对外直接投资的原因
前言：想要写出一篇令人眼前一亮的文章吗？我们特意为您整理了5篇对外直接投资的原因范文，相信会为您的写作带来帮助，发现更多的写作思路和灵感。
对外直接投资的原因范文第1篇
目前在研究或印证一国对外直接投资发展所处阶段，使用得较多是由英国经济学家邓宁（John H. Dunning）于20世纪80年代初提出的投资发展周期（Investment Development Cycle or Investment Development Path，IDP）理论。基于邓宁的IDP理论，本文择取了自1982年至2004年间的中国国内生产总值、人口总数、对外直接投资、外商直接投资,以及各年中国人民币兑换美元的汇率等数据，首先分析中国净对外直接投资的趋势，其次考察中国国内生产总值与中国对外直接投资、外商直接投资和中国净对外直接投资之间的格兰杰（Granger）因果性关系，最后用回归方法重建中国净对外直接投资模型。
一、中国净对外直接投资的趋势分析
1.中国对外直接投资的趋势分析
根据联合国贸易与发展会议网站之中国对外直接接投资（outflow）的数据，对1982年～2004年间中国对外直接投资作趋势分析如下：
其中，Loutflow是中国对外直接投资额的自然对数形式，Time是一个从1到23的趋势变量。从非常显著的t统计值和F统计值，以及和60％的R2来看，该回归方程是比较理想的。式(1)告诉我们在1982年～2004年间，中国的对外直接投资额(年流量)平均每年以14.1％的速度增长。根据式(1)的拟合值与中国实际对外直接投资额的比较，显示出中国对外直接投资的明显向上趋势，说明今后中国对外直接投资将保持继续增长的势头。
2.中国利用外国直接投资的趋势分析
根据联合国贸易与发展会议网站之中国利用国外直接投资（inflow）的数据，对1982年～2004年间中国利用外国直接投资做趋势分析如下：
其中，Linflow是中国利用外国直接投资额的自然对数值，Time是一个从1到23的趋势变量。自变量time的t统计值和F统计值均非常显著，R2也很高。根据式(2)可以推断在1982年～2004年间，中国每年利用外国直接投资平均每年增长22.4％。根据式(2)的拟合值与中国实际利用外国直接投资额的比较，显示了中国利用外国直接投资的明显向上的趋势，说明今后中国利用外国直接投资将继续保持增长势头。
3.中国净对外直接投资趋势分析
同样根据联合国贸易与发展会议网站之相关数据，对1982年～2004年中国的净对外直接投资(netflow)做如下的趋势分析：
其中，netflow是中国的净对外直接投资(其值为：outflow-inflow)。式(9)的t统计值和F统计值均显著，R2也较理想。因此，根据式(3)，在1982年～2004年间中国的净对外直接投资额的绝对数平均每年增长1．8468单位。根据式(3)的拟合值与中国实际净对外直接投资额的比较，显示了中国净对外直接投资的明显向下的趋势，表明中国的净对外直接投资仍处于投资发展周期的第二阶段。
二、格兰杰因果性检验
为了考察中国人均国内生产总值与中国对外直接投资人均值、外商直接投资人均值和中国净对外直接投资人均值之间的关系，本文引入了格兰杰（Granger）检验法。笔者首先择取了自1982年至2004年间的中国国内人均生产总值及其指数、人口总数、对外直接投资、外商直接投资，以及各年中国人民币兑换美元的平均汇率、各年美国CPI指数；其中中国对外直接投资、外商直接投资的数据均来自联合国贸发会议网站，中国国内人均生产总值及其指数来自中国统计年鉴；其次计算出人均对外直接投资额、人均外商直接投资额、人均对外直接投资净额；再次将各变量统一调整为1982年价格，以1元人民币为单位见附表；最后对各变量取自然对数，从而完成对数据的预处理工作。
1.变量的平稳性检验
由于做格兰杰因果性检验时必须要求各变量为平稳序列，而上述数据都属时间序列数据，因而有必要考察变量的平稳性。此处使用Dickey-Fuller平稳性检验。
具体检验时，首先分别用LGDP、LODI、LIDI、LNDI代表以1982年不变价格表示的人均GDP、人均对外直接投资绝对值、人均外商对华直接投资、人均对外直接投资净值绝对值的自然对数值。
然后采用ADF法进行单位根检验，检验时按一般的经验做法选择ADF 检验的形式，ADF检验滞后阶由AIC信息准则确定。检验结果如表1所示。
结果表明，LGDP、LODI的对数序列为I(0)序列；IDI、NDI的对数序列为I(1)序列，其一阶差分序列在5%的显著水平上为 I(0)序列。各变量的一阶对数差分序列代表的是各个变量的增长率。
2.格兰杰因果检验
此处分别对LGDP、LODI及LIDI、LNDI的差分序列进行了格兰杰因果性检验，选取滞后一阶至六阶。用Eview5.5软件得到的回归结果如表2所示。
结果表明:①当滞后期为1和2时，在不同的显著水平上， LGDP与LODI互为格兰杰原因，其中在10%的显著性水平上，LODI是LGDP的格兰杰原因；在5%的显著性水平上，LGDP是LODI的格兰杰原因。也就是说在短期内，中国经济的增长能极大地中国对外直接投资的增长；反之，中国对外直接投资对中国经济发展的促进作用则不如前者明显。②当滞后期为3、4、5时，在不同的显著水平上，LIDI与LGDP互为格兰杰原因。其中，当滞后期为2、3、4、5、6时， LGDP是LIDI的格兰杰原因；当滞后期为3、4时， LIDI才是LGDP的格兰杰原因。也就是说在中长期内，外商对华直接投资与中国经济的增长有相互促进作用，其中中国经济的增长对外商对华直接投资促进作用持续时间更长。③仅当滞后期为6时，在接近10%的显著水平上，LGDP才是LNDI格兰杰原因。也就是说，一般而言，中国净对外直接投资对中国经济增长的作用很不明显；从长期角度，中国经济增长对中国净对外直接投资起促进作用。
三、中国净对外直接投资模型的建立
此处采用中国自1982至2004年间的人均国内生产总值、人均净中国对外直接投资数据，并依GDP指数和美国CPI指数将人均国内生产总值和人均中国对外直接投资净值换算成2004年美元不变价格。构建如下模型：
ANDI=C1+C2AGDP+C3AGDP2+u
其中，ANDI为人均净对外直接投资；AGDP为人均国民生产总值；C1为截距项；C2、C3分别为AGDP、AGDP2的系数，u为误差项。采用最小二乘法，利用EVIEW5.5软件对此模型进行估计， 结果如下：
其中调整后的拟合优度R2为0.9584表明拟合优度和调整后的拟合优度都很高。此外同时通过了F检验。但是常数项C、AGDP 的回归系数的t统计量均明显不显著，AGDP平方的系数也只是呈现弱显著，表明此模型不甚理想，可考虑调整。本着先一般后特殊的原则，采用三次方至五次方的模型进行检验。使用EVIEW5.5软件进行测试，最后使用三次方模型，回归结果如下：
其中R2值为0.9716，调整后的拟合系数R2为0.9671，均高于采用二次方模型。且此时各项系数均显著或弱显著。并用matlab软件得到对应的曲线，见图，在拟合中国数据的同时，较好地符合IDP理论的“U型曲线”假说。
根据此方程进行计算，可以得到三次型模型曲线的最小值约在AGDP为1315.99美元处（2004年不变价格），而2005年中国人均GDP为1703美元，对应此模型，可以判定中国现阶段应处于第二阶段末第三阶段初。但对照中国的ANDI数据还没有回升的迹象，结合格兰杰因果分析部分，究其原因，可能是由于中国经济的增长对外商对华直接投资的促进作用远大于对中国对外直接投资的促进作用，二者差距越来越大，由此可以断定，中国对外直接投资滞后。
四、结论
经过上文的实证检验，可得出的主要结论有:
1.基于邓宁的IDP理论，通过对中国自1982年至2004年间时间序列数据分析，发现在中国对外直接投资及外商对华投资都保持继续增长的势头的同时，中国净对外直接投资呈现出明显向下的趋势，这表明中国的对外直接投资仍处于投资发展周期的第二阶段。
2.通过引入格兰杰（Granger）检验法来考察中国人均国内生产总值与中国对外直接投资人均值、外商直接投资人均值和中国净对外直接投资人均值之间的关系，发现：短期内，中国经济的增长能极大地促进中国对外直接投资的增长；反之，中国对外直接投资对中国经济发展的促进作用则不如前者明显。在中长期内，外商对华直接投资与中国经济的增长有相互促进作用，其中中国经济的增长对外商对华直接投资促进作用持续时间更长。
对外直接投资的原因范文第2篇
【关键词】对外直接投资；对外贸易；实证分析
一、引言
自从我国“走出去”战略推出以来，中国企业的对外直接投资（即FDI）迅速增加。最新统计资料显示，截至2005年年底，经有关方面批准或备案设立的境外中资企业数量已达9300家，累计对外直接投资近420亿美元。与此同时，中国的出口贸易额也在逐年增长，截至2005年底，这个数字已达7620亿美元。可见，中国的FDI与出口贸易都呈现不断增长的态势。为准确衡量中国FDI对出口贸易的效应，有必要进行相应的实证分析。
国内的实证分析大多集中于我国外商直接投资与对外贸易的关系上，而对我国对外直接投资与对外贸易关系的实证分析较少。其中原因，最主要的是中国企业开展FDI的时间短，FDI的数量少，且占GDP的比重不大，故对中国经济的影响尚不显著。然而，随着中国经济实力的进一步增强以及融入世界经济进程的加速，FDI必将扮演更加重要的角色，其对中国经济，尤其是出口贸易的影响会进一步凸现，研究这一现象无疑具有重要的现实意义。
二、实证分析
1.数据选取
由于我国开展对外直接投资较晚，加之投机数据的缺乏，样本仅设定在1982-2006年间，本文选取联合国贸易发展委员会网站公布的中国对外直接投资流出量和中国统计年鉴公布的中国各年货物进出口总额。
2.时间序列的平稳性检验
非平稳的时间序列变量之间经常发生伪回归现象而造成结论无意义，因此对经济变量的时间序列进行普通最小二乘回归分析之前，首先要进行单位根检验以判别序列的平稳性。
图一 1982-2006年，贸易总量和对外直接投资额序列图
图二 取对数后分析线图
由图一可见数据是非平稳的，对原序列取对数以消除其趋势性。取对数后不会改变原序列的性质和相互关系。
由图二，取对数后数据依然不平稳，因此要对数据差分就行ADF检验。可见，应该选择lnofdi的二阶差分，无滞后，无常数项，无截距项，即lnofdi～I（2），同样，lntrade～I（2）。经检验发现lnofdi和lntrade同阶单整，可以进行协整分析。
3.协整性检验
对lnofdi、lntrade进行协整性检验，Eviews3进行分析，建立的方程为：
对此时的残差序列进行单位根检验。
可见，残差序列不存在单位根，是平稳序列。说明中国对外直接投资和贸易总量的对数序列之间存在协整关系。即中国对外直接投资和贸易总量之间存在长期稳定关系，存在共同的增长趋势。
4.误差修正模型
中国对外直接投资与贸易总量的对数序列之间存在协整关系，表明二者之间有长期的均衡关系。但从短期来看，可能会出现失衡。为了增强模型的精度，可以把协整回归式中的误差项et看作是均衡误差，通过建立误差修正模型把中国对外直接投资的短期与长期变化联系起来。
即建立的误差修正模型为：
LNOFDI = -5.2383 + 1.0273*LNTRADE + 0.3519*D（LNOFDI，1）
5.Granger因果关系检验
需要注意的是回归方程的拟合程度并不能说明回归解释变量与被解释变量之间的因果关系的大小，只是说明了二者之间的依存性的高低。需要再对两个变量的因果关系进行检验。本文采用Granger因果关系检验方法就中国对外直接投资和进出口之间的因果关系进行单向检验。
由于Granger检验结果对滞后期长度的变化比较明显，即滞后期选择的不同可能会得到不同的结果。因此，在检验过程中应选取多个不同的滞后期。
经检验可见，贸易总量是对外直接投资变化的原因，而对外直接投资不是贸易总量的变化原因。
三、结论
通过上文的实证检验，可以得出以下结论：
第一，贸易总量是对外直接投资变化的原因，贸易规模推动着对外直接投资的发展，贸易规模和对外直接投资规模之间存在着长期均衡关系，但是这种关系并不是非常显著。随着我国的经济发展，贸易规模扩大，我国在国际贸易中的地位提高。企业在更多地参与与其他国家的经济往来的同时，对国外市场有了进一步了解，于是逐渐转向向当地投资，来更好地利用其他国家的资源和市场。同时，由于中国对外贸易规模的扩大和国际贸易地位的提高，将会越来越多地遭遇各国的关税和非关税壁垒，为了规避这些壁垒而导致的对外投资将会增多，以及为了化解潜在的贸易保护威胁而进行的“补偿投资”也会增多。总之，我国适时采取“走出去”政策是符合现实发展需要的。我国对外直接投资的迅速发展，不仅是国家政策推动的结果，也是顺应了经济发展的需要。
第二，我国对外直接投资不是贸易规模变化的原因，对贸易的替代或促进作用还不明显。这主要是因为我国的对外直接投资尚处于发展的迅速增长阶段，还没有达到一定的规模。目前我国境外投资金额仅占世界对外直接投资总量的0.15%。并且，对外贸易的增长速度过快，贸易规模的迅速扩大使得对外直接投资对贸易的影响弱化。但是，可以预见的是，随着我国对外直接投资规模的扩大，对外直接投资对我国贸易总量的影响必然会越来越明显地显现出来。
参考文献：
[1]张如庆.中国对外直接投资与对外贸易的关系分析[J].世界经济研究，2005，3.
对外直接投资的原因范文第3篇
>> 企业对外直接投资现状及风险防范 中国对外直接投资现状及对经济增长的促进效应分析 中国对外直接投资现状分析 中国对外直接投资现状、问题及对策分析 泰国对外直接投资的现状及动机 中国对外直接投资的现状及发展战略研究 中国对外直接投资存在的现状及问题探析 中国对外直接投资现状及存在问题浅析 中国企业对外直接投资的现状与风险分析 山东省对外直接投资区位选择现状及对策分析 我国跨国公司对外直接投资现状及前景分析 浅析中国对外直接投资现状\特点及对策 中国对外直接投资现状、特点及原因 中国对外直接投资现状的国际比较分析 中国对外直接投资的现状与前景分析 中国企业对外直接投资现状分析 中国对外直接投资发展现状分析 中国对外直接投资的现状分析 中国企业对外直接投资风险分析及对策 中国物流企业对外直接投资并购风险分析及防范策略 常见问题解答 当前所在位置：，2013-09-09.
[8] 左妍冰.2012年中国对外直接投资878亿美元 首列世界三甲[EB/OL].http：///42071/2013/09/09/6871s4247359.htm，2013-09-09.
[9] 商务部.商务部、国家统计局、国家外汇管理局联合《2012年度中国对外直接投资统计公报》[Z].2013-09-09.
[10] 郭晋晖.对外直接投资“十连增”近四分之一企业亏损[N].第一财经日报，2012-08-31.
对外直接投资的原因范文第4篇
关键词：汇率我国对外直接投资外汇储备
从2007年到2009年是全球资本市场大幅度动荡的一段时期。由美国次贷危机引发的全球范围内的大规模的金融危机，使全球包括我国在内的国家在较短的时间内经历了资本从流动性过剩到紧缩的过程，也直接影响到了全球主要货币汇率的变化。我国由于受国际金融风暴和国家调息等一系列金融政策的影响，外币流入锐减，人民币汇率也出现波动。这一切都对我国的对外贸易和对外直接投资有着巨大的影响。如何规避国际金融市场带来的不良影响，对于我国正在发展中的对外直接投资显得尤为重要。基于此本文建立了人民币汇率、外汇储备和我国对外直接投资这三者间的互动关系模型，分析三者相互双向因果关系方向和程度。
一、人民币汇率、外汇储备与我国对外直接投资的实证分析
（一）方法
由于前提假设汇率、外汇储备、我国对外直接投资三者之间存在相互影响的双向因果关系。而单一方程又不能完整地描述这种关系，故而本研究拟运用向量自回归模型(VAR)从实证研究角度分析汇率、外汇储备与我国对外直接投资之间相互依赖的双向因果关系。VAR模型的优势就是用来估计联合内生变量的动态关系。根据由Johansen(1995)提出的估计方法，如果VAR模型的内生变量都含有单位根，当这些变量存在协整关系时则该模型系统可以改写为向量误差修正模型(Vector Error Correction Model，VEC)。
本文的实证模型中定义内生变量序列为：r=(FER，FDI，ER)。其中，FER为外汇储备量，FDI表示我国对外直接投资，ER为名义汇率。
（二）选取变量、数据来源
因为要分析汇率、外汇储备、我国对外直接投资三者之间的关系，故分别选取我国外汇储备量、人民币兑美元的官方汇率中间价、对外直接投资额来代表三个变量。
我国对外直接投资数据的选取1990至2001年摘自联合国贸发会议世界投资报告，2002至2009年数据来源于中国商务部统计数据。名义汇率选取的是人民币对美元官方汇率中间价的平均值，外汇储备数据来源于国家外汇管理局。
（三）三者之间的协整分析
1、变量的单位根检验
本文采用ADF(Augmented Dickey―Fuller)单位根检验方法来检验变量的平稳性。为了研究的方便，对这些时序数据进行对数处理后，得到的变量分别记为：lnFER，lnFDI，lnER。做ADF单位根检验，变量分别为lnFER、ΔlnFER、lnFDI、ΔlnFDI、lnER、ΔlnER，ADF值分别为-0.760、-4.531、-0.691、-5.229、-1.061、-3.154，在5%上值都为-3.0000，其结论分别为不稳定、稳定、不稳定、稳定、不稳定、稳定。
由此得出，FER、FDI、ER的原对数序列在5％的显著性水平下均存在单位根，即都是非平稳的。而经过差分后，三个序列都通过了5％显著性水平下的平稳性检验。
2、Johansen协整检验
要建立经济变量的关系模型，还要检验它们之间的协整关系。协整(Co-integration)方法是研究非平稳时间序列之间是否存在长期均衡关系的有力工具。以下用Johansen多变量协整检验方法对时间序列FER，FDI，ER进行协整检验。
Johansen协整检验结果得出变量lnFER，lnFDI，lnER之间只存在一个协整关系。并且Johansen 协整检验结果显示变量之间基于5%水平临界值只有1个协整关系。
由于三组变量FER，FDI，ER之间存在一个协整关系，因此可以建立包含一个协整方程的向量误差修正模型（VEC），并且得出相应的协整关系式。
估计出的三变量的协整（长期）关系为：
ER=765.0527-0.1645FER+0.4927FDI
根据回归结果得出，从长期来看对外直接投资和外汇储备量都会是汇率的重要影响因素，对外直接投资的增加和外汇储备的降低都会增加汇率数值(人民币贬值)。
3、三者的动态关系――Granger因果关系检验
协整分析的结果反映了我国对外直接投资、汇率、外汇储备之间存在长期稳定的均衡关系，但是这种关系是否构成因果关系，三者之间又是怎样的一个关系模式还需要进一步验证。因此建立向量误差修正模型并利用该模型进行三因素的短期Granger因果关系检验。
做格兰杰（Granger）短期因果关系检验，当关系为lnFER与lnER时，原假设分别为lnFER不是lnER的Granger的原因、LnER不是lnFER的Granger的原因，F统计量分别为1.157、1.183，概率值分别为0.006、0.361，结论分别为拒绝Ho、接受Ho；当关系为LnFDI与lnER时，原假设分别为LnFDI不是lnER的Granger的原因、lnER不是lnFDI的Granger的原因，F统计量分别为7.481、0.585，概率值分别为0.018、0.582，结论分别为拒绝Ho、接受Ho；当关系为LnFDI与lnFER时，原假设分别为LnFDI不是lnFER的Granger的原因、LnFER不是lnFDI的Granger的原因，F统计量分别为1.713、1.374，概率值分别为0.248、0.313，结论分别为接受Ho、接受Ho。
以上为格兰杰（Granger）短期因果关系检验结果，由上述可以看出，在以上因果关系分析中，只有外汇储备对于人民币汇率、我国对外直接投资对汇率有明显的因果关系。
二、结论及政策建议
（一）结论
基于前述协整检验和Granger因果关系检验的结果可以得出如下结论：
（1）从短期来看，人民币汇率与对外直接投资不是外汇储备变化的内生变量。长期内对外直接投资减少和人民币的升值都能起到减缓外汇储备增加的作用。
（2）短期内人民币汇率与外汇储备都是对外直接投资的外生变量。不能够显著的影响对外直接投资的变化。
（二）政策建议
针对以上结论，提出以下几点建议：
第一，进一步放宽对资本账户的限制。
第二，增加新措施促进中国企业海外投资。
第三，建立更加灵活的汇率机制与外汇管理体制，加快发展资本市场，完善金融工具。
第四，加快对外直接投资立法进程。目前我国对外直接投资刚刚起步，急需国家立法对企业对外直接投资进行规范，保证外汇储备的有效利用和对外直接投资的健康有序发展。
第五，明确政府在对外直接投资中的职能。企业对外直接投资离不开母国政府强有力的支持，我国政府应明确自身的任务，为企业走出去创造一切有利条件。对外应加强与各国的外交活动，签订投资协议，维护我国企业在国外的资产，为其提供有效的支持和保护；在内应放松管制，简化审批，而不是用加强管制的方法防止资本外逃。政府应放宽投资购汇管理政策，减少干预，对于企业的自身投资活动，由其根据自身利益进行管理运作，往往比政府的严格管理更有效率。
参考文献
1.于津平，赵佳：人民币-美元汇率与中国FDI利用关系的实证分析.世界经济研究，2007
对外直接投资的原因范文第5篇
一、汇率变动对国际直接投资流的影响
1.货币的贬值或低估有利于吸引外国直接投资而不利于对外直接投资
一个国家货币的贬值或低估降低了以外币计算的该国资产的价格、市场上原材料的价格以及名义工资，从而降低了外国投资者在该国的经营成本。来自强货币或币值被高估的国家的投资者能够以较少的资本在这个国家建厂、办公司或并购企业，以较少的投资做较大的生意。许多跨国公司把一部分生产放在弱货币或币值被低估的发展中国家进行，以此降低产品的生产成本，然后将产品出口，在强货币或币值被高估的国家市场上以较高的价格销售，从而获取高额利润。所以一个国家的货币贬值或低估往往有助于该国吸引更多的外来直接投资。
八十和九十年代，一些发展中国家吸引了大量国际直接投资，其中原因之一就是由于汇率的变动。某些亚洲及拉美发展中国家的货币在这一时期不断贬值，这使在这些国家的外国直接投资变得很有吸引力。1997年金融危机首先在泰国爆发，泰铢大幅贬值，在巨额短期外国资本逃离泰国的同时，流入该国的外国直接投资却反而猛增。泰国货币的大幅贬值使外国投资者并购泰国的企业变得十分容易，因为对他们来说泰国的资产比危机前要便宜得多。
从表1所示，我们可以发现在1997和1998两年中泰铢大幅贬值，1996年一美元只能兑换25泰铢，亚洲金融风暴发生的这一年，一美元能兑换31泰铢，1998年一美元已能兑换41泰铢。我们也发现在泰铢大幅贬值的同时，泰国的外国直接投资流入量也直线上升，1996年为23亿美元，1997年为39亿美元，1998年达到73亿美元。由此可见，泰铢贬值是引起外国直接投资大量增加的一个重要原因。
然而货币的大幅贬值或低估不利于对外直接投资，因为别国的资产、原材料和人工会变得很贵。发展中国家的货币本来就弱，货币的国际购买力较低，因此，对外直接投资十分困难，若货币再大幅贬值就会给对外直接投资雪上加霜。这就是发展中国家对外直接投资非常少的主要原因之一。
2.货币的升值有利于对外直接投资而不利于吸引外来直接投资
货币的大幅升值有利于对外直接投资，但不利于吸引外来直接投资，这一论点可从日本的情况中得到证实。从七十年代初开始一直到1995年，日元对美元不断升值。1970年一美元可兑换360日元，但是到了1995年在外汇市场上一美元却只能兑换94日元。日元的升值极大地提高了日元的国际购买力，使日本投资者在国外能较容易地进行企业并购、开公司和建厂。在历史上的一段时期，由于日元价值低估，日本的经济曾长期从产品出口中获利。自从日元大幅升值后，日元的高估削弱了日本国内出口产品的竞争力，日本企业就开始大举对外直接投资，将其一部份产品的生产转移到人工成本较低的国家，特别是一些货币处于弱势的亚洲发展中国家，从而使其能继续保持出口产品在国际市场上的竞争力。
计量数学模型的测试结果显示，在1977年到1997年时期日元兑美元汇率的变动与日本在国外直接投资的变化呈正相关（ρ＝0，61），在1977年到1988年这段时期两个变量的相关度非常高（ρ＝0，95）。由此可见日元升值是一个可用来解释日本对外直接投资增加的因素。
日元的大幅升值促进了日本的对外直接投资却阻碍了外国在日的直接投资。由于日元的不断升值，对于外国投资者来说在日的直接投资却越来越缺乏吸引力，因为日本境内的资产、原材料和人工变得越来越昂贵，令外国投资者望而却步。因此在工业发达国家中，日本是吸纳外国直接投资最少的国家。笔者根据国际货币基金组织的《国际金融统计》公布的数据进行了计算，在1980年至1997年期间，日本对外直接投资为3478亿美元，外国在日本的直接投资只有121亿美元，两者之比为28.74：1.然而在这同一时期，美国对外直接投资7096亿美元，外来直接投资达到7633亿美元，两者之比为0.93：1.英国此比为1.52：1，法国为1.43：1.计算的结果显示，与其他工业发达国家的情况不同，在此期间流人日本的外国直接投资极少。
一个国家货币的大幅升值会减少在该国的外国直接投资，这不仅体现在日本的情况之中，而且也适合其他国家。根据塔卡拓喜·依托（Takatoshiho）和比德·易萨德（Pe-terIsard）1997年的研究结果，在APEC地区实际汇率升值10％将造成相当于o，25％的GDP的外国直接投资的减少。也就是说，如果某个APEC地区的国家的GDP为10000亿美元，该国的货币升值10％会减少25亿美元的外国直接投资的流入。
二、人民币汇率的变动对外来直接投资输入的影响
1.人民币的大幅贬值促使外来直接投资的大量增加
从八十年代初开始，进入我国的国际直接投资呈上升趋势，特别是1992、1993和1994这三年外来直接投资的流人更是增加迅速。此情况的出现首先应归于我国的改革开放政策，也离不开我国改善投资环境的有效努力，此外，还有一个重要原因即是人民币的大幅贬值。
根据我国国家统计局公布的数据，笔者用计量经济数学模型就人民币对美元汇率的变动与国际直接投资流人中国的增加这两个变量进行了相关性分析，测试的结果显示这两个变量呈正相关，从1983年到1994年期间这两个变量的相关度很高。以下为计算结果：
1983年至2000年：ρ＝0.65
1983年至1994年：ρ＝0.86
注：ρ为相关度
从测试的结果我们可以得出如下结论：人民币汇率的变动是一个可对外国直接投资大量进入中国进行解释的因素。
从八十年代初到1994年人民币对美元的汇率持续走低，1981年1美元兑1.7050元，1993年官方汇价为1美元兑5.7620元。1994年1月1日起我国实行官方牌价与调剂价并轨，汇率变为1美元兑8.7元。人民币的大幅贬值对国际直接投资大量涌入我国起到了很大的作用，1994年我国实际使用外来直接投资达到338亿美元。从1995年开始，人民币对美元的汇率小幅上调，1994年人民币大幅贬值的影响逐渐减弱，外来直接投资的增幅也开始下降。
90年代西方工业发达国家对中国的直接投资量的变动起伏或多或少都受到人民币汇率变动的影响，其中以日本的情况最为明显。人民币对日元汇率的变动与日本在华直接投资的变动之间的相关性分析的结果显示，在1989年至1999年时期日元对人民币汇率的变动与日本在中国的直接投资量的变化呈正相关（ρ＝0.80），在1989年至1995年时期该两个变量的相关度非常高（ρ＝0.97）。
首先，我们注意到从1989年到1995年期间日元对人民币大幅升值。1989年一百日元只能兑换2.736元，然而到了1995年一百日元可以兑换8.9225元。在此期间伴随日元对人民币的升值，我们发现日本在中国的直接投资同样在快速地增长。1989年日本在中国的直接投资只有3亿5千6百万美元，但到了1995年却达到31亿1千万美元，六年中增加了7倍多，由此可见日元对人民币的升值对日本在中国的直接投资的影响是明显的。
2.人民币的升值影响了外国直接投资的流入
从近几年欧元区对华直接投资的变动可以说明人民币的升值会造成外国直接投资流人的减少。1991年1月1日欧元正式问世以后欧元对美元的汇价不断下跌，从1欧元兑1.18美元跌至1欧元兑0.84美元，欧元的大幅贬值使国际直接投资的两个输出大国德国和法国的对外直接投资额急剧下降。由于人民币与美元挂钩，美元对欧元的大幅升值也带动了人民币对欧元的大幅升值。2000年、2001年和2002年欧元区的德国和法国的对华直接投资都比1999年有较大幅度的减少，可是在这三年中，美国、日本和韩国的对华直接投资都比1999年有较多的增加，出现这一情况的主要原因之一即是人民币对欧元的大幅升值。
3.人民币汇率的相对稳定有利于吸引外来直接投资
由于我国经济持续快速增长，我国企业在国际市场上的竞争力不断提升，货物出口能力不断提高，外汇储备不断增加，近年来人民币开始面临升值压力。这说明我国的改革开放取得了巨大的成果，人民币的国际地位在提升，我国的国力在不断的增强。然而根据我们的上述分析，若人民币对外币的汇率大幅上升必然会造成流入我国的国际直接投资的大量减少，而且以出口为主要目的已在中国境内的一些外资企业也会变得举步艰难，它们会将一部分产品的生产和业务转移到其他国家去。
