FDI、人民幣匯率與國際市場占有率之間關系的研究——基于ECM模型

林 杰

(浙江工商大學，浙江 杭州 310018)

一、引言

改革開放以來，我國經濟持續高速發展，尤其加入WTO后，高速增長的經濟和日益開放的投資環境使我國吸引FDI的區位優勢不斷強化，我國已經成為承接國際產業轉移的重要國家之一。然而，在FDI對我國國際競爭力的影響問題上卻一直存有分歧。部分學者認為FDI已經成為影響我國國內經濟實力與競爭力狀況的重要因素之一，并逐步成為國家國際競爭力賴以建設的基礎，如葉耀明、戚列種(2001)認為由FDI帶來的先進技術所引起的擴散效應能提升我國外貿競爭力，但是FDI對我國長期外貿競爭力也有著負面影響;蔣瑛、譚新生(2004)認為FDI對發展中東道國的外貿競爭力具有正面效應;張守森、于英川(2005)發現FDI流量和存量按線性關系遞增，提升了對外貿易出口的拉動率。有學者認為FDI對我國國際競爭力具有負面效應，如張東云(2011)認為FDI的產出效應和貿易效應均為負，且因果檢驗表明只存在由出口到FDI的單向因果關系;宋延等(2007)的研究也證實外國直接投資削弱了國內多數行業和產品的出口競爭力。雖然，學界關于FDI對貿易競爭力的影響并沒有形成一致結論，但研究皆表明我國對外貿易與外商直接投資之間確實存在一定關聯性。考慮FDI實為國際資本的跨國界流動，受人民幣匯率因素影響較大，同時許多研究也基本證實匯率對國際競爭力具有負面影響，可見三者應一并納入經濟系統討論，然而，這些研究都僅單獨基于FDI或匯率探討國際競爭力，這可能是結論出現分歧的原因之一，故本文引入人民幣有效匯率與FDI共同探究兩者對我國國際競爭力的影響，這有助于獲得更令人信服的結論。鑒于此，本文引入國際市場占有率衡量貿易競爭力，運用協整分析與ECM分析的方法，探求1987—2008年我國市場占有率與外商直接投資、人民幣匯率之間的關系。

二、計量模型指標與數據說明

(一)模型構建與指標選取

本文通過構建誤差修正模型探究三者間的關系:

其中，CI是國際市場占有率，用本國商品與服務年出口總額(XC)占世界商品與服務年出口總額(XW)的比例來表示;FDI是實際外商直接投資;reer是實際有效匯率指數。此外，為提高模型對經濟系統解釋力，添入變量DI，即GDP占比，用中國GDP占世界GDP的比重來表示。ECMt－1為誤差修正項，υt為模型誤差項。變量皆取為對數形式，目的是有效消除時間序列的異方差性的同時保持數據原有特性。

(二)數據說明

本文數據的時間跨度為1987—2008年，單位均統一為億美元，皆根據中國統計年鑒上的歷年人民幣同美元匯率的年平均價折算。其中，XC與XW整理自《中國統計年鑒》和海關署統計，商品與服務出口額皆按離岸價格統計;FDI是以2000年為基期(2000=100)的實際外商投資指數，數據整理自《中國統計年鑒》;reer整理自國際貨幣基金組織(IMF)的國際金融統計(IFS)數據，是以2000年為基期，用間接標價法表示的人民幣實際有效匯率指數，此指數考慮了所有雙邊名義匯率狀況，并剔除了物價水平對人民幣幣值的影響;中國和世界的GDP整理自聯合國統計司(unsd)國民賬戶統計數據庫(national accounts main aggregates database)，也處理為以2000年為基期。

三、實證分析

(一)平穩性檢驗

如表1所示，4個變量均在取一階差分后為平穩的，因此，4個變量皆為一階單整變量。

表1 單位根檢驗結果

(二)協整關系檢驗

本文借用Engle和Granger于1987年提出的兩步檢驗法，確認4個變量的協整關系。

第一步:估計 lnCI對 lnFDI、lnDI、lnreer的回歸方程。對4變量進行OLS估計得到以下的協整形式:模型回歸結果顯示，R2=0.970216，DW=0.4508，表明模型的擬合度較高，此外變量系數也都通過了t檢驗。

第二步:檢驗模型的殘差是否是平穩序列。這需要用ADF的檢驗方法對模型的殘差進行平穩性檢測。檢驗結果顯示，ADF統計量為－2.074323小于1%顯著性水平下的臨界值－2.679735，因此FDI、GDP占比、匯率與國際市場占有率四個變量之間存在長期穩定的均衡關系。從回歸所得的協整方程可看出，外商直接投資、市場需求份額和匯率每變動1個百分比，將會使市場占有率相應的提高0.424%，0.854%，－0.262%。

(三)ECM模型分析

由于4個變量間存在長期穩定的均衡關系，那么可以著手設定誤差修正模型，通過對不顯著滯后項的逐項消除，最終得到了如下誤差修正模型:

模型的回歸結果顯示，R2=0.861534，DW=1.635761，F=17.42162(P 值為 0.000014)，可見模型的擬合度較高，方程通過了 F檢驗、DW 檢驗，ΔlnFDIt、ΔlnDIt、Δlnreert、Δlnreert－1、ECMt－1都通過了 t檢驗。模型的短期調整系數是顯著的，而且變量的符號與長期均衡關系的符號一致，此外，誤差修正模型符號為負，符合反向修正機制，其系數為－0.616，這說明在短期當出口受到沖擊時，將以0.616的調整力度將非均衡拉回到均衡狀態。

(四)Granger因果檢驗

由表2格蘭杰因果關系檢驗結論可知，FDI、REER都不是CI的格蘭杰原因，REER是FDI的原因，而FDI是DI的原因，DI與CI互為因果關系。

表2 因果關系檢驗結果

四、結論與政策建議

(一)結論分析

根據協整檢驗與ECM模型結論，可以獲知，FDI對市場占有率的彈性在長短期分別為0.424和0.976，表明無論長期還是短期FDI的提高都有利于我國產品出口，而且短期的影響較為明顯。然而，格蘭杰因果關系檢驗顯示，FDI與市場占有率之間不存在因果關系，這說明FDI并不是引起國際市場占有率提升的直接原因，實質上FDI增加首先會擴大我國的市場需求，而正如一般經濟學理論所示，市場需求擴張吸引了大量的投資，投資帶來了生產力的提升和資本積累繼而促進生產和貿易，從而提升市場占有率。可見FDI對于市場占有率有著一定的間接影響。

根據協整與ECM模型結論，實際有效匯率對市場占有率的彈性在長短期分別為－0.262和－0.420，可以看出無論長期還是短期人民幣實際有效匯率對國際市場占有率存在負相關性，即人民幣有效匯率的降低有利于我國產品的市場占有率的提升。但是，格蘭杰因果關系檢驗顯示實際有效匯率的變動與市場占有率之間不存在因果關系，這可能是因為實際有效匯率并不直接作用于市場占有率，它主要透過價格調節機制傳導，存在一個作用的傳遞過程。

(二)政策建議

1.FDI引導方面

(1)鑒于FDI對國際市場占有率起著積極的間接促進作用，我們應該繼續堅持引入外資的方針讓外資進一步拉動出口貿易，但在引入過程中必須注重外資的質量和水平。

(2)政府應適時調整引資政策和產業政策，引導FDI流向資本密集型行業和技術密集型行業，促進我國出口產業的平衡發展，提高整體競爭力。

2.匯率管制方面

(1)政府應當繼續深化我國的匯率改革，不斷完善外匯市場的配套法律、法規，以約束交易主體行為，減少匯率市場上的投機行為，從而充分發揮匯率對經濟的調節作用，保證外匯市場的健康發展。

(2)我國出口貿易的持續性增長應著眼于通過引導出口企業整合自身的資源優勢、深化品牌經營的理念和手段獲得出口商品結構升級，盡量避免通過貨幣貶值擴張貿易的做法，從而將匯率對出口的消極影響降到最低。

[1]張守森，于英川.FDI對中國國際競爭力的影響[J].商業研究，2005(7).

[2]張東云.FDI、出口:經濟效應與貿易效應實證分析[J].商業時代.2011(7):39－41.

[3]宋延武，王虹，鄧小英.外國直接投資與我國出口結構和出口競爭力的關系研究—基于SPSS回歸模型的實證分析與檢驗[J].國際貿易問題，2007(5):16－22.

[4]蔣瑛，譚新生.利用外商直接投資與中國外貿競爭力[J].世界經濟，2004(7):51－54.

[5]葉耀明，戚列種.利用外國直接投資與提升我國外貿競爭力[J].上海經濟研究，2002(3):37－42.

[6]黃靜波，曾昭志.人民幣匯率波動、FDI流入對出口影響之分析[J].中山大學學報(社會科學版)，2011(1):192－199.