人民币国际化与中国对东盟直接投资的出口贸易效应

金 丹 张誉夫

（广西大学国际学院，广西 南宁 530004）

一、引言

在经济全球化和金融一体化趋势的推动下，国际资本流动在国家间的经济往来中发挥着愈发重要的作用。东盟国家与中国地缘邻近、文化习俗相似、贸易交往密切，是中国企业“走出去”进行国际资本拓展的重要区域。近年来随着“一带一路”倡议的推进和中国—东盟自由贸易区升级版的启动，中国同东盟国家的贸易投资合作更加紧密。2020年，尽管受新冠肺炎疫情冲击，中国对东盟OFDI额仍呈现大幅增长，达到143.6亿美元，同比增长52.1%；同时中国向东盟的出口规模也在不断扩大，达到3837.2亿美元，同比增长6.7%①。但不可否认，由于受部分东盟国家货币错配②和结构错配③等（曹远征，2016）[1]问题制约，中国对东盟出口贸易的持续稳健增长受到挑战。如何突破诸多限制和干扰，通过日益扩大的中国对东盟OFDI带动中国对东盟出口贸易的增长，成为下一阶段中国与东盟共建自由贸易区升级版过程中亟须解决的重要问题。

人民币区域国际化是人民币国际化的前提和基础。随着“一带一路”倡议的深入推进，我国与东盟各国的贸易和投资规模层次水平不断提高，人民币在中国同东盟国家跨境贸易结算中的使用规模不断扩大。2020年，中国与东盟国家人民币跨境收付金额达4.15万亿元，同比增长72.2%，其中，货物贸易项下人民币跨境收付金额达7458.98亿元，同比增长20.2%；直接投资项下人民币跨境收付金额达4250.99亿元，同比增长70.8%④。截至2020年末，东盟已有六个成员国（新加坡、马来西亚、泰国、印度尼西亚、菲律宾、柬埔寨）将人民币纳入外汇储备⑤。人民币在东盟地区的结算货币功能、投融资功能、储备货币功能不断增强，这既在一定程度上解决了东盟国家的货币错配和结构错配问题，也满足和响应了人民币区域化需求。而人民币国际化进程的推进与双边贸易投资的开展有着密切联系（余道先和邹彤，2017）[2]，能否通过人民币国际化水平的提升来促进中国对东盟OFDI的出口带动作用？如何更好地发挥货币国际化的职能进而将东盟区域内日益增强的人民币影响力转化为中国对东盟OFDI的出口贸易拉动效应？本文将以此为切入点分析人民币国际化在东盟区域内的差异性效果，以期为中国“外向型”经济发展和实施差异化贸易政策提供建议。

二、文献回顾

国外文献中关于OFDI是否影响出口贸易的研究由来已久，其观点概括而言主要有三种：（1）认为OFDI对出口贸易产生抑制作用。如最早研究OFDI和贸易关系的学者Mundell（1957）[3]通过H-O贸易模型提出了OFDI对出口贸易产生替代效应的观点。值得注意的是，这一理论在过去的支持者较多，但是最近的证据所表明的情况往往相反。（2）认为OFDI对出口贸易产生促进作用。小岛清（1987）[4]较早运用边际产业扩张理论，通过实证研究考察二者的关系发现，垂直型OFDI与出口贸易存在着互补关系。对于这种观点，近年来有许多学者利用随机前沿引力模型得到相同的结论（Ding和Zhang，2017；Heid和Vozzo，2020）[5，6]。（3）认为OFDI对于出口贸易的影响随着不同因素的变化而产生不同的效应。Markusen和Svensson（1983）[7]利用简化的要素比例模型分析商品贸易和要素流动之间的关系，得出了互补与替代交织关系模型，他认为要素流动同商品贸易间的关系取决于贸易和非贸易要素的关系，二者合作则存在互补关系，反之则是替代关系。类似地，也有学者从国别差异（Jin 和 Yanmei，2014）[8]、行业差异 （Pereira和 Rui，2017）[9]等不同影响因素得出投资对贸易产生不同影响的结论。

国内有关OFDI与贸易关系的研究大多显示中国的OFDI促进了中国的对外出口贸易（项本武，2009；王恕立和向姣姣，2014）[10，11]，且这种互补效应在不同东道国间可能存在异质性影响（张春萍，2012）[12]；也有一小部分学者认为中国OFDI会对出口贸易产生替代效应（李剑等，2016）[13]；另有部分学者认为中国OFDI与出口贸易的关系会因国别、地区、行业、时间长短等因素的影响而存在不确定性（周昕和牛蕊，2012 ；王胜等，2014）[14，15]。

国际资本流动在对贸易产生影响的过程中，国际货币充当了重要的中介职能，而货币的区域化、国际化进程也需要通过跨境投资和贸易等渠道来完成。在投资领域，有些文献探究了人民币国际化与中国OFDI的潜在联系，结果发现二者存在相互促进的关系。中国OFDI对人民币国际化具有正向促进影响（林乐芬和王少楠，2016）[16]；反过来，人民币国际化的推进同样也是中国OFDI快速发展的重要驱动力（付韶军，2018）[17]。在贸易领域，外国学者关于货币国际化对贸易的影响效应大都是从集约边际和扩展边际两方面进行研究：一方面，部分研究表明货币自由主要通过扩展边际来促进出口贸易的增加（Auray等，2012）[18]；另一方面，一些学者认为使用共同的货币能够通过集约边际的方式促进出口增长（Badinger和Tuerkcan，2014）[19]。中国学者关于人民币国际化对中国贸易影响的研究并不多，但几乎都得出了人民币国际化水平提升对中国国际贸易具有正向促进效应的结论（余博等，2020）[20]。

值得注意的是，尽管这些研究探讨了OFDI的出口贸易效应，但关于调节作用的研究往往局限于传统引力模型中的变量，且较少从东盟的角度来探讨人民币国际化的作用。而东盟作为人民币国际化推进的重点区域，人民币在东盟的区域化发展也是影响中国与其投资和贸易开展的重要因素，而关于人民币国际化与中国对东盟OFDI出口贸易效应间互动机制的研究，目前尚没有文献涉及。那么，人民币国际化是否会调节中国对东盟OFDI的出口创造效应？这种影响是否存在非线性的可能？人民币国际化的调节作用对不同条件下的东盟国家是否会产生异质性偏向？现有研究缺乏对上述问题的深度分析。

本文试图弥补这一缺陷，并在以下三方面做出边际贡献：一是基于人民币国际化的研究视角，重新审视中国对东盟OFDI的出口贸易效应，并揭示货币区域化对投资出口贸易效应的调节作用；二是以国际货币职能传导路径为切入点，基于理论模型考察人民币国际化调节作用的非线性影响和异质性偏向，并实证检验引发这些变化的内在机制；三是在尝试解释“人民币国际化—中国对东盟OFDI—中国对东盟OFDI的出口贸易效应”的动态路径基础上，为中国同东盟国家更好地开展贸易投资合作以及推进人民币国际化提供恰当的政策工具。

三、理论机制及研究假设

（一）中国对东盟OFDI的出口贸易效应

近年来，随着“一带一路”倡议和RCEP协定的推进以及人民币国际化进程的加快，中国对东盟国家的OFDI呈现不断上升的趋势。通过多种新型化、共赢共享、全面开放合作平台的建设，中国对东盟的出口贸易额也在不断攀升。中国对东盟OFDI如何带动出口贸易的增加？不同研究者给出的解释并不一致：

其一，中国企业通过向低梯度发展中国家投资来实现富余资本的跨境流动，以便更好地利用东道国的优势资源降低生产成本，进而带动中国的出口增加（聂飞和刘海云，2018）[21]。此类东道国往往是资源丰裕的新型经济体，拥有着优质低成本的劳动力（菲律宾、越南、泰国）和丰裕的资源（印尼、缅甸）。通过OFDI，中国能够将这些国家过剩的资源利用起来，使其比较优势得以发挥，进而促进中国企业实现技术或产业升级，提高中国产品的出口优势（王煌和邵婧儿，2018）[22]。

其二，中国企业通过向高梯度东盟国家（新加坡）进行投资，引入东道国先进的技术、管理经验和高素质人才，从而加速母国企业提高国际竞争力和出口优势（李杨和车丽波，2019）[23]。此类投资主要集中在东道国的科学研究、软件业、计算机服务等领域，主要表现形式为建立联合研发中心等（张春萍，2012）[12]。一般而言，此类投资往往会带来相关专利技术的广泛开展，进而逐步提高母国的国际产品竞争力，因此，与母国出口贸易存在一定的互补性。

其三，中国OFDI还可能通过拓展新型市场而增强母国产品的国际需求，释放沉淀的生产潜力，扩大产品的出口（王胜等，2014）[15]。根据既有研究，如果投资是为了开拓新的市场，则会对母国出口贸易产生积极的促进作用，因为跨国公司的海外生产会带动相关产品和服务的出口，并且不会对原有出口产生减少与替代作用（张春萍，2012）[12]。类似地，中国对东盟国家OFDI在开拓东盟国际市场的过程中增强了东盟国家的贸易需求，进而带动了中国商品的出口贸易。基于此，本文提出如下假设：

H1：中国对东盟OFDI能够显著提高中国企业面向东盟的出口贸易。

（二）人民币国际化与中国对东盟OFDI的出口贸易效应

人民币国际化水平会影响跨国公司在东道国市场的经营成本和竞争优势，从而影响跨国公司的投资与出口行为。具体而言：

其一，人民币国际化通过影响OFDI的布局类型最终影响OFDI的出口贸易效应。一方面，随着人民币国际化水平的提升，人民币在东盟区域内的公信力不断增强，这使得人民币在东盟国家的接受程度大幅提升。我国企业将可以更多地进行人民币标的OFDI，从而降低汇率风险和购汇成本，为企业筹措资本提供便利，同时也节约了贸易成本。根据聂爱云等（2020）[24]的研究，当两个国家的双边贸易成本较低的时候，两国间较容易发生垂直型OFDI。另一方面，人民币使用范围和规模的逐步扩大也将会对国内金融机构产生“倒逼效应”，促使国内金融机构深化改革，推进结算方式现代化，实现国际化运作（付韶军，2020）[17]，从而节约企业跨国投资的贸易成本，便利中国企业向东盟国家垂直型OFDI的流入。而垂直型OFDI将导致中国与东盟国家产业间、产业内、公司内部贸易的同时并存和增长，使得中国与东盟国家间出口贸易表现为互补关系（聂爱云等，2020）[24]。

其二，人民币国际化通过影响OFDI的出口创造机制最终影响OFDI的出口贸易效应。人民币国际化水平的提升增强了中国经济的影响力，使得“中国制造”逐渐成为商品质量和口碑的保证，促使东盟国家进口商对中国商品的贸易偏好不断提升，改善中国的出口贸易环境。具体来说，当人民币国际化水平较低时，由于中国经济影响力还比较弱，导致东盟区域市场对中国产品认可程度不足而使中国OFDI的出口创造机制受限，很难发挥其市场发掘的效力；而人民币国际影响力越高，则更加有利于中国OFDI通过品牌效应、生产设备与技术出口等多个渠道产生出口创造效应，进而促进母公司产品的出口。根据以上分析，本文提出如下假设：

H2：人民币国际化强化了中国对东盟OFDI的出口贸易效应，且随着人民币国际化水平的提高，这种促进作用更加突出。

四、模型设计与数据说明

（一）模型设定

1.基准回归模型。引力模型起源自物理学，后逐渐被应用于经济学研究。Tinbergen（1962）[25]最早使用经济规模和空间距离构建贸易引力模型，并将其应用于贸易问题的实证研究。蒋含明（2012）[26]在传统引力模型中引入贸易开放度指标来测算贸易成本，宋严等（2020）[27]对引力模型中的距离变量进行改进，使用贸易额与距离的比值进行研究。在上述研究的基础上，本文将人民币国际化水平考虑在内，改进传统的引力模型，构建以下基准回归模型来研究OFDI对中国出口贸易的影响。

图1：人民币国际化对中国对东盟OFDI出口贸易效应的两种作用途径

公式（1）中，EXit为中国对东盟成员国i的出口贸易规模，lnOFDIit为中国对东盟成员国i直接投资的对数值，RIIt表示人民币国际化程度，lnOPENit为东盟成员国贸易开放度的对数值，Disit表示距离变量，该变量由Di和Tit计算得到，其中Tit为中国与东盟各国的贸易量，Di为中国与东盟各国之间的距离，μex_it、μim_it为随机误差项。在基准回归中分别使用混合面板OLS、面板固定效应及随机效应三种方法进行估计，并对估计结果进行比较，最后使用GMM估计方法对潜在内生性问题进行进一步讨论。

2.门槛回归模型。在基准回归的基础上，利用门槛回归模型对以下问题进行进一步研究：第一，对外直接投资规模的差异是否会对中国对东盟OFDI的出口贸易效应产生异质性影响；第二，在不同人民币国际化水平下，中国对东盟直接投资的出口贸易效应是否存在差异。借鉴余博等（2020）[20]和王琴等（2015）[28]的研究，分别构建门槛回归模型如下：

公式（2）、（3）分别用于研究在不同OFDI规模和人民币国际化水平下，中国对东盟直接投资的出口贸易效应是否存在差异。其中RII为门槛变量，γ为门槛值，I()

·为指示函数。公式（2）、（3）均为单一门槛模型，多门槛模型可以通过上述模型扩展得到，由于门槛个数无法事先进行确定，因此，本文设置门槛值的最高个数为3以减少计算成本。

（二）变量说明与数据来源

人民币区域国际化是人民币国际化的前提和基础。东盟是“一带一路”倡议的重点区域，也是人民币国际化程度较高的区域。当前学界的关注点大多集中在推进中国与东盟金融合作的相关进程方面，少有讨论如何在东盟助推人民币国际化的措施。本文选取2010—2019年中国与东盟宏观季度数据作为研究样本进行实证检验。

1.被解释变量：中国同东盟国家的出口贸易规模（lnEX）。用中国对东盟十国各季度的出口贸易额表征并取自然对数处理。同时，将中国对东盟十国各季度的净出口贸易额对数值（lnEXj）引入模型以便稳健性检验时使用。该数据来源于中国海关总署。

2.解释变量：中国对外直接投资水平（lnOFDI）。借鉴聂爱云等（2020）[24]的研究，用中国对东盟十国直接投资存量数据的自然对数值表示。进一步地，通过“二次函数—与和相配”（高铁梅，2009）[29]的方法将年度数据进行频率转换得到各季度数据。数据来源于商务部等部门每年联合发布的《中国对外直接投资统计公报》。

3.门槛变量：人民币国际化水平（RII）。受数据期限和认可度的限制，选用中国人民大学编制的人民币国际化指数作为人民币国际化程度的代理变量。

4.其他控制变量。贸易开放程度（OPEN），用东盟十国的各季度进出口金额在当季GDP总额中的占比表示，该数据由作者计算整理。两国间的贸易运输距离（Dis），参考宋严等（2020）[27]的做法并加以改进，使用两国双边距离（D）与两国贸易规模（T）的比值替代。其中T为中国与东盟各国的贸易总额，D为中国与东盟各国之间的双边距离，该距离为两国首都间的直线距离。数据来源于法国国际经济研究所CEPII数据库。各变量的描述性统计结果见表1。

表1：变量描述性统计

五、实证结果分析

（一）基准回归

在进行面板回归时需要确定使用固定效应模型还是随机效应模型⑥，本文通过豪斯曼检验的结果得出，在对出口贸易额进行基准回归时使用固定效应模型优于随机效应模型。基准回归结果如表2所示。

表2：基准回归结果

从表2结果可以看出：第一，在固定效应的回归结果中被解释变量lnOFDI的系数为正，表示中国对东盟国家OFDI与中国向东盟的出口存在着显著的互补效应，中国对东盟OFDI的增加有助于促进中国面向东盟国家的出口贸易。究其原因，一方面，这可能与投资引致的市场需求扩大效应以及附属贸易创造效应有较大关系；另一方面，当OFDI增加时，中国可以更好地利用东盟国家较为廉价的生产资料控制生产成本，从而增加中国出口产品的竞争力，扩大出口。第二，人民币国际化水平指数的估计系数在列（2）和列（3）的回归中显著为正，说明人民币国际化进程的不断推进，对中国向东盟的出口贸易产生了显著的促进作用。这可能是因为中国同东盟签订本币互换协议所产生的市场广化效应引致的出口贸易提升（蒲岳等，2016）[30]。第三，中国同东盟各国之间双边距离的增加会对出口贸易产生显著的替代效应，这是因为随着贸易距离的增加，商品的运输成本也相应提高，对中国出口贸易产生负向影响；贸易伙伴国较高的贸易开放度对中国同东盟国家的出口贸易产生了显著的互补效应，该结果与现存的经济理论一致，贸易开放度的提高会助推更多东盟国家通过签署自贸协定，参与到区域经贸合作中来，这有利于扩大东盟国家从中国的进口。

（二）稳健性检验

1.加入滞后项。根据既有研究，投资在转变为实际生产力的过程中需要经历时滞效应，即投资无法立马对出口贸易产生作用（林志帆，2016）[31]，为了增加基准回归的稳健性，并在一定程度上控制潜在的内生性问题，分别将lnOFDI的滞后一期和滞后二期作为核心解释变量重新进行估计，结果如表3所示，可以发现，滞后项仍然对出口贸易产生显著的正向影响，也与前文的结论一致。

表3：稳健性检验：加入滞后项

2.替换被解释变量。根据研究假设1，基于2010—2019年样本的回归结果中，认为中国对东盟的直接投资具有出口创造效应，但在2016—2019年，我国自东盟进口平均增速为10%左右，而对东盟出口平均增速为7%左右。如果考虑净出口贸易效应，可能会有不同的结论。因此，为了增加研究结论的可靠性，本部分在原有回归的基础上使用2010—2019年中国对东盟各国的净出口额数据替换被解释变量进行稳健性检验，检验结果如表4所示。列（1）、（2）分别控制个体效应和年份效应情况下，lnOFDI的系数值依然显著为正，说明在考虑净出口贸易的情况下，中国对东盟OFDI仍然具有出口贸易效应。

表4：稳健性检验：替换被解释变量

（三）内生性讨论与GMM估计

就本文设计的计量模型而言，选择固定效应估计方法以及使用滞后期解释变量进行再检验，均能够在一定程度上缓解遗漏变量所导致的内生性偏误，然而本文更重要的内生性偏误来源为双向因果，譬如：从控制风险和成本方面看，OFDI和人民币国际化可以促进出口贸易的发展，而出口贸易的增长反过来也可能导致东道国吸引更多资本入驻或者使人民币国际化在东道国应用更广。针对上述内生性问题导致的偏误，本文参照Arellano和Bond（1991）[32]的做法，采用解释变量的一阶滞后项作为工具变量分别进行差分GMM和系统GMM估计，表5给出了估计结果。

表5：GMM估计结果

列（1）和列（2）分别表示使用差分GMM和系统GMM两种方法得到的估计结果，同表2相比，不难发现，对于核心解释变量而言，无论是估计系数的符号还是显著性，均保持了较高的一致性。这说明在排除内生性问题的干扰后，中国对东盟OFDI的出口贸易效应是稳健的。此外，表5结果显示，Hansen J统计量接受了工具变量不存在过度识别问题的原假设。因此，本文使用解释变量的一阶滞后项作为工具变量是完全可以接受的。

（四）门槛效应检验

1.基于OFDI规模的门槛效应。参考王琴等（2015）[28]的研究，运用门槛模型探讨不同OFDI规模的出口贸易效应是否具有差异性，以对外直接投资作为门槛变量使用Stata16软件构建门槛回归模型，检验结果见表6。由表6可知，出口贸易未通过5%显著性水平上的单门槛、双重门槛和三重门槛回归检验，因此，根据Hansen的理论，我们认为不同OFDI规模的贸易互补效应不具有异质性，说明中国对东盟的OFDI对中国出口条件的改善作用是对称的。

表6：基于OFDI规模的门槛值和门槛个数检验

2.基于人民币国际化指数的门槛效应。接下来，以人民币国际化指数作为门槛变量，对人民币国际化水平在中国对东盟OFDI的出口贸易效应中所发挥的作用进行门槛回归检验，检验结果如表7所示。

表7：基于人民币国际化水平的门槛值和门槛个数检验

从表7中可以看出，在以人民币国际化指数作为门槛变量进行回归时，出口贸易通过了1%显著性水平上的单门槛检验，未通过5%水平上的双重门槛和三重门槛检验。因此，根据Hansen的门槛理论，人民币国际化水平对中国对东盟OFDI出口贸易影响存在单重门槛效应，且门槛值λ=0.58。

如表8所示，所有变量的系数估计符号同基准回归一致且符合客观经济理论。具体来看，根据门槛值，人民币国际化水平被划分为两个区间。当人民币国际化水平较低（低于门槛值）时，中国对东盟OFDI每增加一单位会使中国向东盟的出口贸易增加6.4%，对外直接投资产生的贸易互补效应较小；而人民币国际化水平较高（高于门槛值）时，中国对东盟对外直接投资增加一单位会使中国向东盟的出口贸易增加9.4%，对外直接投资产生的贸易互补效应明显增加。由此可以看出，随着人民币国际化进程的推进，中国对东盟OFDI对出口贸易的改善作用逐渐增强。人民币国际化水平的提高意味着中国经济基础的不断增强，人民币在面向东盟区域开展国际投资时发挥着更加强劲的作用。随着人民币的国际认可程度不断提高，东盟国家中越来越多的企业选择使用人民币进行交易结算，将有助于减少双边贸易的汇率风险，促使东盟各国的进口商对中国商品的贸易偏好和倾向不断提升，有利于扩大OFDI的市场发掘效应，改善中国的出口贸易环境。

表8：基于人民币国际化水平的出口贸易门槛回归结果

（五）异质性检验

为了进一步明晰不同条件下人民币国际化的调节作用是否存在异质性，我们从人民币的国际货币职能入手，将东盟十国分别以母国投资动机、东道国是否持有人民币储备为边界进行分组回归。

1.基于不同投资动机的异质性检验。充分发挥跨境人民币的投融资职能是推进人民币国际化进程的重点目标之一（赵文兴，2017）[33]，而中国对东盟国家投资动机的差异可能会影响OFDI对政治风险的规避倾向，进而影响人民币国际的调节作用。本文参考林创伟等（2019）[34]对沿线国家投资动机进行分类的思路，在构建投资动机检验模型的基础上，验证中国对东盟国家的直接投资是否符合投资动机的四种经典假设⑦，建构投资动机检验模型如下：

其中，lnGDP为东道国国内生产总值的对数值，表征市场寻求因素，数据来源于CEIC全球宏观数据库；lnlabor为东道国劳动力水平的对数值，充裕的劳动力有利于跨国公司节约生产成本，用来表征效率寻求因素，数据来源于世界银行世界发展指标（WDI）；lnresource为东道国自然资源租金增加额的对数值，表征资源寻求因素，使用世界发展指标中自然资源租金的一阶差分表示；lntech为东道国高新科技水平，选取世界发展指标中的中高级技术产业增加值占制造业增加值百分比的对数值来表示，表征战略资产寻求因素。

模型4的回归结果见表9，投资动机中代表市场寻求和效率寻求因素的变量均在5%的置信水平上显著，代表资源寻求因素和战略资产寻求因素的两个变量均未通过显著性检验，表明东盟国家不具备通过资源禀赋和高新技术来吸引外资的能力。因此，对东盟国家基于市场寻求和效率寻求因素进行投资动机分类⑧。

表9：投资动机分类检验结果

由于东道国GDP和劳动力水平两个变量的量级不同，因此，在忽略时间对于投资动机影响的前提下，对上述变量先取年平均数再进行标准化处理，随后对得到的Z-score进行系统聚类分析。根据图2所示结果，将对印度尼西亚、菲律宾、越南、泰国的OFDI划为效率寻求型，将对新加坡、马来西亚、缅甸、文莱、老挝、柬埔寨的OFDI划为市场寻求型。

图2：系统聚类分析树状图

实证结果表明（见表10），人民币国际化水平在不同投资动机下对OFDI的出口贸易效应均具有显著的正向调节作用，且在市场寻求型OFDI中作用更强。可能的原因在于，相较于效率寻求型OFDI，市场寻求型OFDI对政治风险的规避倾向更强（尤宏兵等，2017）[35]。当人民币国际化在东盟国家持续推进时，对政治风险（包括汇兑风险、违约风险等）的缓释，更有利于市场寻求型OFDI的发展。

表10：基于投资动机分类的回归

2.基于不同人民币储备水平的异质性检验。除跨境结算和投融资职能外，人民币在东盟地区还充当重要的储备货币职能（赵文兴，2017）[33]。根据《2020年人民币东盟国家使用报告》，截至2019年末，东盟已有六国（新加坡、泰国、马来西亚、印度尼西亚、菲律宾、柬埔寨）将人民币纳入外汇储备。根据已有研究，在其储备中持有人民币资产或金融市场更加发达的国家，通常会建立更高水平的政策体系来支持人民币的使用。因此，本部分根据东盟国家是否持有人民币储备将其划分为不同的样本组，以便进一步探究人民币储备水平差异对人民币国际化调节作用的影响。

对比不同人民币储备水平的调节效应（见表11），发现在新加坡等持有人民币外汇储备的东盟国家中，人民币国际化的调节作用更加突出。一个可能的解释是，这些持有人民币资产的东盟国家金融市场相对发达，此类国家与中国在国际金融市场上更加密切的联动关系可能会对其建立与人民币相关的政策基础设施水平产生重要影响（Chey等，2019）[36]，使得人民币在向东盟区域化推进过程中阻力降低，对中国对东盟OFDI出口贸易效应产生更好的政策效果。

表11：基于是否持有外汇储备分类的回归

六、结论与政策建议

本文将人民币国际化、中国对东盟OFDI及出口贸易纳入统一的分析框架，探究人民币国际化对中国对东盟OFDI出口贸易效应的影响机制和作用途径，主要结论如下：第一，中国对东盟OFDI显著改善了中国的出口贸易条件，具有明显的出口互补效应。第二，门槛回归结果发现，人民币国际化对中国对东盟OFDI的出口贸易效应具有调节作用，且人民币国际化水平越高，对中国对东盟OFDI的出口贸易效应越强。第三，基于不同货币职能进行的异质性检验显示，人民币国际化的调节效应具有异质性，在市场寻求型及持有人民币储国家中，人民币国际化的调节作用更强。

面对新冠肺炎疫情持续蔓延、全球经济下滑以及我国出口外部需求持续萎缩的国际形势，OFDI的出口贸易效应对稳定我国出口具有重要作用。基于上述研究结论，本文提出以下政策建议：一是稳慎地推进人民币国际化。抓住“一带一路”倡议以及RCEP协定机遇，加强同东盟国家金融合作，在签订双边货币互换协议的基础上探索建设区域金融合作机制，逐步提高人民币支付结算比例，推动人民币跨境业务的持续健康发展。继续落实资金融通，在防范金融风险的基础上，持续、稳健、有序地推进对东盟国家的人民币投资安排。鼓励更多的中国企业采用人民币安排来对东盟国家进行直接投资，防范由于汇率波动导致的投融资风险，为中国企业走出去提供契机。二是深化国内金融改革，发展实体经济，为人民币国际化夯实基础。为了保证人民币国际化进程的顺利推进，建立安全、稳定、完善的金融市场十分必要。必须持续推进国内金融改革，不断完善金融监管措施，打造满足现代金融市场需求的配套基础设施。进一步推进供给侧改革，促进经济结构调整和转型升级，切实有效防止“金融空转”，使金融充分发挥保障实体经济的作用。三是根据人民币国际化异质性调节效应，中国企业可根据自身实际，针对性地加大对市场需求型以及持有人民币储备的东盟国家投资，以更好地发挥人民币国际化的调节作用，带动中国对东盟出口贸易的持续稳定增长。

注：

①数据来源：《2020年中国—东盟经贸合作简况》，中国商务部，2021-1-25。

②货币错配指当一个地区内部的相互贸易依赖区外货币而不是区内货币时，如果外币不稳定，区内贸易将受到严重影响。货币错配的解决办法就是用本地货币支持本地贸易。

③在全球各国的储蓄率中，东盟国家排名靠前，但受到其金融基础设施不完善、金融市场发展落后的影响，东盟地区的储蓄往往不能被其自身所用，反而流向发达国家的金融市场。

④数据来源：《2021年人民币国际化报告》，中国政府网，2021-9-19。

⑤资料来源：《2021年人民币东盟国家使用分析报告》，中国金融新闻网，2022-1-24。

⑥F检验和BP-LM检验分别显示在基准回归中固定效应模型和随机效应模型均优于混合面板OLS，此处不再汇报其估计结果。

⑦根据联合国贸易与发展会议发布的《世界投资报告2006》，将对外投资的动机划分为4大类，分别为：市场寻求型、效率寻求型、资源寻求型和创新资产寻求型。

⑧就客观情况而言，印尼、缅甸资源丰富，中国企业对其投资动机更可能归类为资源寻求型，而新加坡则更多的属于创新资产寻求型，但是受到东盟十国样本有限性的影响，总体动机检验可能受到这两类样本较少的影响而不显著，进一步地，出于对有限国别下分组数不宜过多地考虑，本文按照上述方式进行分组。