人民币汇率对中国境外直接投资的影响——基于结构突变的协整方程

翟超颖 黄若云

（中国人民银行武汉分行，湖北 武汉 430071；中国人民银行荆门市中心支行，湖北 荆门 448000）

一、引言

随着经济发展和产业结构优化，中国境外直接投资（OFDI）保持稳步增长，“走出去”步伐明显加快。商务部数据显示，自2005年以来，中国境外直接投资稳步增长，在2016 年达到顶峰1961.5 亿美元；此后，中国境外直接投资略有下降，但仍维持在较高水平，2020 年中国境外非金融类直接投资达到1101.5 亿美元。联合国《2021 年世界投资报告》显示，受新冠肺炎疫情影响，2020 年全球对外投资同比下降35%，但中国逆势而上，投资总额达1330亿美元，成为全球第一大对外投资国。统计口径不一致导致数据略有偏差，但都显示出近年来中国境外直接投资规模一直保持在较高水平。

汇率是影响境外直接投资的重要因素。境外直接投资及后续的转股、撤资和利润汇回等都很可能涉及跨境汇兑环节，汇率水平的高低可以直接影响投资成本和收益。自2005 年起，我国实施一系列人民币汇率的重大改革，人民币汇率水平也发生较大的变化（见图1）。2005—2015 年，人民币汇率指数稳步提升；2015—2017 年，人民币汇率指数小幅下降；但2017 年之后，人民币汇率指数双向波动趋势明显。同时，由图1 也能直观地看出，人民币有效汇率指数的走势与我国境外直接投资规模的变化在趋势上基本一致。

一般情况，若经济系统遭受某种强烈的外部冲击，会导致经济变量的生成过程发生结构性突变，经济关系可能会发生改变，甚至逆转，如重大政策调整、英国脱欧、美联储加息等。在外部冲击下，人民币汇率水平与中国境外直接投资的关系是否发生结构性改变；如发生改变，这种结构性改变是何时发生的；这种结构性变化是否改变了长期关系等；对这些问题的分析有助于正确理解中国境外直接投资与人民币汇率水平之间的变化关系，对提升中国境外直接投资水平及相关政策制定具有重要的理论和现实意义。

图1 2005—2020年中国境外直接投资规模及人民币实际有效汇率指数

二、文献综述

有关汇率与境外直接投资关系的研究起步较早，取得较为丰富的理论和实践成果。但随着研究不断深入，学者们从不同角度围绕该问题进行理论分析和实证研究，得到的结论并不一致。相关研究结论可以分为汇率与OFDI正相关、负相关和关系复杂等三大类。

（一）正相关

正相关关系是相关研究中最普遍的一种结论，即汇率与OFDI 之间存在正相关，本国汇率升值促进对外投资，汇率贬值则抑制对外投资。Wei &Alon（2010）分析中国境外直接投资的决定因素，研究显示人民币升值对中国国有企业和民营企业的海外投资行为具有决定性影响；人民币向“汇率一揽子”管理体制的转变更有可能导致人民币长期稳步升值，增加人民币购买力，加大对海外资产投资。Qi et al.（2019）采用Cox 比例风险回归模型，结合制度特征，研究汇率不确定性下中国跨国企业境外直接投资的时机选择问题；进一步研究发现，人民币贬值会增加中国企业出口竞争力，向海外出口能获得比境外直接投资更大的收益，从而增加国内投资，抑制投资支出。Khayat（2020）对海湾地区1960—2018 年的对外投资数据进行研究，结果表明汇率水平与对外投资之间表现出显著的正相关。陈琳等（2020）从厂商对外出口利润最大化的角度，构建包含汇率、出口、利润和对外投资的理论模型，证明本国货币升值会提高企业对外投资动机，且企业对外贸易依存度越高，本币升值越能促进其对外投资。此外，该模型的实证检验结果也证实了这一观点，即人民币升值会造成固定成本的相对下降从而增加境外直接投资机会，同时出口和境外直接投资之间的替代效应，也是人民币升值促进境外直接投资的重要因素。

（二）负相关

有部分学者认为，本国货币与境外直接投资之间呈负相关，即本国货币升值会抑制对外投资。Schmidt&Broll（2008）重点分析1984—2004 年美国对6 个工业国家不同行业的对外投资数据，结果表明，尽管东道国汇率升值对美国在该地区的食品和电力行业投资未产生明显影响，但促进了美国对当地化学、批发、制造、金融等行业投资，即美元贬值促进了美国对外投资的增加。Saad et al.（2014）对1981—2011 年马来西亚对外直接投资的影响因素进行分析，结果表明，汇率因素是影响马来西亚对外直接投资的重要因素之一，只有在令吉货币贬值的情况下，对外直接投资才出现增加的现象。Liu &Deseatnicov（2016）利用2003—2013 年中国对119 个国家（地区）的投资数据进行分析，结果表明，人民币汇率与中国境外直接投资之间存在负相关，并且指出中国跨国企业的短期利润汇回效应以及重商主义效应导致的沉没成本增加是人民币升值抑制境外直接投资的主要驱动力。杨达（2020）基于企业微观视角从对外投资风险角度分析汇率的影响，指出人民币汇率水平与企业境外直接投资行为呈负相关关系。田巍和余淼杰（2019）认为中国存在大量的贸易服务型投资，因此其产生的辅助作用是人民币汇率与中国境外直接投资呈反向变动的主要原因。

（三）复杂关系

还有部分学者认为汇率与境外直接投资之间的关系比较复杂，并不存在直接、简单的正（负）相关，或者两者的关系满足某种条件时，存在一定的异质性。Aybar（2016）以土耳其为研究对象分析对外投资因素，研究结果显示，汇率对土耳其的对外直接投资并没有产生任何影响，将土耳其对外投资方向划分为欧盟区和非欧盟区时，汇率也仅对非欧盟区产生影响，对欧盟区未产生影响。戴金平和张夏（2017）基于中国微观企业层面的数据研究，认为汇率水平所带来的“财富效应”和“成本效应”相互抵消是汇率水平不影响中国企业对外投资活动的主要原因。戴金平和尹相颐（2018）从人民币汇率周期的视角出发，研究表明人民币汇率只有处于升值或贬值周期才会对中国的境外直接投资产生影响，暂时性的汇率变化并不会影响企业境外直接投资行为。田保强（2020）从企业的所有制性质考虑，认为汇率水平对国有企业或非国有企业的境外直接投资行为并未产生显著影响。

（四）小结

现有文献表明，由于研究对象所面临的国情、经济制度不一样，同时对汇率、境外直接投资和控制变量等的选择不同，研究的宏微观视角以及研究方法上存在差异，导致不同学者对同一问题的研究得出不同的研究结论，甚至同一学者对同一问题因出发点不同得到的结论也不一致。这恰好说明了汇率水平与境外直接投资之间的关系是一个动态变化的关系，即随着重大政策的实施或重大事件的发生，汇率与境外直接投资之间的关系在不断变化调整。但在以往的文献中，很少有学者考虑到这一点，虽然戴金平和安蕾（2018）基于门槛模型分析汇率的阶段性特征，但并没有指出这一门槛发生的时点。因此，本文在已有文献的基础上，采用结构突变的协整模型来检验汇率水平与中国境外直接投资发生结构突变的时点，进而分析其阶段性关系，具有理论意义和现实基础。

三、研究模型

（一）基本模型

本文首先构建包含汇率水平与中国境外直接投资关系的线性回归模型，如公式（1）所示。

其中，OFDI表示中国境外直接投资，ER表示人民币汇率水平。在模型（1）的基础上加入其他控制变量X，则模型设立如公式（2）所示。

由于大多数经济变量容易受到外部冲击发生结构性突变，因此在模型（2）的基础上构建一个变结构协整方程。在存在结构突变点的情况下，根据Per⁃ron &Phillips（1987）的研究，在模型（2）的基础上引入一个虚拟变量D，得到模型如公式（3）所示。

其中，t是时间趋势变量，μt是随机干扰项且服从标准正态分布，即μt～N（0，δ2）。α、β、δ是变结构模型参数，该模型包含三种状态。当只有β、δ同时为0时，模型称为水平漂移模型，即截距项存在结构突变；当只有β为0时，模型称为水平趋势漂移模型，即截距项和时间趋势项存在结构突变；当只有δ为0时，模型称为水平斜率趋势漂移模型，表示截距项和斜率存在结构突变。虚拟变量定义如公式（4）所示。

其中，T代表的是结构突变时点。为避免异方差带来的影响，对模型（3）进行对数处理，则模型结构如公式（5）所示。

（二）变量选择及描述性统计

为细致地探索人民币汇率与中国境外直接投资之间的关系，选取2010年1月至2021年6月的月度样本数据，各项数据来源于中国商务部、国际清算银行，并以2010年1月为基期对指标进行相应的平减处理，以消除价格因素影响。

1.中国境外直接投资（OFDI）。选取中国商务部公布的中国对外非金融类投资数据作为被解释变量，由于中国商务部只公布了2010年之后的数据并且以美元为单位，因此，选取2010年后的月度数据作为研究样本，并以2010年1月的美国消费价格指数为基期进行平减处理。

2.汇率水平（ER）。有不少学者选择人民币兑美元的汇率作为衡量汇率水平的指标，但事实上中国境外直接投资的国家或地区较多，并不是所有的对外投资都是以美元结算，因此使用人民币兑美元的数据衡量汇率水平存在一定的局限性。考虑到人民币实际有效汇率指数采用多边加权计算方法，剔除通货膨胀的影响使得模型的设立更为科学，并基于数据的可得性，本文选用人民币实际有效汇率指数来衡量，上升表示人民币升值，下降表示人民币贬值。

3.经济发展水平（GDP）。投资发展路径假说认为，母国的经济发展与对外投资之间存在某种关联，因此选用经济发展水平作为该模型的控制变量。但由于中国的GDP 数据按季度发布，借鉴刘巍和陈昭（2011）的研究，使用Quadratic-match Sum 方法将季度GDP 数据转化为月度数据并以2010 年1 月的数据为基期，用中国消费者价格指数进行平减。

对上述指标取对数后分别记为LnOFDI、LnER和LnGDP。各变量的描述性统计量见表1。

表1 变量的描述性统计

（三）单位根检验

非平稳的时间序列直接回归容易得到误导性结论，因此，首先对数据进行平稳性检验，以避免“伪回归”问题。采用ADF 检验方法对各时间序列的平稳性进行检验，并使用Schwert准则选取最优滞后阶数，检验结果见表2。

表2 单位根检验结果

表2 的结果显示，所有原变量在5%的显著水平下均不能拒绝原假设，即所有原变量均为非平稳序列；但经过一阶差分后的变量均在1%的水平下拒绝原假设，即差分后的序列均为平稳序列。因此，各变量均为一阶单整序列，可以对变量进行协整关系分析。

四、实证分析

（一）不考虑结构突变的协整方程

在不考虑结构突变的情形下，对模型（2）进行OLS 估计，并产生一个残差序列。根据协整的定义，如果相关变量产生的残差是一个平稳的时间序列，那么变量间就存在协整关系。对模型（2）产生的残差进行单位根检验，t值为-1.897。需要注意的是，协整检验产生的t值是一个非均衡误差的“t”统计量，并非一般的t统计量或ADF统计量。因此，使用AEG检验或麦金龙检验进行比较，检验结果见表3。

表3 结果显示，残差序列是一个非平稳序列，不拒绝不存在协整关系的原假设，模型（2）中各变量不存在长期关系。这表明从2010年1月至2021年6月，中国境外直接投资与汇率水平之间不存在长期的均衡关系。这与陈琳等（2020）的研究结论相反。李洪英（2015）认为，出现相反结果的主要原因可能是重大的外部冲击导致变量间发生结构突变，使得假设不再成立。因为对于协整检验来说，需要各个变量的长期均衡关系在整个样本内稳定。因此，需要重新考虑结构突变条件下中国境外直接投资与人民币汇率水平之间的关系。

（二）考虑结构突变的协整方程

1.结构突变时机的估计。结构突变点的时机估计有两种方法，即外生性结构突变点设定法和内生性结构突变点检测法，外生性结构突变点由人为设定，如王凤丽（2008）认为2005年7月21日的汇率制度改革是人民币快速升值的一个突变点。内生性结构突变点需要通过数据挖掘技术估计得出，如郭田勇和兰盈（2019）通过ZA检验发现2017年5月是人民币汇率水平变化的一个结构突变点。主观设定结构突变点及突变次数的方法存在遗漏突变点或强加突变点的情形，可能造成模型的估计结果偏差及检验结果错误。因此，本文采用三种不同方法对模型的结构突变点进行估计，估计结果见表4。

表4 结果显示，采用广义QA 估计得到两个突变点，分别是2015年4月和2016年12月；采用全局最大检验，UD 最大统计量和WD 最大统计量都对应选择两个突变时点，即2015年4月和2016年12月；采用全局信息准则检验，施瓦茨准则的最小值选择只有一个突变时点，即2016 年12 月。三种不同检验方法都认定2016 年12 月为一个结构突变点，而2015 年4 月在全局信息准则检验中并没有被视为一个结构突变点；此外，2015 年4 月也不是我国汇率的改革时点，且在此时点人民币汇率指数和境外直接投资趋势延续了前期增长态势，没有出现明显跌幅及拐点迹象。因此，本文仅将2016年12月作为模型的结构突变点。

表3 协整检验

表4 结构突变时点检验

同时，除数据检测结果外，本文选择将2016年12月作为结构突变时点有一定的现实依据。首先，2016年10 月人民币正式加入SDR 成为第三大权重货币，对人民币汇率水平产生影响，但这种影响不会立即显现出来，而是存在一定的滞后。其次，陈春和彭慧（2021）认为，2016 年可以当作中美贸易摩擦的起始年，而汇率问题是中美贸易摩擦讨论的重点问题。再次，人民币汇率由市场供需决定，不可避免地受到国际因素影响，如2016年6月英国宣布脱欧、12月美联储宣布正式加息等重大国际事件在一定程度上影响了人民币汇率水平。最后，2016 年12 月前后人民币汇率指数处于一个由贬转升的节点，同时中国境外直接投资在2016 年达到顶峰后开始下滑，处于一个由增到减的节点。

2.结构突变协整检验。在确定有1 个结构突变点的前提下，设置的虚拟变量Dt定义为2016 年12 月及之前取值为0，其他时间段取值为1，对模型（5）进行估计，估计结果显示时间趋势项t并不显著，因此去掉时间趋势项t之后，建立一个包含截距项和斜率都存在结构突变的模型，模型如公式（6）所示。

对模型（6）进行协整检验，所产生的t值为-11.01，协整检验结果见表5。结果显示，无论是AEG检验还是麦金龙检验，残差序列均平稳，显著拒绝不存在协整关系的原假设，即经过结构突变性估计证实，人民币汇率与境外直接投资之间存在协整关系。

表5 协整检验

3.结构突变的方程估计。对模型（6）进行运算，结果如表6所示，结构突变前后，人民币汇率水平对中国对外直接投资的影响在统计上发生显著性改变。

表6 估计结果

2016 年12 月以前，中国境外直接投资对人民币汇率水平的弹性为1.858，即人民币升值1个百分点，则带动中国境外直接投资增加1.858 个百分点，即人民币汇率升值对中国境外直接投资具有显著的正向促进作用。这可以从直接成本、相对成本、财富效应和出口替代效应等角度解释。

一是直接成本效应。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，使得海外投资公司更容易筹集资本（戴金平和安蕾，2018）。二是相对成本效应。人民币升值意味着东道国货币贬值，那么对中国投资者来说，东道国的劳动力成本、基建材料、设备采购等相对便宜。三是财富效应。人民币升值会增加中国投资者以东道国货币计价的相对财富，中国投资者由此相对富有，会刺激中国投资者对外投资。四是出口替代效应。人民币升值对进出口企业来说会增加进口，同时抑制出口，原本能通过海外出口获得的海外利润因人民币升值而减少，出口型企业会选择在海外建立工厂以获得海外利润，弥补出口减少带来的损失。

2016 年12 月以后，中国境外直接投资对人民币汇率水平的弹性为-2.558，即人民币升值1个百分点，则导致中国对外直接投资下降2.558 个百分点，即人民币汇率升值抑制了中国对外直接投资的增长。这可以从政策调整、出口互补效应、投资壁垒和预期收益等角度解释。

一是政策调整。2016 年底至2017 年初，我国强化境外直接投资的真实性和合规性管理，引导企业合理投资，并实施负面清单管理，如限制境外房地产、俱乐部和娱乐等产业投资。在这一背景下，中国企业境外直接投资逐步回归理性，境外直接投资大幅下跌，即使这一阶段人民币汇率水平呈上涨态势，但境外直接投资仍下降。二是出口互补效应。田巍和余淼杰（2019）研究认为中国对外投资领域侧重服务业而非制造业。数据显示，2019 年中国对海外制造业的投资仅占9.43%，而对租赁和商业服务业的投资高达30.59%，这种贸易服务性投资本质上是一种特殊的垂直投资，与进出口为互补关系，而非替代关系，因此人民币升值的时候，出口减少，贸易服务型投资也会减少。三是投资壁垒。孙文莉和伍晓光（2012）认为在母国汇率升值的情况下，跨越贸易壁垒（包括关税、反倾销）仍是跨国企业对外投资需要考虑的重要因素。四是预期收益。王晓红（2017）认为，利润最大化是企业对外投资的主要目标，但中国企业对外投资缺少长远规划，更多是追求短期利益，因此人民币升值会导致境外企业以东道国货币表示的利润汇回国内所兑换的人民币减少，企业预期利润下降，企业对外投资减少，从人民币的角度证实了“预期收益理论”假说。

控制变量中，中国经济增长与对外投资之间呈正相关，中国经济实力越强，对外投资越多。即随着经济规模扩大，中资企业会在海外寻求更多的投资机会，对外投资的动机更加强烈，对外投资规模将有所提高。

4.长期均衡误差修正模型。协整方程用于描述中国境外直接投资与人民币汇率水平之间的长期关系，但短期内会受到随机因素的影响导致两者的关系偏离长期均衡状态，而现实中的经济力量总会把它们拉回到均衡水平。而误差修正模型是将长期均衡与短期波动相结合，用于描述短期波动向长期均衡调整的纠偏机制。将各变量进行一阶差分为ΔLnOFDIt、ΔLnERt、ΔLnGDPt，并将协整方程滞后一期为EMCt-1，建立误差修正模型，模型估计结果见表7。

表7 误差修正模型估计结果

结果显示，误差纠正系数为-0.940 且显著，体现了对偏离的有效修正。这一结果说明，中国境外直接投资受到人民币汇率干扰而偏离均衡时，会受到一个-0.940 速度的反向调整力度。即中国境外直接投资与人民币汇率水平之间具有长期动态均衡关系。

（三）稳健性检验

美国企业研究所公布了中国对外投资全球跟踪数据，该数据涵盖从2005年1月至今中国境外直接投资项目中单笔投资金额大于1 亿美元的所有项目明细。本文利用该数据作为因变量替代中国商务部公布的中国对外投资数据，并以2016年12月作为结构突变点，对模型（5）进行重新估计，估计结果见表8。

表8 估计结果

结果显示，估计后的残差t 值为-9.16，拒绝不存在协整关系的原假设，即替换核心变量后协整关系依然存在。具体来看，2016年12月及以前，中国境外直接投资对人民币汇率水平的弹性为7.445，两者呈正相关；2016 年12 月以后，该弹性系数为-9.198，呈负相关，并且结果都在1%的水平下显著，与前文的结论相一致。此外，经济发展促进中国对外直接投资增长的结论依然成立。结果表明，替换关键变量后，回归结果的系数符号及显著性均没有发生改变，表明回归结果的稳健性。

五、结论及建议

本文通过模型构建和实证检验，分析人民币汇率水平对中国境外直接投资的影响，基于结构突变协整方程对2010 年1 月至2021 年6 月人民币汇率水平与中国境外直接投资之间的长期关系进行实证研究。研究发现：第一，在不考虑存在结构突变的情形下，通过单位根麦金龙检验没有发现人民币汇率水平与中国境外直接投资之间存在长期协整关系的证据；但在结构突变模型下，2016 年12 月是人民币汇率水平与中国境外直接投资之间存在长期稳定均衡关系的结构突变点，检验出的结构突变点与人民币汇率改革的重要时点基本吻合。第二，在2016年12月及以前，人民币汇率水平与中国境外直接投资之间呈正相关，人民币汇率通过直接成本效应、相对成本效应、财富效应和出口替代效应等影响我国境外直接投资；但2016 年12 月以后，人民币汇率水平与中国境外直接投资之间呈负相关，这一时期更多的是受投资政策调整、贸易壁垒、出口互补和预期收益等因素的影响。第三，从短期来看，人民币汇率水平与中国境外直接投资之间的关系是动态波动的，当中国境外直接投资受到人民币汇率干扰而偏离均衡时，会受到反向力度的调整。此外，中国经济发展会带动中国境外直接投资的增长。

基于上述研究结论，本文建议：一是树立汇率风险中性理念。人民币汇率水平与中国境外直接投资之间的关系并不是一个长期不变的关系，当前人民币汇率双向波动、弹性加大的特征日益明显，因此，企业要避免盲目利用人民币升贬值周期进行对外投资获取套利空间，要树立汇率风险中性理念。二是加强国际合作，提高对外投资质量。近年来受国内政策调整以及国际不利因素影响，中国对外投资的步伐有所减缓，因此，中国要加强与“一带一路”沿线国家合作，继续保持与欧美国家对话，营造良好的国际投资环境，引导企业合理投资，提高投资质量。此外，人民币汇率水平与中国境外直接投资之间存在长期稳定的均衡关系，不必为两者短期内的起伏波动而过度调整管理政策，在考虑境外直接投资或制定相关政策时要着眼于长期。