OFDI的凈額（流量）首次上升至世界第二位，并已超過同期外商直接投資（FDI）的規(guī)模，中國成為資本的凈輸出國。①數(shù)據(jù)來源于《中國對(duì)外直接投資統(tǒng)計(jì)公報(bào)》和UNCTAD數(shù)據(jù)庫，經(jīng)作者整理得到。

中國OFDI的持續(xù)快速擴(kuò)張引起了國內(nèi)外學(xué)者們的廣泛關(guān)注，主要集中于兩個(gè)方面：一是基于市場、技術(shù)和其他戰(zhàn)略資源等尋求動(dòng)機(jī)的視角考察推動(dòng)中國OFDI快速擴(kuò)張的因素（Cheung和 Qian，2009；Huang 和 Wang，2011；蔣冠宏和蔣殿春，2012；黃益平等，2013）；二是考察東道國的經(jīng)濟(jì)特征和制度環(huán)境對(duì)中國OFDI的影響（Buckley等，2007；葛順奇和羅偉，2013；王永欽等，2014；劉曉光和楊連星，2016）?？梢?，現(xiàn)有研究大多以相對(duì)完善的市場經(jīng)濟(jì)體制為分析背景，側(cè)重于考察推動(dòng)中國OFDI規(guī)模擴(kuò)張的市場因素，即在開放經(jīng)濟(jì)環(huán)境下，企業(yè)自主地調(diào)整在國內(nèi)外的資金配置，開拓海外市場和獲取有利于自身成長的要素資源，為理解近年來中國OFDI的持續(xù)快速擴(kuò)張?zhí)峁┝藦V闊且有益的思路。然而，現(xiàn)有研究較少涉及經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型以及潛在的政策不確定等非市場因素對(duì)中國OFDI快速擴(kuò)張的影響。

目前，中國正處于從計(jì)劃經(jīng)濟(jì)向社會(huì)主義市場經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型的階段，持續(xù)推行市場化、產(chǎn)權(quán)改革和對(duì)外開放等一系列的制度變革，改善資源配置效率，實(shí)現(xiàn)國民經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定快速發(fā)展。隨著改革開放進(jìn)一步深化和“走出去”戰(zhàn)略逐步實(shí)施，越來越多的中國企業(yè)積極參與國際交流與合作，促使OFDI規(guī)模持續(xù)快速擴(kuò)張。值得關(guān)注的是，政府仍然在經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展過程中起著顯而易見的作用：一方面，政府出臺(tái)經(jīng)濟(jì)政策來克服市場配置資源的不足，在熨平經(jīng)濟(jì)周期波動(dòng)、引導(dǎo)和支持新興產(chǎn)業(yè)發(fā)展等方面發(fā)揮積極作用；另一方面，政府通過制定和實(shí)施經(jīng)濟(jì)政策干預(yù)經(jīng)濟(jì)運(yùn)行，如對(duì)國有企業(yè)或局部地區(qū)施加政策支持等，可能導(dǎo)致一定程度的產(chǎn)權(quán)歧視和地區(qū)政策差異，從而影響經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展的環(huán)境。同時(shí)，經(jīng)濟(jì)政策的頻繁變更也將導(dǎo)致企業(yè)面臨著較高的政策不確定性（Chen等，2018）。企業(yè)的投資決策非常依賴于有關(guān)未來預(yù)期且充滿不確定性的信息，被視為實(shí)體經(jīng)濟(jì)活動(dòng)中最易受到影響的部分（譚小芬和張文婧，2017）。因此，政策不確定性這一非市場因素可能會(huì)影響企業(yè)的投資決策，具體體現(xiàn)為政策不確定性升高會(huì)促使企業(yè)減少在國內(nèi)的投資，而增加現(xiàn)金或其他資產(chǎn)的持有，或者選擇擴(kuò)大對(duì)外投資。

綜上所述，中國OFDI持續(xù)快速擴(kuò)張的背后既有開拓市場、尋求技術(shù)和品牌等戰(zhàn)略資源等市場性驅(qū)動(dòng)因素，可能也有政府干預(yù)以及相伴隨的政策不確定性等非市場因素。前者往往是基于市場的力量，企業(yè)在開放經(jīng)濟(jì)條件下優(yōu)化資本配置的理性選擇；而后者則更多的是企業(yè)面臨政策不確定性的“無奈之舉”，可能會(huì)造成中國企業(yè)資本豐裕進(jìn)而“走出去”開拓國際市場的假象，導(dǎo)致企業(yè)過早地進(jìn)行對(duì)外直接投資，甚至資本外逃，最終損害中國經(jīng)濟(jì)的整體競爭力。因此，針對(duì)像中國這樣具有轉(zhuǎn)型和新興雙重特征的經(jīng)濟(jì)體，特別需要結(jié)合經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型的制度背景，并注重政策不確定性等視角來全面和深入地分析OFDI持續(xù)快速擴(kuò)張的驅(qū)動(dòng)因素，對(duì)積極實(shí)施“走出去”戰(zhàn)略和制定相關(guān)政策提供現(xiàn)實(shí)的借鑒。

本文基于政策不確定性的視角來探討推動(dòng)中國在經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型過程中對(duì)外直接投資快速擴(kuò)張背后的內(nèi)在邏輯，主要開展兩個(gè)方面的工作：首先，考察政策不確定性對(duì)各地區(qū)OFDI的影響；然后，探討經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型與OFDI之間的關(guān)系，并分析經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型對(duì)政策不確定性影響OFDI的調(diào)節(jié)作用。在理論分析的基礎(chǔ)上提出研究假說，并綜合運(yùn)用2003-2015年中國分省面板數(shù)據(jù)和Baker等（2016）構(gòu)建的經(jīng)濟(jì)政策不確定性指數(shù)對(duì)研究假說進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。結(jié)果表明，面臨的政策不確定性越高，地區(qū)OFDI的規(guī)模將越大，經(jīng)濟(jì)政策不確定性指標(biāo)每升高1%，地區(qū)OFDI將平均增加0.20至0.40個(gè)百分點(diǎn)；且這一推動(dòng)效應(yīng)在2008年之后和中西部地區(qū)更為明顯。市場化和產(chǎn)權(quán)改革的推進(jìn)均對(duì)OFDI具有顯著的促進(jìn)作用，貿(mào)易開放度和外資開放度的提高均對(duì)OFDI具有顯著的抑制效應(yīng)；市場化進(jìn)程、產(chǎn)權(quán)改革與對(duì)外開放等經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型的持續(xù)推進(jìn)均會(huì)減緩政策不確定性對(duì)OFDI的推動(dòng)效應(yīng)。以上結(jié)論在替換關(guān)鍵變量和多種模型設(shè)定下均具有較強(qiáng)的穩(wěn)健性，進(jìn)而為解釋中國OFDI的持續(xù)快速擴(kuò)張機(jī)制提供了新的視角，同時(shí)從側(cè)面表明持續(xù)推進(jìn)經(jīng)濟(jì)體制改革的重要性和必要性。

目前，已有少量文獻(xiàn)開始關(guān)注制度環(huán)境對(duì)中國OFDI影響這一話題。Shi等（2017）以樊綱等（2011）構(gòu)建的市場化指數(shù)來度量制度脆弱性，發(fā)現(xiàn)在制度脆弱性較強(qiáng)的省份，企業(yè)更傾向于擴(kuò)大對(duì)外直接投資；李新春和肖宵（2017）考察了制度約束對(duì)民營企業(yè)對(duì)外直接投資的影響，發(fā)現(xiàn)正式和非正式制度約束均會(huì)驅(qū)動(dòng)中國企業(yè)進(jìn)行對(duì)外投資；Chen等（2018）研究了中國潛在的制度扭曲對(duì)企業(yè)對(duì)外直接投資決策的影響，發(fā)現(xiàn)由于面臨融資等方面的歧視，民營企業(yè)具有更強(qiáng)的激勵(lì)進(jìn)行對(duì)外直接投資。與以上三者相似，本文旨在考察中國經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型過程中潛在的制度不完善對(duì)企業(yè)對(duì)外投資決策的影響，但在研究內(nèi)容上存在明顯的差異，本文主要關(guān)注經(jīng)濟(jì)政策不確定性這一非市場因素對(duì)中國OFDI的影響。在最新的研究中，楊永聰和李正輝（2018）采用2003-2015年中國對(duì)外直接投資的跨國數(shù)據(jù)，基于Baker等（2016）開發(fā)的經(jīng)濟(jì)政策不確定性指數(shù)，發(fā)現(xiàn)中國OFDI與國內(nèi)經(jīng)濟(jì)政策不確定性顯著正相關(guān)。與其不同，本文緊密結(jié)合經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型的制度背景，采用分省面板數(shù)據(jù)，從政策不確定性和經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型兩個(gè)視角探討中國OFDI持續(xù)快速擴(kuò)張的內(nèi)在作用機(jī)制，并深入考察經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型在政策不確定性影響中國OFDI過程中的調(diào)節(jié)作用。

相比于現(xiàn)有的研究文獻(xiàn)，本文的主要貢獻(xiàn)體現(xiàn)在三個(gè)方面：一是本文結(jié)合經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型的制度背景，基于政策不確定性視角探討中國OFDI持續(xù)快速擴(kuò)張背后的非市場因素，拓展了經(jīng)濟(jì)政策不確定性和中國對(duì)外直接投資等方面的研究；二是本文系統(tǒng)地考察了市場化、產(chǎn)權(quán)改革和對(duì)外開放等經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型變量對(duì)OFDI的影響，探討了經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型在政策不確定性影響OFDI過程中的調(diào)節(jié)作用，豐富了現(xiàn)有探討中國OFDI持續(xù)快速擴(kuò)張機(jī)制的研究；三是本文的研究結(jié)論具有直接的政策啟示，即需要結(jié)合經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型的制度背景來全面分析中國OFDI持續(xù)擴(kuò)張的驅(qū)動(dòng)因素，特別要注重政府干預(yù)以及政策不確定性等非市場因素的潛在影響，而繼續(xù)深化經(jīng)濟(jì)體制改革將有助于減緩政策不確定性對(duì)OFDI的影響。

二、理論分析與研究假說

（一）政策不確定性、企業(yè)投資與OFDI

1. 政策不確定性與企業(yè)國內(nèi)投資。政策不確定是轉(zhuǎn)型經(jīng)濟(jì)體中企業(yè)面臨的外部環(huán)境變化的一個(gè)重要來源，也是企業(yè)在宏觀層面上面臨的系統(tǒng)性沖擊，主要包括政策預(yù)期不確定性（Feng，2001）以及政策執(zhí)行的不確定性或政府改變政策立場的可能性（Le和Zak，2006）等多個(gè)方面。政策不確定性對(duì)企業(yè)投資的影響主要涉及如下兩個(gè)方面：

一是政策不確定性影響企業(yè)管理層或市場投資者的投資決策。首先，政策不確定性升高會(huì)增加企業(yè)管理層對(duì)未來經(jīng)濟(jì)政策形勢(shì)的判斷難度，影響其對(duì)未來政策制定、實(shí)施以及政府干預(yù)程度等方面的預(yù)期?？紤]到管理者往往傾向于風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避，因此政策不確定性升高勢(shì)必會(huì)減弱他們的投資意愿，從而降低投資。沿著這一思路，Julio和Yook（2012）采用政治選舉年份作為政策不確定性的代理指標(biāo)研究發(fā)現(xiàn)，相比于非選舉年份，企業(yè)的投資在總統(tǒng)選舉年間平均下降4.8%。①需要說明的是，雖然該代理變量具有較強(qiáng)的外生性，但缺乏連續(xù)性和時(shí)變性，無法捕獲政策不確定性在非選舉年或政府換屆期間的變化，故不能較為全面地刻畫政策不確定性，研究結(jié)果可能存在一定的偏差（Gulen和Ion，2013）。Baker等（2016）通過對(duì)報(bào)紙新聞信息、專家預(yù)測報(bào)告進(jìn)行文本分析來構(gòu)建政策不確定性指數(shù)，并對(duì)指數(shù)的有效性進(jìn)行了嚴(yán)格的證明，使得采用連續(xù)型經(jīng)濟(jì)政策不確定性的度量指標(biāo)成為可能。Gulen和Ion（2016）采用Baker等（2016）編制的經(jīng)濟(jì)政策不確定性指數(shù)研究發(fā)現(xiàn)，在控制了選舉因素之后，隨著政策不確定性升高，企業(yè)投資會(huì)出現(xiàn)顯著下降。此外，政策不確定性升高可能導(dǎo)致更嚴(yán)重的信息不對(duì)稱問題，進(jìn)而使得市場投資者無法判斷企業(yè)的發(fā)展前景，從而降低其對(duì)企業(yè)的借貸和投資（Cao 等，2013；Pastor和 Vernoesi，2013；Francis等，2014）。

考慮到中國正處于經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型時(shí)期，政策不確定性對(duì)企業(yè)投資的影響可能更為明顯。在政治晉升和財(cái)政利益的雙重激勵(lì)下，地方政府具有引導(dǎo)企業(yè)擴(kuò)大投資的沖動(dòng)（周黎安，2007）。同時(shí)，政府發(fā)揮著“有形之手”的作用，掌握著大量的經(jīng)濟(jì)資源，擁有多樣化的經(jīng)濟(jì)調(diào)控手段，并且各地區(qū)的政策執(zhí)行力度差異明顯（饒品貴等，2017）。特別是在2008年金融危機(jī)之后，政府對(duì)經(jīng)濟(jì)的干預(yù)程度以及引起的政策不確定性大幅升高。政策不確定性對(duì)企業(yè)投資的影響逐步顯性化，這一問題得到了許多學(xué)者的關(guān)注。賈倩等（2013）和才國偉等（2018）均使用官員更替作為政策不確定性的代理變量，發(fā)現(xiàn)政策不確定性升高將顯著降低企業(yè)投資。考慮到采用特定政治事件作為政策不確定性代理變量潛在的問題，越來越多的學(xué)者開始采用Baker等（2016）構(gòu)建的政策不確定性指數(shù)。李鳳羽和楊墨竹（2015）以及陳國進(jìn)和王少謙（2016）均采用Baker等（2016）開發(fā)的經(jīng)濟(jì)政策不確定性指數(shù)研究發(fā)現(xiàn)，經(jīng)濟(jì)政策不確定性升高會(huì)對(duì)企業(yè)投資具有顯著的抑制作用；饒品貴等（2017）研究發(fā)現(xiàn)，經(jīng)濟(jì)政策不確定性升高將導(dǎo)致企業(yè)投資出現(xiàn)顯著下降；譚小芬和張文婧（2017）研究表明，經(jīng)濟(jì)政策不確定性通過實(shí)物期權(quán)和金融摩擦兩種渠道抑制了企業(yè)投資，且實(shí)物期權(quán)機(jī)制占主導(dǎo)作用。

二是政策不確定性對(duì)企業(yè)資本配置的潛在影響。當(dāng)政策不確定性升高時(shí)，企業(yè)會(huì)增加現(xiàn)金或其他資產(chǎn)的持有，進(jìn)而減少投資?，F(xiàn)有研究表明，較高的經(jīng)濟(jì)政策不確定性會(huì)提高企業(yè)的流動(dòng)性和短缺性經(jīng)營風(fēng)險(xiǎn)，增加公司未來盈利和現(xiàn)金流的不確定性。在預(yù)防性動(dòng)機(jī)的驅(qū)使下，理性的管理者會(huì)平衡當(dāng)前投資與未來支出，更加謹(jǐn)慎地選擇和增持現(xiàn)金等流動(dòng)性較強(qiáng)的資產(chǎn)以避免財(cái)務(wù)危機(jī)，進(jìn)而減少投資（Opler等，1999；Bloom 等，2007；Han 和 Qiu，2007）。與中國經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型的現(xiàn)實(shí)相對(duì)照，政策不確定性也會(huì)對(duì)企業(yè)的資產(chǎn)配置產(chǎn)生影響，并已得到了學(xué)者們的關(guān)注。王紅建等（2014）研究表明，經(jīng)濟(jì)政策不確定性越高，公司的現(xiàn)金持有水平越高；李鳳羽和史永東（2016）研究發(fā)現(xiàn)，企業(yè)在經(jīng)濟(jì)政策不確定性上升時(shí)會(huì)增持現(xiàn)金，且這一效應(yīng)在融資約束較為嚴(yán)重和股權(quán)集中度較低的企業(yè)中更加明顯。

2. 政策不確定性與OFDI。根據(jù)以上分析可知，在相對(duì)封閉（不存在資本跨國流動(dòng)）的經(jīng)濟(jì)環(huán)境下，當(dāng)政策不確定性升高時(shí)，企業(yè)會(huì)增加現(xiàn)金或其他資產(chǎn)的配置而減少投資；而隨著經(jīng)濟(jì)體逐步對(duì)外開放，企業(yè)則可以將資本在全球范圍內(nèi)進(jìn)行更為有效的配置。Gauvin等（2013）研究指出，政策穩(wěn)定會(huì)增強(qiáng)投資者的安全感和信心，促進(jìn)國際投資活動(dòng)的開展；反之，則會(huì)抑制投資，引發(fā)國際資本撤出。Julio和Yook（2016）通過考察美國公司的跨國投資后發(fā)現(xiàn)，資本流入量在東道國政治選舉之前出現(xiàn)下降，而在選舉之后會(huì)升高，這為政策不確定性抑制企業(yè)跨國投資提供了證據(jù)。Bonaime等（2018）和Quang等（2018）均采用跨國數(shù)據(jù)研究表明，以政治選舉年份度量的政治不確定性，主要涉及稅收、政府支出、貨幣和財(cái)政政策以及監(jiān)管制度等方面，與跨國并購之間均存在顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系。根據(jù)現(xiàn)有的研究，我們做出推理：倘若一國存在政策不確定性等導(dǎo)致經(jīng)營環(huán)境惡化的問題，企業(yè)便會(huì)通過對(duì)外直接投資的方式，在全球范圍內(nèi)尋求更為良好的經(jīng)營和成長環(huán)境?？紤]到中國越發(fā)開放的現(xiàn)實(shí)背景，企業(yè)擁有更多的機(jī)會(huì)和投資渠道“走出去”參與國際交流與合作，同時(shí)，這意味著企業(yè)減少國內(nèi)投資和增加現(xiàn)金等其他資產(chǎn)持有的機(jī)會(huì)成本在增大?；谝陨戏治觯疚奶岢鋈缦卵芯考僬f：

研究假說1：面臨的經(jīng)濟(jì)政策不確定性越大，地區(qū)OFDI規(guī)模將越發(fā)擴(kuò)張。

（二）考慮經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型的調(diào)節(jié)作用

1. 市場化進(jìn)程。中國正經(jīng)歷著從計(jì)劃經(jīng)濟(jì)向社會(huì)主義市場經(jīng)濟(jì)的轉(zhuǎn)型過程，產(chǎn)品、資本和勞動(dòng)力等多個(gè)方面的市場化改革均會(huì)提高資源的配置效率，促進(jìn)國民經(jīng)濟(jì)的持續(xù)快速增長（馬光榮等，2013）。市場化進(jìn)程的持續(xù)推進(jìn)會(huì)改善微觀企業(yè)的激勵(lì)機(jī)制，提升企業(yè)的生產(chǎn)效率，促進(jìn)企業(yè)成長和積極“走出去”。同時(shí)，持續(xù)的市場化進(jìn)程可能對(duì)政策不確定性與OFDI之間的關(guān)系產(chǎn)生影響，主要涉及三個(gè)方面：第一，市場化程度越高，政府干預(yù)的力量越弱，服務(wù)意識(shí)越強(qiáng)，則潛在的政策不確定性的影響越小；第二，市場化水平提高，特別是產(chǎn)品與要素的市場機(jī)制更加完善，在提高市場競爭程度的同時(shí)，有利于拓寬企業(yè)潛在的投融資渠道，增加規(guī)避政策不確定性的工具，從而減弱經(jīng)濟(jì)政策不確定性對(duì)企業(yè)在國內(nèi)投資的影響；第三，市場化水平越高，中介組織發(fā)展以及法律執(zhí)行力則越好，從而越有利于發(fā)揮中介組織及法律體系的監(jiān)督作用，提高公司治理效率，有助于企業(yè)管理層進(jìn)行科學(xué)和合理的投資決策，以應(yīng)對(duì)政策不確定性的潛在影響（王紅建等，2014）。綜上所述，市場化進(jìn)程會(huì)減弱政策不確定性對(duì)企業(yè)國內(nèi)投資的負(fù)向影響，抑制企業(yè)對(duì)外直接投資的快速擴(kuò)張?；诖?，本文提出如下研究假說：

研究假說2a：在市場化水平越高的地區(qū)，OFDI規(guī)模越趨于快速擴(kuò)張，且政策不確定性對(duì)OFDI的正向影響越小。

2. 產(chǎn)權(quán)改革。在經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型過程中，中國正在積極和穩(wěn)步地推行以國企改革為主導(dǎo)的產(chǎn)權(quán)改革，逐步形成多元化的投資主體。持續(xù)推進(jìn)的國企改革有助于明晰產(chǎn)權(quán)，改善企業(yè)經(jīng)營績效，促進(jìn)有實(shí)力的企業(yè)積極開展對(duì)外直接投資，拓展其國際生存發(fā)展的空間，使得對(duì)外投資主體呈現(xiàn)出多元化的趨勢(shì)。考慮到不同類型對(duì)外直接投資潛在需求的差異性，多元化的投資主體會(huì)對(duì)OFDI產(chǎn)生影響。民營企業(yè)在對(duì)外直接投資方面具有獨(dú)特的優(yōu)勢(shì)，體現(xiàn)為規(guī)模相對(duì)小、管理結(jié)構(gòu)簡單、適應(yīng)能力強(qiáng)，以及管理者更具有企業(yè)家精神，大多分布在競爭性較高的勞動(dòng)密集型行業(yè)，且通常比國有企業(yè)具有更高的生產(chǎn)效率（Dougherty等，2007），具備更強(qiáng)的應(yīng)對(duì)政策不確定性的能力。特別是基于政治方面的考慮，民營企業(yè)相對(duì)于國有企業(yè)更容易被東道國接受，尤其是涉及戰(zhàn)略性資源和高技術(shù)行業(yè)。此外，伴隨著產(chǎn)權(quán)改革的推進(jìn)，國有企業(yè)比重降低勢(shì)必會(huì)減少產(chǎn)權(quán)歧視所造成的扭曲，減弱政策不確定性對(duì)企業(yè)對(duì)外直接投資的正向影響（Chen等，2016）。鑒于此，本文提出如下研究假說：

研究假說2b：在民營化程度越高的地區(qū)，OFDI規(guī)模越發(fā)快速擴(kuò)張，且政策不確定性對(duì)OFDI的推動(dòng)效應(yīng)越弱。

3. 對(duì)外開放。一國或地區(qū)的經(jīng)濟(jì)開放主要體現(xiàn)在對(duì)外貿(mào)易和外資開放兩個(gè)方面，分別對(duì)應(yīng)著貿(mào)易開放度和外資開放度。對(duì)外直接投資與國際貿(mào)易密切相關(guān)。一方面，對(duì)外貿(mào)易往往是企業(yè)對(duì)外直接投資的先行者。對(duì)外貿(mào)易的規(guī)模越大，則該國越可能進(jìn)行對(duì)外直接投資；同時(shí)，對(duì)外直接投資對(duì)國際貿(mào)易，特別是出口貿(mào)易具有促進(jìn)作用（蔣冠宏和蔣殿春，2014）。另一方面，國際貿(mào)易與對(duì)外直接投資之間往往具有一定的替代性。當(dāng)企業(yè)進(jìn)行海外投資的成本小于對(duì)外貿(mào)易時(shí)，企業(yè)將選擇增加對(duì)外直接投資，而減少對(duì)外貿(mào)易；反之亦然。因此，貿(mào)易開放度對(duì)OFDI的影響取決以上兩個(gè)方面的凈效應(yīng)。考慮到中國OFDI具有明顯的促進(jìn)出口和開拓海外市場的動(dòng)機(jī)（黃益平等，2013），我們初步推斷，當(dāng)貿(mào)易開放度，特別是出口開放度出現(xiàn)顯著提高時(shí)，企業(yè)進(jìn)行對(duì)外直接投資的動(dòng)機(jī)將會(huì)下降。在外資開放方面，一國（尤其是發(fā)展中國家）通過吸引外商直接投資獲取資金和技術(shù)等生產(chǎn)要素，同時(shí)國內(nèi)企業(yè)可以擴(kuò)大與外資企業(yè)的交流和合作，學(xué)習(xí)先進(jìn)的技術(shù)和管理經(jīng)驗(yàn)?？紤]到中國OFDI具有明顯的尋求技術(shù)等戰(zhàn)略資產(chǎn)的動(dòng)機(jī)（黃益平等，2013），當(dāng)大量外資進(jìn)入時(shí)，具有相似目標(biāo)的對(duì)外直接投資可能會(huì)減少。進(jìn)一步地，中國各地區(qū)在吸引外資時(shí)具有一定的競爭關(guān)系，要想吸引更多的外資進(jìn)入則需要營造更為良好的制度環(huán)境和經(jīng)濟(jì)發(fā)展條件，這將會(huì)吸引當(dāng)?shù)仄髽I(yè)扎根本地，減少“走出去”對(duì)外投資。綜上所述，隨著對(duì)外開放的逐步推進(jìn)，中國企業(yè)能夠通過對(duì)外交流和合作獲取新的知識(shí)和信息，有助于增強(qiáng)自身的學(xué)習(xí)和有效處理信息的能力，降低或消除政策不確定性對(duì)企業(yè)國內(nèi)投資的潛在影響。鑒于此，本文提出如下研究假說：

研究假說2c：在貿(mào)易或外資開放程度越高的地區(qū)，OFDI規(guī)模將越小，且政策不確定性對(duì)OFDI的推動(dòng)效應(yīng)越弱。

三、計(jì)量模型、變量與數(shù)據(jù)

（一）計(jì)量模型

為了考察政策不確定性對(duì)中國分省OFDI的影響，我們參考Gulen和Ion（2016）以及饒品貴等（2017）的研究，將基本的計(jì)量模型設(shè)定為：

其中，下標(biāo)i表示省份，t表示年份；被解釋變量為各省對(duì)外直接投資規(guī)模（取對(duì)數(shù)）；為經(jīng)濟(jì)政策不確定性指數(shù)（取對(duì)數(shù)），采用滯后一期以適當(dāng)緩解潛在的內(nèi)生性問題；表示影響對(duì)外直接投資的其他變量（下文將具體說明）；和分別用于控制省份和年度固定效應(yīng)，為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

根據(jù)以上分析，在探討政策不確定性對(duì)中國OFDI的影響時(shí)需要考慮特定的經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型制度背景。基于此，我們進(jìn)一步引入刻畫經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型的變量，將計(jì)量模型設(shè)定為：

更進(jìn)一步地，在回歸方程（2）的基礎(chǔ)上，我們逐步加入政策不確定性與不同維度經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型變量的交叉項(xiàng)，考察政策不確定性與經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型的互動(dòng)效應(yīng)，將計(jì)量模型擴(kuò)展為：

（二）變量和數(shù)據(jù)

1. 對(duì)外直接投資（OFDI）。考慮到地區(qū)的規(guī)模效應(yīng)，我們分別選取人均實(shí)際對(duì)外直接投資流量和人均存量兩個(gè)指標(biāo)進(jìn)行度量。人均OFDI流量能夠有效地刻畫當(dāng)期對(duì)外直接投資的發(fā)展和變化；而人均OFDI存量則包括了對(duì)外直接投資的滯后影響，能夠更為全面地反映OFDI的變化特征。相應(yīng)的數(shù)據(jù)來自歷年的《中國對(duì)外直接投資統(tǒng)計(jì)公報(bào)》和UNCTAD數(shù)據(jù)庫。

2. 政策不確定性（EPU）。經(jīng)濟(jì)政策不確定性是本文關(guān)注的關(guān)鍵變量。我們采用Baker等（2016）構(gòu)建的中國經(jīng)濟(jì)政策不確定性指數(shù)，其利用文本挖掘技術(shù)對(duì)《南華早報(bào)》（South China Morning Post）文章關(guān)鍵的搜索，并以1995年1月為100進(jìn)行指數(shù)化，得到EPU的月度數(shù)據(jù)。該指數(shù)相對(duì)成熟，已得到廣泛的應(yīng)用和認(rèn)可（李鳳羽和李墨竹，2013；Gulen和Ion，2016；饒品貴等，2017；陳勝藍(lán)和李占婷，2017；孟慶斌和師倩，2017）。

鑒于本文的實(shí)證分析采用年度數(shù)據(jù)，參考李鳳羽和李墨竹（2013）以及Gulen和Ion（2016）的處理方法，本文使用每年12月份公布的政策不確定指數(shù)（epu_12m）作為當(dāng)年政策不確定性的衡量指標(biāo)；同時(shí)，采用月度政策不確定性指數(shù)的簡單平均得到年度政策不確定性指數(shù)（epu_sa）和月份加權(quán)平均得到的年度政策不確定性指數(shù)（epu_wa）進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。其中表示月份m的政策不確定性指數(shù)。

3. 經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型變量。在經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型方面，本文選取以下變量：（1）市場化進(jìn)程（Mkt）。本文采用樊綱等（2011）和王小魯?shù)龋?017）編制的中國分省市場化指數(shù)。①關(guān)于市場化指數(shù)數(shù)據(jù)處理的說明：2011年和2017年版本分別提供了2003-2009年和2008-2014年的數(shù)據(jù)，且兩者的基期不一致；我們注意到兩個(gè)版本都提供了2008年和2009年的數(shù)據(jù)，于是利用這一信息，基于回歸分析法對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行調(diào)整。具體為：首先，將2008年和2009年數(shù)據(jù)構(gòu)成分省面板數(shù)據(jù)，并將2011年版的數(shù)據(jù)對(duì)2017年版的數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸，得到兩者之間的關(guān)系；然后，利用該關(guān)系將2010-2014年的2017年版的數(shù)據(jù)轉(zhuǎn)換成2011年版的數(shù)據(jù)，進(jìn)而得到具有一致口徑的2003-2014年分省市場化進(jìn)程數(shù)據(jù)。這一市場化指數(shù)涵蓋的維度較廣且具有橫向與縱向可比性等優(yōu)點(diǎn)，可以較為準(zhǔn)確地評(píng)估中國市場化進(jìn)程的演進(jìn)趨勢(shì)，且被相關(guān)研究廣泛采用。

（2）產(chǎn)權(quán)改革（Own）。本文采用民營化水平刻畫各地區(qū)的產(chǎn)權(quán)改革進(jìn)展情況，由民營企業(yè)就業(yè)人數(shù)占地區(qū)總就業(yè)人數(shù)的比重計(jì)算得到。相應(yīng)的基礎(chǔ)數(shù)據(jù)均來源于歷年《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》和各省的統(tǒng)計(jì)年鑒。

（3）對(duì)外開放（Open）。本文選擇貿(mào)易開放度（Trade_open）和外資開放度（Fdi_open）兩個(gè)指標(biāo)來度量對(duì)外開放水平，分別采用按經(jīng)營單位所在地區(qū)的貨物進(jìn)出口總額與地區(qū)GDP的比值以及實(shí)際利用外資總額與地區(qū)GDP的比值來衡量。鑒于OFDI與對(duì)外貿(mào)易之間的關(guān)系，本文進(jìn)一步將貿(mào)易開放度分解為進(jìn)口滲透率（Imp_open）和出口開放度（Exp_open），分別采用貨物進(jìn)口額和貨物出口額占所在地區(qū)GDP的比重來度量。相應(yīng)的數(shù)據(jù)來源于歷年《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》和各省份的統(tǒng)計(jì)年鑒。

4. 控制變量。根據(jù)既有的研究文獻(xiàn)，本文主要考慮如下控制變量：人均GDP（Lnpgdp），表示經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平；第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占GDP的比重（Second），表示地區(qū)工業(yè)化發(fā)展水平；第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占GDP的比重（Third），表示地區(qū)服務(wù)業(yè)的發(fā)展水平；人均受教育年限（Human），度量人力資本的發(fā)展水平（Barro和Lee，2001）；能源生產(chǎn)總量（Lnenergy），衡量自然資源的豐裕程度（杜思正等，2016）；實(shí)際匯率水平（Lnexch），采用人民幣兌美元中間價(jià)（取對(duì)數(shù)）表示。以上包括人均OFDI、人均GDP等所有價(jià)值型變量均經(jīng)過所在省份基期為2003年的CPI指數(shù)平減處理。各省份的經(jīng)濟(jì)發(fā)展數(shù)據(jù)均來源于歷年《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》和各省份的統(tǒng)計(jì)年鑒。

四、政策不確定性與中國OFDI：總體考察

（一）基本估計(jì)結(jié)果

表1報(bào)告了政策不確定性與地區(qū)OFDI之間關(guān)系的估計(jì)結(jié)果。其中，列（1）-列（3）將人均OFDI流量作為解釋變量，分別對(duì)應(yīng)于三種EPU度量指標(biāo)的估計(jì)結(jié)果。在控制了地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展變量以及省份和年度固定效應(yīng)之后，列（1）的估計(jì)結(jié)果顯示，Lnepu_12m的回歸系數(shù)為0.3886，且通過了1%水平的顯著性檢驗(yàn)，這表明經(jīng)濟(jì)政策不確定性的上升顯著推動(dòng)了地區(qū)OFDI的擴(kuò)張。在數(shù)量關(guān)系上，經(jīng)濟(jì)政策不確定性指數(shù)每升高1%，地區(qū)OFDI將提高0.39個(gè)百分點(diǎn)。作為穩(wěn)健性檢驗(yàn)，將Lnepu_12m替換為Lnepu_sav和Lnepu_wav，估計(jì)結(jié)果在列（2）和列（3）中展示，Lnepu_sav和Lnepu_wav的系數(shù)分別為0.2783和0.2689，且均在5%的水平上顯著。這進(jìn)一步表明，經(jīng)濟(jì)政策不確定性的升高會(huì)顯著地促進(jìn)地區(qū)OFDI的擴(kuò)張，為研究假說1提供了證據(jù)支持。為了更加全面地考察政策不確定性與OFDI之間的關(guān)系，本文將人均OFDI存量替換人均OFDI流量進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，估計(jì)結(jié)果展示在列（4）-列（6）。在控制了地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展變量以及省份和年度固定效應(yīng)之后，Lnepu_12m、Lnepu_sav和Lnepu_wav的系數(shù)分別為0.1881、0.2480和0.1901，且均在5%的水平上顯著，再次表明經(jīng)濟(jì)政策不確定性升高會(huì)顯著地促進(jìn)地區(qū)OFDI的擴(kuò)張，從而為研究假說1提供了穩(wěn)健的證據(jù)支持。

表1 政策不確定性與中國OFDI：基本結(jié)果

（二）基于動(dòng)態(tài)GMM估計(jì)方法的再考察

考慮到對(duì)外直接投資潛在的動(dòng)態(tài)變化，我們進(jìn)一步在計(jì)量模型（1）中加入被解釋變量的一期滯后項(xiàng)，得到如下動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型：

采用系統(tǒng)GMM方法對(duì)方程（4）進(jìn)行估計(jì)，估計(jì)結(jié)果如表2所示。在控制了地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展變量以及省份和年度固定效應(yīng)后，列（1）-列（3）中人均OFDI流量的估計(jì)結(jié)果表明，人均OFDI流量一期滯后項(xiàng)的系數(shù)均在1%水平上顯著為正；我們關(guān)注的Lnepu_12m、Lnepu_sav和Lnepu_wav的系數(shù)均在5%水平上顯著為正，表明政策不確定性對(duì)地區(qū)OFDI規(guī)模具有顯著的正向影響，再一次為研究假說1提供了證據(jù)支持。為了檢驗(yàn)估計(jì)結(jié)果的穩(wěn)健性，本文進(jìn)一步考察以人均OFDI存量作為替代變量，Lnepu_12m、Lnepu_sav和 Lnepu_wav的估計(jì)結(jié)果分別在列（4）-列（6）中展示：人均OFDI存量一期滯后項(xiàng)的系數(shù)均在1%的水平上顯著為正；三類政策不確定性變量的系數(shù)為正，且均在5%的水平上顯著。①限于篇幅，文中沒有報(bào)告控制變量（Controls）的估計(jì)系數(shù)；若有需要，可向作者索取或參見《財(cái)經(jīng)研究》工作論文WP2019-0011。下同。總體而言，在考慮OFDI動(dòng)態(tài)變化的情形下，政策不確定性對(duì)地區(qū)OFDI依然具有顯著的促進(jìn)作用，這表明以上實(shí)證結(jié)果具有較強(qiáng)的穩(wěn)健性。

表2 政策不確定性與中國OFDI：系統(tǒng)GMM的估計(jì)結(jié)果

續(xù)表2 政策不確定性與中國OFDI：系統(tǒng)GMM的估計(jì)結(jié)果

（三）考慮時(shí)空的異質(zhì)性

1. 分時(shí)段。接下來，我們?cè)u(píng)估了政策不確定性對(duì)OFDI的影響在不同時(shí)期的變化。表3分時(shí)段的估計(jì)結(jié)果顯示，在控制了一系列地區(qū)特征變量以及省份和年度固定效應(yīng)后，在2002-2007年樣本期間，Lnepu_12m的系數(shù)為正，但不顯著；而在2008-2016年樣本期間，Lnepu_12m的系數(shù)在5%的水平上顯著為正，表明政策不確定性對(duì)地區(qū)OFDI具有顯著的推動(dòng)作用，尤其是在2008年金融危機(jī)之后。進(jìn)一步地看，在2008-2011年樣本期間，Lnepu_12m的系數(shù)為負(fù)，但不顯著；而在2012-2016年樣本期間，Lnepu_12m的系數(shù)為在1%的水平上顯著為正。這表明經(jīng)濟(jì)政策不確定性出現(xiàn)大幅提升，促使地區(qū)OFDI的規(guī)模持續(xù)擴(kuò)張。綜上所述，經(jīng)濟(jì)政策不確定性對(duì)地區(qū)OFDI具有顯著的正向效應(yīng)，且呈現(xiàn)出明顯的時(shí)變特征，主要體現(xiàn)在2008年金融危機(jī)后，特別是“四萬億”刺激政策相繼退出的2012年之后，這進(jìn)一步為假說1提供了證據(jù)支持。

表3 政策不確定性與中國OFDI：分時(shí)段

2. 分地區(qū)。考慮到中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展存在著較大的地域差異，以下分析政策不確定性對(duì)地區(qū)OFDI的影響在空間上的異質(zhì)性。①關(guān)于東部、中部和西部地區(qū)的劃分如下：東部地區(qū)包括北京、河北、天津、遼寧、山東、江蘇、上海、浙江、福建、廣東和海南；中部地區(qū)包括吉林、黑龍江、河南、山西、湖北、湖南、安徽和江西；西部地區(qū)包括內(nèi)蒙古、廣西、重慶、四川、貴州、云南、西藏、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆。表4分地區(qū)的估計(jì)結(jié)果表明，在控制了地區(qū)特征變量以及省份和年度固定效應(yīng)后，在東部、中部和西部三個(gè)分樣本下，Lnepu_12m的系數(shù)均在5%水平上顯著為正。而采用Cleary（1999）和連玉君等（2010）的檢驗(yàn)方法后，結(jié)果表明，政策不確定性的系數(shù)在中部和西部樣本下不存在顯著差異，而兩者均與東部樣本的系數(shù)在1%水平上存在顯著差異。這表明政策不確定性對(duì)地區(qū)OFDI的推動(dòng)效應(yīng)主要體現(xiàn)在中部和西部地區(qū)。

表4 政策不確定性與中國OFDI：分地區(qū)

五、考慮經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型的擴(kuò)展分析

（一）經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型對(duì)中國OFDI的影響

以下將依次引入經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型變量再次對(duì)方程（2）進(jìn)行回歸分析，以考察市場化進(jìn)程、產(chǎn)權(quán)改革和對(duì)外開放等制度變遷因素對(duì)中國OFDI的潛在影響。估計(jì)結(jié)果在表5中展示。

表5 政策不確定性、經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型與中國OFDI的估計(jì)結(jié)果

首先，考察市場化進(jìn)程對(duì)地區(qū)OFDI的影響。列（1）的估計(jì)結(jié)果顯示，Lnepu_12m的系數(shù)在1%水平上顯著為正，再一次表明政策不確定性指數(shù)的升高顯著促進(jìn)了地區(qū)OFDI規(guī)模的擴(kuò)張；Mkt的系數(shù)為正，且在1%的水平上顯著，表明持續(xù)的市場化改革會(huì)推動(dòng)地區(qū)內(nèi)的企業(yè)加快對(duì)外直接投資，進(jìn)而為研究假說2a前半部分提供了證據(jù)支持。然后，加入民營化水平來考察產(chǎn)權(quán)改革對(duì)OFDI的影響。列（2）展示的估計(jì)結(jié)果表明，Lnepu_12m的系數(shù)為正，且在5%水平上顯著，表明政策不確定性的上升會(huì)顯著促進(jìn)地區(qū)OFDI規(guī)模的擴(kuò)張；Own的系數(shù)在5%水平上顯著為正，表明產(chǎn)權(quán)改革形成的多元化所有制結(jié)構(gòu)會(huì)推動(dòng)企業(yè)對(duì)外直接投資，為研究假說2b的前半部分提供了證據(jù)支持。再者，考察對(duì)外開放程度對(duì)地區(qū)OFDI的影響。同時(shí)加入貿(mào)易開放度（Trade_open）和外資開放度（Fdi_open）兩個(gè)變量，估計(jì)結(jié)果在列（3）中展示。結(jié)果顯示，Lnepu_12m的系數(shù)為正，且通過了1%水平的顯著性檢驗(yàn)，表明政策不確定性升高會(huì)顯著地促進(jìn)地區(qū)OFDI規(guī)模的擴(kuò)張；Trade_open和Fdi_open的系數(shù)分別在5%和1%的水平上顯著為負(fù)。這進(jìn)而為假說2c的前半部分提供了證據(jù)支持。最后，將以上三個(gè)維度的轉(zhuǎn)型變量同時(shí)加入回歸方程，列（4）的估計(jì)結(jié)果表明，Lnepu_12m、Mkt和Own的系數(shù)均在5%的水平上顯著為正；Trade_open和Fdi_open的系數(shù)均在1%水平上顯著為負(fù)?？紤]到貿(mào)易開放度（Trade_open）同時(shí)包含出口開放度（Exp_open）和進(jìn)口滲透率（Imp_open）兩方面的信息，本文進(jìn)一步采用Exp_open和Imp_open替代Trade_open，對(duì)回歸方程進(jìn)行重新估計(jì)。列（5）的估計(jì)結(jié)果表明，Lnepu_12m和Own的系數(shù)均在5%水平上顯著為正；Mkt的系數(shù)為正，且通過了1%的顯著性檢驗(yàn)；Fdi_open的系數(shù)仍在1%水平上顯著為負(fù)；Exp_open的系數(shù)為負(fù)，且在5%水平上顯著；而Imp_open的系數(shù)則不顯著為正，表明貿(mào)易開放度對(duì)OFDI的抑制作用主要體現(xiàn)在出口開放度上，進(jìn)一步為第二部分的研究假說提供了證據(jù)支持。

（二）考察經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型的調(diào)節(jié)作用

在以上分析的基礎(chǔ)上，我們逐步加入政策不確定性與經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型變量的交叉項(xiàng)，對(duì)計(jì)量模型（3）進(jìn)行回歸，以深入分析經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型對(duì)政策不確定性與地區(qū)OFDI之間關(guān)系的調(diào)節(jié)作用。

估計(jì)結(jié)果展示在表6中。首先，考察政策不確定性與市場化進(jìn)程之間的互動(dòng)效應(yīng)。在控制了地區(qū)特征變量以及省份和年度固定效應(yīng)之后，列（1）的估計(jì)結(jié)果顯示，Lnepu_12m的系數(shù)為正，且在5%水平上顯著；交叉項(xiàng)Lnepu12m×Mkt的系數(shù)在5%的水平上顯著為負(fù)。Lnepu_12m對(duì)OFDI的邊際效應(yīng)為，將Mkt的均值（7.120）代入其中得到0.30，表明在考慮政策不確定性與市場化互動(dòng)效應(yīng)的情形下，經(jīng)濟(jì)政策不確定性仍會(huì)顯著推動(dòng)地區(qū)OFDI持續(xù)擴(kuò)張，并且這一推動(dòng)效應(yīng)會(huì)隨著市場化進(jìn)程的推進(jìn)而減弱，從而為研究假說1和研究假說2a提供了證據(jù)支持。然后，考察政策不確定性與產(chǎn)權(quán)改革之間的互動(dòng)效應(yīng)。列（2）的估計(jì)結(jié)果顯示，Lnepu_12m的系數(shù)在1%水平上顯著為正，Lnepu12m×Own的系數(shù)為負(fù)，且在5%水平上顯著；Lnepu_12m對(duì)OFDI的邊際效應(yīng)為，將Own的均值（18.70）代入其中得到0.30，表明政策不確定性會(huì)導(dǎo)致地區(qū)OFDI擴(kuò)張，并且產(chǎn)權(quán)改革的推進(jìn)會(huì)減緩這一推動(dòng)作用，進(jìn)而為研究假說1和研究假說2b提供了證據(jù)支持。

表6 考慮經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型調(diào)節(jié)作用的估計(jì)結(jié)果

再次，考察對(duì)外開放對(duì)政策不確定性影響OFDI的調(diào)節(jié)作用。列（3）報(bào)告了加入Lnepu12m×Trade的估計(jì)結(jié)果。Lnepu_12m的系數(shù)在5%水平上顯著為正，Lnepu12m×Trade的系數(shù)在5%的水平上顯著為負(fù)。Lnepu_12m對(duì)OFDI的邊際效應(yīng)為，將Trade_open的均值（32.51）代入其中得到0.29，這表明隨著政策不確定性的升高，地區(qū)OFDI將會(huì)持續(xù)擴(kuò)張，而貿(mào)易開放度的提升將會(huì)抑制這一推動(dòng)作用，進(jìn)而為研究假說1和研究假說2c提供了證據(jù)支持。最后，同時(shí)將Lnepu12m×Trade和Lnepu12m×Fdi加入方程，估計(jì)結(jié)果展示在列（4）中。Lnepu_12m的系數(shù)在1%水平上顯著為正，Lnepu12m×Trade的系數(shù)不顯著為負(fù)，Lnepu12m×Fdi的系數(shù)在1%水平上顯著為負(fù)。Lnepu_12m對(duì)OFDI的效應(yīng)為，將Trade_open和Fdi_open的均值代入其中得到0.29，表明在考慮政策不確定性與對(duì)外開放互動(dòng)效應(yīng)的情形下，政策不確定性會(huì)推動(dòng)地區(qū)OFDI的不斷擴(kuò)張，并且隨著外資開放度的提高，這一推動(dòng)作用出現(xiàn)顯著下降，這為研究假說1和研究假說2c提供了證據(jù)支持。

根據(jù)以上的分析思路，我們進(jìn)一步將出口開放度和進(jìn)口滲透率同時(shí)放入回歸方程替代Trade_open，同時(shí)加入兩者與政策不確定性指數(shù)的交叉項(xiàng)。列（5）的估計(jì)結(jié)果表明，Lnepu_12m的系數(shù)在1%水平上顯著為正，Lnepu12m×Exp和Lnepu12m×Fdi的系數(shù)分別為和，均在1%水平上顯著為負(fù)；Lnepu12m×Imp在10%的水平上顯著為正。Lnepu_12m對(duì)OFDI的總效應(yīng)為，將三者的均值代入其中得到0.27，表明在綜合考慮對(duì)外開放調(diào)節(jié)作用的情形下，政策不確定性均會(huì)推動(dòng)地區(qū)OFDI的擴(kuò)張，并且這一效應(yīng)隨著出口開放度和外資開放度的擴(kuò)大而減弱，這說明貿(mào)易開放度對(duì)政策不確定性影響OFDI的調(diào)節(jié)作用主要體現(xiàn)在出口開放度上，從而進(jìn)一步為第二部分的研究假說提供了證據(jù)支持。

（三）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

接下來，本文將從兩個(gè)方面對(duì)以上估計(jì)結(jié)果進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)：一是考慮到OFDI潛在的滯后性和長期累積效應(yīng)，采用人均實(shí)際OFDI存量作為被解釋變量；二是考慮到不同政策不確定性指標(biāo)的可能影響，采用Lnepu_sav和Lnepu_wav替代Lnepu_12m?；谝陨系挠?jì)量模型（3），重新進(jìn)行回歸分析。結(jié)果顯示，在所有的模型設(shè)定下，Lnepu_sav和Lnepu_wav的系數(shù)均在5%的水平上顯著為正；市場化指數(shù)的系數(shù)均5%的水平上顯著為正；在考慮與政策不確定性的交互效應(yīng)時(shí)，民營化水平的系數(shù)在1%的水平上顯著為正；出口開放度以及外資開放度的系數(shù)均在1%的水平上顯著為負(fù)。在政策不確定性與經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型變量的互動(dòng)效應(yīng)方面，Lnepuy×Mkt的系數(shù)不顯著為負(fù)；Lnepuy×Own的系數(shù)在1%的水平上顯著為負(fù)；Lnepuy×Exp的系數(shù)在1%的水平上顯著為負(fù)；Lnepuy×Fdi的系數(shù)不顯著為負(fù)。①限于篇幅，文中沒有報(bào)告穩(wěn)健性檢驗(yàn)的估計(jì)結(jié)果；若有需要，可向作者索取或參見《財(cái)經(jīng)研究》工作論文WP2019-0011。以上結(jié)果表明本文的研究結(jié)論具有較強(qiáng)的穩(wěn)健性，從而再次為第二部分的研究假說提供了證據(jù)支持。

六、結(jié)論與政策啟示

本文將政策不確定性、經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型和對(duì)外直接投資置于同一個(gè)分析框架，基于政策不確定性這一嶄新的視角，為中國轉(zhuǎn)型過程中OFDI的持續(xù)快速擴(kuò)張?zhí)峁┝私忉?。在理論分析的基礎(chǔ)上，綜合采用2003-2015年分省面板數(shù)據(jù)和Baker等（2016）開發(fā)的經(jīng)濟(jì)政策不確定性指數(shù)實(shí)證分析政策不確定性與中國OFDI之間的關(guān)系。結(jié)果表明，經(jīng)濟(jì)政策不確定性越高，地區(qū)OFDI規(guī)模越大，且這一正向效應(yīng)在2008年之后和中西部地區(qū)更為明顯；持續(xù)的市場化和產(chǎn)權(quán)改革均對(duì)地區(qū)OFDI具有顯著的促進(jìn)作用，貿(mào)易開放度和外資開放度的持續(xù)提高均顯著地抑制了地區(qū)OFDI的擴(kuò)張；市場化、產(chǎn)權(quán)改革和對(duì)外開放等經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型的持續(xù)推進(jìn)均會(huì)減緩政策不確定性對(duì)地區(qū)OFDI的推動(dòng)效應(yīng)。以上結(jié)論在替換關(guān)鍵變量和多種模型設(shè)定下均具有較強(qiáng)的穩(wěn)健性，為探索推動(dòng)對(duì)外直接投資持續(xù)快速擴(kuò)張機(jī)制提供了新的視角。

本文的研究結(jié)論具有直接的政策啟示：（1）在探索中國OFDI持續(xù)快速擴(kuò)張的驅(qū)動(dòng)因素時(shí)，需要綜合考慮特定的經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型背景，特別要關(guān)注政府干預(yù)以及相伴隨的政策不確定性等非市場因素。政府需要立足于提升經(jīng)濟(jì)政策的平穩(wěn)性，讓市場機(jī)制在企業(yè)投資決策中發(fā)揮決定性的作用。（2）減緩政策不確定性對(duì)OFDI的影響依賴于進(jìn)一步地深化經(jīng)濟(jì)體制改革，具體包括三個(gè)方面：第一，持續(xù)推進(jìn)市場化改革，提高資源的配置效率，為企業(yè)積極“走出去”提供制度保障；第二，持續(xù)推進(jìn)以國企改革為主要內(nèi)容的產(chǎn)權(quán)改革，改善企業(yè)經(jīng)營績效，促進(jìn)有實(shí)力的企業(yè)積極開展對(duì)外直接投資，同時(shí)減弱政策不確定性對(duì)企業(yè)對(duì)外直接投資的影響；第三，持續(xù)推進(jìn)對(duì)外開放，鼓勵(lì)企業(yè)擴(kuò)大對(duì)外交流和合作，從而降低或消除潛在的政策不確定性?？傊?，持續(xù)推行以上三個(gè)方面的經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型改革，緩解政策不確定性對(duì)OFDI的影響，為中國企業(yè)積極開展以市場化為導(dǎo)向的“走出去”提供制度條件。