人民币汇率变动对嘉兴外商直接投资的影响分析【毕业论文】.doc

1、2011届国际经济与贸易专业毕业论文I（2011届）毕业论文（设计）题目人民币汇率变动对嘉兴外商直接投资的影响分析姓名专业国际经济与贸易班级学号指导教师导师学科导师职称2011年5月29日人民币汇率变动对嘉兴外商直接投资的影响分析II摘要汇率是一个国家进行国际活动时最重要的综合性价格指标，它的变动对一国对外贸易的平衡与国内经济活动都具有深远的影响。近年来，嘉兴的开放性经济取得了飞跃，带动了经济快速增长。外商直接投资也是健康、持续的发展。人民币汇率变动对嘉兴市外商直接投资是否会产生影响针对这个问题，本文采用1994年到2010年间相关数据，对人民币实际有效汇率对嘉兴市外商直接投资的影响进行了实证

2、分析。通过单位根检验、协整检验，得出嘉兴外商直接投资和人民币实际有效汇率、嘉兴市GDP、嘉兴价格消费指数之间存在一定的长期均衡关系。接着运用格兰杰因果检验得出结论汇率因素与嘉兴外商直接投资之间没有显著的双向因果关系。最后在前面分析的基础上，有针对性地提出如何更好地吸引外商投资的若干政策建议。关键词人民币实际有效汇率，外商直接投资，实证分析ABSTRACTTHEEXCHANGERATEISTHEMOSTIMPORTANTANDCOMPREHENSIVEPRICEINDICESOFACOUNTRYININTERNATIONALACTIVITIESTHECHANGEOFEXCHANGERATEHAS

3、APROFOUNDIMPACTONACOUNTRYSFOREIGNTRADEANDDOMESTICECONOMICACTIVITIESFORTHEPASTFEWYEARS,THEOPENECONOMYOFJIAXINGMADEAGREATLEAPFORWARDANDBROUGHTALONGTHEFASTECONOMICDEVELOPMENTMEANTIME,THEFOREIGNDIRECTINVESTMENTHASBEENDEVELOPINGHEALTHILYANDSUSTAINABLYWHETHERTHEMOVEMENTOFRMBEXCHANGERATEWILLAFFECTTHEFOREIG

4、NDIRECTINVESTMENTINJIAXINGTOADDRESSTHISISSUE,THISPAPERUSESTHESAMPLEDDATAFROM1994TO2010TOMAKEEMPIRICALANALYSISTHROUGHTHEUNITROOTTESTANDTHECOINTEGRATIONTESTCONCLUDETHATALONGTERMBALANCESHOULDBENOTEDAMONGJIAXINGSFOREIGNDIRECTINVESTMENT,THERMBEXCHANGERATE,JIAXINGGDPANDCPITHENUSEGRANGERCAUSALITYTESTSTOCON

5、CLUDETHATTHEREISNTEXISTINGTWOWAYCAUSALRELATIONSHIPBETWEENRMBEXCHANGERATEANDJIAXINGSFOREIGNDIRECTINVESTMENTTHENCONCLUDETHATTHERMBEXCHANGERATEPLAYSANIMPORTANTROLEINABSORBINGJIAXINGSFOREIGNDIRECTINVESTMENTATLAST,BASEDONTHEABOVEANALYSIS,THISPAPERPUTSFORWARDSOMEMEASURESOFHOWTOATTRACTFOREIGNDIRECTINVESTME

6、NTMOREEFFICIENTLYKEYWORDSREALEFFECTIVEEXCHANGERATEOFRMB,FOREIGNDIRECTINVESTMENT,EMPIRICALANALYSIS目录摘要IIABSTRACTIII引言1一、文献回顾1（一）汇率水平对FDI的影响1（二）汇率波动对FDI的影响2二、人民币汇率变动及嘉兴外商直接投资基本情况3（一）人民币汇率变动基本情况3（二）嘉兴FDI概况4三、人民币汇率变动对嘉兴FDI影响的实证分析5（一）模型构建5（二）变量说明5（三）实证检验6（四）结果分析9四、结论与建议9（一）基本结论9（二）政策建议9参考文献12致谢错误未定义书签。附录

7、152011届国际经济与贸易专业毕业论文1引言汇率是一国货币单位兑换他国货币单位的比率，是一个国家进行国际经济活动时最重要的综合性价格指标，它的主要职能是在国际金融和国际贸易活动中进行价格转换。汇率的变动对一国对外贸易的平衡和合国内经济变化都有深远的影响。自2005年7月21日起，我国开始实行以市场供求为基础、参考一篮子货币进行调节、有管理的浮动汇率制度，同时宣布，美元兑换人民币的汇率由1美元兑换82765元人民币上调为811元人民币，人民币名义汇率上升2。汇率制度改革后，人民币开始逐步升值。人民币的升值必定会对我国的对外贸、外资等各个方面产生影响，从而引起各方面的关注。外商直接投资（FORE

8、IGNDIRECTINVESTMENT）,简称FDI，是指由居住在一个经济体的企业对居住在另一个经济体的企业进行管理控制的投资，它反应了一种投资者在某个外国的持久利益的长期关系。FDI是现代的资本国际化的主要形式之一。而跨国公司是FDI的主要形式。本文主要通过对1994年汇率改革以来人民币汇率及嘉兴市外商直接投资相关数据的收集、整理，运用定量分析的方法，探讨人民币升值对嘉兴外商直接投资的影响。最后针对上述影响，结合相关研究提出一些可行性的政策建议。一、文献回顾国内外众多学者就汇率变动对外商直接投资的影响进行了大量研究，也涌现出许多成果，但是由于所采用的理论模型、分析角度、数据等不同，未形成一致

9、的意见。总体来讲，对于汇率与FDI关系的研究可以分为两个方面一是汇率水平的变动对FDI的影响，二是汇率的稳定性对外国直接投资的影响。而且，从每个层面上来考虑这个问题所得出的结论竟然都大相径庭。（一）汇率水平对FDI的影响货币贬值促进FDI一国货币贬值能促进FDI流入。如CUSHMAN1988提出的“相对生产成本效应”理论。FROOT和STEIN（1991）建立了一个不完全资本市场模型，分析了上世纪七八十年代日本跨国企业大举收购兼并美国企业的现象。他们认为东道国货币的贬值相对地提高了外国投资者的财富，从而为国外企业并购国内企业创造了良好的契机，这就是所谓的“相对财富假说”。陈浪南对中、美、日三国

10、汇率变动与FDI的关系进行了实证分析发现，人名币的人民币汇率变动对嘉兴外商直接投资的影响分析2升值会引起我国FDI流入的减少。邢予青2003以日本对华直接投资为背景分析了汇率与FDI之间的关系，结果显示，实际汇率和日本对华FDI，尤其是出口导向型FDI之间存在一个显著的正相关关系，实际汇率是决定FDI的显著因素之一，具体地说，日元升值显著地促进了日本流向中国的FDI，而贬值则导致FDI的减少。货币贬值抑制FDI以CAMPA1993为代表，他认为跨国公司的海外投资决策取决于其未来收益的期望值。一国货币越坚挺,进入该国市场未来收益的期望值也就越高,从而促进FDI流入。而货币贬值则具有相反的作用。汇

11、率水平对FDI影响的不确定BENASSYQUERE等人（2001）认为，汇率变化只对某些产业影响较大。一国货币贬值会使流入该国的出口导向型FDI的竞争力提高，但是对那些占领东道国当地市场的FDI则起反作用，因为当地消费者的购买力已经随着本币的贬值而下降。BAEK和OKAWA则提出，应该将FDI进行产业分类，才能准确把握汇率变化的影响。他们分别考察日本对亚洲六个国家及九个产业的FDI，发现各国的货币贬值对总体的FDI流入的影响并不显著，而对机电产业等类出口导向型FDI流入有显著的正效应。（二）汇率波动对FDI的影响汇率波动抑制FDIWILHBOR认为汇率的波动程度等价于投资者所面对的汇率风险，东

12、道国汇率频繁或剧烈的波动对于风险厌恶偏好的外国直接投资者往往具有负面效应。GEORGEZIS和IMF（2000）认为汇率波动对FDI产生消极作用。汇率波动增加了交易的不确定性，进而降低了生产者在长期内扩大生产能力的积极性。BENASSYQUERE,FONTAGNE和LAHRECHEREVIL2001构建了以再出口为目的的风险厌恶型跨国公司对两个不同国家FDI的理论模型，并使用19841996年的跨国数据实证了汇率波动和FDI的相关性。研究发现，汇率波动程度对FDI非常重要，较高的汇率波动程度对流入FDI起阻碍作用。2汇率波动刺激FDIGOLDBERG和KOLSTAD建立了一个两时期理论模型，并

13、通过实证研究的结果证实汇率的剧烈波动扩大了美国在加拿大、日本直接投资的份额，同时也增加了加拿大、日本在美国的直接投资的份额，即是说，汇率的波动刺激了FDI。JIEQIN也认为双向FDI流动能够降低投资者的汇率风险，汇率波动是双向FDI流动的驱动力，两国之间的汇率波动程度增大反而能促进FDI流动。3汇率波动对FDI影响的不确定2011届国际经济与贸易专业毕业论文3CUSHMAN认为汇率波动对FDI的影响取决于跨国公司的销售市场所在地以东道国为主要销售市场的跨国公司在面临汇率波动风险时，会更多的选择以FDI替代出口来满足东道国市场；而当跨国公司的销售地主要是母国时，FDI的这种作用消失。胡邦勇根据

14、数据实证分析了实际汇率变动与我国外商直接投资之间的关系，认为二者存在长期稳定的均衡关系，短期内人民币实际汇率贬值1，将使外商直接投资增加183，人民币贬值的短期效果明显，但从长期来看，实际汇率的贬值对我国FDI并无明显促进作用。二、人民币汇率变动及嘉兴外商直接投资基本情况（一）人民币汇率变动基本情况近来人民币汇率问题成为国内外关注的焦点。20世纪80年代以来，我国改革开放不断深入，经济国际化程度不断提高，人民币汇率变化对我国经济的影响举足轻重。近十几年来，人民币汇率有过几次调整，但基本保持了稳定。从1994年以后我国实行以市场供求为基础的、单一的、有管理的浮动汇率制。我国取消了以前的制度，对外

15、贸企业出口实行统一向银行结、售汇制，企业需要用汇时，凭合法进口单据向银行买汇，不再经外汇管理当局批准。1996年12月，我国实行经常项目下的人民币自由兑换。我国现行的汇率制度基本上沿用了1994年汇改以来的新汇率制度。只是与1994年相比更具弹性，更加突出了市场供求为基础。自2005年7月21日起，我国实行以市场供求为基础，参考一揽子货币进行调节、有管理的浮动汇率制度。现行的汇率不再单一的盯住美元，基准汇率的决定将参考一揽子货币。此次汇改后，人民币升值明显加快。汇改当日人民币兑美元就升值了19，即调整到1美元对811人民币。人民币汇率的小幅升值并未降低国际上对人民币更大幅度升值的预期，反而面临

16、着越来越大的升值压力。截止2007年底，人民币已累计升值117。2008年4月10日，人民币汇率首次“破七”，以69920的比率进入“六时代”。2009年末，1美元对人民币汇率为68282截止到2010年12月，人民币平均汇率为66515。人民币汇率有多种反应形式。名义汇率是在社会经济生活中被直接公布、使用的表示两国货币之间比价关系的汇率，又称“市场汇率”，它无法反应货币的总体变化趋势。实际汇率是用两国价格水平对名义汇率进行调整后的汇率，但它也只反映了本币与某种外币的双边汇率变动情况，无法反应货币的总体变化趋势。有效汇率是一种加权平均汇率，通常以对外贸易比重为权数。在具体的实证过程中，人们通常

17、将有效汇率区分为名义有效汇率和实际有效汇率。仅根据人民人民币汇率变动对嘉兴外商直接投资的影响分析4币名义汇率或名义有效汇率水平判断人民币汇率水平是高估或低估，是不科学的。实际有效汇率是剔除了通货膨胀对各国货币购买力的影响，是一国货币与所有贸易伙伴国双边名义汇率的加权平均数，它能够综合地反应一国货币的对外价值和相对购买力。如果一国的实际有效汇率上升，意味着该国的货币对外贬值较其主要贸易伙伴国货币对外贬值的平均幅度更大，该国的国际竞争力也相对提高。人民币实际有效汇率经常被用在经济分析中。本文中主要使用了人民币实际有效汇率作为研究的因素。图1为1994年到2010年人民币名义汇率和实际有效汇率的变动

18、趋势。0000010000200003000040000500006000070000800009000010000019941995199619971998199920002001200220032004200520062007200820092010年份0002000400060008000100001200014000人民币名义汇率人民币实际有效汇率图1人民币名义汇率走势图从图1可以看出，人民币名义汇率从1994年86左右的名义汇率，一直到2010年年底降到65左右，一直处于持续下降趋势，人民币不断升值。人民币实际有效汇率从1994到1998年间一直处于不断升值状态，1998年到2005

19、年期间起伏不断。但是从2005年之后，人民币实际有效汇率基本处于持续的单边升值状态。2008年1月以来人民币实际有效汇率水平相对稳定，说明人民币汇率水平基本处于合理的均衡汇率状态。鉴于目前人民币实际有效汇率基本处于均衡状态，为维护人民币币值稳定，避免人民币名义汇率大幅度波动对人民币实际均衡汇率的冲击，近期人民币名义汇率应保持相对稳定，不应迫于外部政治压力而大幅度升值。（二）嘉兴FDI概况近年来，嘉兴市积极顺应经济全球化和长三角区域经济一体化趋势，大力发展开放型经济。嘉兴市外经贸战线在国家宏观调控下，树立科学发展观，积极变招商引资为招商选资，利用外资形势表现出了良好的发展势头,外商投资规模迅速扩

20、大，对国民经济发展的拉动作用日益增强。嘉兴市外商直接投资在全省名列前列，嘉兴积极推2011届国际经济与贸易专业毕业论文5进大平台、大产业建设，为外资集聚营造了良好的环境和平台。2010年，嘉兴经济技术开发区升格为国家级经济技术开发区，全市7个省级以上经济开发区全部进入浙江省开发区整体提升试点名单，整合后开发区平台优势更加突出，外资聚集效应更为明显。嘉兴利用外资总体呈现出以下特点外商投资平稳增长，项目规模不断扩大。投资来源比较单一，来源结构不尽合理。产业结构不断优化，配套水平逐步提高。投资项目布局集中，产业集聚水平提高。增资扩股十分踊跃，投资密度不断提高。“以民引外”势头良好，引资渠道进一步拓展

21、。近年来嘉兴市外资行业分布结构不断优化，第三产业引资成效显著，进一步促进了嘉兴市产业结构的调整。在产业结构方面，全市的外资主要集中在第二产业的制造业。但自2005年以后外资投入第二产业的制造业的比重逐步降低，而第三产业自2005年以后大幅度上升。全市一、三产业利用外资比重为不断上升，第二产业利用外资比重由所下降。第二产比重下降主要表现在传统外资主要来源的纺织、服装、皮革、家具、化工、橡胶、造纸等行业合同利用外资减少，而医药、专用设备、通信设备和计算机、仪器仪表等先进制造业吸收外资出现逆势增长。三个产业的外商投资无论是从绝对量还是从比重上来看都呈现了较强的增长趋势。制造业行业结构利用外资也有显著

22、变化。传统行业纺织业受到巨大的影响，2003年仍然占据制造业首位；但是2004年开始虽仍位居前列，但利用外资额已下降，合同外资出现负增长。而新兴制造业如家具制造业、金属制品业和通用设备制造业均大幅增长，特别是通用设备制造业，增长幅度最大。三、人民币汇率变动对嘉兴FDI影响的实证分析（一）模型构建外商决策的因素有国际投资形势、汇率变动、东道国的外资优惠政策、市场规模以及生产成本等等。虽然本文主要是研究人民币汇率变动对嘉兴市外商直接投资的影响，但是考虑到在国际投资形势和生产成本一定的情况下,外商投资很大程度上取决于汇率变动、市场规模。在研究影响中国吸引FDI的因素时，国内学者往往从经济规模和消费市

23、场等角度出发，且绝大部分研究成果都已经确认了这几个因素的影响效果。鉴于以上考虑，本文将实证模型设定如下LNFDI1LNREER2GDP3CPI（二）变量说明在本模型中，FDI代表嘉兴市实际利用外商投资数额。REER为人民币实际有效汇率，一般来说，东道国REER越大，在该国投资的成本就越高，流入东道国的FDI就较人民币汇率变动对嘉兴外商直接投资的影响分析6少；反正则较多。对中国而言，REER数值上升，表示人民币升值。GDP代表的是嘉兴市地方GDP水平，一般认为，经济规模越大，对外商直接投资的吸引力就会越大。CPI是嘉兴市区消费者物价指数。是随机误差项。为了减少异方差的影响，对以上变量都采用自然对

24、数形式。本文选取了1994年到2010年年度数据，如表1所示。表119942010年REER和嘉兴市FDI、GDP、CPI数据FDI（万美元）REERGDP（亿元）CPI（）199461358157236571246019958019908831124115201996121581005836996108201997145701087340883100301998121281152743339990019991230010942460319730200015318109905240310110200127067114975867399502002444351121967765100002003

25、796831041982354100702004102187101031002411033020051156661000011596610150200612217810138134665101202007120005105191585311037020081359751140718153010520200913346011867191796991020101610001179722960010400数据来源实际有效汇率来自于BISEFFECTIVEEXCHANGERATEINDICESBROADINDICIES；嘉兴市FDI及嘉兴地区GDP、CPI年度数据来源于嘉兴市统计信息网。（三）实证检验

26、根据以上1994年2010年年度数据，本文借助EVIEWS50作定量分析。1单位根检验由于大多数时间序列是不平稳的，为防止“伪回归”的产生，首先对上述时间序列进行ADF检验以确定序列的平稳性。各变量的检验结果如表2所示。表2LNFDI、LNREER、LNGDP和LNCPI序列的ADF检验结果变量ADF检验值检验类型（C、T、K）5临界值结论LNFDI3050983（C、T、1）3759743非平稳LNREER2876366（C、0、1）3081002非平稳LNGDP4539531（C、T、3）3828975平稳LNCPI4733151（C、0、0）3065585平稳LNFDI2749028（C

27、、0、2）3119910非平稳LNREER2770619（0、0、1）1968430平稳2011届国际经济与贸易专业毕业论文7LNGDP3375814（0、0、0）3081002平稳LNCPI3185554（0、0、0）1966270平稳LNFDI3285362（C、0、2）3144920平稳LNREER3500471（0、0、1）1970978平稳LNGDP3178547（0、0、0）1968430平稳LNCPI6035318（0、0、0）1968430平稳注检验类型C，T，K分别表示ADF检验中的常数项、时间趋势相以及滞后阶数；表示一阶差分，表示二阶差分。根据表2所列的检验结果可知，变量L

28、NGDP和LNCPI的原序列平稳，变量LNFDI和LNREER的原序列不平稳。在一阶差分后,LNGDP、LNREER和LNCPI平稳，但是LNRFDI仍不平稳。最后对变量做了二阶差分后，ADF值在5的显著水平上检验通过，LNFDI、LNREER、LNGDP和LNCPI都平稳，可以对各变量进行回归分析。2、协整检验协整分析常用于检验非平稳时间序列之间的长期均衡关系。协整检验根据检验对象可分为基于模型回归系数的协整检验（即JOHANSEN协整检验）和基于模型回归残差的协整检验（即ENGLEGRANGER协整检验）。本文采的是后一种检验方法，其协整检验的思想是对回归方程的残差进行单位根检验，若残差序

29、列是平稳序列，则表明方程的因变量和解释变量之间存在协整关系，否则不存在协整关系。从单位根检验可知，LNFDI、LNREER、LNGDP和LNCPI为二阶单整，运用OLS方法进行静态回归，检验结果见表3。表3OLS回归DEPENDENTVARIABLELNFDIMETHODLEASTSQUARESDATE05/29/11TIME1322SAMPLE19942010INCLUDEDOBSERVATIONS17VARIABLECOEFFICIENTSTDERRORTSTATISTICPROBC39144271314471297794800107LNGDP17555430104884167378900

30、000LNREER40113531219827328846200059LNCPI46346661788968259069200224RSQUARED0963893MEANDEPENDENTVAR1056279ADJUSTEDRSQUARED0955560SDDEPENDENTVAR1178991SEOFREGRESSION0248540AKAIKEINFOCRITERION0255898SUMSQUAREDRESID0803037SCHWARZCRITERION0451948LOGLIKELIHOOD1824871FSTATISTIC1156794人民币汇率变动对嘉兴外商直接投资的影响分析8D

31、URBINWATSONSTAT0954064PROBFSTATISTIC0000000根据表3显示结果可以得出回归方程LNFDI39144274011353LNREER1755543GDP4634666CPI（3288462）（1673789）（2590692）R值为0963893，表明拟合效果很好。F检验的相伴概率1156794，说明回归方程高度显著。给定显著性水平A05，查表得到临界值分别为1740,变量LNREER和LNGDP和LNCPI的T值大于临界值，LNREER、LNGDP和LNCPI在95的显著水平下通过了变量的显著性检验，说明变量的选取是有意义的。然后对残差序列进行单位根检验，

32、结果如表3所示。表4LNFDI、LNREER、LNGGDP和LNCPI残差的ADF检验NULLHYPOTHESISRESID02HASAUNITROOTEXOGENOUSNONELAGLENGTH1AUTOMATICBASEDONSIC,MAXLAG3TSTATISTICPROBAUGMENTEDDICKEYFULLERTESTSTATISTIC299895000055TESTCRITICALVALUES1LEVEL27282525LEVEL196627010LEVEL1605026MACKINNON1996ONESIDEDPVALUESWARNINGPROBABILITIESANDCRITI

33、CALVALUESCALCULATEDFOR20OBSERVATIONSANDMAYNOTBEACCURATEFORASAMPLESIZEOF15根据表4可以看出，ADF值为2998950，小于5显著水平的临界值1966270，说明在95的水平下，四个变量LNFDI、LNREER、LNGDP和LNCPI之间存在一定的长期协整关系。3、格兰杰因果关系检验由前面所做的协整检验可以确定LNFDI、LNREER、LNGDP和LNCPI四个序列之间存在一定的协整关系，但是嘉兴市外商直接投资和人民币实际有效汇率之间这两个变量之间是否构成因果关系以及因果关系的方向如何，还需作进一步的分析。接下来，文章运用格

34、兰格因果关系检验来解决这一问题，具体的检验结果如表5所示。表5LNFDI和INREER的格兰杰因果关系检验结果滞后期数零假设F统计值P值结论滞后一期LNREER不是LNFDI的GRANGER原因007781078467接受LNFDI不是LNREER的GRANGER原因017109068589接受滞后两期LNREER不是LNFDI的GRANGER原因057052058260接受2011届国际经济与贸易专业毕业论文9LNFDI不是LNREER的GRANGER原因043649065805接受从表5的检验结果可以得出，在滞后一期、二期的情况下，零假设“LNREER不是LNFDI的GRANGER原因”和

35、“LNFDI不是INREER的GRANGER原因”均被接受，这说明人民币实际有效汇率变动和外商直接投资之间并没有显著的双向因果关系,即人民币实际有效汇率变动对嘉兴市外商直接投资变动的影响不是很大。（四）结果分析从以上的实证分析中可以看出，虽然LNFDI、LNREER、LNGDP和LNCPI四个序列之间存在一定的协整关系，但是具体到人民币实际有效汇率和嘉兴市外商直接投资，发现他们之间没有显著的因果关系。也就是说，汇率变动只是影响嘉兴市外商直接投资的原因之一，其对外资的影响效果可能被其他因素所抵消了。例如嘉兴市良好的经济形势、市场规模是吸引外资的重要原因；另外，嘉兴的消费水平也吸引外商直接投资的最

36、重要原因之一。具体结合嘉兴外商直接投资和嘉兴经济的实际，人民币升值对嘉兴FDI的影响仍然是个值得深入探讨的问题。汇率在我国市场经济体制还不太完善的背景下，其正常作用的发挥可能是有限的。外商直接投资是长期际资本流动的一种，更注重的是投资环境的好坏，汇率波动造成的风险只是诸多环境因素之一，不会起到决定性的作用。影响外商直接投资的因素海盐很多，汇率的作用可能被其他因素所抵消。在现实中，除了汇率，影响嘉兴外商直接投资的原因还包括了嘉兴的市场规模、经济实力、消费水平、劳动力素质等其他因素。嘉兴市本身高速、健康发展的经济与日渐扩大的市场规模、消费水平等对吸引外商直接投资形成了首要的条件。嘉兴市服装、机电和

37、化工等特色产业对外商直接投资的吸引力也是毋庸置疑。另外，嘉兴地处长江三角洲地区，毗邻上海、杭州、江苏等重要城市，拥有良好的区位优势，但同时又有较低的地价和劳动力，也是吸引外资的重要原因。嘉兴政府的大力支持，各种吸引外资措施的出台，为吸引外商直接投资创造了条件。四、结论与建议（一）基本结论本文运用协整检验、格兰杰因果关系检验，根据1994年至2010年间相关数据，研究了人民币实际有效汇率对嘉兴市外商直接投资的影响。研究结果显示，人民币实际有效汇率对嘉兴外商直接投资的影响并不显著，其影响在很大程度上被嘉兴市场规模、廉价劳动力等因素抵消掉了。（二）政策建议人民币汇率变动对嘉兴外商直接投资的影响分析1

38、0汇率变动有利有弊。为了更好的利用汇率变动带来的有利影响，尽量避免不利的影响，从而更好的吸引外商直接投资。本文根据嘉兴吸引外商直接投资的概况和实证分析得出的结论，就嘉兴如何吸引外商直接投资提出一些建议。1发挥区位优势嘉兴地处长江三角洲，毗邻上海、杭州和苏州，拥有良好的地理位置和便利的交通，嘉兴吸引外商直接投资应该好好利用这一区位优势。上海、杭州等城市为嘉兴带来区位优势的同时，他们的经济实力和外资集聚效应却也对嘉兴引进外资造成了巨大的威胁。但是，相比上海、杭州等大城市嘉兴又有较低的房价和劳动力。便利的交通和廉价劳动力都能够为外商直接投资降低成本，无疑嘉兴可以更好的利用这些优势来促进外商直接投资流

39、入。2改善投资环境外国投资者在中国投资更为看重的是投资“软环境”,包括稳定的政策环境,公平竞争的市场环境以及完善的法制环境等。改善投资“软环境”是吸引外商继续加大对嘉兴投资的重要工作。嘉兴市应努力克服水、电、资金特别是土地等生产要素紧缺的瓶颈制约，变招商引资为“招商选资”，积极调整利用外资结构，千方百计吸引投资密度高、技术含量高、占用资源少、调整产业结构急需的外资项目，在保证利用外资数量迅速扩大的同时，项目质量也不断提高。3以民引外，以民促外相比上海、杭州、江苏对外资的魅力无可比拟，外资积聚已成气候，嘉兴吸引外资面临巨大的威胁。与改善投资环境、发挥区位优势等路径选择相比，打“民营经济牌”，“以

40、民引外，以外促民”可以成为嘉兴独特而又现实的选择。而事实上，对嘉兴来说，这样做也并不乏成功先例，嘉善就是一个很好的例子。从一个没有森林资源的地方到胶合板生产加工能力占全国三分之一的木业大县，台资和民资的互相带动为嘉善创造了这个经济发展中经典的“无中生有”神话。如果说，是民营经济让嘉兴成为浙江经济中的一颗璀璨明珠的话，“以民引外”必将加速浙江打造先进制造业基地的进程。4提高外资的质量和水平国际金融危机使中国发展面临的外部环境和内部条件发生了较大变化，使我们更加认识到，加快经济发展方式转变和经济结构调整的任务非常紧迫，要求我们进一步深化改革、扩大开放，提高利用外资的质量和水平。嘉兴市利用外资也是这

41、样，要控制吸收外资规模，着重提高外资的质量和水平，注重技术、人才、管理等先进要素，2011届国际经济与贸易专业毕业论文11注重本地企业对这些先进要素的吸收，这样才能保证嘉兴经济的可持续发展。人民币汇率变动对嘉兴外商直接投资的影响分析12参考文献1陈浪南汇率变动对外国直接投资影响的实证研究J投资研究,199922邢予青汇率与日本对华直接投资J世界经济文汇,2003,43张桂鸿汇率变化对外国直接投资的影响J国际经济合作,200594张庆君人民币汇率与外来直接投资关系的实证研究J软科学,200645黄志勇汇率变化对我国FDI影响的实证分析南京财经大学学报,2005436396冉茂盛刘勇李通人民币实际

42、汇率与外商对华直接投资200537孟祥涛人民币汇率对FDI影响的实证研究经济金融观察,2008088龚秀国人民币汇率与外来直接投资上海财经大学学报,20041PP34389张谊浩现行人民币汇率有利于引进外商直接投资财经科学,20036576010胡邦勇实际汇率变动对我国FDI的影响统计与决策J200711CAMPA,JMENTRYBYFOREIGNFIRMSINTHEUNITEDSTATESUNDEREXCHANGERATEUNCERTAINTYREVIEWOFECONOMICSANDSTATISTICS1993,LXXV6142212WIHLBORG,CLASCURRENCYRISKSINI

43、NTERNATIONALFINANCIALMARKETSPRINCETONSTUDIESININTERNATIONALFINANCE1978,4413BENASSYQUERE,A,FONTAGNE,L,LAHRECHEREVIL,AEXCHANGERATESTRAITIGIESINTHECOMPETITIONFORATTRACTINGFOREIGNDIRECTINVESTMENTJOURNALOFTHEJAPANESEANDINTERNATIONALECONOMICS2001152,PP17819814GOLDBERG,LSANDKOLSTAD,CDFOREIGNDIRECTINVESTMEN

44、T,EXCHANGERATEVARIABILITYANDDEMANDUNCERTAINTYINTERNATIONALECONOMICREVIEW199536485587315JIEQINEXCHANGERATERISKANDTOWWAYFOREIGNDIRECTINVESTMENTJOURNALOFFINANCEANDECONOMICS,2000,522123116SUNG,HONGMO,HARVEYELAPANSTRATEGICFOREIGNDIRECTINVESTMENTANDEXCHANGERATEUNCERTAINTYINTERNATIONALECONOMICREVIEW2000412

45、41142317FROOT,KAANDSTEIN,JCEXCHANGERATESANDFOREIGNDIRECTINVESTMENTANIMPERFECTCAPITALMARKETSAPPROACHTHEQUARTERLYJOURNALOFECONOMICS199210641191121718CUSHMAN,DOEXCHANGERATEUNCERTAINTYANDFOREIGNDIRECTINVESTMENTINTHEUNITEDSTATESWELTWIRTSCHAFTLICHESARCHIV1988124232233419XING,YANDWAN,GEXCHANGERATESANDCOMPE

46、TITIONFORFDITHEWORLDECONOMY200617,1972122011届国际经济与贸易专业毕业论文1320RAYMONDMACDERMOTTLINKINGEXCHANGERATESTOFOREIGNDIRECTINVESTMENTJTHEINTERNATIONALTRADEJOURNAL20081221DONGHYUNPARKTHEIMPACTOFEXCHANGERATEONFDIANDTHEINTERDEPENDENCEOFFDIOVERTIMEADBECONOMICSWORKINGPAPERNO164,2009人民币汇率变动对嘉兴外商直接投资的影响分析14附录附表1LNF

47、DI原序列ADF检验NULLHYPOTHESISLNFDIHASAUNITROOTEXOGENOUSCONSTANT,LINEARTRENDLAGLENGTH1AUTOMATICBASEDONSIC,MAXLAG3TSTATISTICPROBAUGMENTEDDICKEYFULLERTESTSTATISTIC305098301520TESTCRITICALVALUES1LEVEL47283635LEVEL375974310LEVEL3324976MACKINNON1996ONESIDEDPVALUESWARNINGPROBABILITIESANDCRITICALVALUESCALCULATED

48、FOR20OBSERVATIONSANDMAYNOTBEACCURATEFORASAMPLESIZEOF15AUGMENTEDDICKEYFULLERTESTEQUATIONDEPENDENTVARIABLEDLNFDIMETHODLEASTSQUARESDATE05/29/11TIME1254SAMPLEADJUSTED19962010INCLUDEDOBSERVATIONS15AFTERADJUSTMENTSVARIABLECOEFFICIENTSTDERRORTSTATISTICPROBLNFDI104464780146339305098300110DLNFDI1083578702121

49、78393909200023C38218401215658314384600093TREND199401038800036735282781500164RSQUARED0630408MEANDEPENDENTVAR0199973ADJUSTEDRSQUARED0529610SDDEPENDENTVAR0228462SEOFREGRESSION0156690AKAIKEINFOCRITERION0645911SUMSQUAREDRESID0270071SCHWARZCRITERION0457098LOGLIKELIHOOD8844332FSTATISTIC6254190DURBINWATSONSTAT2275313PROBFSTATISTIC00098032011届国际经济与贸易专业毕业论文15附表2LNREER原序列ADF检验NULLHYPOTHESISLNREERHASAUNITROOTEXOGENOUSCONSTANTLAGLENGTH1AUTOMATICBASEDONSIC,MAXLAG3TSTATISTICPROBAUGMENTEDDICKEYFULLERTESTSTATISTIC287636600717TESTCRITICALVALUES1LEVEL39591485LEVEL308100210L