田素華 謝智勇

一、引言與文獻回顧

吸引國際直接投資(foreign direct investment，F(xiàn)DI)流入是中國經(jīng)濟融入世界經(jīng)濟的重要渠道，在新發(fā)展格局下實現(xiàn)中國經(jīng)濟雙向循環(huán)運行，需要繼續(xù)堅持吸引國際直接投資流入。1979 年《中華人民共和國中外合資經(jīng)營企業(yè)法》頒布后，國際直接投資開始流入中國。1979—1991 年中國國際直接投資流入增長緩慢，年流入量最高不超過100 億美元。1992 年鄧小平“南方談話”后中國國際直接投資流入迅速增長，年流入量從1992年的110 億美元增長至2007 年的835 億美元，成為全球國際直接投資流入大國。2020 年6 月23 日，國務(wù)院發(fā)布的《外商投資準入特別管理措施(負面清單)(2020 年版)》進一步放松了引進外資約束?！笆奈濉币?guī)劃指出，中國對外經(jīng)濟發(fā)展要立足國內(nèi)大循環(huán)發(fā)揮比較優(yōu)勢，以國內(nèi)大循環(huán)吸引全球資源要素，實現(xiàn)引進外資與對外投資協(xié)調(diào)發(fā)展，充分利用國內(nèi)國際兩個市場兩種資源。貨幣政策作為管理宏觀經(jīng)濟的重要工具，在調(diào)節(jié)宏觀經(jīng)濟和國際資本流動方面發(fā)揮著重要作用。圖1 給出了中國廣義貨幣M2 增長率與外商直接投資流入(去時間趨勢)的變化關(guān)系，可以發(fā)現(xiàn)中國貨幣政策與外商直接投資變化存在協(xié)同變化趨勢。2010 年后，貨幣政策與外商直接投資的協(xié)同關(guān)系尤為明顯，基本上保持同步變化的趨勢。因此，研究貨幣政策對國際直接投資的影響機制，對理解貨幣政策實施和國際直接投資全球流動有著重要意義。

圖1 中國廣義貨幣M2 增速與外商直接投資流入增長率

宏觀經(jīng)濟因素對國際直接投資全球流動具有重要影響已經(jīng)成為基本共識(Chidlow等，2009；Alfaro 等，2010)?，F(xiàn)有文獻顯示，東道國經(jīng)濟發(fā)展水平是促進國際直接投資流入的重要因素。市場規(guī)模越大，跨國公司在東道國進行投資的獲益機會和意愿越強，流入東道國的國際直接投資越多(Uddin 和Boateng，2011)?，F(xiàn)有研究表明，勞動力等生產(chǎn)要素是影響企業(yè)國際投資區(qū)位選擇的關(guān)鍵因素，特別是勞動力數(shù)量和勞動力成本(Chidlow 等，2009)。此外，東道國的貿(mào)易開放度、金融化程度和制度環(huán)境、政府行為等均會影響國際直接投資流動；貿(mào)易開放度的提高有助于提升跨國公司對東道國的認知水平，從而提升跨國公司在東道國的投資意愿(Cuadros 等，2004)；經(jīng)濟金融化水平越高、制度環(huán)境越完善，跨國公司在東道國投資的隱性成本越低，對國際直接投資流入的促進作用越強(Alfaro 等，2010)。對歐洲經(jīng)濟體的研究發(fā)現(xiàn)，政府財政支出和財政赤字對國際直接投資流入有顯著影響(Demekas 等，2007)。國內(nèi)研究同樣發(fā)現(xiàn)，宏觀經(jīng)濟方面的經(jīng)濟增長等是影響中國吸引國際直接投資流入的重要因素(田素華和楊燁超，2012；冼國明和徐清，2013；景光正等，2017)。

貨幣政策是管理經(jīng)濟的基本工具?，F(xiàn)有文獻指出，貨幣政策會引起匯率變動，在黏性價格下貨幣市場和商品市場的調(diào)整速度存在差異，擴張的貨幣政策會使得匯率立即做出貶值反應(yīng)(Dornbusch，1976)。無論是傳統(tǒng)貨幣政策還是非傳統(tǒng)貨幣政策，擴張的貨幣政策沖擊均會引起本國貨幣貶值(Inoue 和Rossi，2019)。貨幣政策可通過購買力平價和利率平價影響本國匯率水平。在購買力平價作用下，擴張性的貨幣政策增加了本國貨幣供給，從而導(dǎo)致本國物價上漲。本國相對外國的物價上漲表明本國貨幣的實際購買力下降，本國貨幣出現(xiàn)貶值。在利率平價作用下，擴張性的貨幣政策提升了本國市場的流動性水平，從而導(dǎo)致市場利率下降。在該條件下，國際資本會從低利率國家轉(zhuǎn)移到高利率國家，本國貨幣的需求減少，從而引起本國貨幣貶值?，F(xiàn)有文獻發(fā)現(xiàn)，貨幣政策會影響國際直接投資流動。比如，緊縮的貨幣政策會導(dǎo)致美國國際資本流入減少(Bruno 和Shin，2015)。Davis 等(2019)對54 個經(jīng)濟體的研究發(fā)現(xiàn)，在排除他國貨幣政策沖擊的影響后，東道國貨幣政策對國際資本流入的影響顯著降低。現(xiàn)有研究表明，貨幣政策沖擊對中國的國際資本流入有顯著影響(王勝等，2019)。此外，貨幣政策存在全球溢出效應(yīng)，發(fā)達經(jīng)濟體的貨幣政策會對其他經(jīng)濟體的國際資本流入產(chǎn)生沖擊(Han 和Wei，2018)，比如美國的寬松貨幣政策會引起新興市場國家的國際資本流入增加(Pablo 等，2017)。

匯率變動與國際直接投資流入之間的關(guān)系一直廣受關(guān)注?，F(xiàn)有研究表明，匯率變動可以通過相對財富效應(yīng)和相對工資效應(yīng)影響國際直接投資流動。就相對財富效應(yīng)而言，位于不同國家的投資者的相對財富會因為匯率變化而發(fā)生變動，從而影響國際投資決策。Froot 和Stein (1991)發(fā)現(xiàn)，美元貶值一直與流入美國的大量國際直接投資相關(guān)聯(lián)，本國貨幣貶值降低了本國企業(yè)相對于外國企業(yè)的財富規(guī)模，外國企業(yè)能夠以比本國企業(yè)更高的價格來購買國內(nèi)資產(chǎn)，從而引發(fā)進入本國的國際直接投資增加。Aguiar 和Gopinath(2005)研究了亞洲貨幣危機后的跨國并購現(xiàn)象，發(fā)現(xiàn)貨幣貶值導(dǎo)致外國公司能夠以較低的折扣價收購亞洲公司，從而引發(fā)大量國際直接投資進入亞洲國家。就相對工資效應(yīng)而言，在本國貨幣貶值條件下，以外幣計價的本國工資水平和其他生產(chǎn)成本出現(xiàn)下降，這降低了跨國公司進入本國生產(chǎn)的固定成本和要素成本，從而對國際直接投資進入產(chǎn)生促進作用。Kiyota 和Urata (2004)對日元匯率變化和國際直接投資流入的關(guān)系展開研究，發(fā)現(xiàn)日元貶值吸引了國際直接投資進入，其中生產(chǎn)成本降低是關(guān)鍵原因。Russ (2007)和Shi (2019)的研究則表明本國貨幣貶值降低了本國實際工資水平，加劇了與外國工資水平的差異，從而吸引了更多的國際投資者進入本國生產(chǎn)。此外，我們也需要注意國際直接投資流入對匯率變動的影響。現(xiàn)有研究發(fā)現(xiàn)，大量國際直接投資進入表明外國投資者對本國資產(chǎn)的需求提升，這會促進本國貨幣的需求水平，從而導(dǎo)致本國貨幣升值，兩者之間存在內(nèi)生關(guān)系(范言慧等，2013)。

關(guān)于國際直接投資流動的影響因素以及貨幣政策效應(yīng)的文獻十分豐富，但現(xiàn)有文獻很少將兩者結(jié)合到一個分析框架中進行研究。Bruno 和Shin (2015)以及王勝等(2019)的研究雖然分析了貨幣政策對國際資本流動的影響，但是其分析聚焦于短期資本流動的視角，對國際直接投資流動的關(guān)注不夠。此外，資本賬戶管制與貨幣政策選擇也是眾多文獻關(guān)注的焦點(Schmitt-Grohé 和Uribe，2016；Davis 和Zlate，2019；姚余棟等，2014)，但現(xiàn)有文獻缺乏對長期資本賬戶管制的研究。本文在現(xiàn)有研究的基礎(chǔ)上，基于企業(yè)跨國生產(chǎn)決策行為，考慮匯率制度和資本賬戶管制差異，通過構(gòu)建動態(tài)一般均衡模型，分析匯率內(nèi)生變化條件下貨幣政策沖擊對國際直接投資流動的影響機制，揭示貨幣政策、匯率變動和國際直接投資流入三者之間的因果關(guān)系。我們利用1980—2018 年的國別面板數(shù)據(jù)構(gòu)建面板向量自回歸(PVAR)模型和中國向量自回歸(VAR)模型，實證檢驗貨幣政策、匯率變動和國際直接投資流入之間的動態(tài)關(guān)系。

本文的邊際貢獻主要有以下三點:第一，現(xiàn)有文獻大多聚焦長期因素對國際直接投資流動的影響，本文從短期因素出發(fā)，基于匯率傳導(dǎo)渠道將長期資本流動引入貨幣政策分析框架，分析了貨幣政策沖擊下的國際直接投資流動特點，一定程度上彌補了現(xiàn)有文獻關(guān)于國際直接投資流動影響因素研究的不足；第二，考慮現(xiàn)實條件中各經(jīng)濟體的匯率制度差異和資本賬戶管制差異，將匯率制度和長期資本賬戶管制引入分析框架，研究兩者對貨幣政策影響國際直接投資流動的匯率機制，豐富了現(xiàn)有貨幣政策分析中關(guān)于長期資本賬戶管制的研究；第三，將動態(tài)隨機一般均衡(DSGE)模型與實證檢驗相結(jié)合，將中國與世界各國放在統(tǒng)一框架中進行比較，分析中國貨幣政策影響國際直接投資流動的匯率機制，有助于深化對中國貨幣政策實施效果的理解。

二、國際直接投資決策的動態(tài)一般均衡模型

我們在Russ (2007)和Shi (2019)基礎(chǔ)上，構(gòu)建包含匯率內(nèi)生決定和企業(yè)跨國生產(chǎn)決策的動態(tài)一般均衡模型，分析貨幣政策沖擊對國際直接投資流入的影響機制。假設(shè)本國(A)和外國(B)擁有相同的人口數(shù)量和企業(yè)數(shù)量，我們將其分別標準化為1。勞動力只能在本國流動，企業(yè)可以選擇跨國生產(chǎn)。企業(yè)生產(chǎn)的產(chǎn)品可以在兩國自由買賣且不存在運輸成本。

(一)家庭部門

家庭部門由參與消費、儲蓄、投資和勞動的存活無期限的個體組成。他們是企業(yè)產(chǎn)品的消費者，也是企業(yè)部門的所有者并分享本國企業(yè)的經(jīng)營利潤。家庭的決策問題是在跨期預(yù)算約束下最大化自身效用。

其中，Ct、Nt、Pt、Mt/Pt、Γt分別表示居民消費、勞動數(shù)量、物價價格、實際貨幣余額和企業(yè)分紅；Bt表示家庭i持有的本國零息票名義債券數(shù)量，本期購買下期到期，則表示家庭i持有的外國債券數(shù)量；q(zt＋1｜zt)是本國債券在t時刻的價格，zt、zt＋1分別表示本國經(jīng)濟在t、t＋1 時刻的狀態(tài)，則表示外國債券在t時刻的價格；下標i表示家庭，St表示直接標價法下的名義匯率，Wt(i)表示家庭i的工資水平。假定家庭部門的效用函數(shù)為常替代彈性形式。

其中，?、ΦM分別表示勞動替代彈性、實際貨幣余額偏好系數(shù)，? >0。消費品Ct是由兩國企業(yè)產(chǎn)品組成的復(fù)合消費品，其形式滿足Dixit-Stiglitz-CES 加總，定義為Ct(i)＝。j表示企業(yè)(包含外國企業(yè))，μ表示最終商品之間的替代彈性，μ>1。與消費品類似，企業(yè)部門雇用的勞動力Lt是家庭部門差異化勞動供給的復(fù)合品，其形式同樣滿足Dixit-Stiglitz-CES 加總，定義為Lt＝，η表示不同勞動力的替代彈性，η>1。家庭部門是勞動力市場的工資制定者，其提供的勞動具有異質(zhì)性，工資制定滿足Calvo 形式。在每一期，每個家庭有(1－ h)的概率重新制定自己的工資水平Wt(i)，有h的概率無法重新制定工資，只能以ПWt－1(i)的工資水平進入勞動力市場，П表示經(jīng)濟均衡狀態(tài)下的通貨膨脹率。

對家庭部門的決策問題進行最優(yōu)化求解，以λt表示單位預(yù)算約束寬松帶來的效用提升，可得家庭的最優(yōu)決策滿足以下關(guān)系:

式(1)至式(4)給出了最優(yōu)決策下家庭的跨期消費、貨幣持有量和市場貼現(xiàn)率之間的關(guān)系。式(5)給出了短期資本賬戶不存在管制條件下的利率平價方程，該方程表明，在資本自由流動條件下，匯率變動完全由兩國債券的價格決定。定義Ct≡兩者分別表示A 國的總體消費水平和總體貨幣需求，將最優(yōu)化條件式(1)和式(2)中的Ct(i)替換為Ct時依舊成立。參照Erceg 等(2000)，假設(shè)在完備市場中代表性家庭的消費決策一致，即Ct＝Ct(i)。家庭部門在制定工資水平時，其最優(yōu)工資(i)滿足:

式(6)表明在最優(yōu)工資水平(i)時，家庭i通過工資增加消費的邊際效用終生現(xiàn)值正好等于勞動厭惡減少的邊際效用終生現(xiàn)值。根據(jù)復(fù)合品Ct、Lt的定義形式，我們可得家庭部門對異質(zhì)性消費品和企業(yè)對異質(zhì)性勞動力的需求數(shù)量，以及消費品價格指數(shù)和工資指數(shù)的具體表達式。定義Pt、Wt表示A 國的市場價格指數(shù)和工資水平，Pt(j)、Wt(i)表示企業(yè)j的商品銷售價格和家庭i要求的工資水平，則企業(yè)j的商品需求為Yh，t(j)＝(Pt(j)/Pt)－μCt，對家庭i的勞動力需求為Nt(i)＝。A 國的市場價格指數(shù)滿足Pt＝，工資水平滿足。將Nt(i)的表達式代入式(6)發(fā)現(xiàn)，是唯一與家庭特征相關(guān)的變量，因此不同家庭選擇的最優(yōu)工資相同，即。由于工資設(shè)定滿足Calvo 形式，我們可將市場工資水平重新表示為:

所有企業(yè)生產(chǎn)的最終產(chǎn)品均可以在兩個國家之間自由流通，沒有運輸成本，因此不存在消費品的套利機會，每種商品均滿足一價定律。用上標?表示B 國變量，A 國和B國的商品價格滿足以下關(guān)系:

(二)企業(yè)部門

企業(yè)部門具有異質(zhì)性，每個企業(yè)生產(chǎn)異質(zhì)性產(chǎn)品，同時具有不同的生產(chǎn)率水平。企業(yè)可以選擇在國內(nèi)生產(chǎn)也可以選擇在國外生產(chǎn)(國際直接投資)，其生產(chǎn)安排如下:在t期初企業(yè)雇用勞動力組織生產(chǎn)，在期末根據(jù)現(xiàn)有信息決定下一期生產(chǎn)選址。企業(yè)選擇在國內(nèi)生產(chǎn)時不存在額外成本；在有資本賬戶管制時，企業(yè)對外直接投資面臨額外的生產(chǎn)成本(孫俊和于津平，2014；Shi，2019)。假定企業(yè)選擇在國外生產(chǎn)時需要在t期末額外支付固定數(shù)量的國際直接投資成本F(用實物商品計算)；F越大，表明東道國的長期資本賬戶管制程度越高。①假設(shè)母國支付的國際直接投資成本通過分紅轉(zhuǎn)移給東道國家庭部門。② 在一價定律下，兩國實際工資比率等于名義工資比率。企業(yè)在每期重復(fù)以上決策問題。假定企業(yè)的生產(chǎn)函數(shù)服從Cobb-Douglas 形式，在A 國生產(chǎn)的生產(chǎn)函數(shù)為，在B 國生產(chǎn)的生產(chǎn)函數(shù)為，其中φj表示企業(yè)j的生產(chǎn)率水平，為常數(shù)；表示企業(yè)雇用的A國(B 國)勞動力水平；參數(shù)α滿足0<α <1/(μ－1)。假定企業(yè)生產(chǎn)率φj服從帕累托分布，A 國生產(chǎn)率小于φ的企業(yè)數(shù)量為:

其中，φm表示A 國企業(yè)的最低生產(chǎn)率水平。以表示B 國企業(yè)的最低生產(chǎn)率水平，同理可得B 國企業(yè)的生產(chǎn)率分布。假定φm<，即B 國企業(yè)的平均生產(chǎn)率高于A國。A 國企業(yè)在t－1 期末考慮t期生產(chǎn)選址的決策問題，其表達式如下:

結(jié)合式(10)和式(11)可得企業(yè)在不同國家生產(chǎn)的利潤表達式，可以發(fā)現(xiàn)生產(chǎn)率水平φj是決定企業(yè)利潤水平的關(guān)鍵因素，也是企業(yè)j區(qū)別于其他企業(yè)的唯一因素。我們回到企業(yè)在t－1 期末的生產(chǎn)選址問題。A 國企業(yè)選擇在B 國生產(chǎn)時，扣除固定成本F后的利潤水平需不低于在A 國生產(chǎn)的利潤水平，這一關(guān)系滿足以下不等式:

其中，δt，t－1表示隨機折現(xiàn)因子，δt，t－1＝βPt－1Ct－1/PtCt。對B 國企業(yè)的生產(chǎn)行為分析與前文一致。式(12)的不等號成立的必要條件為St

(三)貨幣當局

參照Russ(2007)的做法，我們假設(shè)貨幣當局通過調(diào)節(jié)貨幣供應(yīng)量來影響家庭部門行為和企業(yè)部門行為。貨幣供應(yīng)量的增長速度服從對數(shù)正態(tài)分布，即:

(四)市場均衡

(五)國際直接投資流動的動態(tài)調(diào)整

與式(5)一致，式(18)為動態(tài)調(diào)整下的利率平價方程，表明兩個國家之間的貼現(xiàn)率差值等于預(yù)期的匯率變化。定義貨幣增速≡Mt/Mt－1，將貨幣需求方程式(2)與其滯后1 階相除可得貨幣供給增速滿足:

對其線性近似并減去B 國的對應(yīng)關(guān)系，將結(jié)果代入式(18)可得兩個國家貨幣供給增速差值與貼現(xiàn)率差值的關(guān)系滿足:

為了簡化分析，假設(shè)不存在長期資本賬戶管制，即國際直接投資的額外成本F為0，生產(chǎn)率高的B 國企業(yè)優(yōu)先進入A 國生產(chǎn)，此時國際直接投資決策方程為式(25)。①當國際直接投資在東道國的實施成本為0 時，意味著均衡時兩國的實際工資相等。此時任意B 國企業(yè)可以選擇在A 國生產(chǎn)，如果B 國企業(yè)進入A 國的數(shù)量超過均衡時的水平，那么A 國實際工資會超過B 國，從而倒逼部分B 國較低生產(chǎn)率企業(yè)退出A 國，因此B 國高生產(chǎn)率企業(yè)會優(yōu)先進入A 國。后文我們將進一步分析東道國存在資本管制(F>0)的情況。

式(27)為本文理論模型的核心結(jié)論，即A國t＋1 期的國際直接投資流入是由國際直接投資流入滯后項、t期的實際工資變化和t期貨幣政策外生沖擊共同決定。其中參數(shù)－ γ2<0，－(1)>0，－(γ2γ3/γ1)<0。因此>0 時，將下降，表明在t時期A 國經(jīng)歷擴張性貨幣政策沖擊時，B 國企業(yè)進入A 國從事直接投資的生產(chǎn)率要求降低，t期末會有更多的B 國企業(yè)決定t＋1 期在A 國生產(chǎn)，A 國國際直接投資流入企業(yè)數(shù)量增加。需要指出的是，外國貨幣政策沖擊同樣會影響本國的國際直接投資進入。當時，將上升，含義是外國的擴張性貨幣政策沖擊會導(dǎo)致進入本國從事直接投資的生產(chǎn)率要求有所提高，從而導(dǎo)致本國的國際直接投資流入規(guī)模下降。這一結(jié)果表明外國貨幣政策沖擊同樣會影響本國國際直接投資流入，此結(jié)論也與Pablo(2017)、Han 和Wei (2018)等的研究結(jié)論一致。綜合上述分析，結(jié)合式(20)和式(26)可知，控制外國因素影響，在本國擴張性的貨幣政策沖擊下，本國貨幣產(chǎn)生貶值，進而導(dǎo)致實際匯率貶值和實際工資下降，更多的外國企業(yè)會選擇進入本國生產(chǎn)，最終引起本國國際直接投資流入增加。

(六)固定匯率制度和資本賬戶管制對國際直接投資流動的影響

固定匯率制度下的國際直接投資流動。在固定匯率制度下，本國將維持名義匯率即St不變。由購買力平價條件可得πt＝(St/St－1)，又因為在固定匯率制度下St/St－1固定為1，所以此時A 國的通脹水平與B 國保持一致。在該條件下，即使東道國有外生貨幣政策沖擊，為了維持兩國貨幣之間的匯率穩(wěn)定，貨幣當局也會通過調(diào)整貨幣供給，使兩國的通脹水平保持一致。在該條件下，本國的貨幣政策難以進行自主調(diào)節(jié)，貨幣政策沖擊對匯率的調(diào)整失靈，因此也無法通過匯率渠道影響國際直接投資進入。

資本賬戶管制下的國際直接投資流動。前文我們著重研究在資本自由流動條件下(額外投資成本F ＝0)，貨幣政策沖擊對國際直接投資的影響。為了進一步貼合現(xiàn)實情況，我們拓展模型設(shè)定，分析資本賬戶管制對國際直接投資流動的影響。

當東道國存在資本賬戶管制時，企業(yè)進行跨國生產(chǎn)的額外成本F >0，此時式(17)給出了模型內(nèi)生變量φfdi、兩國實際工資水平w、全球總需求CAll與外生變量資本賬戶管制強度F之間的關(guān)系。在均衡狀態(tài)下，實際工資、消費和就業(yè)滿足以下關(guān)系:w＝CL?。結(jié)合式(14)的均衡就業(yè)水平表達式，可將本國和外國的實際工資用全球總需求和企業(yè)生產(chǎn)率平均值來表示。將該關(guān)系式代入全球總需求方程式(16)，結(jié)合企業(yè)生產(chǎn)率平均值，可以得到全球總需求與兩國企業(yè)生產(chǎn)率平均值之間的關(guān)系。

將實際工資與總需求和生產(chǎn)率的關(guān)系式代入跨國生產(chǎn)的最低生產(chǎn)率要求式(17)，同時結(jié)合式(28)可得①因篇幅所限，本文省略了資本賬戶管制對國際直接投資流動影響的具體推導(dǎo)過程，感興趣的讀者可在《經(jīng)濟科學》官網(wǎng)論文頁面“附錄與擴展”欄目下載。:

我們可以發(fā)現(xiàn)式(29)的右邊部分包含3 個子項，且它們均是關(guān)于的增函數(shù)，表明式(29)右邊部分也是關(guān)于的增函數(shù)。當資本賬戶管制程度F上升時，式(29)的左邊會變大，其右邊部分也隨之變大，對應(yīng)的跨國生產(chǎn)率最低要求提高，即資本賬戶管制程度F和跨國生產(chǎn)率要求滿足以下關(guān)系:

式(30)表明，當東道國的資本賬戶管制程度提高時，外國跨國公司進入本國生產(chǎn)所要求的生產(chǎn)率水平也提高，從而導(dǎo)致符合國際直接投資生產(chǎn)率要求的企業(yè)數(shù)量減少，本國的國際直接投資流入隨之下降。因此，東道國的資本賬戶管制強度越高，引致相同規(guī)模的國際直接投資變動所需要的經(jīng)濟沖擊越強，即資本賬戶管制抑制了經(jīng)濟沖擊對國際直接投資的影響效果。

三、實證研究設(shè)計

(一)實證方法和變量選擇

由式(13)、式(19)和式(27)構(gòu)成的動態(tài)經(jīng)濟系統(tǒng)，可用于分析開放經(jīng)濟下的貨幣政策、匯率變動與國際直接投資流動之間的變化關(guān)系。結(jié)合匯率通脹關(guān)系式、實際工資關(guān)系式，我們可將上述三個方程寫成以下形式:

其中，Λ1t、Λ2t、Λ3t表示除貨幣政策、匯率波動和國際直接投資流入之外的其他影響因素，如外國貨幣政策沖擊，消費變化和就業(yè)水平變化等；分別對應(yīng)理論模型中的貨幣政策變化、匯率變化和國際直接投資流入變化，后文分別以MPt、ERt和FDIt表示。定義內(nèi)生變量系統(tǒng)endogt＝[MPtERtFDIt]′，貨幣政策、匯率變動和國際直接投資流入構(gòu)成的動態(tài)經(jīng)濟系統(tǒng)可表述為以下矩陣形式:

其中，Λt＝[Λ1t，Λ2t，Λ3t]′，表示控制變量，Γ1表示自回歸系數(shù)，表示外生沖擊?？梢?，內(nèi)生變量endogt構(gòu)成一階自回歸的簡化式VAR 模型系統(tǒng)，我們可通過估計VAR 模型，來檢驗現(xiàn)實經(jīng)濟是否與理論模型結(jié)論相一致。為了檢驗貨幣政策、匯率波動和國際直接投資流入在全球各經(jīng)濟體中的特征表現(xiàn)，我們使用PVAR 模型進行估計。同時，我們將各經(jīng)濟體分別按匯率制度和資本賬戶自由化程度進行分類，分樣本比較VAR 模型的結(jié)果，基于理論模型，檢驗固定匯率制度和資本賬戶管制對國際直接投資流動的影響。

在內(nèi)生變量選擇上，我們使用M2 增長率作為貨幣政策的代理變量，實際有效匯率指數(shù)作為匯率的代理變量①本文使用實際有效匯率指數(shù)作為匯率的代理變量。需要注意的是，與理論模型中采用直接標價法(用本國貨幣表示外國貨幣的匯率)不同，這里的實際有效匯率指數(shù)是將本期匯率水平表示為基期水平的比率形式。實際有效匯率指數(shù)上升，表明本國貨幣對外升值。，國際直接投資年流入量作為國際直接投資的代理變量。在控制變量的選擇上，我們以實際GDP 的對數(shù)值作為產(chǎn)出(Output)的代理變量，以人均實際GDP 的對數(shù)值作為實際工資(RealWage)的代理變量，以最終消費占GDP 比重作為消費(Consumption)的代理變量，以人口增長率作為勞動力供給(LaborSupply)的代理變量，以Chinn-Ito 指數(shù)作為資本賬戶管制(CapitalControl)的代理變量(Chinn 和Ito，2008)，以美國貨幣政策作為外國貨幣政策沖擊(ExternalMP)的代理變量?？紤]到一國的營商環(huán)境等因素是影響國際直接投資流動的重要因素(Cuadros 等，2004；Demekas 等，2007；Alfaro 等，2010)，我們也引入東道國的經(jīng)濟對外開放度指標(Openness)、金融化程度(Financialization)和財政指標(FiscalPolicy)等，作為PVAR 模型的控制變量。

(二)樣本說明

本文以國別層面數(shù)據(jù)為研究對象，樣本區(qū)間為1980—2018 年，數(shù)據(jù)來源于世界銀行-WDI 數(shù)據(jù)庫、IMF-IFS 數(shù)據(jù)庫等。本文首先篩選樣本區(qū)間內(nèi)關(guān)鍵變量數(shù)據(jù)大于等于30 年的國家作為分析對象，最終得到50 個國家(地區(qū))、1 794 個觀測值的面板數(shù)據(jù)；另外，我們選取樣本區(qū)間內(nèi)關(guān)鍵變量數(shù)據(jù)大于等于20 年的國家作為分析對象，得到66 個國家(地區(qū))、2 354 個觀測值的擴充樣本來進行穩(wěn)健性檢驗。①我們選取美國貨幣政策作為其他經(jīng)濟體的外部貨幣政策沖擊來源，因此PVAR 模型中不包含美國樣本。為排除貨幣單位和統(tǒng)計基期差異的影響，我們將所有絕對值數(shù)據(jù)的單位均使用2010 年美元不變價格表示，同時剔除異常觀測值。②在實證分析時我們剔除實際有效匯率指數(shù)大于500 (占總樣本2.15%)，以及M2 增長率大于100%(占總樣本3.62%)等異常觀測值數(shù)據(jù)。在進行實證分析前我們對所有的絕對值型數(shù)據(jù)進行對數(shù)處理，對百分比和指數(shù)型數(shù)據(jù)不作調(diào)整。

(三)描述性統(tǒng)計

變量的描述性統(tǒng)計參見表1，其中匯率指數(shù)(ER)的樣本均值為113.57，貨幣供應(yīng)量增速(MP)的樣本均值為23.24，大于GDP 的年均增長速度。國際直接投資流入(FDI)金額的標準差為2.81，其波動幅度超過GDP。分析樣本期內(nèi)貨幣政策、匯率變化和國際直接投資流入的變化趨勢，我們發(fā)現(xiàn)樣本經(jīng)濟體的貨幣供應(yīng)量增速在1987 年后有所下行，匯率在1987—2003 年總體呈貶值態(tài)勢，國際直接投資的樣本均值則總體呈現(xiàn)上升趨勢。中國貨幣供應(yīng)量增速波動較大，同時國際直接投資流入和匯率變化的趨勢性特征明顯，國際直接投資流入逐年增加而實際匯率指數(shù)逐年降低。對變量之間的相關(guān)性分析表明，除了財政政策與匯率波動之間不存在顯著的相關(guān)關(guān)系外，其余變量之間的相關(guān)系數(shù)均在1%的水平上統(tǒng)計顯著。

表1 描述性統(tǒng)計

四、實證結(jié)果及分析

為了研究貨幣政策沖擊對國際直接投資流動的動態(tài)影響，我們參考Holtz-Eakin 等(1988)的方法，以匯率、貨幣政策和國際直接投資為內(nèi)生變量，構(gòu)建PVAR 模型進行檢驗。我們也針對中國樣本構(gòu)建了相對應(yīng)的VAR 模型，以此比較中國和世界平均水平的表現(xiàn)差異。

(一)模型估計

面板單位根檢驗結(jié)果表明本文使用的面板數(shù)據(jù)均為平穩(wěn)序列，可以直接用于PVAR模型的構(gòu)建。對國別面板的貨幣政策、匯率變動和國際直接投資流入的協(xié)整檢驗也表明三者之間存在長期均衡關(guān)系。我們進一步采用GMM 方法，基于J統(tǒng)計量和各項信息準則來選擇PVAR 模型的最優(yōu)滯后階數(shù)，確定其最優(yōu)滯后階數(shù)為1 階。①單位根檢驗結(jié)果、協(xié)整檢驗結(jié)果、模型最優(yōu)滯后階數(shù)選擇結(jié)果、格蘭杰因果檢驗結(jié)果以及模型詳細估計結(jié)果請見《經(jīng)濟科學》官網(wǎng)“附錄與擴展”。對中國樣本的單位根檢驗表明，除了貨幣政策外，其余變量均為1 階單整過程。對國際直接投資流入、匯率變動和貨幣政策的協(xié)整檢驗結(jié)果表明三者之間存在長期均衡關(guān)系，可以構(gòu)建VAR 系統(tǒng)分析三者之間的關(guān)系。

我們使用前向均值差分法消除個體效應(yīng)，運用2SLS-GMM 方法對模型系數(shù)估計PVAR 模型，同時對估計結(jié)果按國別(地區(qū))進行聚類標準誤檢驗。針對中國VAR 模型，我們將非平穩(wěn)的控制變量通過一階差分調(diào)整為平穩(wěn)序列后進行檢驗。兩個模型的實證結(jié)果參見表2。②控制變量的估計結(jié)果和中國月度數(shù)據(jù)的穩(wěn)健性檢驗結(jié)果請見《經(jīng)濟科學》官網(wǎng)“附錄與擴展”。平穩(wěn)性檢驗顯示，PVAR 模型和中國VAR 模型的AR 特征根均位于單位圓內(nèi)，表明模型穩(wěn)定，估計結(jié)果可靠。

表2 模型估計結(jié)果

從PVAR 估計結(jié)果可以看出，各內(nèi)生變量對應(yīng)的自回歸系數(shù)顯著為正，表明貨幣政策、匯率變動和國際直接投資流入三者存在正向自相關(guān)關(guān)系。就內(nèi)生變量之間的相互影響來看，貨幣政策滯后項對匯率的影響系數(shù)顯著為負，單位貨幣政策寬松會導(dǎo)致下期本幣貶值0.21 個單位；匯率水平滯后項對國際直接投資流入影響也顯著為負，單位貨幣貶值會導(dǎo)致下期國際直接投資流入增加0.49%。估計結(jié)果同時表明，國際直接投資滯后項對本國貨幣增長存在積極影響，貨幣當局通過增發(fā)貨幣來吸收外資進入引致的東道國外匯儲備增加，表現(xiàn)出了貨幣供給的內(nèi)生性變化。擴張性的貨幣政策沖擊是對本國貨幣有貶值影響且統(tǒng)計檢驗顯著，對外資進入有促進作用但統(tǒng)計檢驗不顯著。

分析中國VAR 估計結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，中國貨幣政策、人民幣匯率變動和中國國際直接投資流入的自相關(guān)性均低于世界平均水平。中國貨幣政策變動對人民幣匯率存在較強的調(diào)控作用，單位貨幣政策寬松會引起下一期的人民幣有效匯率對外貶值0.99 個單位，約為世界平均水平的5 倍。其原因可能在于中國貨幣當局的貨幣政策目標不僅包括經(jīng)濟增長和物價穩(wěn)定，同時也包括維持匯率穩(wěn)定。中國的貨幣政策和人民幣匯率變動均對中國的國際直接投資流入有顯著的直接影響。人民幣匯率滯后項對國際直接投資流入的負向影響系數(shù)為0.60%，略高于0.49%的世界平均水平，貨幣政策滯后1 期對國際直接投資流入的直接影響系數(shù)為1.6%，且統(tǒng)計檢驗顯著，表明在排除匯率渠道后，中國的貨幣政策變化仍會直接影響外商直接投資進入。

對PVAR 模型的格蘭杰因果檢驗結(jié)果顯示，貨幣政策是匯率變動的格蘭杰原因，匯率變動是國際直接投資流入變化的格蘭杰原因，而匯率變動和國際直接投資流入均不是貨幣政策變化的原因。因此，貨幣政策、匯率變動和國際直接投資流入之間存在單向的因果關(guān)系，存在貨幣政策→匯率變動→國際直接投資流入的傳導(dǎo)機制。對中國VAR 模型的格蘭杰因果檢驗結(jié)果表明，中國貨幣政策變化是人民幣匯率變動的原因，且貨幣政策變化和人民幣匯率變化均是引起中國國際直接投資流入變化的原因。綜合兩個模型的檢驗結(jié)果，我們可以認為貨幣政策變化通過匯率渠道影響外商直接投資的傳導(dǎo)機制顯著存在。

(二)脈沖響應(yīng)和方差分解

對PVAR 模型進行脈沖響應(yīng)和方差分解，可得到貨幣政策、匯率變動和國際直接投資流入三者之間的動態(tài)關(guān)系。從圖2 的脈沖響應(yīng)結(jié)果可以看出，貨幣政策沖擊對匯率存在顯著的持續(xù)影響。擴張的貨幣政策沖擊會導(dǎo)致本國貨幣迅速貶值，在第1 期造成0.20個單位的負向影響，第3 期影響幅度達到0.30 的峰值水平，之后逐漸收斂。貨幣政策沖擊對匯率的影響在第8 期后不再顯著。匯率變動同樣對國際直接投資流入存在顯著的持續(xù)影響，匯率升值在短期內(nèi)對國際直接投資流入的抑制作用會緩慢增強，在第6 期達到1.6%的峰值。匯率變動對國際直接投資流入的影響同樣在第8 期后不再顯著。在控制了匯率渠道的影響后，貨幣政策沖擊雖然能夠緩慢地促進國際直接投資流入增加，但這一直接影響在脈沖響應(yīng)的觀察窗口期內(nèi)均不顯著。因此，匯率渠道是貨幣政策對國際直接投資流入產(chǎn)生促進作用的關(guān)鍵渠道，在控制了匯率渠道后，擴張的貨幣政策沖擊對國際直接投資流入的促進作用并不明顯。以上表明，貨幣政策、匯率變動和國際直接投資流入存在以下動態(tài)關(guān)系，擴張性貨幣政策沖擊通過引起貨幣對外貶值促進本國國際直接投資流入增加。

圖2 PVAR 模型的脈沖響應(yīng)結(jié)果

圖3 給出了中國VAR 模型的脈沖響應(yīng)結(jié)果?？梢钥闯?，中國貨幣政策沖擊對人民幣匯率的影響顯著高于世界平均水平，單位標準差的貨幣政策寬松會導(dǎo)致人民幣在1 期后對美元貶值0.98 個單位。之后這一影響快速收斂，在第8 期后不再顯著。人民幣匯率變動對國際直接投資流入影響的持續(xù)時間長于世界平均水平，但是影響幅度低于世界平均水平。人民幣對外升值對國際直接投資流入的負向影響在第2 期達到峰值水平0.8 %，低于世界平均水平1.6%，同時收斂速度也快于世界平均水平。人民幣對外升值對國際直接投資流入的影響持續(xù)時間比世界平均水平長，在第10 期后仍保持顯著影響。在排除匯率渠道的影響后，中國貨幣政策沖擊對國際直接投資流入存在顯著的直接影響，其中2期后的直接促進作用達到1.7%，第10 期后貨幣政策沖擊對國際直接投資流入的直接影響則不再顯著。綜合上述比較，可以發(fā)現(xiàn)中國貨幣政策沖擊對國際直接投資流入的影響幅度更大，且持續(xù)時間更久。在匯率變動和國際直接投資變動的響應(yīng)方面，相較于其他國家，中國的反應(yīng)速度和收斂速度均更快。

圖3 中國VAR 模型的脈沖響應(yīng)結(jié)果

對兩個模型的內(nèi)生變量進行方差分解得到表3 的結(jié)果。PVAR 模型分解結(jié)果表明，匯率變動和國際直接投資流入均不是解釋貨幣政策變化的關(guān)鍵因素，匯率變化最多只能解釋0.8%的貨幣政策變化，國際直接投資流入最多只能解釋2.2%。貨幣政策沖擊是解釋匯率短期變化的重要因素，在第1 期能夠解釋3.6%、在第10 期能夠解釋14.1%的匯率變化。國際直接投資流入同樣是引起匯率長期變化的重要因素，在第10 期能夠解釋4.7%的匯率變化。匯率沖擊是解釋國際直接投資流入變化的重要因素，在第5 期能夠解釋17.1%的國際直接投資流入變化，而在第10 期的解釋水平達到30.0%。對中國VAR模型的分解結(jié)果表明，匯率沖擊能夠解釋4.0%的中國貨幣政策變化，該解釋力度高于世界平均水平。在匯率變化解釋上，中國貨幣政策變化是主要因素，其中第1 期的解釋力度為4.5%，長期的解釋力度達24.5%。國際直接投資流入同樣對解釋人民幣匯率變化有重要作用，其長期解釋力度為7.3%。中國的貨幣政策沖擊和匯率變動對解釋國際直接投資流入變化均具有重要作用，不過與世界其他國家不同的是，貨幣政策變動是解釋中國國際直接投資流入變化的關(guān)鍵原因，最多能夠解釋26.3%的中國國際直接投資流入變化，遠高于3.3%的世界平均水平。人民幣匯率變動對中國國際直接投資流入同樣重要，其長期解釋力度為15.2%，但低于30.0%的世界平均水平。綜合上述比較可以發(fā)現(xiàn)貨幣政策在解釋匯率變化和國際直接投資流入變化上均有關(guān)鍵意義，且相較于世界平均水平，中國貨幣政策的解釋力度更強。

表3 方差分解結(jié)果

(三)拓展分析1:匯率制度的影響

在貨幣政策對國際直接投資流入的影響方面，匯率制度同樣會對匯率渠道傳導(dǎo)的通暢程度產(chǎn)生影響。在固定匯率制度下，貨幣政策對匯率的影響存在約束；在浮動匯率制度下，匯率變動區(qū)間比固定匯率大，貨幣政策對匯率水平的影響更為明顯。為了分析匯率制度對貨幣政策引起國際直接投資流入的影響，我們按照Reinhart 和Rogoff (2004)的事實匯率制度分類方法，將全部樣本分類為固定匯率制度子樣本和自由浮動匯率制度子樣本，并分別構(gòu)建PVAR 模型進行檢驗。

圖4 給出了不同匯率制度下的脈沖響應(yīng)結(jié)果，可以發(fā)現(xiàn)兩個樣本結(jié)果存在明顯差異。相比于固定匯率制度樣本，浮動匯率制度樣本中貨幣政策沖擊對匯率變動的影響幅度更強，同時反應(yīng)速度和收斂速度更快。浮動匯率制度下，貨幣政策沖擊影響匯率變動的峰值水平為0.15，約為固定匯率制度的2 倍。在響應(yīng)速度上，浮動匯率制度下的匯率對貨幣政策的響應(yīng)在第1 期即達到峰值水平，之后迅速收斂至消失。在國際直接投資流入對匯率變動的響應(yīng)上，兩個樣本在前4 期呈現(xiàn)出一致變化。但是在第4 期后，浮動匯率制度樣本的收斂速度明顯快于固定匯率制度樣本。在貨幣政策沖擊對國際直接投資流入的直接影響方面，固定匯率制度樣本強于浮動匯率制度樣本。其可能的解釋是:在固定匯率制度下，這些經(jīng)濟體的貨幣政策更傾向于通過其他渠道對國際直接投資進入產(chǎn)生作用，從而表現(xiàn)為貨幣政策沖擊對國際直接投資流入的直接影響更強。

圖4 PVAR 模型的脈沖響應(yīng)結(jié)果——匯率制度差異

表4 給出了不同匯率制度下的方差分解結(jié)果。固定匯率制度樣本的匯率變動和國際直接投資變動對貨幣政策變動的解釋力度基本為0，而浮動匯率制度樣本中的匯率變動和國際直接投資變動對貨幣政策變動的長期解釋力度分別為12.4%和4.5%。在匯率變動的解釋上，固定匯率制度樣本中的貨幣政策變動是唯一解釋變量，其解釋力度達25.1%，約為浮動匯率制度樣本結(jié)果的2.5 倍。浮動匯率制度樣本中，國際直接投資變動是影響匯率變動的主要因素，其解釋力度達31.5%。在國際直接投資變動的解釋上，浮動匯率制度樣本中的貨幣政策和匯率變動的解釋力度均強于固定匯率制度樣本。兩個樣本中匯率變動都是解釋國際直接投資變動的主要因素，但是浮動匯率制度樣本中的解釋力度為11.4%，約為固定匯率制度樣本的3 倍。綜合脈沖響應(yīng)和方差分解結(jié)果我們認為，固定匯率制度降低了貨幣政策對國際直接投資的影響效果，抑制了貨幣政策變動對匯率的影響。

表4 方差分解結(jié)果——匯率制度差異

(四)拓展分析2:資本賬戶管制的影響

前文理論分析表明，東道國資本賬戶管制程度的上升會提高企業(yè)進行國際直接投資的生產(chǎn)率要求，從而抑制國際直接投資流動。當東道國存在資本賬戶管制時，外國跨國公司在本國進行國際直接投資時需支付額外成本，從而會降低跨國公司的投資意愿。為分析資本賬戶管制對貨幣政策的國際直接投資影響，我們按照Chinn 和Ito (2008)的資本賬戶管制指標，將全部樣本分類為存在資本賬戶管制子樣本和資本自由流動子樣本，并分別構(gòu)建PVAR 模型進行檢驗。

圖5 給出了不同資本賬戶管制下的脈沖響應(yīng)結(jié)果。在匯率對貨幣政策沖擊的脈沖響應(yīng)方面，兩個樣本的趨勢基本上保持一致，且影響幅度差異不大。但是，在國際直接投資對貨幣政策沖擊和匯率沖擊的脈沖響應(yīng)方面，兩個樣本存在顯著差異。資本自由流動時貨幣政策變動和匯率變動對國際直接投資的影響遠遠超過存在資本賬戶管制的影響。當東道國存在資本賬戶管制時，貨幣政策變動和匯率變動對本國國際直接投資流入的動態(tài)影響非常微弱。以上結(jié)果表明，嚴格的資本賬戶管制政策雖然不會影響貨幣政策變動對匯率的調(diào)控，但會通過阻斷匯率變動對國際直接投資流入的影響，從而抑制貨幣政策變動對國際直接投資流動的影響。

圖5 PVAR 模型的脈沖響應(yīng)結(jié)果——資本賬戶管制差異

表5 給出了不同資本賬戶管制下的方差分解結(jié)果。在貨幣政策變動的解釋上，當經(jīng)濟體存在資本賬戶管制時，匯率變動和國際直接投資流動對貨幣政策變動的解釋力度約等于0。在資本自由流動時，國際直接投資變動對貨幣政策變動的長期解釋力度為3.0%。就匯率變動而言，在有資本管制時貨幣政策變動的長期解釋力度達25.6%，遠高于國際直接投資的3.6%。對資本自由流動的經(jīng)濟體而言，貨幣政策變動是解釋匯率短期變動的主要因素，其在第2 期的解釋力度達到7.5%；國際直接投資則是解釋匯率長期變動的主要因素，其長期解釋力度達到16.5%。就國際直接投資變動而言，當存在資本賬戶管制時，貨幣政策變動和匯率變動的解釋力度均接近于0，這也與脈沖響應(yīng)結(jié)果一致。對資本自由流動的經(jīng)濟體而言，匯率變動則是解釋國際直接投資變動的核心因素，在第5 期的解釋力度為6.1%，而第10 期的解釋力度高達15.5%。綜合脈沖響應(yīng)和方差分解結(jié)果我們認為，資本賬戶管制顯著降低了貨幣政策對國際直接投資流動的影響，特別是抑制了匯率變動對國際直接投資流動的影響。

表5 方差分解結(jié)果——資本賬戶管制差異

五、結(jié)論與啟示

本文構(gòu)建了一個包含企業(yè)跨國生產(chǎn)決策的動態(tài)一般均衡模型，分析了貨幣政策沖擊經(jīng)由匯率變化對國際直接投資流動的影響。我們基于1980—2018 年的國別面板數(shù)據(jù)，分別構(gòu)建了PVAR 模型和中國VAR 模型，實證檢驗了貨幣政策對國際直接投資流動的影響機制。

本文的研究結(jié)論有以下三個方面:第一，匯率渠道是貨幣政策影響國際直接投資流入的關(guān)鍵機制，擴張性的貨幣政策沖擊通過貨幣貶值來促進國際直接投資流入。在動態(tài)調(diào)整上，匯率能夠?qū)ω泿耪邲_擊產(chǎn)生迅速反應(yīng)，但國際直接投資流入對匯率波動的反應(yīng)存在延滯。第二，匯率制度和資本賬戶開放水平是影響貨幣政策傳導(dǎo)機制的關(guān)鍵因素，固定匯率制度和資本賬戶管制降低了貨幣政策對國際直接投資流入的影響。不過兩者在作用機制上存在差異，固定匯率制度主要是抑制貨幣政策對匯率波動的影響，而資本賬戶管制則是抑制匯率波動對國際直接投資流入的影響。第三，中國貨幣政策沖擊對國際直接投資流入的影響幅度更大，反應(yīng)速度更快，同時持續(xù)時間更久。不同于世界其他國家，貨幣政策變化是解釋中國國際直接投資流入變動的核心因素。

對中國吸引國際直接投資流入和宏觀經(jīng)濟調(diào)控而言，本文有以下三點啟示:第一，匯率渠道是貨幣政策影響國際直接投資流入的關(guān)鍵機制，放松匯率管制和資本賬戶管制均可提高貨幣政策對國際直接投資流動的調(diào)控效果。第二，貨幣政策對國際直接投資流入的影響存在時間滯后性。貨幣政策沖擊從匯率渠道傳導(dǎo)至國際直接投資流入存在延遲，在管理國際直接投資流動時應(yīng)考慮政策滯后性的影響。第三，政策制定者需要考慮本國經(jīng)濟特征。中國貨幣政策變化對國際直接投資流入的影響程度顯著高于其他經(jīng)濟體，同時中國的匯率制度和資本賬戶開放水平與其他國家存在明顯差異，這些特征是政策制定者需要考慮的因素。