人民幣實際有效匯率錯位與FDI流入的實證研究

摘 " 要：本文運用2005年7月人民幣匯率形成機制改革以來的月度數據測算了人民幣實際有效匯率錯位程度，并在此基礎上考察了人民幣實際有效匯率錯位與我國FDI流入的關系。實證結果表明：長期內，人民幣實際有效匯率錯位是FDI流入的顯著影響因素;短期內，人民幣實際有效匯率錯位對FDI流入產生滯后的影響效應。

關鍵詞：人民幣實際有效匯率;匯率錯位;FDI流入

中圖分類號：F832.6 " " "文獻標識碼：A 文章編號：1003-9031（2016）01-0005-07 "DOI：10.3969/j.issn.1003-9031.2016.01.01

一、引言

20世紀80年代初，為彌補國內資金的不足，我國制定了一系列的優惠政策，導致外商直接投資（FDI）大量涌入中國。根據國家統計局的數據，1983年我國實際利用外商直接投資僅9.2億美元，1990年為34.87億美元，到2013年這一數字已增至1175.86億美元，2014年前11個月我國實際利用外商投資達1062.41億美元（見圖1）。

FDI大量流入中國，彌補了國內資金的不足，創造了大量的就業機會，推動了技術進步，促進了國內的經濟增長。為此，國內外一些學者對中國的FDI流入問題展開了相關研究，但既有的研究文獻鮮少考慮人民幣匯率錯位與FDI流入之間的關系。

2005年7月21日人民幣匯率形成機制改革，在此背景下，深入探討人民幣匯率錯位與中國FDI流入之間的關系，對于我們分析未來FDI流入的趨勢，制定更加合理的利用外匯和外資的政策，具有重要的現實意義。鑒于此，本文以2005年7月人民幣匯率改革以來的月度數據實證考察了人民幣匯率錯位與FDI流入之間的關系。

二、相關研究文獻述評

（一）國外相關研究

Froot and Stein基于不完全信息假設，構建了匯率與FDI關系的理論模型，認為東道國貨幣貶值增加了外國投資者的實際財富，從而刺激FDI流入，并且運用美國13個產業1974—1987年間來源于各國的FDI年度和季度數據進行了實證檢驗[1]。Dewenter利用1975—1989年外國收購美國企業的交易數據，實證研究了美元匯率與FDI之間的關系[2]。Xing利用日本對中國9個制造業的FDI數據，實證研究了人民幣/日元雙邊匯率與FDI的關系[3]。

Goldberg and Kolstad運用一個生產商跨期決策的兩階段模型，闡釋了匯率波動性與FDI流入之間的關系[4]。Russ利用新開放經濟宏觀經濟學分析框架，構建了跨國公司FDI決策的一般均衡模型，從理論上分析了匯率波動性對跨國公司FDI決策的影響[5]。Jeanneret利用OECD國家1982—2002年的數據實證研究了匯率波動性和FDI流入之間的關系，得出二者之間存在倒U型非線性關系，據此對經典的實物期權方法進行了修訂，以合理解釋匯率波動性與FDI流入的關系[6]。

（二）國內相關研究

王曉天基于1996—2003年月度數據，采用向量自回歸和誤差修正模型實證檢驗了人民幣匯率、貿易收支和FDI流入之間的關系[7]。于津平、趙佳從跨國公司投資行為的微觀分析出發，探討了匯率水平對FDI流入的影響[8]。謝皓、杜莉利用簡化的“兩國兩公司”模型，論證了東道國匯率水平變動對跨國公司FDI流入的影響[9]。崔遠淼分別從競爭力效應、部門效應、區位效應、財富效應這四個方面闡釋了人民幣匯率對FDI流入產生的影響[10]。于津平、趙佳利用1978—2006年的年度數據，實證研究了人民幣/美元匯率與FDI流入之間的關系[11]。彭紅楓運用實物期權理論研究了人民幣實際有效匯率對FDI的影響[12]。潘錫泉、郭福春運用Pesaran邊限協整檢驗方法實證研究了升值背景下人民幣匯率、FDI與經濟增長之間的動態時變效應[13]。

總體來看，關于人民幣匯率錯位與FDI流入之間關系的文獻相對較少，實證研究方面也比較欠缺，而基于人民幣匯改以來的數據所做的實證研究更是缺乏。鑒于此，本文擬從如下幾個方面改善這一研究：（1）在考察人民幣匯率錯位對FDI流動的影響時，選擇的是人民幣實際有效匯率。（2）考慮到人民幣實際有效匯率不能很好地反映經濟基本面的情況，與均衡匯率長期處于錯位狀態時，這種錯位也會對FDI流入產生一定的影響。為避免遺漏變量偏誤，本文首先測算了人民幣實際有效匯率波動性和匯率錯位程度，然后全面分析人民幣實際有效匯率錯位與FDI流入之間的關系。（3）在數據研究方面，選取2005年7月人民匯率形成機制改革以來的月度數據，既考慮到了人民幣匯改可能產生的結構變化，也能更好地反映匯改后人民幣匯率與FDI之間的關系。

三、人民幣實際有效匯率波動與錯位測算

（一）人民幣實際有效匯率

人民幣實際有效匯率（REER）是基于貿易權重進行加權、經過居民消費價格指數（CPI）調整得到，計算公式為：

其中，j表示中國的第j個主要貿易伙伴國，p和pj分別代表中國和j國的居民消費價格指數，e和ej分別代表中國和j國對美元直接標價的名義匯率，wj代表中國與第j國的競爭力權重。人民幣實際有效匯率是用間接標價法表示。人民幣匯改以來的人民幣實際有效匯率的圖形如下圖2所示：人民幣實際有效匯率雖有升有降，但總體呈升值態勢。

（二）人民幣實際有效匯率的波動程度

本文用匯率對數一階差分的標準差度量匯率的波動程度，其計算公式如下：

其中，n表示所選取的用于測度匯率波動的時間長度，n=12。ER表示人民幣匯率序列，Vol表示人民幣匯率的波動程度。根據人民幣實際有效匯率計算得到相應的人民幣實際有效匯率的波動程度序列，如圖3所示：人民幣實際有效匯率的波動程度自匯改以來至2008年上半年相對平穩，2008年7月以來波動程度持續增加，至2009年8月達到最大值，此后出現持續下降，2013年底降至最低，隨后又有一定程度增加。

（三）人民幣實際有效匯率的錯位

本文采用Clark and MacDonald提出的行為均衡匯率（BEER）方法來估計人民幣均衡匯率水平和匯率錯位程度[14]。BEER方法通過估計一個解釋實際匯率行為的約化型單一方程來確定均衡實際匯率水平和匯率錯位程度，約化型方程的線性表達式為：

其中，qt表示觀測到的實際匯率;Z1t表示長期內影響匯率的基本經濟因素向量;Z2t表示中期內影響匯率的基本經濟因素向量;Tt表示影響匯率的短期、臨時因素組成的向量;著t是隨機擾動項。

由于基本經濟要素本身也會偏離其長期均衡水平，進一步定義長期匯率錯位水平（pmt）為實際匯率與基本經濟要素可持續的長期值所確定的長期均衡匯率之差：

由于BEER方法是通過對實際匯率有影響的相關經濟變量來解釋實際觀察到的名義匯率和實際匯率的運動，在很大程度上強調的是實證意義，因此BEER方法的運用依賴于選擇合適的經濟基本面變量集的理論指導。綜合考慮已有文獻中所給出的建議、我國具體的國情以及數據的可得性，本文選取如下經濟基本面變量：

實際產出增長率（prod），非貿易品與貿易品價格比（int），政府財政支出（gov），貿易條件（tot），貿易政策（trade），國外凈資產（nfa）。由于我國缺少經常賬戶余額的月度資料，為此我們用1982—2004年的累積經常賬戶余額作為2005年1月的初始值，用月度貿易差額替代經常賬戶差額得到累積經常賬戶序列，進而計算得到累積經常賬戶余額的同比發展速度序列。以上原始數據均來源于中經網統計數據庫。

在進行實證分析之前，首先對人民幣實際有效匯率序列和以上經濟變量序列均進行對數化變換，并且對變量序列進行ADF和PP單位根檢驗，以判別其平穩性。檢驗結果見表1。

選擇顯著性水平為5%，根據表1可得，實際有效匯率、凈國外資產在兩種檢驗下均為一階單整過程 I（1）;政府財政支出、貿易條件在兩種檢驗下均為平穩過程I（0）;實際產出增長率、非貿易品貿易品價格比（tnt）、貿易政策至少在一種單位根檢驗下為一階單整過程I（1）。

因此，將財政支出、貿易條件作為外生變量，將實際有效匯率、實際產出增長率、非貿易品貿易品價格比、貿易政策、凈國外資產作為內生變量，構建五維向量自回歸VAR模型。然而，VAR模型估計結果顯示財政支出、貿易條件不顯著，故將這兩個變量刪去，重新構建VAR模型。運用聯合檢驗選擇最優滯后階數為3。進一步進行協整檢驗，以判斷變量之間的長期關系，協整檢驗采用Johansen的極大似然估計方法進行，檢驗結果如表2。

跡檢驗統計量和最大特征根檢驗統計量均表明變量之間存在協整關系。協整方程為：

lnreer=83.0116-20.5056lnprod-1.1280lntnt

（7.3910） " " " " "（0.6577）

+3.6645lntrade+1.3218lnnfa

（-5.9768） " " " "（-3.5790）

（）內為系數估計值的T值。

估計結果顯示，除lntnt外，所有系數的估計值都顯著的不為零，表明實際產出增長率、貿易政策、凈國外資產均是人民幣實際有效匯率均衡匯率水平的長期決定因素。將基本面變量的實際值代入上述協整方程，即可得到人民幣的當前均衡實際有效匯率。為反映均衡實際有效匯率決定中基本面變量的持久性影響，使用Hodrick-Prescott濾波來提取變量的長期均衡值，并代入協整方程，得到長期均衡實際有效匯率。據此，運用以下公式計算人民幣實際有效匯率的當前錯位程度（beercm）和長期錯位（beerpm）程度：

人民幣實際有效匯率當前錯位和長期錯位程度的圖形見圖4：由于人民幣實際有效匯率是以間接標價法表示，匯率錯位程度為正值意味著人民幣高估，為負值意味著人民幣低估。從長期來看，2005年7月人民幣匯改以來至2007年底，人民幣存在輕微低估;2008年初開始至2011年底，人民幣存在一定程度的高估，其中2009年上半年人民幣高估程度較嚴重，2012年以來人民幣又存在低估，且低估程度在增加。

四、人民幣實際有效匯率錯位與FDI流入的實證檢驗

（一）實證模型和變量說明

結合前述分析，本文構建人民幣實際有效匯率錯位與FDI流入的實證模型：

FDIt=a0+a1T+？茁1reert+？茁2volt+？茁3mist+？著t

變量和數據說明如下：

1.外商直接投資（FDI），選擇實際利用外商直接投資表示FDI流入情況。FDI當月值數據來源于中經網統計數據庫，由于FDI是以美元現價表示，首先運用人民幣對美元匯率換算成人民幣表示，然后利用居民消費價格指數（CPI）進行調整，以去除通貨膨脹的影響。人民幣對美元名義匯率取人民幣對美元國際折算匯率當月值，原始數據來源于中經網統計數據庫。CPI取定基指數序列，是利用CPI同比、環比指數經過換算得到，并以2010年均值為基期100進行調整，CPI同比、環比指數數據均來源于中經網統計數據庫。調整后的實際FDI數據以2010年為基期100進行標準化處理。考慮到FDI月度數據存在季節變動規律，本文還運用Census X12進行了季節性調整，以消除數據的季節性效應。

2.人民幣實際有效匯率（reer）。匯率水平變化的一個直接結果就是使同一產品以不同貨幣計價的相對價格發生變化，從而影響到需求的國際轉移和企業的國際競爭力效應。匯率水平變化的競爭力效應會對FDI產生影響：對“市場導向”型FDI而言，東道國貨幣貶值將提高進口產品相對價格、降低出口產品相對價格，從而提升了企業競爭力，這也會吸引FDI的流入。當然，若企業投入品來源主要依賴于進口時，東道國貨幣貶值提高了企業的生產成本，也會削弱了企業競爭力，這又會抑制FDI流入。對“成本導向”型FDI而言，主要使用東道國廉價要素作為投入品，而最終目標是出口。因此，企業既可以享受東道國的要素成本利益，又可以享受東道國貨幣貶值的出口相對價格優勢。東道國貨幣貶值有利于成本導向型FDI的流入，而東道國貨幣升值會抑制FDI流入。對中國而言，大量流入的FDI中成本導向型居多，一般認為人民幣貶值有利于FDI內流。由于人民幣實際有效匯率是以間接標價法表示，人民幣實際有效匯率增加意味著人民幣升值，減少意味著人民幣貶值，因此，人民幣實際有效匯率與FDI流入應該呈負相關關系。人民幣實際有效匯率數據來源于國際清算銀行BIS，以2010年均值為基期100。

3.人民幣實際有效匯率波動性（vol）。匯率波動性一方面反映了匯率的靈活性，另一方面反映了一種不確定性和風險。盡管靈活的匯率會促進國際資本尤其是證券投資資本的流動，然而，與證券投資資本不同，對FDI這類長期資本而言，由于存在較高的沉沒成本，投資者多為風險規避者，過高的匯率波動會抑制FDI的流入。因此，一般認為，人民幣實際有效匯率波動性與FDI呈負相關關系。人民幣實際有效匯率波動性用匯率對數一階差分的標準離差來度量，數據來自于第三部分的計算結果，并且以2010年均值為基期100進行標準化處理。

4.人民幣實際有效匯率錯位（mis）。由于人民幣實際有效匯率長期處于錯位狀態，對FDI的流入可能會產生一定的影響。一般認為，當人民幣被低估時，FDI流入會增加;而當人民幣被高估時，FDI流入會減少。人民幣實際有效匯率錯位程度選擇長期錯位程度，數據來自于第三部分的計算結果。但由于前文的計算結果存在負值，不便于進行計量檢驗。為此，此處將錯位程度取絕對值，并以2010年均值為基期100進行標準化處理。

mis =| |

（二）變量預分析

對所有變量序列進行對數化變換，并且對變量序列進行預分析，以判別其平穩性。此處分別采用ADF和PP單位根檢驗（見表3）。

由表3可以看出，在5%的顯著性水平下，FDI序列、人民幣實際有效匯率錯位序列在兩種檢驗下均為平穩序列I（0）;人民幣實際有效匯率序列、人民幣實際有效匯率波動性序列在兩種檢驗下均為一階單整序列I（1）。

（三）VAR模型估計結果

根據前述單位根檢驗結果，人民幣實際有效匯率序列、人民幣實際有效匯率波動性序列均為一階單整序列，故對這兩個序列分別取差分，得到兩個平穩序列，分別可視作人民幣實際有效匯率變動率序列和人民幣實際有效匯率波動性的變動率序列，再與FDI序列、人民幣實際有效匯率錯位程度序列一起，構建向量自回歸VAR模型。滯后階數選擇依據似然比統計量LR、最終預測誤差統計量FPE、Akaike信息準則AIC、Schwartz信息準則SC、Hannan-Quinn信息準則HQ聯合判斷。最終選定滯后階數為1，且該VAR（1）結構通過了穩定性檢驗。VAR模型估計結果如下表4。

從估計結果來看，在FDI流入的決定方程中，fdi_sa滯后項的系數估計值為0.5907，且十分顯著，表明前期FDI流入會對當期FDI流入產生影響，這也體現了FDI流入的累積效應，當我們吸收的FDI越多，顯示我國的國內環境越有利于FDI，從而在以后也會有更多的FDI流入我國。dlnreer滯后項的系數估計值為-1.3129，但不夠顯著，反映出人民幣實際有效匯率的變動對FDI流入的影響不明顯。dlnvol滯后項的系數估計值為-0.1149，但不顯著，表明人民幣實際有效匯率的波動性變化對FDI流入影響不明顯。lnmis的系數估計值為-0.0176，且十分顯著，表明人民幣實際有效匯率的錯位程度會影響FDI的流入。對VAR模型進行Granger因果檢驗，也表明在5%的顯著性水平下，人民幣實際有效匯率錯位是FDI流動的Granger原因。

（四）脈沖響應函數分析

為進一步分析變量之間的動態交互作用及效應，本文對FDI及人民幣實際有效匯率錯位變量進行了脈沖響應函數分析。結果如圖5所示：橫軸表示追溯期數，此處選擇20，縱軸表示因變量對自變量的響應情況，實線表示脈沖響應函數，虛線表示正負兩倍標準差偏離帶。

分析結果表明，當期給FDI一個正的沖擊，引起當期FDI的反應最大，約0.1003，隨后逐步下降，到第15期以后趨近于0;當期給人民幣實際有效匯率錯位一個正的沖擊，不會引起當期FDI的反應，隨后會產生負的影響，且影響逐步增加，至第4期達到最低點-0.0170，隨后這一影響逐步減少，第20期后趨近于0。

脈沖響應函數的分析結果表明，FDI的流入在當期主要受FDI本身變動的影響，人民幣實際有效匯率錯位對FDI流入產生滯后影響。

（五）方差分解分析

方差分解是通過分析每一個結構沖擊對內生變量變化的貢獻度，進一步評價不同結構沖擊的重要性，它能給出對VAR模型中的變量產生影響的每個隨機擾動的相對重要性的信息。本文運用方差分解技術進一步研究各變量對FDI流入的貢獻度。

針對FDI進行方差分解，結果如圖6所示：FDI本身的沖擊對FDI流入的貢獻度居主導地位，但這一貢獻在逐步下降，第2期高達95.63%，到第20期降為84.03%。人民幣實際有效匯率錯位的沖擊對FDI流入產生一定影響，第2期為1.13%，隨后逐步上升，第20期后達到9.42%。

方差分解的結果也反映出FDI流入不僅受自身累積效應的影響，還受人民幣實際有效匯率錯位的影響。

五、結語

基于2014年11月—2005年7月的月度數據，本文首先測算了人民幣實際有效匯率的錯位程度，然后運用VAR模型、脈沖響應函數分析、方差分解技術，實證研究了人民幣實際有效匯率錯位與我國FDI流入的關系，實證結果表明：長期內，人民幣實際有效匯率錯位是FDI流入的顯著影響因素;短期內，人民幣實際有效匯率錯位會對FDI流入產生滯后的影響效應。

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[8]于津平，趙佳.人民幣一美元匯率與中國FDI利用關系的實證分析[J].世界經濟研究，2007（12）.

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