曹宇峰
摘 要: 通過對1995—2011年人民幣實際有效匯率和外商直接投資的數(shù)據(jù)進(jìn)行分析,運(yùn)用Johansen協(xié)整檢驗、Granger 因果檢驗、脈沖響應(yīng)分析等實證方法對外商直接投資與人民幣實際有效匯率及其波動之間的關(guān)系進(jìn)行了研究。結(jié)果表明,人民幣實際有效匯率與FDI之間不僅存在顯著相關(guān)性,而且也存在單向格蘭杰因果關(guān)系, 即外國直接投資會影響我國實際有效匯率。
關(guān)鍵詞: 人民幣升值; 外商投資; VAR模型; 有效匯率
中圖分類號: TN911?34 文獻(xiàn)標(biāo)識碼: A 文章編號: 1004?373X(2014)18?0044?04
Empirical analysis of relationship between RMB real effective exchange rate and FDI
CAO Yu?feng
(Business College, Hehai University, Nanjing 211000, China)
Abstract: Based on data analysis of RMB real effective exchange rate and foreign direct investment (FDI) during 1995~2011, the relationship between RMB real effective exchange rate and FDI is researched by means of some empirical methods such as Johansen co?integration test, Granger causality test and pulse response analysis. The results show that not only a significant correlation exists between RMB real effective exchange rate and FDI, but also there is a one?way Granger causality between them, that is, FDI can affect the real effective exchange rate in china.
Keywords: appreciation of RMB; FDI; VAR model
0 引 言
日前,國際清算銀行最新公布的數(shù)據(jù)顯示,2013年11月人民幣實際有效匯率指數(shù)環(huán)比上升1.3%~117.8%,再創(chuàng)歷史新高,該數(shù)據(jù)年內(nèi)上升比例近7%。如果使用增加值的貿(mào)易權(quán)重以及增加值的價格水平作為平減指數(shù),人民幣實際有效匯率在過去1995—2011年間升值幅度已經(jīng)高達(dá)38%。央行公布外匯占款數(shù)據(jù)近期走高顯示資本流入壓力較大,預(yù)期未來國內(nèi)利率依然高企、經(jīng)濟(jì)運(yùn)行平穩(wěn),大量國際資金跨境流入我國套利的壓力仍大,人民幣中長期或仍將保持升值態(tài)勢。當(dāng)前,中國正處于改革的深入期,匯率、投資和外貿(mào)政策將作為配套改革的一部分,根據(jù)實際情況變化適時調(diào)整,正確認(rèn)識人民幣匯率波動、FDI對貿(mào)易的影響將為相關(guān)改革和政策制定提供科學(xué)的理論指導(dǎo)[1]。與人民幣匯率有關(guān)問題的研究,在國內(nèi)學(xué)術(shù)界是一個熱點(diǎn)。但大量的研究相對集中在對匯率與貿(mào)易問題的探討上,對匯率與我國利用外資關(guān)系的研究卻甚少。鑒于此,本文將重點(diǎn)探討匯率與我國利用外資的關(guān)系,外商直接投資與人民幣匯率之間的關(guān)系。本文在前人研究的基礎(chǔ)上,運(yùn)用Johansen協(xié)整檢驗、Granger 因果檢驗、脈沖響應(yīng)分析等實證方法對外商直接投資與人民幣實際有效匯率及其波動之間的關(guān)系進(jìn)行了研究。
1 理論分析
匯率波動可以影響到外商直接投資:匯率波動通過不完全資本市場渠道來影響到外商直接投資。不完全資本市場理論認(rèn)為:外部融資的成本比內(nèi)部融資的成本更為昂貴,投資者財富地位的任何改變都將轉(zhuǎn)移到對投資的需求上[2]。假設(shè)本國匯率的貶值, 這種貶值將導(dǎo)致外國投資者相對于本國投資者財富的上升, 按照不完全資本市場理論,投資者財富地位的上升將導(dǎo)致投資的需求上升,從而促使了外國投資者對本國FDI的上升。
外商直接投資對東道國匯率水平可以通過兩條不同的途經(jīng)影響:一是直接途徑,外商直接投資通過在投資不同階段的資本流動及其對一國進(jìn)出口貿(mào)易的影響直接影響東道國的實際匯率水平。二是外商直接投資還可以通過間接途徑影響到一國的實際匯率水平。外資的進(jìn)入加劇了相關(guān)行業(yè)的競爭,從而提高了相關(guān)行業(yè)的生產(chǎn)效率。同時外商直接投資的技術(shù)外溢效應(yīng)與國內(nèi)相關(guān)行業(yè)的學(xué)習(xí)效應(yīng)也可以提高國內(nèi)企業(yè)的勞動生產(chǎn)率。如果外商直接投資這種技術(shù)外溢導(dǎo)致了可貿(mào)易產(chǎn)品部門相對非貿(mào)易產(chǎn)品部門勞動生產(chǎn)率的上升[3],那么,外商直接投資將促使一國匯率的實際升值。外商直接投資的這種影響更多的表現(xiàn)在長期影響上而非近期影響。
2 變量和模型的選定
向量自回歸(Vecotr Atuo?Regression,VAR)是基于數(shù)據(jù)的統(tǒng)計性質(zhì)建立模型,VAR模型把系統(tǒng)中每一個內(nèi)生變量作為系統(tǒng)中所有內(nèi)生變量的滯后值來構(gòu)造模型,從而將單變量自回歸模型推廣到多元時間序列變量組成的“向量”自回歸模型。本文采用VAR模型來解釋人民幣匯率與外國直接投資的關(guān)系。
匯率主要考慮人民幣實際有效匯率。實際有效匯率(Real Effective Exchange Rate,REER)不僅考慮了所有雙邊名義匯率的相對變動情況,而且還剔除了通貨膨脹對貨幣本身價值變動的影響,能夠綜合地反映本國貨幣的對外價值和相對購買力。實際有效匯率指數(shù)反映一國相對于其他貿(mào)易伙伴國的競爭力。REER 上升表示人民幣匯率升值,下降表示人民幣匯率貶值。人民幣實際有效匯率數(shù)據(jù)來源于國際清算銀行(BIS),外國直接投資的數(shù)據(jù)源于東方財富網(wǎng)數(shù)據(jù)中心。選取1995年1月—2011年9月的月度數(shù)據(jù)進(jìn)行分析。由于取自然對數(shù)并不會改變原有的協(xié)整關(guān)系,而且有助于消除變量的異方差性,因此所有變量都采用對數(shù)形式,對REER(實際有效匯率)以及FDI(外商直接投資)取對數(shù)。LNREER表示REER的對數(shù),LNFDI表示FDI的對數(shù)。運(yùn)用Eviews 6.0軟件進(jìn)行數(shù)據(jù)分析。
3 檢驗的步驟及結(jié)果
3.1 平穩(wěn)性檢驗
3.1.1 LNREER序列的平穩(wěn)性檢驗
為了避免出現(xiàn)偽回歸問題,要對所用序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗[4]。首先運(yùn)用ADF檢驗對LNREER進(jìn)行單位根檢驗。由表1可以得出LNREER有單位根,所以LNREER序列是不平穩(wěn)的。然后對D(LNREER)即LNREER的一階差分進(jìn)行單位根檢驗。由表2可知D(LNREER)通過了1%水平的單位根檢驗,它是平穩(wěn)的。因此LNREER是一階單整的。
3.1.2 LNFDI序列的平穩(wěn)性檢驗
分別對LNFDI以及D(LNFDI)進(jìn)行單位根檢驗。從表3和表4可以看出,LNFDI序列也是不穩(wěn)定的,但是D(LNFDI)序列是平穩(wěn)的,LNFDI變量是一階單整的。所以綜上可知,LNREER與LNFDI都是一階單整序列。
表1 LNREER的單位根檢驗
表2 LNREER的一階差分的單位根檢驗
表3 LNFDI的單位根檢驗
表4 LNFDI的一階差分單位根檢驗
3.2 協(xié)整檢驗
Johansen協(xié)整檢驗結(jié)果如圖1所示。根據(jù)跡檢驗的結(jié)果以及最大特征根檢驗的結(jié)果可以得出,檢驗拒接了沒有協(xié)整關(guān)系的假設(shè),接受了存在一個協(xié)整的關(guān)系的假設(shè),在5%的顯著水平下,LNRRER變量與LNFDI變量之間存在長期協(xié)整的關(guān)系。
圖1 Johansen協(xié)整檢驗
3.3 VAR模型的穩(wěn)定性檢驗
穩(wěn)定性檢驗是判斷所有檢驗有效性的基礎(chǔ)。如果所有的根模的倒數(shù)都小于1,即都在單位圓內(nèi),則模型是穩(wěn)定的,相應(yīng)的檢驗也是有效的;反之則無效。如圖2所示,VAR模型中所有的根模的倒數(shù)都小于1,則根模是穩(wěn)定的,后續(xù)進(jìn)行的檢驗也是有效的。
圖2 VAR的根表
3.4 格蘭杰因果檢驗
變量LNREER與LNFDI之間存在長期穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系,但并沒有反映變量之間的因果聯(lián)系,因此需要進(jìn)行因果檢驗,以確定變量間的引起和被引起的關(guān)系[5]。按照AIC和SC最小化準(zhǔn)則,選取滯后期為10,對序列LNREER與序列LNFDI進(jìn)行格蘭杰檢驗,檢驗結(jié)果見表5。
表5 格蘭杰因果檢驗
根據(jù)表5格蘭杰因果檢驗的結(jié)果,在10%的置信區(qū)間下,得出LNFDI即外商直接投資是LNREER實際有效匯率的格蘭杰原因,而實際有效匯率卻不是外商直接投資的格蘭杰原因。
3.5 脈沖響應(yīng)函數(shù)分析
從圖3可以看出,LNFDI投入一個標(biāo)準(zhǔn)差擾動項對LNREER的沖擊從一個較低的水平上升一段時間后又以緩慢的速度下行。圖4表明LNREER對于LNFDI的沖擊比較低,雖然長期中LNRRER對于LNFDI的沖擊有所增大,但水平一直不高。
圖3 LNFDI對于LNREER的脈沖響應(yīng)
圖4 LNREER對于LNFDI的脈沖響應(yīng)
3.6 方差分解
為了分析FDI對于REER的影響程度以及貢獻(xiàn)程度,本文引入方差分析法。基于VAR模型,對LNREER標(biāo)準(zhǔn)誤差進(jìn)行方差分解。從表6可以看出FDI在對REER變化的貢獻(xiàn)比重,從第4期的1.8%上升到第10期的9.5%,這說明FDI對于REER增長波動的貢獻(xiàn)率較大,而且隨著時間的推移,其貢獻(xiàn)率呈現(xiàn)不斷增大的趨勢。
表6 有效實際匯率變動的方差分解
4 結(jié)論分析
人民幣實際有效匯率與FDI之間不僅存在顯著相關(guān)性,而且也存在單向格蘭杰因果關(guān)系, 即外國直接投資會影響我國實際有效匯率。
一方面,匯率因素對外國的投資決策影響不大,外商更看重的是中國的市場、經(jīng)濟(jì)規(guī)模和開放度等因素。人民幣匯率會在一定程度上影響外商投資量,但是相對影響力要小一些。隨著我國開放力度的逐步加大,外商直接投資的不斷增加,外商在選擇中國作為其投資國還會考慮其他因素,比如投資國引資政策、投資環(huán)境、生產(chǎn)成本、政治穩(wěn)定等[6]。由于我國長期以來一直實行比較優(yōu)惠的投資政策,而且我國勞動生產(chǎn)力成本相對其他國家來說具有絕對的優(yōu)勢,所以相對應(yīng)以上因素,外商在投資的過程中的匯率風(fēng)險因素要少些。盡管最近我國人民幣升值對外商直接投資有不利影響,但是中國巨大的市場規(guī)模對外商投資者有很強(qiáng)的吸引力,近年來人民幣升值并沒有使得外商對華投資額明顯減少,這也說明了外商投資者看好中國經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。近年來外商直接投資的增加可能更多的是得益于中國好的經(jīng)濟(jì)形勢,來自于好的整體宏觀經(jīng)濟(jì)形勢,即人民幣升值并不會減少中國的外商直接投資數(shù)量,也說明了當(dāng)前我國大額的外商直接投資并非匯率的低估而產(chǎn)生的。
另一方面,在研究人民幣實際有效匯率與FDI的關(guān)系中得出FDI對于REER的影響是顯著的。外商直接投資通過在投資不同階段的資本流動及其對一國進(jìn)出口貿(mào)易的影響直接影響我國的實際匯率水平。外商直接投資的增加會導(dǎo)致人民幣匯率的升值,外商直接投資的增加,一方面會帶來本國出口量的擴(kuò)大,經(jīng)常項目的順差增加,另一方面,外商直接投資的技術(shù)外溢效應(yīng)也提高國內(nèi)企業(yè)商品的出口競爭力,擴(kuò)大出口量,最終導(dǎo)致了人民幣匯率的升值。反之外商直接投資的減少會導(dǎo)致人民幣匯率的貶值。
參考文獻(xiàn)
[1] 胡邦勇.實際匯率變動對我國FDI的影響[J].統(tǒng)計與決策,2007(24):96?99.
[2] 姜波克.國際金融學(xué)[M].北京:高等教育出版社,2008.
[3] 徐康寧,王劍.美國對華直接投資決定性因素分析(1983—2002)[J].中國社會科學(xué),2002(5):66?79.
[4] 高鐵梅.計量經(jīng)濟(jì)分析方法與建模Eviews應(yīng)用及實例[M].北京:清華大學(xué)出版社,2006.
[5] 趙永亮,干杏娣,熊德平.人民幣實際有效匯率升值對中國產(chǎn)出影響的實證研究[J].世界經(jīng)濟(jì)研究,2011(6):16?21.
[6] 田甜銘梓.人民幣名義匯率、實際匯率、名義有效匯率和實際有效匯率對中國出口總額和進(jìn)口總額的影響[J].現(xiàn)代經(jīng)濟(jì),2009(9):1?5.
3 檢驗的步驟及結(jié)果
3.1 平穩(wěn)性檢驗
3.1.1 LNREER序列的平穩(wěn)性檢驗
為了避免出現(xiàn)偽回歸問題,要對所用序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗[4]。首先運(yùn)用ADF檢驗對LNREER進(jìn)行單位根檢驗。由表1可以得出LNREER有單位根,所以LNREER序列是不平穩(wěn)的。然后對D(LNREER)即LNREER的一階差分進(jìn)行單位根檢驗。由表2可知D(LNREER)通過了1%水平的單位根檢驗,它是平穩(wěn)的。因此LNREER是一階單整的。
3.1.2 LNFDI序列的平穩(wěn)性檢驗
分別對LNFDI以及D(LNFDI)進(jìn)行單位根檢驗。從表3和表4可以看出,LNFDI序列也是不穩(wěn)定的,但是D(LNFDI)序列是平穩(wěn)的,LNFDI變量是一階單整的。所以綜上可知,LNREER與LNFDI都是一階單整序列。
表1 LNREER的單位根檢驗
表2 LNREER的一階差分的單位根檢驗
表3 LNFDI的單位根檢驗
表4 LNFDI的一階差分單位根檢驗
3.2 協(xié)整檢驗
Johansen協(xié)整檢驗結(jié)果如圖1所示。根據(jù)跡檢驗的結(jié)果以及最大特征根檢驗的結(jié)果可以得出,檢驗拒接了沒有協(xié)整關(guān)系的假設(shè),接受了存在一個協(xié)整的關(guān)系的假設(shè),在5%的顯著水平下,LNRRER變量與LNFDI變量之間存在長期協(xié)整的關(guān)系。
圖1 Johansen協(xié)整檢驗
3.3 VAR模型的穩(wěn)定性檢驗
穩(wěn)定性檢驗是判斷所有檢驗有效性的基礎(chǔ)。如果所有的根模的倒數(shù)都小于1,即都在單位圓內(nèi),則模型是穩(wěn)定的,相應(yīng)的檢驗也是有效的;反之則無效。如圖2所示,VAR模型中所有的根模的倒數(shù)都小于1,則根模是穩(wěn)定的,后續(xù)進(jìn)行的檢驗也是有效的。
圖2 VAR的根表
3.4 格蘭杰因果檢驗
變量LNREER與LNFDI之間存在長期穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系,但并沒有反映變量之間的因果聯(lián)系,因此需要進(jìn)行因果檢驗,以確定變量間的引起和被引起的關(guān)系[5]。按照AIC和SC最小化準(zhǔn)則,選取滯后期為10,對序列LNREER與序列LNFDI進(jìn)行格蘭杰檢驗,檢驗結(jié)果見表5。
表5 格蘭杰因果檢驗
根據(jù)表5格蘭杰因果檢驗的結(jié)果,在10%的置信區(qū)間下,得出LNFDI即外商直接投資是LNREER實際有效匯率的格蘭杰原因,而實際有效匯率卻不是外商直接投資的格蘭杰原因。
3.5 脈沖響應(yīng)函數(shù)分析
從圖3可以看出,LNFDI投入一個標(biāo)準(zhǔn)差擾動項對LNREER的沖擊從一個較低的水平上升一段時間后又以緩慢的速度下行。圖4表明LNREER對于LNFDI的沖擊比較低,雖然長期中LNRRER對于LNFDI的沖擊有所增大,但水平一直不高。
圖3 LNFDI對于LNREER的脈沖響應(yīng)
圖4 LNREER對于LNFDI的脈沖響應(yīng)
3.6 方差分解
為了分析FDI對于REER的影響程度以及貢獻(xiàn)程度,本文引入方差分析法?;赩AR模型,對LNREER標(biāo)準(zhǔn)誤差進(jìn)行方差分解。從表6可以看出FDI在對REER變化的貢獻(xiàn)比重,從第4期的1.8%上升到第10期的9.5%,這說明FDI對于REER增長波動的貢獻(xiàn)率較大,而且隨著時間的推移,其貢獻(xiàn)率呈現(xiàn)不斷增大的趨勢。
表6 有效實際匯率變動的方差分解
4 結(jié)論分析
人民幣實際有效匯率與FDI之間不僅存在顯著相關(guān)性,而且也存在單向格蘭杰因果關(guān)系, 即外國直接投資會影響我國實際有效匯率。
一方面,匯率因素對外國的投資決策影響不大,外商更看重的是中國的市場、經(jīng)濟(jì)規(guī)模和開放度等因素。人民幣匯率會在一定程度上影響外商投資量,但是相對影響力要小一些。隨著我國開放力度的逐步加大,外商直接投資的不斷增加,外商在選擇中國作為其投資國還會考慮其他因素,比如投資國引資政策、投資環(huán)境、生產(chǎn)成本、政治穩(wěn)定等[6]。由于我國長期以來一直實行比較優(yōu)惠的投資政策,而且我國勞動生產(chǎn)力成本相對其他國家來說具有絕對的優(yōu)勢,所以相對應(yīng)以上因素,外商在投資的過程中的匯率風(fēng)險因素要少些。盡管最近我國人民幣升值對外商直接投資有不利影響,但是中國巨大的市場規(guī)模對外商投資者有很強(qiáng)的吸引力,近年來人民幣升值并沒有使得外商對華投資額明顯減少,這也說明了外商投資者看好中國經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。近年來外商直接投資的增加可能更多的是得益于中國好的經(jīng)濟(jì)形勢,來自于好的整體宏觀經(jīng)濟(jì)形勢,即人民幣升值并不會減少中國的外商直接投資數(shù)量,也說明了當(dāng)前我國大額的外商直接投資并非匯率的低估而產(chǎn)生的。
另一方面,在研究人民幣實際有效匯率與FDI的關(guān)系中得出FDI對于REER的影響是顯著的。外商直接投資通過在投資不同階段的資本流動及其對一國進(jìn)出口貿(mào)易的影響直接影響我國的實際匯率水平。外商直接投資的增加會導(dǎo)致人民幣匯率的升值,外商直接投資的增加,一方面會帶來本國出口量的擴(kuò)大,經(jīng)常項目的順差增加,另一方面,外商直接投資的技術(shù)外溢效應(yīng)也提高國內(nèi)企業(yè)商品的出口競爭力,擴(kuò)大出口量,最終導(dǎo)致了人民幣匯率的升值。反之外商直接投資的減少會導(dǎo)致人民幣匯率的貶值。
參考文獻(xiàn)
[1] 胡邦勇.實際匯率變動對我國FDI的影響[J].統(tǒng)計與決策,2007(24):96?99.
[2] 姜波克.國際金融學(xué)[M].北京:高等教育出版社,2008.
[3] 徐康寧,王劍.美國對華直接投資決定性因素分析(1983—2002)[J].中國社會科學(xué),2002(5):66?79.
[4] 高鐵梅.計量經(jīng)濟(jì)分析方法與建模Eviews應(yīng)用及實例[M].北京:清華大學(xué)出版社,2006.
[5] 趙永亮,干杏娣,熊德平.人民幣實際有效匯率升值對中國產(chǎn)出影響的實證研究[J].世界經(jīng)濟(jì)研究,2011(6):16?21.
[6] 田甜銘梓.人民幣名義匯率、實際匯率、名義有效匯率和實際有效匯率對中國出口總額和進(jìn)口總額的影響[J].現(xiàn)代經(jīng)濟(jì),2009(9):1?5.
3 檢驗的步驟及結(jié)果
3.1 平穩(wěn)性檢驗
3.1.1 LNREER序列的平穩(wěn)性檢驗
為了避免出現(xiàn)偽回歸問題,要對所用序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗[4]。首先運(yùn)用ADF檢驗對LNREER進(jìn)行單位根檢驗。由表1可以得出LNREER有單位根,所以LNREER序列是不平穩(wěn)的。然后對D(LNREER)即LNREER的一階差分進(jìn)行單位根檢驗。由表2可知D(LNREER)通過了1%水平的單位根檢驗,它是平穩(wěn)的。因此LNREER是一階單整的。
3.1.2 LNFDI序列的平穩(wěn)性檢驗
分別對LNFDI以及D(LNFDI)進(jìn)行單位根檢驗。從表3和表4可以看出,LNFDI序列也是不穩(wěn)定的,但是D(LNFDI)序列是平穩(wěn)的,LNFDI變量是一階單整的。所以綜上可知,LNREER與LNFDI都是一階單整序列。
表1 LNREER的單位根檢驗
表2 LNREER的一階差分的單位根檢驗
表3 LNFDI的單位根檢驗
表4 LNFDI的一階差分單位根檢驗
3.2 協(xié)整檢驗
Johansen協(xié)整檢驗結(jié)果如圖1所示。根據(jù)跡檢驗的結(jié)果以及最大特征根檢驗的結(jié)果可以得出,檢驗拒接了沒有協(xié)整關(guān)系的假設(shè),接受了存在一個協(xié)整的關(guān)系的假設(shè),在5%的顯著水平下,LNRRER變量與LNFDI變量之間存在長期協(xié)整的關(guān)系。
圖1 Johansen協(xié)整檢驗
3.3 VAR模型的穩(wěn)定性檢驗
穩(wěn)定性檢驗是判斷所有檢驗有效性的基礎(chǔ)。如果所有的根模的倒數(shù)都小于1,即都在單位圓內(nèi),則模型是穩(wěn)定的,相應(yīng)的檢驗也是有效的;反之則無效。如圖2所示,VAR模型中所有的根模的倒數(shù)都小于1,則根模是穩(wěn)定的,后續(xù)進(jìn)行的檢驗也是有效的。
圖2 VAR的根表
3.4 格蘭杰因果檢驗
變量LNREER與LNFDI之間存在長期穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系,但并沒有反映變量之間的因果聯(lián)系,因此需要進(jìn)行因果檢驗,以確定變量間的引起和被引起的關(guān)系[5]。按照AIC和SC最小化準(zhǔn)則,選取滯后期為10,對序列LNREER與序列LNFDI進(jìn)行格蘭杰檢驗,檢驗結(jié)果見表5。
表5 格蘭杰因果檢驗
根據(jù)表5格蘭杰因果檢驗的結(jié)果,在10%的置信區(qū)間下,得出LNFDI即外商直接投資是LNREER實際有效匯率的格蘭杰原因,而實際有效匯率卻不是外商直接投資的格蘭杰原因。
3.5 脈沖響應(yīng)函數(shù)分析
從圖3可以看出,LNFDI投入一個標(biāo)準(zhǔn)差擾動項對LNREER的沖擊從一個較低的水平上升一段時間后又以緩慢的速度下行。圖4表明LNREER對于LNFDI的沖擊比較低,雖然長期中LNRRER對于LNFDI的沖擊有所增大,但水平一直不高。
圖3 LNFDI對于LNREER的脈沖響應(yīng)
圖4 LNREER對于LNFDI的脈沖響應(yīng)
3.6 方差分解
為了分析FDI對于REER的影響程度以及貢獻(xiàn)程度,本文引入方差分析法?;赩AR模型,對LNREER標(biāo)準(zhǔn)誤差進(jìn)行方差分解。從表6可以看出FDI在對REER變化的貢獻(xiàn)比重,從第4期的1.8%上升到第10期的9.5%,這說明FDI對于REER增長波動的貢獻(xiàn)率較大,而且隨著時間的推移,其貢獻(xiàn)率呈現(xiàn)不斷增大的趨勢。
表6 有效實際匯率變動的方差分解
4 結(jié)論分析
人民幣實際有效匯率與FDI之間不僅存在顯著相關(guān)性,而且也存在單向格蘭杰因果關(guān)系, 即外國直接投資會影響我國實際有效匯率。
一方面,匯率因素對外國的投資決策影響不大,外商更看重的是中國的市場、經(jīng)濟(jì)規(guī)模和開放度等因素。人民幣匯率會在一定程度上影響外商投資量,但是相對影響力要小一些。隨著我國開放力度的逐步加大,外商直接投資的不斷增加,外商在選擇中國作為其投資國還會考慮其他因素,比如投資國引資政策、投資環(huán)境、生產(chǎn)成本、政治穩(wěn)定等[6]。由于我國長期以來一直實行比較優(yōu)惠的投資政策,而且我國勞動生產(chǎn)力成本相對其他國家來說具有絕對的優(yōu)勢,所以相對應(yīng)以上因素,外商在投資的過程中的匯率風(fēng)險因素要少些。盡管最近我國人民幣升值對外商直接投資有不利影響,但是中國巨大的市場規(guī)模對外商投資者有很強(qiáng)的吸引力,近年來人民幣升值并沒有使得外商對華投資額明顯減少,這也說明了外商投資者看好中國經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。近年來外商直接投資的增加可能更多的是得益于中國好的經(jīng)濟(jì)形勢,來自于好的整體宏觀經(jīng)濟(jì)形勢,即人民幣升值并不會減少中國的外商直接投資數(shù)量,也說明了當(dāng)前我國大額的外商直接投資并非匯率的低估而產(chǎn)生的。
另一方面,在研究人民幣實際有效匯率與FDI的關(guān)系中得出FDI對于REER的影響是顯著的。外商直接投資通過在投資不同階段的資本流動及其對一國進(jìn)出口貿(mào)易的影響直接影響我國的實際匯率水平。外商直接投資的增加會導(dǎo)致人民幣匯率的升值,外商直接投資的增加,一方面會帶來本國出口量的擴(kuò)大,經(jīng)常項目的順差增加,另一方面,外商直接投資的技術(shù)外溢效應(yīng)也提高國內(nèi)企業(yè)商品的出口競爭力,擴(kuò)大出口量,最終導(dǎo)致了人民幣匯率的升值。反之外商直接投資的減少會導(dǎo)致人民幣匯率的貶值。
參考文獻(xiàn)
[1] 胡邦勇.實際匯率變動對我國FDI的影響[J].統(tǒng)計與決策,2007(24):96?99.
[2] 姜波克.國際金融學(xué)[M].北京:高等教育出版社,2008.
[3] 徐康寧,王劍.美國對華直接投資決定性因素分析(1983—2002)[J].中國社會科學(xué),2002(5):66?79.
[4] 高鐵梅.計量經(jīng)濟(jì)分析方法與建模Eviews應(yīng)用及實例[M].北京:清華大學(xué)出版社,2006.
[5] 趙永亮,干杏娣,熊德平.人民幣實際有效匯率升值對中國產(chǎn)出影響的實證研究[J].世界經(jīng)濟(jì)研究,2011(6):16?21.
[6] 田甜銘梓.人民幣名義匯率、實際匯率、名義有效匯率和實際有效匯率對中國出口總額和進(jìn)口總額的影響[J].現(xiàn)代經(jīng)濟(jì),2009(9):1?5.