人民幣匯率變動對中國OFDI的影響分析

劉捷 游碧蓉

文章在已有研究的基礎上，采用2003—2020年中國對外直接投資流量和人民幣實際有效匯率指數等時間序列數據變量，依據動態因果效應建立VAR向量自回歸模型，實證人民幣匯率對中國對外直接投資的影響。實證結果表明，人民幣匯率波動將會對中國對外直接投資規模產生負向影響，人民幣匯率相對貶值擴大對外直接投資規模。此外，研究還發現國內產業結構調整升級、金融發展水平、經濟發展水平均對中國對外直接投資產生影響。根據實證結果，提出控制合理匯率水平、促進國內經濟發展穩步上升、加大對金融發展的支持力度等擴大對外直接投資規模的建議。

一、引言

在中國經濟增速加快的推動下，中國企業“走出去”的步伐明顯加快。根據2003—2020年商務部和聯合國貿易與發展組織（UNCTAD）的數據顯示，自2003年開始，中國對外直接投資（OFDI）一直保持增長勢頭，在2016年達到1961.5億美元的歷史最高值，其后幾年因受國內外經濟環境的影響，對外直接投資規模雖有所下降，但仍然維持在比較高的水平上。從理論和歷史經驗上看，匯率風險是影響企業對外投資決策的重要因素之一，那么在人民幣匯率日益市場化和中國對外投資日益擴大并行的背景下，這兩種經濟現象是否存在內在的聯系？中國OFDI受人民幣匯率波動影響有多大程度？該問題的解答對推進“雙循環”的發展格局具有重要的現實意義。為此，文章利用2003—2020年中國OFDI流量規模和人民幣實際有效匯率指數等變量建立VAR向量自回歸模型，實證人民幣匯率波動對中國OFDI的影響。

二、研究綜述

（一）匯率影響OFDI經典理論綜述

目前匯率影響對外直接投資的理論主要有相對成本理論、相對財富理論、特定資產并購理論、資本化率理論等。

相對成本理論是Cushman在PPP理論的研究基礎上提出的，從相對成本角度研究匯率變動和對外投資之間的關系。該理論認為，利潤和收益對企業來說尤為重要，對于國際投資企業來說，若本國的貨幣相對于東道國貨幣升值，則東道國具有更低的貨幣成本，本國投資者在東道國投資生產能夠節約更多的生產成本，從而促進了本國的對外直接投資。

相對財富理論由Froot和Stein于1991年提出，該理論認為，企業的財富變化會直接影響對外投資的決策。若母國貨幣升值，國際投資企業擁有的相對財富更多，那么其購買能力也會隨之增加，會提高母國在東道國的投資欲望。

特定資產并購理論是Bruce和Blonigen從特定資產并購角度分析匯率變動和對外直接投資的相關關系，該理論認為，每個公司都擁有特定資產，本國匯率相對升值會推動對外直接投資規模擴大，使特定資產給母國投資者帶來投資收益，例如在1975—1992年間日元對美元的相對升值增加了日本企業收購美國企業數量。

資本化率理論是Aliber基于海默和金德爾伯格的壟斷優勢理論研究提出的。該理論認為，強勢貨幣相較于弱勢貨幣更能保持自己的地位，強勢貨幣國家的資本化率也比較高，在并購外國企業時能夠保持有利地位，這對強勢貨幣國家的投資者而言，可以通過對不同地區投資的策略來更好規避匯率風險。

（二）人民幣匯率對中國OFDI影響的綜述

上述相關理論的分析角度雖然各不相同，但最終形成了相對一致的觀點，即本幣貨幣相對升值對本國對外投資規模有正向的影響。而具體到人民幣匯率對中國對外投資的影響方面，目前的研究形成兩種相左的結論。

第一種觀點認為本國貨幣匯率上升促進對外直接投資。如Feng， Fan等（2022）等研究分析人民幣升值對中國OFDI的理論和實證，認為人民幣升值能夠促進對外直接投資［1］；王鳳麗（2008）通過 ECM 實證模型從長短期角度分別分析匯率與對外直接投資之間的關系，研究發現人民幣升值對對外直接投資有促進作用［2］；Liu，HY等（2017）采用GMM模型對2003—2013年亞洲國家的面板數據進行分析，得出ER水平對中國OFDI水平顯著正相關［3］；Li，Y等（2018）通過對49個國家2003—2013年的樣本進行實證分析，研究結果表明人民幣升值促進對外直接投資的流動［4］；而李夏玲等（2020）通過研究市場導向和成本導向兩個因素分析匯率對對外投資的影響，認為人民幣匯率上升時，對發展中國家的投資會增加［5］。劉凱（2017）則從長期影響和短期影響上進行區分，認為人民幣匯率在長期內對OFDI有促進作用，但在短期內效果并不顯著［6］。

另一種觀點則認為本國貨幣匯率下跌促進對外直接投資。如Qi， Jianhong等（2021）通過分析研究匯率波動下中國對外投資的時機，認為人民幣貶值將會促進對外直接投資［7］；Liu， Hai Yue（2016）通過分析中國2003—2013年中119個國家的投資活動，得出人民幣匯率與對外直接投資之間呈現負相關關系［8］。而部分學者則對不同類型的企業進行分析，如楊達（2020）對上市公司企業的分析，認為人民幣貶值將會促進對外直接投資［9］；田巍（2019）對貿易服務企業的分析，得出人民幣貶值會促進對外直接投資的結論［10］。除外，歐陽燕燕（2020）則把間接投資納入分析中，得出本國匯率上升時，企業可通過套匯取得利益將會減少對其的直接投資［11］。

綜上，目前學術界對匯率水平和對外直接投資之間的關系研究相對豐富，但由于在研究中受到樣本期間經濟發展、政治環境、外部環境等因素的影響，所以產生出不同結論。目前，在人民幣匯率市場化增強和中國經濟“雙循環”新背景下，研究人民幣匯率變動對中國OFDI規模的影響有新的必要和意義。

三、人民幣匯率變動對中國OFDI影響的數據分析

（一）中國OFDI進展情況

如圖 1所示，中國OFDI流量在2016年之前一直保持穩步增長，增速逐年加快。但在2016年達到歷史最高值之后，受到各國境外投資合規性審查等規定的影響，2017年中國OFDI總額首次出現負增長，但仍處于較高水平，達1582.9億美元。2020年因為新冠肺炎疫情的影響，導致經濟發展速度放緩，但對外投資流量相較于2019年仍呈現增長趨勢。根據《2021年度中國對外直接投資統計公報》顯示，截至2021年，中國OFDI流量已經達到1788.2億美元，相較于2020年增長16.3%，位居世界第二；對外直接投資存量27851.5億美元，其中股權投資15964億美元，占57.3%，收益再投資占8392.3億美元，債務工具投資2955.2億美元，占10.6%。

中國對外投資存量自2003年以來保持穩步增長，無明顯重大變化。表明中國對外投資能力以及流出資本的存續能力持續加強。截至2021年，中國對外投資存量達到2.79萬億美元，連續5年居世界第三位。基于此，中國OFDI對全球經濟一體化的發展做出了卓越貢獻。

（二）人民幣匯率對OFDI影響的數據分析

近年來，隨著人民幣在國際貨幣體系中的地位逐漸升高，人民幣匯率也在波動上呈總體上升的趨勢。具體波動情況根據圖 2所示，人民幣匯率從2003年呈現升值趨勢，2008—2015年升值增速加快，2015年在“8.11”匯改之后逐漸貶值但總體保持平穩趨勢。結合人民幣匯率與中國OFDI流量、存量的增量變化趨勢，可以觀察得出自“8.11”匯改之前，人民幣匯率與OFDI存量增量基本上同步上升，但在流量增量上體現出人民幣匯率對其顯著的正向影響；“8.11”匯改之后，人民幣匯率開始貶值，對外直接投資流量增量和存量增量仍保持增長，說明匯率對OFDI影響具有滯后性。可見，人民幣匯率波動對中國OFDI的影響是復雜的。

四、人民幣匯率變動對中國海外直接投資實證

（一）變量選取和數據來源

中國經濟經過20世紀80年代和90年代的積累，儲備了OFDI的經濟基礎，進入21世紀后，中國OFDI發展迅猛。因此，文章選取2003—2020年的相關時間數據作為研究的基礎。

1.因變量。對外直接投資（OFDI）流量，OFDI流量可以清楚觀察當年中國OFDI的情況，數值大小也可以表明中國OFDI的投資意愿和偏好情況。數據選自商務部各年份的《中國對外直接投資統計公報》和聯合國貿易與發展組織（UNCTAD）。

2.核心解釋變量。人民幣實際有效匯率指數（REER），基于消費物價指數的實際有效匯率計算，剔除了通貨膨脹對貨幣價值的影響，能夠綜合反映本國貨幣的購買力情況，數據來源于IMF。

3.控制變量。（1）經濟發展水平：根據經典的鄧寧投資發展周期論，經濟發展水平與對外投資存在正相關。經濟發展水平使用人均國內生產總值來表示，數據來源于各年份《中國統計年鑒》。（2）貿易開放程度：對外投資的目的之一是擴大海外市場，與出口之間存在一定的替代效應，所以，貿易開放度與對外投資存在負相關。貿易開放程度使用出口額來量化衡量，數據來源于中國海關總署。（3）國內產業結構調整升級：根據產業梯度轉移理論、產品生命周期理論等理論，國內產業結構升級與對外投資存在正相關，但國內產業結構優化升級，對資本產生新的吸引力，企業會減少對外投資規模，所以國內產業結構調整升級對對外投資規模產生影響，但影響方向不確定。國內產業結構調整升級可用國內產業結構層次系數來衡量，測算公式為：。其中qi表示第i產業產值占當年國內生產總值的比重。第i產業產值來源于各年份《中國統計年鑒》。（4）金融發展水平：海外投資離不開金融的支持，所以一國金融發展水平與對外直接投資之間存在正相關關系，金融發展水平測算公式為：×100%，數據來源于中國人民銀行《金融統計年鑒》。

（二）各變量描述性統計

實證之前，需要用于建立模型的數據有效。鑒于所選用的OFDI、EXPORT數據數值較大，所以對其對數處理，以保證數據有效及相對平穩。并對經過對數處理的數據做描述性統計，描述性統計結果如表 1所示：

根據上表可知，LNOFDI最小值為3.350，最大值7.580，標準差為1.230，可以得出對外直接投資在樣本期間18年內，增長比較穩定。人民幣實際有效匯率指數最小值為81.81，最大值為130.2，標準差為16.44，表明在所選樣本期間內，人民幣匯率增長快且幅度大。

（三）實證模型

從宏觀角度出發，采用向量自回歸模型VAR，對模型中所有變量的滯后值進行回歸估計，并以此來估算所有變量之間的動態相關關系。通過模型結果的分析，觀察分析被解釋經濟變量所受到解釋變量沖擊的影響。

建立滯后階數為p的VAR模型的表達式為：

（四）平穩性檢驗

在現實情況中，時間序列數據中有可能存在著隨機性趨勢。如果將未經處理的時間序列數據直接進行建模，可能會產生“偽回歸”的問題，導致整個模型處理是不平穩的。因此，需要檢驗時間序列數據是否是平穩的才能繼續后續的實證。在研究模型中，選擇使用ADF檢驗法，具體檢驗結果如下表 2所示：

在對各時間序列數據進行單位根檢驗之后，可以得出未經處理的數據存在著單位根。導致ADF檢驗結果顯著，所以時間序列數據不平穩，無法進行下一步分析。對原數據進行一階、二階差分處理之后，ADF檢驗仍有變量存在單位根，所以繼續進行三階差分處理檢驗結果如下表 3所示，根據檢驗結果能夠得出，三階差分處理之后的數據是平穩的，可以繼續下一步的分析。

（五）滯后階數的確定

VAR模型滯后階數的選擇至關重要，在整個實證研究模型中決定著整體分析結果和經濟預測的準確性與科學性。所以時間序列數據通過ADF檢驗之后，需要確定一個合理的滯后階數。對滯后長度的選取，需要采用AIC和SC等準則確定，檢驗結果如下表4所示。根據檢驗結果，VAR模型的最優滯后期可以確定為4。

（六）建立VAR模型

確定最優滯后階數之后，選擇滯后階數4階建立VAR（4），結果如下表 5所示。

通過對VAR（4）模型的研究分析，可以得出在1%的顯著水平下，中國OFDI與人民幣匯率（EX）存在顯著負向影響，人民幣實際有效匯率貶值1%，對外直接投資流量增加2.28%。

除此之外，實證模型中還選取出口額（LNEXPORT）、國內產業結構層次系數（UPGRADE）、金融發展水平（FDI）、人均國內生產總值（GDPPC）四個控制變量。其中除了出口額與對外直接投資流量之間不存在顯著的相關關系之外，其余控制變量均在不同程度上對被解釋變量有顯著影響。國內產業結構調整升級之后產業結構逐漸合理，產業鏈銜接更加完善，國內投資機會增加吸引國內資本進一步投資于國內企業流向國外的資本將會受到影響，因此流向海外的資本將會減少；人均國內生產總值增加表明中國經濟發展水平不斷提升，國內企業在國際上的競爭力也逐漸增加，打下“走出去”的經濟基礎，進而使得對外投資流量隨著人均國內生產總值的增加而增加；金融發展水平越高說明金融基礎設施更加完善，資本流通阻力越小，進行投資的人力、物力成本也將隨之減少使得投資意愿增加，投資活動進行更加便利，對外投資也將會隨之增加。

（七）模型穩定性檢驗

1.單位圓檢驗。VAR（4）模型的穩定性可通過單位圓檢驗來分析確定，驗證結果如下圖3所示，所有的特征根全部在單位圓內，可認為通過單位圓檢驗。認為該研究模型是穩健的且對于有關的實際經濟問題具有不錯的解釋能力即該模型的檢驗結果是穩定的。

2.格蘭杰因果檢驗。各經濟變量之間的因果關系可由格蘭杰因果檢驗完成，格蘭杰檢驗結果如下表6所示，在5%的顯著水平，解釋變量REER、UPGRADE、FDI、GDPPC的P值均小于0.05，即在5%的顯著水平下拒絕原假設，認為這些解釋變量與被解釋變量LNOFDI之間存在著格蘭杰因果關系；解釋變量LNEXPORT與FDI的P值大于0.05，即在5%顯著水平下無法拒絕原假設，認為LNEXPOER、FDI與被解釋變量LNOFDI之間不存在格蘭杰因果關系，這與VAR（4）模型結果一致。

（八）脈沖分析

為了進一步說明對外直接投資規模受到人民幣實際有效匯率指數、國內產業結構調整升級、金融發展水平、經濟發展水平的影響，進行脈沖響應分析。分析結果如圖4至圖7所示：

通過對上圖的觀察分析，海外投資產業結構規模指數受到解釋變量的影響并不連續，只在滯后一段時間內存在著一定程度的影響。REER在即期到第四期左右對LNOFDI沒有做出響應，從第四期開始LNOFDI受到負向擾動之后平穩幾期再次受到負向擾動，之后兩次的正向沖擊和負向沖擊程度相當，在第20期左右REER對LNOFDI再次施加正向沖擊。總體來說REER對LNOFDI有著顯著負向沖擊，人民幣貶值將會擴大對外直接投資的規模。

經過觀察分析可知，LNOFDI在第四期時，先受到UPGRADE的逆向擾動，恢復至平穩后又受到正向沖擊但程度遠不及在第四期時受到的逆向沖擊，之后LNOFDI雖然也受到UPGRADE的正向沖擊，但程度幾乎可以忽略不計。由此可以得出，國內產業結構調整升級對中國OFDI規模有著負向影響。

FDI在第四期時對LNOFDI產生了負向沖擊，達到最大值時逐漸恢復平穩狀態，滯后幾期又出現逆向沖擊相較于上一次逆向沖擊程度較大，在之后幾期產生了程度相當的兩次正、負沖擊，最后在第二十期受到了輕微的正向擾動。脈沖響應圖中FDI對LNOFDI的沖擊在滯后二十期時來看呈現負向沖擊，若再增加滯后期數LNOFDI將會受到FDI的正向擾動，但程度比較微弱。這與VAR（4）中FDI在10%的顯著水平下顯著相符。

LNOFDI在第四期時受到GDPPC的正向沖擊，沖擊效果達到最高后逐漸恢復平穩狀態，滯后幾期再次受到負向沖擊但沖擊程度遠不及第四期的正向沖擊，恢復平穩狀態以后LNOFDI再次受到GDPPC不同程度的幾次正向沖擊。總體來看，經濟發展水平對中國OFDI規模有著擴大作用。

五、結論與建議

（一）結論

文章選取2003—2020年數據，實證檢驗得出匯率與對外直接投資之間存在著負向影響，二者之間存在著長期關系，人民幣的相對貶值將會增加對外直接投資的規模，人民幣相對升值會減少對外直接投資的規模，并且滯后4期產生影響。除此之外，對外直接投資還受到如國內產業結構調整升級、金融發展水平、經濟發展水平等因素的影響并且也存在著長期關系。

（二）發展建議

目前，中國經濟“雙循環”的格局已經逐步發展起來，國內大循環主體發展勢頭盡管受到疫情沖擊但增長趨勢不減，國際循環發展也穩步推進。對外直接投資作為國外循環中的重要部分，對國際循環的發展有著重要意義。對此，基于實證研究結果，提出以下幾點可行建議為對外投資的發展建言獻策。

1.合理控制匯率水平，以此促進對外投資增長。貨幣管理當局應把握好匯率水平，依據經濟發展實際情況合理做出匯率調整，以促進對外直接投資的增加或減少。匯率波動對中國對外直接投資存在著長期影響，對匯率的調整過于頻繁將不利于國內經濟的穩定發展。浮動匯率制度雖然受到市場機制的調節，但貨幣管理當局仍然需要謹慎對待匯率的調整，并且做好對外直接投資之外的其他影響的應對措施。

2.促進國內經濟發展穩步上升，幫助對外直接投資持續發展。依據研究模型得出的結論，國內經濟發展水平較高時，會對對外直接投資產生促進作用。基于此，促使國內經濟高質量發展，保持合理增速以促進對外直接投資量的增加。政府需要進一步完善市場機制與政府干預的協調，促進現有產業結構調整升級以保障健康的產業體系，加快經濟改革進行步伐。各行各業緊跟政府腳步，發展科技與產業相結合，降低生產成本增加利潤以促進行業進步，進而加快經濟發展。

3.加大對金融發展的支持力度，保證資本流通的通暢。金融發展水平的高低直接影響著國內經濟的發展，金融基礎設施的建設對于經濟高質量發展是關鍵所在。政府部門出臺相關優惠政策、優惠稅收等方式，增加為公眾宣傳金融知識的講座、活動等，大力支持金融業發展，營造良好的金融氛圍，引導金融機構正確的資金導向；金融機構完善自身投融資服務體系，適當降低中小企業投融資門檻，為資金需求方提供充足的資金保障。大力發展金融科技，提升金融服務效率，賦能經濟發展。

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作者單位：劉捷，福建農林大學經濟與管理學院，本科；游碧蓉，福建農林大學經濟與管理學院，副教授，本文通訊作者。