人民幣匯率變動對我國對外直接投資的影響分析

朱世友，楊喜，董祥鳳

(安徽財經大學金融學院，安徽 蚌埠 233000)

伴隨著 “走出去”戰略的全面實施，對我國對外直接投資(OFDI)提出了更高的要求，也帶動了我國對外直接投資的迅猛發展。2013年國家主席習近平提出的“一帶一路”戰略思想，開啟了我國對外直接投資新構想，且對“一帶一路”沿線國家的對外直接投資大幅度提高。因此，對外直接投資在“一帶一路”戰略的實施中進入了一個新的發展階段。

在“一帶一路”戰略實施過程中，伴隨著人民幣國際化進程的加快，我國對外直接投資的國際國內環境發生了重大變化。在有管理的浮動匯率制度的背景下，人民幣匯率波動相對劇烈，人民幣匯率的變動必然影響到對外直接投資，研究兩者之間的關系，對于我國對外直接投資有重要意義。

依照國際經濟學原理，一般把匯率變動分為匯率水平的變化(匯率的升值和貶值)和匯率波動的變化(匯率較大幅度或較小幅度的波動)。分析近年來相關文獻不難發現，大部分文獻都通過這2個角度進行研究。一是人民幣匯率波動對我國OFDI的影響。如張誼浩[1]分析了不同區間人民幣匯率波動對我國OFDI的影響效應。長期來看，人民幣匯率變動與外商直接投資存在顯著的協整關系；但從短期來看，兩者相關性很低。后來馬翔[2]、陳俊聰等[3]、劉人敬[4]研究了人民幣匯率變動與OFDI變動之間的關系，指出兩者互為格蘭杰因果，具有顯著的影響和長期關系。人民幣匯率無論是匯率水平變化還是匯率波動都會對我國對外直接投資產生影響。Lily等[5]、Almukhtar等[6]和李小萌等[7]利用面板數據模型研究東盟十國的外商直接投資的大量增加能否降低匯率波動，研究發現外商直接投資增加會降低中國、印度、馬來西亞和韓國的匯率波動，但會增加印尼、菲律賓、泰國的匯率波動。二是從貿易技術和R&D方面分析了對外直接投資的作用。陳愉瑜[8]和張海波[9]對中國對外直接投資的貿易技術結構進行了分析，發現中國對外直接投資對貨物貿易技術結構有積極影響，它能夠提升母國的貿易技術含量，證實了中國企業海外直接投資能夠加快新興產業發展，實現出口貿易產業結構再升級。Lichtenberg等[10]以1971～1990年間美國、日本和德國等13個國家為樣本，對進口、利用外資與對外投資3種途徑所導致的國外R&D外溢效應進行檢驗，結果表明匯率波動幅度加大，對外直接投資會從東道國撤出。Rangkakulnuwat等[11]對東盟十三國的進口、利用外資與對外投資3種途徑所導致的國外R&D外溢效應進行檢驗，證實貨幣升值會增加外商的直接投資。Goldberg等[12]研究了發達經濟體對發展中經濟體的對外直接投資行為，發現對外直接投資通過促進中間產品出口的方式，優化了出口貿易技術結構。胡兵等[13]基于跨國面板數據實證分析得出，人民幣升值可以通過國內企業財富的增加以及外國投資成本降低的途徑來帶動OFDI。汪發元等[14]采用長江經濟帶11省市2001～2016年數據,應用時空模型分析科技創新、金融發展對出口貿易技術水平的影響，發現長江經濟帶區域內固定資本投入效果減弱,外商投資企業作用增強,金融發展具有調節高科技產品外貿依存度的重要作用。

縱觀國外學者對于OFDI研究，主要針對發達國家，對于發展中國家的對外直接投資研究較少，研究重點在ODFI對東道國的經濟產生何種影響，而對“一帶一路”戰略下匯率和對外直接投資的聯動關系的研究較少。本研究基于“一帶一路”的發展戰略，針對我國對外直接投資發展現狀，分析人民幣匯率變動對ODFI的影響，并提出相應的政策建議。

1 模型構建

基于我國1994～2016年相關數據，建立一個包含人民幣實際有效匯率(REER)、人民幣實際有效匯率波動率(VE)、國內生產總值(GDP)和對外直接投資(OFDI)的向量自回歸模型(VAR)，分析人民幣實際有效匯率變動與對外直接投資的動態關系。本研究基于VAR模型估計全部內生變量的動態關系，VAR(p)表達式為：

Yt=c+A1·(yt-1)+A2·(yt-2)+…+Ap·(yt-p)+et

(1)

式中，c是n×1常數向量；Ai是n×n矩陣；et是n×1誤差向量。

據此建立研究模型如下：

lnOFDIt=β0+β1·lnREER+β2·lnVE+β3·lnGDP

(2)

為了保持數據的平穩性，對變量采取了對數處理，其中lnOFDI表示被解釋變量；lnREER、lnVE、lnGDP表示解釋變量；βi表示參數估計值。

2 數據來源與處理

選取1994～2016年的23個時間數列數據作為樣本區間，對外直接投資OFDI年度數據來源于《中國對外直接投資公報》。基于已有研究，本研究采用的實際匯率是兩國商品的實際價格。有效匯率是某種加權平均的匯率，以一國對某國的貿易在其全部對外貿易中的比重為權數，其公式如下：

本研究使用的是人民幣實際有效匯率REER，人民幣實際有效匯率REER是人民幣與貿易國貨幣雙邊名義匯率的加權平均，能更真實地反映人民幣對外價值和相對購買力。數據來源于國際清算銀行BIS公布的月度數據，采取加權平均，計算出1994～2016年人民幣實際有效匯率的年均值(表1)。

匯率波動常表現為聚集波動現象，在此利用廣義條件異方差GARCH(1,1)模型對人民幣實際有效匯率REER的波動值進行測算，對REER時間序列取自然對數，然后做一階差分，得到DlnREER，檢驗DlnREER的平穩性、條件異方差性。在檢驗過程發現變量DlnREER存在條件異方差，用GARCH(1,1)重新回歸，得到均值方程:

DlnREER=0.213876DlnREERt-1

GARCH(1,1)方程如下：

對GARCH(1,1)模型做ARCH-LM檢驗，消除條件異方差，根據模型得到人民幣實際有效匯率波動率的月度值，加權平均后得到1994～2016年人民幣實際有效匯率的波動值VE(表2)。

表1 1994～2016年度人民幣實際有效匯率

注：根據BIS公布的“1994～2017 BIS Effective Exchange Rate”月度數據計算得出。

表2 1994～2016年度人民幣實際有效匯率波動率VE值

表3 原序列平穩性檢驗

用GDP表示國內經濟發展情況，國內生產總值越高，人們的收入越高，對外投資就會增加。本研究采用Eviews 7.0作為分析工具。

3 實證分析

3.1 平穩性檢驗

對時間序列進行協整檢驗前，需要檢驗其平穩性。采用ADF檢驗、PP檢驗2種方法對lnOFDI、lnREER、lnVE、lnGDP進行平穩性檢驗，通過2種方法都得出序列不平穩時，認為該時間序列不平穩，2種方法中若有其一得出序列平穩，則該時間序列平穩。通過檢驗得知，變量lnOFDI、lnREER、lnVE、lnGDP不平穩，需要對對變量做差分處理，再次利用ADF檢驗、PP檢驗對變量的平穩性進行檢驗，檢驗結果如表3所示。

做一階差分處理后，變量DlnOFDI、DlnREER、DlnVE、DlnGDP的P值均顯著，服從I(1)序列。變量之間可能存在長期均衡關系，可以使用Johansen 協整檢驗。

3.2 Johansen協整檢驗

如果變量之間存在長期穩定的關系，則它們之間是協整的。存在協整關系，意味著變量在某個時期受到干擾后偏離原來的長期均衡點，但均衡機制會進行調整使其重新趨于均衡狀態。首先，利用赤池信息準則AIC和施瓦茨準則SC確定Johansen協整檢驗滯后階數p值，在增加p值的過程中，使得AIC與SC值同時最小，檢驗結果如表4所示。

表4 AIC與SC準則確定滯后階數

滯后階數p為3時，AIC與SC最小，故確定滯后階數為3階。Johansen協整檢驗結果如表5所示。

由表5可知，不存在協整關系、至多存在1個協整關系的假設下，跡檢驗統計量和最大特征值統計量均大于5%臨界值，說明拒絕了原假設：不存在協整關系和至多存在1個協整關系，說明具有2個協整關系。

表5 原序列Johansen協整檢驗結果

3.3 格蘭杰因果檢驗

格蘭杰檢驗變量之間是否互為因果關系，探討變量的滯后項對因變量是否有影響，根據Johansen協整檢驗得知原序列存在兩個協整關系，對原序列進行多變量格蘭杰因果檢驗(表6)。

表6 格蘭杰因果檢驗

由表6可知，在5%的顯著水平下，lnREER是lnOFDI的格蘭杰原因，lnOFDI不是lnREER的格蘭杰原因，lnVE不是lnOFDI的格蘭杰原因，lnOFDI不是lnVE的格蘭杰原因。由此可知，人民幣實際有效匯率是中國OFDI的格蘭杰原因，人民幣實際有效匯率波動率不是中國OFDI的格蘭杰原因，其中可能的原因是2008年金融危機以來，人民幣匯率的波動幅度較小，人民幣匯率更接近于固定匯率制。

3.4 帶修正項的VAR模型——VEC模型

基于lnOFDI、lnREER、lnVE、lnGDP4個變量的長期均衡關系，構造以誤差修正項作為解釋變量的短期模型，建立一階誤差修正模型：

ΔYt=β1ΔXt-λ(Yt-1-α0Xt-1)+εt

ΔYt=β1ΔXt-λecmt-1+μt

在我國匯率制度改革及OFDI迅速增長的背景下，短期內匯率變化與OFDI的關系可能會出現偏離長期均衡關系的情況。協整檢驗研究了變量之間的長期均衡關系，通過協整檢驗得知變量之間的長期關系。在此基礎上，通過VEC模型檢驗短期動態變化。通過Eviews 7.0求解，分析結果如下：

ΔlnOFDIt=-1.6270ecm+0.3549ΔlnOFDIt-1-2.0462ΔlnREERt-1+0.0359ΔlnVEt-1

(-5.178) (1.780) (-1.417) (0.330)

+2.7974ΔlnGDPt-1-0.2076

(1.520) (-0.865)

誤差修正項系數為-1.627，意味著當短期波動偏離長期均衡時，將以-1.627的調整力度將失衡狀態調整回均衡狀態。lnREERt-1與lnVE的T統計量的值均不顯著，從而lnVE、lnREER與lnOFDI對我國OFDI的短期影響并不顯著，表明長期內匯率的變動會對我國OFDI造成影響，但是短期內并無影響。

3.5 脈沖響應函數分析

利用脈沖響應函數分析，給定變量1個單位標準差的沖擊，觀察lnOFDI在不同期的表現，可以得出1個單位沖擊對于lnOFDI在不同時期影響效果。采用脈沖響應函數分析人民幣實際有效匯率變動和匯率波動對于OFDI的影響，分析結果分別如圖1與圖2所示。

圖1 人民幣實際有效匯率對OFDI的脈沖響應圖2 匯率波動對OFDI的脈沖響應

從圖1可以看出，人民幣實際有效匯率REER對于OFDI的沖擊從第1期開始，在本期給人民幣實際有效匯率1個沖擊后，對于OFDI是負響應，即人民幣實際有效匯率變動對于OFDI存在長期負作用，且隨著時間的推移，作用越來越大，然后逐漸趨于平穩。從圖2可以看出，人民幣匯率波動VE的沖擊對于OFDI有著正響應，其反應非常緩慢，作用效果隨著時間的推移逐漸增加，但并不顯著，其原因可能是我國實行的貨幣互換政策所致。

3.6 方差分解

通過方差分解，分析人民幣匯率水平lnREER與人民幣匯率波動率lnVE對中國對外直接投資OFDI方差貢獻度的重要性，方差分解結果如表7所示。

表7 方差分解結果

由表7可知，在20期內，人民幣實際有效匯率對于OFDI的累計方差貢獻率為82.349%，人民幣匯率波動率對于OFDI的方差貢獻率為2.552%，說明人民幣實際有效匯率對OFDI影響顯著，而人民幣匯率波動率雖然對OFDI有2.552%的貢獻率，但影響不顯著。原因可能是隨著我國與更多的國家實行貨幣互換，我國的對外直接投資是直接交易，并沒有經過美元這一重要的匯率互換過程。

4 結論與建議

4.1 結論

1)從長期來看，人民幣實際有效匯率REER對中國對外直接投資OFDI有顯著負作用，即人民幣升值有助于中國對外直接投資的發展，主要原因可能是中國對外直接投資偏重于技術含量低的勞動密集型企業，如基礎設施建設等，對高新技術產業的投資偏小。

2)從短期來看，人民幣實際有效匯率REER對中國對外直接投資OFDI沒有作用，原因可能是我國對外直接投資沒有急于獲得收益，而是經歷先支援后收獲的漫長階段。而人民幣匯率波動率VE無論是在長期還是短期，對中國對外直接投資OFDI均沒有顯著作用。這一研究結果表明由于近年來人民幣存在升值趨勢，導致我國外匯儲備減少，以至于造成我國對外貿易環境的惡化，央行減少了國內貨幣的投放量，造成國內利率上升，由此增加我國對外直接投資企業在本國融資的成本。

3)人民幣匯率的波動幅度對OFDI的影響較小，其原因可能是隨著我國貨幣互換過程的加快，我國對外直接投資更多是直接交易，而沒有經過美元這一重要的匯率互換過程。

4.2 建議

1)促進“一帶一路”沿線國家的人民幣國際化進程。隨著“一帶一路”戰略的實施加快，應該加快我國與“一帶一路”合作國家的人民幣國際化進程或者推動國際貨幣互換進程，這樣能夠盡量避免我國對外直接投資中匯率波動引起的損失。

2)建立“一帶一路”沿線國家的直接投資風險防范措施。為了避免投資中由于信息不對稱造成的投資限制，為我國企業對外投資提供便利，應構建對外信息服務系統，防止投資過程中的“扯皮”現象，降低對外投資的風險。

3)積極開展“一帶一路”沿線國家的自貿區建設。共建自貿區，需要我國有關部門拿出頂層設計和未來的發展規劃，促進“一帶一路”戰略的發展。應配合人民幣國際化進程，培育我國的優勢產業，通過產業結構調整加快出口產業的比較優勢的形成。對此，政府應當制定合理的財政金融優惠政策，并OFDI給予相關政策支持，來促進我國OFDI良性健康的發展。