市场一体化、汇率变动与长三角对外开放模式选择

金泽虎 张 萌

(安徽大学 经济学院,安徽 合肥230601)

《中华人民共和国国民经济和社会发展第十四个五年规划和2035年远景目标纲要》提出,要“坚持稳中求进工作总基调……加快构建以国内大循环为主体、国内国际双循环相互促进的新发展格局”。新发展格局的推进意味着高水平的对外开放,我国对外开放的重要渠道离不开贸易与投资,然而汇率作为连接国内与国外经济的重要桥梁,是影响贸易与投资的重要因素。稳定的汇率政策,有助于跨境资本流动,进而推动贸易与投资。因此,应加强预期管理,保持人民币汇率在合理均衡水平上的基本稳定,为新发展格局和高水平的对外开放模式奠定基础。当今世界正经历百年未有之大变局,国际环境日趋复杂,经济全球化进程中的不稳定和不确定性因素有明显增加趋势。为缓解美国国内的严重通胀,美联储连续大幅加息,美国激进的货币政策祸及外汇市场,美元兑人民币汇率自2022年4月起出现了大幅升值,当年9月美元兑人民币汇率正式突破7.0整数关口,直至9月26日美元兑人民币汇率中间价达到了7.2555的峰值,随后略有缓和,但仍保持在7.0之上。另一轮是2022年8月中旬至9月末,美元兑人民币汇率中间价从6.7上移至7.25的高点。人民币的被动贬值意味着其他条件不变的情况下,相同一单位人民币换取他国货币或货物的能力下降了,同时也意味着我国乃至地区企业出口和对外直接投资(OFDI)都受到了不同程度的影响。

长三角作为我国经济发展最活跃、开放程度最高、创新能力最强的区域之一,也是“一带一路”与长江经济带的重要交汇地带,对于我国经济发展起着“压舱石”的作用。2022上半年,长三角进出口总额7.14万亿元,同比增长9.3%,6月对全国外贸增长的贡献率近四成(1)严曦梦:《上半年长三角进出口增长9.3% 6月对全国外贸增长贡献率近四成》,《上海证券报》2022年7月14日,第2版。。党中央推进长三角一体化发展是实现“两个一百年”奋斗目标的重要战略之一,有重大的历史和现实意义,有利于加快长三角成为高质量发展示范区的步伐,提升长三角在世界经济格局中的能级和水平,引领我国参与全球合作和竞争。汇率作为资本在国际市场流动的重要价格信号,对长三角的对外开放模式也有着重要的影响。本文可能的边际贡献在于:一是在研究视角上以人民币汇率变动为切入点,探讨人民币汇率变动与长三角地区出口和OFDI的关系;二是在研究内容上,揭示人民币汇率变动与长三角地区出口和OFDI的直接效应及市场一体化对汇率变动与出口、OFDI之间的动态调节效应;三是进一步通过异质性分析,考察不同地区人民币汇率变动对出口和OFDI的影响及市场一体化的调节效果。

一、文献回顾

市场一体化作为汇率变动与长三角贸易和投资关系的重要影响机制,已得到学界的较多关注。对长三角一体化的研究集中在发展历程上,其概念可以追溯到20世纪80年代。改革开放以来,长三角一体化的概念和空间范围在不断地调整和发展,主要经历了四个发展阶段:一是1982—1984年的“上海经济区”阶段;二是1990年上海建立浦东开发区后,上海浦东进入要素合作阶段;三是 21世纪后,进入了以政府为主体的制度对接阶段;四是高质量发展阶段,在2018年首届“中国国际进口博览会”的开幕式上,习近平总书记宣布:“支持长江三角洲区域一体化发展并上升为国家战略。”(2)《习近平出席首届中国国际进口博览会开幕式并发表主旨演讲》,《人民日报》2018年11月6日,第1版。此后,有关长三角一体化高质量发展的研究如雨后春笋般涌现,主要观点如下。一是长三角一体化发展需要地方政府统筹,如唐亚林(2019)认为,为加速长三角一体化,有必要借助中央的行政力量或在省级政府之上建立超级地方政府进行统筹(3)唐亚林:《“都带融合发展战略”:新时代长江三角洲区域一体化的战略选择》,《南京社会科学》2019年第5期,第85-94页。。二是城市群在一体化发展过程中起着举足轻重的作用,如洪银兴等(2018)提出在新一轮科技革命机遇下,长三角地区应把握发展机会,形成世界级城市群,并作为枢纽平台支撑“一带一路”与长江经济带发展,具体可以通过共建国家战略项目推进长三角一体化发展(4)洪银兴、王振、曾刚等:《长三角一体化新趋势》,《上海经济》2018年第3期,第122-148页。。三是加速一体化发展在不同层次上需要不同的发展策略,如张学良等(2021)认为,进入一体化发展新阶段,长江三角洲地区在空间上更注重点、线、面相结合,在规划上更重视跨行政区的功能规划,在理念上更强调以人民为中心(5)张学良、吴胜男、许基兰:《基于企业联系的长三角城市网络结构演变研究》,《南通大学学报(社会科学版)》2021年第5期,第33-42页。。四是构建综合评价指标体系,对长三角一体化总体水平进行评析,如王雪微等(2020)从经济、社会、科教、设施、环境五个维度构建城市发展质量评价指标体系,定量测度城市发展质量,对比分析长三角一体化发展趋势,认为长三角城市发展质量呈现非均衡性,区域一体化仍存在“东强西弱”的空间分布态势(6)王雪微、范大龙:《长三角城市群城市发展质量测度及时空演变格局》,《人文地理》2020年第6期,第85-94页。。

梳理有关汇率变动对出口贸易和OFDI影响的文献发现,汇率变动对于贸易和投资的影响可以从两个方面考虑:一个是汇率水平变动,另一个是汇率波动,前者用来描述货币的升值或贬值,后者则表示汇率在一段时间内的波动程度。从汇率水平变动上来看,大多数文献支持汇率升值对出口的正面影响。王小雪等(2018)(7)王小雪、王艳芳:《人民币汇率变动的直接出口效应与间接收入效应——来自“一带一路”沿线国家面板数据的福利分析》,《国际贸易问题》2018年第9期,第134-144页。、吴功亮等(2020)(8)吴功亮、林汉川、蔡悦灵等:《汇率变动、融资约束与多产品企业出口行为研究——基于生产分割视角的考察》,《国际贸易问题》2020年第7期,第144-158页。认为,人民币汇率上升使得出口产品价格下降,从而对出口贸易产生有利影响。从汇率波动上来看,汇率波动对出口贸易的影响主要分为促进作用和抑制作用,如:Hwang等(2005)认为汇率波动对出口呈现促进作用(9)Hwang H D,Lee J W,Exchange Rate Volatility and Trade Flows of the UK in 1990s,International Area Review,2005,No.1,pp.173-182.;许家云等(2017)通过对中间品进口和企业出口质量的分析,认为汇率波动会抑制出口(10)许家云、毛其淋、胡鞍钢:《中间品进口与企业出口产品质量升级:基于中国证据的研究》,《世界经济》2017年第3期,第52-75页。。也有研究认为,汇率波动对出口的影响不能一概而论,如:陈云等(2008)认为,汇率的波动对不同国家贸易情况的影响具有异质性(11)陈云、何秀红:《人民币汇率波动对我国HS分类商品出口的影响》,《数量经济技术经济研究》2008年第3期,第43-54页。;黄锦明(2010)认为,汇率波动对出口贸易的影响在长短期内有着不同结果(12)黄锦明:《人民币实际有效汇率变动对中国进出口贸易的影响——基于1995—2009年季度数据的实证研究》,《国际贸易问题》2010年第9期,第117-122页。。

有关汇率变动对OFDI的影响,也可以从水平变动、波动两方面来探讨。首先,汇率水平变化的影响。从母国货币贬值对OFDI产生显著抑制作用来看,主要形成了两种结论:一是相对成本论,如Cushman(1985)提出,母国货币贬值意味着东道国货币的升值,增大了母国在东道国投资建厂的成本,因此不利于母国对外直接投资(13)Cushman D,Real Exchange Rate Risk, Expectations and the Level of Foreign Direct Investment, Review of Economics and Statistics, 1985, No.2, pp.297-308.。二是相对财富论,如:Froot等(1991)提出,母国货币贬值,以母国货币计价的财富会减少,因此母国投资者的投资动力会被打击(14)Froot K,Stein J,Exchange Rates and FDI: An Imperfect Capital Markets Approach,Quarterly Journal of Economics,1991,No.4,pp.1191-1217.;于津平(2007)从OFDI的目的划分,认为东道国货币的升值抑制该国资源导向型投资,而促进该国市场导向型投资(15)于津平:《汇率变化如何影响外商直接投资》,《世界经济》2007年第4期,第54-65页。;周华(2007)则认为,汇率变化对不同类型的OFDI有不同的影响,东道国货币贬值是否有利于吸引FDI取决于该国 FDI是以水平型为主还是以垂直型为主(16)周华:《汇率波动对外商直接投资的影响——基于知识资本模型从产业角度的实证检验》,《数量经济技术经济研究》2007年第4期,第53-64页。。以上研究都是从宏观角度分析汇率水平变动对OFDI的影响。另一些研究采用微观异质企业投资理论的角度,如田巍等(2017)认为,东道国货币升值减少国外对了该国生产性的投资,增加了贸易服务型投资(17)田巍、余淼杰:《汇率变化、贸易服务与中国企业对外直接投资》,《世界经济》2017年第11期,第23-46页。。其次,有关汇率波动对OFDI的影响,学界没有一致结论。综上,可以归结为两派。一派指灵活生产论。以灵活生产理论为代表的大多数研究认为,汇率波动对OFDI存在促进作用(18)Kasman A,Kasman S,Exchange Rate Uncertainty in Turkey and Its Impact on Export Volume, Metu Studies in Development, 2005, No.6, pp.41-58.(19)Baum C F,Caglayan M,On the Sensitivity of the Volume and Volatility of Bilateral Trade Flows to Exchange Rate Uncertainty,Journal of International Money and Finance, 2010, No.1, pp.79-93.。当汇率波动加大时,企业出口则面临了更大的风险,因此会选择OFDI替代出口。另一派指风险规避论。与灵活生产论相反,以风险规避论为代表的大多数研究认为,汇率波动对OFDI有抑制作用。当汇率波动加大时,企业会因为面临更大的投资风险和不确定性,从而减少对外直接投资(20)Campa J M,Entry by Foreign Firms in the United States under Exchange Rate Uncertainty,Review of Economics and Statistics, 1993, No.4, pp.614-622.(21)毛日昇:《人民币汇率与中国 FDI 流入:基于双边的视角》,《经济与管理评论》2015年第4期,第93-105页。。

综上可以发现,关于汇率变动对出口和OFDI的影响,国内外学者主要从汇率水平变动及波动两个方面分别探讨对出口和OFDI的影响,在研究层面上也主要分国家宏观层面到异质企业微观层面。总的来说,以往研究的特点可以概括为以下三点:一是从研究的内容上来看,现有文献注重汇率变动对OFDI和出口的独立影响,而缺乏研究汇率变动对ODFI和出口的协同作用;二是从研究的层次上来说,大多数研究建立在宏观的国家层面上,缺乏汇率波动对微观企业OFDI和出口类型的影响研究;三是缺乏对新兴经济体的研究,在党的二十大报告提出长三角一体化是实现“两个一百年”奋斗目标的重大战略之一,要推进长三角成为高质量发展示范区,引领我国深度参与全球合作与竞争的背景下,鲜有论文从汇率变动角度研究长三角地区的出口和OFDI跨国路径选择。基于此,本文将视角聚焦长三角地区,基于汇率变动对长三角出口和OFDI的影响,进一步探究一体化进程如何调节汇率变动对出口和OFDI的影响。

二、 研究设计

为了研究汇率变动对长三角对外贸易与投资的影响及市场一体化在其中的影响机制,本文做出如下研究设计:首先提出研究的机理与假设,其次构建研究的计量模型,然后根据构建的模型选取被解释变量、核心解释变量以及控制变量,最后对选取的各类变量进行数据来源的说明和描述性统计的分析。

(一)研究机理与假设

1.汇率变动对长三角对外开放模式选择的静态影响。人民币被动贬值使得长三角城市出口与对外直接投资产生互补效应。人民币贬值对于长三角提升出口的影响可以从两个视角分析:一是以外币表示的出口产品价格保持不变,而以本币表示的出口产品的价格上升,此时出口量不会发生改变,但是出口产品的利润上升,相对地当以本币表示的出口产品价格不变,而以外币表示的出口产品价格下降,出口产品数量因此受到影响;二是从成本方面分析,在马歇尔·勒纳弹性条件成立的基础上,一国货币升值会增加该国出口贸易的成本,因而人民币贬值条件下,长三角出口贸易的成本下降,有利于长三角对外贸易发展。综合上述两种情况,人民币被动贬值将拉动长三角出口增长。

本币贬值通过两个途径对长三角OFDI产生影响。一是通过影响其相对财富作用于OFDI。具体而言,东道国货币升值,以东道国货币标价的产品价格提高,相应地提高了以外币衡量的跨国公司的收益。二是通过购买力对长三角各城市对外投资产生影响。东道国货币升值,表示母国因为东道国市场规模的相对扩大而增加面向东道国市场的生产,进而扩大了OFDI的规模。基于以上分析,提出如下假说:

H1:人民币贬值有利于长三角城市出口和OFDI。

2.长三角高质量一体化进程对其开放模式选择的动态影响。高质量的一体化进程能够降低要素跨区流动和跨区协作的成本,并且深化各个地区的分工。分工深化影响汇率对OFDI的效应体现在以下两个方面。从成本层面来看,提高市场一体化水平可以使特定环节的专业化生产比整体产品的生产更具优势。根据小规模技术理论,发展中国家跨国企业的比较优势来源于较低的生产成本。然而,长三角各城市之间发展差距较大,可能存在地区垄断,导致分工不明确、不合理,从而降低了生产效率。另外,在汇率变动的背景下,长三角地区实施一体化更加注重OFDI成本增长的风险,从而限制了对OFDI的促进作用。从规模经济层面来看,市场一体化意味着产出规模的增加,从而产生规模经济效应。传统的规模经济理论认为,发展中国家OFDI必须具有垄断优势,而长三角区域内各城市的经济发展水平存在差异,具有垄断优势的企业较少。这一因素制约了汇率变动对长三角OFDI的促进作用。

除此之外,长三角地区高质量的一体化发展为地区带来了巨大的规模经济效益。一体化发展推动了区域内部打破行政垄断和地方封锁,促进了企业联合兼并,规范了市场行为。这使得那些生产规模小、效率低、布局不合理的企业得以转型,并促使传统部门改进技术、提高工艺水平,同时也催生了一批具有国际先进技术的产业,带来了出口创汇。在巨大的规模经济效应中,专业化分工弱化了汇率正常变动对出口的影响。基于以上分析,提出以下假说:

H2:长三角一体化进程不影响人民币贬值对出口的促进作用,约束了人民币贬值对OFDI的促进作用。

(二)计量模型设定

本文主要研究汇率变动对长三角出口、对外直接投资是否具有显著影响,并在此基础上探索市场一体化在其中的影响机制。根据相关文献得知,基本汇率变动、出口和对外直接投资之间存在着双向或多重关系,若采用最小二乘法进行线性回归建模,易出现内生性问题,往往使得结果有偏非一致,因此参考陈琳等(2020)(22)陈琳、高燕丽、王捷:《人民币汇率、进(出)口依存度与对外直接投资》,《财贸研究》2020年第8期,第52-64页。、程显宏等(2023)(23)程显宏、毕鹏、王蒙:《汇率变动、OFDI与出口贸易——中国与欧亚经济联盟经贸关系的经验分析》,《重庆大学学报(社会科学版)》2023年第4期,第33-49页。的研究,结合前文汇率变动对出口和对外直接投资的理论分析,构建如下双向固定效应模型。

lnExtradeit=α0+α1Reert+θXit+φi+γt+εit

(1)

lnOFDIit=β0+β1Reert+θZit+δi+εt+μit

(2)

其中,i表示长三角各城市,t表示年份;lnExtradeit表示长三角部分城市t年出口额;lnOFDIit表示长三角部分城市t年OFDI的中方协议投资额;Reert表示美元兑人民币的年均汇率;X为长三角部分城市出口的控制变量,具体包括t年长三角部分城市的GDP、人均GDP、贸易依存度;φi、γt为相对应的地区和年份固定效应;Z为长三角部分城市对外直接投资额的控制变量,具体包括t年长三角部分城市的市场规模、生活水平、贸易依存度、外商直接投资额;δi、εt为相对应的地区固定效应和年份固定效应。本文对年份固定效应与地区固定效应进行了控制,以提高结论的可靠性。

为了进一步反映长三角市场一体化对汇率变动与出口、OFDI 之间关系的调节作用,在式(1)、式(2)的基础上,设定如下交互项模型。

lnExtradeit=α0+α1Reert+α2Marketit+α3RM+θXit+φi+γt+εitα

(3)

lnOFDIit=β0+β1Reert+β2Marketit+β3RM+θZit+δi+εit+μit

(4)

其中,Marketit表示长三角一些城市t年的市场一体化程度;RM表示汇率变动与市场一体化水平的交互项,以衡量市场一体化水平是否是汇率变动与长三角出口和OFDI之间关系的调节变量。进一步地,若α1和β1显著为正,说明人民币贬值显著促进了出口和OFDI;若显著为负,则说明人民币贬值显著抑制了出口和OFDI。在此基础上,若α1和α3、β1和β3系数均显著,说明市场一体化在汇率变动和出口、汇率变动和OFDI之间均存在调节作用。若α1和α3同号、β1和β3同号,说明市场一体化强化了汇率变动与出口、汇率变动与OFDI之间的关系;若α1和α3异号、β1和β3异号,则说明市场一体化约束了对汇率变动与出口、汇率变动与OFDI之间的关系。

(三)变量选取

1.被解释变量。一是出口贸易额(lnExtrade)。采用2010—2020年长三角41个城市当年出口总额的对数值来表示。二是对外直接投资额(lnOFDI)。采用2010—2020年长三角41个城市对外直接投资的中方协议投资额的对数值来表示。

2.核心解释变量。一是美元兑人民币汇率(Reer)。采用美元兑人民币日汇率计算的年平均汇率,用直接标价法表示。该数值越大,表明人民币汇率越低,人民币越趋向于贬值。美元在国际货币体系中处于中心地位,它不仅是全球通用货币,而且还是各国主要的国际支付手段,各国储备货币也都以美元为基础,因此,本文选取美元兑人民币汇率变动来表示汇率变动。二是市场一体化指数(Market)。本文参考盛斌等(2011)(24)盛斌、毛其淋:《贸易开放、国内市场一体化与中国省际经济增长:1985～2008年》,《世界经济》2011年第11期,第44-66页。、曹春方等(2018)(25)曹春方、张婷婷、刘秀梅:《市场分割提升了国企产品市场竞争地位?》,《金融研究》2018年第3期,第121-136页。的做法,基于分类的CPI,利用价格指数法测得各城市的市场一体化水平,公式如下:

(5)

3.控制变量。控制变量参考相关文献,影响贸易和投资的因素包括各城市市场规模(lnGDP)、各城市生活水平(lnpGDP)、各城市贸易依存度(FTD)、实际使用外资(FDI)、城镇化水平(CITY)。市场规模,以地区生产总值来衡量,市场规模对出口和对外直接投资有重要影响;各城市生活水平,以各城市人均GDP来衡量;各城市贸易依存度,以各城市进出口总额占GDP的比重来衡量,比重越大,说明各城市对对外贸易的依赖程度越高;实际使用外资,以各城市实际利用外资额来衡量;城镇化水平,以各城镇常住人口占常住总人口的比重来表示。

(四)数据说明

选取长三角41个城市2010—2020年的面板数据,对一体化背景下汇率变动与长三角对外贸易和对外直接投资的关系进行研究。关于核心解释变量汇率变动的数据,使用直接标价法下表示的美元兑人民币日汇率计算的年平均汇率来表示,数据来源于前瞻数据库。其他数据来源于中国海关进出口数据库、各城市历年统计年鉴、城市年鉴、城市统计公报、各省统计年鉴。鉴于数据的可得性,被解释变量部分年份缺失的数据,采用线性插值的方式补全。同时,为了避免部分数据异常值或极端值的影响,对数据进行缩尾处理,修正数据中的异常值,提高模型的适应性。另外,为了避免伪回归、消除异方差,在不改变数据的性质及相关性的前提下,为获得平稳数据,对部分数据取对数进行回归。

表1是描述性统计的结果,可以看出,FTD、Market、lnExtrade、lnOFDI、lnGDP、lnpGDP、CITY、FDI的极值之间差距较大,Reer、Rflu的极值之间差距较小,说明长三角地区各个城市在对外贸易依存度、市场一体化程度、出口贸易额、对外直接投资额、市场规模、生活水平、城镇化程度及实际使用外资额上存在显著差异,汇率水平变动及汇率波动在观测期内较稳定。

表1 变量描述性统计

三、 实证分析

基于前文的研究模型,本文的实证分析从基准回归模型开始,对汇率变动与长三角对外贸易和投资的关系以及市场一体化指数在其中的作用进行实证分析。随后,根据前文的基准回归分析结果进行稳健性检验和异质性分析。最后,进一步讨论汇率波动对本研究产生的影响。

(一)基准回归分析

基准回归模型。本文首先对模型进行多重共线性检验。通过计算,方差扩大因子(VIF)均小于3,因此本文所涉及的变量之间不存在多重共线性的问题。为了确定合适的模型,更好地进行实证检验,首先对模型(1)(2)进行Hausman检验,检验结果p值均显著,拒绝使用随机效应模型的原假设,故选择固定效应模型。

从各模型整体结果的R2来看,模型拟合较好。根据计量模型(1)和(2)检验汇率水平变动对长三角各城市对外出口和OFDI的影响,实证结果如表2、表3所示。由表2列(1)可知,汇率水平变动在1%的水平上显著为正,说明人民币贬值促进了长三角地区的出口贸易。这与马歇尔·勒纳弹性条件成立的基础上,汇率贬值降低出口贸易的成本进而促进出口的理论分析一致,表明人民币汇率的被动贬值降低了长三角出口贸易的成本,进而提高出口企业的竞争力,促进长三角出口贸易发展。依次加入控制变量FTD、lnGDP、lnpGDP进行回归,得到表2列(2)—(4)的回归结果,汇率水平变动对出口的影响依旧在1%的显著性水平下为正,说明人民币贬值显著地促进了长三角出口,验证了H1。出口商品价格相对于其竞争对手将更加具有竞争力,可以鼓励更多的海外买家购买本国产品。长三角地区由于地理位置优越及港口和交通基础设施配套完善,出口贸易优势得到了进一步加强。此外,长三角地区的制造业在东南亚等地区的竞争中占有优势,因此当人民币贬值时,其出口商品价格相对于其他国家的竞争对手将更有竞争力,这将进一步促进长三角地区的出口贸易。

表2 基准回归结果(被解释变量lnExtrade)

表3 基准回归结果(被解释变量lnOFDI)

由表3列(1)可知,汇率水平变动在1%的水平下显著为正,说明人民币贬值对长三角OFDI也有显著的促进作用,这与H1的论证结果一致。长三角大部分投资都以市场导向流向了亚洲国家,只有少部分投资以技术导向流向欧美国家,人民币贬值促进了以市场导向为目的的OFDI。依次加入控制变量FDI、CITY、FTD,得到表3列(2)—(4)的结果。通过观察发现,加入控制变量后,汇率变动的系数始终显著为正。

市场一体化的调节效应检验。据上述理论分析可知,市场一体化在汇率变动与出口和对外直接投资之间可能存在一定的调节作用。表2列(5)、表3列(5)报告了市场一体化的调节效应结果。表2列(5)中的交互项系数并不显著,说明市场一体化并不调节人民币贬值对出口的正向作用,验证了H2的分析结果。这是因为长三角城市的市场一体化发展使得区域内部打破了行政垄断和地方封锁,促进了企业联合或兼并,进而使得一些企业改进技术、提高工艺、转型升级,同时也催生了一批具有先进国际技术的产业,带来了出口创汇,形成了巨大的规模经济效益。在这样的背景下,汇率正常变动带来的出口波动也并不显著了。表3列(5)中的交互项系数显著为负,汇率变动的系数显著,说明市场一体化削弱了人民币贬值对OFDI的正向影响,也验证了H2的分析结果。这是因为长三角区域内各城市之间发展差距较大,可能存在地区垄断,导致分工不合理、不明确,另外在汇率变动的背景下,各城市也会做出更为谨慎的对外直接投资选择。

(二)稳健性检验

改变样本周期。本文研究的是2010—2020年汇率变动对长三角对外开放模式的影响,2013年后国家外汇管理局在货物、服务贸易以及外商投资、对外投资等领域启动了一系列改革,例如改革服务贸易外汇管理制度,全面取消服务贸易事前审批,所有业务可以直接到银行办理,大大简化了贸易和投资的支付手续。放宽的政策对贸易和投资都造成了影响,为进一步检验结果的稳健性,将样本周期改为2013—2020年来对结果进行重新检验。回归结果如表4、表5所示。由表4列(1)(2)可以看出,改变时间窗口后,汇率变动对出口影响的系数为0.850,仍然在1%的水平上显著为正,汇率变动与市场一体化指数交互项的系数也仍然并不影响汇率变动对出口的促进作用。由表5列(1)(2)可以看出,汇率变动对OFDI的影响系数为0.472,在5%的水平下显著为正,汇率变动与市场一体化指数交互项的系数也在1%的显著性水平下为负。由此可见,改变样本周期,无论是在汇率变化对出口方面造成的影响,还是对OFDI方面造成的影响,都与前文的论证结果一致。

表4 稳健性检验(被解释变量lnExtrade)

表5 稳健性检验(被解释变量lnOFDI)

剔除省部级城市回归结果。长三角41个城市数据大部分来源于地级市层面,然而省部级城市与地级市在经济发展、对外开放程度、对汇率变动的及时反应程度上都有着较大的差别,为了保证研究结果的稳健性,将样本中的省部级及省会城市(上海、杭州、南京、宁波、合肥)剔除,重新检验汇率变动对长三角对外开放模式的影响,由表4列(3)(4)可知,汇率变动对出口的影响系数为5.584、7.884,均在1%的水平下显著为正,汇率变动和市场一体化指数的交互项系数仍不显著,说明人民币贬值促进了长三角地区的出口贸易,而市场一体化并不影响汇率变动对出口的促进作用,保证了前文论证的稳健性。由表5列(3)(4)可知,汇率变动与OFDI的相关系数分别为5.787、14.520,均在5%的水平下正向显著,汇率变动与市场一体化指数的交互项系数分别为-0.265、-0.179,均负向显著,说明人民币贬值也仍然促进了长三角地区的对外直接投资;交互项系数与汇率变动的系数异号,说明市场一体化水平显著约束了汇率变动对长三角地区对外投资的促进作用,也与前文论证一致。

(三)异质性分析

是否为核心城市。汇率变动对不同城市出口和OFDI的影响存在异质性,本文选取长三角的上海、杭州、南京、宁波、合肥5个省部级城市和省会城市为核心城市,其余36个城市为非核心城市。

是否为核心城市应对汇率变动对出口的异质性。表6模型1展示了汇率变动对核心城市、非核心城市出口的影响和市场一体化指数调节作用。可以看出,在核心城市,汇率变动、交互项的回归系数均不显著,在非核心城市,人民币贬值对出口的回归系数为5.279、7.635,均在10%的显著性水平下促进出口,交互项系数不显著,说明市场一体化并没有调节作用。可能的原因在于,核心城市出口结构相对完善,有完备的汇率变动预警措施,汇率水平变动不是影响其出口的关键因素,而非核心城市依赖传统技术的同时急需扩大出口规模,因此出口受汇率变动的影响较大。

表6 异质性分析(被解释变量lnExtrade)

是否为核心城市应对汇率变动对OFDI的异质性。表7模型1回归结果显示,在核心城市汇率变动对OFDI的影响并不显著,而在非核心城市则显著为正。引入交互项之后,发现市场一体化对核心城市没有调节作用,却显著约束了非核心城市人民币贬值对OFDI的促进作用。主要原因是核心城市市场高度的一体化使得内部贸易与投资结构完善稳固,因此汇率变动时,并不会受到明显影响;非核心城市依赖传统对外投资模式,对外投资结构不完善,汇率变动较为剧烈时,内部市场会受到汇率变动的影响进而阻碍对OFDI的促进作用。

表7 异质性分析(被解释变量lnOFDI)

经济发展程度的异质性。经济发展程度不同的城市对汇率变动的应对速度有差异,因此也会产生差异性的对出口和OFDI的影响。本文选取长三角GDP总量排名前十的城市作为发达的城市,其余城市为欠发达城市。经济发展程度对汇率变动影响出口的异质性。表6模型2回归结果显示,发达城市与欠发达城市的基础回归系数均正向显著,分别为8.906、6.070,发达城市相较于欠发达城市在出口层面对汇率变动的反应速度更快,能够较快地做出调整。交互项系数在发达城市显著为负且汇率变动的系数显著为正,因此发达城市市场一体化指数显著地削弱了汇率变动对出口的正向影响。而在欠发达城市,交互项系数不显著,市场一体化没有起到调节作用。可能的原因在于,发达城市市场一体化程度较高,使得生产主要为了扩大内需,而欠发达城市可能存在地区保护行为,导致一体化实施效果不显著。

经济发展程度对汇率变动影响OFDI的异质性。由表7模型2可以看出,发达城市汇率变动对OFDI的作用并不显著,而在欠发达城市显著为正,说明汇率水平变动并不是影响发达地区OFDI的显著因素。交互项系数在发达城市不显著,而在欠发达城市显著为负。可能的原因在于,发达地区市场一体化水平较高,有较完备的应对汇率变动的预警措施,汇率变动时,市场一体化并不会使得汇率变动对OFDI的影响波动较大。而对于欠发达地区来说,人民币贬值时,对外直接投资以寻求市场为导向流向亚洲周边城市,而因市场一体化形成的规模经济,使生产供内部使用,削弱了对出口的促进作用。

(四)进一步分析——汇率波动的影响

2015年8月11日,中国人民银行对汇率中间价报价机制做出调整。近年来,人民币汇率波动不断加大。如前文所述,汇率波动也会对长三角OFDI和出口产生影响。参考Hericourt等(2013)(26)Hericourt J,Poncet S,Exchange Rate Volatility,Financial Constraints and Trade: Empirical Evidence from Chinese Firms, World Bank Economics Review, 2013, No.3, pp.550-578.计算汇率波动的做法,利用美元兑人民币的月汇率,先计算出12个月的年均汇率,再计算出每年的汇率标准差,公式如下:

(6)

其中,Rflu代表每年的汇率标准差,以此作为汇率的波动指标,rflu数值越大,表明汇率波动幅度越大;Xi为美元兑人民币汇率的月度数据;mean为年度汇率均值。在前文研究汇率变动与出口、OFDI之间关系的计量模型上加入汇率波动指标,并考虑汇率波动与市场一体化的交互项,回归结果如表8所示。

表8 汇率波动对长三角各城市出口和OFDI的影响

由表8列(1)(2)可以看到汇率波动对出口的系数为2.497在10%的显著性水平下为正,加入市场一体化指数并考虑交互项后,汇率波动与出口之间的相关系数为2.892,仍在10%的水平下正向显著,但交互项系数并不显著,说明汇率波动显著促进了长三角城市的出口,市场一体化并不是汇率波动与出口之间的调节因素。由列(3)(4)可以看出,汇率波动对OFDI的系数显著为负,汇率波动显著抑制了长三角城市OFDI,加入市场一体化指数并考虑交互项后,汇率波动的系数由-8.297变为-7.621,均是负向显著的,而交互项系数仍然不显著,说明汇率波动抑制长三角OFDI,市场一体化指数并不调节汇率波动对OFDI的约束作用。由此可见,汇率波动对出口还是OFDI的影响,在加入交互项后,交互项系数均不显著,表明汇率波动对长三角出口带来的正面影响以及OFDI方面造成的负面影响,均与市场一体化没有直接关系。综上,本文的研究结果支持汇率波动的“出口促进论”“对外直接投资抑制论”。一方面,人民币汇率波动的幅度越大,可能导致人民币贬值,使得出口商品价格相对降低,出口商品的国际竞争力提升,扩大了长三角各城市的出口贸易规模,而波动的汇率也带来了跨国投资的风险和投资成本的增加,因此出于风险规避要求,投资者会减少对外投资。与此同时,当汇率波动较大时,风险厌恶型企业会因为面临更大的收益不确定性和投资风险,预期利润降低,从而选择以出口替代投资来规避投资风险,以期获得更大利润。另一方面,长三角地区“走出去”企业尚未形成集聚化的发展优势,境外投资运营模式也有待改进,应对汇率波动的预警措施存在不足,汇率波动无疑给境外的投资运营带来了挑战。

四、研究结论与政策建议

本文构建了汇率变动与出口、对外直接投资的模型,采用长三角2010—2020年41个城市贸易投资的面板数据,实证检验汇率变动对其出口、对外直接投资的影响,得出以下四个研究结论。第一,人民币贬值对长三角出口和对外投资都有促进作用。人民币贬值使得出口产品价格下降,促进了长三角出口。同时,人民币贬值也促进了长三角地区的OFDI,长三角地区对外投资大多以市场为导向,因此在人民币贬值时仍然能够促进其对外投资。从实证分析结果来看,无论是出口还是OFDI,逐步加入控制变量后,其促进作用仍然显著。第二,市场一体化对汇率变动促进出口和OFDI的影响存在不同的调节效应。根据前文的论证结果,市场一体化指数对人民币贬值促进出口的影响结果并不显著,而市场一体化显著约束了人民币贬值对OFDI的促进作用。第三,经过是否为核心城市的异质性检验发现,在核心城市汇率变动并不是显著影响其出口和OFDI的因素,市场一体化无调节作用;经过经济发展程度的异质性检验发现,在发达城市,人民币贬值促进出口而不影响OFDI,市场一体化显著约束人民币贬值对出口的促进作用。而在分析非核心城市和欠发达城市时发现相同性:人民币贬值均显著促进出口和OFDI,市场一体化指数对人民币贬值促进出口无调节作用,而显著约束人民币贬值对OFDI的促进作用;第四,人民币汇率波动显著促进长三角城市出口、抑制OFDI,市场一体化指数对人民币汇率波动促进出口、抑制OFDI方面均未起到调节作用。基于以上研究结论,对长三角对外开放模式提出建议。

(一)建立积极的汇率变动预警措施

首先,从政府角度看,要合理引导市场预期,强化对金融市场的动态监管能力,并根据汇率走势适时启用外汇风险准备金等宏观审慎工具,防止汇率出现持续性的单边走势,有效维持汇率双边波动。当人民币贬值时,相关部门可以提出鼓励出口的措施,推进外循环,扩大出口规模。其次,从企业角度看,应当建立防御汇率变动的风险机制,利用掉期、远期等衍生工具锁定汇率风险敞口,人民币贬值时,侧重对外出口,形成竞争优势,进一步扩大出口规模,形成更高水平出口模式。

(二)建立深度融合的内部大市场

长三角各地区之间要推进形成相互依存、相互补充、相互开放、相互协调的更高层次的市场一体化,逐步形成以分工与协作为基础的规模经济,降低内部大市场的生产成本,在对外开放模式的选择中侧重对外出口。较低的生产成本以及大市场内部充裕的劳动力也能在国际市场上形成竞争优势,抵御汇率变动影响的能力也更强。在深度融合的内部大市场中,市场封锁和地方保护的现象消失,使得商品和要素可以无障碍流通,从而实现资源在大市场内部顺畅流通和优化配置,畅通内循环,因此在对外开放模式的选择中应侧重出口而非OFDI。

(三)发达城市和核心城市在人民币贬值时以出口替代对外投资

完善的内部大市场和较高程度的规模经济,使发达城市和核心城市应对汇率变动时,出口和对外投资选择不同。人民币贬值时,发达城市和核心城市应当深化分工与合作,提高生产效率,扩大生产规模,拓宽海外市场,以出口拉动经济快速增长。发达城市和核心城市要在完善的内部大市场立足内需,生产和经营主要满足内部各地区间的商品和要素流动。在国际形势复杂多变以及汇率无法保持相对稳定时,对外投资面临更大的风险,减少对外投资,不仅能使发达城市和核心城市保持最大利益,还能完善技术和产业供应链、扩大内部需求,释放内部消费空间。

(四)加速非核心城市及欠发达城市内部大市场形成

非核心城市及欠发达城市在市场一体化背景下更应当抓住机遇,加速内部大市场的形成,加快建立统一的市场制度规则,打破地方保护和市场分割,使要素资源在更大范围内畅通,降低市场流通成本。聚焦市场化改革的关键领域和重要环节,发挥各地的比较优势,推进产业链跨区域布局并且维护产业链供应链稳定,协同推进优化营商环境,避免各地非理性竞争,以大市场集聚资源、推动增长、鼓励创新,优化分工与协作,形成规模经济,充分发挥超大规模市场优势,扩大出口,助力建设更高层次的对外开放水平。