人民币汇率波动对外商直接投资的影响分析-以山东省为例

-.z目录TOC\o"1-3"\h\u8853摘要 113658关键词19903一、引言317392二、文献综述33554三、汇率波动对FDI影响的理论分析310911〔一〕概念介绍314381.外商直接投资3159202.有效汇率424635〔二〕汇率水平对FDI影响的相对本钱效应和相对财富效应4239401.相对本钱效应4100742.相对财富效应4245〔三〕汇率水平对FDI效应影响的理论分析467181.竞争力效应4147852.部门效应5164023.区位效应5188824.财富效应513621四、人民币汇率波动对外商直接投资影响的实证分析 532264〔一〕数据选取及模型构建 521500〔二〕异方差性检验 62824〔三〕平稳性检验 77320(四〕回归分析及结果 824447五、结论及政策建议87413参考文献 1019263附录11247871．ARCH检验结果113722.修正后模型的ARCH检验结果11295443．多元线性回归方程估计结果 12312844.修正后模型的多元线性回归方程估计结果 131864谢辞14-.z摘要伴随着我国浮动汇率制度的开展，汇率波动对经济开展的影响日益明显，与此同时我国成为吸引外商直接投资的大国，两者之间的关联与影响也越来越显著，汇率与外商直接投资问题成为我国学者关注的重点。本文在借鉴前人研究成果的根底上从汇率对外商直接投资的多重效应角度进展理论分析，并借此构建了实证模型，利用**省1984-2011年的统计数据，选取了人民币实际有效汇率指数以及外商直接投资额作为度量指标并引入居民消费价格指数等变量，采用经典计量方法进展了实证检验。实证结果说明：在短期内汇率波动与外商直接投资存在反向关系，汇率的降低将促进外商直接投资的开展；相反，物价水平与外商直接投资存在正向关系，外商直接投资伴随物价的上升而增加。关键词人民币汇率波动；实际有效汇率；外商直接投资；回归分析AbstractWiththedevelopmentofChinesefloatinge*changerateregime，itisincreasinglysignificantthate*changeratefluctuationshavegreatimpactoneconomicdevelopment.Meanwhile,ChinahasbeeacountrywhichmakesgreatattractionofFDI.Therelationshipandinfluencebetweene*changeratefluctuationsandFDIhavedrawnmuchattentionofscholars.Inthispaper,onthebasisofdrawingontheresultsofpreviousstudies,itmakestheoreticalanalysisontheviewofmultipleeffectsbetweenFDIande*changeratefluctuations.Then,itbuildsanempiricalmodelwhichusestatisticaldata1984-2011inShandongProvince.Inthismodel,theRMBrealeffectivee*changerateinde*aswellasforeigndirectinvestmentisselectedasmetrics.Italsomakestheintroductionofe*planatoryvariablessuchastheconsumerpriceinde*totakeempiricaltestthroughclassicalmeasuredmethod.Theempiricalresultsshowthatthereisanegativerelationshipbetweene*changeratesfluctuationsandFDIintheshortterm.Onthecontrary,thereisapositiverelationshipbetweenCPIandFDI.KeywordsRMBe*changeratefluctuations;realeffectivee*changerate;FDI;Regressionanalysis-.z引言汇率是一国货币兑换另一国货币的比率，是以一种货币表示另一种货币的价格，而人民币汇率一般指的是人民币兑换美元的报价。汇率变动影响一国或地区的进出口量、物价变动以及资本的流动方向等。自2005年7月21日我国实行有管理的浮动汇率制度，人民币汇率不断波动对外商直接投资产生了重要影响。以**省为例，由于**省特殊的地理位置以及兴旺的经济环境，吸引了大量的外商来此投资办厂，但外商的投资很大程度受到人民币汇率变动的影响。一方面，人民币贬值可能吸引外商投资；另一方面，人民币汇率波动较为剧烈则会使投资者感受到不稳定性，也可能阻碍外商的直接投资。人民币汇率成为了国内外经济交流的纽带，联系外商直接投资与国内市场经济。因此，为研究人民币汇率对外商直接投资的影响，本文从理论分析、创立模型进展实证分析来论证二者之间的关系[1]。文献综述对于以往关于汇率对外商直接投资的影响的研究主要集中在两个方面：一是汇率波动对外商直接投资的影响，一是汇率波动幅度即汇率波动的剧烈程度对FDI的影响[2]。从国外研究来看，对汇率水平的变动与外商直接投资之间的关系，存在着相反的观点和证据。Aliber最早论证汇率水平变化同外商直接投资之间存在*种关系，认为汇率波动时，本币贬值，持外币企业获得有利地位，并且趋于向本币贬值地区进展投资；Ito、Globerg与Klein、Barrel与Pain也认为一国货币贬值，外国投资货币购置本国劳动、土地、设备等所需的金额减少，可以降低本钱，使利润增加，从而吸引外商投资的增加；相反本国货币的增殖最终会导致FDI的的减少。但也有研究认为，本币贬值并不会对外商直接投资流入产生显著的鼓励作用，虽然可能在短期内对个别行业产生影响，但对整个外商直接投资影响并不显著[3]。就汇率波动幅度与FDI的关系而言，Cushman最早进展了汇率波动幅度与FDI关系的实证研究，发现汇率波动幅度与外商直接投资的流入具有正相关关系，但Aizenman、Goldberg等却得出相反的结论，即汇率波动幅度越大，则越可能阻碍外商直接投资的流入[4]。对于人民币汇率变动对中国外商直接投资的影响，以往主要采用实证研究方法。魏巍贤〔1997〕通过构建人民币汇率与FDI的单方程线性模型，得出正的汇率系数，说明人民币对外贬值有利于吸引FDI流入[5]。汇率波动带来了不确定性影响外商直接投资Crushman〔1985〕建立了两期动态模型，Floot和Stein〔1991〕[6]建立了一个不完全资本市场模型，还有Globerg(1997)、Blonigen(1997)等大量科学家都采用了不同的分析方法对汇率波动引起的FDI的变化进展研究，并做出实证分析。以往文献的研究主要集中在人民币汇率波动对中国外商直接投资的影响，而对具体*一地区或省份的情况并未做过深入分析，本文拟在借鉴当前实证研究的经典框架根底上，以**省为例，研究人民币实际有效汇率的变动对**外商直接投资的影响[5]。汇率波动对FDI影响的理论分析〔一〕概念介绍百度百科百度百科1.外商直接投资外商直接投资。是一国的投资者〔自然人或法人〕跨国境投入资本或其他生产要素，以获取或控制相应的企业经营管理权为核心，以获得利润或稀缺生产要素为目的的投资活动。FDI是现代的资本国际化的主要形式之一，按照国际货币基金组织〔IMF〕的定义FDI是指一国的投资者将资本用于他国的生产或经营，并掌握一定经营控制权的投资行为。也可以说是一国〔地区〕的居民实体〔对外直接投资者或母公司〕在其本国〔地区〕以外的另一国的企业〔外国直接投资企业、分支企业或国外分支机构〕中建立长期关系，享有持久利益并对之进展控制的投资，这种投资既涉及两个实体之间最初的交易，也涉及二者之间以及不管是联合的还是非联合的国外分支机构之间的所有后续交易。2.有效汇率有效汇率是一种以*个变量为权重计算的加权平均汇率指数，它指报告期一国货币对各个样本国货币的汇率以选定的变量为权数计算出的与基期汇率之比的加权平均汇率之和。通常可以一国与样本国双边贸易额占该国对所有样本国全部对外贸易额比重为权数。有效汇率是一个非常重要的经济指标，以贸易比重为权数计算的有效汇率所反映的是一国货币汇率在国际贸易中的总体竞争力和总体波动幅度。有效汇率又可分为实际有效汇率(REER)以及名义有效汇率，它们是根据购置力平价汇率决定理论派生出来的两个汇率监测指标。〔二〕汇率水平对FDI影响的相对本钱效应和相对财富效应1.相对本钱效应相对本钱效应由Cushman在1988年提出[7]，指的是一国汇率水平的波动会影响该国的相对生产本钱，适用于跨国公司新建投资或者进一步在东道国扩大生产规模的投资类型。当东道国货币贬值时，以外币表示的东道国的土地、厂房、机器设备等固定资产以及日常生产所需要的原材料、劳动力本钱等价格会相对降低，这一有利条件会促使跨国公司作出新建投资或者扩*规模的决策，吸引FDI的流入。2.相对财富效应财富效应理论是由Froot和Stein在1991年提出[6]，指的是在其他因素一定的假设前提下，外国投资者的财富会随着东道国汇率水平的变化而相对变化，这种财富的相对变化会促使海外兼并收购的发生。这一理论运用的前提是市场的不完善。Froot和Stein建立了不完全的资本市场模型，其描述的对象为竞标购置本国企业的本国投资者和外国投资者。收购方对目标并购方的报价按照目标企业的现金流量现值确定，前提是收购方有足够的资产或者现金。当收购方不满足上述条件时，就需要到资本市场区接待，但是由于资本市场的信息不对称以及价值评估体系的不完善，贷款人不可能提供足额的信贷资金，信用受到约束的收购方只能以地限制的价格报价。当东道国的货币贬值时，以东道国货币衡量外国投资者的财富增加，过去信用受到约束的外国投资者可以提高报价，收购东道国企业的概率大大提高，并购性FDI的投资增多。根据上述理论，当东道国货币贬值时，外国投资者的相对财富增加，FDI流入增加[8]。〔三〕汇率水平对FDI效应影响的理论分析FDI不能像金融衍生品一样通过跨期套期保值，并且直接的投资具有较大的漂浮本钱，因此投资者非常关注宏观经济变量对FDI的影响。在诸多因素当中，汇率水平的变动通过多重效应对FDI造成影响，这包括：1.竞争力效应该效应是由Cushman1985年提出，他认为汇率变化的直接结果是使同一产品以不同货币计价的相对价格发生变化，而相对价格变化将会影响需求的国际间转移和企业国际竞争力，也就是汇率调整具有竞争力效应。一国货币贬值，将提高进口产品的相对价格，降低出口产品的相对价格，因此汇率水平是影响企业竞争力的重要因素。企业为了改变汇率变化导致的竞争力下降的不利影响，可能会通过对市场所在国的直接投资代替出口。因此，当市场所在国的货币贬值时，将导致FDI流入；相反，则FDI流出。2.部门效应汇率波动对对FDI影响的部门效应是由Goldberg在1993年提出，他认为在两部门经济的假设前提下，一国货币币值的变化对该国家不同部门吸引FDI的能力会产生不同影响。当一国货币贬值时，该国对贸易品的需求上升，外国直接投资可能更多的投入贸易品部门，因此，非贸易品部门的生产将会受到影响。同时，由于本币贬值导致贸易品需求上升，进而导致生产要素需求增加，提高非贸易品生产要素本钱，降低非贸易品利润，因此本币贬值还从攻击方面对非贸易品部门产生紧缩效应，引起FDI流入出现行业偏向的可能。他还认为，汇率变化除了在需求和供给层面对FDI造成影响之外，还可能通过预期收益和生产本钱直接对部门利润产生影响。从理论上来看，币值变化引起部门价格和利润变化是否对投资产生影响并未得到很好的解释，但是一个简单的结论就是，由于企业的逐利性，行业利润高将导致更多的资本流入。因此，在其他条件不变，一国货币贬值将提高贸易品部门的行业利润，并且最终导致FDI流入该行业[9]。3.区位效应该理论由Aizenman在1992年提出，他认为汇率水平可以影响企业竞争力以及国外直接投资在不同经济体之间的转移，也就是汇率水平对FDI产生区位效应。Goldberg认为，汇率的区位效应依赖于初始投资本钱、企业风险类型以及生产者的风险厌恶程度。同时，区位效应不能简单地理解为FDI在不同国家分布的调整，同时也包含不同投资国对于汇率水平的不同反响。因此，汇率水平变化不仅对FDI全球区位分布产生影响，而且由于不同区位来源的FDI投资动机以及风险类型存在差异，汇率变化对于不同区位来源的投资者也会产生不同程度的冲击。所以，当东道国货币币值发生不同程度的变化，会对不同区位来源的FDI投资行为产生不同程度的影响，而不同区位来源的FDI对于汇率水平调整的反映程度也是如此。4.财富效应在其他因素相对不变的假设前提下，汇率水平变化影响到跨国投资者财富存量的相对价值。因此，汇率水平必然影响到外国投资者在本国和外国资产需求的转移，从而实现财富最大化或者风险转移的目标。Froot和Stein在1991年提出上述理论，他们认为，由于全球资本市场信息不完全，倒是外部融资比内部融资更加昂贵，因此，直接投资是间接投资的一种有效替代。在汇率水平发生变化时，直接投资可以在一定程度上实现调整汇率变化的风险贴水和从构造上优化财富存量。(四)提出假设根据上述理论分析，本文提出如下假设:人民币汇率波动可能对**省外商直接投资有一定影响，本币贬值利于外商的直接投资。人民币汇率波动对外商直接投资影响的实证分析〔一〕数据选取及模型构建本文的实证研究是基于时间跨度为1984-2011年共计28年的数据。考虑到指标数据获取的客观性和有效性，本文拟采用外商直接投资额FDI与人民币实际有效汇率指数REER作为衡量外商直接投资和人民币汇率波动情况的指标。原始数据的来源中**省历年外商直接投资数据来源于**省统计年鉴2012，而历年实际有效汇率则来自于Inde*mundi统计数据库，数据结果如以下图：图一：历年**省外商直接投资图二：历年实际有效汇率此外，考虑到经济开展水平以及价格水平变动情况对**省FDI流入的影响，在构建模型中引入**省平均生产总值Y和居民消费价格指数CPI作为变量。本文借鉴魏建〔2012〕的模型[5]，根据分析构建时间序列方程如下：〔1〕其中，t期的**省外商直接投资FDIt为被解释变量，t期的实际有效汇率REERt，t期的**省平均生产总值Yt和t期的居民消费价格指数CPIt为解释变量。〔二〕异方差性检验考虑到时间序列可能存在的异方差性，如果模型里存在异方差特性将会使模型中参数估计量不再有效进而影响预测的准确度和模型的准确性，因此需要对模型进展是否存在异方差性的检验。计量经济学中有四种主要的方法用于检验异方差性，分别是Goldfeld-Quanadt检验，White检验，ARCH检验和Glejser。其中ARCH检验应用于时间序列大样本的检验。考虑到本文数据为时间序列数据的特性，选用ARCH检验来验证模型是否存在异方差性。检验结果显示P值为0.00〔附录1〕小于0.05，所以需要拒绝原假设而不拒绝备择假设，即原模型存在异方差。因此需要对原模型进展变换修正以消除异方差性。拟采用对数修正法，修正后的模型如下：〔2〕对修正后的模型使用ARCH检验进展异方差性检验，检验结果显示P值为0.9853〔附录2〕远远大于0.05，所以不能拒绝原假设即模型不存在异方差性。同时R^2统计量数值非常小约等于零，说明修正后的模型中的所有变量可以接近完全的展现实际数据的全部情况，故确定采用对数修正法修正模型。〔三〕平稳性检验在经典计量经济学的框架中，模型的构建通常是以经济时间序列是平稳的作为前提假设的，但现实中很多经济时间序列不是平稳的，在时间序列是非平稳的情况下，高斯-马尔科夫定理不再成立，变量之间的回归有可能导致伪回归问题即原本不存在意义的变量关系间通过回归结果却得出了有意义的变量关系。因此在进展多元线性回归之前首先有必要对时间序列进展平稳性检验。考虑到随机扰动项可能存在的自相关，以及模型的普遍适用性，本文选用单位根检验法中的ADF检验对各变量的时间序列进展平稳性检验。ADF检验共有以下三个模型：(3)(4)(5)〔5〕模型的具体选取上，首先考虑第三个模型，如果系数β不显著则考虑第二个模型，如果系数α仍然不显著则只能以第一个模型进展单位根。在ADF检验中原假设H0为时间序列存在单位根而备择假设H1为时间序列不存在单位根。如果ADF检验发现时间序列存在单位根即时间序列非平稳，则证明变量自身含有趋势，无法验证变量间短期内的回归关系。各个变量的ADF检验结果如下表。表1：ADF检验结果变量指标模型选取原始序列p值T统计量值FDIt模型〔4〕0.0000-6.0775REERt模型〔4〕0.0068-3.8775Yt模型〔5〕0.2591-2.6611CPIt模型〔4〕0.0322-3.1971检验结果显示原始数据时间序列变量中，FDI变量P值为0.0000、REER变量P值为0.0068及CPI变量P值为0.0322均小于5%的显著性水平即FDI、REER和CPI三个变量的ADF检验结果说明需要拒绝原假设而不存在单位根，FDI、REER和CPI的时间序列为平稳性时间序列，可以进展多元回归分析。但Y变量P值为0.2470远大于5%的显著性水平即Y变量的检验结果说明需要承受原假设而存在单位根，Y变量的时间序列为包含趋势的非平稳时间序列，进展回归分析会产生伪回归问题，故对模型进展再次修正，去掉非平稳的时间序列变量Y，修正后的模型结果如下：(6)(四〕回归分析及结果考虑到被解释变量受到两个解释变量的影响，运用普通最小二乘法〔OLS〕对统计数据进展多元线性回归分析，回归分析检验结果显示常数项C的P值为0.2405〔附录3〕远大于5%的显著性水平，说明C值没有通过显著性检验，需要对模型修正，去掉常数项，修正模型如下(7)对修正后的模型运用普通最小二乘法进展多因素回归分析，回归结果如下：表2：多元线性回归方程估计结果估计结果解释变量系数T值REER-2.791148***-15.59569CPI4.427428***29.19591R20.959610AdjustedR20.958056D.W1.186284注：上角标“*，**，***〞分别表示在10%、5%和1%的水平下显著。检验结果显示REER和CPI两个解释变量的P值均为0〔附录4〕小于5%的显著性水平即模型通过了显著性检验，同时决定系数R^2值为0.9596说明模型有好的拟合度即检验说明回归结果可以很好的说明原数据之间的关系。回归方程为：(8)由回归结果来看，解释变量REER均在1%显著水平下通过检验；同时R2值接近1，说明方程拟合优度好。综上，该模型能较准确的反映变量之间的关系。从模型来看，REER对FDI的影响为负，二者存在负相关即REER每增加1个百分点，其他条件不变时，FDI将减少2.7911个百分点，所以人民币贬值利于外商的直接投资，这与前面提出的假设吻合。原因可能在于一国货币贬值，外国投资货币购置本国劳动、土地、设备等所需的金额减少，可以降低本钱，使利润增加，从而吸引外商投资的增加。而CPI对FDI的影响为正，二者存在正相关即每增加1个百分点，其他条件不变时，FDI将增加4.4274个百分点。结论及政策建议本文构建了**省外商直接投资的多元线性回归模型，实证估计了人民币实际有效汇率指数及居民消费价格指数对**省外商直接投资的影响。估计结果说明，人民币贬值有利于**省外商直接投资，同时**省CPI的增加也有助于FDI的增加，且影响力较实际有效汇率大。本次研究结果对于**省对外贸易开展有一定的政策指导意义：人民币汇率波动对**省外商直接投资有一定影响，人民币贬值利于外商的直接投资，因此，**省应在汇率发生波动贬值时，利用好贬值的时机，积极引进外商投资，促进**省经济增长；当人民币汇率升值时，不免会对外商投资造成影响，对**省经济起到一定的抑制作用，因此，**省应对风险做好准备，同时也要积极促进本地产业开展，增强本地产业带来的经济增长。**省居民消费价格指数的增长对**外商直接投资影响显著，并起到促进作用。所以，**省应尽量开展经济，拉动内需，增强居民消费能力，借此来吸引外商直接投资。-.z参考文献[1]胡帮勇.人民币汇率波动对中国外商直接投资的影响[J].经济与管理,2011,25(002):59-63.[2]王自锋.汇率水平与波动程度对外国直接投资的影响研究[J].經濟學季刊,2009,8(4):1497-1526.[3]牛拥.人民币汇率波动对外商直接投资的影响研究[M].**社会科学，2013〔4〕：74-77[4]KleinMW,RosengrenE.Thereale*changerateandforeigndirectinvestmentintheUnitedStates:relativewealthvs.relativewageeffects[J].JournalofinternationalEconomics,1994,36(3):373-389.[5]魏建,王超.人民币实际有效汇率变动对**外商直接投资的影响[J].理论学刊,2012,1:012.[6]FrootKA,SteinJC.E*changeratesandforeigndirectinvestment:animperfectcapitalmarketsapproach[J].TheQuarterlyJournalofEconomics,1991,106(4):1191-1217.[7]CushmanDO.USbilateraltradeflowsande*changeriskduringthefloatingperiod[J].JournalofInternationalEconomics,1988,24(3):317-330.[8]韩昭筠.人民币汇率改革对**市对外经济影响的实证分析.**大学[9]白娟.人民币汇率变动对**省FDI流入的实证研究.西南财经大学-.z附录1．ARCH检验结果HeteroskedasticityTest:ARCHF-statistic26.58001

Prob.F(1,28)0.0000Obs*R-squared13.91353

Prob.Chi-Square(1)0.0002TestEquation:DependentVariable:RESID^2VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.

C6.32E+094.86E+091.3009120.2052RESID^2(-1)0.7155700.1387955.1555800.0000R-squared0.515316

Meandependentvar2.17E+10AdjustedR-squared0.495929

S.D.dependentvar2.81E+10S.E.ofregression1.99E+10

Akaikeinfocriterion50.33925Sumsquaredresid9.92E+21

Schwarzcriterion50.43523Loglikelihood-677.5798

Hannan-Quinncriter.50.36779F-statistic26.58001

Durbin-Watsonstat1.984400Prob(F-statistic)0.0000252.修正后模型的ARCH检验结果HeteroskedasticityTest:ARCHF-statistic0.000348

Prob.F(1,28)0.9853Obs*R-squared0.000376

Prob.Chi-Square(1)0.9845TestEquation:DependentVariable:RESID^2VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.

C0.1766990.0799222.2108770.0364RESID^2(-1)0.0032000.1714910.0186580.9853R-squared0.000014

Meandependentvar0.177421AdjustedR-squared-0.039986

S.D.dependentvar0.356186S.E.ofregression0.363237

Akaikeinfocriterion0.883664Sumsquaredresid3.298527

Schwarzcriterion0.979652Loglikelihood-9.929469

Hannan-Quinncriter.0.912207F-statistic0.000348

Durbin-Watsonstat2.045247Prob(F-statistic)0.9852623．多元线性回归方程估计结果DependentVariable:FDIMethod:LeastSquaresVariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.

REER-3.5189330.630763-5.5788500.0