關于匯率變動對我國宏觀經(jīng)濟的影響的實證分析

趙俊嬛

【摘要】本文首先對匯率變動可能對我國宏觀經(jīng)濟某些方面產(chǎn)生的影響進行相關的分析和闡述。在實證分析部分，本文在經(jīng)濟增長和對外經(jīng)濟貿(mào)易各指標中選取主要宏觀經(jīng)濟指標，在考慮了各個變量的平穩(wěn)性后，先后采用E-G兩步協(xié)整檢驗法和分布滯后模型考察變量之間的長期關系。結果表明，我國的匯率水平對出口總額、外商直接投資以及經(jīng)濟增長均有一定的負面影響，但是這種影響的作用和持續(xù)的時間是比較有限的。

【關鍵詞】人民幣匯率 出口總額 外商直接投資 經(jīng)濟增長 長期變動

一、緒論

（一）研究背景和意義

影響人民幣匯率變動態(tài)勢的因素是多種多樣的，這些因素的關系錯綜復雜。并且，在影響匯率變動的各種因素之間，存在著復雜的相互關聯(lián)、相互制約乃至相互抵消關系。因此，不可能用單純一種因素，來說明匯率的全部變動。此外，影響匯率的各個因素，在不同國家、不同時期，其重要性也各不相同。而這些因素反過來也會對匯率產(chǎn)生深遠的影響。因此，對匯率變動的考察，還應同社會經(jīng)濟條件的特定的時間因素相聯(lián)系。一般情況下，各國的貨幣政策中，將匯率確定在一個適當?shù)乃揭殉蔀檎吣繕酥弧?/p>

匯率作為一項重要綜合性指標參加國際社會經(jīng)濟活動，它對國內(nèi)市場和國際市場起著連接作用，國家的宏觀經(jīng)濟行為受匯率的變化影響，因此匯率作為經(jīng)濟問題受到世界各國重視。在全球經(jīng)濟整體滑坡的背景下，我國外匯儲備的劇增，導致人民幣也遭受了貶值和升值的情況。我國采取匯率改革，實行以市場供求為基礎、貨幣進行自我調節(jié)、有管理的浮動匯率制度。因此人民幣匯率變動問題影響著世界經(jīng)濟發(fā)展，需要盡量保持人民幣幣值穩(wěn)定，以保證我們國內(nèi)經(jīng)濟和對外貿(mào)易穩(wěn)步健康的發(fā)展。我國政府曾表示“保持人民幣匯率基本穩(wěn)定，不僅有利于中國經(jīng)濟和金融的持續(xù)穩(wěn)定發(fā)展，而且有利于周邊國家和地區(qū)的經(jīng)濟和金融穩(wěn)定發(fā)展，從根本上說，也有利于世界經(jīng)濟和金融的穩(wěn)定發(fā)展?！?/p>

（二）研究框架、主要內(nèi)容

本文共分為五大部分：

第一部分敘述課題的研究背景和意義，并回顧了國內(nèi)外學者已有的研究成果，在此基礎上提出了本文的研究思路。

第二部分主要對匯率變動對宏觀經(jīng)濟某些方面的影響進行相關的分析并進行闡述。

第三部分對本文所采用的研究方法做理論介紹。由ADF檢驗可以確定外商直接投資與匯率是同階單整序列，故在討論匯率對外商直接投資的影響時首先考慮運用E-G兩步法進行協(xié)整檢驗以討論變量間是否存在的長期穩(wěn)定關系。而后由于協(xié)整檢驗未通過，轉而運用擬合分布滯后模型的方法繼續(xù)討論所有變量之間的長期關系。

第四部分首先對指標和數(shù)據(jù)的選取做詳細的說明。由于本文主要討論匯率與宏觀經(jīng)濟中的對外經(jīng)濟貿(mào)易與經(jīng)濟增長這兩個方面的關系，故選取外商直接投資和出口總額作為對外經(jīng)濟貿(mào)易的指標代表，而選取國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP作為經(jīng)濟增長的指標代表。實證分析部分運用單位根檢驗（ADF檢驗）、協(xié)整檢驗進行研究以解釋我國匯率變動對宏觀經(jīng)濟的影響。

第五部分為實證分析總結。

二、理論方法介紹

（一）單位根檢驗

在現(xiàn)實的經(jīng)濟社會的實際研究中，多數(shù)時間序列都是非平穩(wěn)的。本文采用ADF檢驗（Augmented Dickey一Fuller），一種驗證序列數(shù)據(jù)是否平穩(wěn)的常用方法。假定我們用下式描述增長的經(jīng)濟變量Yt：

Yt=μ+βt+Yt-1+εt （1）

其中，εt是白噪聲序列，式（1）稱帶飄移的隨機游走過程。在上式中我們兩邊同時減去Yt-1，并引用人工參數(shù)r：

Yt-Yt-1=α0+α1t+（γ-1）Yt-1+εt （2）

檢驗假設為：H0：γ；H1：γ<1。如果拒絕H0，則時間序列沒有單位根，數(shù)據(jù)生成過程是平穩(wěn)的，即I（0）；如果接受H0，則時間序列數(shù)據(jù)有單位根，數(shù)據(jù)是非平穩(wěn)的。如果平穩(wěn)性檢驗結果表明兩個變量都是一階單整過程，即I（1）過程，就需要繼續(xù)進行協(xié)整檢驗；如果差分n-1次不平穩(wěn)，差分n次平穩(wěn)，則該過程為n階單整記作I（n）。

（二）協(xié)整檢驗

協(xié)整方法能同時刻畫多個序列之間的長期均衡關系，尤其是在處理非平穩(wěn)經(jīng)濟時間序列數(shù)據(jù)時是很有力的工具。所謂的協(xié)整是指若兩個或多個非平穩(wěn)的變量序列，其某個線性組合后的序列呈平穩(wěn)性，稱這些變量序列間有協(xié)整關系存在。它精確定義是：設隨機向量Xt中所含分量均為d階單整，記為Xt～I（d）。如果存在一個非零向量β，使得隨機向量Yt=βXt～I（d-b），（b>0），則稱隨機向量Xt具有d，b階協(xié)整關系，記為Xt～CI（d-b），向量β被稱為協(xié)整向量。

常用的協(xié)整檢驗有兩種，一種是Johansen和Juselius（1990年）提出的一種在VAR系統(tǒng)下用極大似然估計來檢驗多變量間協(xié)整關系的方法，即Johansen協(xié)整檢驗，它是基于回歸系數(shù)的檢驗，在假設和應用上所受限制較少。對于Johansen協(xié)整檢驗有兩種檢驗方法：一是特征根跡檢驗，另一種是最大特征值檢驗。第二種是Engle和Granger于1987年提出的用于檢驗兩個同階單整的變量是否存在協(xié)整關系的E-G協(xié)整檢驗，也稱為E-G兩步法。這種方法是在驗證了兩個變量是同階單整的前提下對兩個變量進行簡單回歸，之后檢驗其殘差是否平穩(wěn)從而確定這兩個變量是否確實存在協(xié)整關系。出于對所選取變量的特點的考慮，本文在探討匯率對外商直接投資產(chǎn)生的影響時將采用E-G兩步法進行檢驗。

（三）二階段最小二乘法

回歸分析的一個基本假設是方程右邊變量，即解釋變量與隨機擾動項不相關。如果違背了這一假設，OLS和加權LS都是有偏的和不一致的。

有幾種情況使右邊某些解釋變量與擾動項相關。如：在方程右邊有內(nèi)生決定變量，右邊變量具有測量誤差。

為簡化起見，我們稱與殘差相關的變量為內(nèi)生變量，與殘差不相關的變量為外生變量或前定變量。endprint

解決方程右邊解釋變量與殘差相關的方法是使用工具變量回歸。就是要找到一組變量滿足下面兩個條件：

（1）與方程解釋變量相關；

（2）與擾動項不相關；

這些變量就可成為工具變量。用這些工具變量來消除右邊解釋變量與擾動項之間的相關性。

二階段最小二乘（TSLS）是工具變量回歸的特例。在二階段最小二乘估計中有兩個獨立的階段。在第一個階段中，TSLS找到可用于工具變量的內(nèi)生和外生變量。這個階段包括估計模型中每個變量關于工具變量的最小二乘回歸。第二個階段是對原始方程的回歸，所有變量用第一個階段回歸得到的擬合值來代替。這個回歸的系數(shù)就是TSLS估計。

不必擔心TSLS估計中分離的階段，因為EViews會使用工具變量技術同時估計兩個階段。令Z為工具變量矩陣，y和X是因變量和解釋變量矩陣。則二階段最小二乘估計的系數(shù)由下式計算出來：

bTSLS=（X'Z（Z'Z）-1Z'X）-1X'Z（Z'Z）-1Z'y （3）

系數(shù)估計的協(xié)方差矩陣為：

■TSLS=s2（X'Z（Z'Z）-1Z'X）-1 （4）

其中S2是回歸標準差（估計殘差協(xié)方差）。

（四）分布滯后模型

在經(jīng)濟學中因變量Y對自變量X的依賴很少是瞬時的，常見的情形是Y對X的回應有一個時間的延遲，這種時間的延遲叫做滯后（lag）.在經(jīng)濟運行過程中，廣泛存在時間滯后效應。某些經(jīng)濟變量不僅受到同期其他各種因素的影響，而且也受到前期其他各種因素甚至自身的過去值得影響。通常把這種過去時期的、具有滯后作用的變量叫做滯后變量（lagged Variable），含有滯后變量的模型稱為滯后變量模型。因變量受到自身或另一解釋變量的前幾期值影響的現(xiàn)象稱為滯后效應。

滯后模型考慮了時間因素的作用，使靜態(tài)分析的問題有可能稱為動態(tài)分析。因此，含有滯后解釋變量的模型又被稱為動態(tài)模型（dynamical models）。在經(jīng)濟分析中，運用滯后變量模型可以使不同時期的經(jīng)濟現(xiàn)象彼此聯(lián)系起來，同時也可將經(jīng)濟活動的靜態(tài)分析轉化為動態(tài)分析，使模型更加切合經(jīng)濟、金融的實際運行情況。

本文主要應用的是滯后變量模型，故在此只簡單介紹該模型的相關理論。滯后變量模型的一般形式為：

Yt=α+β0Xt+β1Xt-1+…+βpXt-p+γ1Yt-1+γ2Yt-2+…+γqYt-q （5）

其中，p、q分別為滯后自變量和之后因變量的滯后期長度。若滯后期長度有限，稱為有限滯后變量模型；若滯后期長度無限，則稱為無限滯后變量模型。本文采用的是有限滯后變量模型。

如果模型如式（6）所示沒有被解釋變量的滯后項，僅有解釋變量X的當期值及其若干期的滯后值，那么具有這種滯后分布結構的模型稱為分布滯后模型（distributed-lag models）。

Yt=α+β0Xt+β1Xt-1+…+βpXt-p （6）

其中：β0為短期乘數(shù)（impact multiplier），表示本期的自變量X變化一單位對Y平均值的影響程度。

βi（i=1，2，…，s）為動態(tài)乘數(shù)或延遲系數(shù)，表示各滯后期X的變動對Y平均值的影響大小。

■βi稱為長期乘數(shù)或總分布滯后乘數(shù)（long-run或total distributed-lag multiplier），表示X變動一個單位，由于滯后效應而形成的對Y平均值總影響的大小。

有時候，滯后變量模型中的解釋變量僅包括自變量X的當期值和因變量Y的若干期滯后值：

Yt=α+β0Xt+…+γ1Yt-1+γ2Yt-2+…+γqYt-q （7）

具有這種結構的模型稱為自回歸模型（autoregressive models），其中q為自回歸模型的階數(shù)。

三、匯率變動對我國宏觀經(jīng)濟指標影響的實證分析

（一）指標數(shù)據(jù)的選取

本文主要通過以上介紹的方法，研究匯率與主要的宏觀經(jīng)濟指標之間的長期穩(wěn)定的變動關系。主要選取的經(jīng)濟指標為：匯率（ER，對美元）、出口總額（EX，單位：億美元）、外商直接投資（FDI，單位：億美元）和國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP，單位：十億美元）分別作為出口、投資和經(jīng)濟增長的指標代表，從而研究匯率的變動會對我國經(jīng)濟帶來哪些影響。以上的宏觀數(shù)據(jù)均選自與《中國統(tǒng)計年鑒》1997～2011年的年度數(shù)據(jù)。

（二）匯率與各宏觀經(jīng)濟變量的平穩(wěn)性檢驗

在協(xié)整檢驗之前，首先進行單位根檢驗，即檢驗各指標的平穩(wěn)性。結果如下表所示：

表1 變量單位根檢驗（ADF檢驗）結果

（三）匯率與外商直接投資的協(xié)整分析

1.協(xié)整檢驗。由以上的平穩(wěn)性檢驗可知，只有外商直接投資（LNFDI）與匯率（ER）是I（1）序列。故本文在討論外商直接投資與匯率的關系時選擇對這兩個變量進行E-G協(xié)整檢驗，擬合協(xié)整方程，并檢驗構成這個回歸方程的相關變量是否確實具有協(xié)整關系。E-G兩步法的檢驗步驟如下：

第一步，用最小二乘法構建LNFDI與ER的回歸方程式。第二步，對以上回歸方程式的殘差進行單位根檢驗。

由于LNFDI與ER都服從一階單整，故對這兩個變量運用最小二乘法擬合回歸方程?；貧w模型為：

LNFDIt=c+αERt+εt

估計結果如下所示：

LNFDIt=1.062254-0.637881ERt （8）

（2.588532） （10.86811）

（四）匯率與出口總額、外商直接投資和國內(nèi)生產(chǎn)總值的分布滯后模型

1.匯率與外商直接投資的分布滯后模型。由騙子相關系數(shù)檢驗可知，偏自相關系數(shù)存在明顯的1階截尾，又為提高估計的準確性，選擇p=2的自回歸過程，即AR（2）。endprint

由最小二乘法進行估計，估計結果如下：

LNFDI=7.997225-0.16132ERt-0.07566ERt-1+0.00999ERt-2ut=1.587261ut-1-0.657347ut-2（9）

并且，2階自回歸過程的兩個特征根φ1，φ2分別為：0.79+.17i，0.79-.17i，都在單位圓以內(nèi)，則可以認為該自回歸過程是平穩(wěn)的，其修正有效。

由以上分布滯后模型可知，雖然外商直接投資與人民幣匯率之間不存在假設的長期穩(wěn)定的關系，但是人民幣匯率的當期值和滯后1期和2期值對外商直接投資均有反向的拉動作用。并且通過2階自回歸將外商投資自身的序列相關性很好的進行修正。從方程和各個參數(shù)的顯著性檢驗可知，該分布滯后模型擬合較好。

2.匯率與出口總額的分布滯后模型。由出口總額與匯率的互相關檢驗結果可知，LNEX與ER的一期和二期滯后觀測值有較強的相關性，而滯后兩期的AIC與SC值均較小，為保證檢驗結果的準確性，故在此考慮LNGDP與ER的二期滯后模型。又考慮到出口的當期值易受其前一期數(shù)值的影響，故LNEX與ER的二期分布滯后模型為：

LNEX=C+α0LNEXt-1+α1ERt+α2ERt-1+α3ERt-2+εt （10）

由于方程右邊有內(nèi)生變量LNEXt-1，故選用二階段最小二乘法， 其中工具變量為：C，LNFDI，LNGDP，PDL（ER，2，1），得到的估計結果如下所示：

LNEX=0.062243+1.005743LNEXt-1+0.04492ER+0.00193ERt-1 -0.04106ERt-2 （11）

由此可知，匯率的2期滯后對出口有反向拉動作用，而當期值和滯后一期值有一定的正向拉動作用。

3.匯率與國內(nèi)生產(chǎn)總值的分布滯后模型。由國內(nèi)生產(chǎn)總值的自然對數(shù)與匯率的互相關檢驗結果可知，國內(nèi)生產(chǎn)總值的自然對數(shù)（LNGDP）與匯率（ER）的一期和二期滯后觀測值有較強的相關性，故在此考慮LNGDP與匯率的一期分布滯后模型。

由偏自相關檢驗可知，偏自相關系數(shù)存在非常明顯的一階截尾，且從二階開始可以基本上認為偏自相關系數(shù)為0。所以選取p=1的自回歸過程即AR（1）過程對殘差的自相關性給予適當?shù)男拚?。結果如下所示：

LNGDP=0.501921+0.965207LNGDP■+0.1480ER■+0.0174ER■-0.1133ER■u■=0.658177u■（12）

AR（1）過程的特征根φ1為0.66，即可認為該自回歸過程是平穩(wěn)的，其修正有效。

有上式可知，匯率的2期滯后會對國內(nèi)生產(chǎn)總值的自然對數(shù)（LNGDP）有一個反向的拉動作用，而匯率的當期值和滯后一期值會對國內(nèi)生產(chǎn)總值的自然對數(shù)（LNGDP）有一個正向拉動作用。

4.分布滯后模型的殘差的單位根檢驗。對以上結果的殘差E1、E2、E3進行單位根檢驗以進一步檢驗殘差是否平穩(wěn)，從而最終確定模型擬合是否成功。檢驗結果如表2所示。

表2 分布滯后模型的殘差的單位根檢驗結果

注：E2、E3分別是LNEX，LNGDP分別于ER擬合的分布滯后模型的殘差。

由表2可知，以上三個分布滯后模型的殘差均在原水平上平穩(wěn)，即可認為分布滯后模型擬合成功。

四、結論

第一，外商直接投資與匯率存在長期穩(wěn)定的變動關系，這種變動關系表現(xiàn)為長期來看人民幣升值會導致外商直接投資的相應減少。但是短期內(nèi)變化不大。

第二，人民幣匯率的滯后二期值對出口總額有反方向拉動作用，當期值和滯后一期值對出口總額有正向的拉動作用。

第三，人民幣匯率二期滯后值對國內(nèi)生產(chǎn)總值具有反方向的拉動作用，而當期值和滯后一期值有相對較微弱的正向拉動作用。

參考文獻

[1]魏巍賢.人民幣升值的宏觀經(jīng)濟影響評價[J].《經(jīng)濟研究》.2006.第4期.

[2]何新華.人民幣升值的宏觀經(jīng)濟影響評價[J].《經(jīng)經(jīng)濟研究》.2006.第6期.

[3]王天龍.應對人民幣升值壓力的政策建議[J].《宏觀經(jīng)濟管理》.2010.第5期.

[4]戴金平，王曉夫.中國的貿(mào)易、境外直接投資與實際匯率的動態(tài)關系分析[J].《量經(jīng)濟技術經(jīng)濟研究》.2005.11.

[5]孫霄翀，宋逢明.人民幣匯率升值對我國貿(mào)易影響的評估.《國際貿(mào)易問題》2008.第1期.

[6]邱小歡.匯率變動對服務出口的影響：以美國為例[J].《亞太經(jīng)濟》.2010.第2期.

[7]張立煒.人民幣匯率變動對國內(nèi)物價水平的影響[J].《華北金融》.2009.第11期.

[8]聶娜，俞靜.影響人民幣匯率變動的基本因素研究[J].《時代經(jīng)濟》.2010.6.

[9]哈麗旦.人民幣匯率變動對我國經(jīng)濟的影響[J].《時代經(jīng)濟》.2010.7.endprint

由最小二乘法進行估計，估計結果如下：

LNFDI=7.997225-0.16132ERt-0.07566ERt-1+0.00999ERt-2ut=1.587261ut-1-0.657347ut-2（9）

并且，2階自回歸過程的兩個特征根φ1，φ2分別為：0.79+.17i，0.79-.17i，都在單位圓以內(nèi)，則可以認為該自回歸過程是平穩(wěn)的，其修正有效。

由以上分布滯后模型可知，雖然外商直接投資與人民幣匯率之間不存在假設的長期穩(wěn)定的關系，但是人民幣匯率的當期值和滯后1期和2期值對外商直接投資均有反向的拉動作用。并且通過2階自回歸將外商投資自身的序列相關性很好的進行修正。從方程和各個參數(shù)的顯著性檢驗可知，該分布滯后模型擬合較好。

2.匯率與出口總額的分布滯后模型。由出口總額與匯率的互相關檢驗結果可知，LNEX與ER的一期和二期滯后觀測值有較強的相關性，而滯后兩期的AIC與SC值均較小，為保證檢驗結果的準確性，故在此考慮LNGDP與ER的二期滯后模型。又考慮到出口的當期值易受其前一期數(shù)值的影響，故LNEX與ER的二期分布滯后模型為：

LNEX=C+α0LNEXt-1+α1ERt+α2ERt-1+α3ERt-2+εt （10）

由于方程右邊有內(nèi)生變量LNEXt-1，故選用二階段最小二乘法， 其中工具變量為：C，LNFDI，LNGDP，PDL（ER，2，1），得到的估計結果如下所示：

LNEX=0.062243+1.005743LNEXt-1+0.04492ER+0.00193ERt-1 -0.04106ERt-2 （11）

由此可知，匯率的2期滯后對出口有反向拉動作用，而當期值和滯后一期值有一定的正向拉動作用。

3.匯率與國內(nèi)生產(chǎn)總值的分布滯后模型。由國內(nèi)生產(chǎn)總值的自然對數(shù)與匯率的互相關檢驗結果可知，國內(nèi)生產(chǎn)總值的自然對數(shù)（LNGDP）與匯率（ER）的一期和二期滯后觀測值有較強的相關性，故在此考慮LNGDP與匯率的一期分布滯后模型。

由偏自相關檢驗可知，偏自相關系數(shù)存在非常明顯的一階截尾，且從二階開始可以基本上認為偏自相關系數(shù)為0。所以選取p=1的自回歸過程即AR（1）過程對殘差的自相關性給予適當?shù)男拚?。結果如下所示：

LNGDP=0.501921+0.965207LNGDP■+0.1480ER■+0.0174ER■-0.1133ER■u■=0.658177u■（12）

AR（1）過程的特征根φ1為0.66，即可認為該自回歸過程是平穩(wěn)的，其修正有效。

有上式可知，匯率的2期滯后會對國內(nèi)生產(chǎn)總值的自然對數(shù)（LNGDP）有一個反向的拉動作用，而匯率的當期值和滯后一期值會對國內(nèi)生產(chǎn)總值的自然對數(shù)（LNGDP）有一個正向拉動作用。

4.分布滯后模型的殘差的單位根檢驗。對以上結果的殘差E1、E2、E3進行單位根檢驗以進一步檢驗殘差是否平穩(wěn)，從而最終確定模型擬合是否成功。檢驗結果如表2所示。

表2 分布滯后模型的殘差的單位根檢驗結果

注：E2、E3分別是LNEX，LNGDP分別于ER擬合的分布滯后模型的殘差。

由表2可知，以上三個分布滯后模型的殘差均在原水平上平穩(wěn)，即可認為分布滯后模型擬合成功。

四、結論

第一，外商直接投資與匯率存在長期穩(wěn)定的變動關系，這種變動關系表現(xiàn)為長期來看人民幣升值會導致外商直接投資的相應減少。但是短期內(nèi)變化不大。

第二，人民幣匯率的滯后二期值對出口總額有反方向拉動作用，當期值和滯后一期值對出口總額有正向的拉動作用。

第三，人民幣匯率二期滯后值對國內(nèi)生產(chǎn)總值具有反方向的拉動作用，而當期值和滯后一期值有相對較微弱的正向拉動作用。

參考文獻

[1]魏巍賢.人民幣升值的宏觀經(jīng)濟影響評價[J].《經(jīng)濟研究》.2006.第4期.

[2]何新華.人民幣升值的宏觀經(jīng)濟影響評價[J].《經(jīng)經(jīng)濟研究》.2006.第6期.

[3]王天龍.應對人民幣升值壓力的政策建議[J].《宏觀經(jīng)濟管理》.2010.第5期.

[4]戴金平，王曉夫.中國的貿(mào)易、境外直接投資與實際匯率的動態(tài)關系分析[J].《量經(jīng)濟技術經(jīng)濟研究》.2005.11.

[5]孫霄翀，宋逢明.人民幣匯率升值對我國貿(mào)易影響的評估.《國際貿(mào)易問題》2008.第1期.

[6]邱小歡.匯率變動對服務出口的影響：以美國為例[J].《亞太經(jīng)濟》.2010.第2期.

[7]張立煒.人民幣匯率變動對國內(nèi)物價水平的影響[J].《華北金融》.2009.第11期.

[8]聶娜，俞靜.影響人民幣匯率變動的基本因素研究[J].《時代經(jīng)濟》.2010.6.

[9]哈麗旦.人民幣匯率變動對我國經(jīng)濟的影響[J].《時代經(jīng)濟》.2010.7.endprint

由最小二乘法進行估計，估計結果如下：

LNFDI=7.997225-0.16132ERt-0.07566ERt-1+0.00999ERt-2ut=1.587261ut-1-0.657347ut-2（9）

并且，2階自回歸過程的兩個特征根φ1，φ2分別為：0.79+.17i，0.79-.17i，都在單位圓以內(nèi)，則可以認為該自回歸過程是平穩(wěn)的，其修正有效。

由以上分布滯后模型可知，雖然外商直接投資與人民幣匯率之間不存在假設的長期穩(wěn)定的關系，但是人民幣匯率的當期值和滯后1期和2期值對外商直接投資均有反向的拉動作用。并且通過2階自回歸將外商投資自身的序列相關性很好的進行修正。從方程和各個參數(shù)的顯著性檢驗可知，該分布滯后模型擬合較好。

2.匯率與出口總額的分布滯后模型。由出口總額與匯率的互相關檢驗結果可知，LNEX與ER的一期和二期滯后觀測值有較強的相關性，而滯后兩期的AIC與SC值均較小，為保證檢驗結果的準確性，故在此考慮LNGDP與ER的二期滯后模型。又考慮到出口的當期值易受其前一期數(shù)值的影響，故LNEX與ER的二期分布滯后模型為：

LNEX=C+α0LNEXt-1+α1ERt+α2ERt-1+α3ERt-2+εt （10）

由于方程右邊有內(nèi)生變量LNEXt-1，故選用二階段最小二乘法， 其中工具變量為：C，LNFDI，LNGDP，PDL（ER，2，1），得到的估計結果如下所示：

LNEX=0.062243+1.005743LNEXt-1+0.04492ER+0.00193ERt-1 -0.04106ERt-2 （11）

由此可知，匯率的2期滯后對出口有反向拉動作用，而當期值和滯后一期值有一定的正向拉動作用。

3.匯率與國內(nèi)生產(chǎn)總值的分布滯后模型。由國內(nèi)生產(chǎn)總值的自然對數(shù)與匯率的互相關檢驗結果可知，國內(nèi)生產(chǎn)總值的自然對數(shù)（LNGDP）與匯率（ER）的一期和二期滯后觀測值有較強的相關性，故在此考慮LNGDP與匯率的一期分布滯后模型。

由偏自相關檢驗可知，偏自相關系數(shù)存在非常明顯的一階截尾，且從二階開始可以基本上認為偏自相關系數(shù)為0。所以選取p=1的自回歸過程即AR（1）過程對殘差的自相關性給予適當?shù)男拚?。結果如下所示：

LNGDP=0.501921+0.965207LNGDP■+0.1480ER■+0.0174ER■-0.1133ER■u■=0.658177u■（12）

AR（1）過程的特征根φ1為0.66，即可認為該自回歸過程是平穩(wěn)的，其修正有效。

有上式可知，匯率的2期滯后會對國內(nèi)生產(chǎn)總值的自然對數(shù)（LNGDP）有一個反向的拉動作用，而匯率的當期值和滯后一期值會對國內(nèi)生產(chǎn)總值的自然對數(shù)（LNGDP）有一個正向拉動作用。

4.分布滯后模型的殘差的單位根檢驗。對以上結果的殘差E1、E2、E3進行單位根檢驗以進一步檢驗殘差是否平穩(wěn)，從而最終確定模型擬合是否成功。檢驗結果如表2所示。

表2 分布滯后模型的殘差的單位根檢驗結果

注：E2、E3分別是LNEX，LNGDP分別于ER擬合的分布滯后模型的殘差。

由表2可知，以上三個分布滯后模型的殘差均在原水平上平穩(wěn)，即可認為分布滯后模型擬合成功。

四、結論

第一，外商直接投資與匯率存在長期穩(wěn)定的變動關系，這種變動關系表現(xiàn)為長期來看人民幣升值會導致外商直接投資的相應減少。但是短期內(nèi)變化不大。

第二，人民幣匯率的滯后二期值對出口總額有反方向拉動作用，當期值和滯后一期值對出口總額有正向的拉動作用。

第三，人民幣匯率二期滯后值對國內(nèi)生產(chǎn)總值具有反方向的拉動作用，而當期值和滯后一期值有相對較微弱的正向拉動作用。

參考文獻

[1]魏巍賢.人民幣升值的宏觀經(jīng)濟影響評價[J].《經(jīng)濟研究》.2006.第4期.

[2]何新華.人民幣升值的宏觀經(jīng)濟影響評價[J].《經(jīng)經(jīng)濟研究》.2006.第6期.

[3]王天龍.應對人民幣升值壓力的政策建議[J].《宏觀經(jīng)濟管理》.2010.第5期.

[4]戴金平，王曉夫.中國的貿(mào)易、境外直接投資與實際匯率的動態(tài)關系分析[J].《量經(jīng)濟技術經(jīng)濟研究》.2005.11.

[5]孫霄翀，宋逢明.人民幣匯率升值對我國貿(mào)易影響的評估.《國際貿(mào)易問題》2008.第1期.

[6]邱小歡.匯率變動對服務出口的影響：以美國為例[J].《亞太經(jīng)濟》.2010.第2期.

[7]張立煒.人民幣匯率變動對國內(nèi)物價水平的影響[J].《華北金融》.2009.第11期.

[8]聶娜，俞靜.影響人民幣匯率變動的基本因素研究[J].《時代經(jīng)濟》.2010.6.

[9]哈麗旦.人民幣匯率變動對我國經(jīng)濟的影響[J].《時代經(jīng)濟》.2010.7.endprint