外汇投资论文篇(1)

截至2007年6月末，我国外汇储备余额已达13326亿美元，再次创出历史新高，而且还呈继续增加的趋势，这使得持有外汇储备资产的直接成本和机会成本变得更为高昂，因而探索和拓展外汇储备使用渠道和方式显得尤为迫切。外汇储备在满足防范金融风险、稳定汇率所需要的流动性后，应该追求增值和投资收益，着眼于提升本国企业国际竞争力、优化产业结构，实现国家的战略意图。新加坡在外汇储备管理方面具有成功的经验，本文首先对新加坡利用外汇储备的模式做一简要分析，然后探讨我国外汇储备的利用模式，最后指出利用外汇储备对外投资应注意的问题。

一新加坡利用外汇储备的模式分析

（一）新加坡政府投资公司是法定的外汇储备管理机构

根据1970年颁布的《金融管理局法》，新加坡金融管理局（简称MAS，1971年依法成立）的一项重要职能就是管理官方外汇储备。1981年之前，MAS主要围绕汇率政策来管理外汇储备。其后，随着外汇储备日渐充裕，新加坡政府决定将外汇储备进行分档管理：一部分继续由金融管理局直接管理，目的在于满足汇率管理流动性的需要；另一部分则投资于长期外汇资产，目标是追求更高的收益。

为了实现两者的分离，根据《公司法》，新加坡在1981年5月设立了专门管理外汇储备投资的新加坡政府投资公司(简称GIC)。其目标，一是提高新加坡政府外汇储备的收益；二是提高外汇储备投资和运用的透明度及可监督性；三是参与国际金融市场活动，获取重要的国际金融资讯；四是培养训练金融专业人才，提升新加坡金融产业的国际竞争能力。

GIC下设三家子公司。一是新加坡政府投资有限责任公司，是GIC最大的业务部门，投资领域包括股票、固定收益证券和货币市场工具。二是新加坡政府房地产投资有限责任公司，主要职责是投资于新加坡之外的房地产以及房地产相关资产。三是新加坡政府特殊投资有限责任公司，目前管理着一个包括风险资本、私人证券基金在内的分散化全球投资组合。此外，该公司也有选择的对私人公司进行直接投资。第一家公司的经营目标主要满足盈利性目标，同时满足流动性要求，后两家公司的经营目标都是追求长期的投资回报。目前，GIC所管理的资产超过1000亿美元，大约占新加坡外汇储备总额的80%。

（二）部分外汇储备委托淡马锡海外投资

需要特别指出的是，国内一直存在一种较为流行的看法，即建立淡马锡控股公司的目的是管理新加坡的外汇储备。但实际情况并非如此。淡马锡控股公司的成立早于GIC，它是1974年由新加坡财政部全资组建，接受政府的财政盈余(但不是外汇储备)进行投资的公司，它是工商业公司，而GIC是资产管理公司。淡马锡从354亿新元的初始资产，发展到1640亿新元的规模，新加坡政府并无任何追加投资。为了实现外汇储备满足国家发展目标和战略意图，20世纪90年代新加坡政府将部分外汇委托给淡马锡投资，淡马锡利用这些外汇储备和自有外汇在海外投资。

二我国利用外汇储备方式的探讨

通过上文分析可以看出，除了中央银行直接管理外汇储备以满足流动性需求之外，还有如下三种模式：一是成立专业资产管理机构实现外汇储备的投资收益，同时在一定程度上满足流动性；二是委托给具有丰富经验的专业投资公司管理；三是扶持企业对外直接投资、在发展壮大企业的同时减轻外汇储备压力。结合我国的具体情况，借鉴新加坡以及其他国家的经验，可以考虑综合利用如下模式。

（一）积极扶持外汇投资公司

尽管外汇投资公司入股黑石初战失利，但我们不可因噎废食，而应认真总结经验教训，以便今后健康发展。今后应积极培养国际化金融人才，借鉴国外的成功经验，不断提高企业管理水平，加强制度建设，明确公司的法律地位。

（二）充分发挥现有金融机构对外投资的作用

我国一些金融机构在长期的对外合作交流过程中积累了丰富经验，并具有健全的组织机构和经营网络，我们应充分发挥这一优势，加强它们“走出去”的金融业务。这些金融机构应当积极参股国外金融机构，给我国企业对外投资提供中长期贷款，从而实现国家战略意图。这种运作模式客观上需要雄厚的资本金，因而有关部门应支持其增资扩股，可以参考汇金公司注资商业银行的模式，但笔者认为在新的结汇模式下，新股东应以拥有外汇的企业和个人为主。

一些具备实力和条件的国内银行应该积极向国际大银行的方向前进。跨国并购自然是一条改变国内银行业务构成和收入来源过于单一的现状、从而进入国际金融市场的更加快捷便利的途径。但考虑到我国银行业的资金实力以及跨国经营经验不足等问题，近期比较稳妥的方案是对外资金融机构进行少量参股，以获得一个董事席位，从而学习外资金融机构的具体运作。这一做法有两个好处：一是降低了金融机构文化整合上的难度，二是可以向国外金融机构学习运作经验，并且得到股价上升的好处。

（三）对企业“走出去”给予必要的金融支持

淡马锡是作为企业“走出去”的，其运作模式可供我国企业参考。外汇投资公司以及国内金融机构应对具有实力的企业给予必要的外汇支持，对企业“走出去”发挥促进作用。事实上，发达市场经济国家在“走出去”方面都有专门的金融支持机构，美国海外私人投资公司、德国投资与开发公司和日本国际协力银行都扮演了这种角色。借鉴发达国家的经验，我们今后也可以考虑成立支持“走出去”的专门金融机构。

（四）设立海外产业投资基金

产业投资基金是国际资本市场上的重要投资模式，为了充分利用国际市场和海外资源，我们应当考虑成立海外产业投资基金。资金可以来自于外汇投资公司、金融机构、社保机构，以及经常项目外汇收入较多的企业以及个人。由于我们缺乏海外产业投资基金运作经验，起初可以考虑以合资的方式进行。产业基金的投资方向应该体现国家发展的战略意图，满足国内产业升级的需要。

（五）扩大国外先进技术进口，近期治标、远期治本

长期以来我国执行“市场换技术”的外资政策，但二十多年的经验表明这一政策在不同行业有得有失，有些领域我们失去了市场但没有换得关键和核心技术，而且直接导致了我国贸易顺差快速增长。一方面它增加了我国的出口，如果按“属民”原则计算的话外商直接投资企业的出口不应计入我国出口；另一方面，它减少了我国的进口，外商直接投资企业对我国企业的销售按“属民”原则应算我国的进口，但按“属地”原则就算国内贸易，二者相结合导致我国贸易顺差急剧上升，外汇储备水涨船高。因而有必要通过扩大进口国外先进技术，缓解高额外汇储备压力；如果能像日本和韩国一样积极消化和吸收新技术，长期则可实现产业升级，促进经济增长方式的转变，减轻经济增长对外资的依赖程度，从而实现标本兼治。

三利用外汇储备对外投资应注意的问题

（一）首先要测算出适度外汇储备规模，保证其基本功能韩国在亚洲金融危机的教训之一是，当时并不是由于支付能力出现问题，而是出现了流动性危机。因而一定要测算出适度储备规模，只有超过这个规模的部分才可以用于中长期投资。为此，我们需要满足进口、偿债、外商直接投资企业收益汇回、企业海外投资和QDII、外汇市场干预等用汇规模。在考虑外汇储备增值的时候，千万不能忽略了它的基本功能，而且要警惕世界经济形势逆转的可能。美国次级抵押贷款危机事件告诉我们这样一个事实，全球流动性过剩几乎可以在瞬间转化为流动性不足，危机发生后，欧美日等国的央行无不投入巨资以解决流动性不足问题。外汇储备管理同样面临类似问题。

（二）应当参与国外公司的经营管理，不做纯粹的“资本家”

外汇投资公司入股黑石被套本身无可厚非，问题在于外汇投资公司购买的是没有表决权的股份，这成了纯粹的“资本家”。我们参与国际金融市场的目的之一是学习先进金融知识、了解市场最新动态、提升国家金融竞争能力，在没有表决权的情况下我们很难实现这一目的。因而，今后我们参股国外公司至少要谋求一个董事的席位，直接参与公司的重大决策，从而了解公司的经营状况，同时更为直接地学习发达国家的先进企业管理经验。

（三）谨防对外投资“出口转内销”，严禁二次结汇

外汇投资公司以美元入股黑石，如果黑石再用这笔美元换成人民币收购或参股国内企业的话，这就构成了二次结汇，二次结汇的后果是不言而喻的。据报道，2007年9月10日黑石和中国化工集团共同宣布，黑石将向中国化工的全资子公司蓝星集团进行战略投资，计划注资6亿美元认购蓝星集团20%的股份。如果认购成功，二次结汇必然发生。事实上，只要我们对外投资的企业对我国直接投资，这一现象是无法避免的，只是影响程度的不同。这样的外汇投资显然不仅不能减轻央行压力，反而使其操作更加被动，流动性过剩也将愈演愈烈。针对这一新情况，有关决策部门应尽快出台相关管理办法。

（四）坚持循序渐进的原则，先参股后并购

国际投资理论和经验表明，由于对东道国市场、法律以及人文环境不熟悉，同时考虑到当地民众的抵触情绪，跨国投资首先采取购买部分股份、合资或合作经营的模式，时机成熟之后再采取控股或独资模式。目前我们跨国投资应以参股为主，不宜大规模并购。跨国并购的“七七定律”指出，70％的跨国并购没有实现预期的商业目的，其中70％的并购失败于并购后的文化整合，文化差异越大失败的可能性越大。据麦肯锡的研究，在过去20年全球大型的企业兼并案中，取得预期效果的比例低于50%，具体到中国，有67%的海外收购不成功。因而，目前我们应该采取循序渐进的方式，而不应操之过急。

（五）加强研究，提高把握投资机会的能力

目前全球石油、大宗商品以及股票处于高价位，因而我们在时机的选择上也需三思而行。目前应当加强对世界经济与金融周期的研究，以便把握好投资机会。以淡马锡为例，公司在1993~2003年间的投资回报率只有3%，基于对世界经济发展趋势的研究，淡马锡2002年调整了发展策略，该公司把自己的发展与亚洲其他高速发展地区的经济捆绑起来，从而实现了新的飞跃。由此可见，优秀的研究是投资成功的关键。

参考文献

中国社科院金融所课题组：《新加坡和韩国政府投资公司:运行模式及其启示》，《中国经贸导刊》2007年第5期。

外汇投资论文篇(2)

内容摘要:本文依据套利受限引起远期汇率偏离的理论文献,探寻是否只有在存在显著的超额收益时,套利者才会对远期汇率偏离产生兴趣。笔者发现在只要存在偏离时,套利者都会进入市场,把偏离看做一个分散风险、组合资产的投资机会。而实证结果也验证了投机者始终会对远期外汇偏离现象产生兴趣,从而认为套利受限并不能单独地解释“远期汇率偏离之谜”。

关键词:远期汇率偏离 套利受限 交易策略

文献综述

非抵补利率平价理论阐述了在两国开放经济中,国家间的利率水平差额会引起本国远期汇率的变化,即等于远期升水。Fama(1984)认为基于利率平价理论,远期汇率应等于未来即期汇率,但实证表明二者有时会呈负向关系,他把这种现象称为所谓的“远期汇率偏离之谜”。之后,Sarno(2006)等人用数据证实了远期汇率并不能无偏地估计未来的即期汇率,说明“远期汇率偏离之谜”的确存在,并试图用各种不同的原因解释这种现象。迄今为止,偏离之谜并没有得到非常令人信服的解释,并且继续困扰着国际金融学界。

最早用套利受限解释这种现象的是Lyons(2001),他认为现实生活中存在的远期汇率偏离都是非常小的,套利资本会选择其他可以达到更高夏普比(所投资的工具带来的收益与风险之比)的投资机会,而不会对远期汇率偏离的现象产生兴趣。结果这种偏离就会显著并持续存在,使这种现象可以被观测到。近期基于套利受限理论假设的文献用数据说明了该假说存在的合理性,例如Sarno等人(2006)用非线性模型证实了该假说可以解释“远期汇率偏离”之谜。近年来诸多学者根据金融机构公开的研究报告证实金融机构无论远期汇率偏离程度大小都会投机于汇率偏离带来的超额收益。

本文希望重新审视套利受限的定义,用多个双边外汇交易取代通常的单个双边外汇交易进行研究,以期构建最优的外汇持有投资组合,来探寻是否真的只有在巨大的超额收益时,投机资本才会进入这个市场。如果投机资本无论偏离大小都会进入这个市场,那么套利受限假说就存在问题,并不能单独地解释“远期汇率偏离之谜。”

套利受限假说及其市场证据

非抵补的利率平价理论认为预期汇率与即期汇率的变化率等于两国间利率差额,或者在满足抵补利率平价时,等于远期升水。众多文献都基于Fama(1984)提出的法玛回归验证此关系,该回归认为如果平价关系成立,那么远期升水可以无偏估计未来即期汇率与现在即期汇率的差额。具体方程如下:

st+1=α+β(ft,1-st)+ut+1 (1)

其中st和ft,1代表t时期即期汇率的自然对数以及t时期关于t+1时期远期汇率的自然对数,ut+1表示扰动项以及st=logSt。平价关系成立,则截距项α应为0,斜率系数β应为1,扰动项无自相关。通常的研究却表明α显著地不等于0,而β则不等于1,甚至出现负数的情况,即“远期汇率偏离之谜”。

套利受限理论开创者Lyons(2001)提出因为偏离值太小套利者不愿进入此市场,而选择更高夏普比的投资机会,这样远期汇率偏离现象就会长期存在。过去50年美国市场上进行购买持有策略的交易所带来的夏普比平均可达到0.4,他指出若夏普比低于0.5,则金融机构不会从事这项投资。在分析美国与其他六国的外汇市场时,他发现考虑交易成本后,对偏离的交易只能带来0.37到0.41的夏普比,从而支撑了该假说。

Villanueva(2007)发现当远期汇率偏离能带来较大收益时,远期升水可无偏地估计未来的即期汇率。Sarno(2006)建立非线性的平滑转换回归证实当夏普比很高时确实无偏离。他们都发现大的偏离现象会逐步得到修正,而小的偏离则会持续存在。过去的文献更多是利用实证方法研究套利受限与远期汇率偏离之间的关系,而不是通过偏离交易本身来证实套利者是否会进入有汇率偏离的市场。下文据此出发说明套利无论偏离大小,投资者都会进入外汇市场。

最优投资组合模型构建及实证结果

在外汇市场上,假设汇率变化服从随机游走过程,那么最简单的一种投资策略就是在高利率国家储蓄,在低利率国家融资,这样考虑了汇差变动后可以带来的收益如下:

CTt+k=(1+i*t,k)St+k/St-(1+it,k)当it,k≤i*t,k

CTt+k=(1+it,k)-(1+i*t,k)St+k/St当it,k≥i*t,k

(2)

其中,it,k和i*t,k则分别代表跨度k个时期的本国与国外利率水平,CT表示这种简单投资策略所带来的收益。

外汇市场可以构建不同币种间的投资组合进行风险分散,故可按照不同权重配置外汇资产。用CTP表示组合带来的收益,即CTPt+k=w`tCTt+k+it,k,其中w`t是外币组合权重向量,CTt+k是投资组合中不同外币收益的向量。本文沿袭Lyons(2001)提出套利受限假说的基础在于金融机构会依据夏普比进行投资决策的思想,考虑整个投资组合的夏普比最大化,使用VaR对投资行为进行测度,并将权重设定为5%进行变化。这样最优化的投资组合模型构建如下:

s.t: VaRt(α)≥VaR*t(α)

wt∈{0,0.05,0.1,…0.95,1}和w`tE=1 (3)

其中Ret+k表示预期收益的列向量,∑t表示对应的协方差矩阵,VaRt(α)和VaR*t(α)则分别对应投资组合的风险价值以及基准投资的风险价值,E代表单位阵。

本文先求解满足约束的投资组合最优化问题,对在远期汇率偏离现象出现时的投资组合绩效进行评估,并选取了1990年1月至2005年12月美元对其他六国汇率并选用标准普尔500指数作为基准投资工具采用法玛回归进行分析,得出以下结论:斜率系数β通常为负值,即所谓的“远期汇率偏离之谜”存在,说明非抵补利率平价关系不能成立;最优投资组合夏普比可以达到0.97,这个数值显著地高于基准投资所带来的收益;CAPM模式下的β系数也几乎接近于0,表示在外汇市场的风险通过投资组合后已经极大地被分散,这论证了无论远期汇率偏离大小,偏离交易都是很有吸引力的,从而质疑了套利受限假说的有效性。

综上所述,套利受限假设认为远期汇率偏离值太小而不足以吸引套利资本,因为其他可选择的投资机会会带来更大的收益。过去几十年的数据却说明了真实市场中套利者始终会对偏离现象产生兴趣而无论其偏离值大小。本文采用了外汇投资组合的思想,验证了偏离之谜的存在性,也发现偏离的交易可带来更高夏普比以及能分散风险,从而论证了套利受限假说不可以单独作为解释“远期汇率偏离之谜”的原因。

参考文献:

1.Fama, E. F.,1984, Forward and Spot Exchange Rates,Journal of Monetary Economics, 14, 319-338

2.Lyons, R. K., 2001, The Microstructure Approach to Exchange Rates, MIT Press

3.Sarno, L., Valente, G., Leon, H., 2006, Non-Linearity in Deviations from Uncovered Interest Parity: An Explanation of the Forward Bias Puzzle, Review of Finance, 10, 443-482

4.Villanueva,O. M.,2007,Forecasting Currency Excess Returns: Can the Forward Bias be Exploited?, Journal of Financial and Quantitative Analysis, 42, 963-990

作者简介:

外汇投资论文篇(3)

关键词：人民币汇率；外商直接投资；实证检验

一、外商直接投资和汇率变动的相关理论

1.汇率变化的相关理论

两种钱之间的兑换比率就是汇率，货币价值的相对提高和降低主要通过汇率变化体现，汇率变化幅度大小和变化范围取决于汇率制度的变化，同时经济交流和政治交往有时也会体现在汇率变化上。汇率变化主要是通过汇率传导机制的价格对经济影响，并由汇率变动预期两个方面来体现。

（1）汇率变动引起的价格的连锁变化

对一国经济的影响，汇率变化主要体现在价格升值的货币或贬值，汇率传导机制会导致贸易品和非贸易品的价格变化，从而影响外贸在全国的收支状况。以货币升值为例：如果一种货币价值增长，假设商品本国的出口价格不变，此商品价格在国外上升，这种情况最终会导致商品的国际竞争力下降，这种商品出口数量减少。在这种情况下，该国的进口商品数量增加，出口放缓，国内收入下降，就业减少，进口增加也将会产生一定影响，国内消费者可能会因为大量国外产品的进入和价格下跌加大对进口商品的购买，降低产品消费，抑制国内产量扩张。改变国内生产规模，尤其是国内生产收入减少将影响该国的投资收益。此外，由于该国劳动力成本和原材料成本的相对价格会提升，会增加投资者对国内投资成本。收入和成本增加，引发投资者可以获利下降，从而影响投资者投资于该国的积极性，外国资本流入。同样，一个国家的货币贬值理论上将抑制进口，促进出口，相对于外国投资者，该国国内生产规模增大，增加收入，利润率也有所提高。因为该国货币价值的增大，使外币在国内拥有更多购买力，并有了吸引更多外国资本流入的比较优势。

（2）汇率变动对心理期望值的影响

汇率变动对进出口的影响通常会有一些“时间延迟”，一段时间后才能真正反映国际收支及其对国内经济的影响，这样一个改变汇率的轨道称为“j曲线效应”，经常汇率对经济的影响将取决于人们心理预期的汇率变化。当一个国家的货币开始升值，投资者将首先确定这个升值是否持续，这样的判断或投资者的心理预期往往会影响下一个投资计划。如果只是短期或一次性的心理预期升值，基本不会影响投资者的决策。但是，如果预期货币长期可持续性升值，投机性投资者将借机进入国家市场，伺机牟利。如果投资者预期货币贬值，以避免该国货币持有的可能损失，投资者往往会选择从国内转移资金。

2.国外商人直接投资的相关概念简述

外商直接投资是国际资本流动的重要方式，比较经典的理论分析主要包括：垄断优势理论和国际资本流动理论。

（1）垄断优势理论

垄断优势理论认为，跨国公司想在东道国成功的进行经济活动，就要具有本地企业无法比拟的垄断优势。这些优势主要体现在以产品性能为代表的市场垄断优势、以专有技术为代表的生产垄断优势、以一体化生产为代表的规模经济优势。东道国市场不完全的条件下，跨国公司可利用这样的垄断优势排斥自由竞争，维持垄断高价以获得超额利润。

（2）国际资本流动理论

国际资本流动理论将各国的利率和利润率差异作为国际资本流动的主要原因，该理论的基本假定是：世界上只有两个国家，分别为资本充裕国和资本稀缺国，且两国的投资效益分别遵循边际收益递减规律，则在开放经济系统中，资本会从资本充裕国流入资本稀缺国，使两国的效益都增大，资本配置达到最优。将该理论进行扩展，可以理解为各国的产品和生产要素市场是一个完全竞争的市场，资本可以自由地从资本充裕国向资本稀缺国流动。投资国资本流出是为了寻找更好的市场、谋求更高收益，而东道国也会因为接受资本流入可以更好发展本国经济，从国际资本流动中获益。所以，很多国家在吸引大量外商直接投资的同时也会大量进行对外投资，每个国家和市场都希望可以在资本流动中获利。

二、人民币汇率与国外商人投资的特点分析

1.人民币汇率改变的特点

人民币汇率制度改革分为三个阶段：1979年改革开放至1994年中国汇率改革间，人民币兑美元贬值剧烈且明显，与之相对应的人民币实际有效汇率也在不断下降。在1994年至2005年，作为一个单一结果，有管理的浮动汇率制度实际上是显示钉住美元，1998年亚洲金融后，以支持东亚国家渡过难关危机，中国政府承诺不贬值，人民币兑美元稳定在“8”时代。所以，在这个阶段的名义汇率和实际有效汇率一直保持着长期稳定的。2005年后不再钉住美元，人民币兑美元加快，实际有效汇率也明显提高。由于实际有效汇率除有关期间通货膨胀的影响，能够更好地反映经济形势和国家竞争力，所以，实际有效汇率比名义汇率的波动更为明显。

2.国外商人投资的主要特性

（1）投资总规模增加，增速变缓

合同总金额可能出现我国投资者对投资的需求，但实际数量更多的反映了实际经济形势。对比实际合同金额，合同价值政策变化对东道国的性能更为敏锐。外国直接投资合同总金额的快速增长不同于实际数量的外国直接投资，虽然总体表现出日益增长的趋势，但稳步增长，增长率也显示出明显波动。

（2）钱的来源宽广，特别具有依赖性

亚洲一直是最重要的在中国的外国直接投资来源，一年两个季度的投资来自香港，其他主要投资者日本、新加坡、韩国、台湾和澳门。此外，北美、欧洲、英国、法国、德国、荷兰是我国重要的外国直接投资来源，拉丁美洲维尔京群岛和开曼群岛和大量流入我国，但由于它的特殊性，其也是我国企业海外直接投资目的地。

三、人民币汇率变化引起的外商直接投资的变化

1.实际有效汇率引起的外商直接投资总额的变化

人民币实际有效汇率与外商直接投资之间的关系更为明显，大多数情况下，实际有效汇率下降同时，人民币实际通用价值和外国直接投资增加，满足货币价格传导机制的视角下汇率影响。汇率制度改革作为一种重要指南，一个国家的汇率政策和外国直接投资以及国际贸易指数有明显影响。

2.人民币汇率引起的外商直接投资项目数的变化

虽然外商直接投资项目数没有直接说明外资利用率，但改变投资项目数量可以反映出外国投资者的热情。以前文来看，政策变化和突发事件也体现在改变投资项目的数量，从汇率变动和外商直接投资的项目数来看，显著经济活动通过投资项目数量反映的灵敏度比外商直接投资的实际合同金额高，因此会出现在投资改革汇率制度对关键年份的项目数量有较为明显的改变，本身对汇率的变化不敏感，显示出外国直接投资数量可以通过汇率变动对投资者的投资行为产生影响。

四、人民币汇率变动与外商直接投资总额的实证分析

1.模型设定

本文借鉴魏尚进建立的外商直接投资基础基础模型和黄亚钧建立的外商直接投资扩展模型，将我国GDP和世界GDP引入模型用以衡量国内外的经济形势，引入国内人均工资水平用以衡量劳动力成本，引入工业生产者出厂价格指数衡量我国的生产投资状况，除此之外，汇率及其变动情况也作为模型的主要自变量，用以衡量汇率变动对外商直接投资产生的可能影响。依据引力模型扩展的线性方程如下：

Ft=β0+βiRt+β2Vt+β3Gt+β4Wt+β5Gt+β6Pt+εt

2.时序平稳性检验

本文Stata软件测试过程中，通过dfuller为实现ADF检查过程。ADF检验变量，lnv，lnrr，lnf和lnwg在非平稳变量的10%显著的水平可以拒绝假设。通过对每个案件进行lng检查，发现其测试表（1，1，1）性能显著，在有时间趋势和滞后一个阶段的情况下，也符合10%的显着性水平上线拒绝原假设，序列稳定。同样地，在每一种情况下lnw和lnp被测试，lnw与时间时的趋势是在10%的显着性水平，以满足拒绝非平稳序列假设，lnp在任何时间趋势，当滞后期还可以平稳试验。因此，在10%的显着性水平，所有变量都可以通过单位根检验，表明所选择的变量是平稳时间序列，可以返回，情况不存在虚假回归。

3.多元回归分析

由于各变量在10%的显著性水平下都可以通过ADF检验，所以直接通过多元回归来分析汇率及其变动情况和GDP对外商直接投资的影响情况。在用人民币实际有效汇率进行回归分析前，首先通过做双变量的散点图来初步分析所选变量是否会对外商直接投资产生影响。

图1的六个小图分别展示了Inf和另外五个自变量之间的变动趋势情况。由这些图像初步判断Inf与Inrr，Ing和Inw存在较为明显的相关关系，但与Inv、Inwg和Inp的相关关系并不明显，需要进一步分析、检验。

对所选变量进行多元回归，回归结果整理并制成表2，从表2反映的初步回归结果来看，除了实际有效汇率可以满足在1%的置信区间显著之外，其他变量都不显著。这说明可能遗漏了重要的变量或者模型设定有问题，对Inf做变动趋势图，并寻找可能的失效原因。

由图2Inf的时序图可见，在1992年之后Inf出现了短期急速上升的情况，这说明1992年的对外开放新政策对我国的外商直接投资有重要影响，所以在模型建立过程中需要加入虚拟变量dl用来表示政策变动对外商直接投资的影响。所以设虚拟变量dl在1992年之前为0，1992年之后为1，加入模型之后重新进行回归检验。

表3示出了加入伪变量后回归结果。F检验值393.71，在99%置信水平显著，整体回归方程可以进行测试。在每一个解释变量，实际有效汇率回到在1%的水平显着性显著的系数为负，表明外商直接投资的实际有效汇率确实有一定的影响。在1%的显着性水平显著系数GDP的回报为正，表明国内生产总值将吸引外国直接投资的增加，起到了积极促进的作用。在1%显著性水平的全国平均工资回归的意义，系数是负的，这说明增加国内劳动力成本的确对外商直接投资产生负面影响。分析结果显示外商直接投资的汇率波动范围的增长之间没有显著的相关性，吸引了世界的GDP和中国，中国的工业生产价格指数也对外国直接投资没有显著的效果。汇率波动是不是所选数据显著和年度数据，每年的统计数据在一定程度上影响了汇率波动对原外国直接投资的影响。GDP整体增长在世界上不会有我们的外国资本流入有显著影响。回归结果不显著PPI可能与有关外国投资流入近几年中国的变化有关。此外，虚拟变量和常数项，但也能满足在1%的水平显着性显著回报，系数为正，对外国直接投资政策变化的影响是非常显著，而除了这个模型解释涉及的变量，还有一些会影响外国直接投资等因素。

为了对比分析实际有效汇率与名义汇率对外商直接投资的影响，用名义汇率做汇率变量，再次进行多元回归，所得结论整理为表4。

从回归结果在表4的角度来看，F检验值593.56，在99%置信水平显著，整体回归方程可以进行测试。国内生产总值，占世界生产总值，表示政策变化的虚拟变量，结果用名义汇率和结果的真实有效汇率的分析分析是相似的。PH回归分析只有在使用实际有效汇率时的系数为负，但分析结果系数后，名义汇率为正，由于两次回归INP在1%的显着性水平都无法通过测试，外国直接投资的影响是对结果不是很明显，所以影响不大。因此，用名义汇率进行外国直接投资和其他因素的分析，得出的结论结论与实际有效汇率保持一致。专注于名义利率和外国直接投资之间的相关性可以从表中的数据可以看出，名义有效汇率的回报率在1%的置信水平显著，贬值是8.45，系数为1.04，这表明增加了外国直接投资的流入，因为名义汇率的数据有一定的作用，名义汇率排除使用人在直接标价法杂志兑美元，因此，代表名义汇率的人民币名义值增加PE，得出结论：基本一致的实际有效汇率对人民币的外商直接投资价值有积极作用。

参考文献：

[1]王光宇.利率市场化改革取得突破性进展[J].银行家，2013：01：11.

[2]梁彩，红张餐.利率市场化改革任重而道远[J].银行家，2014.03：39―1.

[3]人民币汇率反弹近来走势如过山车[N].华尔街日报中文版，2013-3-7.

[4]齐林.全球最大引资国[J].中国新时代，2012，12：66-69.

外汇投资论文篇(4)

关键词：汇率冲击；异质企业；投资区位；跨国公司

一、引 言

21世纪初，以Melitz的“贸易对行业内资源配置与生产率的影响”一文为标志，在国际贸易理论研究中开始呈现出基于异质企业的研究新动向。Baldwin把基于异质企业的一系列贸易研究成果统称为“新新贸易理论”［1］。这一领域被称为是继新贸易理论、贸易与经济增长理论和利益集团与贸易政策之后国际贸易领域新的研究焦点论文下载。

目前，在新新贸易理论框架下，基本形成两大体系：一类是以Melitz为代表，着重将企业生产率差异纳入新贸易理论，并以此分析企业商业模式选择。其中，Melitz以克鲁格曼的差异化产品、规模经济和垄断竞争模型为基础，通过引入企业的异质性来解释国际贸易中企业的差异和出口行为，为企业生产率差异纳入国际贸易和投资的理论框架奠定了基石［2］。Helpman等拓展了Melitz模型，进一步考虑跨国企业建立海外分公司的决策，即企业以出口还是FDI的形式进行国际化。其研究表明企业究竟是选择出口还是FDI行为，是由企业的生产效率预先决定的。只有生产率最高的企业才会选择FDI，生产率处于中等水平的企业选择出口，而生产率较低的企业只在国内市场销售［3］。Bernard等将异质企业与新贸易理论以及产业间贸易有机结合起来，关注贸易自由化下，企业、国家和产业如何相互作用，资源如何通过企业在产业内和产业间重新配置，全面考察了产业内贸易、产业间贸易、同行业内异质企业（出口与不出口企业）的效率差异、贸易自由化与收入分配的关系等诸多问题［4］。

新新贸易理论框架下的另一条脉络是研究企业内生边界的决策。主要是以Antràs为代表，将新制度经济学的不完全契约思想纳入一体化和外包的商业模式选择中。这是国际贸易理论借鉴其他领域的思想并相互交融的产物。其中，Antràs将GrossmanHartMoore产权分析方法的企业观点和HelpmanKrugman的贸易观点结合在一个理论框架下，提出了一个基于企业边界的不完全契约模型分析跨国公司的定位和控制决策，强调了资本密集度和剩余索取权的配置在企业国际化过程决策中的作用［5］。Antràs和Helpman则将 Melitz的异质企业贸易模型和Antràs的企业内生边界模型进行结合，进一步考虑“不完全契约的摩擦亦存在一体化企业内部”、“生产中存在两种投入品”的情形，探讨契约的不完全性对异质企业边界、外包（outsourcing）以及内包（insourcing）战略选择的影响，为研究企业全球化和异质企业的组织决策提供了全新的视角［6］。他们提出：低研发密集度行业中，高生产率企业倾向做外包，较低生产率企业倾向做内包；而高研发密集度行业中，生产率最高的企业倾向对外一体化。次之，倾向做外包。再次之，则倾向国内垂直整合。最低生产率企业，倾向做内包，甚至退出市场。该模型很好地解释了现有的多种国际贸易和国际投资模式并存的局面。Acemoglu等则更进一步拓展到“存在多种中间投入品、多边不完全契约”情形下的企业生产模式决策［7］。Antràs和Helpman将他们前期的研究模型一般化，允许存在不同程度的契约摩擦，并允许其程度因不同投入品和国家而异，提出契约制度的变化会对企业组织形式产生不同程度影响的观点［8］。

近年来，国内相关领域的文献主要是针对新新贸易理论的发展和演化进行文献述评。其中，一些研究集中于Melitz为代表的异质性企业线索［9-10］。如“国际贸易理论新动向—基于异质企业的研究”（陈丽丽［9］）；“出口、投资与企业生产率：西方贸易理论的微观新进展”（洪联英，罗能生［10］）。另一些研究则主要集中于契约制度对国际贸易的影响考察［11-12］，如“国际贸易与投资理论的新发展：新制度经济学”（孔凡保［11］）；“契约实施对国际贸易影响研究评述”（张杰，刘志彪［12］）。还有一些研究则同时对新新贸易两个研究体系进行介绍［13-14-15］，如“贸易、对外直接投资和国际生产方式：文献综述”（盛斌，马涛［13］）；“国际贸易与投资理论的新发展：基于企业异质性和不完全契约的视角”（唐铁球，汪斌［14］）；“产品内分工下西方贸易理论的新发展”（田文，刘厚俊［15］）。

以上国内外有关新新贸易理论方向的研究文献，基本上存在一个共同的特点：大都忽视考察汇率的不确定性因素对异质性企业在商业模式选择中可能起到的作用。基于这一研究视角，本文借鉴新新贸易理论中具有代表性的Antràs和Helpman［6］模型框架，讨论汇率冲击因素对异质性跨国企业投资区位和生产模式决策的效应。与该模型不同的是：首先，本文着重考察外部宏观环境因素的变动（如汇率冲击）对跨国公司生产模式和区位选择的影响规律。其次，关注的视角不同。笔者立足发展中国家的角度，考察汇率冲击对发展中国家“外资流”和由外包牵动的“贸易流”的相互影响，这对于目前汇率频繁波动下的中国如何保持涉外经济的平稳发展具有现实意义。

为研究汇率冲击对跨国企业生产区位和模式决策的影响效果，本文采用两阶段的分析过程：第一阶段，不存在汇率冲击条件下，跨国企业的生产决策（包括区位和模式）。第二阶段，引入汇率冲击，再次考察跨国企业的生产决策变动。从中发现跨国企业如何随着汇率冲击的幅度和方向性变化做出有规律性的反应以及对研究对象国吸引“外资”和“外包”量的影响。

二、模型构建

根据跨国企业的运作模式，本文构建了一个从事跨国生产和销售的多国框架：位于发达国家（国0）的研发企业；位于两个发展中国家（国1和国2）的加工企业（两国具有竞争性）；国际市场，如图1所示。位于国1的制造企业是本文研究对象。

图3 发达国家研发企业随汇率冲击预期幅度

调整生产决策（ωσ>1+σlnω）

图3中，横坐标表示汇率预期波动幅度，左侧表示汇率升值，右侧表示汇率贬值，越远离原点，表示汇率波动幅度越大。其中，Δq*1表示π1o与π2o利润曲线重合时的汇率预期波动幅度临界值，Δq*2表示π1v与π2v利润曲线重合时的汇率预期波动幅度临界值。纵坐标表示不同效率的研发企业，效率越高则纵坐标越大。需要说明的是，我们将纵轴放大，其含义表示确定性下（汇率冲击为零）研发企业的生产方式最优决策排序。目的就是方便与不同程度和方向汇率冲击下的决策排序结果做以对比。

研究发现，发展中国家的汇率冲击幅度和方向，对发达国家研发企业的生产模式和区位决策确实存在一定的规律性影响。总体上看，汇率冲击（不论方向如何），在本质上不改变Antràs和Helpman［6］提出的基本决策排序结构：低效率研发企业选择留在国内发展，中等效率研发企业选择外包合作，而高效率研发企业则选择一体化合作。不过，如果站在汇率冲击国的角度看，汇率预期升值的情况下，国际合作业务陆续转移到其它工资成本更高的竞争性国家。并且，具体路径是“先外包转移，后直接投资转移”。这种选择的结果在确定性情形下是不可能存在的。因此，研发企业的决策排序在汇率冲击下还是出现了明显变化。

另外，汇率冲击还影响到决策转换阀值点的位置出现具有一定规律性的调整。具体地，随着汇率预期渐进贬值，决策转换阀值点θ1和θ2均前置，且贬值幅度越大，前置越多。关于决策阀值点位置的判定比较复杂，取决于两个发展中国家的相对工资差异的大小。具体地，当相对工资水平满足ωσ>1+σlnω时，决策阀值点的调整路径为：均后置前置（外包），后置（一体化）不变（外包），前置（一体化）；当相对工资水平满足ωσ

四、主要结论

首先，随着汇率冲击幅度和方向的不同，发达国家研发企业调整其生产决策呈现一定的规律性。当预期汇率趋向贬值时，国际外包的业务量将不断萎缩，而直接投资相应扩张，此时，从事跨国经营的研发企业增多；当预期汇率趋向升值时，国际合作业务将陆续转移到其它工资成本较高、汇率相对稳定的竞争性国家，此时，从事跨国经营的企业效率门槛因发展中国家之间的相对工资差异度而出现一定程度的降低或提升。

其次，根据冲击幅度和方向的差异，汇率波动对研发企业生产决策可能产生两种不同性质的影响：一是从受到汇率冲击的发展中国家看，与确定性情况相比，当汇率升值幅度较为显著时，升值导致的利润损失将抵消该国工资成本比较优势带来的利润空间，汇率冲击会引发跨国企业的边界和生产的国际区位决策发生根本性变化。升值幅度越大，则原有决策及转换排序改变的程度越大。二是当汇率冲击处于相对微幅的升值和整个贬值区域，汇率对成本的降低作用将与该国工资成本的比较优势相互叠加，更加强化了原有的决策转换排序，此时的汇率冲击只是起到调整决策转换阀值位置的作用（如超前或滞后）。

总体上看，一国货币升值会导致该国参与国际合作的机会趋向减少，国际业务量相应地转移到其“竞争伙伴国”，具体路径为“先外包转移，后直接投资转移”。随着升值幅度加剧，该国承接的外包和直接投资都将陆续被“挤压”。相反，汇率贬值可能会导致该国国际合作的机会趋向增多，并且承接的直接投资对外包业务（及其产生的贸易）产生一种“替代效应”。作为发展中国家，我国目前正处于人民币汇率升值的通道，尽管拥有劳动力成本廉价的比较优势，在升值的幅度问题上还是需要审慎对待，这对于维护我国“贸易流”和“外资流”的可持续性以及劳工的稳定就业都具有重要意义。

参考文献

［1］ Baldwin， R.E.Heterogeneous Firms and Trade：Testable and Untestable Properties of the Melitz Model ［R］.NBER Working Paper，2005.

［2］ Melitz，M.J.The Impact of Trade on Intra-Industry Reallocations and Aggregate Industry Productivity［J］.Econometrica，2003，71（6）：1695-1725.

［3］ Helpman，E.，Melitz，M.，Yeaple，S.Export Vesus FDI ［J］.American Economic Review，2004，（94）：300-316.

［4］ Bernard， A.B.，Redding，S.J.，Schott，P.K. Comparative Advantage and Heterogeneous Firms［J］.Review of Economic Studies，2007，（74）：31-66.

［5］ Antràs，P.Firms，Contract and Trade Structure ［J］.Quarterly Journal of Economics，2003，（11）：1375-1417.

［6］ Antràs，P.，Helpman，E.Global Sourcing ［J］.Journal of Political Economy，2004，112（3）：552-580.

［7］ Acemoglu， D.，Antràs，P.，Helpman，E.Contracts and Technology Adoption ［J］.American Economic Review，2007，97（3）：916-944.

［8］ Antràs，P.，Helpman，E.Contractual Frictions and Global Sourcing ［M］.American：Harvard University Press，2008.

［9］ 陈丽丽.国际贸易理论新动向——基于异质企业的研究 ［J］.国际贸易问题，2008，（3）.

［10］ 洪联英，罗能生.出口、投资与企业生产率：西方贸易理论的微观新进展 ［J］.国际贸易问题，2008，（7）.

［11］ 孔凡保.国际贸易与投资理论的新发展：新制度经济学分析［J］.国际贸易问题，2006，（10）.

［12］ 张杰，刘志彪.契约实施对国际贸易影响研究评述 ［J］.经济学动态，2008，（10）.

［13］ 盛斌，马涛.贸易、对外直接投资和国际生产方式：文献综述 ［J］.国际经济评论，2007，（1）.

［14］ 唐铁球，汪斌.国际贸易与投资理论的新发展：基于企业异质性和不完全契约的视角 ［J］.社会科学战线，2008，（4）.

外汇投资论文篇(5)

关键词:汇率;人民币升值;FDI

近年来,大量外商直接投资流入我国,数据表明从1991年到2001年的十年间,我国实际利用外商直接投资增长了十倍,2002年实际利用外资金额更是达到527.43亿美元,首次超过美国成为全球外国直接投资的最大流入国。而近年来,人民币升值的压力大,其对我国利用外商直接投资产生影响为本文主要研究内容。

一、文献综述

传统的观点认为,在资本市场完全的情况下,国内融资和国外融资是无差异的。汇率水平波动将不会对国际直接投资产生影响, 国际直接投资只是企业从其自身角度出发的一种战略考虑。Froot&Stein(1991)对传统理论的这个完全市场假设作出了修正,他们认为本币币价的变化与FDI之间存在着逆向因果关系。Blonigen(1997)通过对日本在美国的进行实证研究,跨国资本具有专业化的优势,升值以后,外国投资者用外币在只能在东道国购买较少的专业化资产,明显降低了投资利润,则FDI的流入就会减少。Goldberg和Kolstad(1994)对于美国等发达国家的实证分析则发现汇率升值对于没有任何大的或显著的影响。国内方面, 陈浪南(1999)对我国和日本、美国三个国家汇率与FDI之间的关系进行了实证分析,指出人民币的升值将引起我国FDI的减少。王志鹏(2002)的实证分析认为,FDI在一定程度上引起了我国实际汇率的升值。

从以上的文献综述可以看出,国内外的大部分研究都认为货币汇率变动与FDI的流入是成反方向变动的,按照这个原理, 人民币升值就应该使得FDI的流入减少,进而使得中国使用FDI减少,实际情况是否和以上论点一致,本文通过以下实证分析来得出最终结论。

二、实证分析

为了确定人民币升值对我国实际利用FDI造成的影响,下面采用协整理论分析方法,通过建立误差修正模型进行实证分析和检验,并对结果进行分析。

(一)模型构建

外商直接投资的数量主要取决于外商对投资收益和风险的判断与权衡,而影响外商决策的因素主要是东道国的外资优惠政策、生产成本、市场规模、汇率变动以及国际投资形势。在优惠政策、生产成本、和国际投资形势一定的情况下,外商投资主要取决于汇率变动和市场规模。一个国家的GDP增长速度对外商投资的预期收益有重大影响,GDP增长速度意味着市场规模扩展前景和收益水平变动情况。构造模型如下:

其中,FDI表示我国实际利用外资的规模(单位:亿美元),EChina表示人民币对美元的名义汇率,GDPChina表示我国的名义GDP的规模(亿元)。

(二)数据选取

选取1986年到2008年我国实际利用外商直接投资额,作为本文FDI的参考书据。选取1986年到2008年每年的人民币市场汇率平均值,作为本文人民币汇率的参考数据。选取1986年到2008年我国的GDP作作为本文GDP的参考数据。以上数据均来自09年中国统计年鉴,分析软件采用Eviews5.0。

(三)实证检验

对各组数据取对数,以消除自相关。用Y代表lnFDI,用X1代表lnEChina,用X2代表lnGDP,根据上表的数据可以得到如下回归分析结果:

1nFDI=-5.636772+1.8126571nEChina+0.6917821nGDPChina

(0.709253)(0.334049)(0.104864)

t=(-7.947473)(5.426322)(6.596923)

R2=0.959419R=0.955360F=236.4184 df=21

(四)结果分析

1.分析结果:模型通过了t检验和F检验,各参数估计都相当显著,拟合优度比较好。

2.模拟运算结果表明:人民币汇率每下降(或上升)1%,我国实际利用外资将减少(或增加)1.812675%;我国GDP每增加1%,我国实际利用外资将增加0.691782%。

3.实证结果表明:汇率变动是影响国际对华直接投资的重要因素,人民币升值(汇率下降)将导致外来国际直接投资的减少。

三、对策与建议

从上述的分析,我们可以看出人民币升值对中国利用FDI具有一定的影响。而未来一段时间,预计人民币仍然会持续升值,为顺应这一形势,我国吸收外商投资的策略和措施可进行一定程度的调整与改进。

(一)加快我国资本市场的建立和完善

这样即使人民币升值,对于流入我国的FDI也不会存在巨大的影响。

(二)继续保持相对稳定的汇率水平

这样就减少了外资企业生产经营中所面临的汇率风险,保证其在华直接投资的利润。因此要继续探索更为有效的、适合中国国情的人民币汇率形成机制,从根本上解决外汇市场供求不平衡状况,真正释放人民币升值的压力。

(三)保持宏观经济增长,促进FDI的流入

经济增长使外商投资的软硬环境得到改善,提高了投资的利润率水平,可在一定程度上抵消人民币升值造成的外资企业财富的相对缩水,保证大量FDI流入我国。因此要大力推动宏观经济的增长,改善投资环境,继续吸引外商投资。

参考文献:

外汇投资论文篇(6)

关键词： 外汇储备；币种结构；风险选择；投资收益；效用函数

中图分类号：F831文献标识码：A文章编号：1003-7217（2015）04-0022-06

一、引言及文献综述

从2000年初～2014年第三季度末，全球外汇储备总额从1.8万亿美元上升到12.6万亿美元，增幅达到600%，其中发展中国家外汇储备从2000年1月份的1.1万亿美元增加到2014年9月的 7.9万亿美元，增幅为618%；发达国家外汇储备则从0.7万亿美元增加到3.8万亿美元，增幅仅为442%。发展中国家外汇储备在全球储备中的占比从59.7%上升到67.4% ；发达国家外汇储备在全球储备中的占比从40.3%下降至32.6%。可见，全球外汇储备的迅猛增长主要来自于发展中国家。金砖五国在外汇储备增长中贡献了相当大的比例，2014年中国、俄罗斯、巴西、印度和南非的外汇储备总额分别名列全球第1、4、7、10及36位。巨额的外汇储备象征着国力强盛，但同时也为这些国家带来了巨大的投资风险。

自从上世纪70年代布雷顿森林体系瓦解后，国际储备货币呈现出以美元为主，其他多种货币如欧元、日元、英镑等并存的局面。近年来随着美国经济逐步走强，美联储退出量化宽松，欧元区宣布进入欧版量化宽松，国际金融市场反应剧烈。在此形势下，如何权衡风险与收益，合理确定外汇储备的币种结构，提高储备资产经营管理效率，已成为理论和实务界讨论的热点。

在外汇储备规模较小的情况下，储备资产需先满足其弥补国际收支赤字、调节本币汇率、充当信用保证等职能手段的需要，一国央行持有储备资产的首要考虑是安全性和流动性，国家投资行为是风险规避的。随着外汇储备规模不断增加，在可充足保证其基本职能的基础上，国家会适当地追求储备投资的盈利性并愿意承担相应的投资风险。1981年新加坡政府投资公司、2005年韩国投资公司、2007中国国家投资公司等财富基金的成立以及2014年亚投行的建立，说明国家外汇储备风险投资模式正在逐渐改变。

关于国家外汇储备投资币种结构的选择，国外学者很早就已开展过相关研究。H.M.Markowitz（1952）利用资产选择理论确定最佳币种结构，即“均值-方差”分析方法，通过资产分散来降低风险，形成外汇储备资产组合理论[1]。运用均值方差最优化模型，BenBassat （1980） 以1972～1976年以色列的外汇储备数据为样本，对其外汇储备币种构成进行研究，验证了均值方差理论在储备币种结构分析中的适用性[2]。H.R.Heller和M.Knight（1978）则对资产选择模型在储备货币结构中的应用提出了疑问，认为决定国家外汇储备币种选择的最重要的因素应该是汇率制度安排和贸易收支结构，并建立计量回归模型[3]。Michael P. Dooley（1989）将外债和交易成本等因素考虑在内，建立起比H.R.Heller-M.Knight模型更完善和更具现实意义的计量统计模型[4]。Heller和Dooly的研究都摈弃了传统的资产选择理论，采用了多元回归分析方法。考虑到储备资产及央行作为投资者其自身的特点、目标及限制，S. Ramaswamy （1999）在一个多目标的模糊决策框架内探讨外汇储备最优币种构成[5]。外汇储备币种模糊决策理论既考虑了外汇储备的职能，又兼顾其作为投资资产所具有的盈利性和风险性，克服了传统的均值方差方法及回归分析方法的缺陷。B.Scherer和A. Gintschel（2002）运用“极大极小方法”研究外汇储备最优币种构成，认为外汇储备币种组合选择是一个多目标最优化选择过程，相对于传统理论该方法具有更广泛的适用性[6]。Elias，Richard和Gregorios （2006）、Roland Beek和Michael Fidora（2008）也分别从干预视角和模糊决策理论角度分析外汇储备币种结构安排[7，8]。Joshua Aizenman和Yothin，Jinjarak，Donghyun Park （2011）探讨了互换协议在外汇储备币种结构管理中的作用及互换限额是否会减少储备积累的问题，其结果表明只有有限的一些互换品种可以代替储备[9]。K Shi（2012）指出，欧洲债务危机导致一些发达国家货币竞相贬值，并运用均值方差框架分析了该背景下中国外汇储备币种调整策略，发现以日元资产代替部分美元资产将有效实现储备风险最小化[10]。

国内学者也对中国外汇储备币种结构问题展开了深入讨论，虽然国内官方并没有公布外汇储备币种的具体构成，但学界研究一致表明，美元资产在我国外汇储备中占绝大部分比例。国内对于外汇储备币种结构代表性的研究有：杨胜刚、龙张红、陈珂（2008）应用Markowitz均值方差的基本思想，构建双投资基准和多风险制度的投资组合模型对中国外汇储备币种构成进行了实证研究[11]。宋晓东、韩皋（2012）结合DCCGARCH模型和条件风险价值CVaR模型分析了在不同目标收益率下中国外汇储备币种的动态最优[12]。马杰、张灿（2012）运用均值方差模型考察中国外汇储备币种构成，并根据交易需求对美元和欧元等币种在外汇储备中的权重加以约束[13]。Liugang Sheng（2013）使用贝叶斯偏好刻画央行外汇储备目标，并以状态空间模型估算了中国的外汇储备币种结构并发掘出其币种配置调整路径[14]。宿玉海（2014）运用多目标随机规划模型，实证测算了不同投资偏好和经济状态下外汇储备资产的最优配置比例和配置趋势[15]。王永忠（2014）根据美国财政部TIC、日本银行和其他公开信息渠道的相关数据估算，中国外汇储备币种结构为：美元60%， 欧元25.6%，日元4.4%， 英镑、澳元等其他货币占10%[16]。

纵观国内外现有文献，将央行行为特征与外汇储备资产的风险收益特征结合起来，分析最优储备币种构成已成为外汇储备币种结构分析的总体趋势。本文在综合考量外汇储备的安全性、流动性和收益性基础之上，引入外汇储备规模变化会引致投资目标改变这一因素，构建外汇储备币种配置的理论模型，推导出影响币种配置的主要因素，然后综合运用多元时序和滞后协整混合模型、协整分析、格兰杰检验等手段检验这些因素的影响力度，以期为我国外汇储备币种配置决策提供一定参考。

二、外汇储备币种结构理论模型

首先借鉴J.H.Makin（1971）[17]的思想，将其从资产选择扩展到币种选择，构建适合外汇储备币种结构配置的理论模型。假设国家外汇储备总额为W>0，其效用函数为：UW=W+bW2+cW3①，其中，b0且一阶导数U′W>0。易知，当0-b/3c时，U″W>0表现为风险偏好。即外汇储备规模较少时，储备资产需先保证其职能手段的执行，央行持有外汇储备的首要考量是安全性和流动性，此时投资行为是风险规避的；当储备资产足够多时，国家持有外汇储备除了满足其基本职能外，还会适当地追求盈利性并愿意承担对应较高的投资风险。

为研究方便，假设以上各变量线性相关。在此基础上，构建外汇储备币种构成与风险收益线性计量模型。线性方程中因变量是外汇储备币种构成比例（即欧元与美元的比例，L=x2/x1，以下简称“欧美比”），自变量分别是：美元收益率均值（μa）和欧元收益率均值（μe）、收益率方差（Ve）、收益率三阶矩（Qe）。

三、实证研究及结果分析

（一）变量选取的说明

为探讨外汇储备币种结构与储备币种收益率、方差、三阶矩等因素间的关系，将储备资产中美元资产的期望收益率（%）用10年期美国国债利率来表示，将10年期欧元区公债收益率进行换算后，计算出以美元计价的外汇储备资产中欧元资产的期望收益率（%），用国际货币基金组织（IMF）公布的所有国家外汇储备结构数据来表示储备资产中欧美比③。数据样本期间为2000年1月～2014年9月各季度的季度数据。数据来源分别是美联储、欧洲中央银行和国际货币基金组织官方网站。

（二）实证分析

1.序列平稳性检验。

现实中经济变量大多是不平稳的，为了准确地描述经济变量间的关系，需要检验经济变量的时间序列是否具有平稳性。在此借鉴Dickey和Fuller（1981）提出的进行单位根检验。其中截距和时间趋势是按照不同变量时间序列的折线图来判定的，最佳滞后期则由AIC法则决定。检验结果见表1。

由表1可知，平稳的序列有：欧元收益率方差（Ve）和三阶矩（Qe）；不平稳的序列则包括欧美比（L）、美元收益率（μa）和欧元收益率（μe）的水平项。而这三项变量的时间序列一阶差分在1%的显著水平上均呈现一阶单整序列。

2.不平稳序列――协整分析和Granger因果检验。在单位根检验的基础上，对不平稳序列欧美比（L）、美元收益率（μa）和欧元收益率（μe）进行协整检验，讨论在长期内这三者是否存在一定的比例关系，选取Johansen（1991）的极大似然法进行研究。由于受到样本空间的限制，本文依据AIC准则和SC准则所选取的滞后期为5。滞后期选择方面，需考虑以下两因素：一方面选择的滞后期要能够充分反映模型的动态特征；另一方面，选择的滞后期必须保证模型自由度的数目是充足的。协整检验结果见表2所示。

迹检验和最大特征值检验结果显示：在所选的样本期间内，欧美比、美元收益率、欧元收益率确实存在长期协整关系。用Granger因果检验法对变量进行因果关系检验，检验结果见表3。

根据回归结果可知，总体而言模型效果较好，解释变量与被解释变量具有良好的拟合度。由式（6）可知，从长期来看，某种币种的收益率与该币种资产在外汇储备资产中的比重显著正相关，也即美元收益率与外汇储备资产中的欧美比负相关，欧元收益率与外汇储备资产中的欧美比正相关。式（6）中μa的系数为-0.0169，表明其他情况一定，美元收益率每上升1%④，外汇储备资产中欧元资产对美元资产的比例将下降0.0169。当美元收益率增加时，外汇储备持有者将会购买美元资产，抛售欧元资产，这将导致储备资产中美元资产的比重上升，即欧美比下降。根据IMF公布的2000～2014年外汇储备币种构成数据，在全球范围内，欧元储备资产新增量多于美元储备资产新增量的年份只有2002年和2009年，其余时间段美元均高于欧元。其中2004年～2005年欧元汇率大幅震荡，2010～2012年欧债危机期间欧元汇率大幅下跌，美元收益率相对提高，各国外汇储备管理机构均加大了美元资产的购买力度。式（6）中μe的系数为0.0023，该数字表明其他情况一定，欧元收益率每增加1%，外汇储备资产中欧美比将提高0.0023。比如在2008年美国次贷危机愈演愈烈的情况下，美元资产收益率下跌，各国央行纷纷转为购买欧元资产。

3.全部序列――多元时序和滞后协整混合模型。以上分析了欧美比（L）、美元收益率（μa）、欧元收益率（μe）三者的关系，下面将引入欧元收益率方差（Ve）和三阶矩（Qe），建立包含欧元收益率方差（Ve）和三阶矩（Qe）的多元时序和滞后协整混合模型。传统的预测研究通常从两方面入手：（1）根据变量自身的历史信息，建立时间序列模型预测目标变量；（2）根据变量间的相关性，建立回归模型来预测。然而现实情况通常比较复杂，不仅经济变量本身的过往信息会对其产生影响，其他经济变量还有可能对其发生作用。在某些情况下，其他经济变量的历史信息或将来趋势都可能对该变量产生影响。基于此，使用单一模型预测就不准确了。因此，先试图对经济变量进行滞后研究――在经济变量间相关性最大的情况下，来判定它们所对应的最优领先期数（滞后期数）。

由表4可知，原序列e1和e2都是平稳的，表明L、L（-1）、μa、μe四个变量序列存在滞后协整关系。再将e1与Ve、Qe做回归分析，结果显示e2也是平稳的，说明模型是有效的。

式（7）中欧元收益率方差（Ve）的系数为-0.0064，表明其他情况一定，欧元收益率方差每增加1‰，欧美比（L）将下降0.0064，表明国家外汇储备投资是风险厌恶型的。现实中各国国债和政府机构债由于其较低的违约风险，是大部分国家（尤其是发展中国家）外汇储备投资的首选。2000～2014年，中国外汇储备投资于美国证券的年均比例为71.8%，其中美国国债以及机构债券的投资在外汇储备投资中的年均占比分别达到39.7%和25.8%，而投资于美国企业债券的比率仅为5%。日本外汇储备中美国国债比例更是超过70%。可见安全性仍是各国外汇储备投资的首要考虑因素。Qe的系数是0.0086，表明其他情况一定，欧元收益率三阶矩每上升1‰，欧美比（L）将提高0.0086。这是因为三阶矩的提高，会降低普遍负收益的概率并提升普遍正收益的概率，投资者对正的偏度感到满意。

四、结论

本文借鉴J.H.Makin（1971）的方法，构建外汇储备币种结构配置理论模型，讨论了在效用最大化的前提下，如何在外汇储备投资的安全性、流动性和盈利性三原则间进行权衡。选取2000～2014年第三季度的10年期美国国债和欧元区公债季度数据进行实证研究，得到以下结论：

1. 储备货币收益率与该币种资产在外汇储备中所占比重显著正相关。即欧元收益率的提高将提高储备资产中的欧美比，美元收益率的提高将降低储备资产中的欧美比。

2. 储备货币收益率三阶矩与该币种资产在外汇储备资产中的比重正相关。储备货币收益率三阶矩提高，表明普遍负收益的概率降低、普遍正收益的概率上升，投资者对正的偏度感到满意。

3. 总的来说，国家外汇储备投资行为是风险厌恶的。现实中各国央行的外汇储备资产大多投资于违约风险小、安全性有保证的国债及政府机构债券。

可见，当一国外汇储备总量较少时，储备资产先满足弥补国际收支赤字、调节本币汇率、充当信用保证等职能手段的需要，一国央行持有储备资产的首要考虑是安全性和流动性，国家投资行为是风险规避的。随着外汇储备总量的不断增加，在能充足保证其基本职能的基础上，国家会适当地追求储备资产的盈利性，而储备资产收益率的提高将会导致相应的外汇储备投资风险的上升。

注释：

①美国经济学家马柯维茨（Harry M.Markowitz）于1952年提出了均值方差模型，研究在一定风险水平上取得最大的预期收益，或在一定收益水平上使风险达到最小的投资组合选择问题。但模型中只涉及到一阶矩（期望）和二阶中心矩（方差），且其理论前提假设是资产收益率服从正态分布。之后的大量实证分析表明资产的收益率并非服从正态分布，而是服从非对称的厚尾分布。在这种情况下，收益率高阶矩（特别是三阶矩）是不可忽视的，这也是本文选择三次效用函数的理由之一。

②详细证明过程参见H.Levy（1969）[18]。

③由于外汇储备多投资于中长期国债和中长期政府机构债，具有长期性的特征。

④收益率数据是百分比，方差和三阶中心矩是千分比，后面不再说明。

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外汇投资论文篇(7)

一、引言与文献述评

外商直接投资（FDI）是一种货币转换行为（李天栋等，2004），汇率水平及其变化是影响外商投资决策的重要因素。随着人民币汇率形成机制市场化改革的不断深入，人民币汇率对外商来华投资的作用力正日益增强。但是，汇率运行究竟如何影响外商直接投资，国内外理论界一直存在分歧，其中争议比较突出的问题包括：升值与贬值哪一种情况对吸收外商直接投资有利；如何把外商投资动因引入到汇率对FDI影响的分析之中。早在2002我国就已成为世界第一引资大国，当年我国实际利用外商直接投资达到527.43亿美元，2012年这个指标又增加到1 117.16亿美元，正确认识汇率与FDI流入之间的关系，对于正确认识汇率的引资功能，完善汇率政策、促进外资的合理流入意义深远。

基于相对成本效应与相对财富效应，许多学者认为贬值对一国吸收外商直接投资有促进作用。在这方面做出开拓性贡献的是Cushman，他认为在其他因素不变的情况下，东道国货币贬值将会降低当地相对外国的生产成本，提高FDI的投资回报水平，促进FDI流入。不仅如此，他还认识到，汇率的这种相对成本效应、财富效应与跨国公司的产销结构布局密切相关，在东道国货币贬值的情况下，跨国公司利用东道国的投入品进行生产并将产品销往母国或第三国，将会带来更多的投资回报（Cushman，1985、1988）。Froot和Stein（1991）认为一国货币贬值能够提高外国投资者的相对财富，有助于他们对东道国企业展开并购。Klein和Rosengren （1994）认为，东道国货币贬值可以使外国投资者持有的外币的相对价值上升，他们可以用相同的财富购买到东道国更多的资产。在我国，许多学者认为贬值对FDI流入有益。如，俞进（2002）认为贬值可以降低跨国公司在东道国的筹资成本和经营成本；张运昌（2003）认为贬值可以使跨国公司能够以较少的资本在东道国建厂、办公司或并购企业，以较少的投资作较大的生意。持有相同或相近观点的学者还有谢皓与杜莉（2007）、乔琳（2011）等。

引入预期或考虑跨国公司在产供销的区位选择与调整方面的灵活性，升值对FDI流入同样也会产生激励。Cushman（1988）认为，东道国货币升值能够降低跨国公司利用进口投入品在东道国生产和销售的相对生产成本。Gampa（1993）认为东道国的货币汇率越高，预期跨国公司的未来利润水平越高，升值对FDI流入产生激励；Gorg和Wakelin （2002）利用1983―1995年从美国流向12个发达国家的FDI数据进行实证分析，发现东道国货币升值会导致来自美国的跨国公司FDI的增加。自2005年7月至今，人民币汇率基本处于一个持续升值状态，与此同时跨国公司对中国的直接投资也是屡创新高。范跃进、徐伟呈（2009）认为，人民币升值，外商直接投资形成的利润部分对其本国货币而言升值，对其继续转化为新增投资有正面影响。叶欣、周华（2011）认为，人民币升值本身对FDI流入有抑制作用，但人民币升值预期对FDI流入有激励作用。

汇率变化对FDI流入的影响与跨国公司的投资动因联系密切。Kunming Chen（2006）等人采用实物期权模型比较了汇率变化对成本导向型与市场导向型FDI流入的不同影响，发现东道国货币升值会刺激市场导向型FDI的流入，抑制成本导向型FDI的流入。原因在于市场导向型FDI以母国货币表示的利润会因东道国货币升值而增加，成本导向型FDI以母国货币表示的成本会因东道国货币升值而提高，汇率对FDI的影响会因投资动机不同而不同。国内学者于津平（2007）、黄静波（2010）、马翔（2011）等关于人民币汇率对FDI流入作用进行的理论分析或实证检验，得出的结论与Kunming Chen的观点一致，即人民币升值在抑制资源（成本）导向型FDI流入的同时，能够促进市场导向型FDI流入。归纳起来，现有文献思想存在三个方面不足：

1. 除了Cushman与Campa等人，大部分学者（特别是国内学者）在分析东道国货币汇率对FDI的影响时是贬值或升值促进论的单边支持者。他们大多着眼于FDI总量，对不同类别FDI在汇率变化时表现出来的异质性没有给予应有的关注。当汇率运行由升值改为贬值、或由贬值转为升值而FDI流入依然持续时，在汇率原趋势下看似合理的理论或实证结论便失去了对现实的解释能力。

2. “动机论”看到了市场导向型与成本导向型FDI对汇率变化具有的不同的适应性。但该理论对FDI的类别划分，或是仅依据投入品市场，或是只依据产出品市场。其实一种FDI从投入角度看是成本导向型，从产出市场角度看可能又具有市场导向或出口导向型特点，反之亦然。长期以来，外商对中国直接投资不仅源于中国廉价丰富的劳动力与自然资源，中国经济持续增长形成的巨大市场需求也是FDI大量流入中国的动力。对FDI仅从其中一个角度进行定性与汇率作用机制分析，很难把握汇率变化对某一行业FDI流入的整体影响。

3. 外商直接投资具有金额大、跨时周期长的特点，预期是影响投资决策的重要因素。远期汇率作为未来即期汇率的预期指标自然会成为外商决策的重要参考。但是在实证分析汇率机制对FDI的作用时，现有文献模型中有关汇率的解释变量大多仅有即期汇率，远期汇率常被遗漏，这可能会导致回归方程中其他变量的参数估计值出现较大偏误。

本文研究与现有文献的主要区别：（1）以净现值为工具，以外商投资的商业化、收益最大化为分析的基本着眼点。汇率是经济调节机制，只有从FDI的商业行为属性出发，才可能搞清楚汇率运行对FDI作用的真相。（2）依据市场导向、出口导向与成本导向等多重投资动因对同一类别的FDI进行属性认定。对每一笔投资，在可行的条件下同时获取市场导向、出口导向与成本导向等多重利益是外商的本能要求，一笔FDI往往会同时受两种或多种导向动机所支配，认识到这一点对全面把握汇率变化对FDI流入的真实影响十分重要。（3）注重汇率预期，把即期汇率与远期汇率结合起来。

本文的核心观点：一种FDI在融合外商投资动机方面具有多元复合性，不同FDI又具有不同的“动机”组成结构，即期汇率、远期汇率与FDI的多元特性相结合形成不同作用着力点，进而不同方向、不同程度地影响着FDI项目净现值（NPV）的预期水平，制约着外商的投资决策。汇率及其预期的方向性调整不改变汇率机制对FDI的作用着力点，但作用方向或作用性质会变化，由此导致不同类别FDI的市场角色会出现转换，即原先受到激励的FDI在新的汇率运行格局下会受到抑制，原先受到汇率抑制的FDI会变成激励对象，不同类别FDI的此消彼长意味着升值过程会伴随FDI的大量流入，贬值过程也会诱发相应资本的大量流入。

二、人民币汇率对FDI作用的理论分析

（一）FDI类别划分和研究前提假设

FDI流入是一种商业行为，其目标是实现期间收益的最大化。经济环境、政策环境一定，项目的设备、原料市场、产品销售市场的区位不同①，项目盈利水平会有较大差别。跨国公司会依据项目性质选择最有利的设备与原料市场和产品销售市场。依据投入产出市场区位的不同，可以把跨国公司的投资动机划分为四类：市场导向动机、出口导向动机、成本导向动机及人工成本导向动机。市场导向动机的基本特征是项目的产品与服务直接在我国销售；出口导向动机的基本特征是项目产品与服务被销往母国或第三国市场。本文把利用我国原料及人工的廉价优势动机称为成本导向动机，若是外商希望把我国的人工成本优势和国外的材料成本优势相结合（如来料加工），就属于人工成本导向动机。根据不同动机组合，可以把FDI划分为市场导向与成本导向结合型、市场导向与人工成本导向结合型、成本导向与出口导向结合型、人工成本导向与出口导向结合型四个基本类型。

本文以项目评估通行的净现值（NPV）指标来衡量期间收益，结合资金循环原理，考察人民币升值（贬值）及升值预期（贬值预期）对FDI流入的作用原理。利用净现值原理，可以把投入与产出回报相结合，多角度审视人民币汇率变化及其市场预期对FDI流入带来的影响。借助资金循环原理有助于我们简单正确地设定与理解相关理论模型。

基于研究需要，本文提出如下条件假设：跨国公司在我国的运营期限为N期；企业可以在远期市场上协商任何期限的远期外汇交易；外商初始投资的母国货币金额为I0；项目决策与执行在同一时期，项目初始建设所用设备材料在中国市场一次性购进，建设期为一期；跨国公司以母国货币衡量的预期收益（预期净现值）最大化为投资决策目标；在项目运营期内公司把收益全部用于投资或经营，投资终结时把投资所得NPV转回母国。

（二）人民币汇率对不同类别FDI的影响

1. 市场导向与成本导向结合型

这类FDI流入后，项目产品在我国销售，原料及人工也来自我国市场。其完整的资金循环过程可以表述为：

Gw-Gb-W（固定资产、材料与人工）-P-W′-Gb′-Gw′

此处的Gw、Gb分别代表资金循环起点时的外币资金和本币资金，W代表项目运营所使用设备材料与劳动力，P代表生产经营过程，W′代表项目产品，Gb′与Gw′分别代表本币销售收入和外币销售收入。由于产品内销，设备原料在国内采购，资金循环过程中的Gw-Gb与Gw′-Gb′只在FDI流入与项目终结退出时发生，项目运营期内的资金循环仅表现为：Gb-W-P-W′-Gb′。

企业日常运营与外汇兑换无关，这时可把外商直接投资视为对人民币的长期投资和对实体经济长期投资的融合。外商投资收益由每个经营周期的利润收益和人民币的长期升值收益（或长期贬值损失）组成。用净现值表示就是：

NPV=■■×■-I0

NPV=■■×■-I0

式中en代表项目终结时即期汇率的预期值（直接标价法）②，E（Pt）、E（Ct）、E（Wt）分别代表第t期以人民币表示的销售收入、材料成本和劳动力成本，E（Rt）表示项目在第t个运营期内以人民币表示的净收益，r代表折现率，中括号（[]）内的部分代表以人民币表示的收益净现值，该数值乘以1/en表示外商预期在项目运营终结时把投资所得兑换成母国货币后的收益净现值，这个数值减去I0（以外币表示的初始投资金额）就是外商获取的收益净现值。en越小，预期未来人民币升值越多，预期项目的NPV就越多。就即期汇率而言，如果以■代表用人民币表示的外商初始投资金额，e0代表投资初始时的即期汇率，则I0=■/e0，■一定时，e0越小，需要的I0就越多，外商初始投资成本越高，NPV就越小，NPV与初始投资时的即期汇率e0负相关。

结论：FDI流入中国后，若投资项目的设备、原料、人工均来自我国市场，产品也在我国市场销售，则人民币升值（贬值③）会增加（减少）外商投资的初始成本，抑制（激励）FDI流入；而升值（贬值）预期因增加（减少）预期收益会激励（抑制）FDI流入。升值与贬值的作用力主要发生在投资的初始阶段，升值预期与贬值预期通过改变未来项目运营结束时净现值的预期水平发挥作用，如果项目运营期限较长，人民币升值（贬值）幅度及项目预期收益可观，则人民币升、贬值预期的作用力可能要大于升值、贬值本身的相反作用力。

2. 市场导向与人工成本导向结合型

这类FDI流入后，项目产品内销，人工成本用人民币支付，但原料购自母国或第三国市场，出于材料采购需要，企业在每个资金循环的起点都要进行本外币兑换。这类FDI流入后，其项目资金循环过程要区别材料与人工分别表述。

需要进行本外币兑换的材料部分的资金循环过程：

Gb-Gw-W（材料）-P-W′-Gb′

以本币完成支付的人工部分的资金循环过程：

Gb-W（人工）-P-W′-Gb′

如果et以代表第t个运营期即期汇率预期值的平均水平（下同），E（Cft）代表第t期以母国货币表示的材料成本，E（Pt）、E（Wt）、I0、r的含义与前述相同。此时FDI的项目净现值为：

NPV=■■×■-I0

该式表明，E（Cft）值一定，预期et值越小，E（Cft）et的预期值就越小，预期NPV也就越大。还有，预期en越小，1/en越大，NPV预期值越多，人民币升值（贬值）预期对外商直接投资具有激励（抑制）作用。同样，人民币即期汇率越高（低），以外币表示的初始投资成本就越多（少），升值（贬值）本身对FDI流入有抑制（激励）作用。

结论：对这类FDI流入，升值与贬值的初始投资作用与第一种情况相同，但升值（贬值）预期的相关作用，除了在项目运营结束时借助于1/en显示其激励（抑制）作用外，还可以在项目运营期内的每个资金循环周期借助于et对E（Cft）et，进而对NPV发挥扩张或收缩作用。就升值预期而言，它除了在项目运营结束时通过1/en来增加净现值，还可以在每个经营周期的初始阶段通过et的减少降低经营成本，增加项目净现值。同样，贬值预期会借助于1/en与et对项目净现值发挥抑制作用。显然，升值预期与贬值预期对这类FDI流入的激励与抑制作用要远大于第一种情况。

在人民币持续升值的背景下，FDI流入形成的项目越接近市场导向，材料采购来自跨国公司母国或第三国的比例越大，人民币升值预期对这类FDI流入的激励作用就越大。同样情况，来自贬值预期的抑制作用也就越大。

3. 成本导向与出口导向结合型

这类FDI流入后，项目原料、人工来自国内，产品销往国外。这时每个经营周期的资金循环过程可以表述为：

Gw-Gb-W（固定资产、材料与人工）-P-w′-Gw′

该类FDI预期的投资项目净现值：

NPV=■■×■-I0

公式中的E（Pft）代表以母国货币表示的产品销售收入，折成以人民币表示的销售收入就是E（Pft）et。对这类FDI，汇率变化存在两种相反效应。首先，e0越小（大），外商初始投资成本越高（低）；其次，由于每个资金循环的起点都是Gw-Gb，预期人民币持续升值（贬值），外商在每个资金循环的起点都预期要付出（取得）一定的兑换损失（兑换收益），公式表明，et越小（大），E（Pft）et取值越小（大），项目的NPV就越小（大）。预期未来的en取值越小（大），1/en越大（小），预期NPV越多（少）。

结论：在产品外销、原料及人工成本均来自国内的情况下，升值会提高外商投资的初始成本，人民币升值预期意味着未来每个资金循环周期的E（Pft）et的预期值都会因et的减少而减少，升值与升值预期对项目NPV会产生双重抑制，但在项目运营结束，外商撤回资金，预期外商又会因人民币升值得到一笔货币兑换收益。贬值与贬值预期的作用相反，项目NPV的预期值会因初始建设期及运营期的贬值及贬值预期而增加，因预期en的增加而减少。

4. 人工成本导向与出口导向结合型

这类FDI流入后，项目原料购自国外，需要支付外币，项目产品外销，人工成本以本币支付。其项目资金循环过程需要区别材料与人工分别表述。

产品外销，材料外购，材料部分的购销不需要进行本外币兑换，其资金循环过程为：

Gw-W（材料）-P-W′-Gw′

产品外销取得外币后要换成人民币以支付人工成本，因此涉及人工部分的资金循环过程可以表述为：

Gw-Gb-W（人工）-P-W′-Gw′

FDI的项目净现值是：

NPV=■■-I0

产品销售后，企业可用外币收入直接采购材料，避免（丧失）了在人民币升值（贬值）情况下因货币兑换形成的汇兑损失（收益）。需要补偿人工费部分的销售收入在取得外币后仍要换成本币，预期人民币升值（贬值）会导致部分预期汇兑损失（收益）。这部分预期损失（收益）的数量取决于企业成本中人工费的占比和预期升值（贬值）幅度。显然对这类FDI的流入，升值（贬值）预期同样存在抑制（激励）作用。同样，人民币升值（贬值）会导致外商初始投资成本I0的增加（减少），对FDI流入产生抑制（激励）。

结论：产品和原料市场两头在外，与实物相关的资金周转不涉及本外币兑换，无论升值预期还是贬值预期都不会对这部分资金数量及相关收益额的未来预期值带来影响。只有与人力资金周转相关的货币兑换通过影响E（Wt）/et来影响企业未来的预期运营成本，进而影响项目的净现值。具体来看，升值预期会导致E（Wt）/et预期值的上升，增加企业未来的预期运营成本，抑制FDI流入。相反，贬值预期会导致E（Wt）/et预期值的减少，降低企业日常运营成本，对FDI流入产生激励。结合模型中的初始投资变量I0，升值与升值预期叠加在一起对FDI流入形成双重抑制，贬值与贬值预期会形成双重的正向激励。

综合3、4两类FDI，产品外销比例越大，第3种FDI流入来自人民币升值预期的阻力越大；劳动投入占比越多，第4种FDI流入遇到的升值阻力越大。同样的情况，却为贬值预期发挥激励作用提供了便利条件。

三、实证检验

（一）模型设定、指标选择与数据说明

1. 模型设定

汇率水平变化与汇率预期是影响外商直接投资的重要因素。根据市场导向动机和成本导向动机，我国的市场潜力和投入品价格会显著地影响FDI流入，基于这种考虑，本文设立如下计量模型：

FDI=C+？茁1spot+？茁2forward+？茁3gdp+？茁4index+ε

其中：FDI代表外商直接投资，spot与forward分别代表即期汇率和远期汇率，gdp与index分别代表国内生产总值需求总量和工业生产者购进价格指数，ε代表随机误差项。本文所用分析软件为Eviews5.1。

2. 指标、数据说明与变量关系假设

（1）外商直接投资（FDI）：外商直接投资是指我国每月实际利用外商直接投资金额（以美元表示）。由于篇幅与资料方面的限制，本文的实证检验仅限于以下两类FDI：

cfdi：包括农、林、牧、渔业及采矿业、制造业，主要涉及第一、二产业。从投入角度讲，这类FDI更多地体现为成本导向；由于其产品既可以内销，也可以外销，因此cfdi具备市场导向与成本导向结合型和成本导向与出口导向结合型的双重特征。

sfdi：包括建筑业与第三产业。依据外商投资动机和行业特点，这类产业主要利用国内的劳动力和资源，所提供的产品或服务主要满足国内市场，因此这类FDI主要属于市场导向与成本导向结合型。

上述两类FDI相关数据均来自中宏数据库。

（2）即期汇率（spot）：用1美元兑换人民币的名义数量（直接标价法）来表示，每个月度指标取各月度的每日收盘价中间汇率的均值，其中初始数据来自国家外汇管理局网站。

研究假设1：即期汇率与FDI流入正相关（即人民币对外价值越高，FDI流入越少），且正相关程度取决于项目初始设备材料来自东道国的比率，比率越高，正相关程度越高。由此推论，人民币升值对sfdi的抑制作用要大于对cfdi的抑制作用。

（3）远期汇率（forward）：代表市场对人民币未来即期汇率的预期。根据黄颖与黄志刚（2009）、任兆璋与宁忠忠（2005）等人的研究，国外离岸市场人民币NDF汇率能够较好地反映国际金融市场对人民币汇率的预期。本文选择人民币3个月期限的NDF汇率作为预期变量。该数据的原始数据来自路透社数据终端，每个月度指标取月度内日收盘价的平均值。

研究假设2：由于sfdi的市场导向成份高于cfdi的市场导向成份，故人民币升值预期对sfdi的激励作用大于对cfdi激励作用。

（4）国内生产总值需求总量（gdp）：代表我国一定时期的市场规模与需求总额。其他因素不变，该指标越大，表明市场需求越多，预期项目的利润水平越高，FDI流入量就越多。该指标根据中宏数据库中的国内生产总值需求结构中的城镇固定资产投资、社会消费品零售总额、贸易顺差的月度数据汇总形成。其中对城镇固定资产投资每年1月份的缺失数据，根据当年2月与上一年12月份数据的平均作了补充。

研究假设3：由于sfdi的市场导向成份高于cfdi的市场导向成份，故GDP增长对sfdi的拉动作用大于对cfdi的拉动作用。

（5）工业生产者购进价格指数（index）。代表外商直接投资企业的投入品价格，指标数据来自中宏数据库。

研究假设4：index取值越大，项目投入成本越高，故index与两类FDI流入负相关。

各项指标采用月度数据，因为我国FDI分行业的月度数据是从2007年1月开始，故本文样本期定为2007―2012年，每个指标有72个样本观测值。2007年以来人民币汇率运行主要表现为一种渐进性升值，因此实证检验仅针对人民币升值与升值预期。

为了使各个时间序列数据趋势线性化，减少异方差，本文对各指标数据取对数，对存在季节性变化的FDI、gdp与 index的月度数据用Censis X12季节调整方法进行了调整。

图1曲线显示，随着spot、 forward取值的不断减少，人民币对外价值的不断提升及升值预期的延续，sfdi流入量呈现出明显的上升态势，而cfdi流入量的变化轨迹则表现出较多的曲折与反复。人民币升值与升值预期对sfdi的净影响可能是一种激励，而对cfdi的影响可能是激励不足或存在一定抑制。这说明，sfdi更接近市场导向与成本导向结合型，而cfdi应该是融入了较多的出口导向成分。

两类FDI与gdp、index的时序变化或表现为一定的趋同性，或呈现为一定反向变化。上述现象说明两类FDI与四个解释变量的时间序列之间可能存在线性因果关系。

（二）变量的单位根检验、协整检验与格兰杰（Granger）因果关系检验

因变量与解释变量时间序列之间因果关系的检验结果是否可信，取决于各时序变量是否为同阶单整，取决于变量之间是否存在协整关系，即长期均衡关系，两个条件必须同时具备，才能避免时间序列模型出现伪回归，其中时序变量的平稳性又是变量之间协整关系有效存在的前提条件。

1. 单位根检验

本文采用ADF单位根检验法对变量的单位根进行检验。表1检验结果显示，在原始序列水平上，各序列的ADF值均大于显著性水平为5%、1%的临界值，而经过一阶差分，各序列的ADF值均小于显著性水平为5%与1%的临界值，属于平稳时间序列，可以认定，在给定的显著性水平上，上述时间序列都是一阶单整I（1）序列。

2. 协整检验与格兰杰（Granger）因果关系检验

本文使用Engle-Granger方法进行协整检验。首先用选定的四个解释变量分别对cfdi、sfdi进行协整回归（即用OLS法估计参数），然后利用ADF单整检验法对回归结果的残差e进行平稳性检验。检验结果分别见表2和表3。

表3数据显示，协整回归残差的ADF检验值小于1%、5%与10%显著性水平的临界值，说明残差序列是平稳的，两类FDI时间序列与各解释变量的时间序列之间存在长期均衡关系。

为了确定两类FDI与各解释变量之间存在的均衡关系是否构成因果关系及因果方向，本文利用格兰杰（Granger）因果关系检验法进行检验，并把检验结果与协整检验结果结合起来对均衡关系的因果性质进行判断与分析。

表4检验结果显示，远期汇率（forward）与两类FDI之间均存在单向因果关系。在5%的显著性水平下，forward是sfdi与cfdi变化的原因。从协整回归结果看，远期汇率对两类FDI流入均存在激励作用，但forward对sfdi的激励作用明显超过了对cfdi的激励作用，假设2成立。由于外商对我国农、林、牧、渔业及采矿业、制造业投资所生产经营的商品既要内销，也会外销，产品外销使cfdi的流入要承受一定的来自人民币升值预期的压制。相对而言，房地产业、建筑业与服务业的市场导向成分要充分得多，故sfdi来自人民币升值预期的激励也就更大。

即期汇率（Spot）与两类FDI之间存在双向因果关系，在5%的显著性水平下，Spot是cfdi变化的原因；在10%的显著性水平下，Spot是sfdi变化的原因。协整回归结果表明，Spot对两类FDI均有抑制作用。从作用力度看，即期汇率对cfdi的抑制作用小于对sfdi的抑制作用，假设1成立。原因在于，由cfdi流入形成的项目，初始投资设备较多地购自国外市场，而sfdi流入形成的项目，由于服务业的行业属性，初始设备大多来自国内市场，特别是房地产业，因其以土地和建筑物为经营对象，其初始投资的物质资料主要来自国内，这就使得项目投资以外币表示的初始建设成本提高且难以规避。

gdp与sfdi存在单向因果关系，在显著性水平为5%的情况下，gdp是sfdi变化的原因。协整检验结果显示，gdp对sfdi的系数估计值显著为正，体现了这类FDI明显的市场导向特征。gdp与cfdi之间不存在Granger因果关系，而且协整检验结果显示gdp对cfdi的系数估计值不显著。由于cfdi既有市场导向成份，也有一定的出口导向成份，就其市场导向属性而言，GDP增长对其有拉动作用，但就其出口导向来说，GDP增长又降低了其对外商的吸引力，由此导致gdp对该类FDI流入的影响呈现出一定的不确定性④，这一检验结果与假设3一致。

Index与两类FDI之间存在单向因果关系，在5%的显著性水平下，Index是sfdi与cfdi变化的原因；工业生产者购进价格指数（index）对sfdi的系数估计值显著为正，而对cfdi作用的系数估计值虽然为正，但程度变小，且对cfdi的系数估计值不显著，这一结果与假设4相矛盾。正相关可能与购进价格指数上涨形成的心理预期有关，一方面，购进价格指数上升，预期项目未来的主营业务成本上升，对跨国公司而言，早投资可以降低项目的运营成本；另一方面，购进价格指数上升可能意味着未来的市场景气提升，项目潜在获利空间加大，且项目越偏向市场导向，未来的获利空间越大。

图2曲线显示，cfdi的占比变化与sfdi的占比变化呈现相反态势，cfdi的占比水平不断下降，而sfdi的占比水平反复上升。到2011年3月，sfdi的占比水平超过了cfdi的占比水平。比较协整回归结果我们发现，sfdi受到了forward、gdp、index三个因素的正向显著推动，而cfdi仅受到Forward、index两个因素的正向推动，且显著性明显偏弱。sfdi、cfdi占比的时序变化和forward、gdp、index三个解释变量相应系数估计值特点，表明sfdi融入了较多的市场导向成分，属于偏市场导向与成本导向结合型；cfdi则融入了相对较多的出口导向成份，这类FDI受到人民币升值预期的净激励要小得多。面对人民币持续升值和我国经济增长，外商在出口导向与市场导向之间显然会更钟情于市场导向。

四、结论与建议

本文遵循收益最大化的投资决策准则，借助于净现值与资金循环原理，从项目投入与产出市场两个方面对汇率作用于FDI流入的原理进行了理论分析与实证检验，得出的结论主要有五个方面。

1. 汇率机制通过投入成本与产出市场两个方面对FDI的流入发挥影响力。其中，即期汇率的作用着力点主要是项目的初始投入成本。远期汇率的作用着力点因FDI类别不同而不同，其中对于市场导向与成本导向结合型，远期汇率主要通过预期项目终结时的货币转换来发挥作用，对人工成本导向与出口导向结合型，远期汇率通过企业因支付人工成本引起的货币兑换来发挥作用。对其他两个类别的FDI则通过项目预期的运营成本与项目终结时的货币转换两个作用点发挥作用，其中，对于市场导向与人工成本导向结合型，远期汇率在两个作用点的作用方向相同，而对成本导向与出口导向结合型，远期汇率在两个着力点上的作用效果则刚好相反。

2. 不同行业、不同项目在投入（成本导向）与产出市场（市场导向与出口导向）方面具有不同的组成结构，对汇率预期各有不同的适应性。其他条件不变，升值预期持续，外商会愿意利用当地劳动力与自然资源就地生产、就地销售，所以兼具市场导向与成本导向特征的FDI会受到货币升值预期的激励，如果生产经营所需设备、原料能够来自国外，这种FDI更会受到外商的青睐。若预期本币贬值，为增加投资收益，就需要把投资转向成本导向与出口导向结合型。当汇率运行方向、汇率预期发生改变后，在原有汇率运行格局受到抑制的行业与项目会受到激励，原先受到激励的行业、项目则会受到抑制。伴随汇率预期变化而来的不同类别FDI的此消彼长，意味着升值过程会有FDI的大量流入，贬值过程也会诱发相应资本的大量流入。

3. 实证结果表明，人民币升值预期对两类FDI均存在显著的激励作用，但由于市场区位结构不同，不同行业受到升值预期激励作用的程度存在明显区别。sfdi属于偏成本导向与市场导向结合型，故来自人民币升值预期的激励作用相对较大；而cfdi介于成本导向与市场导向结合型和成本导向与出口导向结合型之间，故来自人民币升值预期激励的作用要小的多。

4. 基于我国现代服务业与高端设备制造业发展的需要，今后一个时期仍有必要继续维持人民币的升值预期。因为，服务业的市场导向属性使其能在人民币升值过程中更容易受到外商的青睐；维持和稳定升值预期，外商投资高端设备制造业既可以在初始设备的国外引进中获益，也可以通过产品内销获得人民币作为硬通货带来的增值收益。

5. 要努力发挥人民币升值对产业结构的优化调整作用。依据产业结构调整的需要，对外商企业进口的不同设备材料应区别对待。对因投资现代服务业与高端设备制造业需要进口的设备材料，财政信贷方面应给予一定支持；对房地产方面的设备材料进口要采取抑制政策。这样可以使人民币升值与升值预期对产业结构发挥协同优化作用，也有助于发挥我国外汇储备作用，减少外汇储备风险。

注释：

①外商在我国进行直接投资，企业的设备和原料可以来自我国市场，也可以购自国外市场，但企业雇员一般主要来自我国市场，本文假设企业雇员全部来自我国。

②也就是交割期限为N期的远期汇率。文中的汇率为直接标价法，越小，表示人民币对外价值越高。