人民幣匯率對我國對外直接投資的影響
——基于省級面板數據的分析

一、引言

近年來我國對外直接投資快速增長，這與人民幣匯率變化密切相關。眾多研究表明本幣升值有利于促進對外直接投資(Takagi和Shi，2011；胡兵和涂春麗，2012；何蓉等，2017)。另一方面，融資約束、金融發展也是影響對外直接投資的重要因素(蔣冠宏和張馨月，2016；張先鋒等，2017)。然而現有研究極少同時考慮匯率和金融因素。鑒于此，本文使用省級面板數據研究OFDI的影響因素，在模型中同時考慮匯率和融資約束，并根據金融發展水平差異劃分子樣本進行比較。

二、模型構建與變量說明

在借鑒現有研究基礎上本文構建模型如(1)式，下標i表示省份，t表示時間。

ofdiit=α0+α1reerit+α2fcit+α3Xit+εit

(1)

因變量ofdiit為各省對外直接投資存量，數據來源于各年度《中國對外投資統計公報》。

核心自變量包括：(1)reerit為各省的實際有效匯率指數，根據理論分析預期本幣升值會提高國內相對生產成本和人民幣的國際購買力，從而與對外直接投資正相關。使用算術加權法計算各省實際有效匯率指數，權重為雙邊進出口總額在該省進出口總額中占比。雙邊名義匯率、物價指數、貿易金額等數據來自統計局網站，國研網及IMF數據庫。(2)fcit表示融資約束水平，根據理論分析預期融資約束惡化可能抑制企業海外投資的能力。借鑒王碧珺等(2015)的研究，使用各省工業企業固定資產凈值與總資產的比率衡量企業面臨的融資約束。在債務融資中，債權人一般要求固定資產作為抵押為債務償還提供保障，因而該比率越高，企業受到的融資約束越小。各省工業企業數據來自國家統計局網站。(3)Xit代表一系列控制變量，包括各省的實際人均GDP(gdppit)、城鎮單位在崗職工實際平均工資(wageit)、居民消費價格指數(cpiit)以及外貿依存度(openit)。其中：實際人均GDP代表地區綜合經濟實力，預期其與海外投資正相關；實際工資和消費價格指數均反映國內相對生產成本，預期與海外投資正相關；由于海外投資可能是企業規避貿易壁壘的一種有效手段，和外貿之間存在替代關系，因而預期外貿依存度與對外直接投資之間存在負相關關系，外貿依存度為各省進出口總額與名義GDP之比。相關數據均來自國家統計局網站。

本文使用2006-2016年間31個省的面板數據進行回歸分析。為了剔除量綱的影響并消除可能存在的異方差問題，所有變量均取自然對數。各變量的統計描述如表1所示。

表1 主要變量的統計描述

三、實證結果及分析

(一)總體樣本回歸結果分析

本文使用Stata14.1對基本模型(1)式進行估計。首先，使用面板固定效應回歸(聚類穩健標準差)，逐步加入自變量及控制變量以檢驗回歸結果的穩健性，結果如表2的(1)-(6)列所示。其次，考慮到對外直接投資對匯率可能存在反作用從而引起內生性問題，故使用GMM方法(面板工具變量法)估計模型參數，使用匯率的一、二階滯后項作為工具變量。Sargan檢驗的結果顯示在1%的顯著性水平上接受原假設，不存在過度識別問題。估計結果如表2的第(7)列所示。

根據回歸結果：實際有效匯率(ln_reer)的系數在不同方法下均顯著為正，意味著人民幣升值顯著促進了我國對外直接投資，與預期相符；融資約束(ln_fc)的系數初始顯著為負，在加入控制變量后不再顯著，將在下文劃分子樣本后詳細分析其區域差異；主要的控制變量中，實際工資(ln_wage)的系數在不同方法下均顯著為正，意味著國內勞動力成本提高是企業對外直接投資的重要原因。

表2 總體樣本估計結果

注：()內為p值，*p<0.1，**p<0.05，***p< 0.01。Sargan檢驗原假設為工具變量不存在過度識別，表格中匯報的是Sargan檢驗的p值。

(二)區域金融發展水平差異

根據各省金融發展水平劃分子樣本進行比較分析。借鑒曹棟和唐鑫(2016)的研究結果將31省劃分為4個梯度1，將第1、2梯隊共計13省視為金融發展水平較高的省份，第3、4梯隊共計18省視為金融發展水平較低的省份。分別使用聚類穩健標準差的固定效應面板回歸和面板工具變量GMM方法進行估計，工具變量選擇如前，Sargan檢驗的結果顯示不存在過度識別問題。結果如表3所示。

表3 不同金融發展水平區域子樣本比較

注：()內為p值，*p<0.1，**p<0.05，***p< 0.01。Sargan檢驗原假設為工具變量不存在過度識別，表格中匯報的是Sargan檢驗的p值。

不同金融發展水平下，對外直接投資的影響因素存在顯著差異。實際有效匯率(ln_reer)在金融發展水平低的省份對對外直接投資具有顯著的促進作用，但在金融發展水平較高的省份則系數不顯著，表明發達的金融體系可以幫助企業管理匯率風險、靈活調整經營策略，從而緩解了企業向海外轉移生產基地的壓力；融資約束(ln_fc)的系數在金融發展水平低的地區不顯著，但在金融發達地區顯著為負，表明在金融發達地區，受到融資約束較強(ln_fc的值較小)的企業更傾向于海外投資，這與理論預期并不相符，可能表明一些企業通過海外投資尋找新的利潤來源、拓展融資渠道以緩解其在國內面臨的融資約束(張先鋒等，2017)；人均GDP(ln_gdpp)的系數在金融發達地區顯著為正，而在金融落后地區不顯著，反映出金融發達地區的對外投資更多是自身經濟實力提升的結果；實際工資(ln_wage)的系數在金融發達地區不顯著，而在金融落后地區顯著為正，可能由于金融發達地區的勞動生產率較高足以消化工資上漲的壓力，而金融落后地區勞動力成本上漲則成為推動企業對外投資的最重要因素；外貿依存度(ln_open)的系數在金融發達地區顯著為負，意味著這些省份的企業可能通過對外投資規避貿易壁壘等不利的出口環境；此外，物價水平(ln_cpi)的系數為正，但在不同方法下顯著性不穩定。

四、主要結論與啟示

第一，人民幣實際有效匯率上升對OFDI具有積極促進作用。人民幣升值導致國內生產成本相對提升、海外購買力提高，促使企業向海外尋找廉價生產基地、收購海外資源和技術。匯率對OFDI的促進作用在金融發展水平較低的地區更加顯著，而在金融發展水平較高的地區影響并不顯著，意味著發達的金融體系通過豐富的衍生工具可以幫助企業更好地管理匯率風險、調整經營策略，從而緩和了匯率沖擊。

第二，融資約束可能對OFDI產生促進作用，在金融發展水平較高的地區尤為顯著，表明通過海外投資尋找新的利潤來源、拓展國際融資渠道可能是部分企業規避國內面臨的融資約束的一種嘗試，即海外投資有助于緩解企業在國內面臨的融資約束(張先鋒等，2017)，具體機制值得進一步深入探究。

第三，總體而言在金融發展水平較高的省份，匯率變化帶來的沖擊較弱，企業對外直接投資主要是自身經濟實力提升的結果，而規避貿易壁壘、尋求新的利潤資金來源也是重要的驅動力；與之形成對比的是，在金融發展水平較低的地區，本幣升值對海外投資的促進作用更為顯著，且企業對當地勞動力成本上升更為敏感，尋求低成本優勢是對外直接投資的主要原因。

本文啟示在于：升值壓力下，企業對外投資的動機存在一定的區域差異，可能是簡單地規避相對成本提高而轉移生產基地，也可能是利用自身競爭力走出國門主動優化全球業務布局的結果。在匯改背景下，促進金融體系健康穩定發展有利于企業應對匯率沖擊、穩固國內生產經營和盈利能力，避免盲目的海外擴張。

(南京審計大學金融學院，江蘇 南京 210029；民航安徽空管分局，安徽 合肥 230051)