人民幣匯率波動對中國外商直接投資的影響

摘要：根據中國1985—2009年的外商直接投資和實際匯率等數據，分析人民幣匯率波動對中國外商直接投資的影響，結果表明：人民幣貶值的短期效應明顯，但從長期來看，實際匯率的貶值對中國外商直接投資并無明顯促進作用。

關鍵詞：人民幣匯率；外商直接投資；誤差修正模型；格蘭杰檢驗

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

一、引言

傳統的外商直接投資（FDI）理論都把匯率當成既定的外生變量，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匯率制以后，匯率波動對外商直接投資的影響才逐步引起學術界的廣泛關注。

國外關于匯率對外商直接投資影響的研究文獻主要分為兩類：一類認為匯率通過影響相對生產成本和財富效應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成本下降，并且外國投資者相對本國投資者的財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，他認為正是由于不同貨幣區域和不完全市場的存在，才導致了外商直接投資在地理分布上的差異，當匯率變化時，處于硬通貨區域的企業獲得有利地位，并且傾向于向軟通貨地區投資。Crushman（1985）建立了一個兩期動態模型，模型不僅考慮了匯率的水平，而且考慮了預期匯率變動的影響，通過分析生產地和銷售地不同的四個外商直接投資模型，并考慮到跨國企業利潤的最大化是以本國貨幣來衡量的真實利潤，Cushman推斷預期外國貨幣升值將會降低外國投資者在東道國的生產成本從而認為外國貨幣升值會刺激外商直接投資流入東道國。Floot和Stein（1991）建立了一個不完全資本市場模型，通過研究發現，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，他們認為，國內貨幣的貶值為外國企業并購本國企業創造了機會。Klein和Rosenger（1994）利用1979—1991年7個主要工業國家對美國外商直接投資的數據，通過對財富渠道和勞動力渠道對外商直接投資影響的比較分析，認為財富渠道比成本渠道更加重要。Globerg和Klein（1997）提供了一個廣泛的研究，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，日元的升值確實提高了日本向這些地區的投資。Kawai和Urata（1998）的研究也證實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）在研究匯率變動對外商直接投資的影響時發現，美國對外投資與美元升值正相關，而美國引進的外商直接投資與美元的升值負相關。

另一類文獻的主要觀點認為：匯率的波動帶來了不確定性，投資風險加大，從而匯率的頻繁變動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為，匯率的波動增加了交易的風險，降低了生產者長期內擴大生產能力的積極性。另外，匯率的波動引起相對價格的不確定性會影響生產安排決策。Benassy和Quere（2001）檢驗匯率貶值對FDI流動的影響，研究結果顯示，匯率過度波動的負面影響會抵消由于貨幣貶值帶來的對FDI的吸引力。Agnes和Lionel（2001）針對發展中國家的實證研究認為匯率的波動不利吸引FDI的流入。Micha Brzozowski（2003）對19個新興市場化國家和13個轉型國家的研究表明，東道國匯率的不確定性與多變性對FDI的流入有阻礙作用。

國內學者魏巍賢（1997）研究外商在中國投資的決定因素時認為，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系，他認為，日元對人民幣的升值與日本對中國的直接投資正相關。黃志勇（2005）認為，人民幣匯率的貶值對FDI的影響短期效應不明顯，但從長期來看，人民幣的貶值對FDI的流入有促進作用。國內學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年人民幣實際匯率發生波動是否對中國外商直接投資造成影響。筆者利用協整、誤差修正模型以及Granger因果檢驗，研究實際匯率波動期間，中國外商直接投資與實際匯率之間是否存在著長期穩定的靜態均衡關系和短期的動態關系？人民幣實際匯率貶值是否由于財富效應而使外商直接投資增加或由于匯率波動引起不確定性增加而抑制了外商直接投資的流入？實際匯率對外商直接投資在短期內和長期內的彈性是多大？

二、模型的建立與說明

（一）單位根檢驗

協整是指兩個一階單整序列存在某種線性組合關系，它們的這種線性組合是平穩序列，反映了這兩個時間序列的長期均衡關系。在進行協整分析以前，先要對時間序列進行平穩性檢驗，即單位根檢驗（ADF檢驗）。

1. 單位根過程。隨機過程｛Rt，t=1，2，…｝，如果Rt=Rt-1+t中，=1，t為一穩定過程，Rt表示人民幣實際匯率，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。單位根過程經過一階差分變為平穩過程，即Rt-Rt-1=（1-B）Rt=t，此時Rt為一階單整序列，記為I（1）。

2. 單位根檢驗。為了檢驗實際匯率和外商直接投資時間序列的平穩性，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算，0、1為常數項，m、n表示滯后階數，T表示趨勢項。如果根據樣本計算出的T的系數不能通過t檢驗，則接受時間項系數為0的原假設，即表明不存在趨勢項，否則表明時間序列存在趨勢變化。以檢驗時間序列LnRt為例，如果根據樣本計算的單位根統計值0大于ADF的臨界值，則接受H0∶0=0原假設，表明LnRt服從隨機游走，為非平穩序列，否則，拒絕非平穩序列的原假設，表明LnRt為平穩序列。對于時間序列LnFDIt的檢驗方式類似。

（二）協整與誤差修正模型的建立

1. 協整檢驗。為了檢驗時間序列LnRt與LnFDIt是否協整，筆者采用Engle和Granger提出的兩步檢驗法，對于同是d階單整的時間序列LnRt與LnFDIt，用一個變量對另一個變量回歸，即LnFDIt=+LnRt+t，用、分別表示回歸系數的估計值，則模型殘差估計值為=LnFDIt--LnRt，若~I（0），則LnRt與LnFDIt具有協整關系，且（1，-）為協整向量。

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

（三）格蘭杰檢驗模型

格蘭杰因果檢驗是一種用于考察兩個序列之間因果關系的檢驗方法。為了檢驗外商直接投資與人民幣貶值之間的因果關系，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，1t、２t為白噪聲且不相關。以檢驗人民幣貶值是否是外商直接投資變化的格蘭杰原因為例，其檢驗過程為，首先提出原假設H0∶1=2=…q=0，然后估計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造F統計量：

F=~F（q，n-p-q-1）

其中n表示樣本容量。如果根據樣本計算出的F值大于F分布的臨界值，則拒絕H0∶1=2=…q=0的原假設，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，則不能說明實際匯率變化是引起FDI變化的格蘭杰原因。

三、數據的來源與處理

本文的外商直接投資數據以中國每年實際利用外商直接投資數量為準，其數據來源于歷年《中國統計年鑒》。從圖1可以看出，中國實際利用外商直接投資數量呈歷年遞增趨勢，其變化趨勢大致可以分為三個過程。1985—1992年中國實際利用外商直接投資數量緩慢增長；1993—1998年，由于亞洲金融危機的原因，中國利用外商直接投資呈現增速先快后慢的格局；1998年以后，中國實際利用外商直接投資數量的增速進一步加快。

本文所采用的匯率是人民幣的的實際匯率，實際匯率是指在名義匯率基礎上剔除了通貨膨脹因素后的匯率。由于實際匯率考慮了國內外的物價因素，它相對名義匯率而言更加準確地反映了真實情況。實際匯率的計算公式為：R=E×（Pf/Pd），其中R表示實際匯率，E表示直接標價法下的名義匯率，即100美元的人民幣價格，Pf表示美國的價格水平，Pd表示中國價格水平。由于采用直接標價法，所以R上升表示本幣貶值，通常意味著該國國內貿易品生產成本下降和國際競爭力的上升，反之，表明國內貿易品生產成本上升和國際競爭力的下降。筆者分別用中美兩國的CPI指數來替代國內外價格水平，國內CPI指數來源于歷年《中國統計年鑒》，美國的物價指數來源于IMF的《國際金融統計》。從圖2可以看出名義匯率和實際匯率的波動趨勢，人民幣的名義匯率和實際匯率雖然都大致保持了貶值趨勢，但是波動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際匯率也進行對數處理。對數并不改變原時間序列的平穩性。用Eviews5.0作出對數處理后的外商直接投資與人民幣實際匯率的變化趨勢如圖3和圖4所示。

四、計量分析

（一）單位根檢驗

從圖3和圖4可以初步判斷，LnFDI和LnR為非平穩的時間序列。為了得到更準確的結果，用Eviews5.0軟件分別對LnFDI、LnR、△LnFDI、△LnR進行單位根檢驗，得到結果如表1所示。

其中，C、T、Q分別代表常數項、趨勢項、滯后階數，滯后階數Q的判斷準則是AIC最小原則。從檢驗結果來看，LnFDI與LnR均為非平穩時間序列。但是經過一階差分以后，△LnFDI和△LnR均為平穩序列，因此LnFDI與LnR為一階單整序列，滿足協整檢驗的前提。這說明人民幣匯率與外商直接投資之間可能存在協整關系。

（二）協整檢驗與誤差修正模型的建立

筆者采用Engel-Granger兩步法來進行協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，模型殘差項存在嚴重的自相關。考慮加入適當的滯后項，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，殘差自相關消除，要驗證LnFDI與LnR之間是否存在協整關系，只需對方程（2）的殘差進行ADF檢驗。用EViews生成一個新的序列，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，結果如表2所示。由于檢驗統計量為-3.377 8，小于顯著性水平為1%的臨界值-2.675 6，可以認為殘差序列E為平穩序列，進而說明序列LnFDI與LnR之間存在協整關系。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）可以分別計算出實際匯率對外商直接投資的長期彈性和短期彈性，即實際匯率變動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（超過一年）只使外商直接投資增加0.003%，這說明長期內人民幣的貶值效應是很微弱的，基本可以忽略不計。從模型（3）可以計算出短期彈性為1.123，這表明在短期內（一年期內），實際匯率貶值1%將使得外商直接投資的數量增加1.123%，這說明短期內匯率貶值是富有彈性的，貶值效應明顯。

模型（3）表明，實際匯率貶值短期內對外商直接投資有明顯的正效應，其短期調整系數為負，與調整機制相符合，系數的大小反映了向長期均衡的調整力度。由于短期調整系數顯著，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因果關系檢驗

對變量R和FDI用Eviews5.0軟件進行Granger檢驗得到結果如表3所示。從表3可以看出，在1階滯后的情況下，實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，實際匯率與外商直接投資相互之間不存在因果關系；這說明在短期內，外商直接投資受匯率波動的影響較大，但是長期內，外商直接投資受匯率波動的影響很小。

五、結論

通過建立誤差修正模型，筆者分析了實際匯率波動與外商直接投資之間長期穩定的靜態關系和短期動態關系。筆者可以得出如下結論：中國實際匯率的貶值，在短期內由于財富效應的作用將對外商直接投資產生積極作用，實際匯率貶值1個百分點，將使得外商直接投資增加1.123個百分點，匯率貶值在短期內是富有彈性的；但是從長期來看，實際匯率貶值1個百分點，僅僅使外商直接投資增加0.003個百分點，說明人民幣貶值的長期效應是很微小的，基本可以忽略不計。實際匯率貶值在長期內是缺乏彈性的；通過格蘭杰因果關系檢驗，得出了與誤差修正模型類似的結論：實際匯率在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，這說明它們在長期的情況下因果關系不顯著。

參考文獻：

［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.實際匯率變動對我國FDI的影響［J］.統計與決策，2007，（24）.

［4］王志鵬.論外國直接投資對實際匯率的影響［J］.經濟評論，2002，（2）.

［5］黃志勇.匯率變化對我國FDI影響的實證分析［J］.南京財經大學學報，2005，（4）.

［6］姜波克.國際金融學［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.魯賓費爾德.計量經濟模型與經濟預測（中譯本）［M］.錢小軍，等譯.北京：機械工業出版社，2007.

［8］戴金平.中國的貿易、境外直接投資與實際匯率的動態關系分析［J］.數量經濟技術與經濟研究，2005，（11）.

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

責任編輯：武玲玲

責任校對：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