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内容提要 20世纪90年代以来，全球对外直接投资流量呈现爆发式增长，日益成为促进世界经济复苏与增长的主要驱动力之一。传统理论可以解释对外直接投资流量的长期增长，但对其短期的剧烈波动却解释乏力。文献中普遍认为汇率波动是对外直接投资的重要决定因素，但二者的关系在理论和实证方面都没有取得一致结论。文章利用2009～2016年期间21个主要对外直接投资国与其23个投资东道国之间的双边对外直接投资流量数据，通过建立和估计面板门限回归模型，实证分析了汇率波动对OFDI的影响。结果表明，OFDI和汇率之间存在阈值效应，在汇率波动幅度较小的情况下，汇率波动可能是一个将生产转移到低成本地区的机会，其与对外直接投资之间存在正向关系；当汇率波动较大时，汇率波动被视为一种风险而不利于对外直接投资。 dedecms.com

关键词 汇率波动 对外直接投资 面板门限回归模型

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一、引言 织梦内容管理系统

20世纪90年代后期以来，全球对外直接投资经历了快速增长，日益成为促进世界经济复苏与增长的主要驱动力之一。但在此期间全球OFDI也出现了数次剧烈波动。根据UNCTA的统计，自2001年开始出现3年连续下跌后，随着2004年世界经济的复苏，全球OFDI也呈现大幅增长，2007年达到峰值21465亿美元；之后的2008年全球金融危机使全球对外投资量再次下降；到2016年，尽管经过了几年缓慢复苏，但仍比2007年的峰值低30％[1]。传统理论认为对外直接投资的形成是由于国内外生产的成本差异或者将产品出口的交易成本内部化。虽然这些理论可以解释对外直接投资水平的长期增长，但对短期剧烈波动却解释乏力。最近的文献普遍认为汇率是企业对外投资的重要决定因素之一，由于现实中购买力平价几乎不成立，汇率波动既要求跨国公司管理由此而来的风险，但也提供了将生产转移到低成本国家的机会，因而影响企业的利润和投资决策。但是，关于汇率波动与对外直接投资的关系在理论或实证研究方面仍没有取得一致的结论，因此，相关研究具有重要的理论意义。 本文来自织梦

中国已经成为一个主要的国际投资国。2002年中国的“走出去”战略鼓励了大量企业去海外投资。2013年，面对依旧艰难的世界经济复苏形势，我国政府提出“一带一路”倡议，积极推动对沿线国家的投资，成为中国企业“走出去”的又一个内生动力。2015年中国对外直接投资流量达到1456.7亿美元，首次位列全球第二位，并超过同期吸引外资水平，首次实现双向直接投资项下的资本净输出。2016年，中国对外直接投资创下1961.5亿美元的历史新高，蝉联全球第二位（《2016年度中国对外直接投资统计公报》）。由于全球经济疲软和保护主义思潮的兴起，中国不能期望外部需求对经济增长有过多的贡献。拥有大量外汇储备的中国的一个新的重要战略就是扩大对外直接投资，实现外部资产的多元化，转移国内过剩的产能以挖掘新的经济增长点。因此，在人民币汇率制度不断进行市场化改革的大背景下，对汇率波动与对外投资关系的研究也具有重要的现实意义。

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二、文献综述

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关于汇率波动对对外直接投资流量的影响，有“抑制论”和“促进论”两种截然相反的理论预测。

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以风险规避（Risk Aversion）理论和实物期权（Real Options）理论为代表的“抑制论”认为，汇率波动与对外直接投资是负相关关系。Campa（1993）的风险规避理论认为，只有当跨国公司的预期收入可以弥补汇率波动造成的成本和风险时，才会出现对外投资。较高的汇率变动降低了预期汇率水平的确定性等价，导致项目投资的预期利润下降，从而导致企业推迟跨国投资。Dixit（1989）以及Dixit和Pindyck（1994）的实物期权（Real Options）理论认为，跨国公司（MNF）相当于购买一个实物期权，从而可推迟决定将生产安排在国内或转移到另一个国家以应对汇率变动。由于对外直接投资的不可逆性，汇率波动越大，越会增加期权价值。增加的未来收入和生产成本的不确定性使得企业选择当期不投资，而是收集更多信息或等待更好的时机，因此，汇率不确定性对公司对外直接投资有负面影响。 织梦好，好织梦

实证中，Chakrabarti和Scholnick（2002）、Li等（2015）、Bénassy-Quérē等（2001）、Udomkerdmongkol等（2009）、Urata和Kawai（2000）以及Crowley和Lee（2010）等研究都发现汇率波动抑制了对外直接投资（总结于表1）。 内容来自dedecms

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而以灵活生产理论（Production Flexibility）为代表的“促进论”认为汇率波动对对外直接投资有显着正向影响。这一观点的支持者如Goldberg和Kolstad（1995）、Itagaki（1981）以及Cushman（1985，1988）等，他们认为跨国公司会通过灵活调整OFDI或出口以最大化取决于期望收益和波动率的效用。汇率波动对贸易会产生负面影响，作为替代，风险规避的跨国公司会选择增加对外直接投资的以减小汇率风险。因此，随着汇率波动的增加，最优的国外生产能力份额将增加。Takagi和Shi（2011）、De Men’il（1999）、Pain和Welsum（2003）以及王自锋（2009）等实证研究也得到了汇率波动促进对外投资的结论，总结于表2。 织梦内容管理系统

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从国内外研究来看，虽然大多数研究都肯定了汇率波动对于对外直接投资存在重大影响，但关于这一影响的方向却存在很大分歧。特别是从表1和表2所列举的实证研究可以看出，以往研究中加入的控制变量基本相同，只是样本国家和期间选择的差异。基于此，一些文献认为现有理论对汇率波动与OFDI的关系没有取得一致的结论，原因可能是忽视了二者存在非线性关系。Jeanneret（2007）认为，波动导致企业投资前需要更高的项目盈利能力，但波动率也能创造更大的投资灵活性，从而增加了在给定时间段内投资的概率。当这两个效应彼此相乘时，结果表明波动率与投资之间的关系是非单调的。利用27个经合组织国家在1982～2002年期间的面板数据，Jeanneret（2007）的实证结果表明汇率波动对工业化国家的OFDI流量影响是U形的。 织梦内容管理系统

近年来，文献中普遍使用非线性方法，试图调和两种截然相反的理论，但外生设定阈值的主观性较强，不能很好地捕捉数据本身的非线性特征。因此，本文利用门限回归法内生确定汇率波动的阈值。

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三、模型与方法 本文来自织梦

1.汇率波动非线性影响的理论分析

根据最近实物期权理论的思路，假设企业在固定边际成本下生产，但在解决不确定性之前作出生产决策，企业在时间T（s*）放弃出口策略，在国外不可逆地投资I的数量，每单位外币价值计算的汇率为s，对外投资前后公司的市场价值由Ve（s0）和Vi（s0）表示：

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其临界值，以检验模型是否存在门限效应，相应原假设和备选假设分别为H0：β1=β2和H1：β1≠β2。在原假设成立的条件下，模型不存在门限效应。令S0为无门限效应条件下的残差项平方和，S1（γ）为门限效应下的残差项平方和。对应的拉格朗日乘子检验的F统计量为： 本文来自织梦

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四、汇率波动对OFDI的门限效应——实证分析

1.数据与描述 织梦内容管理系统

本文使用了IMF的Coordinated Direct Investment Survey（CDIS）的21个国家[2]与其23个投资东道国[3]的双边对外直接投资流量数据，控制了双边汇率（er）、母国经济规模（lrgdpi）、母国开放度（openness）、东道国经济规模（lrgdpj）、东道国经济增长率（dgdpj）、东道国单位劳动力成本（wj）和实际借款利率（rj）后，应用面板门限回归模型实证检验汇率波动对OFDI的影响。双边实际汇率采用直接标价法，其上升意味着东道国货币相对母国升值。 织梦内容管理系统

文献中经常利用汇率对数的滚动标准差或GARCH方法度量汇率波动性。由于无条件方差没有考虑投资者所有可得到的信息，会使汇率波动的测量出现偏差，且考虑到金融数据存在波动的聚集特征，条件波动被广泛认为是金融数据不确定性的更好的衡量标准。描述汇率水平及其不确定性的GARCH（1，1）模型如下： dedecms.com

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方程（10）是汇率水平条件均值的简单自回归表达式，滞后阶数运用Schwarz准则来确定。方程（11）是GARCH（1，1）条件方差的表达式。月度汇率波动的平均值作为年度汇率波动值。

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用于回归的变量描述如表3所示。 dedecms.com

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为了避免虚假回归，需要保证面板数据的平稳性。同质面板单位根LLC检验及异质面板单位根的IPS检验和Fisher检验的结果报告在表4。所有检验基本上都拒绝了存在单位根原假设，表明回归数据是平稳的。

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2.实证回归结果

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本文使用上述跨国面板数据和面板门限回归模型（PTR）估计了汇率波动对OFDI流量的影响，实证中自举抽样次数为1000次，估计结果列入表5，为了便于比较，表中同时给出了考虑简单线性关系的固定效应模型的结果。回归中使用异方差稳健标准差来控制异方差和截面相关。从基准回归结果可以得到以下结论：

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第一，核心变量汇率波动的影响在线性模型和门限模型下都是显着的。线性模型下汇率不确定性的总体影响为负，而面板门限模型下，低汇率波动促进对外直接投资，而汇率在高水平波动时，这种投资不确定性意味着宏观经济风险，会使企业在投资时更加谨慎从而抑制OFDI。PTR模型搜索到汇率波动的阈值为2.33％，门限效应检验的F统计量为4.10，对应的P值为0.037，在5％的水平上显着，因此拒绝不存在门限效应的原假设，使用门限回归模型是恰当的。 本文来自织梦

第二，控制变量方面，母国实际GDP具有1％的显着性水平和预期的正向影响，即母国经济规模和经济增长水平是对外直接投资的重要推动力。东道国实际GDP和实际GDP增长率会促进对其直接投资，但不具有统计显着性。东道国的选择包含比利时、瑞士和瑞典等经济规模不大但吸引了大量直接投资的国家，因而呈现这一结果也不难理解。东道国的资本和劳动力成本对OFDI的影响同时具有替代效应和收入效应，一方面，更高的借款利率和工资率不利于跨国公司将生产转移至低成本国家，从而抑制母国的对外直接投资；另一方面，东道国要素价格上升使收入水平上升，增强东道国居民消费能力，扩大了市场需求，促进对其直接投资。回归中，东道国的实际单位劳动成本和实际利率与OFDI呈正相关，收入效应相比替代效应更大，但利率影响并不显着。

第三，实际汇率水平与OFDI负相关且具有统计显着性。东道国货币贬值预计将通过降低东道国相比其他国家的生产成本和东道国的资产价值来吸引外国直接投资。本国货币升值降低了对外投资时对本国货币单位计价的资本要求，使得海外投资公司比在货币贬值情况下更容易筹集资本。此外，本国货币升值降低了出口的名义竞争力，增加了对外直接投资作为服务国外市场模式的选择。贸易开放度的影响也为负，在线性和非线性模型下都不显着。 织梦好，好织梦

关于实际汇率水平和贸易开放度对OFDI决定的影响存在各种理论，这些影响取决于生产所用的投入品的来源国、产品的生产地和最终的商品出售地。在不同的投资动机下，对OFDI流量影响的方向可以相反。如果投资者的目标是服务当地市场，即市场导向型的投资，对外直接投资和贸易是替代关系，本币贬值使东道国消费者的购买力增加，往往会提升对外直接投资；如果外国直接投资的产出要再出口，即成本导向型的投资，贸易和外国直接投资是相互补充的，东道国货币升值使境外生产的竞争力下降（更高的劳动力和资本成本），从而减少对外直接投资。本文将在下文区分各种投资动机并加以分析。

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母国投资者作出投资决策时，必然对未来汇回的以本国货币计价的收入流感兴趣，而这必须依赖于他们的汇率预期。以往文献中一般采用汇率偏度（skewness）衡量汇率预期水平，因为偏度表示期望的均值回归变化，如当汇率分布正偏（即汇率偏向相对较大的贬值冲击时），如果投资者将大冲击视为具有“超调（over shooting）”成分，导致对相反运动方向的预期，即投资者可能期望汇率将会升值以恢复到其均衡水平状态。表5第三、四列报告了引入汇率预期的回归结果。估计结果表明，加入汇率预期对变量的估计结果和门限效应并没有显着影响，而汇率偏度（skew）的系数为正，在两个模型中都不具有统计显着性。预期未来东道国货币贬值将增加目前流出的对外直接投资，以降低本国货币单位计价的资本要求并进一步扩大东道国成本优势。 织梦好，好织梦

为反映其他影响OFDI因素的作用，表5第五、六列引入了OFDI的滞后一期值作为解释变量。滞后一阶的OFDI具有1％的显着性，其他系数的影响方向仍然稳健，只是显着性水平发生改变，只有东道国实际GDP增长率变为负，仍然不显着。门限值增加为6.30％，门限效应检验拒绝不存在阈值的原假设。

3.以投资动机划分母国样本

理论分析认为，许多变量将影响对外直接投资，但是二者之间的关系是模糊的，取决于所生产货物的最终目的地，因此对于母国投资动机需要加以考虑。本文首先从母国相对技术水平角度将OFDI样本划分为两类，即发达国家和发展中国家。母国为发达国家的OFDI主要是资源寻求类型的对外直接投资，投资针对成本结构更有利的国家，其投资的主要动机是利用东道国相对丰富的要素。母国为发展中国家的OFDI主要是效率寻求类型的对外直接投资，投资针对技术条件更有利的国家，其投资的主要动机是利用东道国相对技术优势或先进管理水平。针对上述母国样本划分的面板门限回归模型（PTR）估计结果列入表6。 织梦好，好织梦

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对于两种类型OFDI，都显示出低汇率波动促进OFDI、高汇率波动抑制OFDI的非线性模式，门限效应检验均显着。发展中国家汇率波动的阈值更高，显示出其币值本身的不稳定性，而发达国家，尤其是已加入欧元区的发达国家，双边实际汇率的波动较小。 本文来自织梦

关于其他控制变量，第一，对于母国和东道国经济规模的估计结果相同，均促进了对外直接投资。

第二，关于东道国要素价格，对于资源寻求型OFDI，任何劳动力成本或资本成本增加都会促使他们投资该地区的其他国家，以便利用成本差异继续其生产或出口活动，因此，二者与OFDI负相关。对于效率寻求型OFDI，二者与OFDI正相关，劳动力成本或资本成本增加的收入效应更大。 织梦内容管理系统

第三，关于汇率水平和开放度对外国直接投资的影响，对于发展中国家投资者，汇率水平与对外直接投资正相关，开放度与对外直接投资负相关。外国直接投资更多地是服务当地市场，很多国家经历着将国际化模式从出口转变为OFDI的过程，因此与贸易是相互替代的。在东道国货币实际升值的情况下，消费者购买力的增加往往伴随着贸易壁垒的增加，对外直接投资将提升。而对于发达国家投资者，汇率水平与对外直接投资负相关，开放度与对外直接投资正相关。对外经济交易的自由化将正向影响其企业的对外直接投资活动。首先，缺乏资本控制使得对国外投资的金额可以不受限制；其次，出口导向型经济允许公司获得关于国外市场的信息，以组织国外业务和在国际市场销售其产品；最后，东道国货币升值带来了竞争力下降，降低外国投资者的相对财富，减少FDI流入。

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第四，如果母国投资者预期东道国货币将相对升值，那么对于寻求效率的投资而言，以东道国货币计价返销回母国的产品成本将上升，因此，母国投资者会减少他们在东道国的投资。至于资源导向型公司，他们受益于外币升值，因为以本国货币计价的利润更高，因而会增加其对外投资。 织梦好，好织梦

4.以投资动机划分东道国样本

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东道国的不同特征也将影响OFDI，参照项本武（2005）的研究结论，本文依据投资动机将23个东道国分为两类：第一类是出口导向型投资，包括劳动力成本高、国内市场需求小的部分发达国家，即瑞士、荷兰、卢森堡、爱尔兰、瑞典和比利时，这些东道国的跨国公司产品外销比例较大。第二类是市场导向型OFDI，包括劳动力成本低、国内市场需求大的发展中国家或地区：中国、巴西、印度、墨西哥、南非、土耳其和韩国；以及劳动力成本高、国内市场需求大的发达经济体，即加拿大、美国、英国、德国、法国、意大利、日本、俄罗斯、西班牙和澳大利亚，这些东道国的共同特征是跨国公司的产品外销比例较小。

从东道国角度分离出投资者的各种动机后，表7给出了PTR模型估计的出口导向型投资和市场导向型投资的回归结果。总体上，汇率波动与OFDI的非线性关系在两类投资中一致，即高汇率波动率抑制OFDI，而低波动率促进OFDI。在模型检验方面，门限效应检验均显着。在控制变量方面，除了东道国市场规模和实际汇率的符号受国家投资动机的影响外，两类投资的结果非常相似。 copyright dedecms

在市场导向型OFDI的情况下，东道国实际GDP与OFDI呈显着正相关，因为跨国公司的目标是服务当地市场，东道国市场规模增加，显着促进了流入东道国的FDI。对于出口导向型OFDI，系数为负且不具有统计显着性，对外直接投资的产出要返销回国或再出口到世界各地，东道国市场规模不是关键影响指标。东道国实际货币升值对对外直接投资的影响在两类投资中也相反。对于出口导向型投资，东道国货币实际升值时，出口战略与对外直接投资战略相比提高了竞争力，因为国内生产的相对成本较低，所以与OFDI负相关。在市场导向型的情况下则相反，东道国购买力的上升会促使跨国公司将生产转移到国外市场。

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加入汇率预期和OFDI一阶滞后的结果与基准模型基本相同，OFDI与汇率波动率的非线性关系是稳健的。

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五、结论与政策建议 copyright dedecms

本文基于2009～2016年期间21个全球重要的对外直接投资国家及23个主要投资东道国的双边对外直接投资流量数据，利用面板门限模型（PTR），实证研究了汇率波动与对外直接投资的关系。主要研究结论如下：

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第一，面板门限模型的估计结果表明，汇率波动与对外直接投资之间存在阈值效应。如果汇率波动较小，企业对外直接投资将受益于这种波动，因为波动实际上带给跨国公司把生产转移到低成本地区以及规避汇率不确定性给企业的出口带来负面效应的机会；而当汇率波动较高时，将通过提高投资环境的不确定性而对OFDI产生抑制作用。此外，当加入汇率预期和对外直接投资一阶滞后作为控制变量后，回归结果和阈值效应依然稳健。本文给出了与以往实证文献结论截然相反的一种可能的解释，即汇率波动对对外直接投资的影响是一定范围内“风险”和“机会”两种力量相互平衡的结果，任何对汇率波动与OFDI关系的建模，若不考虑潜在参数的结构变化，可能无法得到无偏和有效的估计。

第二，投资动机对于决定对外直接投资尤其重要，在不同的投资动机下，开放度、实际汇率和东道国经济规模等控制变量对OFDI流量影响的方向和强度不同，但对于汇率波动的非线性影响模式的结果是稳健的。

本文对我国OFDI的重要启示在于：一方面，应进一步加大汇率变动的弹性，坚持人民币兑美元中间价的日内浮动区间逐步扩大的改革方向。面对着世界经济和国内条件不断变化的新挑战，适当提高汇率波动的自由度，既可以提高利用汇率政策调控的空间，也是人民币国际化的必然要求。通过把生产转移到低成本地区，跨国公司将潜在受益于一定幅度内的汇率波动。这样即使汇率波动会给出口带来负面效应，也不会对我国经济整体造成较大的冲击。另一方面，市场应加强人民币汇率期货、期权及汇率波动性指数等金融产品的创新，使对外投资微观主体更好地管理人民币汇率过度波动的风险，增强市场风险自主平衡的能力。 内容来自dedecms

参考文献

[1]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].经济学（季刊），2009（4）：1497-1526.

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[2]项本武.中国对外直接投资：决定因素与经济效应的实证研究.北京：社会科学文献出版社，2005:218-233. 织梦内容管理系统

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[1]联合国贸易与发展数据库——2017世界投资报告。 内容来自dedecms

[2]本文研究的21个对外直接投资国的样本：奥地利、比利时、加拿大、瑞士、中国、丹麦、芬兰、德国、法国、匈牙利、西班牙、以色列、意大利、日本、韩国、荷兰、波兰、俄罗斯、南非、土耳其和美国。 copyright dedecms

[3]下文有详细划分。 织梦内容管理系统