人民幣實際有效匯率與外商直接投資關系的實證分析

曹宇峰

摘 要： 通過對1995—2011年人民幣實際有效匯率和外商直接投資的數據進行分析，運用Johansen協整檢驗、Granger 因果檢驗、脈沖響應分析等實證方法對外商直接投資與人民幣實際有效匯率及其波動之間的關系進行了研究。結果表明，人民幣實際有效匯率與FDI之間不僅存在顯著相關性，而且也存在單向格蘭杰因果關系， 即外國直接投資會影響我國實際有效匯率。

關鍵詞： 人民幣升值； 外商投資； VAR模型； 有效匯率

中圖分類號： TN911?34 文獻標識碼： A 文章編號： 1004?373X（2014）18?0044?04

Empirical analysis of relationship between RMB real effective exchange rate and FDI

CAO Yu?feng

（Business College， Hehai University， Nanjing 211000， China）

Abstract： Based on data analysis of RMB real effective exchange rate and foreign direct investment （FDI） during 1995～2011， the relationship between RMB real effective exchange rate and FDI is researched by means of some empirical methods such as Johansen co?integration test， Granger causality test and pulse response analysis. The results show that not only a significant correlation exists between RMB real effective exchange rate and FDI， but also there is a one?way Granger causality between them， that is， FDI can affect the real effective exchange rate in china.

Keywords： appreciation of RMB； FDI； VAR model

0 引 言

日前，國際清算銀行最新公布的數據顯示，2013年11月人民幣實際有效匯率指數環比上升1.3%～117.8%，再創歷史新高，該數據年內上升比例近7%。如果使用增加值的貿易權重以及增加值的價格水平作為平減指數，人民幣實際有效匯率在過去1995—2011年間升值幅度已經高達38%。央行公布外匯占款數據近期走高顯示資本流入壓力較大，預期未來國內利率依然高企、經濟運行平穩，大量國際資金跨境流入我國套利的壓力仍大，人民幣中長期或仍將保持升值態勢。當前，中國正處于改革的深入期，匯率、投資和外貿政策將作為配套改革的一部分，根據實際情況變化適時調整，正確認識人民幣匯率波動、FDI對貿易的影響將為相關改革和政策制定提供科學的理論指導[1]。與人民幣匯率有關問題的研究，在國內學術界是一個熱點。但大量的研究相對集中在對匯率與貿易問題的探討上，對匯率與我國利用外資關系的研究卻甚少。鑒于此，本文將重點探討匯率與我國利用外資的關系，外商直接投資與人民幣匯率之間的關系。本文在前人研究的基礎上，運用Johansen協整檢驗、Granger 因果檢驗、脈沖響應分析等實證方法對外商直接投資與人民幣實際有效匯率及其波動之間的關系進行了研究。

1 理論分析

匯率波動可以影響到外商直接投資：匯率波動通過不完全資本市場渠道來影響到外商直接投資。不完全資本市場理論認為：外部融資的成本比內部融資的成本更為昂貴，投資者財富地位的任何改變都將轉移到對投資的需求上[2]。假設本國匯率的貶值， 這種貶值將導致外國投資者相對于本國投資者財富的上升， 按照不完全資本市場理論，投資者財富地位的上升將導致投資的需求上升，從而促使了外國投資者對本國FDI的上升。

外商直接投資對東道國匯率水平可以通過兩條不同的途經影響：一是直接途徑，外商直接投資通過在投資不同階段的資本流動及其對一國進出口貿易的影響直接影響東道國的實際匯率水平。二是外商直接投資還可以通過間接途徑影響到一國的實際匯率水平。外資的進入加劇了相關行業的競爭，從而提高了相關行業的生產效率。同時外商直接投資的技術外溢效應與國內相關行業的學習效應也可以提高國內企業的勞動生產率。如果外商直接投資這種技術外溢導致了可貿易產品部門相對非貿易產品部門勞動生產率的上升[3]，那么，外商直接投資將促使一國匯率的實際升值。外商直接投資的這種影響更多的表現在長期影響上而非近期影響。

2 變量和模型的選定

向量自回歸（Vecotr Atuo?Regression，VAR）是基于數據的統計性質建立模型，VAR模型把系統中每一個內生變量作為系統中所有內生變量的滯后值來構造模型，從而將單變量自回歸模型推廣到多元時間序列變量組成的“向量”自回歸模型。本文采用VAR模型來解釋人民幣匯率與外國直接投資的關系。

匯率主要考慮人民幣實際有效匯率。實際有效匯率（Real Effective Exchange Rate，REER）不僅考慮了所有雙邊名義匯率的相對變動情況，而且還剔除了通貨膨脹對貨幣本身價值變動的影響，能夠綜合地反映本國貨幣的對外價值和相對購買力。實際有效匯率指數反映一國相對于其他貿易伙伴國的競爭力。REER 上升表示人民幣匯率升值，下降表示人民幣匯率貶值。人民幣實際有效匯率數據來源于國際清算銀行（BIS），外國直接投資的數據源于東方財富網數據中心。選取1995年1月—2011年9月的月度數據進行分析。由于取自然對數并不會改變原有的協整關系，而且有助于消除變量的異方差性，因此所有變量都采用對數形式，對REER（實際有效匯率）以及FDI（外商直接投資）取對數。LNREER表示REER的對數，LNFDI表示FDI的對數。運用Eviews 6.0軟件進行數據分析。

3 檢驗的步驟及結果

3.1 平穩性檢驗

3.1.1 LNREER序列的平穩性檢驗

為了避免出現偽回歸問題，要對所用序列進行平穩性檢驗[4]。首先運用ADF檢驗對LNREER進行單位根檢驗。由表1可以得出LNREER有單位根，所以LNREER序列是不平穩的。然后對D（LNREER）即LNREER的一階差分進行單位根檢驗。由表2可知D（LNREER）通過了1%水平的單位根檢驗，它是平穩的。因此LNREER是一階單整的。

3.1.2 LNFDI序列的平穩性檢驗

分別對LNFDI以及D（LNFDI）進行單位根檢驗。從表3和表4可以看出，LNFDI序列也是不穩定的，但是D（LNFDI）序列是平穩的，LNFDI變量是一階單整的。所以綜上可知，LNREER與LNFDI都是一階單整序列。

表1 LNREER的單位根檢驗

表2 LNREER的一階差分的單位根檢驗

表3 LNFDI的單位根檢驗

表4 LNFDI的一階差分單位根檢驗

3.2 協整檢驗

Johansen協整檢驗結果如圖1所示。根據跡檢驗的結果以及最大特征根檢驗的結果可以得出，檢驗拒接了沒有協整關系的假設，接受了存在一個協整的關系的假設，在5%的顯著水平下，LNRRER變量與LNFDI變量之間存在長期協整的關系。

圖1 Johansen協整檢驗

3.3 VAR模型的穩定性檢驗

穩定性檢驗是判斷所有檢驗有效性的基礎。如果所有的根模的倒數都小于1，即都在單位圓內，則模型是穩定的，相應的檢驗也是有效的；反之則無效。如圖2所示，VAR模型中所有的根模的倒數都小于1，則根模是穩定的，后續進行的檢驗也是有效的。

圖2 VAR的根表

3.4 格蘭杰因果檢驗

變量LNREER與LNFDI之間存在長期穩定的協整關系，但并沒有反映變量之間的因果聯系，因此需要進行因果檢驗，以確定變量間的引起和被引起的關系[5]。按照AIC和SC最小化準則，選取滯后期為10，對序列LNREER與序列LNFDI進行格蘭杰檢驗，檢驗結果見表5。

表5 格蘭杰因果檢驗

根據表5格蘭杰因果檢驗的結果，在10%的置信區間下，得出LNFDI即外商直接投資是LNREER實際有效匯率的格蘭杰原因，而實際有效匯率卻不是外商直接投資的格蘭杰原因。

3.5 脈沖響應函數分析

從圖3可以看出，LNFDI投入一個標準差擾動項對LNREER的沖擊從一個較低的水平上升一段時間后又以緩慢的速度下行。圖4表明LNREER對于LNFDI的沖擊比較低，雖然長期中LNRRER對于LNFDI的沖擊有所增大，但水平一直不高。

圖3 LNFDI對于LNREER的脈沖響應

圖4 LNREER對于LNFDI的脈沖響應

3.6 方差分解

為了分析FDI對于REER的影響程度以及貢獻程度，本文引入方差分析法。基于VAR模型，對LNREER標準誤差進行方差分解。從表6可以看出FDI在對REER變化的貢獻比重，從第4期的1.8%上升到第10期的9.5%，這說明FDI對于REER增長波動的貢獻率較大，而且隨著時間的推移，其貢獻率呈現不斷增大的趨勢。

表6 有效實際匯率變動的方差分解

4 結論分析

人民幣實際有效匯率與FDI之間不僅存在顯著相關性，而且也存在單向格蘭杰因果關系， 即外國直接投資會影響我國實際有效匯率。

一方面，匯率因素對外國的投資決策影響不大，外商更看重的是中國的市場、經濟規模和開放度等因素。人民幣匯率會在一定程度上影響外商投資量，但是相對影響力要小一些。隨著我國開放力度的逐步加大，外商直接投資的不斷增加，外商在選擇中國作為其投資國還會考慮其他因素，比如投資國引資政策、投資環境、生產成本、政治穩定等[6]。由于我國長期以來一直實行比較優惠的投資政策，而且我國勞動生產力成本相對其他國家來說具有絕對的優勢，所以相對應以上因素，外商在投資的過程中的匯率風險因素要少些。盡管最近我國人民幣升值對外商直接投資有不利影響，但是中國巨大的市場規模對外商投資者有很強的吸引力，近年來人民幣升值并沒有使得外商對華投資額明顯減少，這也說明了外商投資者看好中國經濟的發展。近年來外商直接投資的增加可能更多的是得益于中國好的經濟形勢，來自于好的整體宏觀經濟形勢，即人民幣升值并不會減少中國的外商直接投資數量，也說明了當前我國大額的外商直接投資并非匯率的低估而產生的。

另一方面，在研究人民幣實際有效匯率與FDI的關系中得出FDI對于REER的影響是顯著的。外商直接投資通過在投資不同階段的資本流動及其對一國進出口貿易的影響直接影響我國的實際匯率水平。外商直接投資的增加會導致人民幣匯率的升值，外商直接投資的增加，一方面會帶來本國出口量的擴大，經常項目的順差增加，另一方面，外商直接投資的技術外溢效應也提高國內企業商品的出口競爭力，擴大出口量，最終導致了人民幣匯率的升值。反之外商直接投資的減少會導致人民幣匯率的貶值。

參考文獻

[1] 胡邦勇.實際匯率變動對我國FDI的影響[J].統計與決策，2007（24）：96?99.

[2] 姜波克.國際金融學[M].北京：高等教育出版社，2008.

[3] 徐康寧，王劍.美國對華直接投資決定性因素分析（1983—2002）[J].中國社會科學，2002（5）：66?79.

[4] 高鐵梅.計量經濟分析方法與建模Eviews應用及實例[M].北京：清華大學出版社，2006.

[5] 趙永亮，干杏娣，熊德平.人民幣實際有效匯率升值對中國產出影響的實證研究[J].世界經濟研究，2011（6）：16?21.

[6] 田甜銘梓.人民幣名義匯率、實際匯率、名義有效匯率和實際有效匯率對中國出口總額和進口總額的影響[J].現代經濟，2009（9）：1?5.

3 檢驗的步驟及結果

3.1 平穩性檢驗

3.1.1 LNREER序列的平穩性檢驗

為了避免出現偽回歸問題，要對所用序列進行平穩性檢驗[4]。首先運用ADF檢驗對LNREER進行單位根檢驗。由表1可以得出LNREER有單位根，所以LNREER序列是不平穩的。然后對D（LNREER）即LNREER的一階差分進行單位根檢驗。由表2可知D（LNREER）通過了1%水平的單位根檢驗，它是平穩的。因此LNREER是一階單整的。

3.1.2 LNFDI序列的平穩性檢驗

分別對LNFDI以及D（LNFDI）進行單位根檢驗。從表3和表4可以看出，LNFDI序列也是不穩定的，但是D（LNFDI）序列是平穩的，LNFDI變量是一階單整的。所以綜上可知，LNREER與LNFDI都是一階單整序列。

表1 LNREER的單位根檢驗

表2 LNREER的一階差分的單位根檢驗

表3 LNFDI的單位根檢驗

表4 LNFDI的一階差分單位根檢驗

3.2 協整檢驗

Johansen協整檢驗結果如圖1所示。根據跡檢驗的結果以及最大特征根檢驗的結果可以得出，檢驗拒接了沒有協整關系的假設，接受了存在一個協整的關系的假設，在5%的顯著水平下，LNRRER變量與LNFDI變量之間存在長期協整的關系。

圖1 Johansen協整檢驗

3.3 VAR模型的穩定性檢驗

穩定性檢驗是判斷所有檢驗有效性的基礎。如果所有的根模的倒數都小于1，即都在單位圓內，則模型是穩定的，相應的檢驗也是有效的；反之則無效。如圖2所示，VAR模型中所有的根模的倒數都小于1，則根模是穩定的，后續進行的檢驗也是有效的。

圖2 VAR的根表

3.4 格蘭杰因果檢驗

變量LNREER與LNFDI之間存在長期穩定的協整關系，但并沒有反映變量之間的因果聯系，因此需要進行因果檢驗，以確定變量間的引起和被引起的關系[5]。按照AIC和SC最小化準則，選取滯后期為10，對序列LNREER與序列LNFDI進行格蘭杰檢驗，檢驗結果見表5。

表5 格蘭杰因果檢驗

根據表5格蘭杰因果檢驗的結果，在10%的置信區間下，得出LNFDI即外商直接投資是LNREER實際有效匯率的格蘭杰原因，而實際有效匯率卻不是外商直接投資的格蘭杰原因。

3.5 脈沖響應函數分析

從圖3可以看出，LNFDI投入一個標準差擾動項對LNREER的沖擊從一個較低的水平上升一段時間后又以緩慢的速度下行。圖4表明LNREER對于LNFDI的沖擊比較低，雖然長期中LNRRER對于LNFDI的沖擊有所增大，但水平一直不高。

圖3 LNFDI對于LNREER的脈沖響應

圖4 LNREER對于LNFDI的脈沖響應

3.6 方差分解

為了分析FDI對于REER的影響程度以及貢獻程度，本文引入方差分析法。基于VAR模型，對LNREER標準誤差進行方差分解。從表6可以看出FDI在對REER變化的貢獻比重，從第4期的1.8%上升到第10期的9.5%，這說明FDI對于REER增長波動的貢獻率較大，而且隨著時間的推移，其貢獻率呈現不斷增大的趨勢。

表6 有效實際匯率變動的方差分解

4 結論分析

人民幣實際有效匯率與FDI之間不僅存在顯著相關性，而且也存在單向格蘭杰因果關系， 即外國直接投資會影響我國實際有效匯率。

一方面，匯率因素對外國的投資決策影響不大，外商更看重的是中國的市場、經濟規模和開放度等因素。人民幣匯率會在一定程度上影響外商投資量，但是相對影響力要小一些。隨著我國開放力度的逐步加大，外商直接投資的不斷增加，外商在選擇中國作為其投資國還會考慮其他因素，比如投資國引資政策、投資環境、生產成本、政治穩定等[6]。由于我國長期以來一直實行比較優惠的投資政策，而且我國勞動生產力成本相對其他國家來說具有絕對的優勢，所以相對應以上因素，外商在投資的過程中的匯率風險因素要少些。盡管最近我國人民幣升值對外商直接投資有不利影響，但是中國巨大的市場規模對外商投資者有很強的吸引力，近年來人民幣升值并沒有使得外商對華投資額明顯減少，這也說明了外商投資者看好中國經濟的發展。近年來外商直接投資的增加可能更多的是得益于中國好的經濟形勢，來自于好的整體宏觀經濟形勢，即人民幣升值并不會減少中國的外商直接投資數量，也說明了當前我國大額的外商直接投資并非匯率的低估而產生的。

另一方面，在研究人民幣實際有效匯率與FDI的關系中得出FDI對于REER的影響是顯著的。外商直接投資通過在投資不同階段的資本流動及其對一國進出口貿易的影響直接影響我國的實際匯率水平。外商直接投資的增加會導致人民幣匯率的升值，外商直接投資的增加，一方面會帶來本國出口量的擴大，經常項目的順差增加，另一方面，外商直接投資的技術外溢效應也提高國內企業商品的出口競爭力，擴大出口量，最終導致了人民幣匯率的升值。反之外商直接投資的減少會導致人民幣匯率的貶值。

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3 檢驗的步驟及結果

3.1 平穩性檢驗

3.1.1 LNREER序列的平穩性檢驗

為了避免出現偽回歸問題，要對所用序列進行平穩性檢驗[4]。首先運用ADF檢驗對LNREER進行單位根檢驗。由表1可以得出LNREER有單位根，所以LNREER序列是不平穩的。然后對D（LNREER）即LNREER的一階差分進行單位根檢驗。由表2可知D（LNREER）通過了1%水平的單位根檢驗，它是平穩的。因此LNREER是一階單整的。

3.1.2 LNFDI序列的平穩性檢驗

分別對LNFDI以及D（LNFDI）進行單位根檢驗。從表3和表4可以看出，LNFDI序列也是不穩定的，但是D（LNFDI）序列是平穩的，LNFDI變量是一階單整的。所以綜上可知，LNREER與LNFDI都是一階單整序列。

表1 LNREER的單位根檢驗

表2 LNREER的一階差分的單位根檢驗

表3 LNFDI的單位根檢驗

表4 LNFDI的一階差分單位根檢驗

3.2 協整檢驗

Johansen協整檢驗結果如圖1所示。根據跡檢驗的結果以及最大特征根檢驗的結果可以得出，檢驗拒接了沒有協整關系的假設，接受了存在一個協整的關系的假設，在5%的顯著水平下，LNRRER變量與LNFDI變量之間存在長期協整的關系。

圖1 Johansen協整檢驗

3.3 VAR模型的穩定性檢驗

穩定性檢驗是判斷所有檢驗有效性的基礎。如果所有的根模的倒數都小于1，即都在單位圓內，則模型是穩定的，相應的檢驗也是有效的；反之則無效。如圖2所示，VAR模型中所有的根模的倒數都小于1，則根模是穩定的，后續進行的檢驗也是有效的。

圖2 VAR的根表

3.4 格蘭杰因果檢驗

變量LNREER與LNFDI之間存在長期穩定的協整關系，但并沒有反映變量之間的因果聯系，因此需要進行因果檢驗，以確定變量間的引起和被引起的關系[5]。按照AIC和SC最小化準則，選取滯后期為10，對序列LNREER與序列LNFDI進行格蘭杰檢驗，檢驗結果見表5。

表5 格蘭杰因果檢驗

根據表5格蘭杰因果檢驗的結果，在10%的置信區間下，得出LNFDI即外商直接投資是LNREER實際有效匯率的格蘭杰原因，而實際有效匯率卻不是外商直接投資的格蘭杰原因。

3.5 脈沖響應函數分析

從圖3可以看出，LNFDI投入一個標準差擾動項對LNREER的沖擊從一個較低的水平上升一段時間后又以緩慢的速度下行。圖4表明LNREER對于LNFDI的沖擊比較低，雖然長期中LNRRER對于LNFDI的沖擊有所增大，但水平一直不高。

圖3 LNFDI對于LNREER的脈沖響應

圖4 LNREER對于LNFDI的脈沖響應

3.6 方差分解

為了分析FDI對于REER的影響程度以及貢獻程度，本文引入方差分析法。基于VAR模型，對LNREER標準誤差進行方差分解。從表6可以看出FDI在對REER變化的貢獻比重，從第4期的1.8%上升到第10期的9.5%，這說明FDI對于REER增長波動的貢獻率較大，而且隨著時間的推移，其貢獻率呈現不斷增大的趨勢。

表6 有效實際匯率變動的方差分解

4 結論分析

人民幣實際有效匯率與FDI之間不僅存在顯著相關性，而且也存在單向格蘭杰因果關系， 即外國直接投資會影響我國實際有效匯率。

一方面，匯率因素對外國的投資決策影響不大，外商更看重的是中國的市場、經濟規模和開放度等因素。人民幣匯率會在一定程度上影響外商投資量，但是相對影響力要小一些。隨著我國開放力度的逐步加大，外商直接投資的不斷增加，外商在選擇中國作為其投資國還會考慮其他因素，比如投資國引資政策、投資環境、生產成本、政治穩定等[6]。由于我國長期以來一直實行比較優惠的投資政策，而且我國勞動生產力成本相對其他國家來說具有絕對的優勢，所以相對應以上因素，外商在投資的過程中的匯率風險因素要少些。盡管最近我國人民幣升值對外商直接投資有不利影響，但是中國巨大的市場規模對外商投資者有很強的吸引力，近年來人民幣升值并沒有使得外商對華投資額明顯減少，這也說明了外商投資者看好中國經濟的發展。近年來外商直接投資的增加可能更多的是得益于中國好的經濟形勢，來自于好的整體宏觀經濟形勢，即人民幣升值并不會減少中國的外商直接投資數量，也說明了當前我國大額的外商直接投資并非匯率的低估而產生的。

另一方面，在研究人民幣實際有效匯率與FDI的關系中得出FDI對于REER的影響是顯著的。外商直接投資通過在投資不同階段的資本流動及其對一國進出口貿易的影響直接影響我國的實際匯率水平。外商直接投資的增加會導致人民幣匯率的升值，外商直接投資的增加，一方面會帶來本國出口量的擴大，經常項目的順差增加，另一方面，外商直接投資的技術外溢效應也提高國內企業商品的出口競爭力，擴大出口量，最終導致了人民幣匯率的升值。反之外商直接投資的減少會導致人民幣匯率的貶值。

參考文獻

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[6] 田甜銘梓.人民幣名義匯率、實際匯率、名義有效匯率和實際有效匯率對中國出口總額和進口總額的影響[J].現代經濟，2009（9）：1?5.