東道國營商環境對中國OFDI 的影響

孔慶峰 劉恒言

(山東大學經濟學院，山東 濟南 250100)

一、引言

近年來，我國加快構建新發展格局，統籌推進對外投資合作，鼓勵引導有實力、信譽好的企業參與國際競爭與合作。 我國對外直接投資流量在2010 年僅為688.11 億美元，2020 年達到1537.10 億美元，10 年內上升兩倍，與2019 年同比增長12.27%，流量規模首次位居全球第一。據《中華人民共和國對外直接投資公報》顯示，2020 年末，我國對外直接投資存量達2.58 萬億美元，僅次于美國(8.13 萬億美元)和荷蘭(3.8 萬億美元)。 黨的十九大報告提出，“創新對外投資方式，促進國際產能合作，形成面向全球的貿易、投融資、生產、服務網絡，加快培育國際經濟合作和競爭新優勢”。 我國對外投資已成為拉動全球跨境直接投資增長的重要引擎，這對擴大對外貿易、提高企業競爭新優勢、促進產業轉型升級、深化我國與有關國家的經貿關系、推動構建開放型世界經濟發揮了積極作用。

營商環境作為東道國制度環境的重要組成部分，是影響企業對外直接投資的重要因素。我國在同相關國家進行更深層次投資合作時，東道國營商環境在其中起到何種影響，是值得深入研究的。 對外投資動機、東道國的經濟發達程度也對對外直接投資的影響存在差異性。 本文選取2010-2020 年世界銀行發布的《營商環境報告》中世界各個國家的營商便利度得分作為營商環境量化依據，研究東道國營商環境對我國對外直接投資的影響以及經濟發展水平和投資動機對對外直接投資的影響，為我國跨國企業開展海外投資提出對策建議。

二、文獻綜述

(一)營商環境概念的界定與量化

營商環境概念方面，宋林霖和何成祥(2018)[1]指出營商環境涉及政治、經濟、法治、社會、生態等一般環境與政企關系、勞動力市場、金融機構等具體環境。 呂秀軍(2022)[2]指出在營商環境這個概念的整體要素中包含著影響企業生產經營活動的各種社會、經濟、政治和法律要素等方面，是一項涉及經濟社會改革和對外開放諸多領域的系統工程。 由此可見，營商環境涉及多方面的定義，涉及政策環境、金融環境、市場環境以及技術環境等因素。

營商環境量化方面，許堅和沙添越(2022)[3]用《世界銀行報告》中營商便利度得分代表營商環境探究了營商環境、技術創新與全要素生產率三者之間的關系。 黃鴻逸等(2020)[4]選取《世界銀行報告》中營商環境便利度排名作為量化指標，分析出東道國的“營商環境排名”對我國ODI 具有負影響，“富強型”國家的“營商環境排名”則與我國ODI 呈正相關。 有學者自己建立指標體系對營商環境量化，如后小仙等(2020)[5]借鑒大灣區研究院發布的《2017 年中國城市營商環境報告》構建城市營商環境綜合指數，研究了地方官員任期對營商環境的影響。Alves 和Oliveira (2012)[6]運用因子分析法和克朗巴哈系數法驗證了世界銀行的營商環境便利度指標對營商環境具有解釋效力。 營商環境評價工作涉及對各經濟體監管環境、法律環境和投資環境等多個因素的綜合性評價。 考慮到數據獲取及年份連續性，本文采用《世界銀行報告》中營商環境便利度得分對營商環境水平進行量化。

(二)營商環境與對外直接投資的關系

多數學者認為營商環境的優化對我國對外直接投資有正向影響。 Tang 等(2021)[7]以我國232 個城市為樣本得出營商環境水平與投資選址有正相關關系。 曾慧等(2021)[8]采用拓展的投資引力模型檢驗出“一帶一路”沿線國家營商環境對我國對外直接投資有顯著正向影響。 東道國營商環境總體上對促進中國對外直接投資有正向影響(周超等，2017)[9]。 降低風險方面，Corcoran 和Gillanders (2015)[10]認為契約環境的改善能夠降低違約風險，東道國完善的投資保護制度能夠有效地保護投資者的合法權益增強企業投資者的信心。 降低成本和獲取收益方面，不管是從節約交易成本，還是從獲取相關權益的視角，東道國良好的營商環境對外來投資企業都具有較強吸引力(陳升、過勇，2021)[11]。 其他方面，東道國腐敗控制水平提升、市場經濟環境更加自由會促進中國企業提高對外直接投資效率并擴大投資規模(張海偉，2022)[12]。 但有學者得出不同結論，陳偉光等(2020)[13]認為東道國政府治理水平與我國OFDI 基本不存在顯著相關關系。 在中國企業對“一帶一路”和東盟國家的對外投資中，中國企業傾向于投資營商環境總體情況較差的國家(康婕等，2022[14]；王曉穎，2018[15])，營商環境的優化不利于我國對外直接投資。

(三)投資動機、經濟發達程度與對外直接投資

企業的投資動機會直接影響企業對投資區位的選擇。 一方面，東道國的經濟發展水平不同，其營商環境可能對我國對外直接投資的影響不同。 與發達國家相比，發展中國家營商環境的改善對我國對外直接投資影響更加顯著(曾慧等，2021)[8]。 然而，也有研究認為我國的對外投資更加偏好貨幣自由度高和投資自由度好的國家或地區(賀婭萍、徐康寧，2018)[16]。 另一方面，投資動機不同，東道國營商環境對我國對外直接投資作用也存在差異。 王正新和周乾(2019)[17]通過對“一帶一路”沿線代表性國家的實證分析，進一步提出不同投資動機對外直接投資對東道國營商環境具有異質性偏好。 Shun-Chiao 和Chang(2014)[18]指出我國對發達國家投資時，基于戰略資產尋求動機，而對發展中國家進行投資，基于市場尋求動機及資源尋求動機。

三、機理分析與研究假設

東道國營商環境水平是影響我國對外直接投資的重要因素之一，良好的營商環境可以吸引高質量的外資。 一方面，良好的營商環境往往伴隨著健全的規章制度體系、高效的政務服務環境、透明開放的法治環境及穩定有序的經營環境。 具體來看，東道國健全的規章體系及制度能夠激發對外直接投資企業在自主創新、產業升級等方面的積極性，從而吸引更多外來投資企業(陳升、過勇，2021)[11]；政務服務水平是對外直接投資軟環境的重要衡量標準，高效的政務服務環境使對外直接投資企業更能夠減少不必要的環節以及簡化審批手續，因而能更快速融入東道國并在當地開展業務；透明開放的法治環境是基礎，在這種法治環境下影響投資的各種因素能夠通過一定的法律形式表現出來，通過法律的規定和實施，也就可以直接影響投資者；而穩定有序的經營環境則為外資提供了重要保障。 另一方面，企業在進入東道國市場之后，東道國營商環境越好，跨國企業在開辦企業、辦理施工許可、獲得電力、登記財產、繳納稅款等方面手續更加便捷、時間成本以及其余耗費更低，跨國企業越容易取得東道國消費者、供應商等市場主體的信任。 此外，法律制度也是企業在進行對外直接投資過程中的重要因素。 東道國營商環境好同時也意味著在獲得信貸、執行合同、辦理破產等方面有完善的法律制度，進而能降低在經營過程中的風險，而且一旦投資落地進入長期經營階段，較為健全和穩定的法律制度能夠給外來投資者提供重要保障(瞿霞等，2022)[19]。 因此，得出假設1。

假設1:東道國營商環境總水平與我國對外直接投資呈正相關關系。

發展中國家營商環境落后，但市場廣闊、自然資源豐富、勞動力充足廉價(黃錦明，2011)[20]，且在這些方面具有較大的開發和使用空間，這就給對外直接投資的企業提供了更多獲得紅利的機會。 營商環境較好的國家，通常政治、經濟和社會較為穩定，而企業在進行對外直接投資時要重點考慮的就是東道國政治、經濟及社會因素帶來的不確定性，營商環境良好的國家有利于我國跨國企業充分調動潛在的市場、資源以及勞動力，有利于我國對外直接投資。因此，我國傾向于向營商環境水平較好的發展中國家投資。 一般來說，發達國家營商環境已得到充分發展，前沿得分較高(張應武、劉凌博，2020)[21]，這意味著市場準入門檻較高，會導致我國跨國企業的比較優勢難以凸顯，很難在東道國市場中獲得有利地位，不利于我國對外直接投資。 同時，發達國家營商環境較為良好且相對成熟，這些國家的投資市場也如此，從該方面看來的確對于吸引外來投資具有一定的優勢，但發達國家的投資市場對于其他發達國家也同樣具有吸引力，我國會面臨與發達國家較為激烈的競爭，而我國的競爭優勢相比西方發達國家并不明顯，在與這些國家競爭時處于不利地位，如此我國難以在發達國家的投資市場當中占據一席之地，所以發達國家良好的營商環境反倒不利于我國對外直接投資，因此，我國企業傾向于投資營商環境水平較差的發達國家。 因此，得出假設2。

假設2:我國傾向于向營商環境水平較好的發展中國家投資，向營商環境水平較差的發達國家投資。

不同投資動機也會影響母國對外直接投資的區位選擇。 市場尋求動機指跨國企業為了擴大自己的市場范圍，更好地把握東道國的消費者而進行的對外直接投資。 張龑和孫浦陽(2016)[22]指出該類型的企業跨國業務較為繁忙，需要經常與合作伙伴簽訂貿易合同，便捷的審批手續、良好的合同履行可以降低違約風險，促進貿易的平穩增長。 市場尋求型動機對外直接投資企業的主要目的是降低企業整個運營過程中的成本，而優越的營商環境意味著更低的交易成本和更高的交易效率。 一方面，營商環境越良好，審批手續越便捷，簽訂和執行合同所花費的時間越短，對外直接投資企業風險成本就越低。 另一方面，企業的生產銷售環節不能與納稅分開，冗雜的納稅程序容易對我國境外企業的投資活動形成嚴重障礙，較高的稅率也會進一步壓縮企業的商業利潤空間(楊亞平、李騰騰，2018)[23]。 冗雜納稅程序的進一步簡化會顯著減少當地生產型對外直接投資納稅成本。 所以在此動機下，我國傾向于向營商環境較好的國家投資。

效率尋求動機的企業進行對外直接投資主要出于兩個原因，即降低生產成本與提高生產效率。 一方面，在該投資動機下，企業會追求各環節手續盡可能簡化，追求廉價勞動力。 近年來我國勞動力成本不斷上升，民營企業加快尋求廉價勞動力的步伐，而這部分企業對經營效率以及制度成本等方面較為看重(周超等，2017)[9]。 民營企業大都在產業鏈中處在較低端的位置，主要是依賴勞動力優勢獲得利潤，更希望到國外尋求廉價的勞動力，并展開投資，同時民營企業力量相對單薄，大多數對于風險的容忍度較低，希望到營商環境較好的國家進行投資。 除此之外，營商環境越好，外資企業就更能有效地分工和對全球資產進行專業化組合，降低風險。而這也恰恰是效率尋求型企業對外直接投資的目的(劉軍、王長春，2020)[24]。 所以在此動機下，我國傾向于向營商環境較好的國家投資。

資源尋求動機是指跨國企業為獲取東道國自然資源而對東道國進行的對外直接投資。 一方面，自然資源較為豐富的國家，經濟發達程度往往較低(Auty，2002)[25]，營商環境水平也較差。 資源豐裕程度影響要素以及資源的價格，經濟發達程度較低的國家要素及資源較為豐裕，相應的價格就更低，對外直接投資企業也就面對更為低廉的成本，所以更傾向于對其投資。 此外，發達國家對自然資源的保護措施更為完善，且保護力度大，這也給資源尋求型投資動機的投資企業設立了較高門檻，降低了尋租獲得利潤的可能性。 另一方面，我國經濟與法律制度尚未健全，企業更熟悉“關系”和“非市場行為”的規則(田原、李建軍，2018)[26]，因此我國跨國企業在營商環境相對惡劣，法律制度保護力度較差的東道國更具有制度優勢。 資源尋求型對外直接投資的主體是國有企業，這些企業具有政治動機以及所有權優勢，由于政府為其提供了強有力的政策支持，對國有企業的發展提供一定的保障使其面臨較小的不確定性，所以國有企業對東道國制度風險的容忍度更高。 在此動機之下，我國傾向于向營商環境較差的國家投資。

戰略資產尋求型動機是指對外直接投資企業為了獲取和利用國外先進生產技術、生產工藝和管理經驗等進行的對外直接投資。 首先，良好的營商環境有助于高新技術人才的培養，其創新思路、理念與設計方案更容易付諸實施，而創新以及高新技術人才也是戰略資產當中十分重要的內容。 除此之外，良好的營商環境意味著政府在金融以及經濟方面能投入較多時間和精力，以保持國家經濟金融環境的穩定，這可以吸引更多高精尖技術人才，有利于我國企業獲取東道國先進技術以及管理經驗。 東道國法律對股東強有力的保護可以有效降低因合同糾紛引發的投資損失(王正新、周乾，2019)[17]，這能夠更好地保護我國企業獲取海外技術和人才。再者，跨國企業的知識產權在產權制度穩固、政府監管到位的東道國更容易得到有效保障，全方位的知識產權保護制度可以代替市場降低企業的進入成本(武娜、劉晶，2013)[27]。 因此，戰略資產尋求動機下，營商環境總水平的改善能促進我國對外直接投資。 基于上述分析，分別提出假設3、假設4、假設5、假設6。

假設3:市場尋求動機下，營商環境水平的改善能促進我國對外直接投資。

假設4:效率尋求動機下，營商環境水平的改善能促進我國對外直接投資。

假設5:資源尋求動機下，營商環境水平的改善不利于促進我國對外直接投資。

假設6:戰略資產尋求動機下，營商環境水平的改善能促進我國對外直接投資。

四、研究設計與實證分析

(一)研究設計

本文剔除數據嚴重缺失的經濟體，綜合考慮各種因素如投資存量規模、連續性、東道國區域分布等，最后選擇144 個經濟體作為研究對象。 截至2020 年底，我國對上述144 個經濟體的對外直接投資存量達到1.94 萬億美元，占該年我國對外直接投資存量的75.20%，能很好地反映我國對外直接投資情況，具有代表性，本文的研究時間跨度為2010-2020 年。

1.變量定義與來源

(1)被解釋變量:OFDI。 2010-2020 年我國向世界144 個經濟體的年度對外直接投資存量，數據來自《中國對外直接投資統計公報》。

(2)解釋變量:BE。 世界銀行公布的總體營商環境得分，用來衡量各東道國營商環境總水平，為本文的核心解釋變量。 世界銀行總體營商環境得分的計算分為兩個步驟:第一步，將下設10 個基礎分項指標得分加總；第二步，將加總后的結果進行簡單算術平均。 具體來說，下設10 個分項指標(Be)，開辦企業(DB)、申請施工許可(CP)、獲得電力供應(GE)、注冊財產(RP)、獲得信貸(GC)、投資者保護(PI)、繳納稅款(PT)、跨境貿易(TA)、合同執行(EC)、辦理破產(RI)。 數據來自2010-2020 年世界銀行發布的年度《營商環境報告》。

(3)其他變量。 投資動機相關變量及數據來源:PGDP 參照曾慧等(2021)[8]的做法用人均GDP 來衡量市場尋求型動機，人均GDP 越高代表東道國市場規模越大；LB，以勞動力總數來衡量效率尋求型動機，勞動力越豐富，勞動力成本越低(田暉等，2018)[28]，有利于吸引我國對外直接投資；RC，參照鄭磊和呂美靜(2022)[29]的做法用燃料出口占商品出口的百分比來衡量資源尋求型動機，該變量對于對外直接投資的影響還需考慮其他因素；ICT，參照王正新和周乾(2019)[17]的做法用信息和通信技術產品出口占產品出口總量的百分比來衡量戰略資產尋求型動機。 數據來源于世界銀行發展指標數據庫。

其余控制變量:PS，政治穩定性，取值越大表示該國政權越穩定；RL，東道國法律狀況；FF，金融自由度；TP，通貨膨脹率；CO，是否沿海國家，沿海國家取值為1，內陸國家取值為0。 政治穩定性、法律控制數據來源于全球治理指標數據庫，金融自由度數據來源于美國傳統基金會，通貨膨脹率數據來源于世界銀行發展指標數據庫，是否沿海由作者搜集資料所得。

2.變量的描述性統計

各變量描述性統計如表1 所示。

表1 變量描述性統計

3.模型構建

基準模型為式(1)，核心解釋變量為世界各國營商環境總水平BEit。 拓展模型為式(2)、式(3)，式(2)中核心解釋變量為世界各國營商環境10 個分項指標水平Beit，式(3)為加入投資動機與營商環境總水平交互項之后的模型。 LnPGDPit×BEit代表市場尋求動機，LnLBit×BEit代表效率尋求動機，RCit×BEit代表資源尋求動機，ICTit×BEit代表戰略資產尋求動機。 LnPGD-Pit、LnLBit、RCit、ICTit為投資動機變量，分別代表東道國的市場規模、勞動力充裕程度、資源充裕狀況以及戰略資產持有水平，其余為控制變量，α0為常數項，vi為個體效應，ut為時間效應，εit為隨機誤差項，i 代表經濟體，t 代表年份。

(二)實證分析

根據Hausman 檢驗結果并結合模型中變量的實際情況，并且本文模型時間跨度較大，需要控制不同國家隨時間變化的不可觀測因素的干擾，所以本文采用個體、時間雙向固定效應模型同時控制前文所述的控制變量。 為防止多重共線性的問題，本文對式(3)中的交互項進行了去中心化處理。

1.基準回歸結果

(1)不同經濟發展水平下，東道國營商環境總水平對我國對外直接投資的影響

如表2 所示，核心解釋變量營商便利度得分(BE)系數為0.0637，且在1%水平下顯著。 這說明，改善東道國的營商環境能夠顯著促進我國對外直接投資，本文的理論假設1 得以驗證。表2 匯報了以發達國家和發展中國家為研究對象，營商環境對對外直接投資的影響，結果表明，不論發達國家還是發展中國家，良好的營商環境均有利于吸引對外直接投資。 雖然發達國家準入門檻較高，但其良好的營商環境仍對我國對外直接投資有著顯著正向影響。 原因可能在于:發達國家在高科技領域發展水平較高，我國向其投資旨在獲得先進的技術以及管理經驗。 假說2 得到部分驗證。

表2 營商環境總水平對我國對外直接投資的影響

投資動機相關變量。 無論在何種樣本下，人均GDP(LnPGDP)系數均在1%水平下顯著為正，這說明東道國市場對我國對外直接投資有正向影響。 同樣，勞動力總數(LnLB)系數均在1%水平下顯著為正，這說明東道國勞動力對我國對外直接投資起到促進作用。 東道國燃料出口(RC)在全樣本和以發展中國為樣本時系數為負，以發達國家作為樣本時系數為正，但不顯著，這說明燃料出口(RC)對我國對外直接投資影響不顯著。 不同樣本下信息和通信技術產品出口(ICT)系數均為負，全樣本時10%水平下顯著，這說明信息和通信技術產品出口(ICT)對我國對外直接投資有負向影響。

其余控制變量。 政治穩定性系數在以發達國家為樣本時顯著為負，在以全樣本和發展中國家為樣本時為正但不顯著。 法律控制系數在全樣本和以發達國家為樣本時為負，以發展中國家為樣本時為正。 金融自由度對我國對外直接投資有抑制作用。 經濟穩定性用通貨膨脹率來衡量，系數為負說明我國更傾向于投資經濟穩定以及物價波動較小的國家。 由于篇幅限制，本文在匯報結果時省略控制變量。

(2)不同經濟發展水平下，營商環境各分項指標對我國對外直接投資的影響

表3 為全樣本下對營商環境分項回歸之后的結果。 結果表明，除開辦企業、跨境貿易系數未通過顯著性檢驗之外，其余各分項指標系數大都在1%水平下正向顯著，這表明申請施工許可、獲得電力供應、注冊財產、投資者保護、繳納稅款、合同執行、辦理破產均對我國對外直接投資產生正向影響。 獲得信貸系數在5%的水平下顯著為負，這表明獲得信貸指標水平的提高不利于我國對外直接投資。

表3 營商環境各分項指標對我國對外直接投資的影響(全樣本)

表4 匯報了以發達國家為樣本時對營商環境分項回歸之后的結果。 合同執行分項指標回歸系數未通過顯著性檢驗，其余各個分項指標回歸系數基本都在1%水平下正向顯著，這表明開辦企業、申請施工許可、注冊財產、投資者保護、繳納稅款、跨境貿易、辦理破產均對我國對外直接投資產生顯著的正向影響。 獲得信貸系數為負，且在10%的水平下顯著，這表明該分項指標水平的提高不利于我國對外直接投資。 獲得電力供應系數在1%的水平下顯著為負，這表明該分項指標水平的提高不利于我國對外直接投資。 原因在于基于更高成本的電力供應會給對外直接投資企業造成較大的進入壁壘，尤其是對于高耗能的企業來說。

表4 營商環境各分項指標對我國對外直接投資的影響(發達國家樣本)

表5 為以發展中國家為樣本時式(2)回歸之后的結果。 結果表明，除開辦企業、注冊財產、跨境貿易回歸系數未通過顯著性檢驗之外，其余各個分項指標回歸系數基本都在1%水平下顯著，且為正，這表明申請施工許可、獲得電力供應、獲得信貸、投資者保護、繳納稅款、合同執行、辦理破產均對我國對外直接投資產生顯著的正向影響，即這些營商環境指標水平的提高有助于加強我國對外直接投資。

表5 營商環境各分項指標對我國對外直接投資的影響(發展中國家樣本)

綜上所述，以經濟發達程度為標準分組進行異質性分析時，大部分營商環境指標水平提升對我國對外直接投資產生積極影響，但在營商環境部分分項指標系數以及顯著性方面存在異質性。 對于發達國家來說，獲得信貸系數為負向顯著，而發展中國家結果卻相反，原因可能在于發達國家信貸業務發達，對企業資信準入要求和隱形門檻較高，一定程度上限制了我國企業對外直接投資水平。

(3)不同投資動機下，東道國營商環境總水平對我國對外直接投資的影響

表6 為不同投資動機的回歸結果。 從表6 的結果來看，營商環境總體水平的系數均在1%的水平下顯著為正，進一步論證了假設1。 總體來看，表中各列交互項系數大小及顯著性水平存在不同，這說明不同投資動機下營商環境對于我國對外直接投資水平的影響不同。 列(1)中交互項系數在1%的水平下顯著為正，這表明市場尋求動機型投資企業更傾向于投資總體營商環境更好的東道國，東道國市場規模及體量越大，該國營商環境的改善會進一步提升我國投資企業對該東道國的對外直接投資水平。 所以，假設3 得以驗證。 列(2)中交互項系數在10%的水平下顯著為負，這表明效率尋求型動機的投資企業更傾向投資于營商環境較差的東道國，東道國的勞動力數量越多，該國營商環境改善反而會降低我國投資企業對該東道國的對外直接投資水平。 列(3)中交互項系數為負，但是不顯著，這表明資源尋求型動機的投資企業更傾向投資營商環境較差的東道國，東道國資源越豐富，該國營商環境改善反而會降低我國投資企業對該東道國的對外直接投資水平，但是影響不顯著，假設5 得以驗證。 列(4)中交互項系數為正，且在5%的水平下顯著，表明戰略資產尋求型動機的企業更傾向投資于營商環境較好的東道國即東道國的戰略資產越豐富，該國營商環境的改善會提升我國投資企業對該東道國的對外直接投資水平。 因此，假設6 得以驗證。

表6 不同投資動機下，東道國營商環境對我國對外直接投資的影響

2.穩健性檢驗

為進一步檢驗實證結果的準確性，本文對基準回歸結果進行穩健性檢驗。 穩健性檢驗結果匯報于表7。

表7 穩健性檢驗結果

一是替換被解釋變量，換為同樣能夠衡量對外直接投資水平的變量。 基準回歸中被解釋變量采用的是對外直接投資存量，但對原本存量就較大的國家來說，一定時間段內該變量變化不明顯，所以采用對外直接投資流量更能反映投資變化，因此本文以對外直接投資流量作為被解釋變量檢驗模型的穩健性。 列(1)為實證結果，可以發現核心解釋變量系數依舊顯著為正。

二是參照倪紅福等(2020)[30]的做法剔除特殊年份。 本文所選時間段涵蓋疫情暴發階段，而疫情暴發會導致經濟衰退，投資受阻，勢必會對實證結果產生影響，故將2020 年作為新冠疫情暴發和持續期并予以剔除，僅考慮未發生疫情時正常年份下的樣本，在一定程度上可以避開由于疫情而對實證結果造成的影響。 列(2)為實證結果，核心解釋變量系數正向顯著，穩健性得到驗證。

三是改變技術方法，使用混合OLS 模型回歸。 技術方法的差別會對實證結果造成影響，本文在基準回歸中采用了個體、時間的雙向固定效應模型。 列(3)為改變回歸方法，使用混合OLS 回歸的結果，該結果與基準回歸結果基本一致。

四是控制外生沖擊。 由于在2010-2020 年期間存在需要控制的外生沖擊，本文將該時間段中“一帶一路”倡議及RCEP 視為外生沖擊，將其設為虛擬變量引入模型并進行控制以防止由于遺漏變量問題影響結果。 列(4)為實證結果，可以看出核心解釋變量的系數符號及顯著性均與基準回歸結果較為一致，穩健性得到驗證。

五、結論及對策建議

本文基于世界銀行《營商環境報告》從投資動機視角考察了東道國營商環境對我國對外直接投資的影響，并就東道國營商環境對我國對外直接投資的影響作了進一步的分析，結論如下:第一，我國企業更傾向于對營商環境總體情況更好的東道國進行投資。 具體來說，除開辦企業、跨境貿易回歸系數不顯著，申請施工許可、獲得電力供應、注冊財產、投資者保護、繳納稅款、合同執行、辦理破產均對我國對外直接投資產生顯著正向影響，獲得信貸水平的提高對我國對外直接投資有著負向影響。 第二，無論是全樣本、發達國家還是發展中國家，營商環境的優化對我國對外直接投資有積極影響。 第三，投資動機分析表明，基于不同投資動機的對外直接投資營商環境對其影響不盡相同。 基于獲取東道國市場、戰略資產的動機，東道國營商環境對我國企業對外直接投資有正向影響。 基于獲取東道國勞動力、自然資源的動機，發現東道國營商環境對我國對外直接投資有一定的抑制作用。

基于本文結論，提出以下建議:第一，在實證分析中發現，不同的投資動機對東道國的營商環境的要求不同。 因此，在向東道國投資之前，既要充分了解東道國基礎設施質量等硬件條件，也要客觀分析營商制度約束等軟環境，在明確自身戰略定位與投資動機的基礎上，合理選擇目標東道國，采取差異化的投資策略。 第二，積極完善我國企業對投資目的國直接投資的風險防范和保障機制。 基于獲取東道國的勞動力、自然資源等對外直接投資動機的需要，我國會向營商環境水平相對較差的國家開展投資。 因此，積極完善我國企業對東道國直接投資的風險防范和保障機制顯得尤為重要，同時企業自身也要加強抵抗風險的能力。 第三，營商環境對對外直接投資有重要影響。 因此，我國也應對標營商環境標準進行改革，簡化行政審批，加強監管，建設服務型政府，完善信貸管理制度，提高出口通關效率。