人民幣匯率變化對(duì)我國(guó)投資東南亞貿(mào)易的影響

黎偉(悉尼大學(xué))

20世紀(jì)90年代以來，中國(guó)的人民幣匯率總共經(jīng)歷了四個(gè)階段的重大改革。第一階段是1981—1993年匯率的“雙軌制”期間。第二階段是1994—2005年，可分為兩個(gè)時(shí)期：1994—1996年，人民幣雙重匯率被合并，管理的浮動(dòng)匯率和“單一匯率”制度得到執(zhí)行；1997—2005年，人民幣匯率實(shí)際上是匯率制度盯住美元。第三階段從2005年7月21日匯率改革到2015年參照調(diào)整，以一籃子貨幣的浮動(dòng)匯率制度開始實(shí)施，由于雷曼危機(jī)期間出現(xiàn)，從2008年下半年開始，我國(guó)回到了美元的匯率制度，2010年6月匯率改革重新開始。2012年4月16日，人民幣匯率對(duì)美元的中國(guó)銀行的外匯現(xiàn)貨市場(chǎng)的波動(dòng)幅度顯著變化。第四階段，隨著中國(guó)資本賬戶的逐步開放，人民幣國(guó)際化的步伐加快，人民幣定價(jià)機(jī)制的市場(chǎng)化改革不斷深化，2015年8月11日我國(guó)進(jìn)一步完善美元兌人民幣匯率中間價(jià)的報(bào)價(jià)機(jī)制。對(duì)外直接投資激增和人民幣波動(dòng)兩種變化始于2005年。與此同時(shí)人民幣貶值不僅促進(jìn)了出口，還推動(dòng)了我國(guó)企業(yè)對(duì)外直接投資。因此，本文將著重研究人民幣匯率變動(dòng)對(duì)我國(guó)投資東南亞貿(mào)易是否存在關(guān)系及存在何種關(guān)系，旨在了解與探究人民幣匯率變動(dòng)對(duì)我國(guó)投資東南亞貿(mào)易如何產(chǎn)生作用，并就此為我國(guó)投資東南亞貿(mào)易提出建議，為如何應(yīng)對(duì)匯率變動(dòng)產(chǎn)生的影響起到啟示作用。

1 人民幣匯率變動(dòng)與我國(guó)東南亞貿(mào)易投資現(xiàn)狀

2010年正式啟動(dòng)的中國(guó)-東盟自由貿(mào)易區(qū)，中國(guó)與東盟之間的貿(mào)易和投資發(fā)展迅速(Handa et al.,2011)。與此同時(shí)，由于“一帶一路”倡議的實(shí)施，中國(guó)在東南亞國(guó)家的直接投資一直有非常大的提升(Rajia,2012)。

1.1 我國(guó)對(duì)東南亞國(guó)家的直接投資流量分析

我國(guó)提出“一帶一路”之前，在東南亞地區(qū)的直接投資總體呈上升趨勢(shì)，但規(guī)模相對(duì)較小，增長(zhǎng)速度有所放緩。2007—2012年，在流量和庫(kù)存方面，新加坡一直是中國(guó)第一個(gè)在東南亞直接投資的國(guó)家(Rajia,2012;Chaudhary et al.,2016)。在流量方面，中國(guó)在東南亞國(guó)家投資成倍增長(zhǎng)，從2007年9.68億美元增加至2010年的26.98億美元，上漲了3倍左右。同時(shí)，與東盟自貿(mào)區(qū)合作以來，我國(guó)對(duì)東南亞國(guó)家的投資額仍保持2倍左右的增長(zhǎng)速度。從我國(guó)對(duì)東南亞各國(guó)的投資額來看，2008—2012年，在新加坡的中國(guó)投資已超過70億美元，但其他國(guó)家在該地區(qū)的投資通常約500萬美元，文萊低于100萬美元，這一階段東帝汶只是投資已經(jīng)開始尚未成為規(guī)模。2012年，國(guó)家在東南亞對(duì)中國(guó)的直接投資超過10億美元，僅新加坡和印度尼西亞。

然而，提出了“一帶一路”倡議之后，中國(guó)的直接投資流向11個(gè)東南亞國(guó)家，2018年為136.83億美元，略有下降，但與2012年相比，增長(zhǎng)了近70億美元。2018年，中國(guó)、越南、老撾、馬來西亞、新加坡、印尼直接投資流向東南亞超過10億美元，是2012年的兩倍。值得注意的是，2011年以來，中國(guó)的直接投資流向菲律賓已呈下降趨勢(shì)，并在2015年恢復(fù)后迅速跌至負(fù)值，可能是中國(guó)南海問題對(duì)兩國(guó)關(guān)系的負(fù)面影響延伸到了投資領(lǐng)域。

1.2 我國(guó)對(duì)東南亞國(guó)家的直接投資存量分析

從存量方面來看，我國(guó)對(duì)東南亞國(guó)家的投資存量呈大幅上漲趨勢(shì)，從2007年39.54億美元增加至2010年的143.58億美元，上漲了3倍左右。同時(shí)，與東盟自貿(mào)區(qū)合作以來，我國(guó)對(duì)東南亞國(guó)家的投資額仍保持2倍左右的增長(zhǎng)速度。從投資額來看，我國(guó)對(duì)東南亞的投資主要集中在新加坡，2012年我國(guó)對(duì)其投資存量已達(dá)到123.83億美元，但在文萊和菲律賓及東帝汶甚少進(jìn)行投資?！耙粠б宦贰背h提出后，2018年我國(guó)對(duì)東南亞11國(guó)的直接投資存量達(dá)到1030.25 億美元，比2012年增加800多億美元，并呈逐年上升趨勢(shì)。在這11國(guó)中，投資存量以新加坡為首，占其中的500.94 億美元，占比超過50%；第二位的是印度尼西亞，為128.11億美元；在馬來西亞和老撾的投資額居第三位和第四位，分別為83.87億美元和83.10億美元，我國(guó)對(duì)東帝汶的投資存量最少，為1.67億美元。

2 人民幣匯率變動(dòng)對(duì)我國(guó)東南亞貿(mào)易投資影響的實(shí)證分析

2.1 模型選擇與構(gòu)建

近年來，人民幣匯率變化波動(dòng)對(duì)中國(guó)對(duì)外直接投資產(chǎn)生影響。本文在Froot and Stein標(biāo)準(zhǔn)模型的基礎(chǔ)上應(yīng)用面板信息建立仿真模型，選擇人民幣匯率水平和GDP水平的解釋變量來解釋我國(guó)在東盟國(guó)家直接投資。除此之外，為了避開量綱差異造成的影響，對(duì)數(shù)據(jù)信息對(duì)外直接投資OFDI和GDP均取對(duì)數(shù)成立標(biāo)準(zhǔn)模型，具體如下：

由于人民幣匯率變動(dòng)對(duì)我國(guó)投資東南亞貿(mào)易的影響存在滯后性，所以模型為：

其中，RE為人民幣實(shí)際匯率；GDP為國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值；樣本空間為2007—2018年，涵蓋了這12年中國(guó)對(duì)東盟各國(guó)的對(duì)外直接投資流量。

2.2 變量選擇與說明

2.2.1 對(duì)外直接投資(OFDI)

在東盟十國(guó)中，本文選取中國(guó)的對(duì)外直接投資總額(以萬美元計(jì)算)?？紤]到數(shù)據(jù)的可用性，在對(duì)外直接投資(流量)的年度數(shù)據(jù)系列中選擇，數(shù)據(jù)來自商務(wù)部。

2.2.2 國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)

GDP能更加良好地代表我國(guó)的經(jīng)濟(jì)產(chǎn)業(yè)總體規(guī)模和社會(huì)經(jīng)濟(jì)進(jìn)步。除此之外，一個(gè)國(guó)家經(jīng)濟(jì)綜合發(fā)展實(shí)力的提高一般會(huì)提升對(duì)外直接投資的水平。從國(guó)家統(tǒng)計(jì)分析年鑒獲得數(shù)據(jù)信息。

2.2.3 人民幣匯率水平(RE)

所用的人民幣匯率是人民幣對(duì)美元名義匯率的數(shù)據(jù)處理后，人民幣對(duì)美元的實(shí)際匯率。實(shí)際交換速率由RE表示，并且1994年被選擇作為基期。

2.3 實(shí)證分析與結(jié)果

2.3.1 人民幣匯率變動(dòng)對(duì)我國(guó)投資東南亞貿(mào)易總額的影響

面板數(shù)據(jù)是各個(gè)單獨(dú)的橫截面在連續(xù)的時(shí)間周期的時(shí)間序列數(shù)據(jù)。因此，平穩(wěn)性檢驗(yàn)和每個(gè)序列的變量之間的協(xié)整檢驗(yàn)運(yùn)行建立了面板模型之前，需要選擇F檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?。本文按照這樣的步驟進(jìn)行檢驗(yàn)并建立模型。

(1) ADF單位根檢驗(yàn)

在可變排布序列實(shí)行ADF調(diào)試時(shí)，假設(shè)ADF數(shù)值高于相互對(duì)應(yīng)的臨界數(shù)值時(shí)，則零假設(shè)建立，并接受零假設(shè)，時(shí)間排布序列是不穩(wěn)定的；假設(shè)ADF數(shù)值低于相互對(duì)應(yīng)的臨界數(shù)值時(shí)，原假設(shè)被拒絕，原假設(shè)是不準(zhǔn)確的，時(shí)間排布序列是平穩(wěn)的（見表1）。

表1 對(duì)各時(shí)間序列進(jìn)行ADF檢驗(yàn)輸出結(jié)果

由EVIEWS自動(dòng)輸出的最終分析結(jié)果可知，最后通過對(duì)各個(gè)變量展開ADF檢驗(yàn)說明：通過1階差分，全國(guó)生產(chǎn)經(jīng)濟(jì)總產(chǎn)值、人民幣真實(shí)匯率和對(duì)東盟投資都在1%的明顯性綜合水平下，每個(gè)變量的ADF測(cè)試數(shù)值均低于臨界數(shù)值，因此每個(gè)變量都是平穩(wěn)的，隨后可展開協(xié)整檢驗(yàn)。

(2)協(xié)整檢驗(yàn)

依據(jù)標(biāo)準(zhǔn)模型成立了協(xié)整運(yùn)算方程式，之后展開典型數(shù)學(xué)線性回歸，檢驗(yàn)回歸運(yùn)算結(jié)果的殘差排布序列是否平穩(wěn)。檢驗(yàn)最終結(jié)果如表2所示。

表2 數(shù)據(jù)協(xié)整檢驗(yàn)

由表2可知，該模型在一定程度上擬合了所選的自變量和響應(yīng)變量LN(OFDIit)，盡管該擬合效果依然需要提升。同時(shí)Z統(tǒng)計(jì)量基本上都通過了檢驗(yàn)，只有截距項(xiàng)的p值為0.1247，未通過顯著性檢驗(yàn)，則人民幣匯率變化與我國(guó)投資東南亞之間的關(guān)系為：

由結(jié)果可以看出，當(dāng)前一期人民幣匯率的彈性系數(shù)為0.0523，也就是說人民幣升值 1%，我國(guó)對(duì)東南亞貿(mào)易投資將提高 0.0523%；滯后一期人民幣匯率的彈性系數(shù)為0.1228，也就是說人民幣升值 1%，我國(guó)對(duì)東南亞貿(mào)易投資將提高 0.1228%，且比當(dāng)前一期的效應(yīng)更強(qiáng)；而當(dāng)前一期國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值每上升 1%，我國(guó)對(duì)東南亞貿(mào)易投資增加0.7835%；滯后一期國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值每上升 1%，我國(guó)對(duì)東南亞貿(mào)易投資增加0.9219%，同樣的，滯后一期的國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值對(duì)我國(guó)投資東南亞貿(mào)易的影響作用要大。說明，人民幣匯率改變和全國(guó)生產(chǎn)經(jīng)濟(jì)總產(chǎn)值都會(huì)對(duì)中國(guó)投資東南亞形成非常嚴(yán)重的干擾。

(3)格蘭杰因果相互聯(lián)系檢驗(yàn)

經(jīng)過以上協(xié)整檢驗(yàn)說明，以上標(biāo)準(zhǔn)模型運(yùn)算方程式中的每個(gè)變量之間是長(zhǎng)時(shí)間平衡穩(wěn)定關(guān)系，隨后對(duì)以上標(biāo)準(zhǔn)模型運(yùn)算方程式中的有關(guān)變量做格蘭杰因果檢驗(yàn)（見表3）。

表3 回歸方程各變量之間的格蘭杰因果檢驗(yàn)

由表3可知，我國(guó)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值增加會(huì)提高對(duì)東南亞的貿(mào)易投資，并且人民幣匯率升值會(huì)促進(jìn)我國(guó)對(duì)東南亞的貿(mào)易投資，但滯后一期的效應(yīng)要比當(dāng)前一期強(qiáng)。為更好地考察人民幣匯率對(duì)東南亞各國(guó)直接投資的影響，本文選取我國(guó)對(duì)東南亞直接投資額最高的新加坡和直接投資額最低的東帝汶的數(shù)據(jù)，檢驗(yàn)人民幣匯率變動(dòng)對(duì)其直接投資額的影響。

2.3.2 人民幣匯率變動(dòng)對(duì)我國(guó)對(duì)新加坡貿(mào)易投資額的影響

面板數(shù)據(jù)信息是各截?cái)嗝鎮(zhèn)€體在一段持續(xù)時(shí)間內(nèi)的時(shí)間序列排布數(shù)據(jù)，因此在成立面板標(biāo)準(zhǔn)模型前要展開每個(gè)排布序列的穩(wěn)定性檢驗(yàn)，包括各個(gè)變量之間的協(xié)整檢驗(yàn)，之后經(jīng)過F檢驗(yàn)選擇標(biāo)準(zhǔn)模型。本文根據(jù)這類步驟順序展開檢驗(yàn)并成立標(biāo)準(zhǔn)模型。

(1) ADF單位根檢驗(yàn)

在針對(duì)變量排布序列展開ADF檢驗(yàn)時(shí)，假設(shè)ADF數(shù)值高于相互對(duì)應(yīng)的臨界數(shù)值，則原假設(shè)建立，接受原假設(shè)，時(shí)間排布序列不平穩(wěn)；假設(shè)ADF數(shù)值低于相互對(duì)應(yīng)的臨界數(shù)值，則拒絕原假設(shè)，原假設(shè)不建立，時(shí)間排布序列是平穩(wěn)的（見表4）。

由EVIEWS自動(dòng)輸出的最終分析結(jié)果可知，最后通過對(duì)各個(gè)變量展開ADF檢驗(yàn)說明：通過1階差分，全國(guó)生產(chǎn)經(jīng)濟(jì)總產(chǎn)值、人民幣真實(shí)匯率和對(duì)新加坡投資都在1%的明顯性綜合水平下，每個(gè)變量的ADF測(cè)試數(shù)值均低于臨界數(shù)值，因此每個(gè)變量都是平穩(wěn)的，隨后可展開協(xié)整檢驗(yàn)。

表4 對(duì)各時(shí)間排布序列展開ADF檢驗(yàn)自動(dòng)輸出最終結(jié)果

(2)協(xié)整檢驗(yàn)

依據(jù)標(biāo)準(zhǔn)模型成立協(xié)整運(yùn)算方程式，之后展開典型數(shù)學(xué)線性回歸，檢驗(yàn)回歸運(yùn)算結(jié)果的殘差排布序列是否平穩(wěn)。檢驗(yàn)結(jié)果如表5所示。

表5 數(shù)據(jù)協(xié)整檢驗(yàn)

由表5 可知，該模型從一定程度上擬合了所選自變量和響應(yīng)變量，同時(shí)Z統(tǒng)計(jì)量基本上都通過了檢驗(yàn)，只有截距項(xiàng)的p值為0.0147，但是在10%的顯著性水平上也是符合要求的，則人民幣匯率變化與我國(guó)投資新加坡之間的關(guān)系為：

由結(jié)果可以看出，當(dāng)前一期人民幣匯率的彈性系數(shù)為0.2788，也就是說人民幣升值 1%，我國(guó)對(duì)新加坡投資將提高0.2788%；滯后一期人民幣匯率的彈性系數(shù)為0.4132，也就是說人民幣升值 1%，我國(guó)對(duì)東南亞貿(mào)易投資將提高 0.4132%，且比當(dāng)前一期的效應(yīng)更強(qiáng)；而當(dāng)前一期國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值每上升1%，我國(guó)對(duì)東南亞貿(mào)易投資增加0.7780%；滯后一期國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值每上升 1%，我國(guó)對(duì)東南亞貿(mào)易投資增加0.8881%，同樣的，滯后一期的國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值對(duì)我國(guó)投資東南亞貿(mào)易的影響作用要大。說明，人民幣匯率變化和我國(guó)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值均會(huì)對(duì)我國(guó)投資新加坡產(chǎn)生影響，且人民幣匯率變動(dòng)對(duì)新加坡直接貿(mào)易投資的影響高于對(duì)東南亞投資總額的影響，是因?yàn)槲覈?guó)對(duì)東南亞的貿(mào)易投資主要集中在新加坡，且遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于東南亞其他國(guó)家，所以影響作用更顯著。

本文在數(shù)據(jù)上的分析依然具有一定的局限性。第一，由于時(shí)間和文章論述的有限性，該模型所選用的自變量數(shù)量仍存在有一定的提升空間。提升有效的自變量將會(huì)進(jìn)一步優(yōu)化目前模型的擬合優(yōu)度。第二，該模型的建立過于簡(jiǎn)單，嘗試高級(jí)別的模型將有助于提升預(yù)測(cè)能力。然而，利用這一簡(jiǎn)單模型對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行初步分析將有助于理解數(shù)據(jù)的表現(xiàn)和為進(jìn)一步分析提供標(biāo)桿參考。因此，運(yùn)用該簡(jiǎn)單模型進(jìn)行初步預(yù)測(cè)分析依然是有用的。其次，該模型所選自變量亦表現(xiàn)出了其對(duì)響應(yīng)變量解釋的幫助。

(3)格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)

經(jīng)過以上協(xié)整檢驗(yàn)說明，以上標(biāo)準(zhǔn)模型運(yùn)算方程式中的每個(gè)變量之間是長(zhǎng)時(shí)間平衡穩(wěn)定關(guān)系，隨后對(duì)以上標(biāo)準(zhǔn)模型運(yùn)算方程式的有關(guān)變量做格蘭杰因果檢驗(yàn)（見表6）。

表6 回歸運(yùn)算方程式各變量相互之間的格蘭杰因果檢驗(yàn)

由表6可知，我國(guó)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值增加會(huì)提高對(duì)新加坡的貿(mào)易投資，并且人民幣匯率升值會(huì)促進(jìn)我國(guó)對(duì)新加坡投資，但滯后一期的效應(yīng)要比當(dāng)前一期強(qiáng)。

3 結(jié)語

通過建立面板模型，本文討論了人民幣匯率變動(dòng)對(duì)中國(guó)與東盟十國(guó)對(duì)外直接投資的影響。結(jié)果顯示，人民幣升值和國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的提升推動(dòng)中國(guó)在東南亞的貿(mào)易投資，即中國(guó)經(jīng)濟(jì)實(shí)力的上升促進(jìn)了中國(guó)企業(yè)“走出去”。另外，人民幣升值對(duì)新加坡的貿(mào)易投資效應(yīng)較強(qiáng)烈，且存在一定的滯后性。結(jié)合實(shí)證標(biāo)準(zhǔn)模型的研究分析結(jié)果和啟迪，本文提出以下意見：

(1)加快推動(dòng)中國(guó)匯率市場(chǎng)交易化改革創(chuàng)新。無論是人民幣的貶值還是迅速改變，都不益于對(duì)外直接投資的增加，匯率的交易市場(chǎng)有益于人民幣穩(wěn)定，進(jìn)而推動(dòng)對(duì)外直接投資。(2)充分把握人民幣加入SDR創(chuàng)造的機(jī)遇，推進(jìn)人民幣全球化。(3)增強(qiáng)匯率經(jīng)濟(jì)風(fēng)險(xiǎn)全面控制管理和高效、科學(xué)、先進(jìn)地運(yùn)營(yíng)管理匯率預(yù)期。2016年，資金流出已非常慘重，人民幣貶值的壓力持續(xù)加大，意味著成本和“走出去”的中國(guó)企業(yè)的風(fēng)險(xiǎn)正在增加。因此，中國(guó)應(yīng)有效管理監(jiān)管和政策水平，以預(yù)防和控制匯率風(fēng)險(xiǎn)的市場(chǎng)預(yù)期。