胡澤俊，趙 昊

（中南財(cái)經(jīng)政法大學(xué)a.經(jīng)濟(jì)學(xué)院；b.金融學(xué)院，武漢430073）

1 模型構(gòu)建及數(shù)據(jù)說明

匯率水平及其波動(dòng)對(duì)不同行業(yè)的影響是不同的。根據(jù)國民經(jīng)濟(jì)行業(yè)分類標(biāo)準(zhǔn)（GB/T 4754-2002）中三大產(chǎn)業(yè)的分類標(biāo)準(zhǔn)，第一產(chǎn)業(yè)是指農(nóng)、林、牧、漁業(yè)；第二產(chǎn)業(yè)包括采掘業(yè)，制造業(yè)，電力、煤氣及水的生產(chǎn)和供應(yīng)業(yè)，建筑業(yè)；第三產(chǎn)業(yè)指除第一、第二產(chǎn)業(yè)以外的其他產(chǎn)業(yè)。本文在選擇行業(yè)時(shí)主要參照三個(gè)標(biāo)準(zhǔn)：第一，該行業(yè)在吸收外商直接投資方面具有代表性，即該行業(yè)的合同利用外資、實(shí)際利用外資或項(xiàng)目數(shù)在外商對(duì)華直接投資總額中占比較高，從而該行業(yè)利用外資的變動(dòng)對(duì)總體利用外資會(huì)產(chǎn)生重要影響；第二，本文選擇的樣本區(qū)間是1997～2011年，該行業(yè)在樣本區(qū)間中應(yīng)保持統(tǒng)計(jì)口徑一致，例如，2004年之前，《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》單設(shè)“批發(fā)和零售貿(mào)易餐飲業(yè)”，從2004年開始，統(tǒng)計(jì)局將該行業(yè)分為“批發(fā)和零售業(yè)”及“住宿和餐飲業(yè)”，因此，本文未將“批發(fā)和零售貿(mào)易餐飲業(yè)”選為研究對(duì)象；第三，該行業(yè)的數(shù)據(jù)在樣本期間能夠取得，不存在明顯的缺失和統(tǒng)計(jì)錯(cuò)誤。綜合以上標(biāo)準(zhǔn)，本文選取了農(nóng)林牧漁業(yè)、采礦業(yè)、制造業(yè)、建筑業(yè)、金融業(yè)、房地產(chǎn)業(yè)和交通運(yùn)輸、倉儲(chǔ)和郵政業(yè)等七個(gè)行業(yè)作為研究對(duì)象。

影響外商對(duì)華直接投資的因素很多，如市場因素、制度因素、成本因素、地理的臨近性、關(guān)稅等，綜合考慮因素的可量化性和數(shù)據(jù)的可得性，本文選取了行業(yè)增加值、虛擬變量、職工平均貨幣工資分別衡量市場規(guī)模、匯率制度改革和成本因素。另外，匯率及其波動(dòng)作為待考察的變量也作為自變量出現(xiàn)在模型中。具體地，本文建立如下模型：

采用面板數(shù)據(jù)是因?yàn)槊姘鍞?shù)據(jù)同時(shí)具備時(shí)間序列數(shù)據(jù)和截面數(shù)據(jù)的特征，能夠有效解決內(nèi)生性問題，而且還可以反映變量的動(dòng)態(tài)變化，使實(shí)證分析的結(jié)果更全面、更穩(wěn)健。

2 實(shí)證研究

2.1 人民幣實(shí)際有效匯率波動(dòng)率測算-GARCH模型

研究對(duì)象、研究方法和數(shù)據(jù)來源的不同造成研究的結(jié)果存在較大區(qū)別，本文采用廣義自回歸條件異方差（GARCH）模型測定人民幣實(shí)際匯率的波動(dòng)。首先采用1997年第1季度～2011年第4季度的季度實(shí)際有效匯率數(shù)據(jù)測算人民幣匯率波動(dòng)幅度，然后用測算出來的季度波動(dòng)率平均得出年度的匯率波動(dòng)率。應(yīng)用GARCH模型的前提條件是時(shí)間序列的平穩(wěn)性，因此先檢驗(yàn)人民幣實(shí)際有效匯率序列的平穩(wěn)性，這里采用ADF檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果見表1。ADF檢驗(yàn)的結(jié)果表明REER序列是平穩(wěn)的時(shí)間序列。

表1 REER的ADF單位根檢驗(yàn)結(jié)果

根據(jù)表1的檢驗(yàn)結(jié)果，REER在5%的顯著性水平下是平穩(wěn)的時(shí)間序列，符合應(yīng)用GARCH模型的前提條件。

REER序列的相關(guān)圖和偏相關(guān)圖顯示出該序列存在明顯的自相關(guān)特征，估計(jì)的自回歸方程為：

方程的擬合優(yōu)度很好，而且統(tǒng)計(jì)量也是顯著的，接下來檢驗(yàn)方程誤差項(xiàng)是否存在條件異方差，即利用ARCH LM檢驗(yàn)看殘差μt是否存在ARCH效應(yīng)。表2顯示，P值很小，殘差序列存在ARCH效應(yīng)。

表2 殘差μt的ARCH效應(yīng)檢驗(yàn)

經(jīng)過篩選，本文建立AR(1)-GARCH(1)模型如下：

方差中的GARCH項(xiàng)的系數(shù)都是統(tǒng)計(jì)顯著的，擬合優(yōu)度和F統(tǒng)計(jì)量的值都較大，AIC的值比較小，再對(duì)此方程進(jìn)行條件異方差的GARCH-LM檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果見表3。

表3 AR(1)-GARCH(1)方程誤差項(xiàng)條件異方差性檢驗(yàn)

從表3可以看出，P值較大，即方程的誤差項(xiàng)不在有條件異方差性。因此，通過AR(1)-GARCH(1)模型計(jì)算出來的方程作為人民幣實(shí)際有效匯率的季節(jié)波動(dòng)值，記為VOL。人民幣實(shí)際有效匯率的波動(dòng)率如圖1所示。

圖1 人民幣實(shí)際有效匯率的波動(dòng)率(VOL)

2.2 單位根檢驗(yàn)

面板模型必須以數(shù)據(jù)平穩(wěn)為基礎(chǔ)，因此先對(duì)7個(gè)行業(yè)的各變量序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。本文采用既有趨勢又有截距項(xiàng)的檢驗(yàn)?zāi)Ｊ剑捎玫臉?biāo)準(zhǔn)為適用于相同單位根下的LLC檢驗(yàn)和適用于不同單位根下的ADF檢驗(yàn)及PP-Fisher檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果如表4和表5所示。

表4 7個(gè)行業(yè)面板數(shù)據(jù)水平方向單位根檢驗(yàn)

表5 7個(gè)行業(yè)面板數(shù)據(jù)一階水平單位根檢驗(yàn)

單位根檢驗(yàn)的結(jié)果顯示，7個(gè)行業(yè)的各變量序列LNFDI、LNREER、LNVOL、LNGDP、和LNWAGE 均不能拒絕“存在單位根”的原假設(shè)，說明取對(duì)數(shù)之后的變量均存在單位根；對(duì)各變量對(duì)數(shù)進(jìn)行一階差分進(jìn)行單位根檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，在三種檢驗(yàn)形式下，在1%顯著性水平上都通過檢驗(yàn)，即各變量序列均是一階單整。

2.3 協(xié)整檢驗(yàn)

7個(gè)行業(yè)變量單位根檢驗(yàn)結(jié)果發(fā)現(xiàn)，LNFDI、LNREER、LNVOL、LNGDP和LNWAGE均是一階單整，可以對(duì)7個(gè)行業(yè)的數(shù)據(jù)序列進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。本文采用Kao檢驗(yàn)和Pedroni檢驗(yàn)，Pedroni(1999)構(gòu)造了7個(gè)統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)面板模型變量的協(xié)整關(guān)系，其中Panel v,Panel rho，Panel PP和Panel ADF四個(gè)統(tǒng)計(jì)量用于描述聯(lián)合組內(nèi)維度，Group rho,Group PP和Group ADF三個(gè)統(tǒng)計(jì)量用于描述組間維度，每一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)化的統(tǒng)計(jì)量都趨于正態(tài)分布，但在小樣本情況下，Panel ADF和Group ADF檢驗(yàn)效果最好，當(dāng)各統(tǒng)計(jì)量的檢驗(yàn)結(jié)果出現(xiàn)沖突時(shí)，要以Panel ADF和Group ADF為標(biāo)準(zhǔn)。協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果如表6所示。

表6 7個(gè)行業(yè)面板數(shù)據(jù)協(xié)整檢驗(yàn)

7個(gè)行業(yè)的檢驗(yàn)結(jié)果都顯示，在1%顯著性水平下均拒絕“不存在協(xié)整關(guān)系”的原假設(shè)，因此31個(gè)省份吸收的直接投資（LNFDI）與人民幣實(shí)際有效匯率（LNREER）、人民幣實(shí)際有效匯率波動(dòng)率（LNVOL）、市場規(guī)模（LNGDP）、職工工資水平（LNWAGE）、對(duì)外開放度（OPEN）之間存在長期協(xié)整關(guān)系。

2.4 面板模型設(shè)定和模型估計(jì)

面板模型分為變系數(shù)模型和變截距模型，前者是指樣本中的個(gè)體差異是通過變量的系數(shù)差別來體現(xiàn)的，后者是指樣本中的個(gè)體差異通過結(jié)局想的差別來體現(xiàn)，隨機(jī)誤差項(xiàng)則有固定效應(yīng)、隨機(jī)效應(yīng)和混合效應(yīng)之分。本文采用協(xié)方差分析檢驗(yàn)對(duì)中部的面板模型進(jìn)行模型設(shè)定檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表7所示。F2統(tǒng)計(jì)量大于F2分布臨界值，拒絕“模型為混合模型”的原假設(shè)，進(jìn)一步地，F(xiàn)1統(tǒng)計(jì)量大于F1分布臨界值，拒絕“模型為變截距模型”的原假設(shè)，再結(jié)合針對(duì)誤差項(xiàng)的Hausman檢驗(yàn)結(jié)果，應(yīng)設(shè)定為固定效應(yīng)變系數(shù)面板模型。

根據(jù)設(shè)定的模型，本文使用固定效應(yīng)變系數(shù)模型進(jìn)行估計(jì)，結(jié)果如表8。

表8顯示，7個(gè)行業(yè)中有4個(gè)行業(yè)人民幣實(shí)際有效匯率系數(shù)在1%（或5%）的顯著性水平下是顯著的，其中，采礦業(yè)、制造業(yè)和金融業(yè)的人民幣實(shí)際有效匯率的系數(shù)在1%水平下通過檢驗(yàn)，房地產(chǎn)業(yè)的REER系數(shù)在5%顯著性水平下通過檢驗(yàn)，其中采礦業(yè)和制造業(yè)數(shù)據(jù)第二產(chǎn)業(yè)，金融業(yè)和房地產(chǎn)業(yè)屬于第三產(chǎn)業(yè)。7個(gè)行業(yè)中3個(gè)行業(yè)人民幣實(shí)際有效匯率波動(dòng)率系數(shù)在5%（或10%）的顯著性水平下是顯著的，其中制造業(yè)和金融業(yè)的VOL系數(shù)在5%顯著性水平下通過檢驗(yàn)，房地產(chǎn)業(yè)的VOL系數(shù)在10%顯著性水平下通過檢驗(yàn)。相比之下，人民幣實(shí)際有效匯率對(duì)各行業(yè)的影響比匯率波動(dòng)率的影響大。具體來講，人民幣實(shí)際有效匯率每上升1個(gè)百分點(diǎn)（即人民幣升值一個(gè)百分點(diǎn)），采礦業(yè)和制造業(yè)實(shí)際利用外商直接投資分別減少2.5538、3.4917個(gè)百分點(diǎn)，金融業(yè)和房地產(chǎn)業(yè)實(shí)際利用外商直接投資分別增加6.7634、3.01個(gè)百分點(diǎn)。人民幣實(shí)際有效匯率波動(dòng)率每增加1個(gè)百分點(diǎn)，制造業(yè)、金融業(yè)和房地產(chǎn)業(yè)實(shí)際利用外商直接投資分別增加0.7249、2.01、10.5027個(gè)百分點(diǎn)。對(duì)人民幣實(shí)際有效匯率和匯率波動(dòng)率敏感的四個(gè)行業(yè)的方程如方程5～8，其中括號(hào)內(nèi)為系數(shù)的t值，星號(hào)的含義與上文相同。

采礦業(yè)：

表7 7個(gè)行業(yè)面板模型設(shè)定檢驗(yàn)

表8 7個(gè)行業(yè)面板模型的估計(jì)結(jié)果

通過上述實(shí)證結(jié)果我們可以發(fā)現(xiàn)，人民幣實(shí)際有效匯率及其波動(dòng)率的相同變化對(duì)不同行業(yè)實(shí)際利用外商直接投資有著不同的影響，這種差異體現(xiàn)在影響的方向和幅度上，如人民幣升值使采礦業(yè)和制造業(yè)的實(shí)際利用外商直接投資減少，而使金融業(yè)和房地產(chǎn)業(yè)的實(shí)際利用外商直接投資增加；影響幅度上，人民幣實(shí)際有效匯率對(duì)采礦業(yè)的FDI影響相對(duì)較小，人民幣每升值1%，采礦業(yè)實(shí)際利用外資減少2.5538%，而人民幣實(shí)際有效匯率對(duì)金融業(yè)吸收FDI的影響相對(duì)較大，人民幣每升值1%，金融業(yè)吸收的FDI將增加6.7634%，人民幣實(shí)際有效匯率波動(dòng)率對(duì)房地產(chǎn)業(yè)的影響相對(duì)較大，匯率波動(dòng)率每增大1%，房地產(chǎn)業(yè)吸收的外商直接投資將增加10.5027%。

人民幣匯率水平及其波動(dòng)對(duì)利用外資較少的農(nóng)、林、牧、漁業(yè)沒有顯著影響，建筑業(yè)、交通運(yùn)輸、倉儲(chǔ)和郵政業(yè)也沒有受到匯率水平及其波動(dòng)的顯著影響。原因可能在于相比于金融業(yè)、房地產(chǎn)業(yè)、采礦業(yè)和制造業(yè)，農(nóng)、林、牧、漁業(yè)、建筑業(yè)和交通運(yùn)輸、倉儲(chǔ)和郵政業(yè)受到政府保護(hù)程度較高，而且其發(fā)展速度也不如金融業(yè)等行業(yè)，不僅對(duì)外資缺乏吸引力，而且其他因素如外資政策因素等對(duì)其影響也較大，例如，國內(nèi)市場規(guī)模和國內(nèi)職工平均貨幣工資水平對(duì)建筑業(yè)具有顯著影響，并且行業(yè)產(chǎn)值增加1%時(shí)，吸收的外資將增加4.5202%，行業(yè)職工平均工資上漲1%時(shí)，吸收的外資將減少5.5382%。

相對(duì)于其他行業(yè)，人民幣匯率及其波動(dòng)對(duì)農(nóng)、林、牧、漁業(yè)實(shí)際利用外商直接投資的影響不顯著而且是最小的，農(nóng)、林、牧、漁業(yè)產(chǎn)值增加1%時(shí)，吸收的外資將增加1.2233%，農(nóng)、林、牧、漁業(yè)職工平均工資上漲1%時(shí)，吸收的外資將減少0.1042%。原因可能在于農(nóng)、林、牧、漁業(yè)本身利用的外資數(shù)額就相對(duì)較小，2010年農(nóng)、林、牧、漁業(yè)合計(jì)實(shí)際利用外資191195萬美元，占全國總數(shù)1.8%，合同項(xiàng)目個(gè)數(shù)為929個(gè)，占全國合同項(xiàng)目個(gè)數(shù)的3.39%，造成農(nóng)、林、牧、漁業(yè)利用外資水平較低的原因主要有以下幾個(gè)方面：第一，我國的農(nóng)、林、牧、漁業(yè)尚未形成規(guī)模優(yōu)勢，大部分是農(nóng)、林、牧、漁業(yè)的家庭經(jīng)營模式，市場化程度很低，而且政府的干預(yù)較多，而外商的農(nóng)、林、牧、漁業(yè)已經(jīng)形成了規(guī)?；彤a(chǎn)業(yè)化，兩者是不相適應(yīng)的，從而導(dǎo)致兩者的交易成本很高，外商缺乏投資的積極性；第二，農(nóng)、林、牧、漁業(yè)的屬性決定了其技術(shù)不易形成壟斷優(yōu)勢，容易被模仿和學(xué)習(xí)；第三，不同于制造業(yè)和金融業(yè)等，農(nóng)、林、牧、漁業(yè)受到較強(qiáng)的地域性約束，技術(shù)的專業(yè)和擴(kuò)散難度較大，而且容易受到該地域的自然條件的影響。

制造業(yè)、采礦業(yè)和服務(wù)業(yè)中的金融業(yè)及房地產(chǎn)業(yè)對(duì)人民幣匯率及其波動(dòng)較敏感，并且制造業(yè)和金融業(yè)對(duì)匯率水平的敏感性更強(qiáng)，而房地產(chǎn)業(yè)對(duì)匯率波動(dòng)的敏感性高達(dá)10.5027，這說明我國的房地產(chǎn)市場具有很強(qiáng)的投機(jī)性，匯率水平波動(dòng)時(shí)，會(huì)有大量外資涌入房地產(chǎn)市場。國家統(tǒng)計(jì)局的數(shù)據(jù)顯示，制造業(yè)、采礦業(yè)、金融業(yè)和房地產(chǎn)業(yè)是外商直接投資的重要行業(yè)，金融業(yè)和房地產(chǎn)業(yè)吸收的外商直接投資均低于制造業(yè)，匯率水平及其波動(dòng)對(duì)這兩個(gè)行業(yè)的影響卻比制造業(yè)大，而且人民幣升值抑制制造業(yè)FDI流入，而促進(jìn)金融業(yè)和房地產(chǎn)業(yè)FDI流入，不僅與這些行業(yè)的自身特點(diǎn)有關(guān)，而且在于這些行業(yè)的市場化程度較高，投資環(huán)境比較成熟。制造業(yè)和采礦業(yè)屬于資源密集型行業(yè)，我國的廉價(jià)勞動(dòng)力資源和豐富的自然資源是吸引外資的重要趣味因素，而且制造業(yè)在中國的快速發(fā)展也是國際產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整和轉(zhuǎn)移的結(jié)果，產(chǎn)品的生產(chǎn)在中國大陸，而產(chǎn)品的設(shè)計(jì)、研發(fā)、營銷和配送體系則把握在跨國公司手中，人民幣貶值使得以外幣表示的本國生產(chǎn)成本（尤其是勞動(dòng)力成本）下降，出口導(dǎo)向型外國投資者的利潤增加，回報(bào)率的上升增加了FDI流入，而東道國貨幣升值使東道國貨幣的購買力增強(qiáng)，F(xiàn)DI會(huì)更多地替代國際貿(mào)易進(jìn)入東道國，流入東道國的FDI增多。而金融業(yè)和房地產(chǎn)業(yè)是資本密集型行業(yè)，尤其是2001年中國加入世界貿(mào)易組織以后，服務(wù)業(yè)也開始實(shí)行對(duì)外開放政策，大量外資涌入金融保險(xiǎn)業(yè)和房地產(chǎn)業(yè)，而且這兩個(gè)行業(yè)都是國際熱錢追逐的目標(biāo)，人民幣升值的預(yù)期也導(dǎo)致國際熱錢以FDI的形式進(jìn)入金融保險(xiǎn)業(yè)和房地產(chǎn)業(yè)，而人民幣匯率的波動(dòng)性也正好與國際熱錢短期投機(jī)的特點(diǎn)相適應(yīng)。

7個(gè)行業(yè)面板數(shù)據(jù)模型的結(jié)果顯示，除人民幣實(shí)際有效匯率及其波動(dòng)外，受到行業(yè)增加值（GDP）顯著影響的僅有建筑業(yè)，受到產(chǎn)業(yè)職工平均工資（WAGE）顯著影響的有制造業(yè)和建筑業(yè)，即市場因素和成本因素對(duì)第二產(chǎn)業(yè)的影響較為顯著，并且建筑業(yè)更易受到市場規(guī)模和成本因素的影響。

此外，市場規(guī)模對(duì)多數(shù)行業(yè)實(shí)際利用外資的影響是正向的，而職工平均工資水平對(duì)多數(shù)行業(yè)實(shí)際利用外資的影響是負(fù)向的，匯率制度改革對(duì)這七個(gè)行業(yè)實(shí)際利用外資水平的影響不顯著。

3 結(jié)論

本文選取農(nóng)林牧漁業(yè)、采礦業(yè)、制造業(yè)、建筑業(yè)、金融業(yè)、房地產(chǎn)業(yè)和交通運(yùn)輸、倉儲(chǔ)和郵政業(yè)等七個(gè)行業(yè)的面板數(shù)據(jù)分析了人民幣匯率及其波動(dòng)對(duì)FDI產(chǎn)業(yè)分布的影響，研究發(fā)現(xiàn)人民幣實(shí)際有效匯率及其波動(dòng)率的相同變化對(duì)不同行業(yè)實(shí)際利用外商直接投資有著不同的影響，這種差異體現(xiàn)在影響的方向和幅度上，如人民幣升值使采礦業(yè)和制造業(yè)的實(shí)際利用外商直接投資減少，而使金融業(yè)和房地產(chǎn)業(yè)的實(shí)際利用外商直接投資增加；影響幅度上，人民幣實(shí)際有效匯率對(duì)采礦業(yè)的FDI影響較小，而對(duì)金融業(yè)吸收FDI的影響相對(duì)較大，匯率波動(dòng)率對(duì)房地產(chǎn)業(yè)的影響相對(duì)較大。除人民幣實(shí)際有效匯率及其波動(dòng)外，受到行業(yè)增加值（GDP）顯著影響的僅有建筑業(yè)，受到產(chǎn)業(yè)職工平均工資（WAGE）顯著影響的有制造業(yè)和建筑業(yè)。

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