陳柯米

摘 要：自“走出去”戰(zhàn)略實施以來，中國企業(yè)對外直接活動日趨活躍，同時匯率市場上人民幣升值的趨勢依然堅挺。匯率變動在一定程度上可以改變企業(yè)的投資的相對資本量，時刻影響著企業(yè)對外直接投資行為。為明確人民幣匯率與對外直接投資間的關(guān)系，本文在論述了大量投資理論和匯率研究的基礎(chǔ)上，通過實證分析得出結(jié)果，并據(jù)此提出初步性的政策建議。

關(guān)鍵詞：人民幣匯率；OFDI；影響研究；實證分析

自改革開放以來，中國經(jīng)濟(jì)增長迅速，企業(yè)開始走出國門，在全球市場中尋求投資機(jī)會。僅2014年中國對外直接投資流量達(dá)1160億美元，累計投資8826.42億美元，分布在全球186個國家（地區(qū)），涵蓋國民經(jīng)濟(jì)的18個行業(yè)，對外直接投資在國際投資中的作用越來越突出。人民幣匯率制度在經(jīng)歷了多個階段的變動后，人民幣升值壓力可能影響我國企業(yè)的國際競爭力和投資決策，從而影響到我國對外直接投資的總體水平。因而，更好的認(rèn)識在此種匯率變動情境下中國對外直接投資可能面臨的問題，正確把握對外直接投資大致發(fā)展方向尤其重要。

一、中國對外直接投資及人民幣匯率的發(fā)展

中國對外直接投資的起步雖比較晚，但隨企業(yè)國際化經(jīng)營日臻成熟，對外直接投資的勢頭良好。目的地方面，中國對外直接投資地域分布高度集中，2014年底對外直接投資存量前20位的國家地區(qū)存量占總量的近90%，對“一帶一路”沿線國家的直接投資流量為136.6億美元，占中國對外直接投資流量的11.1%。行業(yè)方面，2014年中國對外直接投資涵蓋了國民經(jīng)濟(jì)的18個行業(yè)大類，按三次產(chǎn)業(yè)劃分，投資流量占比分別為1.3%、25.3%和73.4%；2014年底三次產(chǎn)業(yè)存量占比分別為1%、24%和75%。中國企業(yè)OFDI前景樂觀，行業(yè)分布、涉及地域也日趨多元化。在國民經(jīng)濟(jì)的不同發(fā)展階段，為適應(yīng)國民經(jīng)濟(jì)發(fā)展和對外貿(mào)易的需求需要對人民幣與其他貨幣的比價進(jìn)行調(diào)整和變更，2005年至今我國主要采取參考一籃子貨幣進(jìn)行調(diào)節(jié)的有管理的浮動匯率制度，人民幣自此開始不斷升值。

二、人民幣匯率對中國對外直接投資影響的實證分析

（一）數(shù)據(jù)來源與說明

本文將對外直接投資額（即我國對外直接投資流量）作為被解釋變量，將人民幣實際有效匯率指數(shù)作為解釋變量，將國內(nèi)生產(chǎn)總值指數(shù)作為控制變量，采用1990-2014年的年度數(shù)據(jù)進(jìn)行分析。數(shù)據(jù)來源于UNCTAD、世界銀行、國家統(tǒng)計局網(wǎng)站。

（二）實證分析

本文采用ADF方法對時間序列各個變量進(jìn)行單位根檢驗，分別進(jìn)行不含趨勢項和截距項、含截距項、含趨勢項和截距項情況下的三種檢驗：

根據(jù)ADF檢驗結(jié)果可以看出，通過一階差分后，各一階差分變量的單位根檢驗結(jié)果在95%的置信水平下均拒絕原假設(shè)，原序列滿足一階單整。

現(xiàn)已知原序列是非平穩(wěn)的時間序列，已知ln（y），ln（x1），ln（gdpd）為一階單整序列，利用STATA對序列進(jìn)行Johansen檢驗，結(jié)果如表2所示：

結(jié)果顯示三個變量之間在5%的顯著性水平下存在一個協(xié)整關(guān)系，可知對外直接投資、人民幣實際有效匯率、國內(nèi)生產(chǎn)總值指數(shù)之間存在一個協(xié)整關(guān)系。

因此，雖各變量均為非平穩(wěn)序列，但都服從一階單整，且通過了協(xié)整檢驗。說明各變量間存在長期均衡關(guān)系，排除了非平穩(wěn)序列間偽回歸的可能性?？蓪ζ溥M(jìn)行回歸分析。

以對外直接投資額為被解釋變量，人民幣實際有效匯率為解釋變量，國內(nèi)生產(chǎn)總值系數(shù)為控制變量，利用OLS進(jìn)行回歸，R2接近于1，F(xiàn)值大于臨界值，回歸方程存在顯著的線性關(guān)系；變量都通過了在5%顯著性水平下解釋變量的t檢驗，可得模型為：

對上述的模型進(jìn)行DW檢驗，DW統(tǒng)計量為1.205074有正相關(guān)問題。為更好地解釋變量之間的關(guān)系，采用廣義差分法來克服序列自相關(guān)問題，模型為：lny=-120.4518+5.247477lnx1+20.87507ln gdpd+0.7165574εt-1+εt

DW統(tǒng)計量為2.579917，消除了序列自相關(guān)問題，采用最小二乘法得到的參數(shù)估計量，為無偏且有效的估計量。

通過已有分析，可知ln（y），ln（x1），ln（gdpd）存在協(xié)整關(guān)系，故存在長期均衡關(guān)系。為保證序列短期內(nèi)不偏離長期均衡關(guān)系，可以建立一個誤差修正模型。大多數(shù)準(zhǔn)則（包括AIC）選擇了滯后階數(shù)為三階。然后用Johansen的MLE方法估計向量誤差修正模型，將估計的對外直接投資函數(shù)寫作：lny=-832.3251+25.50453lnx1+152.5973ln gdpd。與OLS結(jié)果比較，兩者系數(shù)值接近，但MLE更有效率。

最后，模型依次通過殘差自相關(guān)、正態(tài)性檢驗，且模型系統(tǒng)穩(wěn)定。分別考察模型的脈沖響應(yīng)函數(shù)和正交化的脈沖響應(yīng)函數(shù)可知兩者類似，且脈沖響應(yīng)函數(shù)的響應(yīng)幅度更大。當(dāng)對外直接投資額增加時，國民生產(chǎn)總值系數(shù)將會降低，人民幣實際有效匯率也會降低。即根據(jù)歷史數(shù)據(jù)的判斷，如果中國的國民生產(chǎn)總值較上一年有所下降，人民幣升值的情況下，中國企業(yè)對外直接投資額相應(yīng)地也在增加。

三、實證結(jié)果總結(jié)

本文實證結(jié)果表明人民幣實際有效匯率、國內(nèi)生產(chǎn)總值系數(shù)與我國對外直接投資額存在顯著的正相關(guān)，人民幣實際有效匯率或國內(nèi)生產(chǎn)總值系數(shù)上升1%，便會促使我國對外直接投資額增加5.25%或 20.86%。短期內(nèi)人民幣實際有效匯率對對外直接投資的影響小于長期影響，而人均國內(nèi)生產(chǎn)總值系數(shù)相反。同樣地，人民幣實際有效匯率的上升會促進(jìn)對外直接投資額的增加。由于在模型中存在3期滯后階數(shù)影響，人民幣實際有效匯率的上升在長期內(nèi)的影響程度更為明顯，在進(jìn)行分析時需要考慮短期和長期的影響差別。

四、政策建議

人民幣匯率和我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展是影響我國對外直接投資的重要因素，建議政府采取以下措施：一是推動人民幣國際化的同時僅保持人民幣的小幅升值，增加企業(yè)相對財富的同時可一定程度地減少匯率風(fēng)險。二是建議政府為相關(guān)企業(yè)建立完備管理體系，統(tǒng)一提供企業(yè)信息、投資信息、投資顧問、投資風(fēng)險管理等多元化服務(wù)，規(guī)范企業(yè)行為。此外，將匯率機(jī)制和投資行為結(jié)為一體解決問題，制定規(guī)范的對外直接投資相關(guān)政策條例，規(guī)避因匯率波動引咎的投資風(fēng)險。

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