人民幣有效匯率對(duì)FDI影響的實(shí)證分析

摘 要:文章利用單位根檢驗(yàn)、協(xié)整檢驗(yàn)、格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)、脈沖反映函數(shù)和方差分解，逐層遞進(jìn)分析匯率變動(dòng)對(duì)外商直接投資(FDI)的影響。結(jié)果表明，匯率是FDI變動(dòng)的原因，并且在4個(gè)影響變量中占將近9%的比重，GDP對(duì)FDI的影響占據(jù)著主要地位。說明只要保持實(shí)際有效匯率的相對(duì)穩(wěn)定性，就能吸引FDI的流入，促進(jìn)我國(guó)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展。

關(guān)鍵詞:人民幣 實(shí)際有效匯率 FDI GDP

中圖分類號(hào):F820 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼:A

文章編號(hào):1004-4914(2009)10-049-02

引言

我國(guó)經(jīng)濟(jì)已經(jīng)實(shí)現(xiàn)了近30年的高速持續(xù)增長(zhǎng)。這種局面的形成取決于我國(guó)長(zhǎng)期實(shí)施的“引進(jìn)來、走出去”戰(zhàn)略。在此過程中，外商投資企業(yè)發(fā)揮了舉足輕重的作用。聯(lián)合國(guó)《世界投資報(bào)告》指出，我國(guó)自2002年首次超過美國(guó)成為吸引FDI最多的國(guó)家以來，到目前為止，在所有國(guó)家的排名中一直穩(wěn)居前三位。在跨國(guó)公司的投資活動(dòng)中，匯率因素是一個(gè)重要變量?？鐕?guó)公司在東道國(guó)投資獲利后，其利潤(rùn)最終要兌換成母國(guó)貨幣。因此，匯率必然會(huì)由跨國(guó)公司主導(dǎo)FDI。筆者就此來考量匯率對(duì)FDI的影響。

一、模型建立

在分析影響中國(guó)吸引FDI的因素時(shí)，國(guó)內(nèi)理論普遍認(rèn)為:中國(guó)吸收外國(guó)直接投資穩(wěn)定增長(zhǎng)，主要得益于較廉價(jià)的勞動(dòng)力資源和愈加廣闊的消費(fèi)市場(chǎng)。人們往往從市場(chǎng)規(guī)模、勞動(dòng)力成本等角度出發(fā)來進(jìn)行研究，絕大部分的研究成果都已經(jīng)確認(rèn)了這幾個(gè)因素是影響中國(guó)吸引FDI的主要因素，匯率的作用往往被忽略。這是因?yàn)椋藗兤毡檎J(rèn)為人民幣匯率實(shí)質(zhì)上是盯住美元的固定匯率，不能體現(xiàn)人民幣的對(duì)外價(jià)值，因此也就不能直接傳遞市場(chǎng)或政府政策的綜合信息。然而，他們沒有考慮到人民幣實(shí)際匯率變動(dòng)的影響。事實(shí)上人民幣在20世紀(jì)90年代中期以前被嚴(yán)重貶值了?；谝陨峡紤]，本文采用如下的模型設(shè)定:

lnFDIt+c+αlnGDPt+βlnwt+λlnREERt+μt

二、變量說明

1.國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值GDP。中國(guó)良好的經(jīng)濟(jì)形勢(shì)和龐大的市場(chǎng)規(guī)模是吸引外商投資的重要因素。一般認(rèn)為，經(jīng)濟(jì)規(guī)模越大，對(duì)外商直接投資的吸引力越大;反之，則越小。

2.城鎮(zhèn)職工平均工資W。在90年代初期，較低的勞動(dòng)力成本是吸引外商投資的最重要因素之一，而勞動(dòng)密集型產(chǎn)業(yè)也是我國(guó)出口創(chuàng)匯的支柱之一。城鎮(zhèn)平均工資越低，外商的勞動(dòng)力成本和產(chǎn)品成本也就低，在國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)中優(yōu)勢(shì)也就越明顯。

3.人民幣實(shí)際有效匯率(REER，Real Effective Exchange Rate)是一種剔除了物價(jià)因素、一種貨幣相對(duì)于其他多種貨幣雙邊匯率的加權(quán)平均數(shù)，它綜合反映了一國(guó)商品相對(duì)于外國(guó)商品的相對(duì)價(jià)值，能夠全面衡量一國(guó)商品在國(guó)際市場(chǎng)上的出口競(jìng)爭(zhēng)力與進(jìn)口實(shí)際成本。一般來說，東道國(guó)REER越大，母國(guó)在該國(guó)投資的成本就越高，相應(yīng)地，東道國(guó)的FDI流入就較少;反之，流向東道國(guó)的FDI就較多。對(duì)中國(guó)而言，REER數(shù)值上升表示人民幣升值，數(shù)值下降表示貶值。

4.隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)μ。為了減少異方差和的影響，以上幾個(gè)變量均采用自然對(duì)數(shù)的形式。

三、樣本期及數(shù)據(jù)來源

考察的年度為1982—2008年，共計(jì)27年，均采用年度數(shù)據(jù)。實(shí)際有效匯率來自International Financial Statistics(IMS)各期數(shù)據(jù);FDI及GDP 使用當(dāng)年數(shù)據(jù)，來自聯(lián)合國(guó)(UN，www.unctad.org/wir);城鎮(zhèn)職工平均工資來自歷年統(tǒng)計(jì)年鑒。數(shù)據(jù)處理采用Eviews5.0軟件。

四、實(shí)證分析

1.單位根檢驗(yàn)。由于大多數(shù)時(shí)間序列是不平穩(wěn)的，為防止謬誤回歸(Spurious Regression)，在進(jìn)行協(xié)整分析前，必須檢驗(yàn)序列的平穩(wěn)性。常用的方法有DF檢驗(yàn)和ADF檢驗(yàn)。其中，DF檢驗(yàn)只適用于時(shí)間序列為一階自回歸過程。ADF檢驗(yàn)可適用于高階自回歸。本文采用ADF方法對(duì)上述四個(gè)變量進(jìn)行檢驗(yàn)，檢驗(yàn)形式按照AIC準(zhǔn)則和SC準(zhǔn)則選擇。見下表1:

經(jīng)過分析，模型中四個(gè)解釋變量均為非平穩(wěn)變量，所以對(duì)其一階差分進(jìn)行ADF單位根檢驗(yàn)，結(jié)果，其中三個(gè)變量LnFDI、LnW和LnREER，在5%顯著水平上拒絕非平穩(wěn)假設(shè);另外一個(gè)變量LnGDP，在10%的顯著水平上拒絕非平穩(wěn)假設(shè)。本文采用弱平穩(wěn)假設(shè)，即四個(gè)變量在10%顯著水平上拒絕非平穩(wěn)假設(shè)。

2.協(xié)整檢驗(yàn)。協(xié)整檢驗(yàn)根據(jù)檢驗(yàn)對(duì)象可分為基于模型回歸系數(shù)的協(xié)整檢驗(yàn)(即Johansen協(xié)整檢驗(yàn))和基于模型回歸殘差的協(xié)整檢驗(yàn)。本文采用的是后一種檢驗(yàn)方法，其協(xié)整檢驗(yàn)的思想是對(duì)回歸方程的殘差進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，若殘差序列是平穩(wěn)序列，則表明方程的因變量和解釋變量之間存在協(xié)整關(guān)系，否則不存在協(xié)整關(guān)系。

首先，根據(jù)估計(jì)方程，結(jié)果如表2:

然后對(duì)殘差序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果如表3。

根據(jù)以上圖表可以看到，殘差單位根檢驗(yàn)的t統(tǒng)計(jì)量=-3.571178，其相應(yīng)的概率值P=0.054，小于5%的檢驗(yàn)水平，因此拒絕殘差序列resido1存在單位根的原假設(shè)，即可認(rèn)為殘差序列resid01是平穩(wěn)的。根據(jù)協(xié)整關(guān)系的定義，可以認(rèn)為序列LnFDI和序列LnREER，LnGDP存在協(xié)整關(guān)系，即他們之間存在長(zhǎng)期的均衡關(guān)系。

3.格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)。Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)可以用來確定經(jīng)濟(jì)變量之間是否存在因果關(guān)系及影響的方向。建立包括LnFDI和序列LnREER，LnGDP，LnW的序列組，對(duì)四者進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果如表4所示:

根據(jù)分析結(jié)果可以知道，REER是FDI的原因，而FDI不是REER的原因;GDP是FDI的原因，反過來則不成立。

五、脈沖響應(yīng)函數(shù)

脈沖響應(yīng)函數(shù)(Impulse Response Function，IRF)描述了特定變量對(duì)各種沖擊的反應(yīng)軌跡，是用時(shí)間序列模型來分析影響關(guān)系的一種思路，是考慮擾動(dòng)項(xiàng)的影響如何傳播到各變量的，即衡量來自隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差沖擊對(duì)內(nèi)生變量當(dāng)前和未來取值的影響。前面的協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)表明，實(shí)際利率與實(shí)際有效匯率之間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系，由此，基于被估計(jì)的vAR模型，得到變量之間的響應(yīng)函數(shù)圖如圖1所示。

從右圖可知，人民幣實(shí)際有效匯率對(duì)FDI擾動(dòng)立即做出了響應(yīng)，第一期的響應(yīng)大約為2，且在第四期達(dá)到最大(4.0左右)，且為正向的。之后，ER對(duì)FDI的響應(yīng)有所下降，在第16期左右，ER的響應(yīng)為0.。之后響應(yīng)就變得很小，維持在0左右。城鎮(zhèn)職工收入W對(duì)FDI的響應(yīng)在第一期為0.2左右，并在第4期達(dá)到最大值0.7.之后呈緩慢下降趨勢(shì)，在下降到16期左右又有所上升，但幅度較小。GDP對(duì)FDI的響應(yīng)，在第一期大約為0.3，在1-5期內(nèi)處于上升態(tài)勢(shì)，在第5期達(dá)到最大值0.8，之后6-15期緩慢下降，之后又緩慢上升，總體存在正向效應(yīng)。

六、方差分解

為了說明變量之間因果關(guān)系的強(qiáng)度。本文采用方差分解對(duì)FDI不同時(shí)期預(yù)測(cè)誤差的方差進(jìn)行分解。結(jié)果如表5。

從上表可以看出，匯率對(duì)外商直接投資的影響比重大致占到了8%-9%之間，工資水平對(duì)FDI 的影響較小，占到了2%-3%之間。對(duì)FDI影響最大的還是本國(guó)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展水平。

七、實(shí)證結(jié)論

經(jīng)過檢驗(yàn)，時(shí)間序列LnFDI，LnGDP，LnW和LnREER都是平穩(wěn)的，而且根據(jù)對(duì)序列組殘差序列的檢驗(yàn)，我們得到LnFDI和LnGDP，LnW，LnREER都存在長(zhǎng)期的均衡關(guān)系。格蘭杰因果檢驗(yàn)表明，匯率是FDI變動(dòng)的原因，并且在影響比重中占到了大約8%-9%的水平。這也說明匯率對(duì)FDI的影響是比較顯著的。我們可以得到估計(jì)方程如下:

LnFDI=-30.86+4.883LnGDP-3.490LnW-0.605LnREER

R2=0.971，表明方程擬合較好。從匯率的彈性系數(shù)可以看出，匯率升值1%，會(huì)導(dǎo)致外商直接投資流入減少0.605億美元。

參考文獻(xiàn):

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(作者單位:東華大學(xué) 上海 200051)

(責(zé)編:紀(jì)毅)