陳 霞，祝博睿

（1.中南財經(jīng)政法大學(xué)a.公共管理學(xué)院；b.金融學(xué)院武漢430073;2.湖北民族學(xué)院 經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院,湖北恩施445000）

0 引言

人民幣匯率對我國的外商直接投資（Foreign Direct Investment）存在多元化影響，從不同的視角，各種因素對FDI的影響存在差異。人民幣升值意味著人民幣匯率提高，外商投資成本上升，外商投資的資本預(yù)期收益率降低，外商直接投資流入減少，現(xiàn)在外商在華投資成本上升，但預(yù)期收益（以外幣表示）將增加，反過來將使投資增加；人民幣匯率上升導(dǎo)致出口商品價格上升，削弱出口商品的國際競爭力，出口導(dǎo)向性的FDI減少；同時，人民幣匯率上升使進(jìn)口商品價格水平降低，原材料、機(jī)械設(shè)備等物資的價格水平下降，資源消耗型FDI成本下降，促進(jìn)外商在我國的投資；人民幣升值會降低我國經(jīng)濟(jì)的增長速度，在近幾年來出口對我國經(jīng)濟(jì)的拉動作用非常明顯，據(jù)測算，出口對每年我國經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率在35%左右，出口下降降低了經(jīng)濟(jì)增長的速度，使我國對FDI的吸引力減弱，進(jìn)而導(dǎo)致外商直接投資的流入的減少，但另一方面，隨著我國經(jīng)濟(jì)總量的增加，對外商投資更具吸引力以增加外商投資。綜上所述，人民幣匯率變動對我國外商直接投資的影響作用并不明確，因此，研究匯率對FDI的作用機(jī)制以及影響程度，有助于分析FDI流入相對于匯率變動的反映程度和對宏觀經(jīng)濟(jì)的影響。

1 模型設(shè)定、變量選取與數(shù)據(jù)說明

1.1 模型設(shè)定

為考慮人民幣有效匯率對我國外商直接投資的影響，本文采用：

實際有效匯率波動性-GARCH模型。

結(jié)合FDI理論可知，F(xiàn)DI存在市場規(guī)模效應(yīng)，即當(dāng)其他因素不變時，經(jīng)濟(jì)規(guī)模會對實體經(jīng)濟(jì)對FDI的吸引力產(chǎn)生影響。本文用相應(yīng)時期的GDP來調(diào)整FDI，以消除經(jīng)濟(jì)規(guī)模對FDI的影響，僅僅考慮人民幣有效匯率及其波動性對FDI的影響，對各變量取對數(shù)減弱可能存在的異方差的影響。

對人民幣實際有效匯率指數(shù)的波動性，通過廣義自回歸條件異方差（GARCH）模型進(jìn)行估計。在應(yīng)用GARCH模型時，變量必須是平穩(wěn)的，但對人民幣實際有效匯率進(jìn)行單位根檢驗發(fā)現(xiàn)它是非平穩(wěn)時間序列，而差分后的序列DREER是平穩(wěn)的，檢驗結(jié)果見表1。

表1 REER單位根檢驗

圖1 DREER序列的自相關(guān)圖和偏相關(guān)圖

首先考察人民幣實際有效匯率的差分序列是否滿足應(yīng)用GARCH模型的條件。通過觀察序列的相關(guān)圖和偏相關(guān)圖（如圖1所示），發(fā)現(xiàn)該序列存在1階自相關(guān)性，對其進(jìn)行AR(1)估計得：

式（1）方程的統(tǒng)計量很顯著，擬合程度也很好。下面檢驗方程的殘差是否存在“波動集群”現(xiàn)象采用GARCH-LM檢驗誤差項是否存在條件異方差性。檢驗結(jié)果如表2所示。

表2 誤差項條件異方差性檢驗

從表2可以看出，在1%的顯著性水平上，誤差項序列存在GARCH效應(yīng)，在5%的顯著性水平上，誤差項一直到滯后5階都存在GARCH效應(yīng)。經(jīng)過篩選，本文建立AR(1)-GARCH(2)模型如下：

均值方程：

方差方程：

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

表3 AR(1)-GARCH(2)方程誤差項條件異方差性檢驗

從表3可以看出，隨著滯后階數(shù)變大，拒絕原假設(shè)的概率越大，即方程的誤差項不在有條件異方差性。因此，通過AR(1)-GARCH(2)模型計算出來的方程作為人民幣實際有效匯率的季節(jié)波動值，記為VOL。

1.2 變量選取

外商直接投資（FDI）增加將加快經(jīng)濟(jì)增長，促進(jìn)就業(yè)，帶動進(jìn)出口貿(mào)易總額增長；但外商直接投資對中國經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生了負(fù)面影響，加劇國內(nèi)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)失衡，導(dǎo)致我國經(jīng)濟(jì)項目和資本項目順差，并由此形成人民幣的升值壓力。

實際有效匯率（REER）是在名義有效匯率的基礎(chǔ)上進(jìn)行價格調(diào)整，更加全面的反映一國貨幣的對外價值。如果一國的實際有效匯率下降，意味著相對其伙伴國，該國貨幣對外貶值平均幅度較大，且其產(chǎn)品在市場上有更大的競爭優(yōu)勢，貿(mào)易收支可以得到改善。

匯率的波動性（VOL）對于實體經(jīng)濟(jì)活動的影響是巨大的，匯率的頻繁波動對外商直接投資我國市場帶來很大的不確定性。自2005年我國確定有管理的浮動匯率制度以來，人民幣匯率機(jī)制更富有彈性，匯率變得更具波動性。

1.3 數(shù)據(jù)說明

本文采用1995年第1季度至2012年第1季度的季度數(shù)據(jù)，各季度FDI數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計局網(wǎng)站；人民幣實際有效匯率來源于國際清算銀行公布的有效匯率指數(shù)月度數(shù)據(jù)，經(jīng)算術(shù)平均后得到季度數(shù)據(jù)。各年季度數(shù)據(jù)可能因為制度、習(xí)慣等非經(jīng)濟(jì)因素而有季節(jié)性變動，因此，在進(jìn)行實證分析之前應(yīng)該對數(shù)據(jù)做季節(jié)調(diào)整，剔除時間序列中季節(jié)性因素和偶然性因素，以準(zhǔn)確的反映社會經(jīng)濟(jì)運(yùn)行趨勢。

2 實證分析與檢驗

2.1 單位根檢驗

在進(jìn)行協(xié)整和Granger因果分析之前，要確定數(shù)據(jù)序列的平穩(wěn)性，防止出現(xiàn)偽回歸問題。本文采用ADF方法檢驗個變量水平值和差分序列的平穩(wěn)性，并確定其單整階數(shù)。檢驗結(jié)果如表4所示。

表4 各變量的單位根檢驗

從表4可以看出：lnFDIa是非平穩(wěn)序列，lnREER、lnVOL都是平穩(wěn)序列。一階差分后，在1%、5%和10%顯著性水平上所有序列都是平穩(wěn)的，即lnFDIa、lnREER和lnVOL都是I()1序列。

2.2 協(xié)整檢驗

某些非平穩(wěn)時間序列從表面看不存在穩(wěn)定關(guān)系，但其線性組合卻可能存在穩(wěn)定的概率結(jié)構(gòu)，即存在長期穩(wěn)定的關(guān)系。上文已說明所有變量都滿足I()1過程，由此進(jìn)一步檢驗變量之間的協(xié)整關(guān)系，本文采用Johansen協(xié)整檢驗，檢驗結(jié)果如表5所示。

表5 Johansen協(xié)整檢驗結(jié)果

表5結(jié)果所示，在5%的顯著性水平上變量間存在兩個協(xié)整關(guān)系，各變量之間存在著長期的穩(wěn)定的均衡關(guān)系。標(biāo)準(zhǔn)化的協(xié)整方程確定了變量間存在的數(shù)量關(guān)系，由協(xié)整檢驗得到的標(biāo)準(zhǔn)化協(xié)整向量（見表6）和協(xié)整方程如下：

表6 標(biāo)準(zhǔn)化的協(xié)整關(guān)系

從式（4）的協(xié)整方程可以看出：長期內(nèi)，我國人民幣實際有效匯率水平及其波動會對我國的外商直接投資產(chǎn)生影響，并且lnREER和lnVOL前面的系數(shù)都是負(fù)數(shù)，說明長期內(nèi)人民幣貶值會促進(jìn)外商直接投資流入，實際有效匯率貶值1%，F(xiàn)DI占GDP的比重增加0.059%；匯率波動性增大會減少外商直接投資。實際有效匯率波動性增加1%，F(xiàn)DI占GDP的比重減少0.0015%；人民幣實際有效匯率水平值變動對FDI的影響比其波動對FDI的影響更大，說明外商對人民幣匯率穩(wěn)定性的預(yù)期，不會影響到投資行為，因為我國現(xiàn)階段實行的是以市場供求為基礎(chǔ)、參考一籃子貨幣進(jìn)行調(diào)節(jié)、有管理的浮動匯率制度，保證了人民幣匯率的穩(wěn)定性。

2.3 Granger因果關(guān)系檢驗

協(xié)整檢驗說明人民幣實際有效匯率及其波動性與FDI之間存在長期的穩(wěn)定關(guān)系，但沒有說明這種穩(wěn)定關(guān)系的方向性，即人民幣實際有效匯率及其變動與外商直接投資是否存在因果關(guān)系，本文采用Granger因果關(guān)系檢驗檢驗變量之間相互影響的方向性。Granger因果關(guān)系檢驗要求各變量具有平穩(wěn)性，由于lnFDIa是非平穩(wěn)序列，但lnFDIa、lnREER和lnVOL之間存在協(xié)整關(guān)系，因此，可以采用水平狀態(tài)下基于VAR模型的Granger因果關(guān)系檢驗，檢驗結(jié)果如表7所示。

表7 Granger因果關(guān)系檢驗

通過Granger因果關(guān)系檢驗結(jié)果可以看出：lnREER和lnVOL都是lnFDIa變動的Granger原因，lnFDIa也是lnREER和lnVOL變動的Granger原因。兩個變量一起也是lnFDIa的Granger原因，說明人民幣實際匯率及其波動對我國FDI流入是有影響的。

2.4 VAR模型及脈沖響應(yīng)分析

（1）VAR模型

首先確定VAR模型的結(jié)構(gòu)，利用AIC和SC準(zhǔn)則選擇最大的滯后期K，選擇的結(jié)果如表8所示：

表8 VAR模型滯后階數(shù)選擇

由表8可知，隨著滯后階數(shù)的增大，AIC和SC的值也逐步增加，按照選擇滯后期的原則：在增大滯后期的過程中使AIC和SC值達(dá)到最小，確定滯后階數(shù)為1。協(xié)整關(guān)系可以得到實際有效匯率及其波動和外商直接投資存在長期內(nèi)穩(wěn)定的數(shù)量關(guān)系，但是協(xié)整分析不能得到各變量之間的動態(tài)趨勢，根據(jù)VAR（1）估計結(jié)果得到方程如下：

由（5）式可知：前期的FDI每上升1%，本期的FDI將上升0.4476%，而前期的人民幣實際有效匯率及其波動對本期FDI的影響是負(fù)向的，當(dāng)前期人民幣實際有效匯率上升1%時，本期FDI減少0.8685%，人民幣匯率波動幅度和頻率加大時，F(xiàn)DI也會受到負(fù)面沖擊，但沖擊的程度較小。

（2）脈沖響應(yīng)分析

圖2是基于模型VAR（1）的脈沖響應(yīng)函數(shù)曲線，橫軸代表滯后階數(shù)，縱軸代表內(nèi)生變量對沖擊的響應(yīng)程度。

圖2 lnFDIa對lnREER和lnVOL的脈沖響應(yīng)函數(shù)

從圖2可以看出，脈沖響應(yīng)函數(shù)的值趨向于0。lnFDIa對lnREER的沖擊反映比較平穩(wěn)。人民幣實際有效匯率對外商直接投資的影響是負(fù)向的，隨著時間的推移，影響大小逐漸變大，然后減小趨于穩(wěn)定。實際有效匯率在0期對外商直接投資沒有沖擊，大約在第4期沖擊達(dá)到最大，由于本文選取的是季度數(shù)據(jù)，說明當(dāng)期外商直接投資受上年人民幣實際有效匯率指數(shù)的影響，本期的匯率水平對本期FDI基本沒有影響，這說明實際有效匯率對外商直接投資的影響主要體現(xiàn)在投資時機(jī)的選擇上，而對投資的規(guī)模影響較小，投資者的投資決定至少是提前一個季度作出的。人民幣實際有效匯率的波動對外商直接投資的影響比較小，基本在零附近波動，這與上文VAR模型的分析結(jié)果是一致的。

3 結(jié)論與建議

基于本文的分析，人民幣實際有效匯率及其波動與外商直接投資之間存在長期穩(wěn)定均衡關(guān)系，人民幣匯率及其波動與FDI之間是雙向因果關(guān)系。短期內(nèi)，人民幣升值對外商直接投資有負(fù)面效應(yīng)，而匯率波動對外商直接投資的影響不顯著。目前全球宏觀經(jīng)濟(jì)形勢普遍低于預(yù)期，全球的FDI流入和流出量都出現(xiàn)大幅萎縮。我國的加工貿(mào)易和由跨國公司主導(dǎo)的出口在對外貿(mào)易中占據(jù)重要地位，而我國的外貿(mào)依存度較高，F(xiàn)DI規(guī)模的下降對中國經(jīng)濟(jì)增長具有顯著不利影響。因此，為推動我國對外貿(mào)易發(fā)展，保持經(jīng)濟(jì)持續(xù)穩(wěn)定增長，本文認(rèn)為可以采取以下措施：首先，應(yīng)該以市場為基礎(chǔ)，建立更為靈活的人民幣匯率形成機(jī)制，保持人民幣匯率穩(wěn)中有升。人民幣匯率保持相對穩(wěn)定有助于保護(hù)投資者信心，雖然短期內(nèi)人民幣貶值有利于FDI流入，但人民幣貶值可能引起其他國家貨幣惡性貶值，可能對中國的經(jīng)濟(jì)增長和外貿(mào)環(huán)境帶來更大的不利沖擊。其次，改善外商直接投資環(huán)境，完善我國的引進(jìn)外資的政策，在保持政策連續(xù)性和科學(xué)性的前提下，引導(dǎo)外商直接投資由規(guī)模速度型向質(zhì)量效益型轉(zhuǎn)變，使外商直接投資結(jié)構(gòu)更為合理。最后，擴(kuò)大我國的對外直接投資，鼓勵本國企業(yè)開拓國際市場，一方面可以在一定程度上緩解人民幣升值壓力，另一方面也可以提升中國企業(yè)在國際產(chǎn)業(yè)鏈上的地位，加工環(huán)節(jié)附加值較低，應(yīng)使企業(yè)逐步上升至附加值較高的研發(fā)、流通等環(huán)節(jié)，促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級和經(jīng)濟(jì)增長。

[1]Cushman,D.O.Real Exchange Rate Uncertainty and Foreign Direct Investment in the United States[J].Reviews of Economics and Statis?tics,1985,67(2).

[2]Froot,K.,Stein,J.Exchange Rates and Foreign Direct Investment:an Imperfect Capital Market Approach[J].Quarterly Journal of Economics,1991,106(4).

[3]Benassy-Quere,Agnes,Fontagneete.Exehange Rate Strategies in the Competition for Attracting Foreign Direct Investment[J].Journal of the Japanese and International Eeonomies,2001,(15).

[4]陳幫能.人民幣有效匯率與我國外商直接投資的關(guān)系[J].金融教學(xué)與研究,2006,(3).

[5]周華.匯率水平、匯率波動幅度與國家直接投資[J].經(jīng)濟(jì)理論研究,2006,(10).

[6]周華.匯率波動對外商直接投資的影響--基于知識資本模型從產(chǎn)業(yè)角度的實證檢驗[J].數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究,2007,(4).

[7]張文,楊澤文.匯率波動對我國外商直接投資的影響[J].新金融,2006,(2).

[8]黃新飛.基于VAR模型的FDI與中國通貨膨脹的經(jīng)驗分析[J].世界經(jīng)濟(jì),2007,(10).

[9]閻敏.FDI對中國勞動就業(yè)的影響效應(yīng)實證研究--基于面板VAR模型的動態(tài)分析[J].統(tǒng)計應(yīng)用研究,2012,(7).