人民幣匯率對中國境外直接投資的影響
——基于結構突變的協(xié)整方程

翟超穎 黃若云

（中國人民銀行武漢分行，湖北 武漢 430071；中國人民銀行荊門市中心支行，湖北 荊門 448000）

一、引言

隨著經(jīng)濟發(fā)展和產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化，中國境外直接投資（OFDI）保持穩(wěn)步增長，“走出去”步伐明顯加快。商務部數(shù)據(jù)顯示，自2005年以來，中國境外直接投資穩(wěn)步增長，在2016 年達到頂峰1961.5 億美元；此后，中國境外直接投資略有下降，但仍維持在較高水平，2020 年中國境外非金融類直接投資達到1101.5 億美元。聯(lián)合國《2021 年世界投資報告》顯示，受新冠肺炎疫情影響，2020 年全球對外投資同比下降35%，但中國逆勢而上，投資總額達1330億美元，成為全球第一大對外投資國。統(tǒng)計口徑不一致導致數(shù)據(jù)略有偏差，但都顯示出近年來中國境外直接投資規(guī)模一直保持在較高水平。

匯率是影響境外直接投資的重要因素。境外直接投資及后續(xù)的轉股、撤資和利潤匯回等都很可能涉及跨境匯兌環(huán)節(jié)，匯率水平的高低可以直接影響投資成本和收益。自2005 年起，我國實施一系列人民幣匯率的重大改革，人民幣匯率水平也發(fā)生較大的變化（見圖1）。2005—2015 年，人民幣匯率指數(shù)穩(wěn)步提升；2015—2017 年，人民幣匯率指數(shù)小幅下降；但2017 年之后，人民幣匯率指數(shù)雙向波動趨勢明顯。同時，由圖1 也能直觀地看出，人民幣有效匯率指數(shù)的走勢與我國境外直接投資規(guī)模的變化在趨勢上基本一致。

一般情況，若經(jīng)濟系統(tǒng)遭受某種強烈的外部沖擊，會導致經(jīng)濟變量的生成過程發(fā)生結構性突變，經(jīng)濟關系可能會發(fā)生改變，甚至逆轉，如重大政策調整、英國脫歐、美聯(lián)儲加息等。在外部沖擊下，人民幣匯率水平與中國境外直接投資的關系是否發(fā)生結構性改變；如發(fā)生改變，這種結構性改變是何時發(fā)生的；這種結構性變化是否改變了長期關系等；對這些問題的分析有助于正確理解中國境外直接投資與人民幣匯率水平之間的變化關系，對提升中國境外直接投資水平及相關政策制定具有重要的理論和現(xiàn)實意義。

圖1 2005—2020年中國境外直接投資規(guī)模及人民幣實際有效匯率指數(shù)

二、文獻綜述

有關匯率與境外直接投資關系的研究起步較早，取得較為豐富的理論和實踐成果。但隨著研究不斷深入，學者們從不同角度圍繞該問題進行理論分析和實證研究，得到的結論并不一致。相關研究結論可以分為匯率與OFDI正相關、負相關和關系復雜等三大類。

（一）正相關

正相關關系是相關研究中最普遍的一種結論，即匯率與OFDI 之間存在正相關，本國匯率升值促進對外投資，匯率貶值則抑制對外投資。Wei &Alon（2010）分析中國境外直接投資的決定因素，研究顯示人民幣升值對中國國有企業(yè)和民營企業(yè)的海外投資行為具有決定性影響；人民幣向“匯率一攬子”管理體制的轉變更有可能導致人民幣長期穩(wěn)步升值，增加人民幣購買力，加大對海外資產(chǎn)投資。Qi et al.（2019）采用Cox 比例風險回歸模型，結合制度特征，研究匯率不確定性下中國跨國企業(yè)境外直接投資的時機選擇問題；進一步研究發(fā)現(xiàn)，人民幣貶值會增加中國企業(yè)出口競爭力，向海外出口能獲得比境外直接投資更大的收益，從而增加國內投資，抑制投資支出。Khayat（2020）對海灣地區(qū)1960—2018 年的對外投資數(shù)據(jù)進行研究，結果表明匯率水平與對外投資之間表現(xiàn)出顯著的正相關。陳琳等（2020）從廠商對外出口利潤最大化的角度，構建包含匯率、出口、利潤和對外投資的理論模型，證明本國貨幣升值會提高企業(yè)對外投資動機，且企業(yè)對外貿易依存度越高，本幣升值越能促進其對外投資。此外，該模型的實證檢驗結果也證實了這一觀點，即人民幣升值會造成固定成本的相對下降從而增加境外直接投資機會，同時出口和境外直接投資之間的替代效應，也是人民幣升值促進境外直接投資的重要因素。

（二）負相關

有部分學者認為，本國貨幣與境外直接投資之間呈負相關，即本國貨幣升值會抑制對外投資。Schmidt&Broll（2008）重點分析1984—2004 年美國對6 個工業(yè)國家不同行業(yè)的對外投資數(shù)據(jù)，結果表明，盡管東道國匯率升值對美國在該地區(qū)的食品和電力行業(yè)投資未產(chǎn)生明顯影響，但促進了美國對當?shù)鼗瘜W、批發(fā)、制造、金融等行業(yè)投資，即美元貶值促進了美國對外投資的增加。Saad et al.（2014）對1981—2011 年馬來西亞對外直接投資的影響因素進行分析，結果表明，匯率因素是影響馬來西亞對外直接投資的重要因素之一，只有在令吉貨幣貶值的情況下，對外直接投資才出現(xiàn)增加的現(xiàn)象。Liu &Deseatnicov（2016）利用2003—2013 年中國對119 個國家（地區(qū)）的投資數(shù)據(jù)進行分析，結果表明，人民幣匯率與中國境外直接投資之間存在負相關，并且指出中國跨國企業(yè)的短期利潤匯回效應以及重商主義效應導致的沉沒成本增加是人民幣升值抑制境外直接投資的主要驅動力。楊達（2020）基于企業(yè)微觀視角從對外投資風險角度分析匯率的影響，指出人民幣匯率水平與企業(yè)境外直接投資行為呈負相關關系。田巍和余淼杰（2019）認為中國存在大量的貿易服務型投資，因此其產(chǎn)生的輔助作用是人民幣匯率與中國境外直接投資呈反向變動的主要原因。

（三）復雜關系

還有部分學者認為匯率與境外直接投資之間的關系比較復雜，并不存在直接、簡單的正（負）相關，或者兩者的關系滿足某種條件時，存在一定的異質性。Aybar（2016）以土耳其為研究對象分析對外投資因素，研究結果顯示，匯率對土耳其的對外直接投資并沒有產(chǎn)生任何影響，將土耳其對外投資方向劃分為歐盟區(qū)和非歐盟區(qū)時，匯率也僅對非歐盟區(qū)產(chǎn)生影響，對歐盟區(qū)未產(chǎn)生影響。戴金平和張夏（2017）基于中國微觀企業(yè)層面的數(shù)據(jù)研究，認為匯率水平所帶來的“財富效應”和“成本效應”相互抵消是匯率水平不影響中國企業(yè)對外投資活動的主要原因。戴金平和尹相頤（2018）從人民幣匯率周期的視角出發(fā)，研究表明人民幣匯率只有處于升值或貶值周期才會對中國的境外直接投資產(chǎn)生影響，暫時性的匯率變化并不會影響企業(yè)境外直接投資行為。田保強（2020）從企業(yè)的所有制性質考慮，認為匯率水平對國有企業(yè)或非國有企業(yè)的境外直接投資行為并未產(chǎn)生顯著影響。

（四）小結

現(xiàn)有文獻表明，由于研究對象所面臨的國情、經(jīng)濟制度不一樣，同時對匯率、境外直接投資和控制變量等的選擇不同，研究的宏微觀視角以及研究方法上存在差異，導致不同學者對同一問題的研究得出不同的研究結論，甚至同一學者對同一問題因出發(fā)點不同得到的結論也不一致。這恰好說明了匯率水平與境外直接投資之間的關系是一個動態(tài)變化的關系，即隨著重大政策的實施或重大事件的發(fā)生，匯率與境外直接投資之間的關系在不斷變化調整。但在以往的文獻中，很少有學者考慮到這一點，雖然戴金平和安蕾（2018）基于門檻模型分析匯率的階段性特征，但并沒有指出這一門檻發(fā)生的時點。因此，本文在已有文獻的基礎上，采用結構突變的協(xié)整模型來檢驗匯率水平與中國境外直接投資發(fā)生結構突變的時點，進而分析其階段性關系，具有理論意義和現(xiàn)實基礎。

三、研究模型

（一）基本模型

本文首先構建包含匯率水平與中國境外直接投資關系的線性回歸模型，如公式（1）所示。

其中，OFDI表示中國境外直接投資，ER表示人民幣匯率水平。在模型（1）的基礎上加入其他控制變量X，則模型設立如公式（2）所示。

由于大多數(shù)經(jīng)濟變量容易受到外部沖擊發(fā)生結構性突變，因此在模型（2）的基礎上構建一個變結構協(xié)整方程。在存在結構突變點的情況下，根據(jù)Per?ron &Phillips（1987）的研究，在模型（2）的基礎上引入一個虛擬變量D，得到模型如公式（3）所示。

其中，t是時間趨勢變量，μt是隨機干擾項且服從標準正態(tài)分布，即μt～N（0，δ2）。α、β、δ是變結構模型參數(shù)，該模型包含三種狀態(tài)。當只有β、δ同時為0時，模型稱為水平漂移模型，即截距項存在結構突變；當只有β為0時，模型稱為水平趨勢漂移模型，即截距項和時間趨勢項存在結構突變；當只有δ為0時，模型稱為水平斜率趨勢漂移模型，表示截距項和斜率存在結構突變。虛擬變量定義如公式（4）所示。

其中，T代表的是結構突變時點。為避免異方差帶來的影響，對模型（3）進行對數(shù)處理，則模型結構如公式（5）所示。

（二）變量選擇及描述性統(tǒng)計

為細致地探索人民幣匯率與中國境外直接投資之間的關系，選取2010年1月至2021年6月的月度樣本數(shù)據(jù)，各項數(shù)據(jù)來源于中國商務部、國際清算銀行，并以2010年1月為基期對指標進行相應的平減處理，以消除價格因素影響。

1.中國境外直接投資（OFDI）。選取中國商務部公布的中國對外非金融類投資數(shù)據(jù)作為被解釋變量，由于中國商務部只公布了2010年之后的數(shù)據(jù)并且以美元為單位，因此，選取2010年后的月度數(shù)據(jù)作為研究樣本，并以2010年1月的美國消費價格指數(shù)為基期進行平減處理。

2.匯率水平（ER）。有不少學者選擇人民幣兌美元的匯率作為衡量匯率水平的指標，但事實上中國境外直接投資的國家或地區(qū)較多，并不是所有的對外投資都是以美元結算，因此使用人民幣兌美元的數(shù)據(jù)衡量匯率水平存在一定的局限性。考慮到人民幣實際有效匯率指數(shù)采用多邊加權計算方法，剔除通貨膨脹的影響使得模型的設立更為科學，并基于數(shù)據(jù)的可得性，本文選用人民幣實際有效匯率指數(shù)來衡量，上升表示人民幣升值，下降表示人民幣貶值。

3.經(jīng)濟發(fā)展水平（GDP）。投資發(fā)展路徑假說認為，母國的經(jīng)濟發(fā)展與對外投資之間存在某種關聯(lián)，因此選用經(jīng)濟發(fā)展水平作為該模型的控制變量。但由于中國的GDP 數(shù)據(jù)按季度發(fā)布，借鑒劉巍和陳昭（2011）的研究，使用Quadratic-match Sum 方法將季度GDP 數(shù)據(jù)轉化為月度數(shù)據(jù)并以2010 年1 月的數(shù)據(jù)為基期，用中國消費者價格指數(shù)進行平減。

對上述指標取對數(shù)后分別記為LnOFDI、LnER和LnGDP。各變量的描述性統(tǒng)計量見表1。

表1 變量的描述性統(tǒng)計

（三）單位根檢驗

非平穩(wěn)的時間序列直接回歸容易得到誤導性結論，因此，首先對數(shù)據(jù)進行平穩(wěn)性檢驗，以避免“偽回歸”問題。采用ADF 檢驗方法對各時間序列的平穩(wěn)性進行檢驗，并使用Schwert準則選取最優(yōu)滯后階數(shù)，檢驗結果見表2。

表2 單位根檢驗結果

表2 的結果顯示，所有原變量在5%的顯著水平下均不能拒絕原假設，即所有原變量均為非平穩(wěn)序列；但經(jīng)過一階差分后的變量均在1%的水平下拒絕原假設，即差分后的序列均為平穩(wěn)序列。因此，各變量均為一階單整序列，可以對變量進行協(xié)整關系分析。

四、實證分析

（一）不考慮結構突變的協(xié)整方程

在不考慮結構突變的情形下，對模型（2）進行OLS 估計，并產(chǎn)生一個殘差序列。根據(jù)協(xié)整的定義，如果相關變量產(chǎn)生的殘差是一個平穩(wěn)的時間序列，那么變量間就存在協(xié)整關系。對模型（2）產(chǎn)生的殘差進行單位根檢驗，t值為-1.897。需要注意的是，協(xié)整檢驗產(chǎn)生的t值是一個非均衡誤差的“t”統(tǒng)計量，并非一般的t統(tǒng)計量或ADF統(tǒng)計量。因此，使用AEG檢驗或麥金龍檢驗進行比較，檢驗結果見表3。

表3 結果顯示，殘差序列是一個非平穩(wěn)序列，不拒絕不存在協(xié)整關系的原假設，模型（2）中各變量不存在長期關系。這表明從2010年1月至2021年6月，中國境外直接投資與匯率水平之間不存在長期的均衡關系。這與陳琳等（2020）的研究結論相反。李洪英（2015）認為，出現(xiàn)相反結果的主要原因可能是重大的外部沖擊導致變量間發(fā)生結構突變，使得假設不再成立。因為對于協(xié)整檢驗來說，需要各個變量的長期均衡關系在整個樣本內穩(wěn)定。因此，需要重新考慮結構突變條件下中國境外直接投資與人民幣匯率水平之間的關系。

（二）考慮結構突變的協(xié)整方程

1.結構突變時機的估計。結構突變點的時機估計有兩種方法，即外生性結構突變點設定法和內生性結構突變點檢測法，外生性結構突變點由人為設定，如王鳳麗（2008）認為2005年7月21日的匯率制度改革是人民幣快速升值的一個突變點。內生性結構突變點需要通過數(shù)據(jù)挖掘技術估計得出，如郭田勇和蘭盈（2019）通過ZA檢驗發(fā)現(xiàn)2017年5月是人民幣匯率水平變化的一個結構突變點。主觀設定結構突變點及突變次數(shù)的方法存在遺漏突變點或強加突變點的情形，可能造成模型的估計結果偏差及檢驗結果錯誤。因此，本文采用三種不同方法對模型的結構突變點進行估計，估計結果見表4。

表4 結果顯示，采用廣義QA 估計得到兩個突變點，分別是2015年4月和2016年12月；采用全局最大檢驗，UD 最大統(tǒng)計量和WD 最大統(tǒng)計量都對應選擇兩個突變時點，即2015年4月和2016年12月；采用全局信息準則檢驗，施瓦茨準則的最小值選擇只有一個突變時點，即2016 年12 月。三種不同檢驗方法都認定2016 年12 月為一個結構突變點，而2015 年4 月在全局信息準則檢驗中并沒有被視為一個結構突變點；此外，2015 年4 月也不是我國匯率的改革時點，且在此時點人民幣匯率指數(shù)和境外直接投資趨勢延續(xù)了前期增長態(tài)勢，沒有出現(xiàn)明顯跌幅及拐點跡象。因此，本文僅將2016年12月作為模型的結構突變點。

表3 協(xié)整檢驗

表4 結構突變時點檢驗

同時，除數(shù)據(jù)檢測結果外，本文選擇將2016年12月作為結構突變時點有一定的現(xiàn)實依據(jù)。首先，2016年10 月人民幣正式加入SDR 成為第三大權重貨幣，對人民幣匯率水平產(chǎn)生影響，但這種影響不會立即顯現(xiàn)出來，而是存在一定的滯后。其次，陳春和彭慧（2021）認為，2016 年可以當作中美貿易摩擦的起始年，而匯率問題是中美貿易摩擦討論的重點問題。再次，人民幣匯率由市場供需決定，不可避免地受到國際因素影響，如2016年6月英國宣布脫歐、12月美聯(lián)儲宣布正式加息等重大國際事件在一定程度上影響了人民幣匯率水平。最后，2016 年12 月前后人民幣匯率指數(shù)處于一個由貶轉升的節(jié)點，同時中國境外直接投資在2016 年達到頂峰后開始下滑，處于一個由增到減的節(jié)點。

2.結構突變協(xié)整檢驗。在確定有1 個結構突變點的前提下，設置的虛擬變量Dt定義為2016 年12 月及之前取值為0，其他時間段取值為1，對模型（5）進行估計，估計結果顯示時間趨勢項t并不顯著，因此去掉時間趨勢項t之后，建立一個包含截距項和斜率都存在結構突變的模型，模型如公式（6）所示。

對模型（6）進行協(xié)整檢驗，所產(chǎn)生的t值為-11.01，協(xié)整檢驗結果見表5。結果顯示，無論是AEG檢驗還是麥金龍檢驗，殘差序列均平穩(wěn)，顯著拒絕不存在協(xié)整關系的原假設，即經(jīng)過結構突變性估計證實，人民幣匯率與境外直接投資之間存在協(xié)整關系。

表5 協(xié)整檢驗

3.結構突變的方程估計。對模型（6）進行運算，結果如表6所示，結構突變前后，人民幣匯率水平對中國對外直接投資的影響在統(tǒng)計上發(fā)生顯著性改變。

表6 估計結果

2016 年12 月以前，中國境外直接投資對人民幣匯率水平的彈性為1.858，即人民幣升值1個百分點，則帶動中國境外直接投資增加1.858 個百分點，即人民幣匯率升值對中國境外直接投資具有顯著的正向促進作用。這可以從直接成本、相對成本、財富效應和出口替代效應等角度解釋。

一是直接成本效應。本國貨幣升值降低了對外投資時對本國貨幣單位計價的資本要求，使得海外投資公司更容易籌集資本（戴金平和安蕾，2018）。二是相對成本效應。人民幣升值意味著東道國貨幣貶值，那么對中國投資者來說，東道國的勞動力成本、基建材料、設備采購等相對便宜。三是財富效應。人民幣升值會增加中國投資者以東道國貨幣計價的相對財富，中國投資者由此相對富有，會刺激中國投資者對外投資。四是出口替代效應。人民幣升值對進出口企業(yè)來說會增加進口，同時抑制出口，原本能通過海外出口獲得的海外利潤因人民幣升值而減少，出口型企業(yè)會選擇在海外建立工廠以獲得海外利潤，彌補出口減少帶來的損失。

2016 年12 月以后，中國境外直接投資對人民幣匯率水平的彈性為-2.558，即人民幣升值1個百分點，則導致中國對外直接投資下降2.558 個百分點，即人民幣匯率升值抑制了中國對外直接投資的增長。這可以從政策調整、出口互補效應、投資壁壘和預期收益等角度解釋。

一是政策調整。2016 年底至2017 年初，我國強化境外直接投資的真實性和合規(guī)性管理，引導企業(yè)合理投資，并實施負面清單管理，如限制境外房地產(chǎn)、俱樂部和娛樂等產(chǎn)業(yè)投資。在這一背景下，中國企業(yè)境外直接投資逐步回歸理性，境外直接投資大幅下跌，即使這一階段人民幣匯率水平呈上漲態(tài)勢，但境外直接投資仍下降。二是出口互補效應。田巍和余淼杰（2019）研究認為中國對外投資領域側重服務業(yè)而非制造業(yè)。數(shù)據(jù)顯示，2019 年中國對海外制造業(yè)的投資僅占9.43%，而對租賃和商業(yè)服務業(yè)的投資高達30.59%，這種貿易服務性投資本質上是一種特殊的垂直投資，與進出口為互補關系，而非替代關系，因此人民幣升值的時候，出口減少，貿易服務型投資也會減少。三是投資壁壘。孫文莉和伍曉光（2012）認為在母國匯率升值的情況下，跨越貿易壁壘（包括關稅、反傾銷）仍是跨國企業(yè)對外投資需要考慮的重要因素。四是預期收益。王曉紅（2017）認為，利潤最大化是企業(yè)對外投資的主要目標，但中國企業(yè)對外投資缺少長遠規(guī)劃，更多是追求短期利益，因此人民幣升值會導致境外企業(yè)以東道國貨幣表示的利潤匯回國內所兌換的人民幣減少，企業(yè)預期利潤下降，企業(yè)對外投資減少，從人民幣的角度證實了“預期收益理論”假說。

控制變量中，中國經(jīng)濟增長與對外投資之間呈正相關，中國經(jīng)濟實力越強，對外投資越多。即隨著經(jīng)濟規(guī)模擴大，中資企業(yè)會在海外尋求更多的投資機會，對外投資的動機更加強烈，對外投資規(guī)模將有所提高。

4.長期均衡誤差修正模型。協(xié)整方程用于描述中國境外直接投資與人民幣匯率水平之間的長期關系，但短期內會受到隨機因素的影響導致兩者的關系偏離長期均衡狀態(tài)，而現(xiàn)實中的經(jīng)濟力量總會把它們拉回到均衡水平。而誤差修正模型是將長期均衡與短期波動相結合，用于描述短期波動向長期均衡調整的糾偏機制。將各變量進行一階差分為ΔLnOFDIt、ΔLnERt、ΔLnGDPt，并將協(xié)整方程滯后一期為EMCt-1，建立誤差修正模型，模型估計結果見表7。

表7 誤差修正模型估計結果

結果顯示，誤差糾正系數(shù)為-0.940 且顯著，體現(xiàn)了對偏離的有效修正。這一結果說明，中國境外直接投資受到人民幣匯率干擾而偏離均衡時，會受到一個-0.940 速度的反向調整力度。即中國境外直接投資與人民幣匯率水平之間具有長期動態(tài)均衡關系。

（三）穩(wěn)健性檢驗

美國企業(yè)研究所公布了中國對外投資全球跟蹤數(shù)據(jù)，該數(shù)據(jù)涵蓋從2005年1月至今中國境外直接投資項目中單筆投資金額大于1 億美元的所有項目明細。本文利用該數(shù)據(jù)作為因變量替代中國商務部公布的中國對外投資數(shù)據(jù)，并以2016年12月作為結構突變點，對模型（5）進行重新估計，估計結果見表8。

表8 估計結果

結果顯示，估計后的殘差t 值為-9.16，拒絕不存在協(xié)整關系的原假設，即替換核心變量后協(xié)整關系依然存在。具體來看，2016年12月及以前，中國境外直接投資對人民幣匯率水平的彈性為7.445，兩者呈正相關；2016 年12 月以后，該彈性系數(shù)為-9.198，呈負相關，并且結果都在1%的水平下顯著，與前文的結論相一致。此外，經(jīng)濟發(fā)展促進中國對外直接投資增長的結論依然成立。結果表明，替換關鍵變量后，回歸結果的系數(shù)符號及顯著性均沒有發(fā)生改變，表明回歸結果的穩(wěn)健性。

五、結論及建議

本文通過模型構建和實證檢驗，分析人民幣匯率水平對中國境外直接投資的影響，基于結構突變協(xié)整方程對2010 年1 月至2021 年6 月人民幣匯率水平與中國境外直接投資之間的長期關系進行實證研究。研究發(fā)現(xiàn)：第一，在不考慮存在結構突變的情形下，通過單位根麥金龍檢驗沒有發(fā)現(xiàn)人民幣匯率水平與中國境外直接投資之間存在長期協(xié)整關系的證據(jù)；但在結構突變模型下，2016 年12 月是人民幣匯率水平與中國境外直接投資之間存在長期穩(wěn)定均衡關系的結構突變點，檢驗出的結構突變點與人民幣匯率改革的重要時點基本吻合。第二，在2016年12月及以前，人民幣匯率水平與中國境外直接投資之間呈正相關，人民幣匯率通過直接成本效應、相對成本效應、財富效應和出口替代效應等影響我國境外直接投資；但2016 年12 月以后，人民幣匯率水平與中國境外直接投資之間呈負相關，這一時期更多的是受投資政策調整、貿易壁壘、出口互補和預期收益等因素的影響。第三，從短期來看，人民幣匯率水平與中國境外直接投資之間的關系是動態(tài)波動的，當中國境外直接投資受到人民幣匯率干擾而偏離均衡時，會受到反向力度的調整。此外，中國經(jīng)濟發(fā)展會帶動中國境外直接投資的增長。

基于上述研究結論，本文建議：一是樹立匯率風險中性理念。人民幣匯率水平與中國境外直接投資之間的關系并不是一個長期不變的關系，當前人民幣匯率雙向波動、彈性加大的特征日益明顯，因此，企業(yè)要避免盲目利用人民幣升貶值周期進行對外投資獲取套利空間，要樹立匯率風險中性理念。二是加強國際合作，提高對外投資質量。近年來受國內政策調整以及國際不利因素影響，中國對外投資的步伐有所減緩，因此，中國要加強與“一帶一路”沿線國家合作，繼續(xù)保持與歐美國家對話，營造良好的國際投資環(huán)境，引導企業(yè)合理投資，提高投資質量。此外，人民幣匯率水平與中國境外直接投資之間存在長期穩(wěn)定的均衡關系，不必為兩者短期內的起伏波動而過度調整管理政策，在考慮境外直接投資或制定相關政策時要著眼于長期。