人民幣匯率波動(dòng)對中國外商直接投資的影響

摘要：根據(jù)中國1985—2009年的外商直接投資和實(shí)際匯率等數(shù)據(jù)，分析人民幣匯率波動(dòng)對中國外商直接投資的影響，結(jié)果表明：人民幣貶值的短期效應(yīng)明顯，但從長期來看，實(shí)際匯率的貶值對中國外商直接投資并無明顯促進(jìn)作用。

關(guān)鍵詞：人民幣匯率；外商直接投資；誤差修正模型；格蘭杰檢驗(yàn)

中圖分類號：F832.63 文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A 文章編號：1003-3890（2011）02-0059-05

一、引言

傳統(tǒng)的外商直接投資（FDI）理論都把匯率當(dāng)成既定的外生變量，忽略了匯率變化對外商直接投資的影響。直到1973年世界各主要大國都采取浮動(dòng)匯率制以后，匯率波動(dòng)對外商直接投資的影響才逐步引起學(xué)術(shù)界的廣泛關(guān)注。

國外關(guān)于匯率對外商直接投資影響的研究文獻(xiàn)主要分為兩類：一類認(rèn)為匯率通過影響相對生產(chǎn)成本和財(cái)富效應(yīng)來影響外商直接投資。理論上，外商直接投資獲得國的貨幣貶值使得以外國貨幣表示的本國生產(chǎn)成本下降，并且外國投資者相對本國投資者的財(cái)富也由于本幣的貶值而增加。Aliber首先研究了匯率對外商直接投資的影響，他認(rèn)為正是由于不同貨幣區(qū)域和不完全市場的存在，才導(dǎo)致了外商直接投資在地理分布上的差異，當(dāng)匯率變化時(shí)，處于硬通貨區(qū)域的企業(yè)獲得有利地位，并且傾向于向軟通貨地區(qū)投資。Crushman（1985）建立了一個(gè)兩期動(dòng)態(tài)模型，模型不僅考慮了匯率的水平，而且考慮了預(yù)期匯率變動(dòng)的影響，通過分析生產(chǎn)地和銷售地不同的四個(gè)外商直接投資模型，并考慮到跨國企業(yè)利潤的最大化是以本國貨幣來衡量的真實(shí)利潤，Cushman推斷預(yù)期外國貨幣升值將會(huì)降低外國投資者在東道國的生產(chǎn)成本從而認(rèn)為外國貨幣升值會(huì)刺激外商直接投資流入東道國。Floot和Stein（1991）建立了一個(gè)不完全資本市場模型，通過研究發(fā)現(xiàn)，美國1970—1980年大量外商直接投資流入的主要原因在于美元相對于其他貨幣的貶值，他們認(rèn)為，國內(nèi)貨幣的貶值為外國企業(yè)并購本國企業(yè)創(chuàng)造了機(jī)會(huì)。Klein和Rosenger（1994）利用1979—1991年7個(gè)主要工業(yè)國家對美國外商直接投資的數(shù)據(jù)，通過對財(cái)富渠道和勞動(dòng)力渠道對外商直接投資影響的比較分析，認(rèn)為財(cái)富渠道比成本渠道更加重要。Globerg和Klein（1997）提供了一個(gè)廣泛的研究，分析匯率在決定日本向東南亞和拉丁美洲直接投資中所起的作用，研究表明，日元的升值確實(shí)提高了日本向這些地區(qū)的投資。Kawai和Urata（1998）的研究也證實(shí)了日元的升值刺激了日本對東南亞國家的大量投資。Gorg等（2001）在研究匯率變動(dòng)對外商直接投資的影響時(shí)發(fā)現(xiàn)，美國對外投資與美元升值正相關(guān)，而美國引進(jìn)的外商直接投資與美元的升值負(fù)相關(guān)。

另一類文獻(xiàn)的主要觀點(diǎn)認(rèn)為：匯率的波動(dòng)帶來了不確定性，投資風(fēng)險(xiǎn)加大，從而匯率的頻繁變動(dòng)抑制了外商直接投資或者對外商直接投資的影響不確定。George Zis和國際貨幣基金組織認(rèn)為，匯率的波動(dòng)增加了交易的風(fēng)險(xiǎn)，降低了生產(chǎn)者長期內(nèi)擴(kuò)大生產(chǎn)能力的積極性。另外，匯率的波動(dòng)引起相對價(jià)格的不確定性會(huì)影響生產(chǎn)安排決策。Benassy和Quere（2001）檢驗(yàn)匯率貶值對FDI流動(dòng)的影響，研究結(jié)果顯示，匯率過度波動(dòng)的負(fù)面影響會(huì)抵消由于貨幣貶值帶來的對FDI的吸引力。Agnes和Lionel（2001）針對發(fā)展中國家的實(shí)證研究認(rèn)為匯率的波動(dòng)不利吸引FDI的流入。Micha Brzozowski（2003）對19個(gè)新興市場化國家和13個(gè)轉(zhuǎn)型國家的研究表明，東道國匯率的不確定性與多變性對FDI的流入有阻礙作用。

國內(nèi)學(xué)者魏巍賢（1997）研究外商在中國投資的決定因素時(shí)認(rèn)為，人民幣的貶值對外商直接投資流入有積極影響。龔繡國（2003）認(rèn)為，人民幣的貶值對外商直接投資的影響不顯著。邢予青（2003）以日本對中國的投資為背景分析了匯率和外商直接投資之間的關(guān)系，他認(rèn)為，日元對人民幣的升值與日本對中國的直接投資正相關(guān)。黃志勇（2005）認(rèn)為，人民幣匯率的貶值對FDI的影響短期效應(yīng)不明顯，但從長期來看，人民幣的貶值對FDI的流入有促進(jìn)作用。國內(nèi)學(xué)者基本上都是從名義匯率的角度來研究人民幣貶值對外商直接投資的影響。

筆者擬研究中國1985—2009年人民幣實(shí)際匯率發(fā)生波動(dòng)是否對中國外商直接投資造成影響。筆者利用協(xié)整、誤差修正模型以及Granger因果檢驗(yàn)，研究實(shí)際匯率波動(dòng)期間，中國外商直接投資與實(shí)際匯率之間是否存在著長期穩(wěn)定的靜態(tài)均衡關(guān)系和短期的動(dòng)態(tài)關(guān)系？人民幣實(shí)際匯率貶值是否由于財(cái)富效應(yīng)而使外商直接投資增加或由于匯率波動(dòng)引起不確定性增加而抑制了外商直接投資的流入？實(shí)際匯率對外商直接投資在短期內(nèi)和長期內(nèi)的彈性是多大？

二、模型的建立與說明

（一）單位根檢驗(yàn)

協(xié)整是指兩個(gè)一階單整序列存在某種線性組合關(guān)系，它們的這種線性組合是平穩(wěn)序列，反映了這兩個(gè)時(shí)間序列的長期均衡關(guān)系。在進(jìn)行協(xié)整分析以前，先要對時(shí)間序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，即單位根檢驗(yàn)（ADF檢驗(yàn)）。

1. 單位根過程。隨機(jī)過程｛Rt，t=1，2，…｝，如果Rt=Rt-1+t中，=1，t為一穩(wěn)定過程，Rt表示人民幣實(shí)際匯率，并且E（t）=0，cov（t，t-s）=t＜∞，s=0，1，2，…則稱該過程為單位根過程。單位根過程經(jīng)過一階差分變?yōu)槠椒€(wěn)過程，即Rt-Rt-1=（1-B）Rt=t，此時(shí)Rt為一階單整序列，記為I（1）。

2. 單位根檢驗(yàn)。為了檢驗(yàn)實(shí)際匯率和外商直接投資時(shí)間序列的平穩(wěn)性，建立如下模型：

LnRt=0+0T+0LnRt-1+iLnRt-i+t

2LnRt=1+1T+1LnRt-1+j2LnRt-i+t

其中R、FDI分別表示實(shí)際匯率和外商直接投資，、2分別表示一階差分和二階差分運(yùn)算，0、1為常數(shù)項(xiàng)，m、n表示滯后階數(shù)，T表示趨勢項(xiàng)。如果根據(jù)樣本計(jì)算出的T的系數(shù)不能通過t檢驗(yàn)，則接受時(shí)間項(xiàng)系數(shù)為0的原假設(shè)，即表明不存在趨勢項(xiàng)，否則表明時(shí)間序列存在趨勢變化。以檢驗(yàn)時(shí)間序列LnRt為例，如果根據(jù)樣本計(jì)算的單位根統(tǒng)計(jì)值0大于ADF的臨界值，則接受H0∶0=0原假設(shè)，表明LnRt服從隨機(jī)游走，為非平穩(wěn)序列，否則，拒絕非平穩(wěn)序列的原假設(shè)，表明LnRt為平穩(wěn)序列。對于時(shí)間序列LnFDIt的檢驗(yàn)方式類似。

（二）協(xié)整與誤差修正模型的建立

1. 協(xié)整檢驗(yàn)。為了檢驗(yàn)時(shí)間序列LnRt與LnFDIt是否協(xié)整，筆者采用Engle和Granger提出的兩步檢驗(yàn)法，對于同是d階單整的時(shí)間序列LnRt與LnFDIt，用一個(gè)變量對另一個(gè)變量回歸，即LnFDIt=+LnRt+t，用、分別表示回歸系數(shù)的估計(jì)值，則模型殘差估計(jì)值為=LnFDIt--LnRt，若~I（0），則LnRt與LnFDIt具有協(xié)整關(guān)系，且（1，-）為協(xié)整向量。

2. 誤差修正模型。筆者以Davidson和Hendry等人提出的誤差修正模型為基礎(chǔ)，建立實(shí)際匯率與外商直接投資之間的誤差修正模型如下：

LnFDIt=+1LnRt+2LnFDIt-1+3LnRt-1+t

移項(xiàng)整理可得：

LnFDIt=+1LnRt-（1-2）（LnFDIt-1-

LnRt-1）+t

其中，LnFDIt-1-LnRt-1是誤差修正項(xiàng)ecm，該誤差修正模型解釋了因變量LnFDIt如何受其短期波動(dòng)LnFDIt的影響。一方面，外商直接投資受到自變量短期波動(dòng)LnRt的影響；另一方面，則取決于誤差修正項(xiàng)ecm，誤差修正項(xiàng)反映了變量在短期波動(dòng)中偏離長期均衡關(guān)系的程度。

（三）格蘭杰檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?/p>

格蘭杰因果檢驗(yàn)是一種用于考察兩個(gè)序列之間因果關(guān)系的檢驗(yàn)方法。為了檢驗(yàn)外商直接投資與人民幣貶值之間的因果關(guān)系，建立以下模型：

FDIt=0+iRt-i+jFDIt-j+1t

Rt=1+jFDIt-j+iRt-i+2t

其中，p、q表示滯后階數(shù)，1t、２t為白噪聲且不相關(guān)。以檢驗(yàn)人民幣貶值是否是外商直接投資變化的格蘭杰原因?yàn)槔?，其檢驗(yàn)過程為，首先提出原假設(shè)H0∶1=2=…q=0，然后估計(jì)無約束條件約束回歸模型，得出無約束條件回歸方程的殘差平方和ESSUR，最后估計(jì)約束條件下的回歸方程LnFDIt=0+jLnRt-j，得出其殘差ESSU，利用約束條件和無約束條件的殘差平方和構(gòu)造F統(tǒng)計(jì)量：

F=~F（q，n-p-q-1）

其中n表示樣本容量。如果根據(jù)樣本計(jì)算出的F值大于F分布的臨界值，則拒絕H0∶1=2=…q=0的原假設(shè)，表明人民幣匯率貶值是外商直接投資變化的格蘭杰原因，反之，則不能說明實(shí)際匯率變化是引起FDI變化的格蘭杰原因。

三、數(shù)據(jù)的來源與處理

本文的外商直接投資數(shù)據(jù)以中國每年實(shí)際利用外商直接投資數(shù)量為準(zhǔn)，其數(shù)據(jù)來源于歷年《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》。從圖1可以看出，中國實(shí)際利用外商直接投資數(shù)量呈歷年遞增趨勢，其變化趨勢大致可以分為三個(gè)過程。1985—1992年中國實(shí)際利用外商直接投資數(shù)量緩慢增長；1993—1998年，由于亞洲金融危機(jī)的原因，中國利用外商直接投資呈現(xiàn)增速先快后慢的格局；1998年以后，中國實(shí)際利用外商直接投資數(shù)量的增速進(jìn)一步加快。

本文所采用的匯率是人民幣的的實(shí)際匯率，實(shí)際匯率是指在名義匯率基礎(chǔ)上剔除了通貨膨脹因素后的匯率。由于實(shí)際匯率考慮了國內(nèi)外的物價(jià)因素，它相對名義匯率而言更加準(zhǔn)確地反映了真實(shí)情況。實(shí)際匯率的計(jì)算公式為：R=E×（Pf/Pd），其中R表示實(shí)際匯率，E表示直接標(biāo)價(jià)法下的名義匯率，即100美元的人民幣價(jià)格，Pf表示美國的價(jià)格水平，Pd表示中國價(jià)格水平。由于采用直接標(biāo)價(jià)法，所以R上升表示本幣貶值，通常意味著該國國內(nèi)貿(mào)易品生產(chǎn)成本下降和國際競爭力的上升，反之，表明國內(nèi)貿(mào)易品生產(chǎn)成本上升和國際競爭力的下降。筆者分別用中美兩國的CPI指數(shù)來替代國內(nèi)外價(jià)格水平，國內(nèi)CPI指數(shù)來源于歷年《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》，美國的物價(jià)指數(shù)來源于IMF的《國際金融統(tǒng)計(jì)》。從圖2可以看出名義匯率和實(shí)際匯率的波動(dòng)趨勢，人民幣的名義匯率和實(shí)際匯率雖然都大致保持了貶值趨勢，但是波動(dòng)的周期和幅度不一致，比如，從1996—2004年，人民幣的名義匯率基本保持不變，但是實(shí)際匯率是先升值后貶值。

為了減緩模型的異方差和處理的方便，筆者將對外商直接投資和人民幣的實(shí)際匯率也進(jìn)行對數(shù)處理。對數(shù)并不改變原時(shí)間序列的平穩(wěn)性。用Eviews5.0作出對數(shù)處理后的外商直接投資與人民幣實(shí)際匯率的變化趨勢如圖3和圖4所示。

四、計(jì)量分析

（一）單位根檢驗(yàn)

從圖3和圖4可以初步判斷，LnFDI和LnR為非平穩(wěn)的時(shí)間序列。為了得到更準(zhǔn)確的結(jié)果，用Eviews5.0軟件分別對LnFDI、LnR、△LnFDI、△LnR進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，得到結(jié)果如表1所示。

其中，C、T、Q分別代表常數(shù)項(xiàng)、趨勢項(xiàng)、滯后階數(shù)，滯后階數(shù)Q的判斷準(zhǔn)則是AIC最小原則。從檢驗(yàn)結(jié)果來看，LnFDI與LnR均為非平穩(wěn)時(shí)間序列。但是經(jīng)過一階差分以后，△LnFDI和△LnR均為平穩(wěn)序列，因此LnFDI與LnR為一階單整序列，滿足協(xié)整檢驗(yàn)的前提。這說明人民幣匯率與外商直接投資之間可能存在協(xié)整關(guān)系。

（二）協(xié)整檢驗(yàn)與誤差修正模型的建立

筆者采用Engel-Granger兩步法來進(jìn)行協(xié)整分析和建立誤差修正模型。首先建立LnFDI與LnR的一元回歸模型如下：

LnFDIt=17.53+0.045LnRt-1（1）

t （-9.90） （12.92）

R2=0.114 DW=0.896

該模型回歸效果差，模型殘差項(xiàng)存在嚴(yán)重的自相關(guān)?？紤]加入適當(dāng)?shù)臏箜?xiàng)，LnFDI和LnR的分布滯后模型如下：

LnFDIt=-9.27+4.113LnRt+0.986LnFDIt-1（2）

t （-1.17） （4.78）（11.28）

R2=0.986 DW=1.79

從分布滯后模型可以看出，模型擬合度高，回歸效果好，殘差自相關(guān)消除，要驗(yàn)證LnFDI與LnR之間是否存在協(xié)整關(guān)系，只需對方程（2）的殘差進(jìn)行ADF檢驗(yàn)。用EViews生成一個(gè)新的序列，即模型（2）的殘差序列，命名為E序列。對序列E作單位根檢驗(yàn)，結(jié)果如表2所示。由于檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量為-3.377 8，小于顯著性水平為1%的臨界值-2.675 6，可以認(rèn)為殘差序列E為平穩(wěn)序列，進(jìn)而說明序列LnFDI與LnR之間存在協(xié)整關(guān)系。建立LnFDI與LnR的誤差修正模型為：

LnFDI=-2.337+1.123LnRt+0.956LnFDIt-1-0.657et-1（3）

t（-1.12） （2.998） （3.789）（3.007）

R2=0.093 DW=1.998

從模型（2）和（3）可以分別計(jì)算出實(shí)際匯率對外商直接投資的長期彈性和短期彈性，即實(shí)際匯率變動(dòng)1%對外商直接投資長期影響和短期影響的程度。從模型（2）可以計(jì)算出長期彈性為：1=（1-0.986）/4.113=0.003，匯率對外商直接投資的長期彈性表明，匯率貶值1%，長期內(nèi)（超過一年）只使外商直接投資增加0.003%，這說明長期內(nèi)人民幣的貶值效應(yīng)是很微弱的，基本可以忽略不計(jì)。從模型（3）可以計(jì)算出短期彈性為1.123，這表明在短期內(nèi)（一年期內(nèi)），實(shí)際匯率貶值1%將使得外商直接投資的數(shù)量增加1.123%，這說明短期內(nèi)匯率貶值是富有彈性的，貶值效應(yīng)明顯。

模型（3）表明，實(shí)際匯率貶值短期內(nèi)對外商直接投資有明顯的正效應(yīng)，其短期調(diào)整系數(shù)為負(fù)，與調(diào)整機(jī)制相符合，系數(shù)的大小反映了向長期均衡的調(diào)整力度。由于短期調(diào)整系數(shù)顯著，表明每年外商直接投資與其長期均衡值的偏差中的65.7%被修正。

（三）Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)

對變量R和FDI用Eviews5.0軟件進(jìn)行Granger檢驗(yàn)得到結(jié)果如表3所示。從表3可以看出，在1階滯后的情況下，實(shí)際匯率和外商直接投資互為格蘭杰原因；在2階和3階滯后的情況下，實(shí)際匯率與外商直接投資相互之間不存在因果關(guān)系；這說明在短期內(nèi)，外商直接投資受匯率波動(dòng)的影響較大，但是長期內(nèi)，外商直接投資受匯率波動(dòng)的影響很小。

五、結(jié)論

通過建立誤差修正模型，筆者分析了實(shí)際匯率波動(dòng)與外商直接投資之間長期穩(wěn)定的靜態(tài)關(guān)系和短期動(dòng)態(tài)關(guān)系。筆者可以得出如下結(jié)論：中國實(shí)際匯率的貶值，在短期內(nèi)由于財(cái)富效應(yīng)的作用將對外商直接投資產(chǎn)生積極作用，實(shí)際匯率貶值1個(gè)百分點(diǎn)，將使得外商直接投資增加1.123個(gè)百分點(diǎn)，匯率貶值在短期內(nèi)是富有彈性的；但是從長期來看，實(shí)際匯率貶值1個(gè)百分點(diǎn)，僅僅使外商直接投資增加0.003個(gè)百分點(diǎn)，說明人民幣貶值的長期效應(yīng)是很微小的，基本可以忽略不計(jì)。實(shí)際匯率貶值在長期內(nèi)是缺乏彈性的；通過格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)，得出了與誤差修正模型類似的結(jié)論：實(shí)際匯率在1階滯后的情況下是外商直接投資變化的格蘭杰原因，但在滯后2期、3期的情況下卻沒有通過格蘭杰檢驗(yàn)，這說明它們在長期的情況下因果關(guān)系不顯著。

參考文獻(xiàn)：

［1］Abel.Optimal Investment under Uncertainty［J］.American Economic Review，1983，（73）.

［2］Dornbusch.Exchange Rate and Price［J］.The American Economic Review，1987，（77）：93-106.

［3］胡邦勇.實(shí)際匯率變動(dòng)對我國FDI的影響［J］.統(tǒng)計(jì)與決策，2007，（24）.

［4］王志鵬.論外國直接投資對實(shí)際匯率的影響［J］.經(jīng)濟(jì)評論，2002，（2）.

［5］黃志勇.匯率變化對我國FDI影響的實(shí)證分析［J］.南京財(cái)經(jīng)大學(xué)學(xué)報(bào)，2005，（4）.

［6］姜波克.國際金融學(xué)［M］.北京：高等教育出版社，2008.

［7］羅伯特#8226;S.平狄克，丹尼爾#8226;L.魯賓費(fèi)爾德.計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型與經(jīng)濟(jì)預(yù)測（中譯本）［M］.錢小軍，等譯.北京：機(jī)械工業(yè)出版社，2007.

［8］戴金平.中國的貿(mào)易、境外直接投資與實(shí)際匯率的動(dòng)態(tài)關(guān)系分析［J］.數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)與經(jīng)濟(jì)研究，2005，（11）.

［9］魏巍賢.外商在中國直接投資的決定因素分析［J］.預(yù)測，1997，（3）.

責(zé)任編輯：武玲玲

責(zé)任校對：王巖云

On the Influence of the RMB Exchange Rate Fluctuation on the FDI in China

Hu Bangyong

（School of Economics and Management， Chongqing Three Gorges University， Chongqing 404000， China）

Abstract: Based on the China's FDI and effective exchange rate datas between 1985 and 2008， this paper give an empirical analysis on the effect of RMB exchange rate fluctuation on FDI. The conclusions show that the depreciation of the RMB is obvious in the short-term. But in the long-term， the depreciation of effective exchange rate has no obvious promotion function to the FDI in China.

Key words: RMB exchange rate; FDI; error correct model; Granger causality test