李欣欣　黃安仲

摘要：文章采用2005年到2015年的月度數(shù)據(jù)，運(yùn)用協(xié)整與誤差修正模型研究人民幣實(shí)際匯率和匯率波動(dòng)對(duì)中哈直接投資的影響，結(jié)果發(fā)現(xiàn)：在長(zhǎng)期內(nèi)人民幣升值能夠促進(jìn)我國(guó)對(duì)哈薩克斯坦直接投資，匯率波動(dòng)劇烈不利于我國(guó)對(duì)哈薩克斯坦直接投資；在短期內(nèi)人民幣升值會(huì)抑制我國(guó)對(duì)哈薩克斯坦直接投資，匯率波動(dòng)劇烈有利于我國(guó)對(duì)哈薩克斯坦直接投資。根據(jù)實(shí)證分析的結(jié)果，提出改革人民幣匯率制度、完善金融市場(chǎng)建設(shè)、推進(jìn)人民幣國(guó)際化進(jìn)程等優(yōu)化我國(guó)對(duì)哈薩克斯坦直接投資的相關(guān)政策建議。

關(guān)鍵詞：實(shí)際匯率；直接投資；GARCH模型；協(xié)整檢驗(yàn)；誤差修正模型

從1992年建交開始，我國(guó)對(duì)哈薩克斯坦直接投資的發(fā)展越來(lái)越迅速，直接投資總額在2012年達(dá)到了241億美元。當(dāng)前，“絲綢之路經(jīng)濟(jì)帶”又給我國(guó)與哈薩克斯坦經(jīng)濟(jì)合作帶來(lái)了更大的發(fā)展機(jī)遇，我國(guó)對(duì)哈薩克斯坦直接投資的規(guī)模勢(shì)必也會(huì)越來(lái)越大。我國(guó)對(duì)哈薩克斯坦調(diào)整GDP后的直接投資總體呈先上升后下降的趨勢(shì)：2005～2006，2007～2010，2011～2012這三個(gè)階段都是上升的，2006～2007，2010～2011，2013～2015這三個(gè)階段都是下降的。

當(dāng)前階段，人民幣升值壓力不斷增大，堅(jiān)戈貶值預(yù)期不斷增加。人民幣實(shí)際匯率在2005年1月～2009年7月波動(dòng)上升，2009年8月～2015年7月變化浮動(dòng)較小，比較平穩(wěn)，2015年8月～2015年12月呈劇烈上升趨勢(shì)。

另外，人民幣兌堅(jiān)戈的匯率波動(dòng)呈現(xiàn)不確定趨勢(shì)，匯率波動(dòng)率整體在0.9～1.1范圍內(nèi)波動(dòng)，但是在2015年10月，11月，12月和2014年4月和2009年4月波動(dòng)比較劇烈，在2009年5月和2014年5月波動(dòng)比較小。人民幣和堅(jiān)戈兩種貨幣匯率之間的頻繁變動(dòng)是否會(huì)對(duì)我國(guó)對(duì)哈薩克斯坦直接投資產(chǎn)生影響以及產(chǎn)生什么樣的影響？本文將對(duì)這一問(wèn)題進(jìn)行分析。

一、人民幣兌堅(jiān)戈匯率波動(dòng)的GARCH檢驗(yàn)

計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)一般用ARMA、GARCH或SV模型來(lái)測(cè)算變量的波動(dòng)性，本文人民幣實(shí)際匯率波動(dòng)率是通過(guò)GARCH模型測(cè)算出來(lái)的。誤差項(xiàng)存在條件異方差性是GARCH模型的前提條件，所以首先運(yùn)用LM方法來(lái)檢驗(yàn)?zāi)Ｐ停?）是否存在GARCH效應(yīng)。根據(jù)GARCH的要求，檢驗(yàn)分為三個(gè)步驟：

第一步，對(duì)匯率原始數(shù)據(jù)進(jìn)行ADF檢驗(yàn)，旨在判斷統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)是否具有穩(wěn)定性。因?yàn)樵趹?yīng)用 GARCH 模型時(shí)，變量必須是平穩(wěn)的，且在0.05的顯著性水平下，檢驗(yàn)結(jié)果表明，時(shí)間序列數(shù)據(jù)RERt接受存在一個(gè)單位根的原假設(shè)，表明這個(gè)數(shù)據(jù)序列不平穩(wěn)。變量的一階差分ΔRERt不接受存在一個(gè)單位根的原假設(shè)，也就是說(shuō)這序列具有平穩(wěn)性，且在0.05的顯著性水平下。因此，變量的一階差分符合GARCH 模型對(duì)數(shù)據(jù)的要求。

第二步，變量的自相關(guān)性檢驗(yàn)。如果時(shí)間序列各期值之間存在著相關(guān)關(guān)系即存在自相關(guān)性，模型參數(shù)估計(jì)值就不具有最優(yōu)性。本文選用相關(guān)圖和Q統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)方法來(lái)檢驗(yàn)DRERt時(shí)間序列是否存在自相關(guān)性，檢驗(yàn)結(jié)果見圖1。

通過(guò)觀察序列的相關(guān)圖和偏相關(guān)圖，發(fā)現(xiàn)該序列存在1階自相關(guān)性，說(shuō)明DRERt時(shí)間序列只與它的前一期值相關(guān)。本文采用廣義差分法來(lái)修正DRERt的1階自相關(guān)性問(wèn)題。

對(duì)其進(jìn)行AR（1）估計(jì)得：

DRERt=17.76496+1.068640DERt-1

R2=0.976991F=5477.551（1）

R2值很高，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)值也很大，表明該模型的統(tǒng)計(jì)量很顯著，整體擬合優(yōu)度很高，說(shuō)明該模型選擇是合理的。

第三步，人民幣匯率波動(dòng)的GARCH-LM檢驗(yàn)。

在0.01的顯著性水平下，模型（2）的誤差項(xiàng)序列一直到滯后4階都存在GARCH效應(yīng)。本文選用2階滯后階數(shù)建立AR（1）-GARCH（2）模型如下：

均值方程：

DRERt=26.39854+0.990932DRERt-1+εt（2）

方差方程：

δ■■=1.066018+0.469073δ■■-0.161154

δ■■

R2=0.970847 F=150.8566

AIC=2.412050（3）

R2和F值比較大，AIC值比較小，方差方程中的擬合優(yōu)度比較好，各個(gè)系數(shù)的統(tǒng)計(jì)量也很顯著。為了檢驗(yàn)該方程的誤差項(xiàng)是否存在條件異方差性，再進(jìn)行GARCH-LM 檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果表明（檢驗(yàn)結(jié)果見表1），拒絕原假設(shè)的概率隨著滯后階數(shù)的增加而增大，表明該方程不存在條件異方差性。因此本文使用AR（1）-GARCH（2） 模型計(jì)算出來(lái)的方差方程（3）作為人民幣實(shí)際匯率波動(dòng)值。

二、人民幣匯率及其波動(dòng)對(duì)中哈直接投資的影響

（一）模型構(gòu)建

為了考察人民幣兌堅(jiān)戈匯率水平及匯率波動(dòng)是否影響了中國(guó)對(duì)哈薩克斯坦直接投資，本文建立計(jì)量模型如下：

OFDIt=C+β1RERt+β2VOLt+μ（4）

OFDIt代表中國(guó)對(duì)哈薩克斯坦的直接投資，RERt衡量的是人民幣兌堅(jiān)戈匯率的真實(shí)水平，VOLt是人民幣兌堅(jiān)戈實(shí)際匯率的替代變量。

對(duì)外直接投資存在市場(chǎng)規(guī)模效應(yīng)，當(dāng)其他因素不變時(shí)，一國(guó)的經(jīng)濟(jì)規(guī)模會(huì)影響該國(guó)對(duì)外直接投資的發(fā)展。因此，本文使用中國(guó)對(duì)哈薩克斯坦直接投資選用OFDI與實(shí)際GDP的比值作為衡量指標(biāo)。人民幣兌堅(jiān)戈實(shí)際匯率能真實(shí)地反映出人民幣的實(shí)際購(gòu)買力，所以本文選用人民幣兌堅(jiān)戈實(shí)際匯率來(lái)衡量我國(guó)人民幣匯率水平。對(duì)外直接投資不僅受匯率水平的影響，也受到匯率波動(dòng)率的影響，所以本文選用匯率波動(dòng)率VOLt作為模型的控制變量。

（二）變量的解釋及數(shù)據(jù)來(lái)源

中國(guó)對(duì)哈薩克斯坦直接投資（OFDIt）。本文選用《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》（2016）中2005～2015年的國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值和國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值指數(shù)年度數(shù)據(jù)，以及哈薩克斯坦國(guó)家銀行網(wǎng)站中的中國(guó)對(duì)哈薩克斯坦直接投資的2005～2016的年度數(shù)據(jù)。先用國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值和國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值指數(shù)的比值計(jì)算出我國(guó)實(shí)際GDP，然后計(jì)算出OFDI與實(shí)際GDP的比值作為中國(guó)對(duì)哈薩克斯坦直接投資的年度數(shù)據(jù)，接著通過(guò)Eviews軟件將年度數(shù)據(jù)轉(zhuǎn)換為月度數(shù)據(jù)，最終得出2005～2015年中國(guó)對(duì)哈薩克斯坦直接投資的樣本數(shù)據(jù)。

人名幣匯率（RERt）。本文從哈薩克斯坦國(guó)家銀行網(wǎng)站獲得2005～2015年人民幣兌堅(jiān)戈名義月度匯率和哈薩克斯坦的月度CPI，從wind咨詢網(wǎng)站上獲取我國(guó)2005～2015年的CPI月度數(shù)據(jù)。先計(jì)算計(jì)算哈薩克斯坦CPI與我國(guó)CPI的比值，再乘以同期人民幣名義匯率，最終得出人民幣兌堅(jiān)戈實(shí)際月度匯率。

匯率波動(dòng)率（VOLt）。本文運(yùn)用人民幣實(shí)際匯率數(shù)據(jù)通過(guò)GARCH計(jì)量模型計(jì)算出人民幣匯率波動(dòng)率。

（三）ADF檢驗(yàn)

當(dāng)模型存在非平穩(wěn)變量數(shù)據(jù)時(shí)，傳統(tǒng)的計(jì)量經(jīng)濟(jì)分析可能會(huì)出現(xiàn)偽回歸現(xiàn)象，檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)結(jié)果很可能會(huì)無(wú)效，由此推出的結(jié)論也可能是不正確的，所以事先檢驗(yàn)?zāi)Ｐ椭凶兞繑?shù)據(jù)是否具有平穩(wěn)性非常重要。本文運(yùn)用ADF檢驗(yàn)方法來(lái)檢驗(yàn)?zāi)Ｐ椭械淖兞渴欠窬哂衅椒€(wěn)性。

在0.05的顯著性水平下，時(shí)間序列數(shù)據(jù)OFDIt、RERt和VOLt全部都接受存在一個(gè)單位根的原假設(shè)，表明這三個(gè)數(shù)據(jù)序列都不平穩(wěn)。時(shí)間序列ΔOFDIt、ΔRERt和ΔlnVOLt在0.05的顯著性水平下，ΔOFDIt、ΔRERt和VOLt全都不接受存在一個(gè)單位根的原假設(shè)，也就是說(shuō)這三個(gè)序列都具有平穩(wěn)性。ΔOFDIt、ΔRERt和ΔlnVOLt都是一階單整變量。

（四）協(xié)整檢驗(yàn)

為了分析人民幣兌堅(jiān)戈實(shí)際匯率以及匯率波動(dòng)率與我國(guó)對(duì)哈薩克斯坦直接投資是否存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系，本文選用協(xié)整檢驗(yàn)來(lái)研究該三變量之間存在的關(guān)系，檢驗(yàn)結(jié)果見表2，35.00487>29.79707，即跡統(tǒng)計(jì)量大于5%水平下的臨界值，則不接受原假設(shè)。表明ΔOFDIt、ΔRERt和ΔlnVOLt三變量存在協(xié)整關(guān)系。

■=0.020464RERt-3.021303VOLt（5）

實(shí)際匯率對(duì)我國(guó)對(duì)哈直接投資的系數(shù)為正，表明實(shí)際匯率與我國(guó)對(duì)哈直接投資呈正相關(guān)關(guān)系，即人民幣升值可以刺激我國(guó)對(duì)哈薩克斯坦直接投資的增長(zhǎng)。具體而言，實(shí)際匯率水平每上升1個(gè)單位即人民幣每升值一個(gè)單位，就可以提高我國(guó)0.020464個(gè)單位的對(duì)哈薩克斯坦直接投資。匯率波動(dòng)對(duì)我國(guó)對(duì)哈薩克斯坦直接投資的系數(shù)為負(fù)，表明匯率波動(dòng)與我國(guó)對(duì)哈薩克斯坦直接投資呈負(fù)向相關(guān)關(guān)系。具體來(lái)說(shuō)，匯率波動(dòng)水平每上升（下降）1個(gè)單位，我國(guó)的對(duì)哈薩克斯坦直接投資將降低（提升）3.021303個(gè)單位。

（五）建立向量誤差修正模型（VECM）

為了分析人民幣兌堅(jiān)戈實(shí)際匯率以及匯率波動(dòng)率與我國(guó)對(duì)哈薩克斯坦直接投資是否存在短期均衡關(guān)系，本文選用VECM模型來(lái)檢驗(yàn)三變量之間的短期關(guān)系，結(jié)果表明模型的對(duì)數(shù)似然函數(shù)值為257.5350，AIC和SC的值分別為-4.3397405和-4.148788，模型整體的擬合優(yōu)度較高，解釋能力較好。該模型回歸結(jié)果表明我國(guó)對(duì)哈薩克斯坦直接投資水平在很大程度上會(huì)受到實(shí)際匯率水平和匯率波動(dòng)率的影響。誤差修正機(jī)制要求誤差修正項(xiàng)系數(shù)應(yīng)該在-1到0之間，只有這樣才存在調(diào)整機(jī)制。本模型的誤差修正項(xiàng)系數(shù)是-0.000106滿足該要求，所以可以修正-0.0106%的每期實(shí)際發(fā)生的中國(guó)對(duì)哈薩克斯坦直接投資水平與長(zhǎng)期均值的偏差。人民幣實(shí)際匯率和匯率波動(dòng)率對(duì)中國(guó)對(duì)哈薩克斯坦直接投資的短期彈性系數(shù)分別為-0.004527和0.0016，即短期內(nèi)人民幣升值不能促進(jìn)我國(guó)對(duì)哈薩克斯坦的直接投資，匯率波動(dòng)增大在短期內(nèi)有利于我國(guó)對(duì)哈薩克斯坦的直接投資。人民幣匯率和匯率波動(dòng)率短期系數(shù)都明顯小于長(zhǎng)期系數(shù)，所以我國(guó)對(duì)哈薩克斯坦直接投資受到人民幣匯率與匯率波動(dòng)率的影響是長(zhǎng)期的?？偠灾?，人民幣升值在長(zhǎng)期內(nèi)對(duì)我國(guó)對(duì)哈薩克斯坦直接投資起到了一個(gè)促進(jìn)的作用，在短期內(nèi)不利于我國(guó)對(duì)哈薩克斯坦直接投資；匯率波動(dòng)在長(zhǎng)期內(nèi)對(duì)我國(guó)對(duì)哈薩克斯坦直接投資起到抑制作用，在短期內(nèi)對(duì)我國(guó)對(duì)哈薩克斯坦直接投資起到促進(jìn)作用。

三、結(jié)論及政策建議

本文研究發(fā)現(xiàn)，人民幣實(shí)際匯率、匯率波動(dòng)率和我國(guó)對(duì)哈薩克斯坦直接投資三變量之間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定均衡關(guān)系。在長(zhǎng)期內(nèi)，人民幣升值有利于我國(guó)對(duì)哈薩克斯坦的直接投資，匯率波動(dòng)不利于我國(guó)對(duì)哈薩克斯坦的直接投資；在短期內(nèi)，人民幣升值不利于我國(guó)對(duì)哈薩克斯坦的直接投資，匯率波動(dòng)率對(duì)我國(guó)對(duì)哈薩克斯坦的直接投資起到促進(jìn)作用。

（一）改革人民幣匯率制度

我國(guó)應(yīng)加快人民幣匯率市場(chǎng)化，使人民幣的匯率形成機(jī)制更加靈活，并且在長(zhǎng)期內(nèi)保持人民幣平穩(wěn)增值。相對(duì)穩(wěn)定的人民幣匯率水平可以在一定程度上降低企業(yè)投資的匯率風(fēng)險(xiǎn)，提高企業(yè)的投資信心。雖然人民幣貶值有利于外資的流入，但是可能會(huì)引起其他國(guó)家的報(bào)復(fù)行為，不利于我國(guó)經(jīng)濟(jì)的長(zhǎng)期穩(wěn)定發(fā)展。

（二）完善金融市場(chǎng)建設(shè)

我國(guó)金融市場(chǎng)相對(duì)其他發(fā)達(dá)國(guó)家在很多方面仍然不完善，企業(yè)規(guī)避匯率風(fēng)險(xiǎn)的方法比較欠缺。因此，我國(guó)應(yīng)該盡快完善金融市場(chǎng)的建設(shè)，為企業(yè)規(guī)避匯率風(fēng)險(xiǎn)提供多樣化的金融衍生工具。此外，企業(yè)也應(yīng)該不斷提高金融衍生工具的熟練度，進(jìn)而能夠根據(jù)具體的匯率風(fēng)險(xiǎn)情況選擇最優(yōu)的金融衍生工具。

（三）推進(jìn)人民幣國(guó)際化進(jìn)程

一國(guó)的貨幣如果是國(guó)際貨幣，從結(jié)算、匯兌等方面均能有利于本國(guó)企業(yè)對(duì)外投資。從長(zhǎng)期來(lái)看，貨幣國(guó)際化能夠在一定程度上降低本國(guó)企業(yè)對(duì)外直接投資中遇到的匯率風(fēng)險(xiǎn)。當(dāng)前，亞洲基礎(chǔ)設(shè)施投資銀行創(chuàng)始成員國(guó)共有 57 個(gè)，我國(guó)作為亞投行的發(fā)起國(guó)應(yīng)該借此時(shí)機(jī)促使人民幣走出去，推進(jìn)人民幣國(guó)際化進(jìn)程。

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[4]劉磊，張猛.匯率變動(dòng)對(duì)日本在亞洲FDI的影響[J].商業(yè)研究，2013（03）.

[5]劉磊，張猛.匯率變動(dòng)對(duì)日本在亞洲FDI的影響[J].商業(yè)研究，2013（03）.

*基金項(xiàng)目：教育部國(guó)別研究基地項(xiàng)目《哈薩克斯坦社會(huì)熱點(diǎn)問(wèn)題研究》。

（作者單位：李欣欣，江蘇師范大學(xué)商學(xué)院；黃安仲，江蘇師范大學(xué)淮海發(fā)展研究院）