人民幣實際有效匯率對OFDI的影響分析

中南財經政法大學 伍亭

人民幣實際有效匯率對OFDI的影響分析

中南財經政法大學 伍亭

摘 要：本文結合中國對外直接投資的特點，利用VAR模型和脈沖響應函數，分析人民幣實際有效匯率和中國對外直接投資之間的均衡關系。結果發現，不論長期還是短期，人民幣的升值對中國對外直接投資有促進作用，而匯率波動幅度增大將抑制OFDI的增加。

關鍵詞：OFDI 人民幣實際有效匯率 協整分析

1 引言

隨著我國經常項目和資本項目“雙順差”的持續擴大，中國加快推進“走出去”戰略，鼓勵企業積極發展境外直接投資，以保持國內外經濟平衡。2015年，李克強總理指出，為適應國際格局的調整，中國外貿應從“大進大出”轉向“優進優出”，在強化改造外資、外貿兩大經濟支柱的同時，將推進對外投資作為中國經濟發展的“新支柱”。在研究對外直接投資的過程中，匯率通常是跨國投資決策不可忽視的因素，因為匯率是不同貨幣間的比價，直接反映了國內外要素和商品的相對價格。但是長期以來，探討人民幣匯率對吸引FDI流入的研究充分，而深入分析境外投資的文獻相對匱乏。因此，本文欲通過對1994～2013年中國對外直接投資流量數據，采用協整分析和脈沖響應分析，實證研究人民幣實際有效匯率、波動率對我國OFDI的影響和作用。

2 文獻回顧

目前研究匯率對OFDI的影響主要涉及兩個方面：一方面是匯率水平的變動；另一方面是匯率波動。對于匯率變動，一種觀點認為東道國相較投資國貨幣貶值，有利于FDI的流入。Gushman的相對生產成本理論認為外國貨幣升值會降低外國投資者在東道國的生產成本，從而刺激對外直接投資流向東道國。同時，Froot and Stein的“相對財富效應”理論認為，投資國貨幣升值后，在東道國投資的企業以東道國貨幣計價的財富增加，因而鼓勵了投資國并購東道國企業。而Campa(1993)提出了截然不同的觀點，認為未來的預期水平是跨國公司考慮是否進行對外投資的重要因素。一國貨幣貶值會意味著該國企業對外投資的預期未來利潤水平的提高。因此，母國貨幣貶值有利于FDI流出。

不少學者認為匯率波動越劇烈，對外直接投資所面臨的風險就越大。Campa(1993)采用期權定價模型得出匯率的頻繁波動將帶來了很大不確定性，此時就越需要更高水平的匯率來誘使企業進行OFDI。然而，如果將貿易和投資看作可替代品，匯率波動則有可能使得跨國公司增加對外投資以規避匯率風險。

綜上所述，關于匯率與對外直接投資的國外研究大多針對發達國家，如美國和日本等，而且理論分析和實證檢驗均存在很大分歧。國內的研究則大多關注于人民幣匯率對中國引進FDI影響，對于以中國為投資國的OFDI研究受人民幣匯率影響的研究較少，考慮到中國的特殊國情和政策制度，與發達國家存在明顯差異，所以不能簡單套用國外學者的理論，需要我們針對我國對外直接投資的特點來分析人民幣匯率變化對OFDI的影響。

3 計量模型及指變量說明

3.1 計量模型

本文主要采用1994～2013年中國對外直接投資凈額(OFDI)數據研究人民幣實際有效匯率對OFDI的影響，初步構建如下計量模型：

其中，LnOFDI表示中國對外直接投資流量的對數，LnREER表示人民幣實際有效匯率水平的對數，LnVEDS表示匯率波動幅度倒數的對數。

3.2 變量選取和數據說明

3.2.1 OFDI數據來源

本文OFDI數據來自中國商務部《中國對外直接投資統計公報》；世界消費者價格指數來自MF統計報告，OFDI以美元表示，實際OFDI構建如下：

3.2.2 實際有效匯率以及匯率波動數據來源和計算

(1)跨國公司在進行對外直接投資時，需要考量全球性投資成本，所以本文選取實際有效匯率作為衡量人民幣匯率變化的基本變量。本文1994～2013年人民幣實際有效匯率[1]來自國際結算銀行的實際有效匯率月度統計報告，以2005年為基期[2]。

(2)匯率波動的測算。由于匯率波動性不能直接觀測得到，因此必須給出適當的量度。本文借鑒Amuedo Doranes和Pozo(1996)采用的GARCH模型對條件方差，和擾動項平方的滯后值，進行估測，由此推算人民幣實際有效匯率的波動率，結果如下：

通過上述模型便可得到匯率序列的條件預測月度方差，然后以每年12個月匯率波動的平均值作為年度波動程度值，由此得到1994～2013年的年度匯率波動值序列，記為VE，但為增加模型的顯著性，所以對VE倒數求對數，記為LnVEDS。

4 人民幣匯率影響OFDI規模的實證分析

本文將先對時間序列變量進行平穩性檢驗，然后給出包含LnOFDI、LnVEDS、LnREER三個向量的協整方程，并利用VAR模型的脈沖響應分析方法，研究三者間的動態關系。

4.1 ADF單位根檢驗

通過eviews7.2的ADF檢驗各時間序列的平穩性，檢驗結果如下表，表明各變量經過一階差分平穩，所以都是一階單整序列。

表格1 ADF檢驗結果

4.2 VAR模型的構建

4.2.1 滯后階數的選擇

VAR模型滯后階數比較敏感，不同的滯后階數可能產生不同的結果。因此，在建立多變量的VAR模型之前，還應確定合適的滯后期K。本文將采用序列D LnOFDI、D LnVEDS和 D LnREER的數據建立VAR模型。根據AIC和SC同時達到最小，經過試驗，本文取滯后期數為。

4.2.2 VAR(3)模型的估計

本文對于多變量的協整性檢驗采用Johansen檢驗法，在做檢驗是考慮了含有常數和時間趨勢情況。Johansen檢驗結果表明各變量之間存在至少一個長期穩定的均衡關系。因此，根據檢驗結果本文直接給出相應的協整方程。Johansen協整檢驗估計經標準化后的LnOFDI、LnVEDS和LnREER長期協整關系為：

LnOFDI=6.1658LnREER+0.2172LnVEDS-0.3309

(0.89834) (0.44970) (0.01608)

根據協整方程，表明從長期來看LnOFDI、LnREER和LnVEDS三者保持1:6.1658:0.2172的比例變動，而且相較于匯率波動幅度，實際匯率水平才是對外直接投資的重要影響因素。其中，人民幣實際有效匯率每上升一個百分點，即人民幣升值1%，OFDI增加6.1658%，表明人民幣升值有助于增加我國境外直接投資，同時匯率波動率的倒數每增加1%，OFDI增加0.2172%(即匯率波動幅度越小，OFDI流量越大)。

4.3 廣義脈沖響應函數效應

根據上述建立的VAR模型，本文還將觀察系統的脈沖響應函數，以便更好地分析變量間的動態互動效應。避免沖擊識別的隨意性，本文采用由Potter(1996)、Pesaran和Shin(1998)等提出的一般脈沖響應方法(Generalized Impulse Response)進行脈沖響應分析。

從圖1可看出，給定一個人民幣實際有效匯率上升的沖擊，在當期LnOFDI會迅速攀升至峰值后回落。對于LnREER的沖擊，LnOFDI自第6期后波動逐漸減緩穩定于0.15%左右，維持正響應狀態。可見，人民幣升值有利于促進境外直接投資。這一結果和Froot and Stein(1991)的相對財富理論和Blonigen(1997)的企業專有資產理論相吻合。OFDI對來自匯率波動倒數的沖擊起初無響應，然后迅速攀升在第2期，達到0.16%左右，自第6期后波動逐漸減緩，始終穩定于正響應(即匯率波動幅度降低，促進OFDI的增加)，這與所構建的長期協整方程結果一致。

圖1

善了企業綜合收益的列報內容。有助于財務報表使用者做出決策。新準則對其他綜合收益僅僅列舉了部分計入其他綜合收益的項目，相關部門應出臺相應會計準則，正確定義其他綜合收益，規范其他綜合收益列報內容。建議業務核算單獨設置“其他綜合收益”科目，將其他綜合收益與“資本公積—其他資本公積”隔離開來，避免兩者混淆，完善其他綜合收益的列報。

其他綜合收益主要反映企業未來的損益，其他綜合收益在利潤表單獨列示的時間較短，我國大多企業財務人員還不熟悉，未大范圍的運用于企業業務核算中。建議加大宣傳力度，積極推廣全面收益觀理念，加強會計人員的后續教育。使其他綜合收益實務應用盡快被企業和財務報表使用者所接受。

參考文獻

[1] 李莉.“其他資本公積”與“其他綜合收益”辨析[J].財會月刊,2013(01).

[2] 尼燕.論其他綜合收益及其列報[J].財會通訊,2014 (11).

[3] 丁鑫,陳智.其他綜合收益在財務報表中列報的改進——基于新財務報表列報準則[J].財會月刊.2015 (01).

作者簡介：伍亭(1995-)，女，湖南衡陽人，中南財經政法大學工商管理學院2012級，主要從事跨國經營理論與戰略、對外直接投資方面的研究。

中圖分類號：F832

文獻標識碼：A

文章編號：2096-0298(2015)04(b)-182-03