喻旭蘭　劉博

摘要通過GARCH模型和動(dòng)態(tài)面板模型，對(duì)人民幣匯率變動(dòng)對(duì)我國對(duì)外直接投資的影響進(jìn)行了實(shí)證分析.結(jié)果表明：在長期內(nèi)，人民幣匯率無論是匯率水平變化還是匯率波動(dòng)都對(duì)我國對(duì)外直接投資存在影響，人民幣升值，我國對(duì)外直接投資增加；匯率波動(dòng)幅度越大，我國對(duì)外直接投資也會(huì)增加.

關(guān)鍵詞人民幣匯率；對(duì)外直接投資；動(dòng)態(tài)GMM

中圖分類號(hào)F830.9文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)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(xiàn)綜述

2016年是“十三五”規(guī)劃開局之年，根據(jù)商務(wù)部統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)顯示，2015年我國境內(nèi)投資者累計(jì)實(shí)現(xiàn)對(duì)外投資7350.8億元人民幣，同比增長14.7%，企業(yè)“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(shù)服務(wù)業(yè)的對(duì)外直接投資比上年增長2.4倍，投向制造業(yè)的對(duì)外直接投資增長105.9%.這使得無論是國家的綜合經(jīng)濟(jì)實(shí)力還是企業(yè)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(duì)外直接投資的很多因素中，匯率不僅決定了國內(nèi)外商品的相對(duì)價(jià)格和相對(duì)生產(chǎn)成本，更重要的是對(duì)對(duì)外直接投資規(guī)模和流向有著至關(guān)重要的作用.在人民幣不斷升值的大背景之下，本文對(duì)人民幣匯率與中國對(duì)外直接投資的關(guān)系進(jìn)行深入的理論及實(shí)證研究，進(jìn)而提出有針對(duì)性的政策建議.

匯率變動(dòng)對(duì)一個(gè)國家對(duì)外直接投資的影響主要從兩個(gè)方面考察：一個(gè)是匯率的水平變動(dòng)，也就是說匯率的升值或貶值對(duì)OFDI的影響；第二個(gè)是匯率波動(dòng)，即匯率一定程度上下波動(dòng)幅度或匯率變化的劇烈程度對(duì)OFDI的影響.國內(nèi)外學(xué)者通常從這兩個(gè)層面出發(fā)來研究匯率的變動(dòng)與對(duì)外直接投資之間的關(guān)系.

首先是匯率水平變動(dòng)對(duì)OFDI的影響.最早對(duì)匯率與對(duì)外直接投資相互關(guān)系的提出見解的學(xué)者是20世紀(jì)70年代的美國金融學(xué)家R Aliber（1970）[1]，他認(rèn)為：由于不同貨幣區(qū)域以及貨幣國內(nèi)國外市場的不完全，匯率會(huì)導(dǎo)致對(duì)外直接投資地區(qū)分布上的差異.當(dāng)匯率變動(dòng)時(shí)，處于硬通貨區(qū)域的企業(yè)將獲得有利地位，并且會(huì)趨向于向軟通貨地區(qū)進(jìn)行投資.Matthias，Carsten and Signe（2013）[2]實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)固定匯率對(duì)發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體的國外直接投資的雙邊流動(dòng)具有很強(qiáng)并且顯著的效果，但對(duì)于發(fā)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(jìn)行探究得出，如果母國匯率上升，則東道國相對(duì)勞動(dòng)力成本下降，那么會(huì)導(dǎo)致企業(yè)生產(chǎn)率較低的生產(chǎn)或研發(fā)活動(dòng)選擇對(duì)外直接投資，而高生產(chǎn)率的生產(chǎn)仍然會(huì)在國內(nèi)進(jìn)行出口.孫廣杰、舒文定（2012）[4]研究了人民幣匯率變動(dòng)對(duì)我國進(jìn)出口貿(mào)易的影響，通過分析得出人民幣匯率將持續(xù)升高的預(yù)期確實(shí)影響對(duì)我國的進(jìn)出口貿(mào)易，甚至是對(duì)我國的經(jīng)濟(jì)增長造成了一定的負(fù)面影響.陶士貴、相瑞（2012）[5]通過實(shí)證分析得出人民幣升值將促進(jìn)了中國對(duì)外直接投資.

其次是匯率波動(dòng)對(duì)OFDI的影響.Schmidt and Udo （2008）[6]運(yùn)用美國在1984～2004年間對(duì)6個(gè)工業(yè)化國家的對(duì)外直接投資的數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析，研究發(fā)現(xiàn)對(duì)外直接投資與匯率的波動(dòng)之間呈負(fù)相關(guān)關(guān)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(shù)據(jù)，實(shí)證分析得出：在短期，匯率波動(dòng)和石油投資不存在因果關(guān)系，而與非石油投資之間關(guān)系并不明確.程瑤和于津平（2009）[8]認(rèn)為，短期內(nèi)人民幣匯率波動(dòng)幅度增大將會(huì)引起外商直接投資的增加，而在長期內(nèi)由于匯率風(fēng)險(xiǎn)將會(huì)對(duì)投資的流入規(guī)模產(chǎn)生抑制作用.胡兵和涂春麗（2012）[9]采用跨國面板數(shù)據(jù)模型，實(shí)證研究表明匯率波動(dòng)對(duì)對(duì)外直接投資有顯著的影響.封福育（2015）[10]考察了人民幣實(shí)際匯率波動(dòng)對(duì)流入我國FDI的影響，結(jié)果表明，當(dāng)匯率波動(dòng)幅度較小的情況下，匯率波動(dòng)有利于吸收更多的外商對(duì)華直接投資，而在匯率劇烈波動(dòng)的情況下，人民幣匯率波動(dòng)于外商對(duì)華直接投資之間并無顯著關(guān)系.

梳理現(xiàn)有文獻(xiàn)發(fā)現(xiàn)學(xué)者們的理論研究大多是圍繞人民幣匯率變動(dòng)對(duì)于中國引進(jìn)外商直接投資的討論，對(duì)于中國對(duì)外直接投資的研究較少，并且，對(duì)于中國目前現(xiàn)有的研究主要集中于對(duì)對(duì)外直接投資區(qū)位、方式、影響因素的研究.本文是從人民幣匯率影響中國對(duì)外直接投資的角度出發(fā)，對(duì)于我國如何正確對(duì)待和進(jìn)行對(duì)外直接投資有一定的現(xiàn)實(shí)意義.另外，本文首先以匯率變動(dòng)影響OFDI的理論為基礎(chǔ)構(gòu)建動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型，然后運(yùn)用系統(tǒng)GMM估計(jì)方法進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn).并且動(dòng)態(tài)分析人民幣匯率變動(dòng)與我國對(duì)外直接投資的相互關(guān)系，克服了傳統(tǒng)靜態(tài)分析方法上的局限性.

2匯率變動(dòng)影響對(duì)外直接投資的傳導(dǎo)機(jī)制

匯率主要是從出口價(jià)格、投資成本、國外籌資成本和相對(duì)財(cái)富以及資本化率4個(gè)方面來影響中國對(duì)外直接投資，主要傳導(dǎo)機(jī)制為：

2.1出口價(jià)格

如果本幣升值，意味著在國內(nèi)企業(yè)在東道國市場內(nèi)的投資生產(chǎn)成本降低，從而吸引了更多的本國企業(yè)到國外進(jìn)行投資生產(chǎn)活動(dòng)，最終引起本國企業(yè)對(duì)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(jīng)濟(jì)條件下，我們可以將貿(mào)易商品價(jià)格表示為P= eP*，某個(gè)國家的財(cái)富（資產(chǎn)價(jià)格）表示為Wd =eW*d，外國和本國貿(mào)易品價(jià)格表示為P*和P，以本幣計(jì)量的本國財(cái)富（資產(chǎn)）表示為Wd ，以外幣為單位表示的本國財(cái)富（資產(chǎn)）表示為W*d，最后用e代表兩國名義匯率（采用直接標(biāo)價(jià)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(cái)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(duì)外直接投資增加.

2.3相對(duì)財(cái)富的變化

如果投資國貨幣升值，那么當(dāng)?shù)厥袌錾贤葍r(jià)值的商品價(jià)格相對(duì)降低，國外投資者在當(dāng)?shù)厥袌錾腺徺I力增強(qiáng).所以，如果資本流出國貨幣相對(duì)于資本流入國貨幣升值時(shí)，那么母國跨國公司相對(duì)財(cái)富增加，從而起到促進(jìn)投資國對(duì)外直接投資的作用.反之，當(dāng)資本輸出國貨幣相對(duì)于資本輸入國貨幣貶值時(shí)，結(jié)果則相反，外資將大量流出.2.4資本化率的變化.

假設(shè)其他條件不變，那么具有較高資本化率的廠商就會(huì)向弱幣持有國進(jìn)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(dāng)持硬通貨國的跨國企業(yè)以軟通貨國家的通貨進(jìn)行對(duì)外直接投資時(shí)，就很可能在貨幣升值的波動(dòng)中獲得利益，最終引起強(qiáng)幣持有國的跨國企業(yè)向弱幣持有國的直接投資增加.

3中國對(duì)外直接投資的現(xiàn)狀分析

自2002年以來，中國的對(duì)外直接投資保持著持續(xù)的增長態(tài)勢(shì).中國的對(duì)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(shí)現(xiàn)了559.1億美元和565.3億美元的對(duì)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(duì)外直接投資在2009年的歷史最高位基礎(chǔ)上實(shí)現(xiàn)了21.7%的迅猛增長，在全球?qū)ν庵苯油顿Y國家和地區(qū)的流量排名中上升到第5位.2014年我國對(duì)外直接投資創(chuàng)下了1 160億美元的歷史新高，連續(xù)三年位列全球第三，雙向投資首次接近平衡.這一數(shù)字遠(yuǎn)遠(yuǎn)超過了同一時(shí)期世界絕大部分國家和地區(qū)對(duì)外直接投資.

3.5數(shù)據(jù)來源于：《2014年度中國對(duì)外直接投資統(tǒng)計(jì)公報(bào)》.

對(duì)外直接投資總額的68.1%和17.7%.同時(shí)隨著發(fā)達(dá)國家經(jīng)濟(jì)增長的逐漸恢復(fù)以及中國對(duì)外投資布局的調(diào)整，近些年來中國對(duì)歐洲、大洋洲和北美洲的投資增長迅速；而非洲地區(qū)由于動(dòng)蕩不安的政局局勢(shì)以及比較落后的投資環(huán)境，嚴(yán)重制約了中國對(duì)其投資數(shù)量的增加.從長期來看，亞洲仍然是中國投資的重點(diǎn)地區(qū)，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(dòng)對(duì)我國對(duì)外

直接投資的實(shí)證研究

4.1模型的設(shè)定

本文選擇2003～2014年中國OFDI的總量數(shù)據(jù)進(jìn)行分析.考慮到經(jīng)濟(jì)發(fā)展規(guī)模對(duì)OFDI的影響，在模型的設(shè)定中，加入GDP作為衡量國內(nèi)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的標(biāo)準(zhǔn)，同時(shí)考慮到OFDI具有時(shí)間依賴的動(dòng)態(tài)特征，設(shè)定動(dòng)態(tài)實(shí)證模型：

LOFDIit=α0+β∑LOFDIi，t-n+α1VEit+

α2LGDPit+α3LREERit+εit.

式中，下標(biāo)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(jì)參數(shù)；被解釋變量LOFDI表示中國每年的對(duì)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(dòng)率和國內(nèi)生產(chǎn)總值.LOFDIi，t-n為被解釋變量N階滯后項(xiàng)，ε為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng).為了保證數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性，分別對(duì)對(duì)外直接投資流量額、匯率和國內(nèi)生產(chǎn)總值進(jìn)行了對(duì)數(shù)處理.

4.2數(shù)據(jù)來源及處理

本文對(duì)OFDI、REER和GDP的數(shù)據(jù)選取2003-2014年的年度數(shù)據(jù)，同時(shí)在全世界范圍內(nèi)挑選出24個(gè)國家作為樣本國，選擇的標(biāo)準(zhǔn)主要一方面根據(jù)中國主要的貿(mào)易國，并且中國對(duì)這24個(gè)國家的直接投資近十多年來保持穩(wěn)定且投資量大，同時(shí)根據(jù)數(shù)據(jù)的可得性，選取的國家數(shù)據(jù)更完整，并且避開三大避稅區(qū)：中國香港、開曼群島、英屬維爾京群島，最后考慮到非洲地區(qū)數(shù)字的真實(shí)性和完整性，以及資源戰(zhàn)略性投資對(duì)中國對(duì)外直接投資的干擾性.基于以上標(biāo)準(zhǔn)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(lián)邦、英國、印度尼西亞、德國、贊比亞、尼日利亞、委內(nèi)瑞拉、意大利、智力、喀麥隆和匈牙利作為24個(gè)樣本國，數(shù)據(jù)具體來源和說明如下：

OFDI為中國對(duì)外直接投資流量，數(shù)據(jù)主要來源于聯(lián)合國貿(mào)易和發(fā)展會(huì)議及歷年《中國對(duì)外直接投資統(tǒng)計(jì)公報(bào)》.REER是人民幣兌24個(gè)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(gè)樣本國兌美元的名義匯率計(jì)算得出，采用直接標(biāo)價(jià)法.本文選取的數(shù)據(jù)主要來源于國際貨幣基金組織的IFS數(shù)據(jù)庫以及國家外匯管理局.GDP表示國內(nèi)生產(chǎn)總值，24個(gè)樣本國的國內(nèi)生產(chǎn)總值以美元計(jì)價(jià)，數(shù)據(jù)主要來源于聯(lián)合國數(shù)據(jù)庫.VE表示人民幣兌24個(gè)樣本國匯率的波動(dòng)幅度.本文中所提及的匯率波動(dòng)是指匯率波動(dòng)幅度的大小，本文選取GARCH模型對(duì)人民幣兌24個(gè)樣本國的名義匯率的波動(dòng)幅度分別進(jìn)行測算，并得到參數(shù)估計(jì)值.

4.3實(shí)證分析

4.3.1匯率波動(dòng)率的測算

本文選取其中一個(gè)樣本國（j）對(duì)時(shí)間序列REER取自然對(duì)數(shù)，然后對(duì)時(shí)間序列DLREER進(jìn)行描述統(tǒng)計(jì)分析，得到DLREER 的統(tǒng)計(jì)特征，統(tǒng)計(jì)結(jié)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(shí)際有效匯率存在明顯的“偏峰后尾”特征，這說明人民幣實(shí)際有效匯率的波動(dòng)幅度較大.對(duì)人民幣匯率一階差分序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，判斷序列是否為平穩(wěn)序列，檢驗(yàn)結(jié)果見表2.

由表5顯示的結(jié)果可知，所有變量在5%下均拒絕存在單位根的原假設(shè)，表明上述變量序列是平穩(wěn)的，滿足協(xié)整檢驗(yàn)的同階單整條件.我們使用Pedroni檢驗(yàn)和Kao檢驗(yàn)來考量面板數(shù)據(jù)的協(xié)整性質(zhì)，結(jié)果見表6.其中，在Pedroni檢驗(yàn)中，panel表示組內(nèi)統(tǒng)計(jì)描述，Group表示組間統(tǒng)計(jì)描述.結(jié)果顯示，除了v統(tǒng)計(jì)量和rho統(tǒng)計(jì)量，其他統(tǒng)計(jì)量均在1%置信水平下拒絕了不存在面板協(xié)整的原假設(shè).Pedroni在研究中表示，小樣本情況下，rho統(tǒng)計(jì)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(nèi)的ADF值作為判斷協(xié)整性的標(biāo)準(zhǔn)，考慮到本文使用的樣本數(shù)據(jù)為時(shí)間和截面跨度不大，因而可以認(rèn)為指標(biāo)間存在長期穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系.另據(jù)Kao檢驗(yàn)可以看出，ADF統(tǒng)計(jì)量為-5.077 1，且在1%置信水平下可以通過假設(shè)檢驗(yàn)，進(jìn)一步證明了面板數(shù)據(jù)間的協(xié)整關(guān)系.

基于以上實(shí)證結(jié)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(jì)和系統(tǒng)GMM估計(jì)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(xiàng)只存在一階自相關(guān)而不存在高階相關(guān)，說明動(dòng)態(tài)面板模型的設(shè)置是合理的.同時(shí)，Wald檢驗(yàn)在1%的置信水平下顯著為正，Sargan檢驗(yàn)在差分GMM估計(jì)和系統(tǒng)GMM估計(jì)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(shè)，表明本文所選取的工具變量有效，實(shí)證估計(jì)結(jié)果是穩(wěn)健的.根據(jù)實(shí)證結(jié)果還可以分析出，在差分GMM估計(jì)下，被解釋變量的滯后一階系數(shù)為0.129 8，且在1%的置信水平下通過顯著性檢驗(yàn)，說明LOFDI過去一期決定了當(dāng)期LOFDI的“起跑線”，也就是說，過去一期的對(duì)外直接投資越多，那么當(dāng)期的對(duì)外直接投資也會(huì)增加.進(jìn)一步的，通過系統(tǒng)GMM估計(jì)的結(jié)果，發(fā)現(xiàn)被解釋變量的滯后一階系數(shù)為0.270 2，為正，并且在1%的置信水平下顯著，進(jìn)一步說明被解釋變量的滯后項(xiàng)對(duì)被解釋變量當(dāng)期有一個(gè)正向的作用.這也表明中國對(duì)外直接投資具有較強(qiáng)的延續(xù)性和聚集效應(yīng)即對(duì)某一國家或地區(qū)的投資企業(yè)越多，越能夠吸引新的后續(xù)投資積聚于該國或地區(qū).而從表6的估計(jì)結(jié)果，發(fā)現(xiàn)匯率水平的系數(shù)顯著為負(fù)，而在直接標(biāo)價(jià)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(duì)中國對(duì)外直接投資具有正向的影響.這可能是因?yàn)槿嗣駧派狄环矫媸沟弥袊髽I(yè)以東道國貨幣表示的財(cái)富增加，另一方面使得被并購企業(yè)及相關(guān)投資成本減少，因而促進(jìn)中國的對(duì)外直接投資.匯率波動(dòng)在差分GMM估計(jì)和系統(tǒng)GMM估計(jì)下均通過1%的假設(shè)檢驗(yàn)，這說明短期內(nèi)匯率波動(dòng)會(huì)增加人民幣升值潛力，因而可以促進(jìn)中國對(duì)外直接投資的發(fā)展.樣本國GDP的估計(jì)系數(shù)在1%水平顯著為正，說明樣本國市場規(guī)模越大對(duì)中國對(duì)外直接投資的吸引程度越高.

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