外商直接投资与汇率风险的动态关系研究——源自新兴市场国家的证据

方显仓 曹海军 黄泽民

(1.华东师范大学商学院，上海200241;2.国联证券股份有限公司研究所，上海200437;3.华东师范大学金融与统计学院，上海200241)

一、引 言

在全球经济发展特别是发展中国家的经济发展过程中，外商直接投资(FDI)发挥了举足轻重的作用。FDI具有资金、技术优势以及技术外溢效应，［1］发展中国家为解决经济发展中资金、技术问题，往往选择推出优惠的经济政策吸引FDI的流入。从目前情况来看，随着中国、印度的强势发展，东欧以及巴西、墨西哥等地经济的复苏，新兴市场国家显示了高额的投资利润回报率，极大地吸引了FDI的流入。

FDI促进东道国经济发展往往体现在实体经济的层面。20世纪80年代到90年代的国际金融危机，使得更多的学者从金融经济风险角度来考察FDI。一般认为，FDI为一国经济发展提供了稳定可靠的资金支持，并不会发生突然撤资现象，［2］因此，FDI至少在发展中国家经济发展的初期具有稳定一国宏观经济金融发展的作用。［3］美国次贷危机爆发后，许多新兴市场国家的FDI通过各种形式和渠道撤资，引发了一些地区经济金融动荡。金融危机的传播大致可以通过两种渠道进行:一种是金融渠道，即一国爆发危机后，国际投资者往往会出现信心危机，大量撤资，甚至导致连锁反应;另一种是实质经济渠道，即危机爆发后，危机国被迫收缩FDI或者减少贸易逆差，则其“伙伴国”贸易或FDI项下的国际收支必然受到不利影响，如果东道国的外资企业在其母公司的要求下退出东道国市场，那么FDI完全可能成为货币危机乃至金融危机的传播渠道，［4］因此，研究 FDI与金融风险的关系十分有意义。本文选择汇率风险作为金融风险的一个研究侧面。

二、相关文献

从国外学者的研究来看，Cushman(1985，1988)通过实证研究得出的结论是:FDI会导致东道国货币汇率水平的剧烈波动，继而在一定程度上增加一国的整体性金融风险;［5］［6］Goldberg 和 Klein(1998)从研究FDI与汇率以及汇率与贸易两个渠道中考量FDI与汇率的相互关系时也得出了类似的结论，即 FDI加大了汇率的波动;［7］Razin 和sadka(1999)从过度投资角度研究发现，FDI较东道国企业具有相对优势，外国投资者对国内企业的买卖具有投机的性质，从而对东道国的金融稳定不利;［8］而Hausmann和Eduardo(2000)通过实证研究发现，按照主权债信用评级等指标评价国别风险，则较高风险的国家恰恰FDI占总资本流入的比重较高，国际资本流入比重高，正是东道国经济和金融体系的弱点;［9］Barrell等人(2003)利用最优化模型以及面板数据研究，同样支持FDI会导致一国的汇率风险增加的结论。［10］1但是Robert E.Lipsey等(2001)研究FDI在三次金融危机(1982年的拉美金融危机、1994年的墨西哥金融危机和1997年的东亚金融危机)爆发后的表现，发现在危机爆发后FDI的流入保持稳定，与证券投资和外国贷款等其他的投资形式相比仍然相对稳定。［11］Kiyota等(2004)的研究结果显示，FDI的不同开放进程会显著影响一国的金融稳定。［12］Aghion，Bacchetta和 Banerjee(2004)的动态模型结果提示:不附加任何条件的FDI开放会产生一个类似“稳定器”的作用，有效降低东道国的金融风险，但如果东道国对于FDI进行管制，则会产生一定程度的金融风险。［13］

国内关注FDI与金融风险的研究也颇多，陈义佳和刘海云(2003)研究了FDI的潜在风险以及我国FDI政策的调整后指出，高FDI比率、金融性交易、逆向选择、火线出卖以及杠杆作用都会形成FDI对国民经济金融的潜在风险。［14］李天栋和柯梅(2004)研究了FDI套利行为和动机，认为人民币升值的预期吸引了FDI的大量流入，从而表现了巨大的金融风险。［15］姚淑梅(2004)的研究结果提示，随着FDI流入总量中服务业所占比重的上升，预计未来一段时间内外国直接投资的利润汇出将会快速增加，从而会逆转中国国际收支不平衡的特征，继而可能引发国内局部的金融机构风险。［16］姚枝仲和何帆(2004)从国际收支角度指出，随着越来越多的外资企业缘于中国巨大的潜在市场而投资中国，对中国国际收支的净效应完全有可能由顺差变为逆差，从而不利于中国汇率的稳定。［17］周思聪(2005)指出，FDI在促进我国经济发展的同时，从金融安全、货币供给和国际收支的角度来看，FDI也带来了金融风险和经济发展的不确定因素。［18］潘素昆(2007)认为，FDI正呈现新的特点，投资方式和投资行业的改变，使得FDI对发展中国家的金融稳定产生深远影响。［19］

综上所述，在关注FDI与金融稳定的关系时，国外学者虽承认FDI是长期投资资本，有利于金融稳定，但也指出了FDI的大量流入不利于金融稳定，将加大银行风险和汇率风险。国内的现有研究一般都认为FDI将加大国内金融风险，不利于经济发展。然而由于研究方法的差异以及研究手段的制约，许多研究成果往往呈现出相互矛盾的结论。同时，现有时间序列分析和截面分析未能突破数据的瓶颈，而简单的面板分析又未能做到长短期关系系统考量。本文在现有研究成果的基础上，以汇率风险作为研究金融风险的一个侧面，更加合理地运用面板长短期关系理论，来考察FDI对汇率风险短期和长期的不同影响。

三、FDI与汇率风险关系的理论分析

从现有的理论来看，一般都认为FDI的主要目的是获得投资利润的最大化。当东道国能够为外商提供超额利润时，FDI会流入东道国;当利润消失时，FDI则会选择撤资。FDI流入东道国首先表现为货币的转换，此时东道国的外汇储备增加。当FDI流出东道国时，则引起外汇储备减少。由于一般新兴市场国家实体经济、金融体系方面普遍存在脆弱性，因此，在金融全球化背景下，国际投资资本规模异常庞大，发展中国家单纯依靠外汇储备来维持固定汇率制度是徒劳无功的，大量的外汇储备这时主要表现为公众对本国货币政策与汇率管理政策的信心。短期内，新兴市场国家的高额利润吸引了大量的FDI流入，对于新兴市场国家而言，外汇储备增加，干预汇率风险的能力增强，从而降低了外汇波动风险;长期而言，一方面，FDI长期积累的利润汇回母国，另一方面，随着市场利润减少或消失，FDI撤资逃离，此时外汇风险加大。

随着外商利润的波动，引起FDI的流入与流出的变化，进而影响到汇率的波动，因此，本文以 Barrell，Gottschalk和 Hall(2003)的模型［10］1为基础，根据研究对象，对其前提进行了修正。本文假设东道国某个行业为垄断竞争市场，进入这个行业的跨国公司为一个整体，即该行业仅有一家跨国公司，该行业存在超额利润的期限为T，且这家跨国公司为风险厌恶型。假设该公司的现值收益为:

其中，Eπ和Varπ分别为利润的期望值和方差值，显然U(·)为Eπ的增函数、Varπ的减函数;r为贴现因子，本文假设为常数;C(I)为公司投资成本;I为投资额，即为外商的直接投资FDI。公司的利润函数为π(K，e)。其中K为资本存量，I=dK/dt。

构造哈密尔顿函数如下:

现假设投资成本函数为:

由哈密尔顿函数求解一阶必要条件，结合(3)式，可得:

令该跨国公司的利润函数为:

其中，P为在该行业的价格水平(相对于资本，资本品价格标准化为1)，Q为整个行业的产量，q为该跨国公司在该行业的产量，e为汇率，w为产品生产的工资成本，K为产品的资本成本。

在垄断竞争的市场，短期内最大超额利润为:

Var［e］代表汇率风险，因此，外商投资与汇率风险负相关。由于公司在短期内存在超额利润，短期内，随着跨国公司追求超额利润，对东道国的投资减少了汇率波动，即从模型中可以得出的结论为FDI将减小汇率的风险;长期而言，市场饱和，公司经济利润为0，此时往往会减少投资且将利润汇回或撤回母国，从而将加大汇率波动。

四、实证研究

(一)变量选取和说明

根据本文的研究目的以及本文的模型设定，我们选择15个新兴市场国家①15个新兴市场国家分别为:中国、俄罗斯、巴西、韩国、南非、印度、阿根廷、墨西哥、印度尼西亚、土耳其、波兰、沙特、以色列、秘鲁和哥伦比亚。的外商直接投资(FDI)、国内生产总值(GDP)、贸易开放度(OPEN)、市场利率(R)和汇率波动(VDE)等五个指标。其中，贸易开放度(OPEN)为每个国家的进出口额占GDP的比值;汇率波动(VDE)为每个国家本期汇率与上一期汇率之差的绝对值与上一期汇率的比值。时间跨度为1992年至2008年。②本文为非平衡面板数据。数据来源于IFS金融统计数据库，且将各个数据的度量单位调整统一。③考虑到IFS并非给出每个国家的实际有效汇率，因此，在汇率的选择问题上，本文对没有提供实际有效汇率的国家采取市场汇率(相对应于官方汇率)来代替。

(二)“金砖四国”的事实证据④此处数据没有考虑南非。

根据上文数据来源，计算调整后，本文选择15个新兴市场国家中具有代表性的“金砖四国”的FDI波动与汇率波动的相关数据，为便于数据研究的统一，此处的FDI波动数值与汇率波动数值的计算方法类似:取绝对值。

从表1可以发现，“金砖四国”的汇率波动整体而言相对平稳，在不同时期，其汇率波动也表现了一定的共性。就总体趋势而言，俄罗斯在1995年原卢布贬值后，FDI波动幅度较大，卢布汇率变动的幅度则相对较小;印度、巴西的情况与俄罗斯类似，基本处于FDI波动较高而汇率波动幅度较小，所不同的是，巴西FDI波动幅度减少时，汇率波动幅度有时会变化很大，如1996年和1999年时的情形。中国在1993年的FDI发生较大波动(146.64%)，对应的是汇率的较小波动(6.12%)，之后则是1994年、1995年FDI有较小波动，而这两年的汇率呈现出较大波动(27.58%和10.25%)。1996至2007年的FDI波动虽然有起伏，但总的趋势为较大幅度的波动，对应的则是汇率较小波动。

表1 “金砖四国”FDI波动与汇率波动 单位:%

从“金砖四国”的事实来看，虽然FDI的波动与汇率波动关系近乎负相关，即FDI波动大，则汇率波动小，但由于这里只考虑FDI波动的绝对值，不能准确反映FDI流量与汇率波动的关系，为进一步研究FDI增加与减少情形，本文以计量实证的形式来研究包括“金砖四国”在内的15个新兴市场国家FDI波动真实值与汇率波动的关系。

(三)面板的单位根检验

本文选择对15个新兴市场国家进行面板长短期分析，关注长期均衡效果，故须考虑各个变量的平稳性。由于面板模型研究的是跨截面的时间序列问题，因此，面板模型进行回归分析之前要进行单位根检验，从而避免伪回归。面板单位根检验方法有别于时间序列数据的单位根检验。单位根的异同主要分为两类:(1)相同根的检验方法:LLC检验、Hadri检验和Breitung检验;(2)不同根的检验方法:IPS检验、Fisher-ADF检验。其中，Hadri检验的原假设为不含单位根，其他四种检验方法的原假设为含有单位根。为便于后面的分析，此处引入变量SQFDI，即为FDI的平方项。面板数据模型的单位根检验结果如表2所示。

可以发现，除了汇率波动(VDE)，其余变量都是非平稳的。根据表2，VAR系统整体上仍然以非平稳为主。因此不妨再考察一阶差分的情形，如表3所示，各种检验方法对FDI、GDP与SQFDI滞后一阶的单位根检验结果基本一致，故基本可以拒绝存在面板单位根。因此与VDE组成的系统可以认定为稳定的。本文在做面板回归之前检验变量之间的协整关系，从而避免后文出现面板伪回归。

表2 变量水平值面板单位根检验结果

表3 变量一阶差分值面板单位根检验结果

(四)面板的协整检验

本文通过Fisher(comblined Jonhansen)协整检验，以迹检验和最大特征值检验的统计量为指标，结果发现本文的面板数据构成的模型(VDE，FDI，GDP，SQFDI)存在 3 个协整关系，如表4所示。

表4 Fisher(comblined Jonhansen)协整检验

面板协整检验证实了外商直接投资和汇率风险以及经济增长之间存在着稳定的关系。以下我们采用动态GMM估计方法来估计变量之间短期波动的影响，进而得出长期的标准化的协整关系式。

(五)动态GMM短期波动实证估计以及长期协整关系

为了研究的合理性，通过把贸易开放度和市场利率R作为解释变量放入模型前后情况进行比较，我们最终选择此二变量作为模型的控制变量。另外，为了更准确反映FDI对汇率风险的影响关系，我们这里正式引入FDI的平方项SQFDI，用以反映FDI对汇率风险是否具有“门槛效应”。具体的GMM估计结果如表5所示。

由表5可以发现，模型估计结果不存在异方差现象，且不存在工具变量过度识别，Sargan检验可以通过，序列相关性至少在2阶滞后不存在。将表5改写成:

表5 动态面板数据模型一步GMM估计检验结果

其中模型的变量为差分一阶，表示波动的变化。对于本文模型变量选择的合理性，可以根据动态面板变量选择线性约束检验来证明。检验结果如表6所示，线性约束检验拒绝剔除关键指标DFDI和DGDP，但是也拒绝加入市场利率R变量。再根据表5和(8)式，我们可以发现，FDI的变动对汇率波动的影响具有不一致性，从估计式里可以发现DFDI对汇率波动DVDE具有负效应(DFDI对汇率波动的影响为-0.0215)，即DFDI缓解汇率波动，而DFDI(-1)对DVDE具有正效应(DFDI对汇率波动的影响为0.031)，即DFDI(-1)增大汇率波动，更为关键的是DSQFDI对DVDE表现为正效应(DSQFDI对汇率波动的影响为0.00000018)。此结果在理论上可以理解为FDI对汇率风险的影响具有“门槛效应”，FDI在初期的波动一定程度上可以缓解汇率风险，有利于汇率稳定。但最终FDI的变动将加剧汇率波动，即增加汇率风险。因此，FDI对汇率风险的影响是先减小再增加。同时，经济发展会减少汇率波动的风险，表现为 DGDP对DVDE具有负效应。

为更好地反映 FDI、SQFDI、GDP与 VDE的长期关系，在短期波动方程基础上再得出模型的长期面板方程，如式(9)所示。①本文长期关系估计结果来自于Pcgive12.0估计输出。

根据长期面板方程式(9)，我们可以发现，从长期角度来看，FDI具有加大汇率风险的作用，也就是说，长期来看，大量的FDI流入将不利于汇率稳定。

表6 动态面板变量选择线性约束检验

(六)实证结果及解释

从上面的实证结果可知，FDI的流入对一国的汇率风险具有不同的影响。从短期来看，FDI的流入变动在一定程度上稳定了东道国的汇率，减小了汇率风险，有利于经济的发展，然而随着FDI的大量流入最终也将增大汇率波动的可能性，大量的FDI流入对东道国来说未必是一件好事，在一定阶段，达到一个“门槛”值，FDI的流入将增大汇率风险，因此，从长期来看，FDI的大量流入不利于东道国的汇率稳定与经济发展。

造成这种现象的原因有很多，可能与FDI的投资动机、长期资本的特性以及全球产业结构调整有关。首先，FDI往往追求的是投资于高利润的国家地区以及相关行业，特别是一些新兴市场国家。正因为FDI能够给这些新兴市场国家带来资金和技术支持，这些国家也以一系列的优惠政策吸引外资的进入。在短期内，FDI流入这些地区将促进当地经济的发展。由于FDI流入后将换成东道国的货币，且FDI的投资又具有长期资本的特征，因此，这将对东道国的货币起到稳定的作用，也使得许多新兴市场国家有充足的外汇储备稳定本国的汇率水平。然而，新兴市场国家经济基础发展不完善，制度不健全，容易遭受国际经济波动的影响。从历次金融危机来看，都存在着大量FDI外逃的现象，导致汇率大幅度贬值，加剧了东道国汇率风险和其他经济金融风险，企业破产，引发银行危机，继而整个经济体发生危机的困境。其次，虽然很多国家限制FDI利润的汇出，但是当FDI的规模不断提高，积累至一定阶段之后，即便是很低比例的利润汇出也会引致大量的外汇流出。从长期来看，随着利润率的下降，资本报酬递减，FDI的利润外逃的现象更加明显，导致东道国的外汇储备减少，直接提高东道国的汇率风险。最后，随着全球产业结构的调整，新兴市场国家也正经历着产业升级过程，服务业所占比重不断提高。服务业的高额利润吸引了FDI从其他行业流向服务业，但服务业诸如金融业、地产业、交通运输业等往往创汇能力较差，故从长期来看，FDI在赚取利润之后并未给东道国带来持续的外汇增加，相反可能导致外汇减少(利润汇出)。因此，从长期来看，FDI的波动将增加外汇的波动，从而增大汇率风险。

五、结论与政策建议

本文通过一个理论模型和针对15个新兴市场国家面板数据的实证研究发现，FDI与汇率风险的关系不能绝对化、静态化，FDI在长短期对汇率风险的影响并不相同。由于FDI对新兴市场国家的发展的确起到了推动作用，因此，吸引外资有助于发展中国家提高竞争力。但是衡量FDI不可仅仅停留于实体经济，必须要联系一国的金融风险(如汇率风险)。本文认为考虑到FDI投资动机、长期资本的特性以及全球产业结构调整的趋势，在短期内，大量FDI流入有助于稳定一国的汇率水平，降低汇率风险;长期来看，FDI的流入存在一个“门槛”，达到一定水平之后，FDI的流入将导致汇率波动的加剧，不利于汇率稳定。

美国次贷危机爆发后，全球FDI较以往有所下降。从发展中国家角度来看，其吸引外资的竞争更加激烈，亚洲地区内部出现从东亚向南亚和东南亚转移的趋势。而一些地区为了吸引或留住FDI，推出了更加优惠的政策，放松了对FDI监管，极有可能导致区域性的汇率风险传递。基于新兴市场国家的研究证据显示，FDI对汇率风险影响具有“门槛效应”，为便于我国更加科学合理地引进外资，我们应当根据经济发展水平和发展阶段制定合理有效的政策。

首先，建立健全FDI企业信息反馈共享预警机制。日常管理外资企业的有关部门应建立充分联系，既提高效率，又减少了管理漏洞。落实人民银行、各类金融机构、外汇管理局等联席会议制度，对所有FDI企业金融方面存在的异动情况进行分析，便于及早防范。

其次，根据经济发展水平来推行FDI的经济政策，调整产业结构。一方面，应当防止FDI通过其他的渠道撤资或非法汇出超过规定的利润，同时根据经济发展水平和发展阶段渐进开放资本账户;另一方面，在新的经济发展阶段对FDI进行结构调整，吸引符合未来发展方向的产业战略投资者，留下原有的战略合作者。打破市场行政分割，扶植国内有实力的企业，使得行业经济的发展不仅仅依赖于外资，从而减轻外资投资变动的冲击。

最后，设立并完善我国人民币汇率目标区制度，适当扩大人民币汇率的波动调整范围，且保持稳定。2014年3月，中国人民银行已将汇率波动幅度从1%扩大到了2%。稳定的汇率不仅有利于我国国内经济的繁荣稳定，也有助于区域经济乃至全球的经济稳定，更有助于缓解外部金融风险，降低国内金融改革的成本，增强政府宏观调控的积极性和主动性。

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