日元匯率波動(dòng)對(duì)日本對(duì)外直接投資影響的實(shí)證研究

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1、4日元匯率波動(dòng)對(duì)日本對(duì)外直接投資影響的實(shí)證研究第二章回顧了日元匯率波動(dòng)與日木對(duì)外直接投資的歷史，我們發(fā)現(xiàn)，日元匯率波動(dòng)主要影響OFDI的總額和區(qū)位選擇。已有的文獻(xiàn)對(duì)匯率波動(dòng)與OFDI的關(guān)系研究重點(diǎn)是總額變化，第三章對(duì)外直接投資動(dòng)因理論中小島清對(duì)日木OFDI類型進(jìn)行了劃分，結(jié)合日木對(duì)外直接投資發(fā)展歷史也驗(yàn)證了小島清的觀點(diǎn)，日木公司在東道國(guó)進(jìn)行OFDI的定位主要有兩種形式。第一種定位是為了利用東道國(guó)的市場(chǎng)，即在東道國(guó)進(jìn)行生產(chǎn)銷售。而另外一種定位僅僅是在東道國(guó)進(jìn)行生產(chǎn)，生產(chǎn)出的產(chǎn)品需要出口到第三國(guó)，即FDIIBU定位。日木OFDI在美國(guó)

2、及歐洲國(guó)家主要采用第一種方式，而日木FDI在亞洲國(guó)家主要是第二種方式。所以這一章,通過實(shí)證檢驗(yàn)，重點(diǎn)研究日元匯率波動(dòng)對(duì)不同類型OFDI的影響。4.1模型建立和數(shù)據(jù)說明國(guó)內(nèi)外研究日元匯率波動(dòng)與OFDIZ間的關(guān)系的文獻(xiàn)屮，多數(shù)是考慮的是母國(guó)的情況，比如外匯儲(chǔ)備、出口額、利率和GDP等。通過第三章對(duì)外直接投資動(dòng)因理論介紹，我們發(fā)現(xiàn)單考慮母國(guó)的狀況是遠(yuǎn)遠(yuǎn)不夠的，還需要考慮東道國(guó)的市場(chǎng)規(guī)模、相對(duì)勞動(dòng)成本和對(duì)外開放程度等。一般而言，東道國(guó)的市場(chǎng)規(guī)模越大,一國(guó)就越容易占領(lǐng)市場(chǎng)，也就容易使得母國(guó)獲得規(guī)模經(jīng)濟(jì)和范圍經(jīng)濟(jì)，從而增加母國(guó)對(duì)東道國(guó)的投資數(shù)

3、額?？鐕?guó)公司選擇東道國(guó)進(jìn)行跨國(guó)投資，為追求成本最小化，必然把相對(duì)勞動(dòng)力成本作為投資考慮的必要因素，相對(duì)勞動(dòng)力成本上升，對(duì)外直接投資額卜?降。東道國(guó)的對(duì)外開放程度大，母國(guó)的貿(mào)易成本越低，貿(mào)易壁壘越小，對(duì)外依賴程度越高，會(huì)促進(jìn)母國(guó)對(duì)其進(jìn)行投資。影響投資由于亞洲許多國(guó)家的貨幣一般會(huì)盯住一籃子貨幣(主要是美元)，所以，研究匯率對(duì)H本對(duì)屮國(guó)FDI的影響中，需要轉(zhuǎn)化成日元兌人民幣的匯率?；诳诒緦?duì)外直接投資動(dòng)因不同，以口本對(duì)美國(guó)和中國(guó)的FDI流出量作為被解釋變量，時(shí)間跨度從1985年?2013年，則匯率波動(dòng)對(duì)OFDI的影響的模型可以表示為：I

4、nofdit=A+卩軸+屬叱+^°Pent+卩+u,(4.1)其中被解釋變量ofdit表示以美元計(jì)價(jià)的H本對(duì)外直接投資額的對(duì)數(shù)形式，弘為母國(guó)兌東道國(guó)匯率的對(duì)數(shù)形式，⑷為母國(guó)與東道國(guó)平均實(shí)際工資比率,用來衡量母國(guó)與東道國(guó)的相對(duì)勞動(dòng)力成本，如￡耳反映的是東道國(guó)的市場(chǎng)開放程度，用東道國(guó)的進(jìn)出口總額除以國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值計(jì)算獲得，△卩紂gd□是東道國(guó)人均GDP增長(zhǎng)率，反映東道國(guó)的市場(chǎng)規(guī)模。所需數(shù)據(jù)均可以通過EconomistIntelligenceUnit網(wǎng)站查詢獲得。4.2回歸結(jié)果及分析4.2.1日元匯率波動(dòng)與日本對(duì)美國(guó)OFDI實(shí)證分析首

5、先對(duì)被解釋變量”血,解釋變量％(xl)、淚(x2)、open^(x3)和(x4)的二階羞分序列作單位根檢驗(yàn)，每個(gè)變量的t統(tǒng)計(jì)量的絕對(duì)值都大于1%置信水平下的臨界值-3.737853的絕對(duì)值，從而拒絕原假設(shè)，表明被解釋變量的序列不存在單位根，是平穩(wěn)吋間序列(檢驗(yàn)結(jié)果見附錄一)。然后根據(jù)4」建立的模型，以東道國(guó)美國(guó)作為研究對(duì)象，用eviews進(jìn)行多元線性回歸，回歸結(jié)果如下：曲表4.1nJ*以得出回歸方程為：lnofdi=12.38234-0.73306x1+1.094909x2+5.670427x3+0.037925x4(4.2)t=

6、(3.761696)(?1.551903)(0.999826)(2.254753)(-0.968237)=0.675821F=12.50827DW=0.836732表4.2是協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)，在1%的顯著水平下，t檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量值為-3.815,絕對(duì)值大于2.6648,從而拒絕原假設(shè)，表明殘差序列不存在單位根，是平穩(wěn)序列，被解釋變量和解釋變量Z間存在I?辦整關(guān)系。從表4.1的回歸結(jié)果屮我們發(fā)現(xiàn)，可決系數(shù)疋為0.67,調(diào)整后為0.62,擬合程度可以。若顯著性水平取0.05,臨界值可查表得到為2.064,其中xl、x4、X5均沒有通過檢驗(yàn)。而

7、F(4,24)的臨界值查表可得為5.77,小于F檢驗(yàn)值，則拒絕原假設(shè)，即冋歸方程顯著。對(duì)樣本容量為29,四個(gè)解釋變量，5%顯著水平，查DW統(tǒng)計(jì)表可知，^=1.124,血=1.743,模型中dw小Ta，顯然模型中存在自相關(guān)。為解決自相關(guān)問題，采用廣義差分法。由4.2式可得殘差序列，使用殘差序列進(jìn)行滯后一期的自冋歸，可得冋歸方程：；=0.561470也其中p=0.561470,對(duì)原模型進(jìn)行廣義差分，得到差分方程,然后進(jìn)行回歸，輸出結(jié)果為：%表4.3中，DW值為1.792759大于=1.743,消除了自相關(guān)。繼續(xù)觀察發(fā)現(xiàn)所有變量的t值的

8、絕對(duì)值都大于2.064,故t檢驗(yàn)通過，即解釋變量對(duì)被解釋變量確實(shí)冇影響。F值大于臨界值5.77,回歸方程顯著。但可決系數(shù)由0.576821K降為0.344412,相關(guān)程度下降。由表4.3可得回歸方程如門lnofdi=5.066411-0.46817