趙君麗，丁潔麗

（東華大學(xué) 旭日工商管理學(xué)院，上海 200051）

關(guān)鍵字：紡織產(chǎn)業(yè)；對(duì)外直接投資；貨幣因素；灰色關(guān)聯(lián)度模型

引言

紡織產(chǎn)業(yè)是全球化程度最高的產(chǎn)業(yè)之一，我國紡織產(chǎn)業(yè)也是走出去最多的產(chǎn)業(yè)之一，據(jù)商務(wù)部統(tǒng)計(jì)，截止到2017年12月末，我國紡織企業(yè)在境外設(shè)立的投資分支機(jī)構(gòu)已有2000 余家，并且對(duì)外直接投資(OFDI)規(guī)模達(dá)到8.3 億美元。我國紡織產(chǎn)業(yè)對(duì)外直接投資過程中，存在融資難和融資成本高的問題，受到金融機(jī)構(gòu)的貸款利率的約束(李超,2006)[1]。

可貸資金理論認(rèn)為，利率是借貸資金的價(jià)格，即對(duì)外投資時(shí)籌集資金的成本，利率上升會(huì)使得投資成本上升，從而會(huì)減少對(duì)外投資額(約翰·梅納德·凱恩斯，1983；王曉博，2002)[2][3]。貨幣因素中的人民幣匯率(Blonigen，1997；張純威、石巧榮，2016；田巍、余淼杰，2017)、金融機(jī)構(gòu)的貸款利率(Keynes,J.M,1930；王曉博，2002；潘益興，2010)、通貨膨脹率(溫磊，2013)、貨幣供應(yīng)量(李超、周誠君，2008；王曉博，2002)，以及外匯儲(chǔ)備水平(王英、劉思峰，2008；李京文、李洪英，2015；楊連星、張梅蘭,2019)均會(huì)對(duì)OFDI 產(chǎn)生影響。本文選取相應(yīng)的測量指標(biāo)：人民幣匯率、金融機(jī)構(gòu)年貸款法定基準(zhǔn)利率、居民的消費(fèi)價(jià)格指數(shù)、貨幣供應(yīng)量、外匯儲(chǔ)備，通過灰色關(guān)聯(lián)度模型篩選出強(qiáng)關(guān)聯(lián)因素，進(jìn)行回歸分析，并根據(jù)回歸結(jié)果提出提高我國紡織產(chǎn)業(yè)對(duì)外直接投資規(guī)模的政策建議。

本文與現(xiàn)有文獻(xiàn)的不同之處是：第一，本文基于投資國的貨幣因素視角分析其對(duì)紡織產(chǎn)業(yè)OFDI 的影響，我國紡織產(chǎn)業(yè)是傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)和民生產(chǎn)業(yè)的代表，市場化程度高，民營企業(yè)多，實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)紡織產(chǎn)業(yè)OFDI 的規(guī)模很大一部分受到融資成本的影響，本文的分析對(duì)金融支持民營經(jīng)濟(jì)、金融服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。第二，實(shí)證方法上，在建立回歸模型前，本文運(yùn)用灰色關(guān)聯(lián)度模型篩選出強(qiáng)關(guān)聯(lián)度因素。

一、研究假設(shè)

國內(nèi)外學(xué)者在研究匯率變化對(duì)OFDI 的影響結(jié)果主要有以下三種結(jié)論：一是人民幣匯率水平與OFDI正相關(guān)(田巍、余淼杰，2017)[4]。二是人民幣匯率水平與OFDI 負(fù)相關(guān)(張純威、石巧榮,2016)[5]。三是人民幣匯率水平與OFDI 在不同時(shí)期存在不同的關(guān)系(Blonigen，1997)[6]。本文以我國的人民幣匯率(年均價(jià))作為解釋變量之一，來考察我國紡織產(chǎn)業(yè)OFDI 與人民幣匯率變化之間的關(guān)系，并提出假設(shè)1。

假設(shè)1：人民幣匯率對(duì)我國紡織產(chǎn)業(yè)OFDI 有顯著性影響且為正相關(guān)。

多數(shù)學(xué)者認(rèn)為金融機(jī)構(gòu)的貸款利率對(duì)OFDI 有顯著性影響(潘益興，2010)[7]，且可貸資金理論認(rèn)為，利率是借貸資金的價(jià)格，即對(duì)外投資時(shí)籌集資金的成本，利率上升會(huì)使得投資成本上升，從而減少對(duì)外投資額(王曉博，2002)。Keynes(1930)認(rèn)為是否進(jìn)行投資，取決于新投資的預(yù)期利潤率與利率的關(guān)系，當(dāng)前者大于后者時(shí)，投資是值得的，反之是不值得的，即投資是利率的減函數(shù)[8]。本文以金融機(jī)構(gòu)年貸款法定基準(zhǔn)利率表示借貸資金的價(jià)格，來考察我國紡織產(chǎn)業(yè)OFDI 與金融機(jī)構(gòu)貸款利率之間的關(guān)系，并提出假設(shè)2。

假設(shè)2：金融機(jī)構(gòu)的貸款利率對(duì)我國紡織產(chǎn)業(yè)OFDI 有顯著性影響且為負(fù)相關(guān)。

溫磊(2013)通過實(shí)證研究證明了通貨膨脹率的上升會(huì)提高我國對(duì)外直接投資的規(guī)模[9]。本文選用居民的消費(fèi)價(jià)格指數(shù)表示我國的通貨膨脹率，來考察我國紡織產(chǎn)業(yè)OFDI 與通貨膨脹率之間的關(guān)系，并提出假設(shè)3。

假設(shè)3：通貨膨脹率對(duì)我國紡織產(chǎn)業(yè)OFDI 有顯著性影響且為正相關(guān)。

近年來，我國為刺激投資和消費(fèi)，采用穩(wěn)健的貨幣政策，貨幣市場資金存在供過于求的現(xiàn)象，使得作為資金價(jià)格的利率呈下降狀態(tài)(李超、周誠君,2008)[10]，從而促進(jìn)了OFDI 的規(guī)模(王曉博,2002)。本文選取貨幣供應(yīng)量作為解釋變量之一，來考察我國紡織產(chǎn)業(yè)OFDI 與貨幣供應(yīng)量之間的關(guān)系，并提出假設(shè)4。

假設(shè)4：貨幣供應(yīng)量對(duì)我國紡織產(chǎn)業(yè)OFDI 有顯著性影響且為正相關(guān)。

外匯儲(chǔ)備是指為了應(yīng)付國際支付的需要，各國所集中掌握的外匯資產(chǎn)。外匯儲(chǔ)備是一國經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定發(fā)展的重要保證(羅素梅、周光友、曾瑤,2017)[11]，是發(fā)生金融危機(jī)時(shí)的自我保險(xiǎn)(Ronald U Mendoza,2003)[12]。多數(shù)學(xué)者認(rèn)為外匯儲(chǔ)備與對(duì)外直接投資正相關(guān)(王英、劉思峰，2008；李京文、李洪英，2015；楊連星、張梅蘭，2019)[13～15]。當(dāng)前我國是最大的外匯儲(chǔ)備國(祝國平、付瓊、王雨薇，2018)[16]，而外匯儲(chǔ)備規(guī)模過度論認(rèn)為，過度積累外匯儲(chǔ)備，會(huì)削弱央行貨幣政策效果，并在實(shí)體經(jīng)濟(jì)領(lǐng)域造成產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)失衡和資源配置扭曲，給本國居民福利帶來損失，造成經(jīng)濟(jì)內(nèi)部的結(jié)構(gòu)性失衡(張曙光、張斌，2007)[17]，從而不利于促進(jìn)對(duì)外直接投資。本文選用我國的外匯儲(chǔ)備作為解釋變量之一，來考察我國紡織產(chǎn)業(yè)OFDI 與外匯儲(chǔ)備之間的關(guān)系，并提出假設(shè)5。

假設(shè)5：外匯儲(chǔ)備對(duì)我國紡織產(chǎn)業(yè)OFDI 有顯著性影響且為正相關(guān)。

二、貨幣因素與紡織產(chǎn)業(yè)OFDI 的灰色關(guān)聯(lián)度分析

（一）指標(biāo)選取與數(shù)據(jù)來源

通過文獻(xiàn)分析和理論分析，確定以下指標(biāo)來衡量貨幣因素對(duì)我國紡織產(chǎn)業(yè)OFDI 影響，根據(jù)數(shù)據(jù)的可獲得性和完整性，選取2003-2017年15 個(gè)樣本數(shù)據(jù)。

表1 指標(biāo)選取與數(shù)據(jù)來源

（二）灰色關(guān)聯(lián)度模型的構(gòu)建

通過灰色關(guān)聯(lián)度模型(劉新梅、徐潤芳、張若勇，2008)[18]測算各個(gè)自變量與因變量之間的關(guān)聯(lián)度，篩選出強(qiáng)關(guān)聯(lián)度因素進(jìn)行回歸分析，從而為了避免回歸模型引入無關(guān)的或者關(guān)聯(lián)度較低的解釋變量。

第一步，根據(jù)原序列，計(jì)算初值像。

第二步，求絕對(duì)值序列。

第四步，求關(guān)聯(lián)系數(shù)。

第五步，計(jì)算灰色關(guān)聯(lián)度。

（三）灰色關(guān)聯(lián)度結(jié)果及分析

表2 貨幣因素與紡織產(chǎn)業(yè)OFDI 的灰色關(guān)聯(lián)度

在分辨系數(shù)ρ=0.5的條件下，若灰色關(guān)聯(lián)度γ ≥0.5接近于1，則兩者的關(guān)聯(lián)性強(qiáng)；若灰色關(guān)聯(lián)度γ ＜0.5接近于0，則兩者的關(guān)聯(lián)性弱(田民、劉思峰、卜志坤,2008)[19]。從表2可知，這五種貨幣因素與紡織產(chǎn)業(yè)OFDI 的灰色關(guān)聯(lián)度均大于0.5 接近于1，則這五種貨幣因素與紡織產(chǎn)業(yè)OFDI 都具有強(qiáng)關(guān)聯(lián)性。

三、貨幣因素對(duì)紡織產(chǎn)業(yè)OFDI 影響的實(shí)證分析

（一）回歸模型的設(shè)定

通過灰色關(guān)聯(lián)度分析，得到了影響我國紡織產(chǎn)業(yè)對(duì)外直接投資的五種強(qiáng)關(guān)聯(lián)性因素，并建立多元回歸模型。為了消除回歸模型的異方差性，對(duì)所有變量進(jìn)行取對(duì)數(shù)化處理，則我國紡織產(chǎn)業(yè)對(duì)外直接投資的回歸模型為：

（二）回歸結(jié)果及分析

根據(jù)數(shù)據(jù)的可獲得性和完整性，選取2003-2017年15 個(gè)樣本數(shù)據(jù)，運(yùn)用普通最小二乘法和Eviews 軟件得到回歸結(jié)果如下：

表3 回歸結(jié)果

由回歸結(jié)果可以看出，R2=0.8658、=0.7913，說明模型擬合效果較好，解釋變量可以解釋大部分我國紡織產(chǎn)業(yè)的對(duì)外直接投資的變動(dòng)原因。在5%的顯著性水平下，F(xiàn)=11.6151（對(duì)應(yīng)的P 值為0.0010），說明所設(shè)立的模型在總體上是成立的。但各解釋變量回歸系數(shù)的t 檢驗(yàn)不顯著，表明模型可能存在多重共線性。

表4 各解釋變量的相關(guān)系數(shù)表

通過表4可以看出，ln EXR、ln FER、lnM間存在高度相關(guān)性。

（三）逐步回歸法

下面采用逐步回歸法剔除引起多重共線性的變量。首先分別做lnOFDI關(guān)于ln EXR、ln CPI、ln IR、ln FER、ln M的回歸，發(fā)現(xiàn)ln OFDI關(guān)于ln M的回歸的可決系數(shù)最大，且通過了t 檢驗(yàn)?，F(xiàn)將其他解釋變量分別引入，尋找最佳回歸方程。

表5 逐步回歸結(jié)果

表6 剔除引起多重共線性的變量后的回歸結(jié)果

由回歸結(jié)果可以看出：R2=0.8388、=0.8119，說明模型擬合效果較好，Prob(F-statistic)= 0.000018則方程總體性顯著，在10%的顯著性水平下，截距項(xiàng)和解釋變量的回歸系數(shù)均通過了t 檢驗(yàn)。運(yùn)用逐步回歸法，得到了最優(yōu)回歸模型，如式7 所示：

（四）D.W.檢驗(yàn)和RESET 檢驗(yàn)

D.W.檢驗(yàn)法是杜賓和瓦森提出的一種檢驗(yàn)序列自相關(guān)的方法(J.Durbin and G.S.Watson,1950；J.Durbin and G.S.Watson,1951)。

一階自相關(guān)的形式為：

原假設(shè)：H0:ρ=0，即μ不存在一階自回歸，構(gòu)造如下統(tǒng)計(jì)量：

根據(jù)樣本容量T 和解釋變量的數(shù)目K 查D.W.分布表，得到臨界值d=0.95，d=1.54，而d＜D.W.=2.007208 ＜4-d，接受原假設(shè)，故最優(yōu)回歸模型(式7)不存在序列自相關(guān)。

剔除了引起多重共線性的解釋變量后，通過RESET 檢驗(yàn)證明模型是否存在設(shè)定偏誤(皮天雷，2009)[20]，檢驗(yàn)結(jié)果如下表：

表7 RESET 檢驗(yàn)結(jié)果

在5%顯著性水平下，F(xiàn) 值為0.053530（對(duì)應(yīng)的P 值為0.821278），則不拒絕原模型與引入新變量的模型可決系數(shù)無顯著差異的假設(shè)，表明最優(yōu)回歸模型(式7)不存在設(shè)定偏誤。

（五）實(shí)證結(jié)果分析

由表6回歸結(jié)果顯示，金融機(jī)構(gòu)年貸款法定基準(zhǔn)利率的回歸系數(shù)顯著且符號(hào)為負(fù)，說明金融機(jī)構(gòu)的貸款利率與我國紡織產(chǎn)業(yè)對(duì)外直接投資負(fù)相關(guān)，實(shí)證結(jié)果與假設(shè)2 一致，且符合可貸資金理論；貨幣供應(yīng)量的回歸系數(shù)顯著且符號(hào)為正，說明我國現(xiàn)階段的貨幣供應(yīng)量對(duì)我國紡織產(chǎn)業(yè)對(duì)外直接投資具有促進(jìn)作用，實(shí)證結(jié)果與假設(shè)4 一致；而人民幣匯率、居民的消費(fèi)價(jià)格指數(shù)以及外匯儲(chǔ)備對(duì)我國紡織產(chǎn)業(yè)對(duì)外直接投資的影響不顯著，實(shí)證結(jié)果與假設(shè)1、假設(shè)3 和假設(shè)5 不一致。

四、結(jié)論與建議

（一）結(jié)論

根據(jù)實(shí)證分析得出：第一，我國金融機(jī)構(gòu)的貸款利率對(duì)我國紡織產(chǎn)業(yè)OFDI 有顯著的負(fù)向影響，說明融資成本能夠抑制我國紡織產(chǎn)業(yè)OFDI 規(guī)模的擴(kuò)大。第二，我國的貨幣供應(yīng)量對(duì)我國紡織產(chǎn)業(yè)OFDI 有顯著的正向影響，說明我國現(xiàn)階段的貨幣供給狀況有利于促進(jìn)我國紡織產(chǎn)業(yè)OFDI 的規(guī)模的擴(kuò)大。第三，人民幣匯率、通貨膨脹率以及外匯儲(chǔ)備對(duì)我國紡織產(chǎn)業(yè)OFDI 的影響不顯著。

（二）建議

第一，金融應(yīng)更好地服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)，定向降低貸款利率。實(shí)證結(jié)果表明，我國紡織產(chǎn)業(yè)對(duì)外直接投資的規(guī)模受到金融機(jī)構(gòu)貸款利率很大的約束，所以提出金融應(yīng)更好地服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)，可以通過對(duì)企業(yè)定向降低貸款利率(郭豫媚、戴賾、彭俞超,2018)[21]，提供更好的金融服務(wù)，減少企業(yè)對(duì)外直接投資的成本，有助于企業(yè)的快速發(fā)展，提高對(duì)外直接投資規(guī)模。

第二，拓寬企業(yè)的融資渠道。可以通過降低企業(yè)在新三板、創(chuàng)業(yè)板等板塊的上市融資門檻，支持私募股權(quán)基金、信托、銀行理財(cái)、風(fēng)險(xiǎn)投資的發(fā)展，給企業(yè)提供更多的融資渠道，降低企業(yè)的融資成本(呂勁松,2015)[22]，從而促進(jìn)企業(yè)對(duì)外直接投資。

第三，采用穩(wěn)健的貨幣政策，提供穩(wěn)定的貨幣供應(yīng)量。通過實(shí)證分析得出，我國紡織產(chǎn)業(yè)對(duì)外直接投資規(guī)模與我國貨幣供應(yīng)量正相關(guān)，凱恩斯的流動(dòng)性偏好理論認(rèn)為貨幣供給是由中央銀行決定的(約翰·梅納德·凱恩斯，1983)[2]，所以中央銀行可以繼續(xù)采取穩(wěn)健的貨幣政策，保持貨幣供應(yīng)量的穩(wěn)定，有利于我國紡織產(chǎn)業(yè)對(duì)外直接投資規(guī)模的進(jìn)一步擴(kuò)大。