人民币实际汇率不确定性与外商直接投资择机进入.pdf

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人民币实际汇率不确定性与 外商直接投资择机进入 内容摘要：本文综合运用不确定条件下的投资理论和汇率风险规避理论，建立一个理论分析框架考察人民币实际汇率不确定性对东道国市场导向型和出口导向型外商直接投资（FDI）择机进入东道国市场的影响作用。同时利用中国产业层面1999:1—2008:4相关季度数据对理论结论进行实证检验。理论和经验研究结论表明：无论在短期还是长期人民币实际汇率不确定性的增加同时会对出口导向型和东道国市场导向型FDI择机进入产生显著的负面影响作用。人民币实际汇率水平升值会促进东道国市场导向FDI择机进入，但对于出口导向型FDI择机进入的影响作用，理论和经验研究结论并不一致。人民币汇率预期升值对东道国市场导向FDI择机进入影响作用不明确，而对出口导向型FDI择机进入会产生显著的负面影响。 关键词：人民币实际汇率 不确定性 外商直接投资 择机  近年来，人民币汇率走势问题引起了许多学者和政策制定者广泛关注。长期以来，中国采取鼓励出口和吸引外商直接投资（FDI）的外向型经济发展模式在促进国民经济持续快速增长的同时，也造成了国际收支持续失衡，与其它国家及地区贸易摩擦频繁，人民币升值压力加大、控制物价水平难度增加等一系列宏观经济问题，2005年7月为了缓解中国国际收支持续失衡的不利影响，我国对人民币汇率形成机制做了进一步的调整改革，人民币对主要国际货币的名义汇率出现了较大调整幅度。中长期来看，人民币名义汇率和国内物价水平在未来的走势仍然具有较大的不确定性，特别是2008年国际金融危机爆发以来，世界经济复苏进程不确定性因素增多，贸易保护主义呈现蔓延趋势，以美欧国家为代表要求人民币升值的呼声此起彼伏。由于FDI是构成中国外向型经济发展模式最为重要的组成部分之一，并且进一步有针对性的吸引FDI，引导和调整FDI企业的投资导向对于促进中国产业技术进步和创新能力提升，加快转变经济发展方式仍然发挥着重要作用，关注人民币实际汇率不确定性对FDI企 业进入中国市场的影响作用具有重要意义。  一、 文献回顾与评述 围绕汇率波动和不确定性对外商直接投资的影响作用，许多学者从理论和经验层面做了大量相关研究，由于不同研究基于的理论基础、FDI企业的投资动机和市场导向、厂商的风险偏好、汇率的内生性假设等方面存在区别，相关的研究结论存在显著差异。Itagaki(1981)； Cushman(1985)；Goldberg and Koldstad(1995)基于风险规避理论从不同角度考察了汇率波动对FDI进入东道国市场的影响，这些研究都发现如果贸易和FDI是相互替代的关系，汇率波动会促进FDI进入东道国市场，原因在于汇率波动增加会促使跨国公司通过FDI方式替代出口，增加跨国公司内部交易来规避汇率不确性对利润获取带来的负面影响。Benassy-Quere（2001）同样基于风险规避理论考察了汇率波动对FDI进入发展中国家的影响，研究表明汇率波动对出口导向型FDI会产生显著的负面影响。基于风险规避理论考察汇率不确定性对FDI的影响有两个前提假设条件，第一，跨国公司是风险厌恶型投资者，跨国公司的利润期望效用与利润的方差成反比关系；第二，跨国公司是在汇率波动之前对生产要素进行配置，而不是在汇率波动之后，即厂商事先预期的汇率波动对其直接投资行为的影响。对于第一个假设条件，一些学者认为随着金融工具的不断创新，跨国公司规避汇率风险的手段越来越多，汇率波动并不能对FDI进入东道国市场产生显著影响（Jeanneret，2005）。对于第二个假设条件，Goldberg， Koldstad (1995) 认为基于风险规避理论更适合解释汇率波动在短期对FDI进入东道国的影响，而多数的FDI进入东道国是一种长期投资行为。 由于基于风险规避理论解释汇率波动对FDI的影响作用存在的缺陷，一些学者基于实际期权理论分析汇率不确定性对FDI的影响，基于实际期权理论的分析表明汇率波动对风险中性的跨国公司直接投资行为同样会产生显著影响，主要包括生产灵活性理论（production flexibility）和不确定条件下的投资灵活性理论（Investment flexibility）。生产灵活性理论认为跨国公司同时在多个国家设立子公司相当于购买了在不同国家调整生产活动的选择权利，在汇率不确定的条件下，跨国公司可以通过调整不同国家的生产活动规避汇率波动对利润带来的负面影响。Aizenman（1992）的理论模型将汇率作为内生变量考察了汇率波动对风险中性FDI企业的影响作用，研究表明固定汇率制度相对于浮动汇率制度更有利于促进FDI和国内投资，在浮动汇率制度下实际汇率的波动会促进FDI。Sung, Lapan （2000）的理论模型同样在风险中性的假设条件下，考察了汇率波动对处于垄断竞争地位的跨国公司直接投资决策的影响，研究认为汇率波动会引起跨国公司向低成本地区转移投资，当汇率波动足够大时跨国公司同时在国内和国外进行生产会增加其利润水平，在汇率不确定条件下跨国公司在本国和国外同时投资相对于只在本国投资具有战略性优势。与此相类似，Kogut，Kulatilaka（1994）的理论模型同样认为汇率波动为跨国公司在国外投资创造了机会，在国外进行直接投资不仅可以降低信息不对称带来的不利影响，而且可以通过调整国内和国外的生产活动规避汇率风险。与风险规避理论不同，基于期权角度分析的生产灵活性理论主要是强调汇率波动发生以后，而不是预期的汇率波动对FDI的影响作用，即已知的汇率波 2 动会引起跨国公司调整生产活动，进而对跨国公司的直接投资行为产生影响，生产灵活性理论更适合解释汇率不确定性在长期对FDI的影响作用。 与生产灵活性理论不同，Dixit，Pindyck（1994）同样基于期权分析方法提出了不确定条件下的投资理论，传统的投资理论认为厂商根据未来收益的净现值与投资成本来确定是否进行直接投资，而Dixit（1989，1992），Pindyck（1991）认为直接投资的一个显著特征是存在沉淀成本，由此会导致直接投资具有不可逆性（Irreversibility）和迟滞效应（Hysteresis），在不确定条件下厂商可以在当期投资和等待未来投资之间作出选择，不确定性对直接投资的影响关键问题不在于是否要进行投资，而在于何时进行投资，即直接投资的择机问题（Timing of Investment）。Dixit—Pindyck不确定条件条件下的投资灵活性理论和模拟结果都显示：即使经济变量在短期一个很小的波动都会对厂商的直接投资进入行为和决策产生显著且重要的影响作用。Camp（1993）；Tomlin（2000，2007）基于Dixit—Pindyck理论框架研究发现汇率不确定性会对FDI择机进入东道国市场产生显著的负面影响。Darby, et al.(1999)同样基于Dixit—Pindyck理论框架探讨了汇率不确定性引起直接投资下降的条件，并且经验研究表明汇率的短期波动和偏离长期均衡都会对FDI进入东道国产生显著的负面影响。需要强调的是：汇率不确定性对FDI影响理论基础的差异，必然在经验研究中得到体现，基于Dixit—Pindyck投资灵活性理论主要从沉淀成本和投资的不可逆性角度考察强调汇率不确定性对FDI进入决策和时机的影响，在经验研究方面需要考察汇率不确定性对首次进入东道国市场的FDI影响，汇率不确定性对新进入的FDI企业数量和新进入的FDI企业规模（用FDI投资绝对或相对金额来度量）影响是两个完全不同的概念（Bell，Camp，1997），特别是在采用国家层面和产业层面的宏观数据的进行经验分析时，新进入的FDI企业规模可能同时包括了首次进入的FDI投资金额和已经进入的FDI企业新追加的投资金额，显然这两种新进入的FDI在沉淀成本和投资的可逆性方面存在显著的差异，这也是很多考察汇率不确定性对FDI进入规模影响的经验研究较难得到与理论分析相一致结论的重要原因之一。 多数采用Dixit—Pindyck（1994）理论框架分析汇率不确定性对FDI择机进入的研究都基于厂商是风险中性，汇率变化是外生变量的假设条件，且只考虑了汇率不确定性对东道国市场导向型FDI择机进入的影响作用。尽管跨国公司规避汇率风险的手段越来越多，但无论那一种金融工具都不能完全规避汇率风险，并且利用金融工具规避汇率风险也需要付出较高的成本，因此仍然需要在理论分析时考虑厂商的风险特征。同时，许多的研究表明跨国公司进入东道国的市场导向同样是决定汇率不确定性对FDI进入影响的关键因素之一 （Cushman，1985； Benassy-Quere，2001； Aizenman and Marion，2001）， 基于上述两方面因素考虑，Lin, et al.(2006)在Dixit—Pindyck理论框架基础上考虑了厂商风险特征，考察了汇率不确定性对出口替代型FDI和市场寻找型FDI择机进入东道国市场的影响作用。Russ（2007a，2007b）在一般均衡的理论框架下将汇率作为内生变量考察了汇率波动对FDI的影响，研究认为汇率波动对FDI的影响作用取决于引起汇率波动的来源，国内和国外的货币政策和利率波动都可能导致汇率波动从而对FDI进入产生不同的影响作用。 3 近年来，国内学者也从理论和经验层面考察了汇率波动和不确定性对FDI进入中国市场的影响作用（周华，2006；于津平，2007；王自峰，2009），但国内已有的研究在理论层面总体上仍然基于风险规避角度分析，且多借鉴一般均衡分析框架，在经验研究方面主要考察汇率水平和波动对FDI进入规模的影响，由于人民币汇率形成机制本身的特殊性以及中国长期处于国际收支失衡状态，采用一般均衡分析框架将人民币汇率内生化并不符合中国的现实情况。另外，从FDI的市场导向特征来看，国外多数的相关研究主要从发达国家角度基于贸易和FDI是替代关系考察汇率不确定性对出口替代性FDI和东道国市场导向型FDI的影响作用，而进入发展中国家的大量FDI与贸易主要是互补关系，FDI的出口导向特征明显（Benassy-Quere，2001）。尽管一些学者强调了人民币汇率对中国出口导向型FDI的影响作用（Xing，2006；Xing，Zhao，2008；Dennis，et al. 2008），但相关研究在理论上主要考察汇率水平变化对出口导向型FDI进入的影响，在经验研究方面主要考察汇率水平和波动对FDI进入规模的影响，就目前作者掌握的研究文献来看，对于人民币实际汇率不确定性对出口导向型FDI择机进入中国市场的影响无论在理论还是在经验研究方面均没有涉及。 基于上述的理论分析和研究文献，结合中国具体情况，本文主要对相关理论和经验研究进行以下扩展和补充：（1）基于Dixit-Pindyck（1994）理论分析框架，同时借鉴Lin，et al.(2006)的分析思路考虑FDI企业的风险偏好特征，扩展汇率不确定性对出口导向型FDI择机进入的理论分析框架。（2）利用中国产业层面的相关季度数据，从经验层面分别验证人民币实际汇率不确定性对东道国市场导向型FDI和出口导向型FDI择机进入的理论结论。（3）同时考察人民币汇率水平、汇率不确定性、汇率预期趋势在短期和长期对不同市场导向型FDI进入中国市场的影响作用。全文共分五节，第二节为理论模型，第三节为实证分析方法与数据，第四节为实证结果分析与解释，第五节为结论与政策涵义。 二、 理论模型 基于Dixit—Pindyck（1994）的理论分析框架，假设实际汇率变化为外生变量且服从几 何布朗运动，即： dR dtdz （1） R其中R表示实际汇率，表示实际汇率的预期增长率，表示实际汇率的波动程度，t为实际汇率变化遵循的时间路径， z表示一个维纳过程（Wiener process），即：dzdt表示服从均值为0，方差为1的正态分布，且不存在序列自相关的tt 4 随机变量。 进入东道国的跨国公司经营目标以获取以本国货币度量的利润期望效用现值最大化，同时考虑厂商的风险特征, 借鉴风险规避理论众多研究采用的分析框架，利用均值方差模型来表示跨国公司获取利润的期望效用，在实际汇率不确定条件下，跨过公司利润期望效用的函数可以表示为：  EU{[(R(t)]}E{[R(t)]}Var{[R(t)]} (2) 2EU.表示厂商利润的期望效用函数,.表示厂商的利润函数， 表示绝对风险规避系数。E.，Var.分别表示利润函数的期望值和方差值，依据几何布朗运动2t2tt的数学特征可知：ER(t)f(.)Re, Var[R(t)]g(.)Re(e1)，00f(.),g(.)均为利润的函数，其中f(.)0，g(.)0，R为实际汇率的初始值。 0 1. 实际汇率不确定性与东道国市场导向型FDI择机进入 东道国市场导向型FDI主要特征表现为：跨国公司利用东道国生产要素或者从母国及其它第三国进口中间产品,生产的最终产品在东道国市场销售,以占领东道国市场并获取最大利润为目的直接投资形式。由于东道国市场导向型FDI进口中间产品的来源地不确定，而本文的经验研究主要基于产业层面分析，为了不失一般性，可以在宏观层面假定进入东道国某一行业众多的FDI都来自一个加权国家，同时从加权国进口中间产品。在完全竞争市场假设条件下，跨国公司在东道国市场的销售收入为Y,h采用东道国市场生产要素需要支付的成本为C，从加权国进口中间产品支付的成本h为C，某一行业完全东道国市场导向型FDI以加权国货币度量的利润函数可以表示w为： RYRCC （3） mhhw 表示东道国市场导向型FDI的利润水平，R表示东道国货币对加权国的间接实m 5 1际汇率（东道国货币的实际有效汇率）。同时利用方程（2），（3）可知，东道国市场导向型FDI利润的期望效用可以表示为： 222ttEU()E(R)(YC)C(YC)e(e1) （4） mhhwhh 12其中R，由（4）式可以得到东道国市场导向型FDI利润期望效用的现值02F(R)： 0(YC)RCt2hhw F(R)EU()edt(YC) （5） 0mh02其中， 表示贴现率，这里为确保函数的收敛性需要假2(2)(2)2设2。方程（5）结果显示：东道国相对于加权国实际汇率水平上升（升值），会增加东道国市场导向型FDI利润期望效用的现值，促进FDI进入东道国市场。 显然，根据方程（5）可知如果FDI企业是风险中性投资者（0），汇率的不确定性增加并不会对其利润期望效用的现值产生任何影响，也就不可能对FDI是否进入东道国产生任何影响，而Dixit—Pindyck不确定条件下的投资弹性理论认为：由于沉淀成本的存在，直接投资具有不可逆性和迟滞效应两个显著特征，跨国公司可以在时间t支付一定的沉淀陈本k（具有不可逆性）进入东道国市场，按照公式（5）所给定的方式获取利润的期望效用现值；在不确定的条件下，跨国公司也可以选择等待未来某一个时间进入获取更多利润期望效用现值，避免当期进入的不利影响。因此在汇率不确定条件下，FDI企业在任何时间t都面临当期进入还是在未来某一个时间进入东道国市场的动态最优化抉择问题，即： E[F(RR)|R]F(R)maxF(R)k, (6) 0Ri1t方程（6）中，F(R)表示东道国市场导向型FDI选择进入东道国市场利润期望效用现值的最大值；t表示相对于当期进入等待其它时点进入的时间间隔；R表示在时间段t实际汇率水平发生的变化幅度。F(R)k表示东道国市场导向型FDI0 1 本文提到的实际汇率均表示实际有效汇率。 6 E[F(RR)|R]在时间t进入的利润期望效用现值。表示在时间tt进入利润的1t期望效用现值。令： E[F(RR)|R]F(R)max （7） 1Ri1t2求解（7）式贝尔曼方程（Bellman Equation），可以得到一般形式的表达式：  F(R)ARBR 1222()()2其中A，B均为待定常数，0 2222()()21 2方程（5）表明实际汇率R是利润期望效用现值的增函数，由此可知如果R很小FDI企业选择进入东道国的可能性会很小，即：limF(R)0。此时要求A0，1R0F(R)BR。 1方程（6）要达到选择当期进入和选择等待其它时间进入无差别且达到最优化需要满足两个基本条件：第一，选择当期进入和等待其它时间进入的利润的效用现值相等，满足值匹配条件（Value-Matching），即： F(R)kF(R) （8） 01第二，当期进入的利润期望效用现值曲线与等待进入的利润期望效用现值曲线相切，即两条曲线对实际汇率水平R的一阶导数相等，满足平滑粘贴（Smooth—Pasting）条件： '' F(R)F(R) （9） 01 依据方程（5），（8），（9），可以计算得到FDI选择当期进入和等待其它时间进入利润的效用现值无差别且达到最优值时的临界实际汇率水平R，即当RR时FDIHH 2 详细的求解过程可以参考Dixit（1989），Dixit, Pindyck (1994),-152；或者向作者索取具体推导过程。 7 企业会选择当期进入，RR时FDI企业会选择等待其它时间进入。求解得到临界H实际汇率水平值： C2w R[(YC)k] （10） Hh1YChh 因此，FDI企业可以选择当期进入和等待其它时间进入情况下，汇率不确定性和预期增长率对FDI进入影响取决于二者对临界汇率水平R的影响，如果汇率不确定H性和预期增长率的增加会提高（降低）R，表明FDI企业选择等待其它时间进入（当H期进入）的可能性会增大，因此汇率不确定性和预期增长率增加会阻碍（促进）FDI企业选择当期进入。 命题1：如果东道国市场导向型FDI企业可以在当期进入和等待其它时间进入选择，汇率不确定性增加无论对风险中性还是风险厌恶型FDI企业进入东道国市场都会产生阻碍作用，对风险厌恶型FDI企业进入东道国市场的阻碍作用更大。 证明：由方程（10）可知： 2RRRHH0()(YC)0 hh(1)21 2221，2，可知102222()2 20 22(2)RH0，因此实际汇率不确定性增加会提高东道国市场导向FDI选择当期进入和等待进入的临界汇率水平，降低了FDI企业选择在当期进入的可能性，对东道国市场导向FDI选择当期进入会产生阻碍作用。显然无论对于风险中性还是风险厌恶型FDI，汇率不确定性增加都会产生阻碍作用，汇率不确定性增加一方面直接提高了选择等待其它时间进入的期权价值，另一方面汇率不确定的增加也同样降低了风险厌恶型FDI获取利润期望效用的现值，两方面同时会提高东道国市场导向FDI当期进入和 8 等待其它时间进入无差别时的临界汇率水平，从而会对风险厌恶型东道国市场导向FDI进入产生更大的阻碍作用。 命题2：如果东道国市场导向型FDI企业可以在当期进入和等待其它时间进入选择，东道国实际汇率预期升值（贬值）对于风险中性投资者进入东道国会产生促进（阻碍）作用，对风险厌恶型FDI进入东道国市场的影响作用不明确，但存在一个临界绝对风险规避系数，当时，东道国实际汇率预期升值会阻碍风险厌恶型FDI企业进入；时东道国实际汇率预期升值会促进风险厌恶型FDI企业进入。 证明：同样由方程（10）可知： RH 12222Ck(1)()2()w012222(1)(YC)()(1)()2hh 222(1)()22222 ()()2()022222R(1)()20()(YC)02hh22221()(1)()2 222(1)()2222()(1)()2 24()(2)(1)10222(1)(2)(2)2()24()(2)2给定2,可知1,>1 2(2)(2) 9 RH对于风险中性FDI：0 ，0，因此东道国实际汇率预期升值会1降低东道国选择当期进入和等待其它时间进入的临界汇率水平，增大东道国市场导向FDI在当期进入的可能性。 2RRRHHH对于风险厌恶型FDI：0，|0，0。由于012RH是的线性函数，由此可知必然存在一个临界风险规避系数，时0，RH时0。因此对于风险厌恶型东道国市场导向FDI，预期汇率升值一方面会降低FDI选择等待的期权价值，促进FDI当期进入东道国市场，另一方面汇率预期升值的风险也同样增加FDI企业选择当期进入的获取利润的不确定性，提高FDI选择等待的期权价值，对FDI进入东道国产生阻碍（促进）作用，因此东道国实际汇率预期升值对风险厌恶型东道国市场导向FDI企业择机进入的影响作用不明确，当风险规避系数较大时，实际汇率预期升值同样会阻碍FDI企业选择当期进入。 2. 实际汇率不确定性与出口导向型FDI择机进入 出口导向型FDI主要特征体现为：跨国公司进入东道国市场，利用东道国生产要素同时从母国及第三国进口中间生产要素，在东道国从事生产活动，最终产品销售到第三国或母国。对于中国来讲，主要体现为大量进入制造业从事加工贸易的FDI企业。同样由于出口导向型FDI企业进口中间产品和出口最终产品的国家和地区并不确定，进入中国的某一行业（主要集中在制造业）出口导向型FDI企业可能来自不同国家和地区，也同时从多个国家进口中间产品，同时最终产品的也同样销售到不同国家和地区，为了不失一般性同样可以在宏观产业层面假设某一行业的众多新进入的FDI企业都来自于一个加权国家，同时从利用中国的生产要素和从加权国进口中间生产要素，最终产品又销售到加权国家。在完全竞争的市场假设条件下，某一行业完全的出口导向型FDI最终产品销售额为Y，利用东道国的生产要素支付的成本为C，从加权国wh家进口中间生产要素支付的成本为C，因此以加权国家货币度量的完全出口导向型wFDI的利润水平可以表示为： 10 YRCC （11） xwhw 表示某一行业出口导向型FDI的利润水平，R同样表示东道国对加权国家的x间接实际汇率（东道国的实际有效汇率），由（2）式可以得到其利润的期望效用水平： 222ttEU()YCE(R)CCe(e1) （12） xwwhh由（12）式可以得到某一行业出口导向型FDI利润期望效用的现值为： YCRCt2wwhX(R)EU()edtC （13） 0x0根据（13）可知，东道国相对于加权国实际汇率水平升值会降低出口导向型FDI利润的期望效用水平，因此会阻碍FDI进入东道国市场。 同样，如果出口导向型FDI可以在当期进入和等待其它时间进入之间进行选择，出口导向型FDI可以选择在当期投入一定的沉淀成本k，按照方程（13）给定的条件获取利润期望效用的现值，也可以选择等待其它更为有利的时机进入获取更多的利润期望效用现值。与前面的分析类似，出口导向型FDI在汇率存在不确定的条件下，在任何时间t都面临动态最优择机进入的问题，即： X(RR)|R X(R)maxX(R)k, （14） 0Ri1tX(R)表示出口导型FDI利润的最大期望效用现值，由方程（13）可知东道国实际汇率水平R与出口导向型FDI利润的期望效用现值成反比关系，当实际汇率水平R很大时，出口导向型FDI进入东道国的可能性很小，即：limX(R)0，同样根据方1R程（7）（8）的求解思路，由此可以得到选择等待其它时间进入的利润期望效用现值一般形式的表达式V(R)为： 1V(RR)|R X()maxA （15） 1Ri1t同时利用值匹配（Value—Matching）和平滑粘贴（Smooth—Pasting）条件，可以得到出口导向型FDI企业选择当期进入和等待其它时间进入无差别且利润的效用现值达 11 到最优化时的临界汇率水平（R）： LYC2wwRCk （16） h1Ch同样在东道国实际汇率不确定条件下，如果FDI可以在当期进入和等待其它时间进入之间选择，实际汇率不确定性和预期变化对出口导向型FDI企业择机进入东道国市场的影响取决于二者对临界汇率水平R的影响作用。由方程（13）可知实际汇率L水平与利润的期望效用现值成反比关系，如果实际汇率不确定性和预期趋势变化降低（提高）了选择当期和选择等待的临界汇率水平，则表示选择等待其它时间进入相对于选择当期进入会获取更多（更低）的利润期望效用现值，因此会阻碍（促进）出口导向型FDI企业当期进入东道国市场。 命题3：如果FDI企业可以在当期进入和等待其它时间进入之间选择，东道国实际汇率不确定性的增加会阻碍出口导向型FDI企业进入东道国市场，并且对风险厌恶型出口导向FDI企业进入东道国市场会产生更大的阻碍作用。 证明：由方程（16）可知： 2RRRLL0C()0 （17） h12122210，0 22222(2)2()2东道国实际汇率不确定性的增加不仅会直接降低出口导向型FDI企业选择当期进入和等待进入的临界汇率水平，而且会增加出口导向型FDI利润获取的不确定性，进一步降低风险厌恶型出口导向FDI企业选择当期进入和等待进入的临界汇率水平，因此实际汇率不确定不仅会对风险中性出口导向FDI进入东道国产生阻碍作用，而且会对风险厌恶型出口导向FDI进入东道国市场产生更大的阻碍作用。 命题4：如果进入东道国FDI企业可以在当期进入和等待其它时间进入选择，东道国实际汇率预期升值会阻碍出口导向型FDI企业进入东道国市场，并且对风险厌恶 12 型出口导向FDI企业进入东道国市场会产生更大的阻碍作用。 证明：由方程（16）可知： 2R11RL0()C0 h(1)21222(1)()211其中： 222(1)(1)()()2222(1)()22222 ()()2()02222(24)20，2 222(2)(2)因此汇率预期升值（贬值）同样会降低（提高）出口导向FDI选择当期进入和等待其它时间进入的临界汇率水平，从而对其选择当期进入东道国市场产生阻碍（促进）作用，并且对于风险厌恶型出口导向FDI企业，实际汇率预期升值（贬值）会进一步增加（降低）其获取利润的不确定性，进一步降低临界汇率水平，从而对其选择当期进入东道国市场会产生更大的阻碍（促进）作用。 命题5：如果进入东道国FDI企业可以在当期进入和等待其它时间进入选择，东道国生产成本C上升对风险中性东道国市场导向FDI进入会产生阻碍作用，但对风h险厌恶型东道国市场FDI进入的影响作用不明确，对出口导向型FDI进入会产生阻碍作用。进口中间产品生产成本C上升对出口导向和东道国市场导向FDI进入都会产w生阻碍作用。 证明：由方程（10），（16）分别可知， 2R1CRHw0()[(k)] 2C1(Y)2hh 13 2R1YCRLww0()[(k)]0 2C1ChhRH0 C1(YC)whhRL0 C1Cwh当0时，东道国生产成本C上升会提高东道国市场导向FDI选择当期进入和h等待进入的临界汇率水平，对东道国市场导向FDI当期进入产生阻碍作用，但0时，东道国生产成本对临界汇率的影响取决于众多因素，其影响作用不明确；但东道国生产成本C上升无论对风险中性还是风险厌恶型出口导向FDI临界汇率水平都会h产生负面影响，从而对出口导向型FDI选择当期进入东道国会产生阻碍作用；进口中间产品成本上升C，则会提高东道国市场导向FDI选择当期进入和等待的临界汇率w水平，降低出口导向FDI选择当期进入和等待进入的临界汇率水平，因此进口中间产品成本上升无论对出口导型还是东道国市场导向FDI选择当期进入都会产生阻碍作用。 命题6：如果进入东道国FDI企业可以在当期进入和等待其它时间进入选择，东道国的市场需求水平上升Y风险中性东道国市场导向FDI当期进入会产生促进作用，h但对风险厌恶型东道国市场导向FDI进入影响不明确；投资来源国市场需求水平Y上w升则会对出口导向FDI当期进入东道国产生促进作用。 证明：由方程（10），（16）同样可知， RR2HHR()0Y(YC)1hhh RL0 Y1Cwh当0时，东道国市场需求水平的提升会显著降低东道国市场导向FDI选择当期进入和等待进入的临界汇率水平，从而会促进FDI选择当期进入东道国市场；而当 14 0时，东道国市场需求水平的提升对临界汇率水平的影响取决于众多因素，因此对东道国市场导向FDI择机进入的影响不明确；而投资来源国市场需求水平的提升则会提高出口导向FDI当期进入和等待进入的临界汇率水平，从而会对其选择当期进入东道国市场产生促进作用。 命题7：沉淀成本k增加，无论对东道国市场导向还是出口导向FDI择机进入东道国市场产生阻碍作用。由方程（10），（16）可知，沉淀成本的增加会提高东道国市场导向择机进入的临界汇率水平，同时也会降低出口导向FDI择机进入的临界汇率水平，显然这与Dixit—Pindyck不确定条件下投资理论基础是完全吻合的。 三、 实证检验方法及数据 1.实证检验方法 前面的理论分析基于产业层面考虑了汇率不确定性对完全的东道国市场导向型FDI和完全出口导向型FDI两种极端情况择机进入东道国市场的影响作用，对于完全的东道国市场导向型FDI比较容易区分，该种类型的 FDI主要集中在中国的服务行业，但在产业层面并不存在完全的出口导向型FDI，进入中国制造业的FDI企业最终产品会同时在中国国内市场和出口方式销售，但可以根据FDI在某一行业出口销售占其全部销售产值的比重区分出口导向特征明显的制造行业和中国国内市场导向明显的制造行业。依据前面的理论分析框架和数据可获得性可以确定如下经验分析框架： LnfLreer,L(reer),L(reer),Lwagewage,Lcgdp,Lwgdpcwttttttt? 3L(.)表示回归变量的对数形式。其中n表示在季度t新进入中国某行业FDI企业数t量，由于无法获取每个季度新进入企业个数的数据，这里我们采用某一行业在季度t新4签订的企业项目数来代替。 3 由于本文选取的10个行业每季度新签订的投资项目数量较多，对其统计分布的检验结果表明都服从正态分布，因此这里可以将新签订的投资项目数当作连续时间序列变量来处理。 4新签定的FDI企业项目数与新进入企业个数概念并不完全一致，但每签定一个新的投资协议都相当于支付了的一笔沉淀成本，具有不可逆性的特征，原因在于撤销已经签署的投资协议通常需要付 15 reer表示人民币实际有效汇率，本文选取的10行业主要包括7个制造业和建筑t5业、水及燃气生产、房地产业均为生产性特征十分明显的行业，直接采用国际货币基金组织（IMF）和国际清算银行（BIS）提供的基于CPI指数计算的人民币实际有效汇率指数考察汇率不确定性对FDI择机进入的影响作用会产生严重偏差，因此本文计算了1997：1—2008：12中国相对于22个样本国家及地区基于生产者价格指数（PPI）6的月度实际有效汇率，与多数国际机构采用的方法类似，这里采用几何加权的方法计算实际有效汇率（巴曙松等，2006）： wi22PRccreer tPRi1ii其中，P，P分别表示中国和样本国家及地区以2000年=100的定基生产者价格ci指数（PPI），R，R分别表示人民币和各样本国家及地区货币对特别提款权（SDR）ci的名义间接汇率，w表示样本国及地区贸易加权系数：iMXmxmxccwww；M，X表示中国当期出口额和进口额，w，wiiicciiXMXMcccc7表示样本国及地区占中国进口和出口的比重，22个样本国家及地区贸易加权系数的权重从1996-2008年以4年为窗口期采用滚动方式调整，这里的实际有效汇率上升（下降）表示人民币实际有效汇率升值（贬值）。 (L(reer)，(L(reer)分别表示人民币实际有效汇率收益率的不确定性tt和预期变化趋势，绝大多数的相关研究多采用滚动标准差或广义自回归条件异方差（GARCH）模型来度量汇率收益率波动或不确定性，由于基于标准差方法度量汇率波动或不确定性的提前假设条件是汇率的收益率服从正态分布，而本文对计算得到的实际有效汇率收益率的统计分布检验结果发现存在明显的尖峰厚尾特征，拒绝了实际汇率收益率服从正态分布的假设条件。另外，Philips, et al.（2008）对大量相关研究文献的回顾认为汇率的波动和不确定性在概念上存在一定区别，采用条件异方差模型相 出较高的违约成本和沉没成本，采用新签定的企业项目数来代替新进入的企业个数并不影响本文研究问题的本质。 5 事实上，中国的CPI综合价格指数中并不包括房地产、建筑业价格指数。 6 1999—2008年22个国家及地区对华直接投资占中国吸引的FDI总额比重约为%，出口所占比重为%，进口所占比重为%。 7由于数据获取所限，这里没有考虑香港、新加坡等国家和地区对中国大陆进出口贸易中存在的转口贸易对加权系数产生的影响作用。 16 对于无条件的标准差计算方式更多用来度量汇率的不确定性，而采用无条件滚动标准差的方式更多用来度量汇率波动状况，因此本文利用计算得到的1997:1-2008:12月度人民币实际有效汇率数据，采用GARCH（1，1）模型来度量人民币实际有效汇率收益率的不确定性和预期趋势变化状况，即： L(reer)L(reer)L(reer)245 ttt1t()2g 1()()()括号内的数值表示标准误，根据上述GARCH（1，1）模型的计算结果，采用滚动的方法得到各季度人民币实际有效汇率收益率的不确定性和预期变化趋势： 1/2TT11(L(reer)h， (L(reer) RCHt,GAtit,GARCHtiTTi0i0T表示计算汇率不确定性和预期变化选择的滚动窗口期，这里选择滚动窗口期为248个月。 由于无法获取东道国生产成本和进口中间产品的成本数据，这里我们采用中国与样本国家的相对工资水平差距(wagewage)表示中国与样本国家相对生产成本的cwt差异，wage表示中国的季度工资指数，wage表示样本加权国家的季度工资指数；cw同样由于无法获取各行业的实际需求和外部市场季度需求数据，这里采用中国国内生产总值（cgdp）和样本国家的国内生产总值（wgdp）季度数据来反应中国和样本国市场总规模的变化对FDI企业进入的影响作用，其中： 2222wagew*wagewgdpw*gdp wiiiii1i1 尽管本文的理论模型未能明确给出东道国与投资过相对工资水平、总体市场规模变化对FDI进入的影响作用，但从目前已有的大量相关研究结论来看，相对工资的水平上升一方面会反应生产成本的差距，另一方面也可能反应劳动生产率的差距，如果反应相对生产成本的差距，中国相对工资水平上升会阻碍FDI企业进入，如果反应劳动生产率的差距，中国相对工资水平的上升同样也可能促进FDI企业进入；而东道国 8 多数的相关研究将汇率波动和不确定性的测算窗口期选择在24或36个月，由于数据所限，本文最多只能选择24个月作为窗口期进行经验研究，本文同时也选择了18个月和12个月作为窗口期进行研究，发现经验研究的结论基本没有差别。 17 市场规模的增长总体上会促进FDI进入，而投资来源国市场规模的变化对FDI进入影响作用不明确。 首先需要对回归变量的平稳性做检验，对10个行业相关回归变量在1999:1-2008:4的季度数据ADF检验结果表明：回归变量均为一阶单整时间序列（I(1)）；其次，明确各变量之间是否存在稳定的长期均衡关系，需要对回归变量是否存在协整关系进行检验，考虑到本文分析使用的样本较小且变量较多，这里采用Johansen方法检验各变量之间是否存在稳定的协整关系，经过小样本调整后的迹统计量和极大似然统计量都在5%的显著性水平上都表明变量之间至少存在3个协整关系。尽管在小样本和多变量的情况下采用Johansen确定变量之间的协整个数较为有效，但由于滞后阶数选择的不确定性，采用Johansen完全的向量自回归（VAR）估计方法来确定变量的长期协整方程对于小样本却是个严重的问题，而采用EG两步法确变量的长期协整关系具有超一致性和强有效性，但在样本有限的条件下，采用EG两步法的估计仍然是有偏的，样本容量越小偏差越大，并且偏差直接回传导给误差模型中的误差修正项，从而给短期参数的估计也带来较大的偏差，为克服小样本条件下EG两步法的不足，Philips，Loretan(1991)建议使用自回归分布滞后模型（ADL）估计变量之间的长期均衡方程，基于本文采用的样本数据较小的特征，首先估计如下的自回归分布滞后模型： k63L(n)L(n)L(X)Dum 0titkiitiit111Dum表示季节虚拟变量，这里加入三个季节虚拟变量用来控制FDI新签订投资i项目数可能存在的季节趋势问题。X表示其它回归变量，由于其它回归变量较多且i滞后期限的选择难以同时准确把握，同时大量滞后变量的选择本身也会降低样本估计量，对参数的估计造成偏差，因此这里除了对汇率不确定性和预期变量采用了当期和之前的共24个月以滚动方式计算得到的平均值作为相应变量之外，对其它变量也同样采用了以当期和之前的共4个季度滚动的方式计算得到的平均值作为相应的回归变量，综合考虑各变量当期和滞后期影响。依据上述动态分布滞后模型估计结果，调整参数后可以得到的长期协整均衡方程： 63'''L(n)L(X)Dum 0tiitiit11 18 kkk'''其中：(1)；(1)；(1) 00iiiiiiii1i1i1同时依据上述的长期均衡结果，依据“一般到特殊”的原则，分别建立不同行业的动态误差修正模型考察汇率不确定性在短期对FDI择机进入的影响作用，一般形式表示为： lknL(n)L(n)L(X)DumECM t0itliitiit1t11163'''其中误差修正项：ECML(n)L(X)Dum2. 数据来源与t1t10iit1ii1处理。 本文采用的中国和22个样本国家及地区相关季度数据全部来自亚洲经济数据库（CEIC）和国际金融统计（IFS）数据库。分行业季度新签订投资项目统计数据在多数行业时间跨度较短，这里选择了时间跨度最长的10个行业作为样本分析数据；中国的PPI指数以1997：1—2008：12月度同比价格指数和2003：1-2003:12月度环比价格指数计算得到以2000年=100的定基价格指数；计算分析中部分国家及地区的平均工资价格指数、生产者价格指数、国内生产总值季度数据具有明显的季节性趋势，利用X12程序对上述统计数据都作了相应的季节调整处理。同时为统一口径，将上述相关数据的指标和相应变量都调整为2000年=100的指数形式。为了明确不同行业FDI的市场导向特征，利用《中国工业行业统计数据库》1999—2008年按两位码行业分类的FDI企业的工业销售产值和出口销售产值数据，分别计算了10个行业FDI的出口平均比重。表1给出了样本数据来源、处理方法及描述性统计值，数据显示：纺织业和通讯设备、计算机及电子设备制造业FDI相对于其他制造行业FDI的出口导向特征最为明显，建筑业和房地产业的FDI则是完全的东道国市场导向型行业。 四、实证结果分析与解释 利用第三节确定的实证分析方法和相关行业季度数据，对相关变量参数进行回归估计。为诊断模型估计结果是否有效可靠及模型本身设定是否存在偏误，需要对回归结果的残差进行以下检验：（1）自相关一阶和高阶拉格朗日乘数检验（LM Test）；（2）异方差一阶和高阶ARCH效应检验；（3）正态分布Jarque-Bera检验；（4）模型设定偏差稳定性检验（Ramsey Reset Test）。表2给出了利用自回归分布滞后模型估计得到的10个行业相关变量的长期协整方程，相关回归变量估计结果显示： （1）人民币实际有效汇率水平变量（L(reer)）除了房地产业相应估计参数呈现不显著的负值之外，其它行业相应的估计参数都为正值，表明人民币实际有效汇率升值在长期总体上会促进FDI择机进入中国市场，关于汇率水平对FDI的影响作用是一个难以把握的问题，本文的经验结论与Camp（1993）；Gorg，Wakelin（2002）；Tomlin（2000，2007）；Alba,et al.（2005）Schmidt（2008）等人基于产业和企业层面考察汇 19 表1 样本数据来源 2. 数据来源与处理。 数据指标 数据来源 单位 时间跨度 处理方法 均值中间值最大值最小值标准差FDI出口比重（均值） 中国PPI(月度） CEIC 2000年=1001997:1-2008:12季节调整 922个样本国及地区PPI（月度） IFS,CEIC 2000年=1001997:1-2008:12季节调整 人民币对特别提款权（SDR）名义汇率（月度）IFS 2000年=1001997:1-2008: 22个样本国及地区对SDR名义汇率（月度） IFS,CEIC 2000年=1001997:1-2008: 中国GDP（季度） CEIC 2000年=1001998:1-2008:4季节调整 22个样本国及地区GDP（季度） IFS,CEIC 2000年=1001998:1-2008:4季节调整 中国平均工资指数（季度） CEIC 2000年=1001998:1-2008:4季节调整 22样本国及地区平均工资指数（季度） IFS,CEIC 2000年=1001998:1-2008:4季节调整 22个样本国及地区出口加权比重（%） CEIC 百分比 1996-2008 4年滚动平均值 22个样本国及地区进口加权比重（%） CEIC 百分比 1996-2008 4年滚动平均值 新签订的FDI投资项目数（季度；变量代码）全部制造业（M） CEIC 个数 1999:1-2008:453985383 8167 25051828 % 纺织业（M_Texitle）CEIC 个数 1999:1-2008:4249 237 459 69 110 % 化学品及化学原料制造业（M_Chemical） CEIC 个数 1999:1-2008:4304 302 523 121 107 % 信息通讯、计算机及电子设备制造业 （M_ICT）CEIC 个数 1999:1-2008:4545 532 837 179 198 % 医药制造业（M_Medicine） CEIC 个数 1999:1-2008:490 86 164 32 34 % 专用设备制造业(M_Speq) CEIC 个数 1999:1-2008:4321 316 549 100 139 % 通用设备制造业(M_Geneq) CEIC 个数 1999:1-2008:4329 351 576 109 136 % 建筑业(construction) CEIC 个数 1999:1-2008:482 76 133 37 23 % 水及燃气生产(elwater) CEIC 个数 1999:1-2008:471 76 142 21 34 % 房地产业(realestate)CEIC 个数 1999:1-2008:4333 346 727 70 175 % 9 无法获取香港地区的月度PPI指数，这里用香港季度PPI指数做了替代。22个国家及地区包括香港、印度尼西亚、日本、马来西亚、菲律宾、新家坡、韩国、泰国、台湾、丹麦、英国、德国、法国、意大利、荷兰、西班牙、奥地利、芬兰、瑞典、瑞士、加拿大、美国。 率水平与FDI择机进入或FDI进入规模的经验研究结论一致，但与Froot，Stein（1991）；Klein，Rosengren（1994）；Kogut，Chang（1996）；Kiyota, Urat（a2004）；Buch,Kleinert(2008); Dennis, et al.(2008)等人考察汇率水平与FDI进入规模的经验研究结论相反。按照本文的理论分析结论（方程5和方程13）：东道国实际汇率水平升值会促进东道国市场导向型FDI进入，但会阻碍出口导向型FDI进入，而本文的经验研究却表明汇率水平升值在长期无论对于中国国内市场导向特征明显的FDI，还是出口导向特征较为明显的FDI都会产生促进作用，因此在出口导向特征较明显的行业本文的理论分析和经验结论并不一致，产生这一现象的主要原因在于：首先，尽管1999—2008年FDI出口占中国全部出口的比重较高，但FDI企业出口销售相对于在中国国内市场销售占全部销售产值的比重并没有显著的优势，本文选取的10个行业中除了通讯设备及计算机制造业的平均出口比重超过60%之外，在其它行业的平均出口比重都低于50%。其次，汇率水平变化本身会导致厂商调整生产要素投入结构和市场导向，东道国实际汇率升值会导致选择进入的FDI企业更倾向于采用进口中间生产要素，减少采用东道国市场生产要素投入，抵消东道国实际汇率升值对其生产成本带来的不利影响，同时也可能会从出口市场销售导向转变为更倾向于在东道国市场销售最终产品，获取更多以本币度量的利润，因此如果考虑汇率水平变化对厂商生产要素投入和市场导向调整，东道国汇率升值对于完全东道国市场导向型和非完全的出口导向型FDI择机进入东道国市场都可能产生促进作用。 （2）实际有效汇率不确定性变量（(L(reer)）在所有行业的估计参数都为负值，除了水及燃气生产行业之外，其它所有行业相应的估计参数都至少在5%的水平上显著，表明人民币实际有效汇率不确定性在长期会对FDI择机进入中国市场产生显著的负面影响作用，并且无论对于出口导向特征较为明显的纺织业、信息通讯及电子设备制造业还是完全东道国市场导向的建筑业和房地产业都会产生显著的负面影响，这里的经验结论与本文基于Dixit—Pindyck不确定条件下投资理论扩展后得到的理论结论（命题1，命题3）完全吻合，即东道国实际有效汇率不确定性的增加对于不同风险特征的东道国市场导向FDI和出口导向FDI企业择机进入都会产生显著的负面影响。其次，人民币实际有效汇率的不确定性变量在10个行业的估计参数大小表明：人民币实际有效汇率不确定性增加在长期对FDI进入中国房地产行业的负面影响作用最大，而对FDI进入医药制造行业的负面影响作用最小，按照Dixit—Pindyck的理论基础和本文的扩展的理论分析框架可知：除了FDI企业的风险规避特征存在差异之外，不同行业的直接投资的沉淀成本和不可逆性差异是同样是导致人民币实际汇率不确定性对FDI择机进入影响作用大小存在显著不同的重要原因。 （3）实际有效汇率预期趋势变量（(L(reer)）估计参数在制造业都为负值，除了专用设备制造业相应的估计参数不显著外，其它制造行业相应的估计参数都在5%的水平上显著，表明人民币实际有效汇率预期升值在长期同样会对FDI择机进入中国制造行业产生显著的负面影响，由于本文选取的制造行业中同时包括了FDI出口导向特征明显的制造业和FDI中国国内市场导向明显的制造业，而本文的理论命题2显示只有当FDI的风险规避系数较大时汇率预期升值才会对东道国市场导向型FDI进入产生负面影响，而命题4表明汇率预期升值对于完全的出口导向型FDI总会产生负面影响，实际汇率预期升值对FDI进入多数制造业总体上会产生显著的负面影响的经验研究表明：除了沉淀成本和直接投资的不可逆性和迟滞效应之外，汇率风险同样是影响FDI择机进入的重要因素。建筑业相应的估计参数同样为显著负值，而对水及燃气生产相应估计参数为不显著负值，房地产业相应估计参数为不显著的正值，实际汇率预期趋势变量对上述三个东道国市场导向特征明显行业的影响作用存在不确定性也与本文命题2的理论分析结论完全吻合，同时也进一步验证了Lin, et al.(2006)相关研究的理论假设条件较为合理，即直接投资在时间上的可选择性和厂商的风险规避特征同时会对FDI企业择机进入东道国市场产生影响作用，汇率风险并不能完全规避，仍然是FDI选择进入东道市场时需要考虑的重要因素。 （4）其它变量的估计参数表明：中国与投资来源国相对工资水平的上升在长期会对所有行业 21 的FDI进入产生显著的负面影响，表明相对工资水平的上升主要体现了中国与投资来源国相对生产成本的差异。而中国国内总体市场规模的扩大在长期会对所有行业FDI进入产生显著的促进作用，而投资来源国市场规模对FDI进入中国不同行业的影响不显著且方向也不明确，上述的经验结论也与多数的考察FDI进入东道国决定因素的相关研究结论一致。另外，不同行业长期协整方程的残差自相关、异方差、正态分布检验结果都显示：所有行业协整方程的残差检验结果都表明不存在一阶和高阶自相关及ARCH效应，且不能拒绝残差服从正态分布的假设，表明回归参数都具备有效性和一致性。对残差稳定性的检验结果显示：除了全部制造业和建筑业未通过稳定性检验之外，其它行业相应的检验结果全部都通过了稳定性检验，表明本文通过自回归分布滞后模型确定的变量之间长期均衡关系对于大多数行业是恰当稳健的。 基于不确定条件下的投资理论和风险规避理论都认为汇率不确定性在短期同样会对直接投资产生显著的影响作用，为了考察人民币汇率变化在短期对FDI择机进入中国市场的影响作用，本文结合长期协整方程的估计结果，按照“一般到特殊”的原则对建立动态误差修正模型来考察人民币实际有效汇率不确定性在短期与FDI择机进入的关系，表3给出了不同行业误差修正模型相关变量的参数估计结果： 首先，人民币实际有效汇率水平的估计参数除了在专用设备制造业和水及燃气生产业不显著之外，在其它所有行业行业的估计参数都至少在5%的显著性水平上为正值，表明人民币实际有效汇率升值在短期无论对于完全的东道国市场导向的行业还是出口导向特征较为明显的制造行业的FDI择机进入中国市场都会产生显著的促进作用，这与长期协整方程参数估计的结论相同，也与多数考察汇率水平与FDI择机进入东道国市场相关经验研究结论一致，进一步表明人民币实际有效汇率水平升值总体上会促进东道国市场导向FDI择机进入的理论和经验研究结论较为稳健。 其次，实际汇率不确定性变量在短期的估计参数除了在通讯及电子设备制造业和建筑业的不显著之外，在其它所有行业的估计参数都呈现显著的负值，表明实际汇率不确定性的增加在短期同样 22 表2 人民币实际有效汇率与FDI择机进入长期协整方程（被解释变量：L(n)） `变量 全部制造业 纺织业 化学制造业 信息通讯设备制造业 医药制造业 L(reer) () () () () () (L(reer) () () () () () (L(reer) () () () () () L(wagewage) () () () () () cwL(cgdp) () () () () () L(wgdp) () () () () () 自相关检验：LM(1) F(1,25)=() F(1,25)=()F(1,25)=()F(1,25)=() F(1,22)=() LM(4) F(4,22)=() F(4,22)=()F(4,22)=()F(4,22)=() F(4,19)=() 异方差检验：ARCH(1) F(1,32)=() F(1,32)=()F(1,32)=()F(1,30)=() F(1,30)=() ARCH(4) F(4,23)=() F(4,23)=()F(4,23)=()F(4,21)=() F(4,21)=() 正态性检验：JB值 JB=() JB=() JB=() JB=() JB=() 稳定性检验：RESET F(1,25)=() F(1,25)=()F(1,25)=()F(1,25)=() F(1,22)=() 变量 专用设备制造 通用设备制造 建筑业 水及燃气生产业 房地产业 L(reer) () （） () () () (L(reer) () () () () () (L(reer) () () () () () L(wagewage) () () () () () cwL(cgdp) () () () () () L(wgdp) () () () () () 自相关检验：LM(1) F(1,25)=() F(1,22)=()F(1,25)=()F(1,25)=() F(1,25)=() LM(4) F(4,22)=() F(4,19)=()F(4,22)=()F(4,22)=() F(4,22)=() 异方差检验：ARCH(1) F(1,32)=() F(1,30)=()F(1,32)=()F(1,32)=() F(1,32)=() ARCH(4) F(4,23)=() F(4,21)=()F(4,23)=()F(4,23)=() F(4,23)=() 正态性检验：JB值 JB=() JB=() JB=() JB=() JB=() 稳定性检验：RESET F(1,25)=() F(1,22)=()F(1,25)=()F(1,25)=() F(1,25)=() 注：1.参数估计值和残差检验值对应括号内的统计值均为概率检验值。2.篇幅所限这里没有列出季节虚拟变量和常数项参数估计结果。3.对回归残差自相关和异方差二阶检验结果（LM（2），ARCH（2））与一阶和四阶检验结论完全一致，这里未列出。 23 表3 人民币实际有效汇率与FDI择机进入误差修正模型（被解释变量：L(n)） 变量 全部制造业 纺织业 化学品制造业 信息通信设备制造业 医药制造业 [2][4][2]L(n) () () () t L(reer) () () () () () (L(reer) () () () () (L(reer) () L190 () (wagewage-4.() () ) cw () () () () () t自相关检验：LM(1) F(1,27)=() F(1,27)=()F(1,23)=() F(1,24)=() F(1,22)=() LM(4) F(4,24)=() F(4,24)=()F(4,20)=() F(4,21)=() F(4,19)=() 异方差检验：ARCH(1) F(1,30)=() F(1,30)=()F(1,28)=() F(1,24)=() F(1,28)=() ARCH(4) F(4,21)=() F(4,21)=()F(4,19)=() F(4,15)=() F(4,19)=() 正态性检验：JB值 JB=() JB=() JB=() JB=() JB=() 稳定性检验：Reset F(1,27)=() F(1,27)=()F(1,23)=() F(1,24)=() F(1,22)=() 变量 专用设备制造 通用设备制造 建筑业 水及燃气生产业 房地产业 [2]L(n) ()t L(reer) () () (L(reer) () () () () (L(reer) () () L(wagewage) () () () () cw L(wgdp) () () () () () () () t自相关检验：LM(1) F(1,28)=() F(1,22)=()F(1,28)=() F(1,26)=() F(1,27)=() LM(4) F(4,25)=() F(4,19)=()F(4,25)=() F(4,23)=() F(4,24)=() 异方差检验：ARCH(1) F(1,30)=() F(1,28)=()F(1,30)=() F(1,30)=() F(1,30)=() ARCH(4) F(4,21)=() F(4,19)=()F(4,21)=() F(4,21)=() F(4,21)=() 正态性检验：JB值 JB=() JB=() JB=() JB=() JB=() 稳定性检验：Reset F(1,28)=() F(1,22)=()F(1,28)=() F(1,26)=() F(1,27)=() 注：1. L(n)变量回归系数方括号内整数表示变量滞后的阶数，其它说明同表2 tj 24 对于东道国市场导向和出口导向较明显行业的FDI择机进入都会产生显著的负面影响，这一经验结论不仅同样完全符合本文的命题1和命题3的理论结论，同时也验证了Dixit—Pindyck的理论分析结论：经济变量不确定性的增加即使在短期也会对直接投资的决策行为产生显著且重要的影响。同样也进一步表明本文基于不确定条件下的投资理论考察人民币实际汇率不确定性对FDI的择机进入的影响作用具备较好的理论基础和解释力。 第三，实际汇率预期趋势变量的估计参数在多数行业的估计参数不显著，在医药制造业和通用设备制造业相应估计参数为显著负值，在专用设备制造业相应估计参数为显著正值。总体来看，经验结论同样与本文的理论命题2和命题4理论分析结论吻合，实际汇率预期趋势变量在短期对FDI的影响作用同样不明确，取决于厂商的风险规避系数大小和市场销售导向特征，同时也表明实际汇率预期变化在长期对不同类型FDI择机进入东道国市场影响作用存在不确定性的经验结论较为稳健，即直接投资的沉淀成本及不可逆性和风险规避特征都是引起汇率不确定性对FDI择机进入东道国市场产生影响的重要因素。 第四，相对工资变量的估计参数仍然在多数行业为显著的负值，这与长期协整方程估计的结论相同，相对生产成本的变化在短期同样会对FDI择机进入东道国市场产生显著的影响作用；而中国和投资来源国市场规模在多数行业的估计参数都不显著，表明市场总体规模变化的对FDI的进入影响主要在体现在长期，在短期对多数行业并不会产生显著的影响作用。误差修正项变量所有估计参数都至少在5%的显著性水平上为负值，除了医药制造业相应估计参数绝对值大于1之外，其它行业相应估计参数都符合负向反馈调整机制的理论基础。动态误差修正模型的残差自相关、异方差、正态分布、稳定性的检验结果显示：所有行业的估计参数都具备有效性和一致性，除了全部制造业和专用设备制造业的估计残差未通过稳定性之外，其它所有行业的残差都通过了稳定性检验，同样表明误差修正模型的设定对大多数行业是恰当稳健的，不存在模型设定偏差问题。 五、结论与政策涵义 本文从理论和经验层面考察了人民币实际汇率不确定性对东道国市场导向型和出口导向型FDI择机进入中国的影响作用，研究结论显示： （1）理论和经验研究结论都表明人民币实际汇率不确定性的增加对于出口导向型和东道国市场导向型FDI择机进入都会产生显著的负面影响，并且理论分析的结论表明实际汇率不确定性的增加对于风险厌恶型FDI择机进入东道国市场会产生更大的阻碍作用。由于FDI在中国外向型经济发展中占有重要的地位，并且继续有针对性的利用FDI对于促进中国产业技术进步和结构升级、实现经济增长方式的转变仍然发挥着重要的作用，上述理论分析和经验研究表明人民币汇率的不确定型无论在短期还是长期对于FDI择机进入都会产生显著的影响作用，维持人民币名义汇率和物价水平的稳定，降低人民币实际汇率的不确定性对于进一步有针对性利用外商直接投资，保持外向型经济平稳发展具有重要意义。 （2）对于人民币实际汇率水平变化与出口导向FDI择机进入的理论分析结论和经验结论并不完全一致，但理论和经验研究都表明人民币实际有效汇率升值不仅不会阻碍东道国市场导向型FDI进入，反而会促进更多东道国市场导向型FDI进入，这也与多数考察汇率对FDI择机进入影响的相关理论和经验研究结论一致。与出口导向型FDI利用中国廉价的生产要素并将中国作为出口平台的投资动机不同，国内市场导向型FDI更专注于东道国市场扩展，相对于出口导向型FDI，东道国市场导向型FDI与东道国当地企业会更容易产生紧密的产业关联效应，促进东道国产业技术进步和市场竞争，上述理论和经验研究结论表明在时机成熟条件下允许人民币汇率平稳适度升值并不会对 25 FDI进入中国市场产生显著的负面影响，而且总体上有利于调整和引导跨国公司对华投资的市场导向，吸引更多FDI企业进入中国的服务行业，促进利用外商直接投资结构的优化。 （3）对于汇率预期趋势的变化和FDI择机进入的理论研究表明汇率预期升值对东道国市场导向型FDI择机进入的影响作用总体上不明确，主要取决于厂商的风险厌恶程度，但对于出口导向型FDI择机进入会产生显著的负面作用，并且本文的经验研究同样表明人民币实际有效汇率预期升值在长期会对多数制造业FDI择机进入产生显著的负面影响。另外，人民币实际汇率预期升值本身会加剧实际汇率的不稳定性，因此上述的理论分析和经验研究结论表明进一步完善人民币汇率形成机制改革，消除人民币汇率升值的强烈预期，总体上有利于维持人民币实际汇率的稳定，对于进一步促进利用FDI，保持外向型经济乃至整个宏观经济的平稳发展同样具有重要意义。 参考文献： 巴曙松，吴博，朱元倩，2007，“关于实际有效汇率计算方法的比较与评述——兼论对人民币实际有效汇率指数的 构建” 《管理世界》第5期，‐29  王自峰，2009，“汇率水平与波动程度对外国直接投资的影响” 《经济学（季刊）》第8卷第4期,‐1526 于津平，2007，“汇率如何影响FDI”《世界经济》第4期，‐65 周华，2006，“汇率不确定性与FDI”《南方经济》第10期，‐114 Aizenman, J., 1992, “Exchange rate flexibility, volatility, and domestic and foreign direct investment” IMF 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At the same time, we use the quarterly data from 1999:1 to 2008:4 covering manufacturing industries and service sectors with different market orientation to test our theoretical conclusion. The theoretical and empirical evidence yield three main results, first, the increase of real exchange rate uncertainty will significantly reduce the timing of FDI with both export oriented and host country market oriented. Second, the real exchange rate appreciation will promote the timing of FDI with host country market oriented and reduce the timing of FDI with export oriented; however, the empirical evidence does not support the later theoretical conclusion. Third, the impact of the real exchange expected appreciation on timing of FDI with host country market oriented is ambiguous, while the real exchange rate expected appreciation will significantly reduce the timing of FDI with export oriented. Key Words: Real exchange rate of RMB Uncertainty Timing of FDI JEL Classification: F21 F31 28 附表1 回归变量单位根检验 结论 水平变量 检验形式（C，T，Q）ADF检验值5%ADF临界值 概率检验值 不平稳 L(M) (C, T, 7) 不平稳 L(M_Chemical) (C, T, 3) 不平稳 L(elwater) (C, T, 3) 不平稳 L(M_Geneq) (C, T, 7) 不平稳 L(M_ICT) (C, T, 6) 不平稳 L(M_Medicine) (C, T, 4) 不平稳 L(M_Speq) (C, T, 1) 不平稳 L(M_Textile) (C, T, 1) 不平稳 L(realestate) (C, T, 1) 不平稳 Lconstruction (C, T, 1) 不平稳 L(reer) (0, 0, 1) 不平稳 (L(reer) (C, T, 6) 不平稳 (L(reer) (0, 0, 1) 不平稳 ) (C, T, 9) 0cw不平稳 L(cgdp) (C, T, 9) 不平稳 L(wgdp) (0, O, 5) 结论 一阶差分变量 检验形式（C，T，Q）ADF检验值5%ADF临界值 概率检验值 平稳 L(M)) (C, T, 2) 平稳 L(M_Chemical) (C, T, 1) 平稳 L(elwater) (C, T, 0) 平稳 L(M_Geneq) (C, T, 2) 平稳 L(M_ICT) (C, T, 2) 平稳 L(M_Medicine) (C, T, 0) 平稳 L(M_Speq) (C, T, 1) 平稳 L(M_Textile) (C, T, 0) 平稳 L(realestate) (C, T, 0) 平稳 Lconstruction (C, T, 0) 平稳 L(reer) (0, 0, 0) 平稳 (L(reer) (C, T, 5) 平稳 (L(reer) (0, 0, 0) 平稳 Lwagewage) (C, T, 9) cw平稳 L(cgdp) (C, T, 8) 平稳 L(wgdp) (0, O, 4) 注：C，T，Q分别表示常数项、趋势项和滞后阶数 附表2 回归变量Johansen协整检验 协整个数 特征根迹统计量 5%临界值 极大似然统计量 5%临界值 全部制造业 () () r0 () () r1 () () r2 () () r3 () () r4 () () r5 () () r6 化学品制造业 () () r0 () () r1 () () r2 () () r3 () () r4 () () r5 () () r6 通用设备制造业 () () r0 () () r1 () () r2 () () r3 () () r4 () () r5 () () r6 通讯信息制造业 () () r0 () () r1 () () r2 () () r3 () () r4 () () r5 () () r6 医药制造业 () () r0 () () r1 () () r2 () () r3 () () r4 () () r5 () () r6 专用设备制造业 () () r0 () () 30r1 () () r2 () () r3 () () r4 () () r5 () () r6 协整个数 特征根迹统计量 5%临界值 极大似然统计量 5%临界值 纺织业 () () r0 () () r1 () () r2 () () r3 () () r4 () () r5 () () r6 水及燃气生产 () () r0 () () r1 () () r2 () () r3 () () r4 () () r5 () () r6 房地产业 () () r0 () () r1 () () r2 () () r3 () () r4 () () r5 () () r6 建筑业 () () r0 () () r1 () () r2 () () r3 () () r4 () () r5 () () r6 注：括号内额数值表示矫正小样本偏差后的迹统计量和极大似然统计量，矫正系数为(Tnk)T，其中T表示样本观测值个数，n为解释变量个数，k为滞后阶数。根据本文分析数据的特点，协整检验方法选择了数据含有趋势项，协整方程不含趋势项进行检验；考虑本文采用的是季度数据，检验分别选择了滞后1，2，4阶，但检验的结论没有差别，这里给出的是选择滞后2阶的检验结果。 31 附表3 回归变量描述性统计值 变量 平均值 最大值 最小值 标准差. L(M) L(M_Textile) L(M_Chemical) L(M_ICT) L(M_Medicine) L(M_Speq) L(M_Geneq) L(construction) L(elwater) L(realestate) L(reer) (L(reer) (L(reer) )cwL(cgdp) L(wgdp) 32 附表4 回归变量Pearson相关系数 L(M) L(M_Chemical)L(elwater) L(M_Geneq)L(M_ICT)L(M_Medicine)L(M_Speq)L(M_Textile)L(realestate)L(construction) L(cgdp) () () () () () () () () () () L(reer) () () () () () () () () () () (L(reer) () () () () () () () () () () L( ge)cw() () () () () () () () () () L(wgdp) () () () () () () () () () () (L(reer) () () () () () () () () () () L(cgdp) L(reer) (L(reer)Lwag L(wg)ewdp (L(reer) age)cwL(cgdp) 1 L(reer) 1 () (L(reer) 1 () () 97 1 L()cw () () () L(wgdp) 1 () () () () (L(reer) 1 () () () () () 注：括号内值为相关系数显著性概率检验值 120115110105100959085979899000102030405060708REER_PPI 附图1 基于PPI的人民币实际有效汇率指数（REER） 2000年=100 1997:1-2008:12 12840-4-8979899000102030405060708GARCH_LREERRESID_LREER LREERL(reer)L(reer)L(reer)245 tttt1t()2g 1()()() 附图 2 基于PPI的人民币实际有效汇率收益率GARCH（1，1）模型 1997:1-2008:12 (lreer)_24mon_rolliing[garch(lreer)]^_24mon_rolling 附图3 人民币实际有效汇率收益率波动和预期趋势1999:1—2008:4季度平均值 以24个月窗口期滚动得到各季度平均值： 1/2TT11(L(reer)g， (L(reer) t,GARCHtit,GARCHtiTTi0i0