人民幣匯率水平的高低與波動對外國直接投資的影響

1、經(jīng)濟(jì)科學(xué)2006年第1期人民幣匯率水平的高低與波動對外國直接投資的影響本文是教育部人文社會科學(xué)研究重大項目外國跨國公司與中國市場結(jié)構(gòu)的理論與實證研究（項目編號：01JAZJD790011）的階段性成果。 據(jù)聯(lián)合國貿(mào)發(fā)會議 世界投資報告2004統(tǒng)計，2003年流入中國的 FDI為535.05億美元，并且首次超過美國，成為世界 上利用外資最多的國家。邱立成劉文軍（南開大學(xué)跨國公司研究中心天津 300071）摘 要：本文結(jié)合中國利用外資的主要特點(diǎn)，從理論模型和實證分析兩個方面進(jìn)行研究后認(rèn)為：人民幣貶值和人民幣匯率長期波動的降低都能夠促進(jìn)外國直接投資 的流入,但匯率的短期波動對外國直接投資的影響并不顯

2、著。對于這一結(jié)論，本文分別用匯率變化的相對生產(chǎn)成本效應(yīng)和筆者提出的成本反應(yīng)彈性效應(yīng)進(jìn)行了解釋。并且筆者認(rèn)為，在當(dāng)前人民幣貶值可能性不大的情況下，保持匯率的長期穩(wěn)定對促進(jìn)外資的流入具有更重要的現(xiàn)實意義，與此同時為擴(kuò)大我國利用匯率杠桿進(jìn)行宏觀經(jīng)濟(jì)調(diào)控的政策空間，緩解 熱錢 流入的壓力，可以在短期內(nèi)提高匯率波動的自 由度。關(guān)鍵詞：匯率水平匯率波動外國直接投資隨著外國直接投資（FDI）對世界各國的經(jīng)濟(jì)增長、 產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整、國際收支平衡和宏觀經(jīng) 濟(jì)穩(wěn)定的影響越來越大，出于微觀經(jīng)濟(jì)利益而進(jìn)行的FDI己集聚在一起上升為宏觀主題，并且一些原來不被看好的宏觀經(jīng)濟(jì)政策（如匯率政策）正取代微觀經(jīng)濟(jì)因素成為促進(jìn)FDI

3、流動的重要原因。近幾年，人們普遍關(guān)注匯率對 FDI的影響，從理論上講，F(xiàn)DI屬于國際資本的范 疇，國際資本在國際間不同貨幣區(qū)的轉(zhuǎn)移，肯定要受到匯率的影響，并且匯率政策與經(jīng)濟(jì)的波動程度有關(guān)，它通過影響東道國的資產(chǎn)價格、 轉(zhuǎn)移利潤的價值、外國子公司的出口競爭力等而 影響FDI的流動。目前中國吸引FDI已居世界的首位，改革開放20多年來，外資對我國經(jīng)濟(jì)做出了巨大的 貢獻(xiàn)，而近一段時間，人民幣的升值壓力很大，中國人民銀行也承諾人民幣匯率制度將變得更 富有彈性，那么人民幣匯率的變動對FDI的流入會造成什么樣的影響呢？顯然在現(xiàn)階段對這個問題的研究具有重大的理論和現(xiàn)實意義。#一、文獻(xiàn)回顧一般認(rèn)為匯率變化涉及

4、兩個層面：一是匯率水平的變動(貨幣的貶值或升值),二是匯率波動的劇烈程度(匯率的穩(wěn)定性)。從20世紀(jì)70年代起，國外學(xué)者就開始研究這兩個層面的匯 率變化對FDI的影響，但是無論從哪一角度，所得出的結(jié)論都可以分為截然不同的兩類。(一) 匯率水平對FDI的影響認(rèn)為貨幣貶值將會促進(jìn) FDI流入的主要是 Cushman( 1985, 1988)等人的 相對生產(chǎn)成本 效應(yīng) 理論和Froot和Stein(1991)提出的 相對財富假說 理論。相對生產(chǎn)成本效應(yīng)理論強(qiáng)調(diào)匯率水平變動對東道國生產(chǎn)成本的影響效應(yīng)，這種理論認(rèn)為當(dāng)其它因素相同時，一國貨幣的貶值將會降低當(dāng)?shù)叵鄬τ谕鈬纳a(chǎn)成本，特別是勞動成本,而這種成

5、本的降低將會提高包括FDI在內(nèi)資本的回報率，從而能促進(jìn)FDI的流入。并且Cushman( 1985, 1988)進(jìn)一步認(rèn)為匯率的這種相對生產(chǎn)成本效應(yīng)取決于跨國公司生產(chǎn)和銷售地的結(jié)構(gòu)布局：東道國貨幣的升值能夠降低利用母國進(jìn)口投入品在東道國生產(chǎn)和銷售的跨 國公司的相對生產(chǎn)成本；而對產(chǎn)品要銷售到母國或第三國的跨國公司而言，東道國貨幣貶值對它們有利。雖然這種理論特別適用于早期發(fā)達(dá)國家對發(fā)展中國家的FDI，但是它不能解釋近年來全球跨國并購和發(fā)達(dá)國家間雙向FDI的蓬勃發(fā)展。Froot和Stein( 1991)提出的 相對財富假說理論則認(rèn)為：東道國貨幣貶值能夠提高外國投資者相對財富，從而更有利于它們并購東道

6、國國內(nèi)的企業(yè)。但這一建立在資本市場不完全前提下的理論只能解釋匯率變化對跨國并 購類FDI的影響，并不適用于新設(shè)投資類FDI。認(rèn)為貨幣貶值將會抑制 FDI流入的研究者以 Campa(1993)為代表，他認(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流入,而貨幣貶值則具有相反的作用。(二) 匯率波動對FDI的影響關(guān)于匯率波動對 FDI流入的影響，也可以分為兩種截然相反的觀點(diǎn)。早期的Wilhborg(1978)認(rèn)為匯率的波動程度等價于投資者所面對的匯率風(fēng)險，東道國匯率頻繁或劇烈的波動對于風(fēng)險厭惡偏好的外國直接投資者

7、往往具有負(fù)面效應(yīng)。但近年來，研究者們發(fā)現(xiàn)匯率波動并不必然減少FDI的流入,如Cushman( 1985, 1988)認(rèn)為匯率波動對 FDI的影響取決于跨國 公司的銷售地：主要在東道國銷售的跨國公司在面臨匯率波動風(fēng)險時，會更多的選擇以 FDI替代出口滿足東道國市場，而當(dāng)跨國公司的銷售地主要是母國時，F(xiàn)DI的這種作用消失。JieQin(2000)也認(rèn)為雙向FDI流動能夠降低投資者的匯率風(fēng)險，匯率波動是雙向 FDI流動的驅(qū)動力，所以兩國之間匯率波動程度增大反而能促進(jìn)FDI流動，但這種理論的成立需要兩國之間存在雙向FDI的流動機(jī)制，這對大多數(shù)發(fā)展中國家來說并不具備?？v觀匯率水平、匯率波動影響FDI的理

8、論，可以看出這些理論都是針對發(fā)達(dá)國家(主要是美國)進(jìn)行研究的。而作為發(fā)展中國家的中國，雖然吸引FDI已居世界的首位，但專門研究人民幣匯率變化影 響FDI流入的文 獻(xiàn)較少，并且多 為定性 的研究，如龔秀國(2004)、張運(yùn)昌 (2003)等，也沒有對人民幣匯率影響FDI的機(jī)制進(jìn)行理論上的分析。而我們知道中國利用外資的特點(diǎn)與發(fā)達(dá)國家有很大的不同，所以國外學(xué)者的理論不可能完全適用于中國。這就亟待 我們根據(jù)中國利用外資的特點(diǎn)來分析人民幣匯率變化對流入中國FDI的影響，并給以理論上釣丨今942小 I 匸hitta 乏心昴血亡ElecLrank 卩汕川訃小丐門口沁.All riglll1；的解釋。下面本文

9、將在前人研究的基礎(chǔ)上展開這項工作，文章的結(jié)構(gòu)安排如下：第二部分根據(jù)中國利用外資的主要特點(diǎn)，構(gòu)造一個跨國公司選擇海外投資地的決策模型進(jìn)行理論模型研究；第三部分結(jié)合中國的數(shù)據(jù)作進(jìn)一步的實證分析和驗證；第四部分根據(jù)前人的研究成果和本文理論模型的結(jié)論，對實證結(jié)果進(jìn)行理論上的解釋 ；最后是本文的結(jié)論與啟示。二、理論模型研究回顧前人的文獻(xiàn)可以看出，匯率水平、匯率波動對FDI流入的影響在很大程度上取決于 受資國利用FDI的特點(diǎn)，所以在構(gòu)造理論模型進(jìn)行研究之前 ，我們先來分析一下中國利用外 資的主要特點(diǎn)。（一）中國利用外資的主要特點(diǎn)1. 外資企業(yè)返銷比例較高。表1是1990 2003年中國外商投資企業(yè)工業(yè)產(chǎn)值

10、和出口額，兩者相除可得到外資企業(yè)的返銷比例（如表1中第四列所示）。從表中可以看出，在華外商投資企業(yè)的返銷比例較高，近幾年一直在40%左右。雖然缺乏20世紀(jì)80年代的數(shù)據(jù)，但是我們完全可以預(yù)期到在改革開放 初期，由于外國直接投資中，加工貿(mào)易、補(bǔ)償貿(mào)易 和 三來一補(bǔ) 的形式較多，這一比例會更 高。近年來，隨著中國市場吸引力的增強(qiáng)，越來越多的大型跨國公司來華投資，返銷比例有所下降，但仍維持在較高的水平。造成這種較高返銷比的原因在于：中國的勞動力價格低廉一直是吸引FDI流入的主要因素之一，跨國公司來華投資也主要是利用中國這一世界加工廠 的作用，而產(chǎn)品大多銷往世界市場。2. 外國直接投資以新設(shè)投資為主，

11、跨國并購只占很小比例。20世紀(jì)90年代以來，企業(yè)并購這一跨國投資形式在全球發(fā)展很快。全球跨國并購額從 1987年的1000億美元，迅速發(fā)展到2000年最高的1. 1萬億美元，約占當(dāng)年全球?qū)ν庵苯油?資額的80%，跨國并購成為全球 FDI流動尤其是發(fā)達(dá)國家間直接投資的最主要方式。但是由 于各方面的原因，在我國利用的FDI中，一直以新設(shè)投資為主。雖然最近幾年，由于政策的放松和全球跨國并購的發(fā)展，跨國公司在中國的并購有所發(fā)展，但比例仍然很小。根據(jù)聯(lián)合國貿(mào) 發(fā)會議世界投資報告統(tǒng)計，2000- 2002年跨國公司在中國的并購額分別為22. 5億美元、23.3億美元和20.7億美元，分別占當(dāng)年實際利用外國

12、直接投資額的5. 5%、5. 0%和3. 9%，比例仍然很小。表1中國外商投資企業(yè)工業(yè)產(chǎn)值和出口額年份外商投資企業(yè)工業(yè)產(chǎn)值（億元）外商出口（億元）返銷比例（）1990448. 95373. 7183.2419911223. 32641.3052.4219922065. 59957. 3346.3519933704. 351454.1639.2619948649. 392991.8134.59這里中國利用外資的主要特點(diǎn)僅包括有助于我們分析匯率對FDI影響的部分。76y) 1 1 C.'hitu Academic Journal Klcctrank* Publishins House. A

13、llri uh ts ic&crwd. hdn'續(xù)表1年份外商投資企業(yè)工業(yè)產(chǎn)值（億元）外商出口（億元）返銷比例（）199513154. 164064. 9330.90199615077. 535113.7333.92199710427. 006209. 0659.55199814162. 006702. 9247.33199917695. 007336. 8941.46200023145. 599887. 8042. 72200126515. 6611027. 8641.59200233771.0914065. 6941.65200344357. 8119890. 1344.8

14、4數(shù)據(jù)來源：各年的中國統(tǒng)計年鑒，經(jīng)計算3. 進(jìn)出口貿(mào)易與FDI呈現(xiàn)相互補(bǔ)充、相互促進(jìn)的關(guān)系。根據(jù)傳統(tǒng)的國際貿(mào)易理論，直接投資和國際貿(mào)易都是進(jìn)入一國市場的方式，跨國公司對一國的FDI增加，就有可能減少對該國的貿(mào)易。而在我國，F(xiàn)DI與國際貿(mào)易呈現(xiàn)相互補(bǔ)充、相互促進(jìn)的關(guān)系（如圖1所示）。并且FDI是促進(jìn)國際貿(mào)易增長的最主要因素，外資企業(yè)進(jìn)出口額占全國進(jìn)出口額的比重，從1986年4. 04%，增加到2003年的55. 48%，并且還有進(jìn)一步增加 的趨勢。圖1中國1986- 2003年進(jìn)出口額和外國直接投資額（單位：億元）數(shù)據(jù)來源：各年的中國統(tǒng)計年鑒（二）理論模型我們考慮一個風(fēng)險厭惡型跨國公司準(zhǔn)備到海外

15、投資，有兩個投資地（A國和B國）可選，為了與上述中國利用外資的主要特點(diǎn)相一致，模型假設(shè)跨國公司的投資形式為新設(shè)投資，并且生產(chǎn)的產(chǎn)品銷往世界市場（包括東道國市場）。模型分為兩個階段：第一階段，跨國公司決定在 哪個國家投資，并且雇傭勞動和投入資金進(jìn)行生產(chǎn)。第二階段，跨國公司在全球市場銷售它的產(chǎn)品（這里我們忽略產(chǎn)品價格的各國差異，且產(chǎn)品價格以一種世界主要貨幣表示，如美元），這里我們假設(shè)跨國公司早已決定海外投資，但具體的投資地未定。© 19*94-2011 CbjnaJournal Ekclrcmk： l1ublishing Holism All ! i/hh rescrvec.并以銷售收入

16、抵償?shù)谝黄谕度氲膭趧雍唾Y金成本。模型的其它前提假定還包括：（1）跨國公司從當(dāng)?shù)毓蛡騽趧恿Γ@樣它的勞動成本取決于當(dāng)?shù)毓べY水平和東道國匯率 的變化，并且當(dāng)?shù)毓べY水平是外生已知的，不隨匯率的變化而改變。（2）跨國公司能夠從全球資本市場籌集資金,所以對于每個東道國而言,名義利率水平是一樣的，并且在前后兩期保持不變。（3）第二期的匯率水平在第一期跨國公司決定投資地時未 知,并且FDI流入對東道國的匯率水平?jīng)]有影響，也就是東道國的匯率水平是外生的。（4）跨國公司在進(jìn)行生產(chǎn)之前，會面對在兩個國家相同的固定人工成本，當(dāng)然為了避免重復(fù)支出這一成本，它會盡量選擇在一個國家進(jìn)行生產(chǎn)。這樣跨國公司根據(jù) A、B兩個國

17、家各自的工資水平、資本價格、匯率水平和匯率波動程度做出投資決策?？鐕居檬澜缰饕泿疟硎镜耐顿Y利潤為：=P（QA+ QB）- WA（F+ LA） SA- WB（F+ LB）S B-r（ RaK aSa+ RbK bSb）（1）（1）式中，P是產(chǎn)品以世界主要貨幣表示的世界價格，Q、L、Ki（i= A、B）分別是跨國公司在i國的產(chǎn)出以及它在i國生產(chǎn)所耗用的勞動和資本；W和Ri是以當(dāng)?shù)刎泿疟硎镜拿x工資 水平和資本價格，并且它們都是外生給定的 ；F是在兩個國家都相同的固定人工成本;r為1加世界名義利率；Si是用間接標(biāo)價法表示的i國第一期的名義匯率水平 ，S i是第二期的名義 匯率水平，也是模型中唯

18、一的不確定變量。由（1）式我們可以很明顯的看出：匯率變動對跨國公司的勞動成本有較強(qiáng)的影響，但是由于跨國公司能夠從全球市場籌集資金,匯率變動對它的資金成本沒有影響。假設(shè)這兩個國家具有同樣的生產(chǎn)技術(shù)，我們用一個資本和勞動固定比例的簡單生產(chǎn)函數(shù) 描述這一技術(shù)，如（2）式：#是一個常數(shù)。,并且與公司利潤的期望（2）E 正相關(guān)，與利潤的方差#(3)(4)(5)Wb Cov( S a , S b)-WAC0VVarS，S )(QB+F)- FVar 負(fù)相關(guān)，如果 為跨國公司的風(fēng)險厭惡系數(shù) ，可以得到下面的效用最大化問題：Max U= E - VarQa、QB將(1)和(2)代入(3)式可以得到：U= P(

19、 Qa+ Qb)- Wa(F+ Qa)ES a- Wb(F+ Qb) ES b2 2-r(RAkQASA+ RBkQBSB)- WA(F+ QA ) Var S A-WB(F+Qb)Qi= Li= Ki/ k 式（2）中k為固定的資本勞動比率 本文采用的是IM F公布的，以雙邊貿(mào)易比重為權(quán)數(shù) ,經(jīng)消費(fèi)價格指數(shù)調(diào)整的實際有效匯率指數(shù)（2000年=100）,指數(shù)上升代表本幣升值，指數(shù)下降代表本幣貶值。 雖然1994年1月人民幣匯率才 正式并軌，但是到1993年已經(jīng)大約 有80%的外匯交 易是通過調(diào)劑市 場以調(diào)劑價格 進(jìn) 行,并且在這一年的 6月份，調(diào)劑市場的美元價格暴漲到最高的10. 8人民幣/1

20、美元。由于IM F在測算實 際有效匯率時,考慮調(diào)劑市場價格因素，所以人民幣實際有效匯率的最低點(diǎn)出現(xiàn)在1993年6月。 由于GARCH模型中均值方程滯后兩期,1980年的月度波動值只有 11個，所以1980年的年度波動值是 11個月的平均值。 AEG檢驗臨界值通過 Mack inn on協(xié)整檢驗臨界值表中有常數(shù)項、無趨勢項這一行計算,而文中檢 驗沒有常數(shù)項和 趨勢項，但一般認(rèn)為帶有常數(shù)項的臨界值比不帶常數(shù)項的臨界值應(yīng)該更負(fù)一些，也就是只要AEG值能夠小于帶有常數(shù)項的臨界值，肯定也小于不帶常數(shù)項的臨界值。 據(jù)商務(wù)部和國家統(tǒng)計局發(fā)布的2003年度中國對外直接投資統(tǒng)計公報(非金融部分”顯示:2003年

21、，中國對外直接 投資凈額為28. 5億美元；截至2003年底，中國累計對外直接投資凈額為332億美元；2003年，中國對外直接投 資分別相 當(dāng)于全球?qū)ν庵苯油顿Y流量、存量的0. 45%和0.48%。VarSB-2WAWB (F+QA)( F+QB)Cov(S A, SB)所以(3)式的最大化一階偏導(dǎo)條件為：P - WaF Sa- kr Ra Sa QA =22 WA Var S a 在模型中，東道國匯率是指其貨幣與上述那種世界主要貨幣（如美元）之間的匯率。 這里主要是指投資設(shè)廠進(jìn)行生產(chǎn)之前的一些必要準(zhǔn)備工作（如各種申請手續(xù)）,并可以表示為在兩 個國家都一樣的 人工耗費(fèi)。79Qb =P- WBE

22、S B- krRBSB2 二2 Wb Var S bWIC"加 jF)(6)將（5）、（6）式聯(lián)立，我們可以得到模型的解為：Qi= rFHwhCi- -jWWT。 - F （i,j = A,B i j）（7）在（7）式中，表示S A和S B之間的相關(guān)系數(shù)，i是Si的標(biāo)準(zhǔn)差（表示匯率波動的劇烈 程度）,Ci= P- WiES i- krRiSi表示i國的相對競爭優(yōu)勢，也就是跨國公司在i國增加單位產(chǎn)品生產(chǎn)的預(yù)期收益（其中WiES i+ krRiSi表示增加單位產(chǎn)品生產(chǎn)的預(yù)期成本）。如果Qi對Ci求一階偏導(dǎo)，可以得到下式：_QiCi =12 (1-122 2 > 0)Wi i因為模型

23、假定跨國公司是風(fēng)險厭惡的(8)(> 0),同時 0< 2< 1,所以 Qi/ C> 0,即 Ci 上升（一國相對競爭優(yōu)勢的提高）能夠增加跨國公司在該國的生產(chǎn)。由（7）、（8）式可以得出下面兩點(diǎn)結(jié)論I、一國匯率 水平（ES i）下降,通過 降低跨 國公 司在 該國的單 位生產(chǎn)成本（WiES i +krRiSi）,能夠提高該國的相對競爭優(yōu)勢（C）,從而能夠促進(jìn) FDI的流入,這與 相對生產(chǎn)成本效應(yīng)理論也相一致。211、一國貨幣匯率的波動性（i）降低，能夠提高跨國公司生產(chǎn)對當(dāng)?shù)叵鄬Ω偁巸?yōu)勢變動的 反應(yīng)程度（Qi/ Ci）,從而也有利于FDI的流入.。三、實證分析（一）計量方法

24、與變量的選取計量方法上本文主要采用誤差修正模型（ECM）進(jìn)行實證分析。ECM模型最早由Sargan（1964）提出，其后又經(jīng)過Davidson（ 1978）等人的完善，它的優(yōu)點(diǎn)在于改進(jìn)了時間序列模型只 考慮用平穩(wěn)變量建立模型，卻忽視了原非平穩(wěn)變量信息的弱點(diǎn)，以及經(jīng)典經(jīng)濟(jì)計量模型忽視虛假回歸的問題，ECM模型提供了結(jié)合上述兩種模型的優(yōu)點(diǎn)并克服其缺點(diǎn)的途徑，把長期關(guān)系和短期動態(tài)特征結(jié)合在一個模型里。本文的基本實證模型設(shè)定如下：Ln（FG） =0+1Ln（ E） +2Ln（ VE） +3Ln（g） +（9）式（9）中,被解釋變量FG為每年流入中國的 FDI對當(dāng)年中國 GDP的比率（FDI/ GDP）

25、, 根據(jù)FDI理論，如果其他因素不變，增加一個經(jīng)濟(jì)體的規(guī)模通常會提高它對FDI的吸引力，這被稱為市場規(guī)模效應(yīng)。用GDP來調(diào)整FDI消除了經(jīng)濟(jì)規(guī)模對 FDI流動的影響，實際上也模型化了其他與GDP同步變化而決定 FDI變動的因素。解釋變量包括人民幣實際有效匯率水 平E和匯率波動VE,第三個解釋變量為中國 GDP的增長率g, GDP增長率通常被認(rèn)為是資 本平均收益率的一個代理，與FDI的相關(guān)度較大。同時為了與E保持統(tǒng)計口徑，我們將FG© 1994-2011 China Academic Jcumal Rleclronic *uhlisbillg I fouse. All righlK r

26、eserv79cn和g也全部轉(zhuǎn)換為以2000年為基期的指數(shù)（2000年=100）。本文實證采用 1980- 2003年的 年度數(shù)據(jù)，實際有效匯率指數(shù)來源于各期的國際金融統(tǒng)計,其它數(shù)據(jù)如不作特殊說明均來自 于相應(yīng)年份的中國統(tǒng)計年鑒。(二)匯率波動的測量對于匯率波動的測量，早期的研究一般用間隔一段時間的匯率變動方差作為匯率的波動程度,并且不同研究者選取的時間間隔也不一致,如：Campa( 1993)用間隔一年的匯率變動方差代表匯率的波動,而Campa和Goldberg ( 1995, 1999)選取的時間間隔為三年,Darby等人(1999)的時間間隔為兩年。但是正如Am uedo- Dorant

27、es和Pozo(2001)所言，這種方法在測量投資者對匯率波動的預(yù)期時并沒有考慮所有可得到的信息，會使匯率波動的測量出現(xiàn)偏差?，F(xiàn)在的學(xué)者大多采用廣義自回歸條件異方差(GARCH )模型測量匯率的波動。本文也擬采用GARCH模型測量人民幣匯率的波動，同時為了克服匯率年度數(shù)據(jù)較少的 缺點(diǎn),在求匯率波動時，我們采用1979年12月-2004年6月的月度數(shù)據(jù)，然后以每年12個 月匯率波動的平均值作為年度波動值。在應(yīng)用GARCH模型時，變量必須平穩(wěn)，但是大多數(shù)經(jīng)濟(jì)變量都是非平穩(wěn)的，一般的做法是先把匯率時間序列作一階差分，用差分后平穩(wěn)的變量(代表收益率)求匯率波動值。但是,如果我們觀察人民幣實際有效匯率1

28、979年12月以來的月度走勢(如圖2)可以發(fā)現(xiàn):這一月度匯率序列可以分為明顯的兩段，1993年6月之前人民幣匯率隨時間逐漸降低；1993年6月之后，隨時間略微上升,1993年6月是一個明顯的結(jié)構(gòu)突變點(diǎn)。并且在這兩個階段,人民幣月度實際有效匯率序列都接近于趨勢平穩(wěn)過程。因為趨勢平穩(wěn)過程的差分過程 是過度差分過程，會因為差分而損失原有時間序列的信息，所以，我們采用退勢法對原有時間序列進(jìn)行處理，方法如下：M E = C +1 D +2T+ 3( D T ) +(10)圖21979年12月-2004年6月人民幣實際有效匯率的月度走勢 (2000年=100)數(shù)據(jù)來源:各期的國際金融統(tǒng)計式(10)中，ME

29、為人民幣月度實際有效匯率指數(shù)，C為常數(shù)項，D為虛擬變量(1993年6月之前D= 1,1993年6月之后D=0),T為時間趨勢項,為殘差項，i、2、3為待定系數(shù)。這 樣ME通過對D、T和(D T)回歸，將人民幣匯率時間序列中確定的時間趨勢去掉，回歸殘差就是退勢之后的人民幣實際有效匯率指數(shù)，我們將其定義為 TE。對TE進(jìn)行單位根檢驗(見表2)，可知其是平穩(wěn)變量，并且由于剔除了確定的時間趨勢，它能夠準(zhǔn)確描述匯率的波動。下面我們用GARCH模型求TE的波動程度。首先通過觀察TE序列的相關(guān)圖和偏相關(guān)圖，可知TE為AR( 2)的過程，這樣對TE做二階自回歸：TEt = 1.231TE 1- 0. 261T

30、Et- 2+(11)2(21.807)(- 4.633)R = 0. 957s.e.= 3.344 DW= 1. 986然后用LM統(tǒng)計量檢驗回歸式(11)中的殘差t是否有自回歸條件異方差 (ARCH)的特 征,通過對 2做一階自回歸，可以得到LM= TR2= 3. 445>0( 1)= 2. 706,所以(是個明顯的ARCH過程,最后經(jīng)過多次篩選，我們建立下面最優(yōu)的 GARCH (1,1)模型：TE t= 1.28TE t- 1- 0. 321TE- 2+t2I (22. 275)(- 5. 74)R = 0.957 s.e.= 3.371 DW= 2.0732 2 2t= 0. 008

31、 + 0.221 + 0. 843 t- 1、(0.203)(9. 28)(92. 333)(12)通過上述GARCH模型便可得到匯率序列 TE的條件預(yù)測月度方差 2,并依此作為人民 幣匯率的月度波動值，再以每年12個月匯率波動的平均值作為年度波動程度值，由此得到1980- 2003年的年度匯率波動值序列，我們將其定義為 VE。(三) ECM模型與實證結(jié)果下面用FG、E、VE和g這四個變量的年度數(shù)據(jù)建立一個 ECM模型考察人民幣匯率水 平、匯率波動對流入FDI的影響。為消除F G、E、VE和g這四個變量的異方差特征，先對它們?nèi)∽匀粚?shù)，處理后的變量分 別定義為Ln( FG)、Ln( E)、Ln

32、( VE)和Ln( g),并且通過單位根檢驗 ，可以得知它們均為一階 差分平穩(wěn)變量(見表2),所以考慮用EG兩步法建立ECM模型。首先，為檢驗Ln (F G)、L n ( E)、L n( VE )和L n( g)這四個變量之間是否存在協(xié)整關(guān)系，將Ln(FG)對其余三個變量進(jìn)行回歸：Ln( FG) t= - 1.874L n(E)t- 0.536L n(VE)t+ 2. 854L n(g) t+ vt(13)(-4. 883)(- 2. 949)( 7. 076)2R = 0. 603 s.e. = 1.063 DW= 1.244殘差項v是非均衡誤差，通過對其進(jìn)行 AEG檢驗(見表2),可知v是

33、一個平穩(wěn)變量，從而 可以認(rèn)為這四個變量之間存在協(xié)整關(guān)系。式(13)也是Ln (FG)、L n(E)、L n( VE )和Ln(g)的長期關(guān)系式。然后我們把原變量取一階差分 ，用差分變量和滯后一期的v建立下面的誤差修正模型：Ln (FG)t= - 1.948 Ln (E- 0.199 Ln( VE)Q 0.358 Ln (g) t- 0. 328v(14)(-2 668)(- 1.564)(- 1. 558)(- 3.575)2R = 0. 416s.e.= 0.347 DW= 1.089式(14)是Ln(FG)、L n( E)、L n(VE )和Ln( g)的短期關(guān)系式(式中表示對原變量作一階

34、差分)。由長期關(guān)系式(13)和短期關(guān)系式(14)我們可以看出:(1)L n(E)和 Ln(E)的回歸系數(shù)分別為-1.874、- 1.948,并且都在5%的統(tǒng)計水平上顯著(回歸系數(shù)t值分別為-4.883、2.668),這說明無論是在長期還是短期，人民幣貶值都能夠促進(jìn)更多的FDI流入中國。(2) Ln(VE)的回歸系數(shù)為-0. 536,并且在5%的統(tǒng)計水平上顯著(回歸系數(shù)的t值為-2.949),所以 長期來看，人民幣匯率波動性降低也能夠促進(jìn)FDI的流入；但短期匯率波動 Ln(VE )的回歸系數(shù)不顯著(回歸系數(shù)的t值僅為- 1.564),這說明短期的人民幣匯率波動對流入中國的FDI影響不大。由這兩式

35、還可以看出：長期的GDP增長率的提高能夠促進(jìn)FDI的流入,而短期的GDP增長率則對FDI流入的影響不顯著。表2 變量的ADF或AEG檢驗變量ADF 或 AEG統(tǒng)計量臨界值(5%檢驗水平)臨界值(1%檢驗水平)A ICSC檢驗形式(c,t, k)結(jié)論TE-2. 506-1. 941-2. 5735. 2595. 284(0, 0, 1)平穩(wěn)Ln( FG)-2.071-3. 004-3. 7670. 3870. 535(c,0,1)不平穩(wěn)Ln(E)-2. 016-3. 004-3. 767-1.669-1.550(c,0,1)不平穩(wěn)Ln( VE)-0. 957-1. 957-2. 6702. 40

36、72. 457(0, 0, 0)不平穩(wěn)Ln(g)-0. 284-1. 957-2. 6700. 8750. 924(0, 0, 0)不平穩(wěn)Ln( F G)-4. 470*-3. 004-3. 7670. 4990. 598(c,0,0)平穩(wěn)Ln( E)-2. 705*-1. 957-2. 676-1.637-1.587(0, 0, 0)平穩(wěn)Ln( VE)-3. 890*-1. 957-2. 6762. 4682. 518(0, 0, 0)平穩(wěn)Ln(g)-5. 016*-1. 958-2. 6820. 5820. 681(0, 0, 1)平穩(wěn)V-4. 637-4. 585-5. 4682. 61

37、92. 669(0,0, 0)平穩(wěn)說明:(1)對v進(jìn)行的是AEG檢驗，相應(yīng)的臨界值通過 Mackinnon協(xié)整檢驗臨界表計算而來。(2) *表示在1%水平上拒絕非平穩(wěn)的原假設(shè)。(3) 檢驗形式(c, t, k)中三項依次表示檢驗式中有常數(shù)項、時間趨勢項和差分項的滯后階數(shù)。(4) 差分項滯后階數(shù)的確定以使AIC和SC最小為準(zhǔn)則。四、理論解釋先來看實證結(jié)果(1)人民幣貶值能夠促進(jìn)更多的FDI流入。由于在華的外資企業(yè)返銷比例較高，并且流入中國的FDI以新設(shè)投資為主，跨國并購只占很小比例，所以這一結(jié)果恰好驗證了 Cushman( 1985, 1988)等人的 相對生產(chǎn)成本效應(yīng)理論和本文理論模型的結(jié)論I

38、。由于具有較高返銷比的跨國公司的銷售收入較多以外幣計價，但生產(chǎn)成本特別是勞動力成本卻以人民幣計價，所以人民幣貶值將會提升它們的競爭優(yōu)勢和利潤空間。實際上，盡管在經(jīng)歷了 20幾年的高速增長后，以人民幣衡量的中國工人的實際工資上漲了數(shù)倍，但如果以美元來衡量，則這種增長并不顯著。也就是自1980年以來，人民幣的大幅貶值(如圖2)抵消了中國實際工資的上漲，并維持了中國在勞動密集型產(chǎn)業(yè)的生產(chǎn)成本優(yōu)勢，從而促進(jìn)了 FDI的流入。對于實證結(jié)果(2)長期的人民幣匯率波動降低能夠促進(jìn)FDI的流入，但人民幣匯率的短期波動對FDI的影響不顯著，由于中國的進(jìn)出口貿(mào)易與流入的FDI相互補(bǔ)充、相互促進(jìn)，并沒有呈現(xiàn)相互替代

39、的關(guān)系，并且中國的對外直接投資較少，在中國與發(fā)達(dá)國家間缺乏FDI的雙向流動機(jī)制，所以我們無法用 Cushman( 1985，1988)和Jie Qin( 2000)等人的理論分析這 一現(xiàn)象。但如果根據(jù) Wilhborg (1978)的觀點(diǎn)，僅僅從匯率風(fēng)險對投資者作用的角度進(jìn)行分析 也有失全面。而本文第二部分理論模型的結(jié)論II認(rèn)為：一國貨幣匯率的波動性降低能夠提高跨國公司的生產(chǎn)對當(dāng)?shù)叵鄬Ω偁巸?yōu)勢變動的反應(yīng)程度，從而也有利于 FDI的流入,同時我們知道相對競爭優(yōu)勢的變動主要是由生產(chǎn)成本的變動引起的，所以匯率波動性的降低實際上是提高了跨國公司生產(chǎn)對當(dāng)?shù)爻杀镜姆磻?yīng)彈性。由此可以得知 ：匯率波動性降低對

40、FDI流入的促進(jìn)不是直接的，而是通過提高FDI流入對生產(chǎn)成本的反應(yīng)彈性發(fā)生作用的。這一作用可以 具體表述為：匯率的長期穩(wěn)定能夠降低投資者的投資風(fēng)險，改善投資者收益預(yù)期，使得投資者對成本降低等利好因素的反應(yīng)彈性上升，從而同等程度的成本下降能夠吸引更多的FDI流入。我們暫且將匯率的這種作用稱之為成本反應(yīng)彈性效應(yīng)。另外由于FDI屬長期資本流入，投資者主要關(guān)注長期收益，所以匯率短期波動的上述這種成本反應(yīng)彈性效應(yīng)的作用較小,匯率短期波動對FDI的影響也就不顯著。五、結(jié)論與啟示本文結(jié)合中國利用外資的主要特點(diǎn)，從理論模型和實證分析兩個方面進(jìn)行研究后認(rèn)為人 民幣匯率水平、匯率波動均會對FDI的流入產(chǎn)生影響，具

41、體表現(xiàn)為：(1) 無論是長期還是短期，人民幣貶值 都能夠促進(jìn) FDI的流入。這種促 進(jìn)作用可以用Cushman( 1985, 1988)等人的理論從匯率變化的相對生產(chǎn)成本效應(yīng)角度進(jìn)行解釋，這與本文理論模型的結(jié)論I也相一致。(2) 長期的人民幣匯率波動降低也能夠促進(jìn)FDI的流入,但人民幣匯率的短期波動對FDI的影響不顯著。對于這一結(jié)果，筆者用本文理論模型的結(jié)論II進(jìn)行了解釋，并且將其命名為匯率的成本反應(yīng)彈性效應(yīng) 。本文對我國的重要啟示在于：在中國利用外資的20多年里，除人民幣貶值極大的促進(jìn)了 FDI的流入外，人民幣匯率的長期穩(wěn)定也起到了積極的作用。并且在相當(dāng)長的一段時期內(nèi)中 國仍需要積極的促進(jìn)

42、FDI流入,如果從匯率角度考慮，在目前人民幣貶值可能性不大的情況下，保持人民幣匯率的長期穩(wěn)定具有更重要的現(xiàn)實意義。但這并不意味著匯率制度的僵化,由于人民幣匯率的短期波動對FDI的影響不顯著，所以短期內(nèi)我們可以適當(dāng)提高人民幣匯率波動的自由度，這樣既可以擴(kuò)大我國利用匯率杠桿進(jìn)行宏觀經(jīng)濟(jì)調(diào)控的政策空間，又不會對流入我國的FDI造成較大的沖擊，而且還能夠提高投機(jī)炒作者的匯率風(fēng)險預(yù)期，緩解熱錢大量流入的壓力。參考文獻(xiàn)：(1) Amuedo Dorantes, C. and Pozo，S. (2001): Foreign Ex change Rates and Foreign Direct Investm

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