【《汇率变动对外商直接投资影响分析》10000字】

汇率变动对外商直接投资影响分析目录TOC\o"1-3"\h\u19274汇率变动对外商直接投资影响分析 1289431.1研究现状 2120951.2理论模型分析 380971.2.1出口导向型直接投资模型 4249201.2.2市场导向型直接投资模型 6267651.3实证检验及分析 779521.3.1数据的来源与处理 717302(1)外商直接投资 714471续表： 816921(2)人民币实际有效汇率 931840(3)国内市场规模 922532(4)劳动力成本： 9141751.3.2实证分析方法 9198191.3.3实证分析及结果 103614(1)平稳性检验 109715(2)格兰杰因果检验 1126967(4)脉冲响应分析 13本章主要从理论和实证两方面研究分析汇率变动是如何影响外商直接投资的。Cushman(1985)最先提出“生产成本效应”理论，认为当东道国货币贬值时，相同数量的外币可以兑换更多的东道国货币，能够在东道国雇佣比贬值前更多的劳动力，降低在东道国相对于国外的生产成本，使得FDI的资本收益率得到提高，所以，促进东道国FDI更多的流入。Froot和Stein(1991)提出的“财富效应”理论，认为当东道国货币贬值时，国外投资者持有相同的本币可以兑换更多的东道国货币，这意味着国外投资者可以用贬值前相同数量的财富在东道国购买更多的当地资产，所以，促进东道国FDI更多的流入。从已有相关理论分析，汇率变动可以借助生产成本效应和财富效应两个渠道直接影响外商直接投资，而外商直接投资的变动又通过作用产业结构和对外贸易等方面，影响东道国和投资国两国的宏观经济发展。截止到2020年12月，我国年利用外商直接投资为1443.70亿美元。大量外商直接投资可以弥补我国建设所需资金的不足，促进我国对外贸易发展，加快技术发展的步伐。外商直接投资和对外贸易两者成为我国经济发展的强劲动力。经济环境以及宏观经济政策等因素通常会影响外商直接投资，而汇率是诸多国际经济因素中的核心因素。在2005年7月21日，中央人民银行宣布进行汇率制度改革，由原来的单一钉住美元的固定汇率制度改革为参考一篮子的、有管理的浮动汇率制度。此次的汇率制度改革使得人民币汇率更加富有弹性和灵活性，人民币对美元不断升值，可能会对FDI产生重要的影响。本章从理论和实证方面分析汇率变动对FDI的作用机制以及影响程度，有利于分析FDI未来的发展方向和其对一国宏观经济的冲击，有很大的理论和现实意义。本章的结构如下：第一部分是汇率变动对外商直接投资的研究现状，第二部分是汇率变动对外商直接投资的理论模型，第三部分是模型设定及检验方法，第四部分是模型的实证检验分析，第五部分是结论。1.1研究现状在20世纪80年代时，国内外学者均认为货币贬值使得本国资产变得相对廉价，能够增加对外资的吸引力，货币贬值与直接投资两者之间的关系是简单明了的。但是80年代后期，许多经济学学者对这种观点进行了批判。McCulloch(1989)研究表明，假设把对外投资看做以东道国货币计价的未来现金流的索取权，同时汇率的变动服从随机游走过程，则东道国汇率的变动不会改变直接投资，因为投资收益未来会以相同的预期汇率转换成宗主国的货币，汇率的变化不会改变预期收益。Blonigen(1997)指出，如果市场是完备的，同时购买力平价理论成立，则汇率的变动不会影响直接投资的流动，在一系列的假设条件下，通货膨胀会抵消汇率变动对直接投资的影响。从McCulloch和Blonigen对市场完备以及汇率随机游走假设的质疑作为研究的出发点，可以把汇率变动对直接投资影响分为两类理论模型：一类模型主要是基于非完备的市场假设，主要的学者代表有Froot和Stein(1991)以及Blonigen(1997)；另一类模型主要基于汇率均值回复运动的假设，主要的代表学者有RajeshChakrabarti和BarryScholnich。Blonigen在产品市场并不是完全竞争的基础上建立了竞买模型，在此模型中，竞买对象拥有大量的专业性资产。由于市场存在摩擦并不是完全竞争的，同时市场是分割开来的，本国企业的生产和销售都只能在自己国家完成，企业的利润并不受汇率变动的影响；但是，外国企业的生产在东道国发生，产品的成本以东道国的货币计价，而销售在宗主国实现，最终的利润以宗主国的货币表示，所以东道国的货币贬值时，以东道国货币计价的宗主国的利润将会更多。因此，在东道国货币贬值时，外国企业会提高自己的出价，以最大的机会得到竞买企业。RajeshChakrabarti和BarryScholnick变换了研究的角度，从汇率运动方式出发研究汇率变动对直接投资的影响。汇率的波动通常表现出超调现象，RajeshChakrabarti和BarryScholnick假设投资者具有均值回复预期，也就是说在一个大的汇率波动后，理性的投资者预期汇率会向相反的方向调整，所以，在本币大幅贬值后外国投资者会增加直接投资。RajeshChakrabarti和BarryScholnick建立了一个两期模型分析汇率变动对直接投资的影响，得出结论为：东道国货币升值会使得直接投资的流入减少，并且直接投资流入的减少与本币升值两者之间并不是非线性关系，表现为边际影响递增。除了理论模型外，大量的学者针对汇率变动对FDI的影响进行了实证分析。例如Caves(1989)、Froot和Stein、Swenson(1994)以及Blonigen(1997)都认为当美元贬值的时候，外商对美国的直接投资金额流入是不断增加的，即美元的贬值能吸引大量FDI流入美国，促进美国经济增长；RajeshChakrabarti和BarrySchklnick用汇率的三阶矩偏峰度代表大的汇率冲击，把20个OECD国家作为实证分析的对象，认为直接投资会随着大的汇率贬值冲击流入。Ray(1989)以及Stevens(1992)等进行的实证检验都没有发现汇率变动会对直接投资产生影响。20世纪90年代以后，国内学者开始逐渐关注并研究人民币汇率变动对外商直接投资的影响，研究主要分为以下两类。一类是实证检验分析人民币汇率对FDI的影响。大多数国内经济学学者赞同人民币贬值能够促进外商直接投资金额的不断流入，两者之间是正相关关系，但也有一些学者研究结果表明人民币贬值对吸引外商直接投资的作用不明显。比如胡邦勇(2007)选择1979年至2004年的数据作为样本进行实证分析，研究结果表明人民币汇率贬值在短期内能够吸引外商直接投资的流入，两者是正相关关系，然而长期关系却不成立。这些研究的重点是实证检验人民币汇率变动对总体外商直接投资的影响，部分文献涉及到外资不同来源地方面，因此，几乎没有文献涉及到把FDI分类进行实证分析检验。另外一类是研究人民币汇率波动幅度对FDI的影响。于津平(2007)研究分析了人民币汇率变化对外商直接投资规模以及结构的影响，指出汇率波动性和外商直接投资规模成反比，即汇率波动性越大外商直接投资规模越小。然而也有学者持相反的观点，认为汇率波动性与外商直接投资的规模两者之间为正相关关系，汇率的波动能促进FDI的流入。田素华(2008)把2005年7月21日的汇率制度改革作为分界点，研究改革前后人民币汇率变动对不同资金来源的影响，实证研究结果表明，人民币对美元汇率波动幅度的加大能够促进港澳台商投资企业、外商投资企业以及个体经营企业的增加。国内针对汇率变动对FDI的作用机制以及影响程度的研究缺少理论模型和实证检验。从2005年7月21日，中央人民银行宣布进行人民币汇率制度改革，不再钉住单一美元，而是实行一篮子的有管理的浮动汇率制度，这是我国从1994年进行汇率并轨后的又一次大的汇率制度改革。此次汇率制度改革使得人民币汇率的升值或是贬值的幅度增大，浮动的区间扩大。在此汇率制度下，人民币汇率的变动会直接对我国吸引外商直接投资的规模以及结构产生重要的影响，从而最终影响到我国宏观经济的平稳发展。所以，研究汇率变动对FDI的影响，尤其是对不同类型的外商直接投资的影响是非常必要和迫切的。人民币汇率从此拉开升值的序幕。人民币升值与我国屡屡创下新高的贸易顺差等因素相关，但大量学者认为我国对外商直接投资的利用是促使我国经常项目和资本项目持续顺差的根源，因此迫使人民币升值。虽然这一说法得到大量国内外学者的认同，但是缺乏针对中国数据的深入实证检验分析。1.2理论模型分析在中国的直接投资多为市场导向型直接投资和出口导向型直接投资。其中市场导向型看重的是中国巨大的市场需求，出口导向型看重的是中国丰富的劳动力要素和低工资水平。McCulloch指出，一般直接投资均涉及到进出口贸易，而进出口汇率风险敞口不同，所以，市场导向型和出口导向型直接投资企业受到汇率变动会产生不同的影响。市场导向型直接投资的生产以及销售等都是在被投资国完成的，而出口导向型直接投资的生产是在被投资国实现，但是销售却是在第三国完成，所以，出口导向型直接投资企业在销售方面会比市场导向型直接投资企业面临更多的汇率风险敞口。本章将根据市场导向型和出口导向型两者直接投资汇率风险敞口的不同，分别建立两类直接投资的模型。1.2.1出口导向型直接投资模型假定产品在国际上的销售价格为,和外商直接投资均以投资国货币标价。代表企业的产量，代表使用的劳动力数量，代表资本数量；代表劳动力的单位成本，代表资本的单位成本；代表企业的技术能力；代表间接标价法下的汇率水平。外商使用直接投资购买劳动和资本，然后组织生产，把生产出来的产品在国际市场上以的价格出售，根据利润最大化可得：(1.1)(1.2)设生产函数为形式，规模报酬递减，即。外商直接投资首先在投资量时最大化产量，然后根据市场的实际情况决定最优投资规模。解式(1.2)，构造拉格朗日乘子如下：(1.3)由利润最大化一阶条件可得：(1.4)(1.5)所以可得如下：(1.6)其中。把式(1.6)带入式(1.1)，得到如下投资决策方程：(1.7)则最优投资量为：(1.8)针对式(1.8)对汇率、劳动力的单位成本、资本的单位成本和企业的技术能力求偏导，得到如下表达式：(1.9)(1.10)(1.11)(1.12)式(1.9)、(1.10)、(1.11)和(1.12)中的、、和的表达式如下：(1.13)(1.14)(1.15)(1.16)所以，最优投资的弹性分析为：(1.17)(1.18)(1.19)由式(1.9)、(1.10)、(1.11)和(1.12)可知，外商最优直接投资金额与汇率两者之间存在负相关关系，即汇率贬值能促进外商直接投资额不断增加；与劳动力单位成本和资本单位成本也是负相关关系，即随着劳动力单位成本和资本单位成本的增加，外商直接投资流入东道国的金额会减少；与企业技术能力两者之间正相关，随着企业技术能力的提高，外商会加大对东道国的投资金额。式(1.18)和(1.19)左右两边相加可得如下：(1.20)式(1.20)表明，汇率贬值一单位对外商直接投资的吸纳等于等比例同时降低劳动力成本和资本成本挤出的外商直接投资金额。所以，在中国大陆建立生产基地生产产品，而产品出口到第三国为特征的出口导向型外商直接投资，在人民币汇率升值时受到抑制，伴随着人民币汇率的升值以及我国劳动力成本和资本成本的不断增加，则投资金额会逐渐减少。由式(1.12)可知，生产技术的进步能在一定程度上弥补其他三项成本上升的不足，吸引外商直接投资流入，所以，我国首要的任务是加快企业技术改革，以高效的生产力吸引外商直接投资的稳定流入，促进我国经济的平衡发展。1.2.2市场导向型直接投资模型出口导向型直接投资企业生产的产品是销售到第三国家，而市场导向型投资企业生产的产品是在被投资国本地完成销售，即产品在国内市场以价格销售，销售所得利润在外汇市场上兑换为投资国的货币。其他假设与“出口导向型外商直接投资模型”一致。另外，设定汇率的预期值与即期值相等，外商投资者按照即期汇率把投资所得利润兑换为自己国家的货币。建立外商直接投资模型如下：(1.21)(1.22)按照同样的推导方式，可得如下：(1.23)针对式(1.23)对求偏导得：(1.24)由式(1.24)可知，对市场导向型外商直接投资而言，东道国货币升值能促进FDI的流入。劳动力成本、资本成本以及企业技术能力对市场导向型的外商直接投资影响和出口导向型直接投资影响模型相同。所以，对以中国市场为导向的外商直接投资，在人民币升值时不会受到抑制，还能起到促进的作用。从以上两个模型的分析可知，成本和技术对出口导向型和市场导向型的外商直接投资的影响是相同的，即劳动力成本和资本成本的上升都会抑制两类FDI的流入，而技术进步使得生产率得到提高能够促进FDI的流入。但是，汇率的变动对两类型外商直接投资的影响是相反的，东道国货币升值提高了在东道国的生产成本，从而可以提高市场导向型外商直接投资企业的利润，促进市场导向型直接投资流入，但是，抑制出口导向型直接投资流入。分析其根源，市场导向型直接投资的生产销售均在本国完成，成本和收益以本币计价；出口导向型直接投资的生产在国内发生，成本以本币计价，但是产品的销售在海外完成，收入以外币表示，所以，存在汇率风险敞口，本币升值时，以外币表示的成本是增加的，但是，外币表示的收益不变，从而降低了利润，对投资者的吸引力减弱。1.3实证检验及分析1.3.1数据的来源与处理纵观国内研究成果可以发现存在两个不足之处：第一，国内学者在实证检验分析人民币汇率变动对外商直接投资的影响时用的是名义汇率，而理论上人民币实际有效汇率更能准确的反应出实际情况；第二，在建立模型时，解释变量设置过于简单，影响外商直接投投资的因素很多，人民币汇率不是唯一的。因此，本章通过构建更加符合中国现实的模型，实证检验分析人民币实际有效汇率变动对外商直接投资的影响。(1)外商直接投资表1.1中国与日本、美国的进出口总额、出口总额以及进口总额单位：亿美元年份进出口总值出口总值进口总值日本美国日本/美国日本美国美国/日本日本美国日本/美国1995年5754081.42852470.92901611.81996年6014281.43092670.92921621.81997年6084901.23183271.02901631.81998年5795491.12973801.32821701.71999年6626141.13244191.33381951.72000年8327451.14175211.34152241.92001年8788051.14505431.24282621.62002年10199721.04847001.45352722.02003年133612631.15949251.67423392.22004年167916961.073512491.79444472.1续表：表1.1中国与日本、美国的进出口总额、出口总额以及进口总额单位：亿美元年份进出口总值出口总值进口总值日本美国日本/美国日本美国美国/日本日本美国日本/美国2005年184421160.984016291.910054872.12006年207426270.891620352.211575922.02007年236030210.8102123272.313406941.92008年266833370.8116125232.215078141.82009年228829830.897922082.313097741.72010年297838530.8121128332.3176710201.72011年342944660.8148332452.2194612221.62012年329548470.7151635182.3177813291.3数据来源：中经数据网(2)人民币实际有效汇率通常将有效汇率分为名义有效汇率和实际有效汇率。本章用人民币实际有效汇率来表示我国的汇率，用代表，数据来源于国际清算银行网站。直接标价法下上升表示人民币实际汇率贬值，反之意味着人民币实际汇率升值。(3)国内市场规模QianSun和WilsonTong(2002)以及YigangPan(2003)等对中国的FDI研究发现，一国的市场规模以及劳动力成本都会对FDI有比较强的解释能力。因此，本章把国内生产总值以及我国城镇工人人均工资纳入到模型中。本章使用的国内生产总值数据是剔除通货膨胀因素之后的实际GDP，其计算公式为，这里为名义国内生产总值，以2003年第2季度为基期的居民消费者价格指数，这样是以2003年第2季度为基期的数值。(4)劳动力成本：劳动力成本用劳动者的实际平均工资表示，其计算公式为，反映我国劳动力成本的变化趋势，这里为我国城镇工人的名义人均工资，是以2003年第2季度为基期的数值。其中国内生产总值、城镇工人的名义人均工资和居民消费者价格指数数据来源来国家统计局网站。为了剔除数据的噪音干扰，本章采用季度数据。我国是2001年12月加入世界贸易组织，又考虑到数据的可得性，本章选择的样本区间为2003年第2季度至2012年第4季度。为了使以上各序列趋势线性化，同时消除异方差，对各个序列取自然对数。1.3.2实证分析方法Sims在1980提出向量自回归模型，在经济金融领域得到广泛的应用。这种模型通过建立联立方程的形式，用模型中所有内生当期变量对它们的若干滞后值进行回归，以此展现出全部内生变量的动态关系。在VAR模型中，当期变量不能作为解释变量，因此，联立方程中的问题在VAR模型中都不存在。含有个变量滞后期的VAR模型表达式如下：(1.25)其中为阶时间序列列向量。为阶常数项列向量，均为阶参数矩阵，是阶随机误差列向量。如果VAR模型的内生变量均有单位根，则这些变量存在协整关系，式(1.25)可以改写为向量误差修正模型如下：(1.26)在式(1.26)中，，是协整矩阵，是调整系数矩阵，和都是阶矩阵。存在个协整关系。1.3.3实证分析及结果(1)平稳性检验在现实的经济金融环境中，时间序列数据基本都是非平稳的，所以直接运用传统的计量方法进行回归分析很有可能造成伪回归问题。20世纪80年代，Engle-Granger提出了针对非平稳时间序列的一种分析方法，即协整分析，但是，在进行协整分析之前必须对研究的变量进行平稳性检验。时间序列的平稳性是指生成该时间序列的随机过程的均值和方差在时间过程上都是常数，并且任何两时期的协方差值仅依赖于该两时期间的距离或者滞后，而不依赖于计算该协方差的实际时间。检验时间序列数据平稳性的标准方法有很多，例如ADF检验(AugmentedDickey-Fuller,1997)、PP检验(Phillips-Perron,1998)、DFGLS检验(GLS-detrendedDichey-Fuller,1996)、KPSS检验(Kwiatkowski-Phillips-Schmidt,1992)、ERS检验(Elliot-Rothenberg-Stock,1996)以及NP检验(Ng-Perron,2001)。通常情况下，ADF检验和PP检验两种检验方法是应用最为广泛的，两者对于时间序列的高阶自相关处理方法不同。本章采用ADF(AugmentedDickey-Fuller)方法检验时间序列数据的特征。ADF检验方法通过在回归方程右边加入因变量的滞后差分项来控制高阶序列相关，基于的检验方程如下：(1.27)其中，，为误差项，为截距项，为时间序列趋势项。以上方程同时带有截距项和趋势项，符合一般数据的生成过程和估计。如果统计检验不显著，则可以把截距项或者趋势项从方程中剔除重新进行回归。检验假设如下：(1.28)滞后期值的选取依据和信息最小化这一原则进行，同时考虑残差的非自相关性。表1.2给出了，，，，，的单位根检验结果。七个原时间序列都没有在5%的显著水平下通过ADF单位根检验，说明这些序列是非平稳的，存在单位根，所以，不能进行协整检验，否则会产生伪回归问题。但是，经过一阶差分后，这些时间序列所得的ADF检验绝对值均大于其对应的显著水平为5%的临界值，因此，，，，，，经过一阶差分后是平稳的，不存在单位根，是一阶单整时间序列。所以，可以继续对这些经济变量进行协整检验。表1.2变量平稳性检验结果变量ADF统计量ADF临界值(5%)概率值(P值)平稳性lnTFDI-1.8049-2.94340.3724非平稳dlnTFDI-7.0362-2.94840.0000平稳lnJFDI-3.2648-3.53300.0876非平稳dlnJFDI-6.9666-3.54420.0000平稳lnAFDI-1.0637-2.63470.2540非平稳dlnAFDI-2.7426-2.63470.0240平稳lnREER-0.2637-1.95000.5845非平稳dlnREER-2.5034-1.95000.0302平稳lnGDP-1.6417-2.95110.4509非平稳dlnGDP-3.0153-2.95110.0425平稳lnW-1.9463-1.95100.9858非平稳dlnW-2.362-1.95100.4102平稳(2)格兰杰因果检验在经济变量中有一些变量显著相关，但它们未必都是有意义的。判断一个变量的变化是否是另外一个变量变化的原因，是经济计量学中常见的问题。Granger提出一个判断因果关系的检验，即Granger因果检验。为了考察系统中的变量之间在短期内是否存在相互影响，本节针对，，，，，这六个序列做Granger因果检验，检验结果见表1.3。从表1.3相应的概率可以得出：一、lnREER和lnTFDI两者之间不存在双向的Granger因果关系，即在短期内，人民币实际有效汇率的变动不会影响我国外商直接投资；国内生产总值和劳动成本分别与TFDI存在双向的因果关系，即国内生产总值的提高能吸引TFDI的流入，同时TFDI的流入能促进我国国内生产总值的增加，而劳动力成本的廉价能够吸引TFDI的流入，但是，随着TFDI的流入对劳动要素需求的增加，会提高劳动力成本；二、lnREER与lnJFDI以及lnREER与lnAFDI之间分别存在单向的Granger因果关系，这说明在短期内，人民币实际有效汇率对市场导向型和出口导向型外商直接投资存在影响，但是，市场导向型和出口导向型外商直接投资对人民币实际有效汇率不存在影响；而国内生产总值和劳动成本与lnJFDI和lnAFDI的因果关系与lnTFDI相同。表1.3格兰杰因果检验的结果假设F统计量概率p假设lnREER不是lnTFDI的Granger原因2.67420.2366不拒绝lnTFDI不是lnREER的Granger原因0.86210.4318不拒绝lnGDP不是lnTFDI的Granger原因8.34250.0012拒绝lnTFDI不是lnGDP的Granger原因7.29920.0024拒绝lnW不是lnTFDI的Granger原因1.38220.0097拒绝lnTFDI不是lnW的Granger原因9.09810.0007拒绝lnREER不是lnJFDI的Granger原因4.25220.0132拒绝lnJFDI不是lnREER的Granger原因0.87470.4267不拒绝lnGDP不是lnJFDI的Granger原因1.08620.0121拒绝lnJFDI不是lnGDP的Granger原因3.24630.0242拒绝lnW不是lnJFDI的Granger原因4.94280.0135拒绝lnJFDI不是lnW的Granger原因0.29260.7483不拒绝lnREER不是lnAFDI的Granger原因6.36540.0045拒绝lnAFDI不是lnREER的Granger原因0.05830.9435不拒绝lnGDP不是lnAFDI的Granger原因4.26310.0200拒绝lnAFDI不是lnGDP的Granger原因3.01420.0282拒绝lnW不是lnAFDI的Granger原因4.10320.0235拒绝lnAFDI不是lnW的Granger原因2.5200.0819拒绝(3)协整检验协整检验从检验的对象上可以分为两种：一种是基于回归系数的协整检验；另一种是基于回归残差的协整检验。E-G两步检验法的不足是仅限于两个变量的单方程检验，不能满足多变量之间协整关系的检验。Johansen和Juselius一起提出了一种以VAR模型为基础的检验回归系数的方法，是一种进行多变量协整检验的较好方法。单位根检验表明，lnTFDI、lnJFDI、lnAFDI、lnREER、lnGDP和lnW均表现出一阶单整的特征，所以，可以认为这些变量之间存在一个长期稳定的均衡关系。本章待检验的是多变量之间的协整关系，因此，运用Johansen检验，检验结果见表1.4。表1.4变量协整性检验结果变量迹统计量5%临界值最大特征值统计量5%临界值原假设lnTFDIlnREERlnGDPlnW31.6847.8624.7023.580个协整向量28.9826.8024.1521.13至少1个协整向量4.8411.494.6914.26至少2个协整向量0.153.840.153.84至少3个协整向量lnJFDIlnREERlnGDPlnW73.4547.8658.2127.580个协整向量23.2522.5319.3218.44至少1个协整向量13.1611.496.0614.26至少2个协整向量0.103.840.113.84至少3个协整向量lnAFDIlnREERlnGDPlnW90.5147.8564.9227.580个协整向量21.6024.1020.9219.34至少1个协整向量4.6711.494.6014.26至少2个协整向量0.073.840.073.84至少3个协整向量注：代表5%的显著水平，代表1%的显著水平。协整检验的结果表明总的外商直接投资金额lnTFDI、人民币实际有效汇率lnREER、国内生产总值lnGDP和劳动力成本lnW之间存在长期协整关系；日本对华直接投资金额lnJFDI、人民币实际有效汇率lnREER、国内生产总值lnGDP和劳动力成本lnW之间存在长期协整关系；美国对华直接投资金额lnAFDI、人民币实际有效汇率lnREER、国内生产总值lnGDP和劳动力成本lnW之间存在长期协整关系。总的外商直接投资、市场导向型外商直接投资和出口导向型外商直接投资的协整方程如下：(1.29)(1.30)(1.31)括号内为T统计量。式(1.29)表明，GDP对总的外商直接投资影响是正的，在5%的显著水平下通过显著性检验，即中国经济快速发展、市场规模不断壮大能够吸引外商直接投资的流入，从TFDI对GDP的弹性分析，可以认为GDP增长1%可以促进TFDI增长0.32%；人民币实际有效汇率对TFDI的影响并不显著，从以上理论分析看，可能是市场导向型外商直接投资和出口导向型外商直接投资两者的作用相互抵消引起的。式(1.30)表明，GDP的增加有利于市场导向型FDI的流入，并且在1%的水平下显著，说明中国经济的发展直接影响着市场导向型FDI的流入；而劳动力成本的增加会抑制市场导向型FDI的流入，但是没有通过显著性检验；而人民币实际有效汇率的升值有利于市场导向型FDI的流入，并在10%的显著水平下通过检验，即人民币升值能够吸引市场导向型FDI流入中国，为我国经济的发展注入资金，即实证检验结果和理论分析相吻合。式(1.31)表明，GDP对出口导向型FDI的流入影响为正，在1%的显著水平下通过检验，即中国经济发展的状况直