外商直接投資與人民幣實(shí)際匯率變動研究

潘塞梅，賴明勇

（湖南大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與貿(mào)易學(xué)院，長沙 410079）

對于外商直接投資（FDI）對實(shí)際匯率的影響，已經(jīng)有很多學(xué)者進(jìn)行過研究。外商直接投資流動導(dǎo)致實(shí)際匯率的變動，因此，有關(guān)外商直接投資的政策將會對一國的實(shí)際匯率產(chǎn)生重要的影響。Nikolina Kosteletou（2000）將已有的理論研究歸納為貿(mào)易綜合模型，這一類模型認(rèn)為外生的國外資本的流入會導(dǎo)致一國實(shí)際匯率變化，主要取決于流入的資本是用于國內(nèi)消費(fèi)還是用于資本積累，而資本積累還要取決于資本是用于貿(mào)易品部門還是非貿(mào)易品部門。如果資本流入用于資本積累，那么資本投入到貿(mào)易部門還是非貿(mào)易部門就將起決定作用。沿著這條思路，進(jìn)一步把外商直接投資的作用分為資本累積效應(yīng)和技術(shù)進(jìn)步效應(yīng)，本文主要研究了外商直接投資通過其技術(shù)進(jìn)步效應(yīng)來提高生產(chǎn)能力，從而促使資源的重新配置，進(jìn)而影響實(shí)際匯率的變動。

1 巴拉薩——薩繆爾森模型

Balassa-Samuelson假說的基礎(chǔ)模型是Balassa于1964年提出的，最初是基于傳統(tǒng)的李嘉圖貿(mào)易模型，把非貿(mào)易部門納入其中。假定存在一個由許多同質(zhì)公司組成的小型開放經(jīng)濟(jì)。代表性的企業(yè)生產(chǎn)兩種產(chǎn)品：為全球市場生產(chǎn)可貿(mào)易品（YT），為國內(nèi)市場生產(chǎn)非貿(mào)易品（YN）。貿(mào)易品和非貿(mào)易品的生產(chǎn)都需要資本（K）和勞動力（L）。市場是完全競爭的，生產(chǎn)要素的報酬按照邊際產(chǎn)品來支付。勞動力供給不變，且在國內(nèi)市場可以自由流動，保證了在任何部門的工資率都相等。正如Obstfeld和Rogoff（1996）所指出的，當(dāng)不存在價格的名義剛性時，均衡的實(shí)際匯率僅僅由生產(chǎn)率差異所決定。

在技術(shù)和資本積累的限制條件下，代表性的企業(yè)最大化其跨期利潤：

其中，YT表示貿(mào)易品的產(chǎn)出，YN表示非貿(mào)易品的產(chǎn)出，p是以貿(mào)易品表示的非貿(mào)易品的相對價格，I表示投資，w是工資率，K代表資本存量，r表示國外利率，存在充分就業(yè)，即L=LT+LN，其中LT是貿(mào)易部門的勞動力，LN是非貿(mào)易部門的勞動力，δ代表資本折舊。

均衡的定義如下（Imed Drine 和 Christophe Rault，2002）：

因此，我們可以得到相對價格與勞動生產(chǎn)率的比率之間的關(guān)系：

其中，α和β分別表示可貿(mào)易部門和非貿(mào)易部門勞動力的生產(chǎn)彈性，θT和θN分別表示可貿(mào)易部門和非貿(mào)易部門勞動力的平均產(chǎn)出。（6）式表明相對價格是兩個部門生產(chǎn)率比率的函數(shù)。因此，可貿(mào)易部門生產(chǎn)率的上升快于非貿(mào)易部門會導(dǎo)致非貿(mào)易部門相對價格的上升。

另外，實(shí)際匯率可以被定義為：

其中，E表示名義匯率，P是國內(nèi)的物價水平，P*是國外的物價水平。假設(shè)消費(fèi)籃子包含兩種商品，可以把物價指數(shù)表示為：

假設(shè)購買力平價在可貿(mào)易品部門是成立的，并把（8）式代入（7），可以得到：

其中p表示非貿(mào)易品國內(nèi)的相對價格，p*表示非貿(mào)易品國外的相對價格。（9）式表明實(shí)際匯率與非貿(mào)易品的相對價格正相關(guān)。

綜合（6）式和（9）式，可以得到：

上式表明相對生產(chǎn)率差異決定了長期實(shí)際匯率的變動趨勢。Balassa-Samuelson假說的主要貢獻(xiàn)在于將非貿(mào)易品引入標(biāo)準(zhǔn)貿(mào)易模型，有助于理解匯率與相對價格之間的關(guān)系。它將貿(mào)易品和非貿(mào)易勞動生產(chǎn)率的差異作為解釋購買力平價與匯率之間關(guān)系系統(tǒng)性偏差的原因。

2 外商直接投資影響人民幣實(shí)際匯率的實(shí)證檢驗(yàn)

本文將外商直接投資促進(jìn)技術(shù)進(jìn)步的渠道分為直接效應(yīng)和間接效應(yīng)兩類（賴明勇和包群，2002），并假定外商直接投資是決定我國經(jīng)濟(jì)全要素生產(chǎn)率最主要的影響因素，而且當(dāng)期的外商直接投資只對同期的國內(nèi)企業(yè)產(chǎn)生技術(shù)外溢作用，從而建立FDI內(nèi)生化的技術(shù)進(jìn)步模型：

其中：SHAREit、FDIit分別代表第 i個省 t時期外商直接投資占總投資的比重和外商直接投資的實(shí)際金額。Ait代表第i個省t時期的全要素生產(chǎn)率，它是由外商直接投資額和外商直接投資占國內(nèi)總投資的比重（反映外資企業(yè)技術(shù)外溢效果）來內(nèi)生化決定的。θ為外資企業(yè)與國內(nèi)企業(yè)相比的相對生產(chǎn)率彈性系數(shù)，反映了外資企業(yè)促進(jìn)技術(shù)進(jìn)步的直接作用。η為外商直接投資占總投資比重的彈性系數(shù)，度量了外資企業(yè)的技術(shù)外溢效果。B為全要素生產(chǎn)率的影響因素的殘余值，表示影響技術(shù)進(jìn)步的各種其他因素。

將（11）式的兩邊同時取自然對數(shù)，得到：

其中SHAREit表示外商直接投資占國內(nèi)總投資的比重。

技術(shù)進(jìn)步又通過Balassa-Samuelson效應(yīng)影響著實(shí)際匯率?；贕regorio和Wolf（1994）模型，本文構(gòu)建了一個綜合考慮供給和需求因素的簡約式回歸方程，并考慮了私人消費(fèi)偏好對實(shí)際匯率的影響。即：

其中，LA表示全要素生產(chǎn)率的對數(shù)值，Lin表示人均實(shí)際GDP的對數(shù)，G表示政府的實(shí)際財政支出占實(shí)際GDP比重，而Crracc表示的是貿(mào)易條件。將（13）式代入到（14）式，我們得到檢驗(yàn)外商直接投資影響實(shí)際匯率的計量模型方程：

首先要對模型的設(shè)定進(jìn)行F檢驗(yàn)以得到有效的參數(shù)估計。然后，采用似然不相關(guān)回歸 （Seemingly Unrelated Regression）方法進(jìn)行檢驗(yàn)，以消除異方差性和序列相關(guān)性現(xiàn)象的影響。檢驗(yàn)結(jié)果如表1所示。

（1）從全國的檢驗(yàn)結(jié)果來看，外商直接投資對實(shí)際匯率的影響是通過直接效應(yīng)產(chǎn)生的，外商直接投資增加1%，人民幣的實(shí)際匯率就要升值0.00026，而其間接效應(yīng)不顯著。分地區(qū)的檢驗(yàn)結(jié)果表明，東部地區(qū)對實(shí)際匯率的間接效應(yīng)非常顯著，外商直接投資占總投資的比例上升1%，人民幣實(shí)際匯率就升值0.0039，而外商直接投資增加1%，東部地區(qū)的有效實(shí)際匯率就要升值0.00021，這個結(jié)果和前面得到的結(jié)果是一致的。東部地區(qū)的外商直接投資對本地區(qū)技術(shù)進(jìn)步的影響主要是通過其直接和間接效應(yīng)實(shí)現(xiàn)的，從而證明了外商直接投資通過提高東道國的技術(shù)水平，從而促進(jìn)該國實(shí)際匯率升值的假設(shè)在東部地區(qū)是成立的。

（2）中、西部地區(qū)外商直接投資的外溢效應(yīng)都不顯著，并且西部地區(qū)外商直接投資的直接效應(yīng)也不顯著。影響西部地區(qū)實(shí)際匯率的主要因素是政府支出和貿(mào)易條件的變化，而非外商直接投資引致的技術(shù)進(jìn)步。中部地區(qū)的外商直接投資通過直接效應(yīng)促使人民幣實(shí)際匯率的升值，其直接效應(yīng)甚至還大于東部地區(qū)。因此，外商直接投資通過引致我國東部和中部地區(qū)貿(mào)易部門的勞動生產(chǎn)率提高，從而使人民幣的有效實(shí)際匯率長期內(nèi)升值。這樣，外商直接投資不僅能直接帶動一國產(chǎn)業(yè)升級，還能通過實(shí)際匯率的升值，間接的迫使東道國的產(chǎn)業(yè)向資本和技術(shù)密集化方向升級。

（3）政府支出、貿(mào)易條件和人均GDP也影響著實(shí)際匯率的走勢。由于政府消費(fèi)一般都偏向于國內(nèi)產(chǎn)品，例如國防、教育和社會保障支出等，因此政府支出的增長使人民幣實(shí)際匯率長期內(nèi)有升值的壓力。而隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展和人均收入的增長，居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)會發(fā)生變化，消費(fèi)偏好也隨之發(fā)生改變，更偏向于服務(wù)性的非貿(mào)易品消費(fèi)，對人民幣也產(chǎn)生了巨大的升值壓力。最后，從本文的實(shí)證結(jié)果來看，貿(mào)易條件的替代效應(yīng)要大于收入效應(yīng)，因此貿(mào)易條件的改善使實(shí)際匯率貶值。

表1 外商直接投資影響實(shí)際匯率模型的實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果

3 結(jié)論

一般來說，經(jīng)歷經(jīng)濟(jì)快速增長的國家總是伴隨著實(shí)際匯率升值的壓力。改革開放后，中國經(jīng)歷了三十年的經(jīng)濟(jì)持續(xù)高速增長，人民幣實(shí)際匯率表現(xiàn)出長期持續(xù)升值的趨勢。Balassa和Samuelson早在1964年就論述過經(jīng)濟(jì)增長促進(jìn)實(shí)際匯率升值的機(jī)理，后來被稱為Balassa-Samuelson效應(yīng)。本文用中國28個省市14年的面板數(shù)據(jù)實(shí)證檢驗(yàn)了外商直接投資通過直接和間接效應(yīng)提高了中國企業(yè)的勞動生產(chǎn)率，從而通過Balassa-Samuelson效應(yīng)使人民幣實(shí)際匯率持續(xù)升值的假設(shè)。全國數(shù)據(jù)檢驗(yàn)的結(jié)果支持外商直接投資通過直接效應(yīng)使人民幣實(shí)際匯率升值，但是，外商直接投資技術(shù)外溢的間接效應(yīng)沒有發(fā)揮出來。這可能是因?yàn)槟壳爸袊娜肆Y本存量不足，金融市場還不完善等影響吸收能力因素的限制。另外，需求因素，包括政府支出、貿(mào)易條件和消費(fèi)者的偏好等，也對實(shí)際匯率也有顯著的影響。

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