摘要:本文介紹了人民幣匯率與外商對(duì)華直接投資(FDI)的情況，分析人民幣匯率對(duì)流入我國(guó)的FDI帶來(lái)的成本效應(yīng)和財(cái)富效應(yīng)，在此基礎(chǔ)上建立適合中國(guó)實(shí)際的計(jì)量模型。本文首先對(duì)人民幣匯率和FDI的長(zhǎng)期趨勢(shì)做協(xié)整分析;然后選取合適的變量建立多元線性模型，并對(duì)模型檢驗(yàn)和相應(yīng)調(diào)整。實(shí)證分析結(jié)果證明，人民幣升值會(huì)削弱我國(guó)對(duì)外商直接投資的吸引力。

關(guān)鍵詞:人民幣匯率;外商直接投資(FDI);效應(yīng)

一、引言

隨著經(jīng)濟(jì)全球化的迅速發(fā)展，對(duì)外直接投資(FDI)活動(dòng)非常活躍，特別是中國(guó)已經(jīng)成為世界上最大的外商直接投資的流入國(guó)。我國(guó)的外商直接投資從1980年的0.04億美元，迅速增長(zhǎng)到2008年的897.22億美元。FDI在我國(guó)國(guó)民經(jīng)濟(jì)中日益占據(jù)重要的地位，推動(dòng)著我國(guó)經(jīng)濟(jì)的長(zhǎng)期持續(xù)增長(zhǎng)。

我國(guó)外商直接投資(FDI)增長(zhǎng)如此迅速，是經(jīng)濟(jì)環(huán)境、宏觀政策等因素綜合作用的結(jié)果。而匯率制度又是國(guó)際經(jīng)濟(jì)的核心因素。自2005年7月21日起，我國(guó)開(kāi)始實(shí)行以市場(chǎng)供求為基礎(chǔ)、參考一籃子貨幣進(jìn)行調(diào)節(jié)、有管理的浮動(dòng)匯率制度。在這種人民幣匯率機(jī)制下，人民幣匯率變化是否會(huì)影響我國(guó)外來(lái)直接投資的流入?其作用機(jī)制和方式如何?在全球外商直接投資放緩、人民幣面臨巨大升值壓力，且我國(guó)又需進(jìn)一步擴(kuò)大引資規(guī)模的今天，探討這個(gè)問(wèn)題具有非常重要的現(xiàn)實(shí)意義。

二、理論分析與研究假設(shè)

本文用到匯率的成本效應(yīng)理論和財(cái)富效用理論。

成本效應(yīng)理論強(qiáng)調(diào)匯率水平變動(dòng)對(duì)東道國(guó)生產(chǎn)成本的影響效應(yīng)。Cushman(1985、1987)和 Culem(1998)曾指出，匯率的不同將引起相對(duì)勞動(dòng)成本的變化，當(dāng)流入國(guó)貨幣相對(duì)于流出國(guó)貨幣貶值時(shí)，意味著相同數(shù)量的外資將可雇用更多的勞動(dòng)者和購(gòu)買更多的資本設(shè)備，從而吸引外資流入。為了檢驗(yàn)匯率對(duì) FDI 的影響，Kohlhagen(1997)使用一個(gè)靜態(tài)模型分析了貨幣貶值對(duì)跨國(guó)企業(yè)相對(duì)利潤(rùn)率和地點(diǎn)選擇的影響。他認(rèn)為，如果外幣相對(duì)于本幣貶值，那么跨國(guó)企業(yè)傾向于增加他們?cè)趪?guó)外的生產(chǎn)能力來(lái)服務(wù)本國(guó)市場(chǎng)。

匯率的財(cái)富效應(yīng)，即當(dāng)資本流入國(guó)貨幣相對(duì)于資本流出國(guó)貨幣貶值時(shí)，將使相同數(shù)量的外資可購(gòu)買更多流入國(guó)的商品，從而吸引外資流入。Froot 和 Stein 將匯率對(duì)FDI的財(cái)富渠道模型化，檢驗(yàn)了全球資本市場(chǎng)遭遇信息不對(duì)稱的情況下匯率與FDI之間的關(guān)系。他們認(rèn)為信息不對(duì)稱使得公司外部融資成本比內(nèi)部融資成本更高，因此匯率變化使得國(guó)內(nèi)外相對(duì)財(cái)富發(fā)生變化，而財(cái)富的變化轉(zhuǎn)化成為對(duì)外直接投資需求的變化。

根據(jù)理論分析，我們可以提出以下假設(shè)，人民幣匯率水平與FDI流入成反向相關(guān)關(guān)系。

三、變量設(shè)定及數(shù)據(jù)來(lái)源

根據(jù)上述理論，影響中國(guó)FDI的主要因素可以分為:人民幣匯率水平、市場(chǎng)規(guī)模、對(duì)外開(kāi)放度、勞動(dòng)力成本、基礎(chǔ)設(shè)施和人力資本。

人民幣匯率水平(REER)。以實(shí)際有效匯率( real effective exchange rate ， REER)表示。

市場(chǎng)規(guī)模(AGDP):用人均GDP表示。

對(duì)外開(kāi)放度(OPEN):用進(jìn)出口總額與GDP的比值表示。

成本變量(WAGE):用制造業(yè)在崗職工工資總額表示。

基礎(chǔ)設(shè)施(THIRD):用第三產(chǎn)業(yè)當(dāng)年增量占國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值當(dāng)年增量的比重來(lái)表示。

人力資本(EDU)，以人均受教育水平衡量一國(guó)人力資本存量。

政策因素:用虛擬變量dummy來(lái)表示。1994 年是中國(guó)匯率制度改革的一個(gè)轉(zhuǎn)折點(diǎn)，選取 Dt=0， t≤1994; Dt=1， t>1994，表示中國(guó)的開(kāi)放度和政策的穩(wěn)定性。

本文選用自1980年到2007年的28組數(shù)據(jù)，其中FDI來(lái)自《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》，并去了自然對(duì)數(shù)lFDIt;REER則取自國(guó)際貨幣基金組織網(wǎng)站(http://www.imf.org/external/chinese/)，本文對(duì)它也做了取對(duì)數(shù)處理;WAGE和人均GDP查自《中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)》，亦取對(duì)數(shù)得LWAGEt和LGDPt，且WAGE已經(jīng)美元化;OPEN、THIRD也取自《中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)》，EDU是以高中以上學(xué)歷人數(shù)除以總?cè)藬?shù)得到，查自《中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)》。

四、描述性分析和實(shí)證分析

(1)描述性分析

本文主要分析的是人民幣匯率與FDI流入量之間的關(guān)系，引入其他變量主要是為了控制相關(guān)因素的影響，所以，這里主要對(duì)他們之間可能存在的關(guān)系作個(gè)直觀的描述。

從圖3.1可以看出，人民幣實(shí)際有效匯率REER和我國(guó)利用外商直接投資FDI的長(zhǎng)期走勢(shì)基本保持一致，這反映二者之間聯(lián)系非常緊密，說(shuō)明人民幣實(shí)際匯率變動(dòng)是影響我國(guó)FDI流入的一個(gè)非常重要的因素:人民幣實(shí)際貶值，則外商直接投資FDI增加;人民幣實(shí)際升值，則外商直接投資FDI減少。

另外，對(duì)人民幣匯率和FDI做相關(guān)系數(shù)分析發(fā)現(xiàn)，人民幣匯率與FDI之間相關(guān)系數(shù)很高，為-0.829594，進(jìn)一步證明了我們的假設(shè)，即人民幣匯率水平與FDI流入成反向相關(guān)關(guān)系。

(2)時(shí)間序列的平穩(wěn)性檢驗(yàn)、協(xié)整分析及格蘭杰因果檢驗(yàn)

以為模型，檢驗(yàn)FDI與REER之間的長(zhǎng)期關(guān)系。

采用Engle-Granger的基于殘差A(yù)DF (Augmented Dickey-Filler)方法，來(lái)檢驗(yàn)各個(gè)指標(biāo)變量的平穩(wěn)性，并確定其單整階數(shù)。首先我們采用美國(guó)與中國(guó)的數(shù)據(jù)來(lái)進(jìn)行檢驗(yàn)，從其檢驗(yàn)結(jié)果來(lái)看(見(jiàn)表4.1)，各個(gè)指標(biāo)變量均表現(xiàn)出明顯的非平穩(wěn)性，而經(jīng)過(guò)一階差分后，在1%與5%顯著性水平上均表現(xiàn)出平穩(wěn)性的特征，我們可以定各個(gè)變量的對(duì)數(shù)均為一階平穩(wěn)序列。

注:本表中ADF檢驗(yàn)采用Eview5.0軟件進(jìn)行計(jì)算;進(jìn)行ADF檢驗(yàn)時(shí)，表達(dá)式都有常數(shù)項(xiàng)，無(wú)趨勢(shì)項(xiàng)，差分滯后項(xiàng)的階數(shù)為1。

采用Johanson提出的“極大似然法”進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，其結(jié)果顯示兩個(gè)變量之間只有一個(gè)協(xié)整關(guān)系，變量FDI和REER在5%的顯著水平上存在協(xié)整關(guān)系，即兩者之間存在長(zhǎng)期的均衡關(guān)系。本文估計(jì)出這FDI和REER的長(zhǎng)期協(xié)整方程為:

由協(xié)整方程可以看出，從長(zhǎng)期來(lái)講，人民幣匯率是外商直接投資重要影響因素。

根據(jù)變量的單位根檢驗(yàn)我們已經(jīng)知道所有變量都是非平穩(wěn)的I (1)過(guò)程，因此我們選用經(jīng)過(guò)取對(duì)數(shù)再一階差分后的序列進(jìn)行Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)。Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)的結(jié)果見(jiàn)表4.2。

通過(guò)Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)，我們可以看到，REER是FDI的Granger原因，而FDI不是REER的Granger原因，說(shuō)明人民幣匯率水平對(duì)我國(guó)FDI流入的有重要影響。

(3)普通最小二乘估計(jì)、檢驗(yàn)及修正

1)結(jié)果分析

OLS回歸結(jié)果為

t =(-3.006***) (-1.880*) (4.118***)(-11.694***)

(1.266) (3.140***) (1.586)

為0.980，方程擬合情況良好。F值221.436，方程能通過(guò)F檢驗(yàn)，總體線性關(guān)系強(qiáng)。X2、X3、X5、都在95%的顯著性水平下顯著。從模型的回歸結(jié)果可以看出，人民幣匯率對(duì)FDI流入是負(fù)面影響的。

2)模型設(shè)定檢驗(yàn)

遺漏解釋變量檢驗(yàn)，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)值為0.00037，相伴概率為0.985，dummy政策變量不可以包括在模型中。Ramsey的RESET檢驗(yàn)結(jié)果給出F統(tǒng)計(jì)量為8.307203，LR統(tǒng)計(jì)量為23.46309，證明我們方程在設(shè)定誤差檢驗(yàn)中是顯著的通過(guò)的。

用正態(tài)性檢驗(yàn)生成殘差的直方圖并得到用于檢驗(yàn)正態(tài)圖的Jarque-Bera統(tǒng)計(jì)量。從圖4.1中可以看出，殘差項(xiàng)分布呈現(xiàn)出明顯的正態(tài)分布特性;并且從Jarque-Bera值可以看到，不能拒絕殘差項(xiàng)呈正態(tài)分布的原假設(shè)。

1994年，我國(guó)進(jìn)行了匯率制度改革，用Chow檢驗(yàn)檢查在1994年前后的樣本是否存在顯著的差異性。從下表我們可以看到，在1%的水平下可以拒絕原假設(shè)，即我們方程不存在結(jié)構(gòu)性差異。

3)多重共線性檢驗(yàn)

計(jì)算條件數(shù)sc=13.690220，證明方程存在多重共線性，通過(guò)相關(guān)系數(shù)矩陣我們發(fā)現(xiàn)WAGE和AGDP的相關(guān)系數(shù)最高，為0.966238，有理由懷疑WAGE和AGDP存在自相關(guān)。用WAGE對(duì)其他解釋變量REER，AGDP，EDU，THIRD，OPEN回歸，得到R2=0.96，計(jì)算 ，遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于10，因此WAGE存在多重共線性，需要?jiǎng)h除。

刪掉WAGE后的方程用OLS回歸得

t=(-3.249***) (-2.229**)(7.679***)

(-11.593***)(2.836***)(2.131**)

對(duì)比發(fā)現(xiàn)，刪掉WAGE后方程擬合程度基本保持不變但各個(gè)系數(shù)的顯著性水平均有較大提高。

4)自相關(guān)檢驗(yàn)

做自相關(guān)檢驗(yàn)后發(fā)現(xiàn)，模型的DW值是1.530625，查表得自由度為6，顯著水平為5%時(shí)，dl=0.751，du=1.958， 1.742771處于dl，du之間，無(wú)法確定是否存在一階自相關(guān)，下面對(duì)模型進(jìn)行滯后階數(shù)為1的LM檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如下:

可以看出，模型不存在一階自相關(guān)。

5)異方差檢驗(yàn)

從懷特檢驗(yàn)的結(jié)果可以看出，原方程存在異方差。

我們用殘差平方和做縱軸，各個(gè)解釋變量為橫軸，希望直觀的看出哪個(gè)或那些解釋變量與擾動(dòng)項(xiàng)相關(guān)。通過(guò)分析，我們列出可能存在關(guān)系的殘差圖，其他的省略掉。

從上圖可以看出，解釋變量OPEN與殘差項(xiàng)之間可能存在相關(guān)性。

通過(guò)戈里瑟檢驗(yàn)(Glejscer)對(duì)殘差平方和與OPEN做了一個(gè)輔助回歸，得到F-statistic=3.653625，我們得出open對(duì)擾動(dòng)項(xiàng)有影響這一結(jié)論。通過(guò)Breusch-pagan檢驗(yàn)計(jì)算出的卡方統(tǒng)計(jì)量為:93.84(28* 3.3514)，同樣認(rèn)為open對(duì)擾動(dòng)項(xiàng)有影響。

從上面的分析中，我們得出open對(duì)擾動(dòng)項(xiàng)有影響，那么我們接下來(lái)用1/(open^(1/2))作為權(quán)重，進(jìn)行加權(quán)最小二乘估計(jì)。

FDI = -0.755*REER + 2.441*AGDP - 10.01*EDU + 0.043*THIRD + 3.536*OPEN - 7.517

(-2.136**)(6.852***) (-14.502***)(4.103***) (1.913*) (-3.412**)

R-squared:0.977; Adjusted R-squared:0.972; F-statistic: 332.5261***

從上面的結(jié)果可以看出，異方差修正后，我們的結(jié)論仍然沒(méi)有變，人民幣匯率對(duì)FDI流入量有負(fù)面的影響。

6)內(nèi)生性檢驗(yàn)

我們選擇用國(guó)內(nèi)交通設(shè)施的一個(gè)指標(biāo)作為工具變量，進(jìn)行Wu-Hausman test，以檢驗(yàn)是否存在內(nèi)生性問(wèn)題;如果存在內(nèi)生性，我們將進(jìn)一步運(yùn)用工具變量法對(duì)原方程進(jìn)行估計(jì)。

Infr:用國(guó)內(nèi)公路里程和營(yíng)運(yùn)的鐵路里程總和/國(guó)土總面積

Wu-Hausman test結(jié)果如下:

FDI = -0.74*REER + 2.67*AGDP - 10.48*EDU + 0.11*THIRDINFR + 1.68*OPEN - 10.44

(-1.805*)(7.865***) (-11.117***) (1.764*) (0.796) (-4.519***)

從上面的結(jié)果可以看出，在表示在在10%的顯著性水平下拒絕不存在內(nèi)生性的假設(shè)，即存在內(nèi)生性問(wèn)題。

工具變量估計(jì)

我們用Infr(用國(guó)內(nèi)公路里程和營(yíng)運(yùn)的鐵路里程總和/國(guó)土總面積)來(lái)作為third的工具變量，運(yùn)用兩階段最小二乘估計(jì)方法進(jìn)行估計(jì)。

FDI = -1.67*REER + 1.653*AGDP - 8.498*EDU + 0.117*THIRD + 3.239*OPEN - 0.902

(-2.098**) (2.328**)(-5.179***)(2.841***) (1.016) (-0.181)

從上面的結(jié)果可以看出，用工具變量分析我們的結(jié)論仍然沒(méi)有改變，人民幣匯率對(duì)FDI流入成負(fù)顯著影響。

五、結(jié)論

本文首先以外商直接投資理論為基礎(chǔ)，建立多元回歸計(jì)量模型來(lái)分析人民幣匯率對(duì)FDI流入的影響。一國(guó)的匯率通常會(huì)給流入該國(guó)的FDI帶來(lái)兩個(gè)效應(yīng):財(cái)富效應(yīng)、成本效應(yīng)。通過(guò)實(shí)證分析結(jié)果的總結(jié)，可以得出以下結(jié)論:人民幣匯率水平是影響我國(guó)FDI重要的直接因素。人民幣實(shí)際有效匯率的下降能夠帶來(lái)財(cái)富效應(yīng)和生產(chǎn)成本效應(yīng)，促進(jìn)FDI流入我國(guó);反之，人民幣升值相對(duì)阻礙FDI的流入。

六、政策建議

(1)以吸收外商直接投資為重點(diǎn)，促進(jìn)利用外資的進(jìn)一步發(fā)展。

目前， 我國(guó)正處于利用 FDI 的黃金時(shí)期， 我國(guó)仍需要引進(jìn)外國(guó)的先進(jìn)技術(shù)， 解決就業(yè)和經(jīng)濟(jì)發(fā)展問(wèn)題， 有效地吸收 FDI 是我國(guó)應(yīng)當(dāng)長(zhǎng)期堅(jiān)持的策略。人民幣貶值，我國(guó)廉價(jià)的勞動(dòng)力和外資政策都是吸引FDI流入的重要因素。我們不能長(zhǎng)期依賴于人民幣貶值和廉價(jià)勞動(dòng)力吸收 FDI，而要加強(qiáng)各項(xiàng)外資政策對(duì)外資流入的引導(dǎo)，提高利用外資質(zhì)量為主，適當(dāng)控制外資規(guī)模，鼓勵(lì)外資企業(yè)在華進(jìn)行技術(shù)投資增強(qiáng)其市場(chǎng)的競(jìng)爭(zhēng)力。只有這樣，才能促進(jìn)我國(guó)FDI長(zhǎng)期穩(wěn)定地增長(zhǎng)，使我國(guó)經(jīng)濟(jì)持續(xù)、穩(wěn)定、健康地發(fā)展。

(2)進(jìn)一步改善投資環(huán)境，為外資進(jìn)入奠定良好基礎(chǔ)。

對(duì)于不同的投資國(guó)(地區(qū))來(lái)說(shuō)，基于不同的投資動(dòng)機(jī)和目的，影響其對(duì)外投資的因素不同。因此，我們?cè)谥贫ㄒY政策時(shí)，要根據(jù)具體情況綜合考慮各種因素，以達(dá)到引資總體最優(yōu)。相對(duì)于優(yōu)惠政策而言， 跨國(guó)公司更加注重東道國(guó)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、市場(chǎng)規(guī)模、政策的連續(xù)性與透明度以及政府工作效率等因素。因此，要進(jìn)一步簡(jiǎn)化行政審批程序， 整治投資的不良環(huán)節(jié)， 改善行政環(huán)境; 加大知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)的執(zhí)法力度，依法保護(hù)外商的合法權(quán)益; 注重保持外商投資有關(guān)法律的相對(duì)穩(wěn)定性、連續(xù)性和可操作性， 努力創(chuàng)造良好的政策和法律環(huán)境; 加快某些行業(yè)貿(mào)易投資自由化步伐等。

參考文獻(xiàn):

[1] Kohlhagen， S.W. Exchange Rate Changes， Profitability， and Foreign Direct Investment [J] .Southern Economic Journa1， 1977， 68: 43-52.

[2] Cushman.D.O. Real Exchange Rate Risk， expectation， and the Level of Direct investment [M] .Review of economics and Statistics， 1985， 32: 297-465.

[3] Kenneth A. Froot， Jeremy C Stein. Exchange Rates and Foreign Direct InvestmentAn Imperfect Capital Markets Approach [J].The Quarterly Journal of Economics， 1991:135-149.

[4] 陳浪南，林海蒂. 匯率變動(dòng)對(duì)外國(guó)直接投資影響的實(shí)證研究[J].投資研究，1999(2).

[5] 龔秀國(guó). 人民幣匯率與外來(lái)直接投資[J].上海財(cái)經(jīng)大學(xué)學(xué)報(bào)，2004(1).

[6] 孫霄翀，劉士余，宋逢明. 匯率調(diào)整對(duì)外商直接投資的影響——基于理論和實(shí)證的研究[J].數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究，2006(8).

(作者單位:中國(guó)農(nóng)業(yè)銀行股份有限公司北京市分行)