人民幣匯率變動對我國對外投資的影響研究

喻旭蘭　劉博

摘要通過GARCH模型和動態面板模型，對人民幣匯率變動對我國對外直接投資的影響進行了實證分析.結果表明：在長期內，人民幣匯率無論是匯率水平變化還是匯率波動都對我國對外直接投資存在影響，人民幣升值，我國對外直接投資增加；匯率波動幅度越大，我國對外直接投資也會增加.

關鍵詞人民幣匯率；對外直接投資；動態GMM

中圖分類號F830.9文獻標識碼A

AbstractThe impact of the RMB exchange rate fluctuations on Chinas foreign direct investment was empirically analyzed by GARCH model and dynamic panel data model. The results show that，in the long term， the RMB exchange rate， whether it is the exchange rate or exchange rate fluctuations， has an impact on Chinas foreign direct investment. when RMB appreciates， Chinas foreign direct investment increases；the greater the exchange rate fluctuations，the increase Chinas foreign direct investment.

KeywordsRMB exchange rate； outward foreign direct investment； dynamic GMM

1引言及文獻綜述

2016年是“十三五”規劃開局之年，根據商務部統計數據顯示，2015年我國境內投資者累計實現對外投資7350.8億元人民幣，同比增長14.7%，企業“走出去”步伐明顯加快.另一方面，在過去一年，中國投向信息傳輸、軟件和信息技術服務業的對外直接投資比上年增長2.4倍，投向制造業的對外直接投資增長105.9%.這使得無論是國家的綜合經濟實力還是企業的世界范圍的影響力和競爭力都得到很大的提高.而在影響對外直接投資的很多因素中，匯率不僅決定了國內外商品的相對價格和相對生產成本，更重要的是對對外直接投資規模和流向有著至關重要的作用.在人民幣不斷升值的大背景之下，本文對人民幣匯率與中國對外直接投資的關系進行深入的理論及實證研究，進而提出有針對性的政策建議.

匯率變動對一個國家對外直接投資的影響主要從兩個方面考察：一個是匯率的水平變動，也就是說匯率的升值或貶值對OFDI的影響；第二個是匯率波動，即匯率一定程度上下波動幅度或匯率變化的劇烈程度對OFDI的影響.國內外學者通常從這兩個層面出發來研究匯率的變動與對外直接投資之間的關系.

首先是匯率水平變動對OFDI的影響.最早對匯率與對外直接投資相互關系的提出見解的學者是20世紀70年代的美國金融學家R Aliber（1970）[1]，他認為：由于不同貨幣區域以及貨幣國內國外市場的不完全，匯率會導致對外直接投資地區分布上的差異.當匯率變動時，處于硬通貨區域的企業將獲得有利地位，并且會趨向于向軟通貨地區進行投資.Matthias，Carsten and Signe（2013）[2]實證研究發現固定匯率對發達經濟體的國外直接投資的雙邊流動具有很強并且顯著的效果，但對于發展中國家而言則效果不顯著.KunMing Chen，ChiaChing Lin and ShuFei Yang（2015）[3]利用博弈模型進行探究得出，如果母國匯率上升，則東道國相對勞動力成本下降，那么會導致企業生產率較低的生產或研發活動選擇對外直接投資，而高生產率的生產仍然會在國內進行出口.孫廣杰、舒文定（2012）[4]研究了人民幣匯率變動對我國進出口貿易的影響，通過分析得出人民幣匯率將持續升高的預期確實影響對我國的進出口貿易，甚至是對我國的經濟增長造成了一定的負面影響.陶士貴、相瑞（2012）[5]通過實證分析得出人民幣升值將促進了中國對外直接投資.

其次是匯率波動對OFDI的影響.Schmidt and Udo （2008）[6]運用美國在1984～2004年間對6個工業化國家的對外直接投資的數據進行實證分析，研究發現對外直接投資與匯率的波動之間呈負相關關系.Lukman and Olalekan（2014）[7]利用尼日利亞1970～2009年石油類和非石油類FDI流入的數據，實證分析得出：在短期，匯率波動和石油投資不存在因果關系，而與非石油投資之間關系并不明確.程瑤和于津平（2009）[8]認為，短期內人民幣匯率波動幅度增大將會引起外商直接投資的增加，而在長期內由于匯率風險將會對投資的流入規模產生抑制作用.胡兵和涂春麗（2012）[9]采用跨國面板數據模型，實證研究表明匯率波動對對外直接投資有顯著的影響.封福育（2015）[10]考察了人民幣實際匯率波動對流入我國FDI的影響，結果表明，當匯率波動幅度較小的情況下，匯率波動有利于吸收更多的外商對華直接投資，而在匯率劇烈波動的情況下，人民幣匯率波動于外商對華直接投資之間并無顯著關系.

梳理現有文獻發現學者們的理論研究大多是圍繞人民幣匯率變動對于中國引進外商直接投資的討論，對于中國對外直接投資的研究較少，并且，對于中國目前現有的研究主要集中于對對外直接投資區位、方式、影響因素的研究.本文是從人民幣匯率影響中國對外直接投資的角度出發，對于我國如何正確對待和進行對外直接投資有一定的現實意義.另外，本文首先以匯率變動影響OFDI的理論為基礎構建動態面板數據模型，然后運用系統GMM估計方法進行實證檢驗.并且動態分析人民幣匯率變動與我國對外直接投資的相互關系，克服了傳統靜態分析方法上的局限性.

2匯率變動影響對外直接投資的傳導機制

匯率主要是從出口價格、投資成本、國外籌資成本和相對財富以及資本化率4個方面來影響中國對外直接投資，主要傳導機制為：

2.1出口價格

如果本幣升值，意味著在國內企業在東道國市場內的投資生產成本降低，從而吸引了更多的本國企業到國外進行投資生產活動，最終引起本國企業對外國的直接投資增加.

2.2投資成本和國外籌資成本

在開放經濟條件下，我們可以將貿易商品價格表示為P= eP*，某個國家的財富（資產價格）表示為Wd =eW*d，外國和本國貿易品價格表示為P*和P，以本幣計量的本國財富（資產）表示為Wd ，以外幣為單位表示的本國財富（資產）表示為W*d，最后用e代表兩國名義匯率（采用直接標價法）.如果投資國貨幣升值，那么在東道國市場上用本幣所表示的東道國財富將下降，投資國在東道國市場上購買力上升，這將引起投資國跨國公司的對外直接投資增加.

2.3相對財富的變化

如果投資國貨幣升值，那么當地市場上同等價值的商品價格相對降低，國外投資者在當地市場上購買力增強.所以，如果資本流出國貨幣相對于資本流入國貨幣升值時，那么母國跨國公司相對財富增加，從而起到促進投資國對外直接投資的作用.反之，當資本輸出國貨幣相對于資本輸入國貨幣貶值時，結果則相反，外資將大量流出.2.4資本化率的變化.

假設其他條件不變，那么具有較高資本化率的廠商就會向弱幣持有國進行直接投資.此外，若投資來源國的貨幣較硬，則存在“貨幣升水”的情況.因此，當持硬通貨國的跨國企業以軟通貨國家的通貨進行對外直接投資時，就很可能在貨幣升值的波動中獲得利益，最終引起強幣持有國的跨國企業向弱幣持有國的直接投資增加.

3中國對外直接投資的現狀分析

自2002年以來，中國的對外直接投資保持著持續的增長態勢.中國的對外直接投資流量在2002年僅為27億美元，但是，在2008年和2009年，中國實現了559.1億美元和565.3億美元的對外投資額，增長率分別為110.9%和110.1%，如圖1所示.尤其是2010年，中國的對外直接投資在2009年的歷史最高位基礎上實現了21.7%的迅猛增長，在全球對外直接投資國家和地區的流量排名中上升到第5位.2014年我國對外直接投資創下了1 160億美元的歷史新高，連續三年位列全球第三，雙向投資首次接近平衡.這一數字遠遠超過了同一時期世界絕大部分國家和地區對外直接投資.

3.5數據來源于：《2014年度中國對外直接投資統計公報》.

對外直接投資總額的68.1%和17.7%.同時隨著發達國家經濟增長的逐漸恢復以及中國對外投資布局的調整，近些年來中國對歐洲、大洋洲和北美洲的投資增長迅速；而非洲地區由于動蕩不安的政局局勢以及比較落后的投資環境，嚴重制約了中國對其投資數量的增加.從長期來看，亞洲仍然是中國投資的重點地區，拉丁美洲、大洋洲、歐洲、北美洲、非洲還有很大的上升空間.4人民幣匯率變動對我國對外

直接投資的實證研究

4.1模型的設定

本文選擇2003～2014年中國OFDI的總量數據進行分析.考慮到經濟發展規模對OFDI的影響，在模型的設定中，加入GDP作為衡量國內經濟發展的標準，同時考慮到OFDI具有時間依賴的動態特征，設定動態實證模型：

LOFDIit=α0+β∑LOFDIi，t-n+α1VEit+

α2LGDPit+α3LREERit+εit.

式中，下標i表示接受中國OFDI的國家，t表示年份，α和β分別表示模型中的估計參數；被解釋變量LOFDI表示中國每年的對外直接投資流量額；LREER、VE、LGDP為解釋變量，分別表示匯率、匯率波動率和國內生產總值.LOFDIi，t-n為被解釋變量N階滯后項，ε為隨機擾動項.為了保證數據的平穩性，分別對對外直接投資流量額、匯率和國內生產總值進行了對數處理.

4.2數據來源及處理

本文對OFDI、REER和GDP的數據選取2003-2014年的年度數據，同時在全世界范圍內挑選出24個國家作為樣本國，選擇的標準主要一方面根據中國主要的貿易國，并且中國對這24個國家的直接投資近十多年來保持穩定且投資量大，同時根據數據的可得性，選取的國家數據更完整，并且避開三大避稅區：中國香港、開曼群島、英屬維爾京群島，最后考慮到非洲地區數字的真實性和完整性，以及資源戰略性投資對中國對外直接投資的干擾性.基于以上標準選擇了：菲律賓、孟加拉國、瑞典、土耳其、巴西、日本、荷蘭、埃及、澳大利亞、法國、泰國、老撾、阿爾及利亞、俄羅斯聯邦、英國、印度尼西亞、德國、贊比亞、尼日利亞、委內瑞拉、意大利、智力、喀麥隆和匈牙利作為24個樣本國，數據具體來源和說明如下：

OFDI為中國對外直接投資流量，數據主要來源于聯合國貿易和發展會議及歷年《中國對外直接投資統計公報》.REER是人民幣兌24個樣本國的名義匯率，通過人民幣兌美元的名義匯率以及這24個樣本國兌美元的名義匯率計算得出，采用直接標價法.本文選取的數據主要來源于國際貨幣基金組織的IFS數據庫以及國家外匯管理局.GDP表示國內生產總值，24個樣本國的國內生產總值以美元計價，數據主要來源于聯合國數據庫.VE表示人民幣兌24個樣本國匯率的波動幅度.本文中所提及的匯率波動是指匯率波動幅度的大小，本文選取GARCH模型對人民幣兌24個樣本國的名義匯率的波動幅度分別進行測算，并得到參數估計值.

4.3實證分析

4.3.1匯率波動率的測算

本文選取其中一個樣本國（j）對時間序列REER取自然對數，然后對時間序列DLREER進行描述統計分析，得到DLREER 的統計特征，統計結果如圖2所示.

圖2可以看出，偏度值0.864 412>0，峰度值3.611 666﹥3，說明人民幣實際有效匯率存在明顯的“偏峰后尾”特征，這說明人民幣實際有效匯率的波動幅度較大.對人民幣匯率一階差分序列進行平穩性檢驗，判斷序列是否為平穩序列，檢驗結果見表2.

由表5顯示的結果可知，所有變量在5%下均拒絕存在單位根的原假設，表明上述變量序列是平穩的，滿足協整檢驗的同階單整條件.我們使用Pedroni檢驗和Kao檢驗來考量面板數據的協整性質，結果見表6.其中，在Pedroni檢驗中，panel表示組內統計描述，Group表示組間統計描述.結果顯示，除了v統計量和rho統計量，其他統計量均在1%置信水平下拒絕了不存在面板協整的原假設.Pedroni在研究中表示，小樣本情況下，rho統計量的拒絕度最高，ADF最低，高鐵梅（2009）指出樣本不大的情況下，主要以組間和組內的ADF值作為判斷協整性的標準，考慮到本文使用的樣本數據為時間和截面跨度不大，因而可以認為指標間存在長期穩定的協整關系.另據Kao檢驗可以看出，ADF統計量為-5.077 1，且在1%置信水平下可以通過假設檢驗，進一步證明了面板數據間的協整關系.

基于以上實證結果，首先可以看到AR（1）和AR（2）的顯著性概率P值在差分GMM估計和系統GMM估計中分別為0.000 4、0.805 1、0.000 8、0.441 3，表明原方程的殘差項只存在一階自相關而不存在高階相關，說明動態面板模型的設置是合理的.同時，Wald檢驗在1%的置信水平下顯著為正，Sargan檢驗在差分GMM估計和系統GMM估計中的P值分別為0.805 1、0.441 3，不能拒絕工具變量有效的原假設，表明本文所選取的工具變量有效，實證估計結果是穩健的.根據實證結果還可以分析出，在差分GMM估計下，被解釋變量的滯后一階系數為0.129 8，且在1%的置信水平下通過顯著性檢驗，說明LOFDI過去一期決定了當期LOFDI的“起跑線”，也就是說，過去一期的對外直接投資越多，那么當期的對外直接投資也會增加.進一步的，通過系統GMM估計的結果，發現被解釋變量的滯后一階系數為0.270 2，為正，并且在1%的置信水平下顯著，進一步說明被解釋變量的滯后項對被解釋變量當期有一個正向的作用.這也表明中國對外直接投資具有較強的延續性和聚集效應即對某一國家或地區的投資企業越多，越能夠吸引新的后續投資積聚于該國或地區.而從表6的估計結果，發現匯率水平的系數顯著為負，而在直接標價法下，人民幣匯率水平升高，意味著人民幣貶值.因而人民幣升值對中國對外直接投資具有正向的影響.這可能是因為人民幣升值一方面使得中國企業以東道國貨幣表示的財富增加，另一方面使得被并購企業及相關投資成本減少，因而促進中國的對外直接投資.匯率波動在差分GMM估計和系統GMM估計下均通過1%的假設檢驗，這說明短期內匯率波動會增加人民幣升值潛力，因而可以促進中國對外直接投資的發展.樣本國GDP的估計系數在1%水平顯著為正，說明樣本國市場規模越大對中國對外直接投資的吸引程度越高.

參考文獻

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