人民幣匯率波動對中國資本“走出去”的影響
——基于VAR模型的實(shí)證分析

吳騰華，李 婧

(上海對外經(jīng)貿(mào)大學(xué)金融管理學(xué)院，上海201620)

人民幣匯率波動對中國資本“走出去”的影響
——基于VAR模型的實(shí)證分析

吳騰華，李 婧

(上海對外經(jīng)貿(mào)大學(xué)金融管理學(xué)院，上海201620)

2014年的APEC會議上，一帶一路成為焦點(diǎn)話題。一帶一路戰(zhàn)略的推行，意味著未來數(shù)十年中國對外投資將達(dá)到1.25萬億，中國的對外投資即將打開全新局面。2015年4月，天津自貿(mào)區(qū)推出新政策，進(jìn)一步鼓勵企業(yè)對外投資。但在投資過程中，匯率風(fēng)險不可避免。鑒于此，從匯率波動的角度出發(fā)，研究匯率與對外直接投資之間的關(guān)系。由現(xiàn)有文獻(xiàn)資料，可以得出如下結(jié)論:人民幣升值會使我國的對外直接投資增加，人民幣匯率和對外直接投資之間存在著反向變動關(guān)系。

匯率;對外直接投資;VAR模型

一、引言

2014年11月5日，APEC會議在北京召開，“一帶一路”成為最受關(guān)注的焦點(diǎn)。中國建設(shè)“絲綢之路經(jīng)濟(jì)帶”和“21世紀(jì)海上絲綢之路”，希望與各國共同繁榮發(fā)展。在此背景下，中國設(shè)立了絲路基金作為支持，2014年10月，中國倡議設(shè)立的亞洲基礎(chǔ)設(shè)施投資銀行，成為中國進(jìn)行對外資本輸出的新平臺?！耙粠б宦贰碧岢鲋两?，我國已經(jīng)與俄羅斯、澳大利亞、印度等國家在基建、高鐵、能源方面簽署了項(xiàng)目合約。2014年，上海自貿(mào)區(qū)的建立大大增加了企業(yè)對外投資的機(jī)會。中國資本“走出去”的步伐越來越快。在政府的鼓勵和扶持下，更多企業(yè)選擇了積極的對外投資策略，我國企業(yè)也更加傾向于選擇對外投資這一同時提高企業(yè)自身國際競爭力和自身國際化水平的方式。在實(shí)際經(jīng)濟(jì)運(yùn)行中，我國的對外直接投資額逐年穩(wěn)步上升，同時，從我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展及投資政策上看，我們對對外直接投資的重視程度比以往也大大提高。官方的各類扶持政策，對外投資行業(yè)的增加以及覆蓋范圍的擴(kuò)大，都表明對外直接投資越來越受到重視。

從2005年開始，我國推行有管理的浮動匯率制，使得資本項(xiàng)目和經(jīng)常項(xiàng)目的順差持續(xù)擴(kuò)大。美國金融危機(jī)之后，西方國家為緩解自身經(jīng)濟(jì)壓力，對人民幣的升值預(yù)期越來越高。匯率的劇烈波動使我國企業(yè)在進(jìn)行對外投資的過程中面臨著越來越大的風(fēng)險，日益擴(kuò)大的投資規(guī)模也讓匯率風(fēng)險的影響越來越顯著。

2015年4月，天津自貿(mào)區(qū)推出了新政策，企業(yè)對外投資備案只需三個工作日，直接反映了我國政府對企業(yè)“走出去”的支持和鼓勵。而企業(yè)要想進(jìn)一步發(fā)展，增強(qiáng)自身實(shí)力，只有堅(jiān)定地“走出去”，才能在國際市場上占有一席之地。匯率的波動所帶來的風(fēng)險一方面可以讓企業(yè)在發(fā)展中提高抵御風(fēng)險的能力，另一方面，當(dāng)人民幣的升值的時候，人民幣的購買力相對于其他貨幣會增加，從而降低企業(yè)的投資成本，這在一定程度上有利于投資規(guī)模的擴(kuò)大。從這個角度看，匯率波動是把雙刃劍。

圖1 1994～2013年我國對外直接投資量

一國的經(jīng)濟(jì)發(fā)展與對外投資規(guī)模是密不可分的，金融環(huán)境的改善對于對外投資也有積極地正面作用?！耙粠б宦贰钡慕ㄔO(shè)，國家除了推行一系列政策，還積極成立了金磚銀行，企業(yè)根據(jù)銀行的判斷進(jìn)行對外投資，形成國家、企業(yè)和經(jīng)濟(jì)體的統(tǒng)一，營造了良好的金融環(huán)境。在開放經(jīng)濟(jì)中，匯率是兩個國家貨幣的比價，反映了兩國貨幣的購買力水平，并通過商品價格反映兩國的物價水平。匯率的波動不僅會影響企業(yè)對外投資的成本，還間接決定了企業(yè)對外投資的方向。通過分析企業(yè)對外投資實(shí)際情況，我們發(fā)現(xiàn)，人民幣升值時，相對于人民幣貶值的貨幣區(qū)，我國企業(yè)對外投資增加，而人民幣貶值時，我國企業(yè)會減少相對于人民幣升值的貨幣區(qū)的投資。本文選取了1994至2013年間的數(shù)據(jù)，在人民幣升值的大背景下，對匯率與對外直接投資之間的關(guān)系進(jìn)行分析，以驗(yàn)證上述結(jié)論。

二、文獻(xiàn)綜述

對于匯率和對外投資之間關(guān)系的研究，從上世紀(jì)60年代開始就已經(jīng)出現(xiàn)。西方學(xué)者對這方面的研究是從對外直接投資的原因開始的，進(jìn)而延伸到其他方面。匯率和對外直接投資之間關(guān)系的研究也是從這里開始的。Schmidt、Broil分析了1984～2004年間美國對外直接投資數(shù)據(jù)，得出如下結(jié)論:美元的升值會使得美國的對外直接投資增加，美元匯率和對外直接投資之間存在反比關(guān)系。通過了解國外學(xué)者的有關(guān)研究，我們發(fā)現(xiàn)國外文獻(xiàn)一般側(cè)重于兩方面，一是匯率水平對對外直接投資的影響，如Dewenter［1］通過對美國1975～1989年的數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，分別對美元匯率與對外直接投資的絕對值以及美元匯率與對外直接投資占國內(nèi)投資的比值之間的關(guān)系進(jìn)行了分析。實(shí)證結(jié)果表明，美國對外直接投資的絕對值隨著美元的升值而增加。二是匯率波動對對外直接投資的影響，如Dixit與Pindyck［2］通過對理論和實(shí)證的分析，認(rèn)為匯率的風(fēng)險隨波動幅度的增加而增加，匯率的波動會帶來投資成本的提高，在市場上獲取信息的成本也會增加，跨國企業(yè)可能會鑒于這些因素而減少現(xiàn)有投資。

而我國學(xué)者是在人民幣升值的大背景下，根據(jù)跨國公司的實(shí)際投資情況，研究了匯率波動對對外投資的影響。徐康寧、王劍［3］分析了大量的實(shí)證數(shù)據(jù)，研究美國跨國公司對中國的投資情況，得出結(jié)論:匯率水平是美國對華直接投資規(guī)模變動的原因之一。此外，喬琳14］研究得出不管是長期還是短期來看，人民幣升值能夠推進(jìn)我國對外直接投資的增加。而黃靜波和曾昭志［5］則認(rèn)為人民幣匯率波動和對外直接投資之間在長期存在相關(guān)關(guān)系。還有的學(xué)者是針對不同國家或地區(qū)，以及同一國家或地區(qū)的不同行業(yè)和省份考察人民幣匯率與我國對外直接投資的關(guān)系［6，7］。

通過分析已有文獻(xiàn)，我們基本可以肯定匯率波動與對外直接投資存在相關(guān)關(guān)系，甚至可以得出人民幣升值會使對外直接投資增加的結(jié)論［8，9］。結(jié)合上述文獻(xiàn)，本文將對以下結(jié)論進(jìn)行驗(yàn)證:(1)人民幣升值會導(dǎo)致對外直接投資增加;(2)不論是發(fā)達(dá)國家還是發(fā)展中國家，貨幣升值均會導(dǎo)致一國對外投資的增加;(3)影響對外直接投資的因素多種多樣，比如國家經(jīng)濟(jì)的發(fā)展?fàn)顩r、企業(yè)的規(guī)模、企業(yè)抵御風(fēng)險的能力等，匯率只是其中的一種因素，并不能完全影響對外直接投資。2005年匯率制度的改革，使匯率的波動更加具有彈性，對FDI的影響也與以前有較大不同。而我們在處理數(shù)據(jù)時選取的是2003～2013年的數(shù)據(jù)，并沒有消除匯改的影響，這會對模型的準(zhǔn)確性產(chǎn)生影響。因此，本文在研究之前，假設(shè)這些因素已經(jīng)弱化，以使分析順利進(jìn)行。

三、理論模型的建立

(一)相關(guān)數(shù)據(jù)說明

以1994年為分界線，我國在之前和之后實(shí)行了不同的匯率制度。在1994年之前，我國實(shí)行的匯率制度是固定匯率制，市場上同時存在有官方匯率和外匯市場匯率兩種匯率，這就使得人民幣的匯率不具有太高的實(shí)際參考價值。1994年之后，我國開始實(shí)行單一的有管理的浮動匯率制度，外匯市場上的人民幣匯率基本由人民幣的供求決定，有了一定的參考價值。鑒于此，本文的數(shù)據(jù)選取從1994年開始，參見圖2。人民幣兌換不同的貨幣有不同的匯率，本文采取的是人民幣兌換美元的匯率。

人民幣兌美元的匯率數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站，采用直接標(biāo)價法，匯率下降(上升)表示人民幣升值(貶值)。

圖2 1994～2013人民幣兌美元匯率變化

對外直接投1994～2002年的年度數(shù)據(jù)來源于聯(lián)合國貿(mào)易和發(fā)展會議(UNCTAD)，2003～2010年的對外直接投資年度數(shù)據(jù)來源于中國商務(wù)部發(fā)布的《2010年度中國對外直接投資統(tǒng)計(jì)公報》，2011～2013年的數(shù)據(jù)來自國家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站，對外直接投資額的單位為億美元。

通過對各種文獻(xiàn)的分析，我們得出人民幣升值使對外直接投資增加的結(jié)論。具體關(guān)系如圖3所示。

圖3 人民幣匯率與對外直接投資年流量變化趨勢圖

根據(jù)已有文獻(xiàn)資料，一國的對外投資規(guī)模與其經(jīng)濟(jì)規(guī)模也有聯(lián)系。國家的經(jīng)濟(jì)實(shí)力越大，經(jīng)濟(jì)規(guī)模越大，其公司就越具有經(jīng)濟(jì)規(guī)模、生產(chǎn)技術(shù)和管理上的優(yōu)勢。代表一國經(jīng)濟(jì)規(guī)模的因素有很多，如對外貿(mào)易額，進(jìn)出口總額等，但這些因素本身受匯率影響較大，因此，在這里我們選取的變量時國內(nèi)生產(chǎn)總值。國內(nèi)生產(chǎn)總值數(shù)據(jù)來自于國家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站，見圖4。

圖4 1994～2013我國國內(nèi)生產(chǎn)總值

(二)計(jì)量模型的設(shè)定

與對外直接投資相關(guān)的因素有很多，考慮到一國經(jīng)濟(jì)規(guī)模對對外直接投資的影響較大，我們選取了國內(nèi)生產(chǎn)總值作為模型的自變量之一。另外一個解釋變量是匯率，被解釋變量為對外直接投資。實(shí)際經(jīng)濟(jì)運(yùn)行中，對外投資額和國內(nèi)生產(chǎn)總值都很大，而且都呈現(xiàn)出逐年遞增的趨勢，這樣它們看似成正比關(guān)系，但實(shí)際上經(jīng)濟(jì)發(fā)展過程中，許多不相關(guān)的經(jīng)濟(jì)指標(biāo)都在增長，我們無法從中得出具體的關(guān)系。為了使模型更有效，我們對數(shù)據(jù)采用了對數(shù)形式，研究不同變量之間的百分比變動關(guān)系。

設(shè)定理論模型如下:

LnFDIt=β0+β1LnEt+β2LnGDPt+ut.

其中，Ln表示取自然對數(shù);t為時間，單位為年;LnFDIt為被解釋變量，表示在t年中國對外直接投資的對數(shù);LnEt為解釋變量，表示在t年人民幣兌美元的匯率的對數(shù);LnGDPt為解釋變量，表示在t年國內(nèi)生產(chǎn)總值的對數(shù);β0、β1、β2為待估參數(shù);ut為誤差項(xiàng)。

四、實(shí)證分析

(一)單位根檢驗(yàn)

根據(jù)計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)中的已有假設(shè)，在大樣本下，系數(shù)呈現(xiàn)正態(tài)分布，它們是建立在平穩(wěn)的時間序列基礎(chǔ)上的。但在實(shí)際的建模過程中，可能會有非平穩(wěn)的現(xiàn)象出現(xiàn)。在協(xié)整檢驗(yàn)之前，我們要先檢驗(yàn)各變量時間序列的平穩(wěn)性。對于時間序列的平穩(wěn)性，采用ADF單位根檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果參見表1，統(tǒng)計(jì)類型(C，T，K)表示ADF檢驗(yàn)式中是否包含常數(shù)項(xiàng)、時間趨勢項(xiàng)和滯后階數(shù)。

表1 單位根檢驗(yàn)結(jié)果

由表1可知，LnFDI、LnE、LnGDP三個變量的ADF統(tǒng)計(jì)值均大于5%和10%顯著性水平下的臨界值，即在95%和90%的置信水平下接受原假設(shè)，這三個時間序列都存在單位根，為非平穩(wěn)時間序列，而LnFDI和LnE的一階差分LnFDI、LnE的ADF統(tǒng)計(jì)值小于5%顯著性水平下的臨界值，因此在95%的置信水平下拒絕原假設(shè)，是平穩(wěn)的時間序列;LnGDP的一階差分LnGDP的ADF統(tǒng)計(jì)值大于5%顯著性水平下的臨界值，小于10%顯著性水平下的臨界值，是相對平穩(wěn)的。綜上所述，LnFDI、LnE和LnGDP是非平穩(wěn)的時間序列，其一階差分序列 ΔLnFDI、ΔLnE、ΔLnGDP是平穩(wěn)的時間序列。

(二)協(xié)整性檢驗(yàn)

雖然變量的時間序列表現(xiàn)出了不平穩(wěn)性，但其線性組合可能是平穩(wěn)的。如果這些時間序列存在單位根但同時線性組合是平穩(wěn)的，就說明這些時間序列間存在協(xié)整關(guān)系。因此我們需要對變量LnFDI、LnE、LnGDP進(jìn)行協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)。利用Johansen協(xié)整檢驗(yàn)法得出的結(jié)果如表功所示。

表2 Johansen協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

從結(jié)果來看，在5%的顯著性水平下，第一行中的跡統(tǒng)計(jì)量大于臨界值，亦即 40.224 60＞29.797 07，因此拒絕變量之間不存在協(xié)整關(guān)系的假設(shè)。第二行中的跡統(tǒng)計(jì)量小于5%顯著性水平下的臨界值，即13.523 09＜15.494 71，因此我們不能拒絕變量之間至多存在一個協(xié)整關(guān)系的假設(shè)。即LnFDI、LnE、LnGDP這三個變量間僅存在一個協(xié)整關(guān)系。

協(xié)整方程為:

從方程中可以得出，對外直接投資和人民幣匯率(直接標(biāo)價法)呈反向變動關(guān)系，即人民幣貶值，對外直接投資下降。人民幣匯率每增加1%，對外直接投資下降13.5%。

(三)脈沖響應(yīng)函數(shù)

圖中的橫軸表示沖擊時間，縱軸表示在匯率和GDP的沖擊下對外直接投資的變化程度。圖5表示在匯率的沖擊下對外直接投資變化的脈沖響應(yīng)函數(shù)，圖6表示在國內(nèi)生產(chǎn)總值的沖擊下對外直接投資變化的脈沖響應(yīng)函數(shù)。兩幅圖的變化有相似的趨勢，沖擊在最開始的幾期引起了波動，這種波動隨著時間的增加而減小，在10期以后漸漸消失。

圖5 對外直接投資對匯率的反應(yīng)

圖6 對外直接投資對GDP的反應(yīng)

(四)格蘭杰因果檢驗(yàn)

格蘭杰因果檢驗(yàn)度量的是當(dāng)我們預(yù)測其中一個變量時，另一個相關(guān)變量的前期信息對均方誤差的減少是否有貢獻(xiàn)，并以此作為因果關(guān)系的判斷標(biāo)準(zhǔn)。由前面的分析結(jié)果知道滿足格蘭杰因果檢驗(yàn)的條件。檢驗(yàn)結(jié)果如表3所示。

表3 格蘭杰因果檢驗(yàn)

由格蘭杰檢驗(yàn)結(jié)果可知，在1%的顯著性水平下，GDP是對外直接投資的格蘭杰原因，在10%的顯著性水平下，人民幣匯率是對外直接投資的格蘭杰原因。反過來，對外直接投資并不是人民幣匯率和GDP的格蘭杰原因。

五、結(jié)論

本文建立模型并運(yùn)用一系列計(jì)量方法驗(yàn)證了人民幣匯率變動對對外直接投資的影響，通過實(shí)證檢驗(yàn)，得出結(jié)論如下:

第一，人民幣匯率變大，即人民幣貶值，對外直接投資降低。當(dāng)人民幣匯率波動時，匯率風(fēng)險帶來的投資成本的增加是企業(yè)投資時不可忽視的因素，同時人民幣貶值會使投資目標(biāo)國的資產(chǎn)升值，獲得同樣的資產(chǎn)會使企業(yè)多付出資本，因此在這樣的情況下，企業(yè)一般會選擇減少投資。這一結(jié)論從協(xié)整方程中也可以得出。另外，在格蘭杰因果檢驗(yàn)中，我們得知人民幣匯率變動是對外直接投資的格蘭杰原因，說明在長期，人民幣匯率對對外直接投資有重要影響。

第二，在對人民幣匯率和對外直接投資進(jìn)行格蘭杰檢驗(yàn)時，滯后期為6時，人民幣匯率才是對外直接投資的格蘭杰原因，說明在短期內(nèi)，匯率對對外直接投資的影響并不十分顯著，對對外直接投資的促進(jìn)或抑制作用都不明顯?？赡艿脑蚴?，企業(yè)進(jìn)行對外投資或與外國公司的合作都有合同的存在，在簽約合同時，對結(jié)算貨幣、合同價格都有明確規(guī)定，使得企業(yè)無法再對匯率的變動做出反應(yīng)，新的投資也要在舊合同結(jié)束時才會按照新的匯率進(jìn)行調(diào)整。

第三，在協(xié)整方程中，LnGDP的系數(shù)為 －0.387 857，表示 GDP增加 1%，F(xiàn)DI減少0.387 857%，這與我們之前的預(yù)測稍有不同?？赡艿脑?yàn)?第一，這里的數(shù)據(jù)是對數(shù)形式的，我們從FDI和GDP的原始數(shù)據(jù)上看，都呈現(xiàn)逐年遞增的趨勢，而對外直接投資和GDP之間的百分比關(guān)系并不是嚴(yán)格的正比例關(guān)系，可能隨國內(nèi)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的不同而有所不同。第二，當(dāng)GDP增加時，意味著一國的經(jīng)濟(jì)實(shí)力在增強(qiáng)，國內(nèi)對資金的需求量加大，為了避免國內(nèi)資金過度外流，政府會采取各種優(yōu)惠政策，獎勵對內(nèi)投資，這時企業(yè)可能會將投資重心放在國內(nèi)。

［1］Dewenter K L.Do Exchange Rate Changes Drive Foreign Direct Investment?［J］.Journal of Business，1995，68:405－433.

［2］Dixit A，Pindyck.Entry and Exit Decisions Under Uncertainty［J］.Journal of Political Economy，1994，97:620－638.

［3］徐康寧，王劍.美國對華直接投資決定性因素分析:1983－2000［J］.中國社會科學(xué)，2002，(5):66－67.

［4］喬琳.我國人民幣匯率與OFDI、IFDI的互動效應(yīng)實(shí)證研究［J］.中央財(cái)經(jīng)大學(xué)學(xué)報，2011，(8):23－28.

［5］黃靜波，曾昭志.人匯率波動對我國FDI流入的影響［J］.國際金融研究，2010，(5):19－24.

［6］胡兵，涂春麗.人民幣匯率與中國對外直接投資:基于跨國面板數(shù)據(jù)的實(shí)證分析［J］.當(dāng)代經(jīng)濟(jì)研究，2012，(11):77－82.

［7］曹偉，申宇.匯率變動對固定資產(chǎn)投資的影響研究:理論及中國實(shí)證［J］.數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究，2014，(7):86－99.

［8］陳巖，翟瑞瑞，郭牛森.基于多元距離視角的中國對外直接投資決定因素研究［J］.系統(tǒng)工程理論與實(shí)踐，2014，34(11): 26－37.

［9］馬翔.匯率變動對國際直接投資的影響研究［M］.杭州:浙江大學(xué)出社，2011.

［責(zé)任編輯:陳宇涵］

F832.63;F832.5

A

1672 -5956(2016)02-0078-06

10.3969/j.issn.1672－5956.2016.02.012

2015-05-29

上海市教育委員會科研創(chuàng)新項(xiàng)目(13ZS126)

吳騰華，1965年生，男，河南洛陽人，上海對外經(jīng)貿(mào)大學(xué)教授，研究方向?yàn)樨泿沤鹑诶碚撆c政策、金融市場、世界經(jīng)濟(jì)等，(電子信箱)hellokelsey@163.com。