1994—2014年人民幣實(shí)際有效匯率對中國FDI影響實(shí)證分析

王 芬

(湖北文理學(xué)院 經(jīng)濟(jì)與政法學(xué)院，湖北 襄陽 441053)

貨幣匯率與外商直接投資(FDI)關(guān)系的研究主要有3種觀點(diǎn)：1)貶值促進(jìn)FDI流入. 其中最著名的是Cushman于1988年提出的“相對生產(chǎn)成本效應(yīng)”理論，認(rèn)為當(dāng)其它因素相同時，一國貨幣貶值將會使本國生產(chǎn)成本低于外國生產(chǎn)成本，特別是勞動成本，而這種成本的降低將會提高包括FDI在內(nèi)的資本收益率，從而促進(jìn)FDI流入[1]. Froot與Stein將本幣貶值造成外國投資者在本國投資成本下降的作用稱為“財富效應(yīng)”.2)升值有利于FDI流入. 以Campa為代表，認(rèn)為跨國公司的海外投資決策取決于其未來收益的期望值，一國貨幣越堅(jiān)挺，進(jìn)入該國市場未來收益的期望值就越高，也就會吸引越多的FDI，而貨幣貶值則有相反作用[2].Wakelin建立發(fā)達(dá)國家之間FDI與匯率變動的模型，得出“美國加強(qiáng)對東道國的FDI時，東道國貨幣出現(xiàn)升值現(xiàn)象即正向關(guān)系，而其他國家對美國進(jìn)行FDI時，美元出現(xiàn)躍值現(xiàn)象即負(fù)向關(guān)系.”[3]持這種觀點(diǎn)的人關(guān)注的是FDI的市場取向，如果FDI是市場導(dǎo)向型，投資公司看重的是東道國廣大市場，投資目的在于占領(lǐng)東道國市場，那么貨幣升值必將促進(jìn)FDI. 3)Goldberg和Kolstad建立了對發(fā)達(dá)國家的實(shí)證模型，得出“匯率貶值對于FDI沒有任何顯著影響”的結(jié)論[4]；Trcvinoa認(rèn)為“影響FDI的因素主要有國內(nèi)生產(chǎn)規(guī)模、消費(fèi)價格指數(shù)和市場化程度，而匯率對FDI的影響很小，可以忽略不計(jì)”[4]；Jeanneret在研究金融工具發(fā)展時發(fā)現(xiàn)，在FDI的眾多影響因素中，匯率已經(jīng)微乎其微[5].

國內(nèi)學(xué)者對匯率與FDI關(guān)系的研究主要集中在實(shí)證領(lǐng)域. 陳浪南對中美日三國匯率變動與FDI的關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證分析，發(fā)現(xiàn)人民幣升值會引起我國FDI流入減少[6]. 張安梅通過協(xié)整檢驗(yàn)以及誤差修正模型(ECM)分析得出：從長期來看人民幣升值會抑制FDI流入，但匯率的短期變動對FDI影響并不顯著. 馮套柱、黎靖用Johansen協(xié)整檢驗(yàn)與格蘭杰因果檢驗(yàn)對人民幣實(shí)際有效匯率(REER)與FDI的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證分析得出：FDI與REER之間存在長期協(xié)整關(guān)系為負(fù)相關(guān)并且FDI與REER互為格蘭杰因果關(guān)系[7]. 熊德平、俞佳佳等基于1983—2009 年數(shù)據(jù)檢驗(yàn)基礎(chǔ)上進(jìn)行格蘭杰因果分析，也認(rèn)為人民幣REER與FDI互為格蘭杰因果關(guān)系. 而馮曉玲、張璐通過實(shí)證分析認(rèn)為人民幣REER與FDI之間存在長期協(xié)整關(guān)系且人民幣實(shí)際有效匯率是FDI的格蘭杰原因[8]. 謝羅奇、王雙生以及張浩楠考察了匯率波動對FDI的影響，發(fā)現(xiàn)我國匯率波動與FDI的關(guān)系存在門檻效應(yīng)，即大幅度匯率波動阻礙了FDI的流入，小幅度匯率波動促進(jìn)FDI的流入. 只要保持實(shí)際有效匯率的相對穩(wěn)定性，就能不斷吸引FDI流入[9-10]. 王凱、龐震認(rèn)為長期內(nèi)REER貶值，促進(jìn)了FDI 流入. 陳能幫通過對1995—2004年的月度數(shù)據(jù)進(jìn)行分析得出結(jié)論：人民幣匯率波動的劇烈程度、人民幣匯率水平變動與FDI三者之間不存在協(xié)整關(guān)系. 不論人民幣匯率是升值還是貶值，對FDI的影響均不顯著[11].

本文以1994—2014年人民幣REER和FDI為對象，采用ADF檢驗(yàn)法進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，用格蘭杰進(jìn)行因果檢驗(yàn)，試圖進(jìn)一步深入解釋人民幣匯率波動程度、人民幣匯率變動與FDI之間的因果關(guān)系.

1 1994—2014年我國FDI發(fā)展?fàn)顩r分析

1.1 我國FDI基本情況

1) FDI小幅波動階段(1994—2004年)1994年匯率改革后，人民幣REER波動較大，但總體下降，即此階段總體上人民幣實(shí)際升值. FDI在此階段處于緩慢增加狀態(tài). 1997年中國雖成功地抵御了亞洲金融危機(jī)，但1998年FDI流入開始減少，相較于1997年的442億美元減少了4億美元. 在經(jīng)歷低潮之后，2001年由于中國加入世界貿(mào)易組織，市場更加開放，F(xiàn)DI開始大規(guī)模流入. 2002年我國實(shí)際利用外資527.43億美元，實(shí)際利用FDI額首次超過美國，成為全球?qū)嶋H利用外資最多的國家.[12]

2) FDI大幅上升階段(2005—2008年)2005年7月21日，人民幣開始實(shí)行以市場供求為基礎(chǔ)、參考一籃子貨幣進(jìn)行調(diào)節(jié)、有管理的浮動匯率制度. 從2005年到2008年，累計(jì)升值11.04%. 同期FDI大幅上升，在2005年達(dá)到1042億美元，比2004年增加67.635，2008年高達(dá)1 815億美元，比2005年上升了64.74%.[12]

3) FDI波動較大階段(2009—2014年)在經(jīng)歷了2008年全球金融危機(jī)，2009年FDI下降至1311億美元，但由于新一輪經(jīng)濟(jì)啟動，我國經(jīng)濟(jì)仍保持較高速度增長，且REER在此階段較平穩(wěn)，在0～1%的區(qū)間內(nèi)波動.在經(jīng)歷了2009年和2012年兩個波谷后，2014年中國FDI首次超過美國達(dá)到1280億美元，成為全球最大FDI目的國. 同時，我國實(shí)際利用外資也由2009年的900.33億美元增加至2014年的1 195.6億美元.[12]

1.2 我國FDI特點(diǎn)

1) FDI投資規(guī)模不斷擴(kuò)大 1994至2004年，F(xiàn)DI規(guī)模穩(wěn)步上升. 1994年FDI為338億美元，2005年為1 041億美元，而2012年高達(dá)2 535億美元，相較于1994年增加了5.5倍，相較于2005年，增加了1.43倍.[12]

2) FDI與REER(實(shí)際有效匯率)變化方向相同 從整體來看，F(xiàn)DI與人民幣REER總體變化方向大致相同.1994—1997年，2000—2004年、2005—2008年，這幾個階段FDI與人民幣REER的變動方向一致. 人民幣REER升值，同時FDI不斷增加.[13]

3) FDI投資結(jié)構(gòu)逐漸多樣化 我國吸收外商投資涉及工、農(nóng)、林、牧、漁、交通、電力、金融、房產(chǎn)、科研等廣泛領(lǐng)域，但投資主要集中在制造業(yè)，雖然制造業(yè)的占比由2004年的70.95%下降至2011年的52.10%[7]，但比重仍然很高. 2005年后，房地產(chǎn)業(yè)、租賃和商務(wù)服務(wù)業(yè)、金融服務(wù)業(yè)、計(jì)算機(jī)等高科技服務(wù)業(yè)、資本密集型產(chǎn)業(yè)的外商投資額占比有所上升.[13]

2 REER變動對我國FDI流入的影響實(shí)證分析

2.1 數(shù)據(jù)與變量的選取

本文選取1994—2014年相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行分析. 其中，人民幣REER數(shù)據(jù)源自國際清算銀行網(wǎng)站，F(xiàn)DI數(shù)據(jù)來自國家商務(wù)部網(wǎng)站，經(jīng)濟(jì)增長率數(shù)據(jù)來自國家統(tǒng)計(jì)局. 為了克服時間序列數(shù)據(jù)中可能存在的異方差和更符合實(shí)際經(jīng)濟(jì)情況，本文對所有數(shù)據(jù)取自然對數(shù)，以InFDI表示直接投資的自然對數(shù)，以InREER表示人民幣實(shí)際有效匯率的自然對數(shù)，InG表示以GDP增長率表示的經(jīng)濟(jì)增長率的自然對數(shù). InFG表示FDI在GDP中的占比的自然對數(shù). 本文運(yùn)用Eviews6.0軟件完成實(shí)證.

2.2 平穩(wěn)性檢驗(yàn)

本文采用 ADF(單位根)檢驗(yàn)法對變量InREER、InFDI、InG、InFG以及這些變量的一階差分進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果表1所示.

如表1所示，InFDI的 t 統(tǒng)計(jì)量為正值，均大于1%、5%、10%顯著性水平下的臨界值，因此不能接受原假設(shè)，InFDI序列存在單位根，即在1%、5%和 10%水平下是不平穩(wěn)時間序列.InREER、InG 的t 值在 1%、5%、10%顯著性水平下均大于臨界值，因此InREER、InG為非平穩(wěn)序列. InFG的t 統(tǒng)計(jì)量大于1%和5%顯著性水平下的臨界值，小于10% 顯著性水平下的臨界值，說明InFG在 10% 水平下平穩(wěn)，在 5%和 1%顯著性水平下不平穩(wěn). 對變量進(jìn)行一階差分處理后再進(jìn)行單位根檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，除了 InG的一階差分的t值大于 1%顯著性水平的臨界值，小于 5% 和 10%顯著性水平下的臨界值，InFDI的一階差分、InREER的一階差分、InFG的一階差分的t 值均小于在1%、5%、10%顯著性水平下的臨界值. 因此，在5% 和10% 顯著性水平下，InFDI的一階差分、InREER的一階差分、InG的一階差分、InFG的一階差分均是平穩(wěn)序列，均為一階單整.

表1 ADF檢驗(yàn)結(jié)果

2.3 協(xié)整檢驗(yàn)

如果2個及以上的非平穩(wěn)時間序列的線性組合能構(gòu)成平穩(wěn)時間序列，則稱這些非平穩(wěn)時間序列是協(xié)整的. 協(xié)整檢驗(yàn)可以揭示變量之間是否存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系. 常用協(xié)整分析方法主要有E-G兩步檢驗(yàn)法和Johansen極大似然法. 雖然本文實(shí)證分析只涉及兩個變量，但由于E-G兩步法不適用于小樣本數(shù)據(jù)，故選用Johansen極大似然法來檢驗(yàn)InFDI、InREER、InG、InFG之間的長期關(guān)系.

協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果表明，在5%的顯著性水平下，檢驗(yàn)拒絕“不存在協(xié)整關(guān)系”和“最多存在一個協(xié)整關(guān)系”的原假設(shè)，接受“存在兩個協(xié)整關(guān)系”假設(shè). 因此，InFDI與InREER、InG、InFG之間存在長期關(guān)系，經(jīng)過標(biāo)準(zhǔn)化得到的具體協(xié)整方程為：

說明從長期來看，人民幣實(shí)際有效匯率與FDI之間存在正相關(guān). 人民幣實(shí)際有效匯率每升值1%，F(xiàn)DI增加1.82%，F(xiàn)DI與經(jīng)濟(jì)增長率之間也是正相關(guān)關(guān)系，而FDI與FDI在GDP中的占比之間則是負(fù)相關(guān).

2.4 格蘭杰因果檢驗(yàn)

從協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果可以看出InREER、InG、InFG、InFDI之間存在長期協(xié)整關(guān)系，在此基礎(chǔ)上運(yùn)用Granger方法檢驗(yàn)InREER、InG、InFG 、InFDI之間的因果關(guān)系. 在根據(jù)AIC和SIC最小的準(zhǔn)則確定最優(yōu)滯后期為1的基礎(chǔ)上，檢驗(yàn)結(jié)果如表2所示.

由表2可知，第2、3、4行的檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量F＞F(4，13)=2.43，即拒絕原假設(shè). 而其它行檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量結(jié)果均接受原假設(shè). 所以，人民幣實(shí)際有效匯率變動和FDI流入變動存在著雙向格蘭杰因果關(guān)系，即人民幣REER是引起FDI流入變化的原因，F(xiàn)DI流入變動也是人民幣REER的原因. FDI流入占GDP的比重與FDI流入存在單向因果原因，即FDI流入占GDP的比重變化是FDI流入的原因，反之則不成立. 而經(jīng)濟(jì)增長率與FDI、經(jīng)濟(jì)增長率與FDI占GDP的比重、人民幣實(shí)際有效匯率與FDI占GDP的比重、人民幣實(shí)際有效匯率與經(jīng)濟(jì)增長率這幾個變量之間不存在因果關(guān)系.

表2 格蘭杰檢驗(yàn)結(jié)果

2.5 誤差修正模型

FDI與人民幣REER之間存在協(xié)整關(guān)系，但這種長期均衡關(guān)系存在是在短期動態(tài)過程不斷調(diào)整下得以維持的，即在短期內(nèi)存在一種將偏離的模型拉回原關(guān)系的拉力，這種短期動態(tài)過程可以通過構(gòu)造誤差修正模型來考察. 本文采用ECM模型，把協(xié)整關(guān)系的誤差修正項(xiàng)看作一個解釋變量引入一階差分后的方程. 差分項(xiàng)可以反映短期波動的影響，誤差修正項(xiàng)的系數(shù)反映變量過去值是否會影響變量當(dāng)前值的信息，它的大小反映模型從非均衡到均衡狀態(tài)的調(diào)整力度. 得到的誤差修正模型表達(dá)式為：

式(2)中，誤差修正項(xiàng)的t 值小于臨界值t=2.1788，說明誤差修正的效果不明顯，F(xiàn)DI實(shí)際值與其均衡值的差距不能得到有效修正. 人民幣REER、經(jīng)濟(jì)增長率、FDI在GDP中占比的t 值也均小于臨界值，說明短期內(nèi)，人民幣REER變動、經(jīng)濟(jì)增長率變動、FDI在GDP中占比變動對FDI的影響不顯著. 而該模型的可決系數(shù)R2=0.92，說明誤差修正模型的擬合度較高. 因此，短期內(nèi)FDI受實(shí)際有效匯率變動、經(jīng)濟(jì)增長率、FDI在GDP中占比等因素的影響較小，主要受其他因素如區(qū)位優(yōu)勢、勞動力優(yōu)勢、基礎(chǔ)設(shè)施的完善等影響.

3 結(jié)語

根據(jù)1994—2014年人民幣實(shí)際有效匯率對中國FDI影響實(shí)證分析，結(jié)果表明：

1) REER穩(wěn)定是我國吸引FDI的一個重要因素

匯率穩(wěn)定對FDI的影響主要表現(xiàn)在以下3個方面：第一，匯率頻繁波動將使外商投資的成本發(fā)生波動，從而引起投資風(fēng)險的不確定性增加，導(dǎo)致資本流入的減少. 這與馮曉玲、張璐的實(shí)證結(jié)果[5]一致. 其次，F(xiàn)DI在中國主要表現(xiàn)為出口導(dǎo)向型，匯率穩(wěn)定有利于減少企業(yè)產(chǎn)品出口面臨的風(fēng)險. 第三，人民幣匯率一定程度上保持穩(wěn)定性也說明我國經(jīng)濟(jì)抵御外來沖擊的能力較強(qiáng)，外商為尋求穩(wěn)定的投資環(huán)境必然會趨向于增加在我國的投資.

2) REER對我國吸引FDI的長期影響顯著

從長期來看，F(xiàn)DI對人民幣REER的變化比較敏感，且呈現(xiàn)正相關(guān). 人民幣每升值1%，F(xiàn)DI增加1.82%，這與相對生產(chǎn)成本和相對財富理論不符合. 究其原因，廉價勞動、區(qū)位優(yōu)勢、經(jīng)濟(jì)增長等因素對FDI的吸引力遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于外商因人民幣升值對其產(chǎn)生的不利影響.

從短期來看，人民幣REER對FDI流入的影響并不顯著. 變量每變化1個單位，經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)內(nèi)部有0.12個單位的調(diào)整力度將出現(xiàn)的非均衡狀態(tài)調(diào)整至直接投資的均衡狀態(tài)，但調(diào)整速度較慢.

3) FDI流入的增長會導(dǎo)致REER的升值

通過格蘭杰因果檢驗(yàn)得到：FDI流入變動是人民幣REER的格蘭杰原因. 這說明FDI的增長會導(dǎo)致人民幣匯率的升值. FDI的增加會帶動本國出口增長，貿(mào)易順差擴(kuò)大. 另外，F(xiàn)DI的技術(shù)外溢效應(yīng)會提高國內(nèi)企業(yè)的生產(chǎn)率，提升產(chǎn)品技術(shù)含量，從而降低成本，增強(qiáng)企業(yè)商品的國際競爭力，進(jìn)而擴(kuò)大產(chǎn)品的出口量，最終會導(dǎo)致人民幣匯率的升值. 這一實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果很好地解釋了現(xiàn)階段人民幣匯率不斷攀升的經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象.

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