人民幣實際有效匯率對中國吸引FDI的影響分析

馮曉玲，張 璐*

(1.大連海事大學 交通運輸管理學院，遼寧 大連 116026;2.北京大學 研究生院，北京 100871)

一、引 言

改革開放以來，中國經濟迅猛發展，吸引FDI的規模從1985年的19.56億美元飆升到2010年的1 057.40億美元，增長了50多倍。①中國FDI流入額對中國經濟發展的重要推動作用有目共睹，同時又由于其涉及到資本在不同國家的流動，因此必然涉及到匯率問題。而當前的人民幣匯率問題已經成為世界經濟的焦點話題。

目前學術界尚未形成完整的、專門研究匯率與外國直接投資關系的通行理論，由于名義匯率沒有剔除通貨膨脹因素對于匯率的影響，實際匯率沒有考慮一國匯率的整體性波動。因此，使用這兩個指標作為評價體系，都不能精確地說明匯率變動情況。比較而言，實際有效匯率(REER)在實際匯率的基礎上，將通貨膨脹因素和匯率的整體波動性也考慮進來，以各貿易國的貿易比重為權重衡量一國匯率的整體性變化，因此這種評價體系更為客觀也更加精確。有關REER變動對FDI流入的作用機理，國內外學者的研究結論莫衷一是:Liu等以東亞國家的FDI流入為研究對象，發現匯率水平及其波動性是影響經合組織國家向新興國家 (包括中國)直接投資的重要因素，匯率貶值將促進FDI流入，而匯率波動的加劇將抑制FDI的流入［1］。Brozowski研究了匯率波動對歐盟新興國家FDI流入額的影響，表明匯率的波動性和不確定性都會對中國FDI的流入產生抑制作用［2］。Russ認為，匯率波動到底促進還是抑制公司的FDI決策取決于貨幣沖擊是來自投資母國還是東道國或海外國家的市場［3］。Abdur和Mark以加拿大、日本、英國和美國作為研究對象，指出REER的波動對FDI存在正的影響并有一個滯后期［4］。許少強等、戴楠、王凱和龐震指出人民幣REER的貶值有利于中國吸引FDI，反之則具有抑制作用［5-6-7］。而陳幫能、荀青則提出，人民幣REER的變動對中國FDI流入額不存在長期協整關系，不論人民幣REER升值或貶值，對中國 FDI流入額的影響均不顯著［8-9］。

通過以上文獻綜述可以看出，學術界針對REER對一國FDI流入的影響并沒有形成統一的結論。而究竟人民幣REER的變動對中國FDI流入額有多大的影響，尚需實證方法予以進一步檢驗。本文在大量學者研究成果的基礎上，建立了新的誤差修正模型，研究了人民幣REER對于中國FDI流入的影響。

二、REER的測算方法說明

REER是指剔除通貨膨脹對貨幣購買力的影響之后，一國貨幣與所有貿易伙伴國貨幣雙邊名義匯率的加權平均數，是通過名義匯率加權平均得到名義有效匯率再剔除通貨膨脹影響得到的，它可以更真實地反映一國貨幣的實際購買力和在國際貿易中的實際競爭力，因而科學地測算REER對衡量國家競爭實力及宏觀經濟政策決策有著重要作用。計算REER需要以下變量:

(1)名義匯率:測算國與樣本國 (i國)之間報告期的雙邊名義匯率，用xi表示。

(2)權重:樣本國 (i國)的權重，一般用本國與i國的貿易占本國總貿易的比重來衡量，用ri表示。

(3)物價指數:需要本國的物價指數p0和樣本國 (i國)的物價指數pi。

REER的計算方法包括幾何加權平均法和算數加權平均法兩種，具體公式如下:

幾何加權平均法:REER=∏xi(p0/pi)ri

算數加權平均法:REER=∑xiri(p0/pi)

在計算方法的選擇上，中國學者一般采用算術平均加權法，因其計算比較簡單;而在國際實踐中，大部分國家的中央銀行、國際貨幣研究中心和國際清算銀行等都采用幾何加權平均法。與算術加權平均法相比，幾何加權平均法有明顯的優勢，是一種更為科學的方法。首先，在幾何加權平均法的指數中，指數變化的百分比和基期的選擇無關。其次，在幾何加權平均法中，權重具有一定意義，可以被解釋為彈性。再次，在幾何加權平均法下，一種貨幣相同比例的升值或貶值對有效匯率指數有方向相反但數值大小相同的影響。最后，幾何加權平均法的普遍適用大大增加了國際之間匯率比較的可能性。因此，本文采用以幾何加權平均法計算得出的REER數據。

有關REER中樣本國的選擇，國際上暫沒有統一定論，各機構均是采用各自的樣本得出不同的結果。如國際清算銀行的樣本為27個傳統發達經濟體，經濟合作與發展組織 (OECD)的樣本為30個OECD國家和歐元區成員。本文采用的REER指數來源于國際貨幣基金組織 (IMF)的統計數據，①http://www.imfstatistics.org/imf。樣本國包括新加坡、韓國、日本、美國、加拿大、歐元國等185個經濟體，該指數以2005年為基期，通過幾何加權平均法得出。

三、人民幣REER和中國FDI流入額的階段性分析

改革開放的30多年以來，國際經濟環境發生很大變化，國內政治經濟政策也出現了幾次較大的調整。與此同時，國際政治領域也發生了許多重大影響的突發事件，這些因素都對中國引進FDI總量和人民幣REER產生了不可忽視的影響，使二者在不同階段呈現出不同的走勢。1986—2010年中國FDI流入額和人民幣REER的數據如表1和表2所示。

表1 1986—2010年中國FDI流入額 單位:億美元

表2 1986—2010年人民幣REER指數 2005年=100

為了更清楚地觀測和分析FDI流入和人民幣REER的走勢，本文對兩者的數據序列分別取對數，即ln(中國FDI流入額)(下文簡稱lnFDI)和lnREER。如此處理的原因是，與大多數經濟指標相同，中國 FDI流入額的增長、人民幣REER的變動近似呈現指數型增長;而取對數后，指數增長變為線性增長，數據走勢更加平穩，且減弱了異方差性，削弱了異常值的影響。另一方面，取對數后，擬合方程回歸系數的經濟含義為彈性，更加易于解釋也更符合實際經濟情況。將對數處理后的表1和表2中數據綜合在圖1中，可以更加直觀地看到，中國FDI流入額和人民幣REER呈現出明顯的階段性變化趨勢。

圖1 1986—2010年中國lnFDI與lnREER走勢圖

(1)1986—1991年，中國FDI流入總額保持在100億美元以內，且呈緩慢增長趨勢;而同一時間段內REER的波動非常大，在103.33—158.30之間的55點內起伏。這6年間，人民幣匯率的不穩定對中國的引資環境產生了一定的負面影響，也因此影響到FDI流入額的增長。同時，改革開放初期中國外商投資市場的不成熟和大多數跨國企業對中國市場的關注較少也是中國FDI流入較少的重要原因。

(2)1992—1998年，是中國FDI流入額增長非常迅速的一段時間。這7年間，中國FDI流入總額從100.08億美元增長到454.63億美元，凈增長額達到354.58億美元，平均每年增長近60億美元。同一時間段內，REER的變動趨勢與中國FDI流入額的走勢基本一致，雖然波動仍較明顯，但相比上一時間段，波動幅度明顯減弱，在92.07—114.72之間的23點內波動。這表明，這7年間中國的市場環境發育良好，增長迅速，尤其是1992年以后中國社會主義經濟市場化的進程加快，并在1994年實行了匯率改革，開始實行以市場供求為基礎、有管理的浮動匯率制度，這大大增加了外商對中國投資的信心，給中國的外商投資市場提供了可靠的保障。

(3)1999—2006年這8年間FDI流入額經歷了小幅下滑并緩慢回升的過程。1999—2000年，FDI流入額總額略有下滑;從2001年起，FDI流入額開始回升，但回升速度較前一階段放緩，平均年增長量為32.29億美元，只有上一階段年增長量的1/2。REER在這8年內較穩定，在100.00—113.20之間波動。這一時間段內，由于東南亞金融危機后期的影響、21世紀初SARS疫情和禽流感等傳染性疾病在世界部分地區的爆發，影響了各國進出口貿易，也導致這一時間段內中國FDI流入額的增長緩慢。

(4)2007—2010年，中國FDI流入額總額迅猛增長，從747.68億美元增長到1 057.40億美元，年均增長103.24億美元，是上一時間段的3倍;人民幣REER也較穩定，在105.61—119.40之間波動。這段時間中國FDI流入額是在上一時間段緩慢修復之后的爆發，而2005年7月人民幣實行匯率改革，開始實施參考一籃子貨幣進行調解、不再單一盯住美元的更富有彈性的人民幣匯率機制，也使得人民幣REER的變動相較之前穩定很多。REER的穩定說明中國的匯率制度較之前更為成熟，這也為中國吸引FDI創造了較為穩定的環境。

四、人民幣REER和中國FDI流入額之間關系的實證分析

1.相關性分析

上文對1986—2010年中國FDI流入額和人民幣REER的大體發展脈絡作了簡要分析，發現中國FDI流入額與人民幣REER變動有趨同的走勢。但要得出中國FDI流入額和人民幣REER之間具體的相關度和相關模式還要通過Eviews5.1軟件進行相關性考察，所得結果如表3所示。

表3 lnFDI和lnREER的相關性分析結果

表3顯示，人民幣REER指數與中國FDI流入額兩變量之間的相關度為-0.54，表明二者之間確實存在著負相關關系，即兩者之間具有中等強度的相關關系，且兩者變動的方向相反。

2.平穩性檢驗

平穩性檢驗是檢驗數列是否為平穩數列，因為只有數列平穩才可以繼續進行協整檢驗以考察變量之間是否具有長期穩定的關系，因此進行平穩性檢驗是其他計量分析的前提。平穩性檢驗通過ADF檢驗判斷變量的單整階數。只有變量的單整階數相同才能進行下一步檢驗。本文采用ADF檢驗判斷變量間的平穩性，結果如表4所示。

表4 ADF檢驗結果

通過表4可知，lnFDI和lnREER均為非平穩變量，而兩者的一階差分均為平穩變量，即lnFDI和lnREER為一階單整變量I(1)，因此可以進行下一步的協整檢驗。

3.協整分析

對于時間序列，運用傳統的計量回歸方法所做的分析、統計、檢驗和預測可能是不準確的，并出現“偽回歸”問題，為確定兩變量間是否具有長期穩定的均衡關系，有必要在模型設定之前對變量進行協整分析，這樣既可以確定變量之間的關系，防止模型設置錯誤，又可以避免“偽回歸”現象的出現。常用的協整分析方法有恩格爾和格蘭杰提出的E-G兩步檢驗法(Engle-Granger［10］)和Jonhanson［11］的最大似然法。由于E-G兩步法不適用于小樣本檢驗，因此本文采用 Jonhanson檢驗法檢驗 lnFDI和lnREER是否具有協整關系，結果如表5所示。

表5 協整檢驗結果

通過觀察表5，可知跡統計量都沒有超過臨界值，因此拒絕原假設，即拒絕不存在協整方程和至多存在一個協整方程的假設，兩變量間至少存在兩個協整方程，也必然存在著長期穩定的關系。因此lnFDI和lnREER為 (1，1)階協整。

通過以上檢驗可以得出，中國引入FDI流入額和人民幣的REER兩者之間存在著某種長期穩定的關系，在長期內二者是相互影響的關系。而要確定兩者之間相互影響的程度究竟如何，還要通過下一步格蘭杰因果檢驗來確定。

4.格蘭杰因果關系分析

格蘭杰因果關系在經濟學上是表示一變量過去的信息有利于預測另一變量的走勢的關系，其廣泛應用于經濟模型預測之中。若X是Y的格蘭杰原因，X的變化應當發生在Y之前，且X有助于預測Y。若添加X的滯后變量作為獨立的解釋變量，回歸解釋能力有顯著增加，則X是Y的格蘭杰原因。

本文通過Eviews 5.1軟件做格蘭杰檢驗，檢驗lnFDI與lnREER之間是否具有格蘭杰因果關系，結果如表6所示。

表6 格蘭杰因果檢驗結果表

由表6可知，在5%的水平下，第一行F值為0.00＜F(2，21)=3.47，接受原假設，認為lnFDI不是lnREER的格蘭杰原因，即并不能根據FDI的走勢來預測人民幣REER的變化;第二行F值為9.29＞F(2，21)=3.47，因此拒絕lnREER不是 lnFDI的格蘭杰原因，認為lnREER是lnFDI的格蘭杰原因，即可以根據人民幣REER的走勢來預測FDI的走勢。

5.模型確定

對于存在長期穩定關系的兩變量可以通過最小二乘法 (OLS)擬合方程來確定模型，在擬合方程時首先使用最常見的二元一次方程，現設定方程如下:

C1、C2為方程系數，et為模型的誤差項(下同)。

由于兩序列均屬于經濟變量，使用OLS擬合方程的結果可能會存在自相關，從而造成參數估計的非有效、參數顯著性檢驗失效等不良估計后果。為了防止模型存在自相關，或者出現模型設置的偏誤，首先對模型進行自相關檢驗。通過計量軟件Eviews5.1對兩變量做最小二乘法估計(OLS)，結果如下:

(擬合方程的t統計量值，用以檢驗參數的顯著性，通過檢驗才能證明變量關系的存在。)

t絕對值大于在0.05的顯著性水平下的臨界值2.07，表明該參數估計顯著，即變量關系確實存在;然而，可決系數R2為0.29，數值過小，這表明該方程擬合度過低，且模型DW值遠小于2，可能存在自相關，經查表得出dL=1.05(1%上下界)，DW=0.33＜dL，因此模型確實存在正的自相關。為了消除模型的自相關性，將lnFDI的滯后一期lnFDIt-1作為新的變量加入到原模型中，得到新的模型為:

重復上一步驟的OLS擬合方程，結果如下:

從擬合方程結果中得到的擬合優度R2=0.97，有明顯改善，接近1，方程的擬合程度非常好;經查表得DW值處于dU與4-dU之間，即1.30＜1.39＜2.70(1%上下界)，因此模型的自相關性也消除。

該方程表示，中國FDI流入額會隨著人民幣REER的變動而變動，REER指數每上升或下降1%，中國 FDI流入額會隨之減少或增加0.69%，且本年度中國FDI流入額與上一年度的中國FDI流入額之間有很大的關系。

6.誤差修正檢驗 (ECM模型估計)

協整檢驗是檢驗變量之間長期均衡穩定的關系的存在，前文已經證明了中國FDI流入額與人民幣REER之間協整關系的存在，但這種存在是在短期動態過程的不斷調整下得以維持的，即在短期內存在著一種將偏離的模型拉回原關系之內的拉力，這種短期動態過程可以通過構造誤差修正模型來考察。最常用的ECM模型的估計方法是由恩格爾和格蘭杰提出的兩步法，其基本思想如下:建立誤差修正模型，需要把協整關系的誤差修正項看作一個解釋變量，連同其它反映短期波動的解釋變量一起建立短期模型，即構造lnFDI、lnREER和lnFDIt-1的一階差分項:

原擬合方程中的殘差項et的滯后項et-1，通過OLS擬合新的方程:

得到擬合方程為:

誤差修正項et-1系數的大小反映了對偏離長期均衡的調整力度。由于et-1調整系數的估計值為0.68。因此，當模型中變量的短期波動偏離長期均衡時，經濟系統內部會產生0.68的調整力度，將非均衡狀態拉回到均衡狀態。

五、結論及政策建議

通過以上分析，可以得出如下結論:

首先，中國FDI流入額對于外界環境的變化比較敏感，且與人民幣REER之間存在著負相關的關系——人民幣REER指數每變動1%，中國FDI流入額會隨之變動-0.69%，即人民幣每貶值1%，中國FDI流入額流入會增加0.69個百分點，反之，若REER每升值1%，中國FDI流入額就會減少0.69個百分點。

其次，在長期內，人民幣REER與中國FDI流入額之間存在著穩定的協整關系，且人民幣REER是中國FDI流入額的格蘭杰原因。因此，可以根據REER的變化走勢來預測中國FDI流入額的變化。在短期內，模型中的變量每有1單位的非均衡變化，經濟系統內部會產生0.68單位的調整力度，將模型中出現的非均衡狀態拉回至均衡狀態。

由結論可知，通過匯率政策影響投資環境進而引導中國FDI的流入，應是切實可行的做法。對此，本文提出如下建議:

首先，要堅持長期有效的吸收FDI的引資政策。外商對華直接投資不僅能帶來先進技術和管理經驗，還有助于中國產業結構的升級、就業壓力的緩解以及經濟發展模式的轉變，因此，堅持長期有效地引進FDI是有利于中國經濟發展的正確選擇。特別是在當前經濟形勢下，全球金融危機導致全球FDI的增速放緩，中國不僅要同發達國家，而且還要同廣大發展中國家競爭引入FDI，這樣營造良好的引資環境、通過相關政策積極引導FDI流入更是至關重要。當然，亦不能單純為了追求FDI的流入而一味降低人民幣REER，因為人民幣的過度貶值會帶來人民幣實際購買力下降、國民實際福利水平惡化、外匯儲備價值縮水等一系列不良后果。因此，在堅持有效引進 FDI的同時，亦要考慮到經濟的整體平衡。

其次，要堅持逐步擴大匯率制度彈性的外匯政策。前文已經得出中國FDI流入額對外界的反映比較靈敏的結論，因此若想保持中國FDI流入額的穩定，人民幣REER的穩定是其前提條件。由于目前中國社會主義市場經濟的發展并不完善，信息的不對稱問題仍然存在，所以匯率的頻繁波動會使跨國企業無法規避匯率風險，從而加大跨國企業與中國進行貿易和投資的不確定性，這無疑會大大增加投資者的交易成本。相反，穩定的匯率可以為外商提供一個穩定的投資環境，增強跨國企業參與經濟全球化和在中國進行投資的信心。因此，在這種情況下，中國可以實行以匯率調節為主要手段的逐步擴大匯率彈性制度的改革，同時進行人民幣的漸進式升值，并逐步減少政府對外匯市場的干預成分等。

綜上所述，人民幣REER的波動幅度會影響中國引資環境的穩定，在具體數值上，長期內人民幣REER指數每升值 (貶值)1%，中國FDI流入額會隨之下降 (增加)0.69個百分點。因此，為達到通過有效引進外資促進中國經濟發展的目標，就要加強對人民幣REER的重視程度，維持人民幣幣值的合理水平和匯率的相對穩定。同時也要意識到，引進外資和維持人民幣幣值穩定這兩者之間是不可偏廢的關系，不能為引進FDI而犧牲人民幣幣值的堅挺和內外經濟的平衡。因此，既要保證人民幣匯率的穩定和國內經濟環境的平穩，又要制定相關適合引進外商投資的政策，才能有效促進中國FDI持續流入。

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