人民幣實(shí)際有效匯率錯(cuò)位與FDI流入的實(shí)證研究

摘 " 要：本文運(yùn)用2005年7月人民幣匯率形成機(jī)制改革以來(lái)的月度數(shù)據(jù)測(cè)算了人民幣實(shí)際有效匯率錯(cuò)位程度，并在此基礎(chǔ)上考察了人民幣實(shí)際有效匯率錯(cuò)位與我國(guó)FDI流入的關(guān)系。實(shí)證結(jié)果表明：長(zhǎng)期內(nèi)，人民幣實(shí)際有效匯率錯(cuò)位是FDI流入的顯著影響因素;短期內(nèi)，人民幣實(shí)際有效匯率錯(cuò)位對(duì)FDI流入產(chǎn)生滯后的影響效應(yīng)。

關(guān)鍵詞：人民幣實(shí)際有效匯率;匯率錯(cuò)位;FDI流入

中圖分類號(hào)：F832.6 " " "文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A 文章編號(hào)：1003-9031（2016）01-0005-07 "DOI：10.3969/j.issn.1003-9031.2016.01.01

一、引言

20世紀(jì)80年代初，為彌補(bǔ)國(guó)內(nèi)資金的不足，我國(guó)制定了一系列的優(yōu)惠政策，導(dǎo)致外商直接投資（FDI）大量涌入中國(guó)。根據(jù)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局的數(shù)據(jù)，1983年我國(guó)實(shí)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(shù)字已增至1175.86億美元，2014年前11個(gè)月我國(guó)實(shí)際利用外商投資達(dá)1062.41億美元（見(jiàn)圖1）。

FDI大量流入中國(guó)，彌補(bǔ)了國(guó)內(nèi)資金的不足，創(chuàng)造了大量的就業(yè)機(jī)會(huì)，推動(dòng)了技術(shù)進(jìn)步，促進(jìn)了國(guó)內(nèi)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。為此，國(guó)內(nèi)外一些學(xué)者對(duì)中國(guó)的FDI流入問(wèn)題展開了相關(guān)研究，但既有的研究文獻(xiàn)鮮少考慮人民幣匯率錯(cuò)位與FDI流入之間的關(guān)系。

2005年7月21日人民幣匯率形成機(jī)制改革，在此背景下，深入探討人民幣匯率錯(cuò)位與中國(guó)FDI流入之間的關(guān)系，對(duì)于我們分析未來(lái)FDI流入的趨勢(shì)，制定更加合理的利用外匯和外資的政策，具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。鑒于此，本文以2005年7月人民幣匯率改革以來(lái)的月度數(shù)據(jù)實(shí)證考察了人民幣匯率錯(cuò)位與FDI流入之間的關(guān)系。

二、相關(guān)研究文獻(xiàn)述評(píng)

（一）國(guó)外相關(guān)研究

Froot and Stein基于不完全信息假設(shè)，構(gòu)建了匯率與FDI關(guān)系的理論模型，認(rèn)為東道國(guó)貨幣貶值增加了外國(guó)投資者的實(shí)際財(cái)富，從而刺激FDI流入，并且運(yùn)用美國(guó)13個(gè)產(chǎn)業(yè)1974—1987年間來(lái)源于各國(guó)的FDI年度和季度數(shù)據(jù)進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)[1]。Dewenter利用1975—1989年外國(guó)收購(gòu)美國(guó)企業(yè)的交易數(shù)據(jù)，實(shí)證研究了美元匯率與FDI之間的關(guān)系[2]。Xing利用日本對(duì)中國(guó)9個(gè)制造業(yè)的FDI數(shù)據(jù)，實(shí)證研究了人民幣/日元雙邊匯率與FDI的關(guān)系[3]。

Goldberg and Kolstad運(yùn)用一個(gè)生產(chǎn)商跨期決策的兩階段模型，闡釋了匯率波動(dòng)性與FDI流入之間的關(guān)系[4]。Russ利用新開放經(jīng)濟(jì)宏觀經(jīng)濟(jì)學(xué)分析框架，構(gòu)建了跨國(guó)公司FDI決策的一般均衡模型，從理論上分析了匯率波動(dòng)性對(duì)跨國(guó)公司FDI決策的影響[5]。Jeanneret利用OECD國(guó)家1982—2002年的數(shù)據(jù)實(shí)證研究了匯率波動(dòng)性和FDI流入之間的關(guān)系，得出二者之間存在倒U型非線性關(guān)系，據(jù)此對(duì)經(jīng)典的實(shí)物期權(quán)方法進(jìn)行了修訂，以合理解釋匯率波動(dòng)性與FDI流入的關(guān)系[6]。

（二）國(guó)內(nèi)相關(guān)研究

王曉天基于1996—2003年月度數(shù)據(jù)，采用向量自回歸和誤差修正模型實(shí)證檢驗(yàn)了人民幣匯率、貿(mào)易收支和FDI流入之間的關(guān)系[7]。于津平、趙佳從跨國(guó)公司投資行為的微觀分析出發(fā)，探討了匯率水平對(duì)FDI流入的影響[8]。謝皓、杜莉利用簡(jiǎn)化的“兩國(guó)兩公司”模型，論證了東道國(guó)匯率水平變動(dòng)對(duì)跨國(guó)公司FDI流入的影響[9]。崔遠(yuǎn)淼分別從競(jìng)爭(zhēng)力效應(yīng)、部門效應(yīng)、區(qū)位效應(yīng)、財(cái)富效應(yīng)這四個(gè)方面闡釋了人民幣匯率對(duì)FDI流入產(chǎn)生的影響[10]。于津平、趙佳利用1978—2006年的年度數(shù)據(jù)，實(shí)證研究了人民幣/美元匯率與FDI流入之間的關(guān)系[11]。彭紅楓運(yùn)用實(shí)物期權(quán)理論研究了人民幣實(shí)際有效匯率對(duì)FDI的影響[12]。潘錫泉、郭福春運(yùn)用Pesaran邊限協(xié)整檢驗(yàn)方法實(shí)證研究了升值背景下人民幣匯率、FDI與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的動(dòng)態(tài)時(shí)變效應(yīng)[13]。

總體來(lái)看，關(guān)于人民幣匯率錯(cuò)位與FDI流入之間關(guān)系的文獻(xiàn)相對(duì)較少，實(shí)證研究方面也比較欠缺，而基于人民幣匯改以來(lái)的數(shù)據(jù)所做的實(shí)證研究更是缺乏。鑒于此，本文擬從如下幾個(gè)方面改善這一研究：（1）在考察人民幣匯率錯(cuò)位對(duì)FDI流動(dòng)的影響時(shí)，選擇的是人民幣實(shí)際有效匯率。（2）考慮到人民幣實(shí)際有效匯率不能很好地反映經(jīng)濟(jì)基本面的情況，與均衡匯率長(zhǎng)期處于錯(cuò)位狀態(tài)時(shí)，這種錯(cuò)位也會(huì)對(duì)FDI流入產(chǎn)生一定的影響。為避免遺漏變量偏誤，本文首先測(cè)算了人民幣實(shí)際有效匯率波動(dòng)性和匯率錯(cuò)位程度，然后全面分析人民幣實(shí)際有效匯率錯(cuò)位與FDI流入之間的關(guān)系。（3）在數(shù)據(jù)研究方面，選取2005年7月人民匯率形成機(jī)制改革以來(lái)的月度數(shù)據(jù)，既考慮到了人民幣匯改可能產(chǎn)生的結(jié)構(gòu)變化，也能更好地反映匯改后人民幣匯率與FDI之間的關(guān)系。

三、人民幣實(shí)際有效匯率波動(dòng)與錯(cuò)位測(cè)算

（一）人民幣實(shí)際有效匯率

人民幣實(shí)際有效匯率（REER）是基于貿(mào)易權(quán)重進(jìn)行加權(quán)、經(jīng)過(guò)居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)（CPI）調(diào)整得到，計(jì)算公式為：

其中，j表示中國(guó)的第j個(gè)主要貿(mào)易伙伴國(guó)，p和pj分別代表中國(guó)和j國(guó)的居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)，e和ej分別代表中國(guó)和j國(guó)對(duì)美元直接標(biāo)價(jià)的名義匯率，wj代表中國(guó)與第j國(guó)的競(jìng)爭(zhēng)力權(quán)重。人民幣實(shí)際有效匯率是用間接標(biāo)價(jià)法表示。人民幣匯改以來(lái)的人民幣實(shí)際有效匯率的圖形如下圖2所示：人民幣實(shí)際有效匯率雖有升有降，但總體呈升值態(tài)勢(shì)。

（二）人民幣實(shí)際有效匯率的波動(dòng)程度

本文用匯率對(duì)數(shù)一階差分的標(biāo)準(zhǔn)差度量匯率的波動(dòng)程度，其計(jì)算公式如下：

其中，n表示所選取的用于測(cè)度匯率波動(dòng)的時(shí)間長(zhǎng)度，n=12。ER表示人民幣匯率序列，Vol表示人民幣匯率的波動(dòng)程度。根據(jù)人民幣實(shí)際有效匯率計(jì)算得到相應(yīng)的人民幣實(shí)際有效匯率的波動(dòng)程度序列，如圖3所示：人民幣實(shí)際有效匯率的波動(dòng)程度自匯改以來(lái)至2008年上半年相對(duì)平穩(wěn)，2008年7月以來(lái)波動(dòng)程度持續(xù)增加，至2009年8月達(dá)到最大值，此后出現(xiàn)持續(xù)下降，2013年底降至最低，隨后又有一定程度增加。

（三）人民幣實(shí)際有效匯率的錯(cuò)位

本文采用Clark and MacDonald提出的行為均衡匯率（BEER）方法來(lái)估計(jì)人民幣均衡匯率水平和匯率錯(cuò)位程度[14]。BEER方法通過(guò)估計(jì)一個(gè)解釋實(shí)際匯率行為的約化型單一方程來(lái)確定均衡實(shí)際匯率水平和匯率錯(cuò)位程度，約化型方程的線性表達(dá)式為：

其中，qt表示觀測(cè)到的實(shí)際匯率;Z1t表示長(zhǎng)期內(nèi)影響匯率的基本經(jīng)濟(jì)因素向量;Z2t表示中期內(nèi)影響匯率的基本經(jīng)濟(jì)因素向量;Tt表示影響匯率的短期、臨時(shí)因素組成的向量;著t是隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

由于基本經(jīng)濟(jì)要素本身也會(huì)偏離其長(zhǎng)期均衡水平，進(jìn)一步定義長(zhǎng)期匯率錯(cuò)位水平（pmt）為實(shí)際匯率與基本經(jīng)濟(jì)要素可持續(xù)的長(zhǎng)期值所確定的長(zhǎng)期均衡匯率之差：

由于BEER方法是通過(guò)對(duì)實(shí)際匯率有影響的相關(guān)經(jīng)濟(jì)變量來(lái)解釋實(shí)際觀察到的名義匯率和實(shí)際匯率的運(yùn)動(dòng)，在很大程度上強(qiáng)調(diào)的是實(shí)證意義，因此BEER方法的運(yùn)用依賴于選擇合適的經(jīng)濟(jì)基本面變量集的理論指導(dǎo)。綜合考慮已有文獻(xiàn)中所給出的建議、我國(guó)具體的國(guó)情以及數(shù)據(jù)的可得性，本文選取如下經(jīng)濟(jì)基本面變量：

實(shí)際產(chǎn)出增長(zhǎng)率（prod），非貿(mào)易品與貿(mào)易品價(jià)格比（int），政府財(cái)政支出（gov），貿(mào)易條件（tot），貿(mào)易政策（trade），國(guó)外凈資產(chǎn)（nfa）。由于我國(guó)缺少經(jīng)常賬戶余額的月度資料，為此我們用1982—2004年的累積經(jīng)常賬戶余額作為2005年1月的初始值，用月度貿(mào)易差額替代經(jīng)常賬戶差額得到累積經(jīng)常賬戶序列，進(jìn)而計(jì)算得到累積經(jīng)常賬戶余額的同比發(fā)展速度序列。以上原始數(shù)據(jù)均來(lái)源于中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)。

在進(jìn)行實(shí)證分析之前，首先對(duì)人民幣實(shí)際有效匯率序列和以上經(jīng)濟(jì)變量序列均進(jìn)行對(duì)數(shù)化變換，并且對(duì)變量序列進(jìn)行ADF和PP單位根檢驗(yàn)，以判別其平穩(wěn)性。檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表1。

選擇顯著性水平為5%，根據(jù)表1可得，實(shí)際有效匯率、凈國(guó)外資產(chǎn)在兩種檢驗(yàn)下均為一階單整過(guò)程 I（1）;政府財(cái)政支出、貿(mào)易條件在兩種檢驗(yàn)下均為平穩(wěn)過(guò)程I（0）;實(shí)際產(chǎn)出增長(zhǎng)率、非貿(mào)易品貿(mào)易品價(jià)格比（tnt）、貿(mào)易政策至少在一種單位根檢驗(yàn)下為一階單整過(guò)程I（1）。

因此，將財(cái)政支出、貿(mào)易條件作為外生變量，將實(shí)際有效匯率、實(shí)際產(chǎn)出增長(zhǎng)率、非貿(mào)易品貿(mào)易品價(jià)格比、貿(mào)易政策、凈國(guó)外資產(chǎn)作為內(nèi)生變量，構(gòu)建五維向量自回歸VAR模型。然而，VAR模型估計(jì)結(jié)果顯示財(cái)政支出、貿(mào)易條件不顯著，故將這兩個(gè)變量刪去，重新構(gòu)建VAR模型。運(yùn)用聯(lián)合檢驗(yàn)選擇最優(yōu)滯后階數(shù)為3。進(jìn)一步進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，以判斷變量之間的長(zhǎng)期關(guān)系，協(xié)整檢驗(yàn)采用Johansen的極大似然估計(jì)方法進(jìn)行，檢驗(yàn)結(jié)果如表2。

跡檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量和最大特征根檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量均表明變量之間存在協(xié)整關(guān)系。協(xié)整方程為：

lnreer=83.0116-20.5056lnprod-1.1280lntnt

（7.3910） " " " " "（0.6577）

+3.6645lntrade+1.3218lnnfa

（-5.9768） " " " "（-3.5790）

（）內(nèi)為系數(shù)估計(jì)值的T值。

估計(jì)結(jié)果顯示，除lntnt外，所有系數(shù)的估計(jì)值都顯著的不為零，表明實(shí)際產(chǎn)出增長(zhǎng)率、貿(mào)易政策、凈國(guó)外資產(chǎn)均是人民幣實(shí)際有效匯率均衡匯率水平的長(zhǎng)期決定因素。將基本面變量的實(shí)際值代入上述協(xié)整方程，即可得到人民幣的當(dāng)前均衡實(shí)際有效匯率。為反映均衡實(shí)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(lái)提取變量的長(zhǎng)期均衡值，并代入?yún)f(xié)整方程，得到長(zhǎng)期均衡實(shí)際有效匯率。據(jù)此，運(yùn)用以下公式計(jì)算人民幣實(shí)際有效匯率的當(dāng)前錯(cuò)位程度（beercm）和長(zhǎng)期錯(cuò)位（beerpm）程度：

人民幣實(shí)際有效匯率當(dāng)前錯(cuò)位和長(zhǎng)期錯(cuò)位程度的圖形見(jiàn)圖4：由于人民幣實(shí)際有效匯率是以間接標(biāo)價(jià)法表示，匯率錯(cuò)位程度為正值意味著人民幣高估，為負(fù)值意味著人民幣低估。從長(zhǎng)期來(lái)看，2005年7月人民幣匯改以來(lái)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(yán)重，2012年以來(lái)人民幣又存在低估，且低估程度在增加。

四、人民幣實(shí)際有效匯率錯(cuò)位與FDI流入的實(shí)證檢驗(yàn)

（一）實(shí)證模型和變量說(shuō)明

結(jié)合前述分析，本文構(gòu)建人民幣實(shí)際有效匯率錯(cuò)位與FDI流入的實(shí)證模型：

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

變量和數(shù)據(jù)說(shuō)明如下：

1.外商直接投資（FDI），選擇實(shí)際利用外商直接投資表示FDI流入情況。FDI當(dāng)月值數(shù)據(jù)來(lái)源于中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)，由于FDI是以美元現(xiàn)價(jià)表示，首先運(yùn)用人民幣對(duì)美元匯率換算成人民幣表示，然后利用居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)（CPI）進(jìn)行調(diào)整，以去除通貨膨脹的影響。人民幣對(duì)美元名義匯率取人民幣對(duì)美元國(guó)際折算匯率當(dāng)月值，原始數(shù)據(jù)來(lái)源于中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)。CPI取定基指數(shù)序列，是利用CPI同比、環(huán)比指數(shù)經(jīng)過(guò)換算得到，并以2010年均值為基期100進(jìn)行調(diào)整，CPI同比、環(huán)比指數(shù)數(shù)據(jù)均來(lái)源于中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)。調(diào)整后的實(shí)際FDI數(shù)據(jù)以2010年為基期100進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理。考慮到FDI月度數(shù)據(jù)存在季節(jié)變動(dòng)規(guī)律，本文還運(yùn)用Census X12進(jìn)行了季節(jié)性調(diào)整，以消除數(shù)據(jù)的季節(jié)性效應(yīng)。

2.人民幣實(shí)際有效匯率（reer）。匯率水平變化的一個(gè)直接結(jié)果就是使同一產(chǎn)品以不同貨幣計(jì)價(jià)的相對(duì)價(jià)格發(fā)生變化，從而影響到需求的國(guó)際轉(zhuǎn)移和企業(yè)的國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力效應(yīng)。匯率水平變化的競(jìng)爭(zhēng)力效應(yīng)會(huì)對(duì)FDI產(chǎn)生影響：對(duì)“市場(chǎng)導(dǎo)向”型FDI而言，東道國(guó)貨幣貶值將提高進(jìn)口產(chǎn)品相對(duì)價(jià)格、降低出口產(chǎn)品相對(duì)價(jià)格，從而提升了企業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力，這也會(huì)吸引FDI的流入。當(dāng)然，若企業(yè)投入品來(lái)源主要依賴于進(jìn)口時(shí)，東道國(guó)貨幣貶值提高了企業(yè)的生產(chǎn)成本，也會(huì)削弱了企業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力，這又會(huì)抑制FDI流入。對(duì)“成本導(dǎo)向”型FDI而言，主要使用東道國(guó)廉價(jià)要素作為投入品，而最終目標(biāo)是出口。因此，企業(yè)既可以享受東道國(guó)的要素成本利益，又可以享受東道國(guó)貨幣貶值的出口相對(duì)價(jià)格優(yōu)勢(shì)。東道國(guó)貨幣貶值有利于成本導(dǎo)向型FDI的流入，而東道國(guó)貨幣升值會(huì)抑制FDI流入。對(duì)中國(guó)而言，大量流入的FDI中成本導(dǎo)向型居多，一般認(rèn)為人民幣貶值有利于FDI內(nèi)流。由于人民幣實(shí)際有效匯率是以間接標(biāo)價(jià)法表示，人民幣實(shí)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(shí)際有效匯率與FDI流入應(yīng)該呈負(fù)相關(guān)關(guān)系。人民幣實(shí)際有效匯率數(shù)據(jù)來(lái)源于國(guó)際清算銀行BIS，以2010年均值為基期100。

3.人民幣實(shí)際有效匯率波動(dòng)性（vol）。匯率波動(dòng)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(fēng)險(xiǎn)。盡管靈活的匯率會(huì)促進(jìn)國(guó)際資本尤其是證券投資資本的流動(dòng)，然而，與證券投資資本不同，對(duì)FDI這類長(zhǎng)期資本而言，由于存在較高的沉沒(méi)成本，投資者多為風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避者，過(guò)高的匯率波動(dòng)會(huì)抑制FDI的流入。因此，一般認(rèn)為，人民幣實(shí)際有效匯率波動(dòng)性與FDI呈負(fù)相關(guān)關(guān)系。人民幣實(shí)際有效匯率波動(dòng)性用匯率對(duì)數(shù)一階差分的標(biāo)準(zhǔn)離差來(lái)度量，數(shù)據(jù)來(lái)自于第三部分的計(jì)算結(jié)果，并且以2010年均值為基期100進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理。

4.人民幣實(shí)際有效匯率錯(cuò)位（mis）。由于人民幣實(shí)際有效匯率長(zhǎng)期處于錯(cuò)位狀態(tài)，對(duì)FDI的流入可能會(huì)產(chǎn)生一定的影響。一般認(rèn)為，當(dāng)人民幣被低估時(shí)，F(xiàn)DI流入會(huì)增加;而當(dāng)人民幣被高估時(shí)，F(xiàn)DI流入會(huì)減少。人民幣實(shí)際有效匯率錯(cuò)位程度選擇長(zhǎng)期錯(cuò)位程度，數(shù)據(jù)來(lái)自于第三部分的計(jì)算結(jié)果。但由于前文的計(jì)算結(jié)果存在負(fù)值，不便于進(jìn)行計(jì)量檢驗(yàn)。為此，此處將錯(cuò)位程度取絕對(duì)值，并以2010年均值為基期100進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理。

mis =| |

（二）變量預(yù)分析

對(duì)所有變量序列進(jìn)行對(duì)數(shù)化變換，并且對(duì)變量序列進(jìn)行預(yù)分析，以判別其平穩(wěn)性。此處分別采用ADF和PP單位根檢驗(yàn)（見(jiàn)表3）。

由表3可以看出，在5%的顯著性水平下，F(xiàn)DI序列、人民幣實(shí)際有效匯率錯(cuò)位序列在兩種檢驗(yàn)下均為平穩(wěn)序列I（0）;人民幣實(shí)際有效匯率序列、人民幣實(shí)際有效匯率波動(dòng)性序列在兩種檢驗(yàn)下均為一階單整序列I（1）。

（三）VAR模型估計(jì)結(jié)果

根據(jù)前述單位根檢驗(yàn)結(jié)果，人民幣實(shí)際有效匯率序列、人民幣實(shí)際有效匯率波動(dòng)性序列均為一階單整序列，故對(duì)這兩個(gè)序列分別取差分，得到兩個(gè)平穩(wěn)序列，分別可視作人民幣實(shí)際有效匯率變動(dòng)率序列和人民幣實(shí)際有效匯率波動(dòng)性的變動(dòng)率序列，再與FDI序列、人民幣實(shí)際有效匯率錯(cuò)位程度序列一起，構(gòu)建向量自回歸VAR模型。滯后階數(shù)選擇依據(jù)似然比統(tǒng)計(jì)量LR、最終預(yù)測(cè)誤差統(tǒng)計(jì)量FPE、Akaike信息準(zhǔn)則AIC、Schwartz信息準(zhǔn)則SC、Hannan-Quinn信息準(zhǔn)則HQ聯(lián)合判斷。最終選定滯后階數(shù)為1，且該VAR（1）結(jié)構(gòu)通過(guò)了穩(wěn)定性檢驗(yàn)。VAR模型估計(jì)結(jié)果如下表4。

從估計(jì)結(jié)果來(lái)看，在FDI流入的決定方程中，fdi_sa滯后項(xiàng)的系數(shù)估計(jì)值為0.5907，且十分顯著，表明前期FDI流入會(huì)對(duì)當(dāng)期FDI流入產(chǎn)生影響，這也體現(xiàn)了FDI流入的累積效應(yīng)，當(dāng)我們吸收的FDI越多，顯示我國(guó)的國(guó)內(nèi)環(huán)境越有利于FDI，從而在以后也會(huì)有更多的FDI流入我國(guó)。dlnreer滯后項(xiàng)的系數(shù)估計(jì)值為-1.3129，但不夠顯著，反映出人民幣實(shí)際有效匯率的變動(dòng)對(duì)FDI流入的影響不明顯。dlnvol滯后項(xiàng)的系數(shù)估計(jì)值為-0.1149，但不顯著，表明人民幣實(shí)際有效匯率的波動(dòng)性變化對(duì)FDI流入影響不明顯。lnmis的系數(shù)估計(jì)值為-0.0176，且十分顯著，表明人民幣實(shí)際有效匯率的錯(cuò)位程度會(huì)影響FDI的流入。對(duì)VAR模型進(jìn)行Granger因果檢驗(yàn)，也表明在5%的顯著性水平下，人民幣實(shí)際有效匯率錯(cuò)位是FDI流動(dòng)的Granger原因。

（四）脈沖響應(yīng)函數(shù)分析

為進(jìn)一步分析變量之間的動(dòng)態(tài)交互作用及效應(yīng)，本文對(duì)FDI及人民幣實(shí)際有效匯率錯(cuò)位變量進(jìn)行了脈沖響應(yīng)函數(shù)分析。結(jié)果如圖5所示：橫軸表示追溯期數(shù)，此處選擇20，縱軸表示因變量對(duì)自變量的響應(yīng)情況，實(shí)線表示脈沖響應(yīng)函數(shù)，虛線表示正負(fù)兩倍標(biāo)準(zhǔn)差偏離帶。

分析結(jié)果表明，當(dāng)期給FDI一個(gè)正的沖擊，引起當(dāng)期FDI的反應(yīng)最大，約0.1003，隨后逐步下降，到第15期以后趨近于0;當(dāng)期給人民幣實(shí)際有效匯率錯(cuò)位一個(gè)正的沖擊，不會(huì)引起當(dāng)期FDI的反應(yīng)，隨后會(huì)產(chǎn)生負(fù)的影響，且影響逐步增加，至第4期達(dá)到最低點(diǎn)-0.0170，隨后這一影響逐步減少，第20期后趨近于0。

脈沖響應(yīng)函數(shù)的分析結(jié)果表明，F(xiàn)DI的流入在當(dāng)期主要受FDI本身變動(dòng)的影響，人民幣實(shí)際有效匯率錯(cuò)位對(duì)FDI流入產(chǎn)生滯后影響。

（五）方差分解分析

方差分解是通過(guò)分析每一個(gè)結(jié)構(gòu)沖擊對(duì)內(nèi)生變量變化的貢獻(xiàn)度，進(jìn)一步評(píng)價(jià)不同結(jié)構(gòu)沖擊的重要性，它能給出對(duì)VAR模型中的變量產(chǎn)生影響的每個(gè)隨機(jī)擾動(dòng)的相對(duì)重要性的信息。本文運(yùn)用方差分解技術(shù)進(jìn)一步研究各變量對(duì)FDI流入的貢獻(xiàn)度。

針對(duì)FDI進(jìn)行方差分解，結(jié)果如圖6所示：FDI本身的沖擊對(duì)FDI流入的貢獻(xiàn)度居主導(dǎo)地位，但這一貢獻(xiàn)在逐步下降，第2期高達(dá)95.63%，到第20期降為84.03%。人民幣實(shí)際有效匯率錯(cuò)位的沖擊對(duì)FDI流入產(chǎn)生一定影響，第2期為1.13%，隨后逐步上升，第20期后達(dá)到9.42%。

方差分解的結(jié)果也反映出FDI流入不僅受自身累積效應(yīng)的影響，還受人民幣實(shí)際有效匯率錯(cuò)位的影響。

五、結(jié)語(yǔ)

基于2014年11月—2005年7月的月度數(shù)據(jù)，本文首先測(cè)算了人民幣實(shí)際有效匯率的錯(cuò)位程度，然后運(yùn)用VAR模型、脈沖響應(yīng)函數(shù)分析、方差分解技術(shù)，實(shí)證研究了人民幣實(shí)際有效匯率錯(cuò)位與我國(guó)FDI流入的關(guān)系，實(shí)證結(jié)果表明：長(zhǎng)期內(nèi)，人民幣實(shí)際有效匯率錯(cuò)位是FDI流入的顯著影響因素;短期內(nèi)，人民幣實(shí)際有效匯率錯(cuò)位會(huì)對(duì)FDI流入產(chǎn)生滯后的影響效應(yīng)。

參考文獻(xiàn)：

[1]Kenneth Froot and Jeremy Stein.Exchange Rams and Foreign Direct Investment：An Imperfect Capital Markets Approach[J].The Quarterly Journal of Economics， 1991， 106：1191-1217.

[2]Kathryn L. Dewenter. Do Exchange Rate Changes Drive Foreign Direct Investment？ [J]The Journal of Business. 1995，68（3）： 405-433.

[3]Yuqing XING. Why is China so attractive for FDI？ The role of exchange rates[J].China Economic Review，2006，17： 198-209.

[4]Linda S. Goldberg and Charles D. Kolstad.Foreign Direct Investment， Exchange Rate Variability and Demand Uncertainty[J].International Economic Review， 1995， 36（4）： 855-873.

[5]Katheryn Niles Russ. The endogeneity of the exchange rate as a determinant of FDI： A model of entry and multinational firms [J]. Journal of International Economics， 2007， 71： 344-372.

[6]Alexandre Jeanneret.Foreign Direct Investment and Exchange Rate Volatility： a Non-Linear Story[R].IMF working paper，2008.

[7]王曉天.貿(mào)易、外國(guó)直接投資與匯率：一個(gè)簡(jiǎn)單的理論框架和基于VAR模型的動(dòng)態(tài)分析[J]. 經(jīng)濟(jì)科學(xué)，2005（6）.

[8]于津平，趙佳.人民幣一美元匯率與中國(guó)FDI利用關(guān)系的實(shí)證分析[J].世界經(jīng)濟(jì)研究，2007（12）.

[9]謝皓，杜莉.匯率波動(dòng)對(duì)外國(guó)直接投資的影響—基于跨國(guó)公司的視角[J].中南財(cái)經(jīng)政法大學(xué)學(xué)報(bào)，2007（1）.

[10]崔遠(yuǎn)淼.人民幣匯率水平對(duì)FDI流入影響分析[J].投資研究，2007（7）.

[11]于津平，趙佳.人民幣一美元匯率與中國(guó)FDI利用關(guān)系的實(shí)證分析[J].世界經(jīng)濟(jì)研究，2007（12）.

[12]彭紅楓.匯率對(duì)FDI的影響：基于實(shí)物期權(quán)的理論分析與中國(guó)的實(shí)證[J].中國(guó)管理科學(xué)，2011（8）.

[13]潘錫泉，郭福春.升值背景下人民幣匯率、FDI 與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)動(dòng)態(tài)時(shí)變效應(yīng)研究[J].世界經(jīng)濟(jì)研究，2012（6）.

[14]P.B Clark and MacDonald.RMB Exchange Rates and Economic Fundamentals：a Methodological Comparison of BEERs and FEERs[R].IMF Working paper， 1998.