于國才 王晨宇

一、引言

自本世紀初“走出去”戰(zhàn)略提出以來，我國對外直接投資(Outward Foreign Direct Investment，OFDI)一直持續(xù)快速增長。據(jù)《2019年度中國對外直接投資統(tǒng)計公報》顯示，2019年中國對外直接投資流量達1369.1億美元，蟬聯(lián)全球第二位，4.4萬家境外企業(yè)資產(chǎn)總額達7.2萬億美元。對外直接投資是我國參與跨國公司主導(dǎo)的全球產(chǎn)業(yè)鏈、暢通國內(nèi)國外雙循環(huán)的重要途徑。然而，受逆全球化趨勢和不利投資政策等因素的干擾，近年來我國對外投資活動頻頻受阻，投資規(guī)模連續(xù)下降，2019年已降至五年來最低水平。2020年全球新冠肺炎疫情重創(chuàng)全球經(jīng)濟和世界秩序，投資保護主義的進一步升溫、國際生產(chǎn)和全球產(chǎn)業(yè)鏈的斷裂以及外匯市場的大幅波動更是給我國企業(yè)海外投資帶來前所未有的挑戰(zhàn)。如何通過國際經(jīng)濟政策協(xié)調(diào)應(yīng)對國際經(jīng)濟秩序動蕩甚至逆流成為一項新的重要課題。作為一種新型的國際經(jīng)濟聯(lián)系方式，央行貨幣互換是在當(dāng)前我國海外投資進入深水區(qū)和攻堅區(qū)的嚴峻考驗下推進人民幣國際化和保障我國對外投資的關(guān)鍵舉措，在穩(wěn)定國際金融市場、促進跨國投資、構(gòu)建國內(nèi)國際雙循環(huán)相互促進的新發(fā)展格局等方面發(fā)揮了重要作用。

我國貨幣互換等人民幣國際化舉措發(fā)軔于2008年國際金融危機沖擊，僅危機期間，我國就簽訂了11份互換協(xié)議以維護金融穩(wěn)定和支持貿(mào)易投資，截至2019年我國已與36個國家簽署了總規(guī)模超11萬億元人民幣的雙邊本幣互換協(xié)議。由于其重要的現(xiàn)實意義，自2008年我國開啟雙邊貨幣互換進程以來，貨幣互換的貿(mào)易投資效應(yīng)就受到學(xué)者們的廣泛關(guān)注(張明，2012；胡華鋒，2012)。隨著研究的深入，貨幣互換的貿(mào)易效應(yīng)已得到充分探討，如張策等(2018)選取99個國家研究了人民幣互換協(xié)議的效應(yīng)，發(fā)現(xiàn)協(xié)議對對方國貿(mào)易的促進作用大于對我國貿(mào)易的促進作用；林樂芬、付舒涵(2020)分析了我國與33個貨幣互換國數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)貨幣互換協(xié)議對雙邊貿(mào)易具有創(chuàng)造性效應(yīng)，但存在效用滯后和力度不足問題。然而，目前對我國貨幣互換協(xié)議的研究除樣本通常較少、難以全面反映政策效果外，有限的研究主要集中在協(xié)議對貿(mào)易的影響方面，鮮有實證研究檢驗貨幣互換的對外投資效應(yīng)，特別是缺乏關(guān)于貨幣互換對外投資效應(yīng)作用機制的實證研究。

現(xiàn)有研究表明，影響我國對外直接投資的因素眾多。從東道國角度來看，東道國的勞動力稟賦、市場規(guī)模以及金融發(fā)展水平與我國OFDI呈正相關(guān)(尹美群等，2019；Wei and Marjorie，2008；王忠誠等，2018)，而東道國與我國的距離以及東道國的制度質(zhì)量則對我國的OFDI有負面影響(Buckley et al.，2007；蔣冠宏、蔣殿春，2012)?；谀竾鴮用娣治?，我國的匯率水平、外匯儲備以及制度環(huán)境和政府干預(yù)等都是影響中國進行OFDI的重要因素(林明燈等，2019)。以上文獻為我國對外投資研究提供了廣泛證據(jù)，同時也暗含了國際間政策協(xié)調(diào)、匯率風(fēng)險的金融市場傳導(dǎo)等是影響對外直接投資的重要因素。中國人民銀行也曾多次表示人民幣互換協(xié)議旨在促進兩國的貿(mào)易投資和維護兩國的金融穩(wěn)定，通過約定匯率的雙邊本幣互換模式為市場提供投資便利。但遺憾的是，從金融政策市場影響視角探討我國貨幣互換協(xié)議政策投資效應(yīng)的研究尚不多見。

原因可能在于人民幣貨幣互換協(xié)議以備用性為主，較少被啟用。盡管我國的貨幣互換政策受到了廣泛認可并發(fā)揮了實際作用，如巴基斯坦在2013年啟用了協(xié)議中等同于12億美元的人民幣來彌補其外匯儲備不足問題；2015年阿根廷取消外匯管制時將部分人民幣換為美元用于穩(wěn)定其匯率等，但總體上人民幣在國際上的使用程度仍然較低以及國外對人民幣流動性的需求相對有限。在國際投資局勢動蕩的背景下，貨幣互換作為執(zhí)行貨幣和經(jīng)濟政策的重要舉措是否能真正促進我國的OFDI尚無定論，亟需厘清我國貨幣互換協(xié)議的理論機制，明確政策效果。

鑒于此，我們從匯率預(yù)期風(fēng)險與實際利率兩大金融市場傳導(dǎo)渠道出發(fā)，采用2003-2018年我國對外直接投資的169個國家數(shù)據(jù)，考察貨幣互換協(xié)議對我國OFDI的具體影響與作用機制。本文的研究不僅為引導(dǎo)我國OFDI企業(yè)的行為決策和經(jīng)營模式轉(zhuǎn)型提供經(jīng)驗證據(jù)，也為新形勢下推進人民幣國際化、構(gòu)建國內(nèi)國際雙循環(huán)新發(fā)展格局的路徑設(shè)計提供依據(jù)。本文可能存在以下三點貢獻：一，據(jù)我們所知，本文是首次采用政策評價量化方法實證研究貨幣互換協(xié)議對我國OFDI影響的文獻，這有別于目前主要集中在貿(mào)易效應(yīng)影響的貨幣互換協(xié)議研究；并且本文從國際金融政策工具視角出發(fā)分析了貨幣互換協(xié)議的對外投資效應(yīng)及作用機制，提出了金融市場的匯率預(yù)期風(fēng)險與利率雙傳導(dǎo)渠道，并對此進行了檢驗。這是本文的主要創(chuàng)新。二，本文樣本更加廣泛，采用了我國對外直接投資的169個國家16年的數(shù)據(jù)對我國貨幣互換協(xié)議與OFDI的關(guān)系進行研究，提高了估計結(jié)果的精確度和可靠性。三，本文利用貨幣互換協(xié)議的“自然實驗”性質(zhì)構(gòu)建了多期雙重差分(DID)模型，為了避免DID框架下的趨勢變動差異問題，本文進一步通過基于傾向得分匹配的雙重差分法做穩(wěn)健性檢驗，為準(zhǔn)確評估貨幣互換在我國對外投資中的作用提供了可靠的參考依據(jù)。

本文余下內(nèi)容安排如下：第二部分是文獻綜述；第三部分是理論分析與研究假設(shè)；第四部分為研究設(shè)計；第五部分是實證檢驗結(jié)果與分析；第六部分是機制檢驗；最后是本文的結(jié)論。

二、文獻綜述

貨幣互換的相關(guān)研究主要集中在貨幣互換的發(fā)展、目的和作用方面。本文將從全球央行間貨幣互換協(xié)議的發(fā)展歷程和貨幣互換與貿(mào)易投資之間的關(guān)系兩個方面對國內(nèi)外研究進行綜述。

(一)全球央行間貨幣互換協(xié)議的發(fā)展與作用

央行間貨幣互換最早可追溯至二十世紀60年代十國集團建立的互惠貨幣互換協(xié)議。為保持黃金儲備和穩(wěn)定美元兌外幣的匯率，美聯(lián)儲與14個國家的央行展開了貨幣互換合作。60到70年代十國集團貨幣互換得到頻繁應(yīng)用，到1998年互換規(guī)模達364億。2007年美國金融危機席卷全球，貨幣錨的缺失使交易雙方的信用風(fēng)險迅速上升(胡華鋒，2012)。許多國家為避免因不確定性暴露而產(chǎn)生的信用風(fēng)險而大量回收流動性，造成全球美元流動性不足，美元拆借利率迅速上升。為緩解全球范圍內(nèi)短期流動性不足和增強其他國家央行向金融機構(gòu)提供資金的融資能力，美聯(lián)儲陸續(xù)與其他國家簽訂了大量貨幣互換協(xié)議，起到了降低信任風(fēng)險和緩解外匯市場壓力的作用(Fleming and Klagge，2010；Goldberg et al.，2010)。并且美聯(lián)儲貨幣互換通常發(fā)生在美元風(fēng)險暴露高的地區(qū)，其中巴西和韓國等國家在與美聯(lián)儲簽訂互換協(xié)議的當(dāng)天即緩解了外匯壓力(Aizenman，2010)。

除了美聯(lián)儲貨幣互換網(wǎng)絡(luò)，東亞金融合作框架下的雙邊互換網(wǎng)絡(luò)也極具代表性。東盟貨幣互換安排由東盟五國于1977年發(fā)起，但因額度過小在1997年東亞金融危機期間并未被啟用(楊權(quán)，2010)。東亞金融危機使東亞各國深刻感受到外匯儲備的重要性，萌生了尋求區(qū)域合作的想法。為解決短期國際收支和流動性緊縮問題，2000年東盟10國與中日韓三國財政部長會議宣布創(chuàng)建10+3范圍內(nèi)的雙邊貨幣互換網(wǎng)絡(luò)—清邁倡議，旨在當(dāng)一國發(fā)生國際收支和外匯流動性短缺時其他成員國須采取集體行動提供外匯資金救援。其中我國在該框架下與泰國、日本等6個國家簽署了總額達105億美元的貨幣互換協(xié)議。此階段東亞地區(qū)的合作很大程度上具有嘗試性，協(xié)議額度較小且以美元作為協(xié)議貨幣，互換網(wǎng)絡(luò)的主要形式是貨幣啟用國使用其本幣與協(xié)約國的美元進行交換。

然而2008年次貸危機的爆發(fā)使全球?qū)嶓w經(jīng)濟尤其是跨國投資受到重創(chuàng)，東亞地區(qū)也日益認識到在國際貿(mào)易投資中過度依賴美元的風(fēng)險，區(qū)域內(nèi)部分國家開始超越區(qū)域金融合作框架，采取由各自央行簽訂雙邊協(xié)議、本幣兌換本幣的形式(楊權(quán)，2010)，其中以中國為典型代表。我國在危機中為穩(wěn)定金融市場和提供短期流動性，欲減小巨額外匯儲備的賬面折算風(fēng)險和緩解人民幣升值壓力，與各國央行相互拆借所需幣種，互換額度變大。在國際社會失望于現(xiàn)有國際貨幣體系之際，人民幣國際化的呼聲日益高漲，因此我國大力推進人民幣國際化，僅危機期間就簽訂了11份互換協(xié)議以維護金融穩(wěn)定和支持貿(mào)易投資，開啟以人民幣為協(xié)議貨幣的雙邊本幣互換進程。隨著我國經(jīng)濟的崛起和人民幣國際化進程的加快，人民幣互換協(xié)議的訴求也日益多元化，加強雙邊金融合作和促進雙邊貿(mào)易投資的目的凸顯。該階段我國頻繁與其他國家簽訂貨幣互換協(xié)議并積極推進人民幣的國際化使用，截至2019年我國央行已與36個地區(qū)的央行簽訂了雙邊本幣互換協(xié)議，總規(guī)模超11萬億人民幣。

(二)貨幣互換協(xié)議對貿(mào)易投資的影響

貨幣互換是金融動蕩背景下各國央行應(yīng)對沖擊和解決流動性風(fēng)險的重要工具之一(楊權(quán)、楊秋菊，2018)。如美元流動性危機下，美聯(lián)儲擴大央行流動性互換范圍，發(fā)揮了降低風(fēng)險和緩解外匯壓力的作用(Aizenman，2010；Fleming and Klagge，2010；Goldberg et al.，2010)。人民幣本幣互換也可為兩國提供短期流動性支持，促進兩國間匯率水平的相對穩(wěn)定，起到有效規(guī)避匯率風(fēng)險和降低匯兌成本的作用(吳宇，2013)。隨著國際經(jīng)濟金融形勢的發(fā)展，貨幣互換協(xié)議的功能逐步從應(yīng)對危機轉(zhuǎn)向穩(wěn)定國際金融市場和支持雙邊貿(mào)易投資。

近年來我國已與許多經(jīng)貿(mào)關(guān)系密切的國家簽訂貨幣互換協(xié)議。理論上，這些協(xié)約國央行在獲得人民幣后，將人民幣注入本國金融體系，能向本國的商業(yè)銀行和企業(yè)以較低的利率提供人民幣融資，以支持企業(yè)尤其是我國外資企業(yè)的發(fā)展，同時外國企業(yè)對中國的出口也可直接使用人民幣或接收來自人民幣的直接投資(張明，2012)。實證研究也發(fā)現(xiàn)，通過雙邊本幣互換，能夠促進對方國或地區(qū)在跨境經(jīng)貿(mào)活動中使用人民幣結(jié)算(王珊珊、張小倩，2019；鄧富華等，2020)，有效緩解貿(mào)易過程中的幣種結(jié)算和匯率風(fēng)險問題從而促進雙邊貿(mào)易發(fā)展(張策等，2018)，能夠推動?xùn)|道國的人民幣儲備貨幣需求以便利對中國的進口和中國海外直接投資流入(朱孟楠、曹春玉，2019)。

以往關(guān)于貨幣互換效應(yīng)的研究大多集中在貨幣互換協(xié)議對貿(mào)易的影響，對投資效應(yīng)的影響關(guān)注較少，且協(xié)議在實際中很少被啟用的事實往往被忽略，加之人民幣國際化程度的提高使貨幣大規(guī)?？缇沉鲃?，放大了境外匯率變動對經(jīng)濟的影響(梅建予、陳華，2017)。那么我國簽訂貨幣互換協(xié)議是否還能促進我國的OFDI？這一問題尚未得出統(tǒng)一結(jié)論，尤其關(guān)于貨幣互換促進我國OFDI的影響機制方面的研究較少，并且普遍忽略匯率預(yù)期這一重要影響因素；同時相關(guān)研究的樣本大多是與我國經(jīng)貿(mào)往來較為密切的國家，不能全面反映政策效果。因此下面本文通過理論分析并提出研究假設(shè)，采用我國對外直接投資的169個國家16年的面板數(shù)據(jù)，建立多期雙重差分模型對貨幣互換協(xié)議的投資效應(yīng)進行估計，并通過一系列穩(wěn)健性檢驗以確保研究結(jié)果的可靠性。

三、理論分析與研究假設(shè)

由于許多國家特別是新興經(jīng)濟體不愿意動用外匯儲備應(yīng)對沖擊，加之東亞金融危機后IMF的貸款不值得信賴(張明，2012)，因此越來越多的國家選擇簽訂貨幣互換協(xié)議來防范危機。央行間的貨幣互換是指兩國的央行或貨幣當(dāng)局約定在必要時通過約定的匯率以本幣換取等額的對方貨幣以提供短期流動性支持和用于雙邊貿(mào)易投資結(jié)算，期滿后雙方換回本幣并支付利息?？梢哉f，貨幣互換是金融動蕩背景下各國央行應(yīng)對沖擊和解決流動性風(fēng)險的重要工具之一(楊權(quán)、楊秋菊，2018)。但對于許多國家而言，干預(yù)外匯市場需要獲得美元、歐元等國際貨幣，人民幣的國際地位和支付功能尚不及這些國際貨幣，難以直接使用人民幣來緩解外匯市場壓力(1)隨著人民幣離岸金融中心發(fā)展，以人民幣作為外匯儲備來穩(wěn)定幣值已成為許多國家的實際選擇策略。，因此雙邊本幣互換協(xié)議的簽訂更多會用來促進兩國的貿(mào)易和投資。隨著人民幣國際化進程的不斷加快，該協(xié)議的目的不再僅限于維持市場穩(wěn)定，而是更傾向于加強雙邊金融合作和促進雙邊投資，具有更深遠的意義。由此本文提出第一個假設(shè)：

H1：我國的貨幣互換協(xié)議能促進我國的OFDI。

以往文獻大都認為不同國家簽署貨幣互換協(xié)議的動機確有不同，但都有降低匯率風(fēng)險的意圖(Aizenman，2010；Fleming and Klagge，2010；Goldberg et al.，2010)。貨幣互換協(xié)議一經(jīng)簽訂雙方便須在必要時履行承諾，協(xié)議期內(nèi)無論匯率是否以及如何發(fā)生變動，兩國均以協(xié)議約定好的匯率進行互換，從而使匯率在未來一段時期內(nèi)穩(wěn)定在一定水平。對于我國跨國企業(yè)來說可以避免因東道國貨幣貶值帶來的匯兌和經(jīng)營成本的損失，這一作用實際上與匯率目標(biāo)區(qū)類似。Krugman(1991)提出，貨幣當(dāng)局若能在匯率波動接近或觸及目標(biāo)區(qū)邊界時進行有效干預(yù)，匯率目標(biāo)區(qū)就會形成公信力，之后的匯率波動越接近目標(biāo)區(qū)邊界，則市場對貨幣當(dāng)局即將干預(yù)的預(yù)期越強烈，此時投資者理性預(yù)期匯率反向變動并加以套利，從而保證匯率在目標(biāo)區(qū)內(nèi)浮動，即決定匯率的基本因素不是對貨幣供求的預(yù)期，而是金融市場對匯率預(yù)期自我實現(xiàn)的判斷。我國貨幣互換協(xié)議的匯率約定同樣能夠發(fā)揮匯率變動過程中的類似于匯率目標(biāo)區(qū)的錨貨幣功能，從而穩(wěn)定匯率波動，降低預(yù)期匯率風(fēng)險。

另一方面，受資本項目管制及人民幣的國際市場接受度影響，長期以來境內(nèi)企業(yè)和境外企業(yè)發(fā)生交易不能或不愿采用人民幣結(jié)算，這就意味著企業(yè)需承擔(dān)額外的匯兌費用和因第三國貨幣匯率波動帶來的匯率風(fēng)險。而兩國進行貨幣互換后雙方可將獲得的對方國的一部分外匯儲備注入本國金融系統(tǒng)，使本國金融機構(gòu)和企業(yè)可直接將對方國貨幣用于跨境支付和貿(mào)易結(jié)算，擺脫了對第三國貨幣的依賴，降低了我國企業(yè)對外投資中面臨的第三方匯率風(fēng)險。

根據(jù)實物期權(quán)理論，匯率風(fēng)險抑制了企業(yè)對外投資，使得企業(yè)延緩?fù)顿Y甚至不投資。以協(xié)議約定的匯率進行貨幣互換，減少了企業(yè)對外投資的決策時間和成本。因此我國貨幣互換協(xié)議能夠為兩國匯率市場環(huán)境的穩(wěn)定提供保障，通過降低企業(yè)海外投資中面臨的預(yù)期匯率風(fēng)險，提高企業(yè)對外投資的積極性，從而促進我國的OFDI。

此外，作為兩國互信體現(xiàn)的貨幣互換，協(xié)議雙方可定期根據(jù)最新雙邊匯率調(diào)整互換額度，一旦金融市場出現(xiàn)危機，央行能夠通過互換協(xié)議對市場進行干預(yù)，能最大限度地利用“公眾預(yù)期心理”減小因某一方貨幣匯率波動引起的質(zhì)押物減值風(fēng)險，提高了企業(yè)對央行干預(yù)匯率危機能力的信任，避免了匯率風(fēng)險對投資的不利影響，這也將促進我國對外投資。

本文基于以上考量提出假設(shè)2：

H2：貨幣互換協(xié)議通過降低匯率預(yù)期風(fēng)險以及匯率風(fēng)險的不利影響，促進我國OFDI。

一國的基礎(chǔ)貨幣變化量等于該國的外匯儲備變化量與國內(nèi)信貸變化量的總和，因此當(dāng)外匯儲備增加時基礎(chǔ)貨幣量也會增加。由經(jīng)典的IS-LM理論可知，當(dāng)一國需求不變而供給增加時會導(dǎo)致該國利率下降和融資成本降低。通過貨幣互換，該國可以獲得互換國貨幣的資金儲備并將其注入到本國的金融系統(tǒng)，在需求不變的情況下基礎(chǔ)貨幣供應(yīng)量增加，此時供大于求，該國利率下降(屠年松、曹建輝，2019)。特別是貨幣互換協(xié)議由各國央行發(fā)起，央行直接融資的利率具有低于市場利率的優(yōu)勢。根據(jù)李嘉圖的比較優(yōu)勢理論，雙方按協(xié)議將利用各自籌集到的具有比較優(yōu)勢的貨幣進行互換，在各自市場上以較低的利率進行借貸，能夠直接通過較低的利率水平為投資者提供資金支持。

總之，當(dāng)該國銀行的分支機構(gòu)和企業(yè)以較低的利率獲取協(xié)約國貨幣的市場短期流動性支持時，融資成本也會降低。因此我國與其他國家進行貨幣互換可能會使我國企業(yè)在東道國金融市場獲得較低的融資利率，降低企業(yè)的投資成本，擴大了我國企業(yè)特別是中小企業(yè)在東道國的資金來源，促進我國對外直接投資。據(jù)此本文提出假設(shè)3：

H3：貨幣互換協(xié)議通過降低東道國金融市場利率，促進我國OFDI。

四、研究設(shè)計

(一)模型設(shè)定

為了識別貨幣互換協(xié)議對我國OFDI的作用，可以通過比較簽訂協(xié)議與否兩種狀態(tài)下我國對東道國直接投資水平的差異來檢驗貨幣互換協(xié)議對我國OFDI的影響。但實際中我們只能觀測到我國與東道國簽訂協(xié)議后的投資水平，而無法觀測到該協(xié)議未簽訂時我國在該國的投資水平。我們采用通用的反事實推斷框架假定，即E[Y(0)|T=1]=E[Y(0)|T=0]，可以得到簽訂貨幣互換協(xié)議的處理效應(yīng)ATT：

ATT=E[Y(1)|T=1]-E[Y(0)|T=0]

(1)

上式虛擬變量T為互換協(xié)議簽訂情況，若我國與東道國簽訂協(xié)議，則T取值為1，否則為0；Y(1)和Y(0)分別表示協(xié)議簽訂與否兩種狀態(tài)下我國在東道國的OFDI水平。數(shù)學(xué)上(1)式可等價表示為傳統(tǒng)的兩期雙重差分(Difference in Difference，DID)模型：

Y=α+βtreati*postt+θXit+μi+λt+εit

上式中treati為實驗組虛擬變量，若個體i屬于受到政策沖擊的實驗組則取值為1，否則為0；postt是實驗期虛擬變量，若個體i進入實驗期則取值為1，否則取0；treati*postt為二者的交互項，衡量了政策效應(yīng)。

從本文的樣本來看，2003到2018年間我國對外直接投資的169個國家中有55個國家與我國簽訂過貨幣互換協(xié)議，這為本文使用DID提供了良好的自然實驗。具體而言，將與我國簽訂協(xié)議且處于協(xié)議期的國家設(shè)置為實驗組，其余為對照組。然而，傳統(tǒng)DID模型假設(shè)個體受到政策沖擊的時間點是相同的，而我國貨幣互換協(xié)議簽訂的時間分布在2003到2018年之間，傳統(tǒng)DID的假設(shè)條件已不適用本文的樣本，因此考慮協(xié)議簽訂時間的差異，本文設(shè)置核心變量Swapit，由兩期DID模型推廣到多期DID模型：

lnOFDIit=α+βSwapit+θXit+μi+λt+εit

(2)

下標(biāo)i和t分別表示國家i和年份t，被解釋變量為我國OFDI水平；虛擬變量Swapit與treati*postt等價，表示貨幣互換協(xié)議的簽訂情況，若i國在第t年與我國簽訂協(xié)議，則t年及此后的年份均取值為1，否則為0；系數(shù)β衡量了貨幣互換協(xié)議對我國OFDI的凈效應(yīng)，等同于前文的反事實推斷；回歸中還控制了個體固定效應(yīng)μi和時間固定效應(yīng)λt，其中前者包含了國家間地理距離、文化認同差異等國家固有屬性，以及是否屬于一帶一路國家等不隨時間改變的政策因素的影響；Xit為控制變量，包括東道國市場規(guī)模、開放度、經(jīng)濟產(chǎn)出效率、國家儲備以及我國對各國的進口和出口；εit為誤差項。

現(xiàn)實中我國對不同國家或地區(qū)的投資具有較大異質(zhì)性，并受國際投資環(huán)境和金融政策領(lǐng)域等不可觀測因素的影響，直接比較會產(chǎn)生異質(zhì)性偏差；且我國未與東道國簽訂貨幣互換協(xié)議時在該國的投資水平是無法檢驗的，因為這是一種反事實情況。同時我國是否與其他國家簽訂協(xié)議是自我選擇而非隨機選擇的結(jié)果，若直接對非隨機樣本進行估計會出現(xiàn)選擇性偏差問題。為此，我們借鑒Heckman et al.(1997)提出的傾向得分匹配方法(Propensity Score Matching，PSM)，在進行DID估計前選擇與實驗組特征盡可能相似的非貨幣互換國作為對照組，即采用PSM-DID方法，從而更準(zhǔn)確評估貨幣互換協(xié)議促進我國OFDI的效應(yīng)。

合理進行PSM需要明確協(xié)變量，引入更多與貨幣互換協(xié)議簽訂和OFDI相關(guān)的變量。本文在Martin and Rey(2004)方法的基礎(chǔ)上，基于引力模型首先加入東道國經(jīng)濟發(fā)展水平和我國與東道國首都間的距離作為控制變量。同樣地，各國之間的距離不應(yīng)僅限于地理上的意義，我國與各國經(jīng)貿(mào)往來的密切程度也應(yīng)包括在內(nèi)，因此本文引入我國對東道國的出口額。此外本文還借鑒了以往研究成果，納入了東道國的開放度和基礎(chǔ)設(shè)施因素。

為了更好地理解貨幣互換協(xié)議對我國OFDI的影響，本文進一步檢驗其影響機制。本文首先進行中介機制檢驗，采用中介效應(yīng)分析框架(Baron and Kenny，1986)。據(jù)前文所述，本文分別用匯率預(yù)期水平偏離風(fēng)險和匯率預(yù)期實際波動風(fēng)險，以及實際利率水平作為中介解釋變量，重新對(2)式進行回歸檢驗內(nèi)在機制：

exrate_riskit=α2+γSwapit+θ2Xit+μi+λt+εit

(3)

lnOFDIit=α3+β3Swapit+φexrate_riskit+θ3Xit+μi+λt+εit

(4)

inrateit=α4+ρSwapit+θ4Xit+μi+λt+εit

(5)

lnOFDIit=α5+β5Swapit+ηinrateit+θ5Xit+μi+λt+εit

(6)

式(3)(4)中exrate_riskit表示匯率預(yù)期風(fēng)險，包括預(yù)期水平偏離風(fēng)險和預(yù)期實際波動風(fēng)險；式(5)(6)inrate為東道國實際利率水平。若貨幣互換協(xié)議通過降低匯率風(fēng)險和利率促進了我國OFDI，則貨幣互換對匯率風(fēng)險和利率的影響應(yīng)顯著為負，因此本文預(yù)期式(3)(5)中系數(shù)γ和ρ，以及式(4)(6)中系數(shù)φ和η的符號均為負。至此，式(2)與(3)-(4)，以及式(2)與(5)-(6)式分別構(gòu)成了匯率風(fēng)險和利率的完整中介效應(yīng)檢驗。

此外，本文還采用了交互項的做法來檢驗貨幣互換協(xié)議的調(diào)節(jié)作用。根據(jù)前文假設(shè)，當(dāng)金融市場出現(xiàn)動蕩時，央行通過互換協(xié)議對市場進行干預(yù)，提高了投資者對市場應(yīng)對危機能力的信心，避免市場恐慌，降低了企業(yè)在投資時對風(fēng)險的顧慮，從而促進我國OFDI；類似地，我們也檢驗了貨幣互換的利率傳導(dǎo)渠道的調(diào)節(jié)效應(yīng)。由此本文分別構(gòu)建匯率預(yù)期風(fēng)險和利率水平與貨幣互換的交乘項以檢驗內(nèi)在調(diào)節(jié)機制，模型如下：

lnOFDIit=α6+ω1Swapit*exrate_riskit+β6Swapit+φ1exrate_riskit+θ6Xit+μi+εit

(7)

lnOFDIit=α7+ω2Swapit*inrateit+β7Swapit+φ2inrateit+θ7Xit+μi+εit

(8)

其中交互項系數(shù)ω1和ω2分別衡量了貨幣互換協(xié)議的匯率風(fēng)險和利率傳導(dǎo)機制的調(diào)節(jié)作用，若系數(shù)均顯著為正則證明協(xié)議在匯率風(fēng)險和利率影響我國OFDI的過程中起了調(diào)節(jié)作用。

(二)變量與數(shù)據(jù)說明

1．被解釋變量

由于企業(yè)對不同國家投資的項目數(shù)額不一甚至差距較大，僅用投資流量度量我國的OFDI水平尚不完善，因此本文加入我國對各國的投資項目數(shù)，這與已有研究一致(李平等，2017)。本文最終采用2003年到2018年我國對169個國家的直接投資規(guī)模和投資密集度以衡量我國對外直接投資的水平，分別用我國對各國投資金額的對數(shù)(lnOFDI_capital)和投資項目數(shù)的對數(shù)(lnOFDI_times)來表示。以上數(shù)據(jù)來源于《中國對外直接投資統(tǒng)計公報》和《境外投資企業(yè)(機構(gòu))名錄》。

2．核心變量

(1)貨幣互換協(xié)議的簽訂

為考察貨幣互換協(xié)議對我國OFDI的影響，定義Swapit為貨幣互換虛擬變量，表示i國是否與我國簽訂了貨幣互換協(xié)議，若i國在t年與我國簽訂協(xié)議后則成為貨幣互換國，Swapit取值為1；否則Swapit為0。本文中樣本期內(nèi)共有55個國家先后與我國簽訂了協(xié)議，114個國家始終未與我國簽訂協(xié)議。該數(shù)據(jù)根據(jù)中國人民銀行發(fā)布的中國人民銀行和其他國家中央銀行或貨幣當(dāng)局簽訂的互換協(xié)議整理統(tǒng)計得到。

(2)匯率風(fēng)險

對于匯率風(fēng)險，測算方法不同是導(dǎo)致匯率風(fēng)險對OFDI影響的結(jié)論產(chǎn)生差異的主要原因之一(彭紅楓，2011；Schmidt and Broll，2008)，且現(xiàn)有關(guān)于匯率風(fēng)險影響OFDI的研究大多集中于實際匯率水平和實際匯率波動方面，對于匯率預(yù)期這一影響企業(yè)投資的重要因素卻往往被忽略(屠年松、曹建輝，2019)?？紤]到企業(yè)海外投資實際面臨的匯率風(fēng)險，本文使用匯率預(yù)期水平偏離風(fēng)險(exrate_bias)和匯率預(yù)期波動風(fēng)險(exrate_vol)雙重指標(biāo)衡量匯率風(fēng)險。由于企業(yè)在跨國投資中面臨著長短期不同的匯率預(yù)期變化風(fēng)險和預(yù)期波動風(fēng)險，年度匯率水平變化和年度內(nèi)匯率波動能較好反映企業(yè)面臨的不同預(yù)期風(fēng)險(李平等，2017)，因此對于預(yù)期水平偏離風(fēng)險，本文采用對當(dāng)年匯率值與前后各兩年共五期的匯率均值的偏離程度來衡量，預(yù)期波動風(fēng)險采用年度內(nèi)月度匯率計算的實際波動率進行測度。計算公式如下：

(3)利率

對于利率，東道國實際利率水平會直接影響跨國企業(yè)在當(dāng)?shù)氐耐顿Y成本從而對我國的對外投資產(chǎn)生影響，因此本文直接以各國的實際利率水平(inrate)表示東道國利率水平。

3．其他控制變量

參考相關(guān)研究，本文控制了可能會影響我國OFDI的相關(guān)變量，包括我國對各國的出口總額(lnex)；各國的對外開放程度(open)，用各國進出口總額與國內(nèi)生產(chǎn)總值的比值來表示，以上數(shù)據(jù)均來自國家統(tǒng)計局；各國的市場規(guī)模，我們以各國真實GDP的對數(shù)(lngdp)來度量，該數(shù)據(jù)來自于世界銀行；我國與東道國首都間的距離(lndis)，該數(shù)據(jù)來源于CEPII數(shù)據(jù)庫；東道國基礎(chǔ)設(shè)施(lnrail)，用東道國鐵路里程的對數(shù)表示；東道國的人均國民收入(lnpgni)和國家儲備(lnreserve)，以上數(shù)據(jù)均來自于國務(wù)院發(fā)展研究中心信息網(wǎng)。表1為本文主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。

表1 變量描述性統(tǒng)計結(jié)果

五、實證分析

(一)平行趨勢檢驗

使用雙重差分法研究貨幣互換協(xié)議對我國OFDI影響的一個必要前提是滿足平行趨勢假定，即在貨幣互換協(xié)議簽訂前實驗組和對照組中我國OFDI水平的發(fā)展趨勢是大致平行的。本文使用多期DID平行趨勢檢驗方法構(gòu)建如下模型：

(9)

其中τ為距離協(xié)議簽訂的年份時長，當(dāng)年份分別為協(xié)議簽訂前的τ期、簽訂當(dāng)年及簽訂后的τ期時，Swapit-τ、Swapit和Swapit+τ分別取1，否則為0。這里我們采用了政策發(fā)生前3期到政策發(fā)生后5期的數(shù)據(jù)進行檢驗。圖1為檢驗結(jié)果。

圖1顯示在簽訂協(xié)議前的系數(shù)均在0附近波動，表明在協(xié)議簽訂前實驗組和對照組中我國OFDI水平的趨勢大致相同，滿足構(gòu)建多期DID模型的平行趨勢假定；在簽訂協(xié)議后各期的系數(shù)均大于0并通過了顯著性檢驗，且總體呈上升趨勢，說明協(xié)議簽訂后我國OFDI水平有了顯著提高。上述結(jié)果說明貨幣互換協(xié)議的簽訂對我國的OFDI起到了積極作用。

圖1 平行趨勢檢驗圖

(二)貨幣互換協(xié)議對我國OFDI的影響

貨幣互換作為執(zhí)行貨幣和經(jīng)濟決策的重要舉措，在金融市場中對我國企業(yè)的對外投資發(fā)揮了重要作用。表2給出了雙重差分的基準(zhǔn)回歸結(jié)果，分別檢驗了貨幣互換協(xié)議對我國OFDI規(guī)模和我國OFDI密集度的影響。列(1)(4)為只控制國家個體固定效應(yīng)的結(jié)果，統(tǒng)計結(jié)果在1%的水平上顯著為正；列(2)(5)加入年份變量以控制時間效應(yīng)，結(jié)果依舊顯著為正，控制實效明顯下降；列(3)(6)進一步加入控制變量，檢驗結(jié)果與前者基本相同，說明DID可以很好地控制不隨時間改變的遺漏變量偏差和選擇性偏差。另外，加入年份和控制變量后貨幣互換的系數(shù)下降，這表明貨幣互換的對外投資效應(yīng)主要受我國OFDI總體趨勢的影響。如結(jié)果所示，我國與其他國家簽訂貨幣互換協(xié)議對各項OFDI指標(biāo)均為顯著的正向影響，表明貨幣互換協(xié)議的簽署顯著提高了我國OFDI水平，其中協(xié)議顯著提高了約39.3%的OFDI規(guī)模和約24.5%的OFDI密集度。

表2 雙重差分檢驗

(三)穩(wěn)健性檢驗

1. 內(nèi)生性問題—基于PSM-DID法檢驗

為盡量克服由于貨幣互換國與非貨幣互換國變動趨勢存在的差異，本文進一步使用PSM-DID方法進行穩(wěn)健性檢驗。最為流行的一種匹配方法是近鄰匹配法，它能從對照組中找到與實驗組個體傾向得分差異最小的個體作為自己的比較對象，這在很大程度上保證了樣本分配的隨機性。這里本文采用Abadie et al.(2004)的方法進行一對四匹配，能在一般情況下使均方差誤差最小化。為了避免匹配方法造成的結(jié)果偏誤，本文還采用了核匹配方法(Heckman et al.，1997)進行匹配。它是通過構(gòu)造一個虛擬對象來匹配實驗組，能夠完整利用所有的對照組樣本，提高處理效應(yīng)精確度。因此最終本文同時使用近鄰匹配和核匹配兩種方法對模型穩(wěn)健性進行檢驗。具體地，本文利用是否與我國簽訂互換協(xié)議的虛擬變量對協(xié)變量進行Logit回歸，得到傾向得分值，傾向得分值最接近的國家為貨幣互換國的配對國家，能最大程度上減少我國對不同國家直接投資水平上的差異，進而減小使用DID的偏誤。

為檢驗匹配結(jié)果的可靠性，本文進行了平衡性檢驗，若實驗組和對照組不存在顯著差異則證明使用PSM-DID是合理的。表3是以O(shè)FDI規(guī)模為結(jié)果變量，分別使用近鄰匹配和核匹配方法匹配的平衡性檢驗結(jié)果，結(jié)果顯示匹配后實驗組與對照組國家的大部分特征變量的標(biāo)準(zhǔn)化偏差明顯降低，樣本均值更加接近，同時匹配后大多數(shù)t檢驗的結(jié)果不拒絕實驗組與對照組無系統(tǒng)差異的假設(shè)，其中核匹配方法下的偏差降低幅度更加明顯，結(jié)果更加理想；圖2進一步匯報了匹配前后各特征變量標(biāo)準(zhǔn)化偏差的對比結(jié)果，結(jié)果顯示匹配后協(xié)變量的標(biāo)準(zhǔn)化偏差均有明顯縮小(限于篇幅，以O(shè)FDI密集度為結(jié)果變量匹配的平衡性檢驗結(jié)果未匯報，留存?zhèn)渌?。上述結(jié)果顯示兩種匹配方法的結(jié)果基本無變化，說明本文的估計結(jié)果并不受匹配方法的影響，證明了本文結(jié)果的可靠性。

表3 平衡性檢驗結(jié)果

圖2 協(xié)變量標(biāo)準(zhǔn)化偏差圖

在PSM的基礎(chǔ)上我們得到一組新的與實驗組具有類似特征的對照組，實現(xiàn)了分配的隨機性。針對匹配后的樣本我們采用DID方法考察貨幣互換協(xié)議的政策效應(yīng)。如表4所示，列(1)(3)(5)(7)和列(2)(4)(6)(8)分別為基于近鄰匹配和核匹配匹配后進行雙重差分的結(jié)果，其中列(1)(2)(5)(6)為不加入任何控制變量的估計結(jié)果，列(3)(4)(7)(8)為加入時間固定效應(yīng)的結(jié)果，均通過了1%的顯著性水平檢驗。意味著我國與東道國進行貨幣互換能有效促進我國對其進行直接投資。PSM-DID的估計結(jié)果與前文DID結(jié)果并無明顯差異，證明本文結(jié)論穩(wěn)健。

表4 基于傾向得分匹配的雙重差分結(jié)果

2．改變政策發(fā)生時間

為進一步檢驗?zāi)Ｐ偷姆€(wěn)健性，本文還采用了另一種反事實處理，即通過改變政策發(fā)生時間的方法來進行反事實檢驗。除了我國與其他國家簽訂貨幣互換協(xié)議的舉措，也可能出現(xiàn)其他與該協(xié)議無關(guān)的政策或隨機性因素導(dǎo)致我國OFDI水平出現(xiàn)差異，而這種差異可能與我國是否簽訂互換協(xié)議無關(guān)，最終影響本文結(jié)論的準(zhǔn)確性。為避免此類因素的影響，本文假設(shè)改變貨幣互換協(xié)議簽訂的時間，由于人民幣互換協(xié)議自2009年開始陸續(xù)簽訂，因此本文選取2003年到2008年還未進行貨幣互換的數(shù)據(jù)進行檢驗。貨幣互換協(xié)議在2015年進入高峰期，此處我們假定高峰期分別發(fā)生在2005年和2006年，進行兩期DID估計。若此時政策變量不顯著，則表明簽訂貨幣互換協(xié)議有助于我國OFDI水平的提高。表5的檢驗結(jié)果表明，改變協(xié)議簽訂時間后的貨幣互換項不再顯著為正，這從另一方面表明了我國與其他國家簽訂貨幣互換協(xié)議對我國OFDI產(chǎn)生了積極影響。至此驗證了前文的結(jié)論是穩(wěn)健的。

表5 改變政策發(fā)生時間檢驗

六、貨幣互換協(xié)議影響我國OFDI的機制檢驗

前文的實證結(jié)果均表明貨幣互換協(xié)議能夠顯著提高我國OFDI水平。為了更好的理解貨幣互換協(xié)議的政策效應(yīng)，本文進一步檢驗其潛在的影響機制，我們使用了中介模型和交互項模型分別進行中介效應(yīng)和調(diào)節(jié)效應(yīng)的檢驗。

(一)匯率風(fēng)險

考慮到企業(yè)對外投資實際面臨的預(yù)期風(fēng)險，本文建立匯率預(yù)期水平偏離風(fēng)險和匯率預(yù)期波動風(fēng)險雙重指標(biāo)，使用模型(2)-(3)-(4)進行機制檢驗。表6匯報了中介效應(yīng)的檢驗結(jié)果，其中列(1)(4)結(jié)果分別顯示貨幣互換對預(yù)期水平偏離風(fēng)險和預(yù)期波動風(fēng)險的影響顯著為負；列(2)(5)結(jié)果顯示，將貨幣互換與預(yù)期水平偏離風(fēng)險，以及貨幣互換與預(yù)期波動風(fēng)險分別對OFDI規(guī)模進行回歸時，兩種預(yù)期風(fēng)險系數(shù)均顯著為負，且貨幣互換系數(shù)不再顯著。以上結(jié)果說明匯率預(yù)期風(fēng)險會抑制OFDI規(guī)模，互換協(xié)議能有效降低匯率預(yù)期水平偏離風(fēng)險和匯率預(yù)期波動風(fēng)險從而促進我國的OFDI。同樣地，列(3)(6)是對OFDI密集度回歸的結(jié)果，但結(jié)果顯示這一機制對OFDI密集度的促進作用并不明顯。另外，我們使用模型(7)進行調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗，結(jié)果顯示預(yù)期風(fēng)險與貨幣互換的交互項系數(shù)均不顯著，說明當(dāng)匯率風(fēng)險實際發(fā)生后，互換協(xié)議并不能改變匯率風(fēng)險對我國OFDI的影響，這反映了人民幣的國際地位以及國際間金融政策協(xié)調(diào)能力尚需進一步提高以增強金融市場信心。

上述結(jié)果說明貨幣互換協(xié)議通過降低匯率預(yù)期風(fēng)險促進了我國的OFDI，并且對OFDI規(guī)模的促進作用顯著。盡管《2018年中國對外直接投資統(tǒng)計公報》顯示近年地方及民營企業(yè)的對外投資流量逐年攀升，但央企作為國之基石仍是我國對外投資規(guī)模的主力軍。匯率風(fēng)險主要來自企業(yè)開始從事國際業(yè)務(wù)與最后實際支付時產(chǎn)生的匯率差異，可能直接導(dǎo)致企業(yè)實際成本增加或利潤減少(李平等，2017)，因此風(fēng)險會顯著影響企業(yè)投資規(guī)模。貨幣互換協(xié)議約定在必要時以固定的匯率進行貨幣互換，能夠在匯率風(fēng)險未發(fā)生時改變投資者的匯率預(yù)期，發(fā)揮了類似匯率目標(biāo)區(qū)的作用，降低了匯率預(yù)期水平偏離風(fēng)險，為我國企業(yè)提供了穩(wěn)定的投資環(huán)境，并減少企業(yè)決策的時間和成本；同時貨幣互換給予了兩國直接使用本幣進行跨境結(jié)算的便利，規(guī)避了第三國幣值波動帶來的匯率風(fēng)險，使匯率預(yù)期波動風(fēng)險下降，從而促進了我國OFDI。非央企等中小型企業(yè)大多對外投資國家較少，且其本身存在匯率風(fēng)險管理能力等問題，加之匯率本身隨機游走的屬性使其難以預(yù)測，企業(yè)較少關(guān)注匯率風(fēng)險，因此貨幣互換通過改變匯率預(yù)期風(fēng)險的渠道促進投資密集度的結(jié)果不顯著。

(二)利率

根據(jù)前文假設(shè)，我國與其他國家央行進行貨幣互換能降低我國企業(yè)在東道國的融資利率，從而有利于促進OFDI。為此，我們分別使用模型(2)-(5)-(6)和(8)進行檢驗。表6列(7)(9)為利率機制的中介效應(yīng)檢驗結(jié)果，同時我們也做了調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗，結(jié)果均不顯著(2)限于篇幅，匯率風(fēng)險和利率的調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗結(jié)果未報告，感興趣可以聯(lián)系本文作者獲得。。原因可能是目前人民幣離岸市場并不發(fā)達，國內(nèi)市場人民幣利率水平一般高于國外，阻礙了我國通過貨幣互換向境外輸出人民幣流動性。若為了向境外提供人民幣流動性支持而將互換利率設(shè)置低于國外市場水平，則互換利率就會遠低于國內(nèi)水平，此時輸出的貨幣很可能會出于套利目的返回國內(nèi)市場而抵消貨幣互換的政策效應(yīng)。另一方面，《中國企業(yè)對外投資情況及意向問卷調(diào)查2019》的數(shù)據(jù)表明，企業(yè)對外投資的主要資金來源是自有資本(72.9%)和境內(nèi)金融機構(gòu)(41.9%)，境外金融機構(gòu)僅占18.5% ，這與海外并購中的境外融資比例基本吻合。因此，企業(yè)對外直接投資實際上面臨的是融資難的問題，利率高低的影響反而非常有限，這也說明國內(nèi)的利率市場化改革仍任重道遠。此外更重要的是，貨幣互換在實際中很少發(fā)生且也未必應(yīng)用到投資中，因此事實上并不能通過影響利率達到促進OFDI的作用。

表6 中介效應(yīng)檢驗

七、結(jié)論

隨著全球化進程的不斷推進，貨幣互換這一金融衍生工具已成為各國緩解流動性緊缺，維護金融穩(wěn)定和促進投資的重要合作方式。目前我國已陸續(xù)與36個國家和地區(qū)簽訂了貨幣互換協(xié)議，總規(guī)模超過11萬億元人民幣。本文基于2003年到2018年我國對外直接投資的169個國家的面板數(shù)據(jù)對我國貨幣互換協(xié)議的投資效應(yīng)進行了經(jīng)濟學(xué)分析，采用多期雙重差分法和基于傾向得分匹配的雙重差分法，克服了樣本選擇偏差和內(nèi)生性問題，保證了文章結(jié)論的穩(wěn)健性。本文得到以下結(jié)論：(1)我國貨幣互換協(xié)議的簽訂能夠促進我國的OFDI。(2)預(yù)期匯率風(fēng)險是貨幣互換協(xié)議促進我國OFDI的重要影響機制，中介傳導(dǎo)而非調(diào)節(jié)效應(yīng)是主要影響渠道。這一渠道顯著促進了我國OFDI投資規(guī)模，但對投資密集度的促進作用不顯著。

本研究表明，貨幣互換協(xié)議通過合約使匯率固定下來，充當(dāng)了類似匯率目標(biāo)區(qū)的角色，通過直接改變預(yù)期有效降低了匯率預(yù)期水平偏離風(fēng)險；同時兩國進行貨幣互換能夠擺脫對第三國貨幣的依賴，降低匯率預(yù)期波動風(fēng)險。另外，協(xié)議以固定的匯率進行互換為兩國匯率市場環(huán)境的穩(wěn)定提供保障，減少了企業(yè)投資的決策時間和成本，提高投資者信心和投資積極性，從而有利于我國OFDI水平的提高。此外，由于人民幣離岸市場不發(fā)達、企業(yè)對外投資面臨融資難問題，以及互換協(xié)議啟用較少等原因，貨幣互換通過降低利率促進我國OFDI的渠道不成立。本研究為更好地理解貨幣互換協(xié)議與我國OFDI的關(guān)系提供了新的證據(jù)。在全球化反復(fù)、停滯甚至出現(xiàn)一定程度逆轉(zhuǎn)的形勢下，我國與更多國家簽訂貨幣互換協(xié)議是推動人民幣國際化的重要環(huán)節(jié)，人民幣在世界范圍內(nèi)的廣泛使用不僅能促進我國對外投資的發(fā)展、暢通國內(nèi)國外雙循環(huán)，也將推動建立更加公正合理、符合各方利益的國際經(jīng)濟秩序。