李芳 歐陽舒永

摘 ? 要：本文利用26個發(fā)達經(jīng)濟體和15個新興經(jīng)濟體2005—2018年的季度跨國面板數(shù)據(jù)，考察了對外直接投資對一國或地區(qū)資產(chǎn)價格的影響。研究發(fā)現(xiàn)，對外直接投資會對一國或地區(qū)的資產(chǎn)價格產(chǎn)生負向影響，并且不同經(jīng)濟體的對外直接投資對資產(chǎn)價格存在非對稱性影響。新興經(jīng)濟體的對外直接投資對資產(chǎn)價格的負向影響相對更大。進一步的渠道分析發(fā)現(xiàn)，無論是在發(fā)達經(jīng)濟體還是新興經(jīng)濟體中，對外直接投資對一國或地區(qū)資產(chǎn)價格的影響均以直接渠道為主、間接渠道為輔。

關(guān)鍵詞：對外直接投資;資產(chǎn)價格;渠道分析

中圖分類號：F830 ?文獻標識碼：B ?文章編號：1674-2265（2020）10-0003-10

DOI：10.19647/j.cnki.37-1462/f.2020.10.001

一、引言

近三十年來，全球?qū)ν庵苯油顿Y總量大幅增長，2007年其流量超過2萬億美元。受全球經(jīng)濟不景氣的影響，近幾年全球?qū)ν庵苯油顿Y流量持續(xù)下滑，但2018年仍超過1萬億美元，且下滑主要集中于發(fā)達經(jīng)濟體。隨著新興經(jīng)濟體經(jīng)濟實力的增強，以中國為代表的新興經(jīng)濟體的國內(nèi)資本也開始主動流向海外以尋求好的投資機會，優(yōu)化國內(nèi)資源配置。近十幾年來，新興經(jīng)濟體的對外直接投資流量在持續(xù)上升，2018年其規(guī)模達到世界總規(guī)模的30%①。其中，中國對外直接投資規(guī)模可謂是飛速上升，2018年其流量達1430.4億美元，居世界第二位②。在這樣的背景下，對外直接投資對母國和東道國的影響也逐漸增大。對外直接投資不僅會對一國的經(jīng)濟增長產(chǎn)生影響（鄭璇，2014;黃憲等，2019）[1，2]，也可能會對其資產(chǎn)價格產(chǎn)生影響。從本質(zhì)上說，對外直接投資屬于資本流出，但是對外直接投資屬于一國主動輸出資本，與被動型資本流出存在巨大差異。經(jīng)過“金融推動器”的強化作用，被動型資本流出會引起資產(chǎn)價格的下跌（鄭璇，2014）[1]，甚至引發(fā)金融危機，如2001年的阿根廷金融危機。那么，作為主動型資本流出的對外直接投資是否也會對資產(chǎn)價格產(chǎn)生不利影響呢？對外直接投資在發(fā)達經(jīng)濟體和新興經(jīng)濟體中對資產(chǎn)價格的影響是否存在差異呢？對外直接投資又通過什么渠道對資產(chǎn)價格產(chǎn)生影響呢？

目前，學(xué)術(shù)界有關(guān)資本流入對資產(chǎn)價格影響的研究較多，關(guān)于對外直接投資的研究也逐漸增加，但關(guān)于對外直接投資對資產(chǎn)價格影響的研究非常少，總體來說學(xué)術(shù)界對上述幾個問題的研究是不充分的，然而金融市場資產(chǎn)價格的沖擊又是威脅一國金融穩(wěn)定的重要因素。因此，本文將利用跨國面板數(shù)據(jù)研究對外直接投資對一國或地區(qū)資產(chǎn)價格的影響，探究對外直接投資對金融市場的影響，為各國保持金融穩(wěn)定提供新思路。

與現(xiàn)有文獻相比，本文的貢獻和創(chuàng)新主要在于以下幾個方面：第一，本文利用跨國面板數(shù)據(jù)研究了對外直接投資對資產(chǎn)價格的影響，選取股票價格來代表資產(chǎn)價格，能夠較好地反映對外直接投資對資產(chǎn)價格的影響。第二，本文基于非對稱性視角研究了對外直接投資在不同經(jīng)濟體中對資產(chǎn)價格的影響，比較了對外直接投資在發(fā)達經(jīng)濟體和新興經(jīng)濟體的非對稱性影響。第三，本文進一步分析了對外直接投資對資產(chǎn)價格影響的直接渠道和間接渠道。

二、文獻綜述與假設(shè)提出

（一）文獻綜述

目前學(xué)術(shù)界直接研究對外直接投資與資產(chǎn)價格之間關(guān)系的文獻鮮見。與之相關(guān)的文獻主要集中于兩個方面：一是有關(guān)對外直接投資的研究;二是資本流動與資產(chǎn)價格之間關(guān)系的研究。

目前學(xué)術(shù)界有關(guān)對外直接投資的研究主要集中于兩個方面：一是研究對外直接投資的動因或影響因素，如融資約束;二是研究對外直接投資的效用，如對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、經(jīng)濟增長、母國全球價值鏈地位和逆向技術(shù)溢出效應(yīng)等方面的影響。關(guān)于對外直接投資動因或影響因素的研究，Hymer和Stephen（1976）[3]的壟斷優(yōu)勢理論、Kojima和Kiyoshi（1978）[4]的邊際產(chǎn)業(yè)擴張理論等早期對外直接投資理論探討了發(fā)達經(jīng)濟體對外直接投資的動因。張燕和謝建國（2012）[5]認為影響中國制造業(yè)對外直接投資的主要因素是東道國的相對工資水平。楊連星等（2020）[6]研究發(fā)現(xiàn)融資約束會對企業(yè)對外直接投資二元邊際③產(chǎn)生顯著的制約效應(yīng)。關(guān)于對外直接投資的效用研究，李夢溪等（2020）[7]發(fā)現(xiàn)中國對外直接投資會通過貿(mào)易、技術(shù)、資本積累、人力資本來促進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級。鄭璇（2014）[1]研究發(fā)現(xiàn)對外直接投資與國內(nèi)經(jīng)濟增長負相關(guān)，但黃憲等（2019）[2]發(fā)現(xiàn)對外直接投資的大幅增加會促進國內(nèi)經(jīng)濟增長，故對外直接投資對母國經(jīng)濟增長的影響尚無定論。余海燕和沈桂龍（2020）[8]研究發(fā)現(xiàn)發(fā)達國家的對外直接投資能促進母國全球價值鏈地位的提升，但發(fā)展中國家的對外直接投資對母國全球價值鏈地位的影響存在兩面性。付海燕（2014）[9]研究了對外直接投資的逆向技術(shù)溢出效應(yīng)，發(fā)現(xiàn)發(fā)展中國家對技術(shù)領(lǐng)先國家直接投資獲得的逆向技術(shù)溢出會顯著促進其技術(shù)進步，但對中等發(fā)達國家的直接投資并不會促進其技術(shù)進步。

目前學(xué)術(shù)界關(guān)于資本流動與資產(chǎn)價格之間關(guān)系的研究主要集中于三個方面：一是資本流入對資產(chǎn)價格的影響;二是資本流出對資產(chǎn)價格的影響;三是資本流動（不區(qū)分流入還是流出）與資產(chǎn)價格的相關(guān)性研究。關(guān)于資本流入對資產(chǎn)價格的影響研究，朱孟楠和劉林（2010）[10]研究了2005年匯改后短期國際資本流動對中國股價和房價的影響，發(fā)現(xiàn)短期國際資本流入會導(dǎo)致股價和房價上漲;Olaberría（2014）[11]認為資本流入會通過滾雪球效應(yīng)推動資產(chǎn)價格上漲，且更容易導(dǎo)致新興市場國家的資產(chǎn)價格上漲;Taguchi等（2015）[12]研究發(fā)現(xiàn)無論何種匯率制度，資本流入均能對股價產(chǎn)生直接正向影響，但僅固定匯率制度國家的資本流入能通過增加國內(nèi)基礎(chǔ)貨幣對股價間接產(chǎn)生影響。關(guān)于資本流出對資產(chǎn)價格的影響，Reinhart（2008）[13]研究發(fā)現(xiàn)資本流入中斷后會導(dǎo)致房價和股價的持續(xù)下跌。關(guān)于資本流動（不區(qū)分流入還是流出）與資產(chǎn)價格的相關(guān)性研究，朱孟楠和閆帥（2017）[14]研究發(fā)現(xiàn)以基本面投資為主的短期國際資本流動將抑制股票市場的價格上漲或下跌，而以技術(shù)投資為主的短期資本流動將加劇股票市場的價格上漲或下跌;王博和王開元（2018）[15]研究發(fā)現(xiàn)資產(chǎn)價格與短期資本流動之間存在顯著的相關(guān)性和因果性，而匯率改革會在一定程度上影響資產(chǎn)價格與短期國際資本流動的關(guān)系。

綜上所述，目前國內(nèi)外文獻對于資本流動與資產(chǎn)價格之間關(guān)系的研究較多，但主要關(guān)注資本流入對股價或房價的影響，有關(guān)資本流出與資產(chǎn)價格的研究較少，而對外直接投資與資產(chǎn)價格之間關(guān)系的研究更為少見。因此，本文將運用跨國面板數(shù)據(jù)來研究對外直接投資對資產(chǎn)價格的影響，同時分析對外直接投資在不同發(fā)展水平的經(jīng)濟體中對資產(chǎn)價格的非對稱性影響，并對其影響渠道進行進一步分析。

（二）假設(shè)提出

1. 對外直接投資對資產(chǎn)價格的總體影響假設(shè)。根據(jù)已有文獻，資本流動對資產(chǎn)價格影響的研究比較成熟，大多數(shù)學(xué)者都發(fā)現(xiàn)資本流入會推動一國的資產(chǎn)價格上漲（朱孟楠和劉林，2010;Olaberría，2014;Taguchi等，2015）[10-12]。從需求角度看，資本大量流入股票市場，擴大了對資產(chǎn)的需求，在供給相對不變的情況下會拉動資產(chǎn)價格上漲。反之，資本流出則會導(dǎo)致一國的資產(chǎn)價格下跌（Reinhart，2008）[13]。無論是外國資本從國內(nèi)撤出還是國內(nèi)資本對外投資，都會在一定程度上直接或間接地使資金從金融市場中流出，減少對國內(nèi)資產(chǎn)的需求，從而使資產(chǎn)價格下跌。但國內(nèi)資本主動輸出通常意味著該國的經(jīng)濟實力增強，可以增強投資者的信心，能在一定程度上減少“羊群效應(yīng)”，故主動型資本流出對資產(chǎn)價格的影響應(yīng)該相對更小。另外，資本大量流入時容易滋生資產(chǎn)價格泡沫（Wang等，2016）[16]，而當資本大量外流時容易引發(fā)資產(chǎn)價格泡沫破裂（朱孟楠和閆帥，2017）[14]，進而使得資產(chǎn)價格下跌。對外直接投資是一國主動輸出資本，但仍屬于資本流出。因此，本文提出如下假設(shè)：

H1：對外直接投資會對一國或地區(qū)的資產(chǎn)價格產(chǎn)生負向影響。

2. 對外直接投資影響的非對稱性假設(shè)。金融體系越發(fā)達、金融開放程度越高和貿(mào)易開放度越高的經(jīng)濟體更容易發(fā)生對外直接投資（Cowan等，2008;Calderón和Kubota，2013）[17，18]。無論是金融體系的發(fā)達程度還是貿(mào)易開放度，發(fā)達經(jīng)濟體都要優(yōu)于新興經(jīng)濟體，故理論上發(fā)達經(jīng)濟體的對外直接投資規(guī)模要大于新興經(jīng)濟體的規(guī)模，近三十年的對外直接投資統(tǒng)計數(shù)據(jù)也印證了這一點。但從國際資本的敏感性看，2011年以來國際資本有從新興經(jīng)濟體流向發(fā)達經(jīng)濟體的跡象（鄭璇，2014）[1]，且新興經(jīng)濟體的國際資本流動更易受全球經(jīng)濟情況、發(fā)達經(jīng)濟體政策、主權(quán)債務(wù)問題等不確定性因素的影響，所以新興經(jīng)濟體的對外直接投資持續(xù)上升，而發(fā)達經(jīng)濟體的對外直接投資持續(xù)下降。另外，從經(jīng)濟體的發(fā)展水平來看，發(fā)達經(jīng)濟體的經(jīng)濟發(fā)展水平更高，且其金融市場發(fā)展更為成熟;新興經(jīng)濟體雖然經(jīng)濟發(fā)展快速，但制度環(huán)境和金融市場發(fā)展相對滯后，金融市場抵御風(fēng)險的能力弱于發(fā)達經(jīng)濟體。因此，相較于發(fā)達經(jīng)濟體，對外直接投資在新興經(jīng)濟體中對資產(chǎn)價格的影響可能更大（Olaberría，2014）[11]?；谝陨戏治觯疚膶颖痉譃榘l(fā)達經(jīng)濟體和新興經(jīng)濟體，研究對外直接投資在不同經(jīng)濟體中對資產(chǎn)價格產(chǎn)生的非對稱性影響，并提出如下假設(shè)：

H2：相較于發(fā)達經(jīng)濟體，對外直接投資在新興經(jīng)濟體中對資產(chǎn)價格的影響程度更大。

3. 對外直接投資影響的渠道分析。既然對外直接投資會對資產(chǎn)價格產(chǎn)生影響，而資產(chǎn)價格波動又會影響一國或地區(qū)的金融穩(wěn)定，那么，研究對外直接投資通過何種渠道對資產(chǎn)價格產(chǎn)生影響具有重要的理論和實踐意義。根據(jù)現(xiàn)有研究，對外直接投資主要通過以下渠道對資產(chǎn)價格產(chǎn)生影響：一是直接影響渠道。一國或地區(qū)進行對外直接投資，即國內(nèi)資本流出，會直接減少對國內(nèi)資產(chǎn)的需求（Olaberría，2014;Taguchi等，2015）[11，12]，增加對東道國的資產(chǎn)需求，使本國資產(chǎn)價格下降而東道國資產(chǎn)價格上升。本文將這一影響渠道稱作對外直接投資對資產(chǎn)價格的直接影響渠道。二是貨幣供給渠道。國際資本流動可能會對該國的貨幣供給產(chǎn)生影響。資本流出會使流出國的國際收支出現(xiàn)逆差，本幣趨于貶值，貨幣當局動用外匯儲備進行沖銷操作，買入本幣賣出外匯，使本國的貨幣供給減少，國內(nèi)資產(chǎn)價格下降（Taguchi等，2015;王維安和錢曉霞，2017）[12，19]。王維安和錢曉霞（2017）[19]提出資本流動會通過影響銀行信貸來影響資產(chǎn)價格，但貨幣流動性是銀行體系流動性④的基礎(chǔ)（北京大學(xué)中國經(jīng)濟研究中心宏觀組，2008）[20]，故銀行信貸對資產(chǎn)價格的影響可以納入貨幣供給對資產(chǎn)價格的影響。三是匯率變動渠道。國際資本流動通過影響一國的國際收支狀況，改變外匯供求關(guān)系，從而對一國的貨幣匯率產(chǎn)生影響（Jongwanich和Kohpaiboon，2013;Lin，2015）[21，22]，匯率波動又會通過市場流動性、預(yù)期效應(yīng)、信貸效應(yīng)等路徑對國內(nèi)資產(chǎn)價格產(chǎn)生影響（王維安和錢曉霞，2017）[19]。因此，本文將間接影響渠道分為貨幣供給渠道和匯率變動渠道來研究對外直接投資對資產(chǎn)價格的間接影響?；谏鲜龇治觯疚奶岢鋈缦录僭O(shè)：

H3：對外直接投資會通過直接渠道和間接渠道影響一國或地區(qū)的資產(chǎn)價格。

三、變量選取與模型設(shè)定

（一）數(shù)據(jù)來源

本文以2005—2018年41個國家和地區(qū)的季度數(shù)據(jù)為研究樣本，其中26個國家和地區(qū)為發(fā)達經(jīng)濟體，15個國家為新興經(jīng)濟體⑤。樣本數(shù)據(jù)來源于國際金融統(tǒng)計（IFS）數(shù)據(jù)庫、經(jīng)合組織（OECD）、世界銀行和國際清算銀行（BIS）數(shù)據(jù)庫。

（二）變量定義

本文的被解釋變量是股票價格。具體來看，本文用各國股票價格指數(shù)的同比增長率來衡量股票價格的變化，用SP表示。主要理由如下：第一，金融市場資產(chǎn)價格主要包括股票價格、房地產(chǎn)價格、債券價格和大宗商品價格等，因為各個國家金融市場發(fā)展存在差異，選取股票價格更能代表金融市場的資產(chǎn)價格;第二，目前衡量各國房地產(chǎn)價格的指標較少且統(tǒng)計口徑差異較大，針對各國債券價格和大宗商品價格的可比指標則更為缺乏，考慮數(shù)據(jù)的可獲得性，故選取股票價格作為金融市場資產(chǎn)價格的代表。

本文的核心解釋變量是對外直接投資。目前對外直接投資的統(tǒng)計數(shù)據(jù)主要有存量和流量兩種，考慮到流量數(shù)據(jù)更能反映各國對外直接投資每年的變化情況且須剔除不同經(jīng)濟體經(jīng)濟規(guī)模的影響，本文選用的指標是世界銀行公布的各國對外直接投資占GDP的百分比，用OFDI來表示。由于世界銀行只公布各國對外直接投資占GDP的百分比的年度數(shù)據(jù)，本文還借鑒了Chow等（1971）[23]的做法，將年度數(shù)據(jù)轉(zhuǎn)化為季度數(shù)據(jù)。由于對外直接投資對資產(chǎn)價格的影響有直接和間接兩種渠道，本文選取廣義貨幣同比增長率（BM）和實際有效匯率（REER）來研究可能存在的間接渠道，即貨幣供給渠道和匯率變動渠道。

同時，本文還選取了經(jīng)濟增長率（GDP）、通貨膨脹率（CPI）和市場利率（INTE）作為控制變量。其中，經(jīng)濟增長率采用季節(jié)調(diào)整后的實際GDP同比增長率，通貨膨脹率采用CPI同比增長率，市場利率采用各國同業(yè)拆借利率?？刂谱兞康倪x擇依據(jù)如下：第一，選取經(jīng)濟增長率作為控制變量是為了控制國家經(jīng)濟發(fā)展水平對資產(chǎn)價格的影響。通常，一國經(jīng)濟快速發(fā)展時，投資者對該國的投資信心增強，會加大對資本市場的投資，從而促進資產(chǎn)價格上漲。第二，選取通貨膨脹率作為控制變量是為了控制通貨膨脹水平對資產(chǎn)價格的影響。由貨幣超發(fā)引起的通貨膨脹會使更多的流動性注入資本市場，推高資產(chǎn)價格。過高的通貨膨脹會導(dǎo)致實際利率為負，若銀行上調(diào)名義利率，則會增加企業(yè)的資金成本，從而影響資產(chǎn)價格。第三，利率的高低決定了持有非貨幣資產(chǎn)的機會成本的高低，機會成本越高，資金越可能流出資本市場，資產(chǎn)價格越低，因此本文還選取了市場利率作為控制變量。

另外，各變量數(shù)據(jù)的缺失值采用線性插值法補充完整。各變量說明見表1。

（三）實證模型設(shè)定

首先，為了驗證對外直接投資對資產(chǎn)價格的負向影響，即驗證假設(shè)H1，本文采用的基準回歸模型如下式（1）：

[Yi，t=α0+α1OFDIi，t+αjXj，i，t+ui+vt+εi，t] ? ? （1）

其中，[Yi，t]代表股價指數(shù)（SP）;[OFDIi，t]代表對外直接投資（OFDI）;[Xj，i，t]代表經(jīng)濟增長率、通貨膨脹率和市場利率三個控制變量，[j=2，3，4];[ui]代表個體固定效應(yīng);[vt]代表時間固定效應(yīng); [εi，t]是殘差項;下標i代表國家或地區(qū)，[i]=1，2，3，…，41。此外，為了緩解內(nèi)生性問題，在回歸中添加了OFDI的滯后一期和二期來檢驗回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。

其次，為了驗證對外直接投資在不同經(jīng)濟體中對資產(chǎn)價格的非對稱性影響，即假設(shè)H2，本文參考陳思翀和費陽（2018）[24]的做法，設(shè)置了代表經(jīng)濟發(fā)展程度的虛擬變量，在模型（1）的基礎(chǔ)上引入虛擬變量的交互項，得到模型（2）。

[Yi，t=α0+α1OFDIi，t+αjXj，i，t+μ1Di，t×OFDIi，t+μj（Di，t×Xj，i，t）+ui +vt+εi，t] ? （2）

其中，[D]為經(jīng)濟發(fā)展程度虛擬變量，[D=0]表示發(fā)達經(jīng)濟體，[D=1]表示新興經(jīng)濟體;引入交互項[Di，t×OFDIi，t]后，發(fā)達經(jīng)濟體的對外直接投資影響系數(shù)為[α1]，新興經(jīng)濟體的對外直接投資影響系數(shù)為[α1+μ1]。

最后，為了驗證對外直接投資會通過直接渠道和間接渠道影響一國或地區(qū)的資產(chǎn)價格，即假設(shè)H3，本文建立了模型（3）和（4）。

[CHi，t=α0+α1OFDIi，t+αjXj，i，t+μ1Di，t×OFDIi，t+μj（Di，t×Xj，i，t）+ui+vt+εi，t] ? （3）

[Yi，t=β0+β1OFDIi，t+βjXj，i，t+ωkCHk，i，t+γ1Di，t×OFDIi，t+γj（Di，t×Xj，i，t）+φkDi，t×CHk，i，t+ui+vt+εi，t] （4）

其中，[CHi，t]、[CHk，i，t]為渠道變量，包括廣義貨幣供給量（BM）和實際有效匯率（REER），[k=1，2]，分別代表貨幣供給渠道和匯率變動渠道。模型（3）用來檢驗對外直接投資對廣義貨幣供給量和實際有效匯率的影響，模型（4）將對外直接投資對資產(chǎn)價格的影響渠道分成直接渠道和間接渠道。綜合考慮模型（3）和（4）的估計系數(shù)，若[β1]和[γ1]顯著，表示對外直接投資會通過直接渠道影響資產(chǎn)價格;若[α1]、[ω]和[φ]顯著，表示對外直接投資會通過間接渠道影響資產(chǎn)價格，[α1ω]表示發(fā)達經(jīng)濟體對外直接投資的間接渠道效應(yīng)，[α1（ω+φ）]表示新興經(jīng)濟體對外直接投資的間接渠道效應(yīng)。

四、實證結(jié)果分析

（一）描述性統(tǒng)計分析

各變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果見表2。從整體來看，股票價格的平均增長率和波動率均較大。從均值來看，發(fā)達經(jīng)濟體的對外直接投資規(guī)模要比新興經(jīng)濟體大得多，但新興經(jīng)濟體的股票價格和廣義貨幣的平均增長率遠大于發(fā)達經(jīng)濟體。從標準差來看，發(fā)達經(jīng)濟體的對外直接投資波動更大，但其股票價格波動更小。

（二）相關(guān)檢驗

1. 面板單位根檢驗。面板數(shù)據(jù)通常需要進行單位根檢驗來判斷數(shù)據(jù)是否平穩(wěn)，以避免出現(xiàn)偽回歸。本文采用LLC檢驗和IPS檢驗兩種方法，LLC檢驗要求面板單位具有同質(zhì)性，IPS檢驗則允許面板單位存在異質(zhì)性，檢驗結(jié)果見表3。從表3中可以看出，兩種檢驗方法下各變量均顯著拒絕存在單位根的假設(shè)，說明序列具有平穩(wěn)性。

2. 多重共線性分析。多重共線性的存在通常會對統(tǒng)計變量的顯著性產(chǎn)生較大影響，所以本文對變量之間的多重共線性關(guān)系進行了檢驗，結(jié)果見表4和表5。除CPI和INTE的相關(guān)性程度較高外，其余變量之間的相關(guān)系數(shù)均在0.5以下，同時各關(guān)鍵變量方差膨脹因子（VIF）均小于2，說明該模型不存在嚴重的多重共線性問題。

（三）對外直接投資對一國或地區(qū)資產(chǎn)價格的影響

1. 對外直接投資對資產(chǎn)價格的總體影響。為了考察這一問題，本文采用面板數(shù)據(jù)的固定效應(yīng)面板模型⑥進行實證分析，結(jié)果見表6。

表6中第（1）列至第（6）列的對外直接投資系數(shù)均為負，表明當期、滯后一期和滯后二期的對外直接投資均會對股票價格產(chǎn)生負向影響。第（1）列中的對外直接投資系數(shù)為-0.0976，表明在1%的顯著性水平上，對外直接投資每增加1%，股價增長率將會下降0.0976%。第（2）列系數(shù)不顯著，但P值接近10%。本文發(fā)現(xiàn)在研究對外直接投資對股價的影響時，大部分國家的個體固定效應(yīng)不顯著⑦，說明個體固定效應(yīng)不明顯，這種情況下繼續(xù)考慮個體固定效應(yīng)可能會影響模型估計結(jié)果，故本文認為第（2）列結(jié)果不顯著的原因可能是在模型中考慮了個體固定效應(yīng)。第（3）—（6）列的滯后一期和滯后二期對外直接投資系數(shù)均顯著為負，說明對外直接投資對股票價格會產(chǎn)生負向影響這一結(jié)果較為穩(wěn)健。另外，卡方檢驗（Wald chi2）的系數(shù)在1%的顯著性水平上均顯著，說明回歸模型設(shè)置合理。綜上所述，對外直接投資會對一國或地區(qū)的資產(chǎn)價格產(chǎn)生顯著負向影響，支持本文的假設(shè)H1。

接下來，本文采取面板IV方法進行穩(wěn)健性檢驗，使用滯后一期和滯后二期的對外直接投資 （L.OFDI 和 L2.OFDI）作為工具變量，利用2SLS方法進行估計，結(jié)果見表7。識別不足檢驗（Underidentification Test）與弱工具變量檢驗 （Weak Identification Test）結(jié)果表明工具變量與內(nèi)生變量相關(guān)且不存在弱工具變量;Hansan檢驗統(tǒng)計量對應(yīng)的 P值均高于10%，說明所選工具變量是外生變量，與擾動項不相關(guān)，證明本文面板IV模型設(shè)定有效。模型第二階段回歸結(jié)果中，對外直接投資系數(shù)均為負，表明基于面板IV模型的穩(wěn)健性檢驗依然支持假設(shè)H1。

2. 對外直接投資影響的非對稱性檢驗。由于各國的經(jīng)濟發(fā)展水平、金融市場發(fā)展水平等存在差異，對外直接投資對資產(chǎn)價格的影響在不同國家或地區(qū)可能存在顯著差異。因此，本文將樣本分為發(fā)達經(jīng)濟體和新興經(jīng)濟體，引入虛擬變量D（D=0代表發(fā)達經(jīng)濟體，D=1代表新興經(jīng)濟體）來研究對外直接投資在不同經(jīng)濟體中對資產(chǎn)價格的非對稱性影響。檢驗結(jié)果見表8。

表8中第（1）列的OFDI系數(shù)顯著為負，第（2）列的OFDI系數(shù)為正，但不顯著，造成這種結(jié)果的原因可能是發(fā)達經(jīng)濟體的個體固定效應(yīng)不明顯，在模型中考慮個體固定效應(yīng)影響了發(fā)達經(jīng)濟體對外直接投資系數(shù)的估計結(jié)果，故本文認為對外直接投資在發(fā)達經(jīng)濟體中對股票價格會產(chǎn)生負向影響。表8中第（1）、（2）列的交互項（D×OFDI）系數(shù)均為負，說明新興經(jīng)濟體的對外直接投資對股票價格的負向影響大于發(fā)達經(jīng)濟體。第（3）—（6）列中滯后一期和滯后二期的對外直接投資回歸結(jié)果與上述結(jié)果一致，進一步說明了對外直接投資在不同經(jīng)濟體中對資產(chǎn)價格的影響存在顯著的非對稱性，支持本文的假設(shè)H2。

（四）對外直接投資對資產(chǎn)價格影響的渠道分析

為了驗證對外直接投資會通過直接渠道和間接渠道對一國或地區(qū)的資產(chǎn)價格產(chǎn)生影響，本文引入了廣義貨幣（BM）和實際有效匯率（REER）兩個渠道變量進行研究。本文先分別檢驗對外直接投資對廣義貨幣（BM）和實際有效匯率（REER）的影響（見表9），然后把對外直接投資、廣義貨幣和實際有效匯率同時放入模型中作為解釋變量進行實證檢驗（見表10），由此將對外直接投資對資產(chǎn)價格的影響渠道分成了直接渠道和間接渠道。

表9中第（1）、（2）列的OFDI估計系數(shù)顯著為正，交互項（D×OFDI）估計系數(shù)顯著為負，且交互項（D×OFDI）估計系數(shù)的絕對值大于OFDI估計系數(shù)，說明對外直接投資在不同經(jīng)濟體中對貨幣供給量產(chǎn)生完全相反的影響。對于發(fā)達經(jīng)濟體來說，對外直接投資會提高其貨幣供給量，可能的原因是，近十年來主要發(fā)達經(jīng)濟體紛紛實行量化寬松政策，釋放巨量流動性，導(dǎo)致其整體的貨幣供給量增長過快;對于新興經(jīng)濟體來說，對外直接投資會降低其貨幣供給量。表9中第（3）、（4）列的OFDI和交互項（D×OFDI）估計系數(shù)均顯著為正，說明對外直接投資會使一國或地區(qū)的貨幣升值，且對新興經(jīng)濟體貨幣的影響程度更大。這可能是因為對外直接投資是一國主動輸出資本，當一國的經(jīng)濟發(fā)展越來越好時才會逐漸增加對外直接投資，故對外直接投資的增加會增強投資者對該國的信心，從而使該國的貨幣升值。表10中第（1）列的OFDI和交互項（D×OFDI）估計系數(shù)均顯著為負，說明對外直接投資會對一國或地區(qū)的股票價格產(chǎn)生直接負向影響。

表11是根據(jù)表9和表10的估計結(jié)果計算得到的效應(yīng)總結(jié)表。表11中的總效應(yīng)均為負，說明對外直接投資會對一國或地區(qū)的資產(chǎn)價格產(chǎn)生負向影響，與上文的總體影響檢驗結(jié)果一致;新興經(jīng)濟體的總效應(yīng)絕對值大于發(fā)達經(jīng)濟體，說明新興經(jīng)濟體的對外直接投資對資產(chǎn)價格的負向影響更大，與上文的非對稱性檢驗結(jié)果一致。

從表11中可以看出，無論是發(fā)達經(jīng)濟體還是新興經(jīng)濟體，對外直接投資均通過貨幣供給渠道對資產(chǎn)價格產(chǎn)生負向影響，通過匯率變動渠道對資產(chǎn)價格產(chǎn)生正向影響，但間接效應(yīng)遠小于直接效應(yīng)。因此，發(fā)達經(jīng)濟體和新興經(jīng)濟體的對外直接投資均主要通過直接渠道對資產(chǎn)價格產(chǎn)生影響。

五、結(jié)論與建議

本文利用跨國面板數(shù)據(jù)，實證檢驗了對外直接投資對一國資產(chǎn)價格的影響，并進行了渠道分析。研究結(jié)果表明，對外直接投資會對一國資產(chǎn)價格產(chǎn)生負向影響。同時，本文還發(fā)現(xiàn)不同經(jīng)濟體的對外直接投資對資產(chǎn)價格存在非對稱性影響，相較于發(fā)達經(jīng)濟體，新興經(jīng)濟體的對外直接投資對資產(chǎn)價格的影響程度更大。進一步的渠道分析發(fā)現(xiàn)，無論是發(fā)達經(jīng)濟體還是新興經(jīng)濟體，對外直接投資對一國或地區(qū)資產(chǎn)價格的影響都是以直接渠道為主、間接渠道為輔。

在經(jīng)濟全球化的背景下，國際資本頻繁流動，對外直接投資的規(guī)模不斷擴大。一方面，合理的對外直接投資有助于一國經(jīng)濟發(fā)展;另一方面，資本的大規(guī)模流出也會對一國的金融穩(wěn)定帶來沖擊。如何發(fā)揮對外直接投資的積極影響，抑制其消極影響，是各國面臨的一個重大問題。根據(jù)以上實證結(jié)果，本文提出以下政策建議。

第一，各國在金融市場抵御風(fēng)險能力的范圍內(nèi)，可以適當擴大對外直接投資的規(guī)模。適當?shù)膶ν庵苯油顿Y可以促進該國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級，提升母國全球價值鏈地位，獲得逆向技術(shù)溢出效應(yīng)，但對外直接投資的規(guī)模過大會使國內(nèi)資產(chǎn)價格下跌過快，超過金融市場抵御風(fēng)險的能力后會影響國內(nèi)金融穩(wěn)定，甚至導(dǎo)致金融危機。因此，各國在擴大對外直接投資規(guī)模時要嚴格把握金融市場抵御風(fēng)險的能力。

第二，各國在實施對外投資策略時應(yīng)密切監(jiān)測國內(nèi)股價變化，避免股票市場出現(xiàn)劇烈波動。從本文的實證結(jié)果來看，對外直接投資會對股票價格產(chǎn)生顯著的負向影響，這可能是因為股票市場的流動性更強，當進行對外直接投資時資金更容易從股票市場中流出。尤其是新興經(jīng)濟體的股票市場發(fā)展不完善，投機性資本多，這些投機性資本容易隨著對外投資策略流出股票市場。因此，各國須加強對股票市場的監(jiān)測，新興經(jīng)濟體還應(yīng)盡快完善和發(fā)展金融市場。

第三，建議各國建立對外直接投資的全球監(jiān)管合作體系。本文的實證結(jié)果表明對外直接投資主要是通過直接渠道對資產(chǎn)價格產(chǎn)生影響，即對外直接投資直接減少對國內(nèi)資產(chǎn)的需求或資金直接從國內(nèi)資本市場流出而影響資產(chǎn)價格，故需監(jiān)測對外直接投資的動態(tài)。隨著經(jīng)濟全球化深入，一旦一國發(fā)生金融危機，會迅速蔓延到其他國家乃至全球。因此，僅一個國家監(jiān)測對外直接投資的動態(tài)遠遠不夠，需在全球建立合作體系來全面監(jiān)測對外直接投資的動態(tài)。

總而言之，對于我國這樣正處于經(jīng)濟轉(zhuǎn)型期和擴大開放階段的國家，在擴大對外直接投資規(guī)模的同時，須加強監(jiān)控，密切關(guān)注對外直接投資對國內(nèi)資產(chǎn)價格的影響，以保持金融穩(wěn)定。

注：

①數(shù)據(jù)來源：聯(lián)合國貿(mào)易與發(fā)展會議數(shù)據(jù)庫（UNCTAD）https：//unctadstat.unctad.org/wds/TableViewer/table

View.aspx？ReportId=96740.

②數(shù)據(jù)來源：2019年9月12日商務(wù)部、國家統(tǒng)計局和國家外匯管理局發(fā)布的 《2018年度中國對外直接投資統(tǒng)計公報》。

③企業(yè)對外直接投資二元邊際指集約邊際和擴展邊際。集約邊際為某企業(yè)跨國子公司的平均投資規(guī)模，擴展邊際為某企業(yè)跨國子公司數(shù)量。

④貨幣流動性指貨幣的充裕程度，銀行體系流動性指商業(yè)銀行整體資產(chǎn)的擴張狀況。通常使用不同統(tǒng)計口徑的貨幣總量或貨幣結(jié)構(gòu)來度量貨幣流動性，使用商業(yè)銀行信貸總額或結(jié)構(gòu)來近似度量銀行體系流動性。

⑤根據(jù)國際貨幣基金組織（IMF）發(fā)布的《世界經(jīng)濟展望報告》對國家和地區(qū)的分類，本文選取的26個發(fā)達經(jīng)濟體包括澳大利亞、奧地利、比利時、丹麥、愛沙尼亞、芬蘭、法國、德國、希臘、中國香港、冰島、愛爾蘭、以色列、意大利、日本、韓國、荷蘭、新西蘭、挪威、新加坡、斯洛文尼亞、西班牙、瑞典、瑞士、英國、美國;15個新興經(jīng)濟體包括巴西、保加利亞、中國、智利、克羅地亞、哥倫比亞、匈牙利、馬來西亞、墨西哥、秘魯、俄羅斯、南非、泰國、印度尼西亞、摩洛哥。

⑥本文的Hausman檢驗結(jié)果顯示拒絕隨機效應(yīng)模型。另外，本文的面板數(shù)據(jù)為長面板數(shù)據(jù)，經(jīng)檢驗發(fā)現(xiàn)存在組間異方差、組內(nèi)同期相關(guān)和組間同期相關(guān)，故本文選用全面FGLS法來進行估計。

⑦表4中模型（2）只有9個國家的個體固定效應(yīng)顯著，且這些國家大部分屬于新興經(jīng)濟體。

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