人民幣實(shí)際有效匯率與外商直接投資關(guān)系的實(shí)證分析

曹宇峰

摘 要： 通過(guò)對(duì)1995—2011年人民幣實(shí)際有效匯率和外商直接投資的數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，運(yùn)用Johansen協(xié)整檢驗(yàn)、Granger 因果檢驗(yàn)、脈沖響應(yīng)分析等實(shí)證方法對(duì)外商直接投資與人民幣實(shí)際有效匯率及其波動(dòng)之間的關(guān)系進(jìn)行了研究。結(jié)果表明，人民幣實(shí)際有效匯率與FDI之間不僅存在顯著相關(guān)性，而且也存在單向格蘭杰因果關(guān)系， 即外國(guó)直接投資會(huì)影響我國(guó)實(shí)際有效匯率。

關(guān)鍵詞： 人民幣升值； 外商投資； VAR模型； 有效匯率

中圖分類號(hào)： TN911?34 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼： A 文章編號(hào)： 1004?373X（2014）18?0044?04

Empirical analysis of relationship between RMB real effective exchange rate and FDI

CAO Yu?feng

（Business College， Hehai University， Nanjing 211000， China）

Abstract： Based on data analysis of RMB real effective exchange rate and foreign direct investment （FDI） during 1995～2011， the relationship between RMB real effective exchange rate and FDI is researched by means of some empirical methods such as Johansen co?integration test， Granger causality test and pulse response analysis. The results show that not only a significant correlation exists between RMB real effective exchange rate and FDI， but also there is a one?way Granger causality between them， that is， FDI can affect the real effective exchange rate in china.

Keywords： appreciation of RMB； FDI； VAR model

0 引 言

日前，國(guó)際清算銀行最新公布的數(shù)據(jù)顯示，2013年11月人民幣實(shí)際有效匯率指數(shù)環(huán)比上升1.3%～117.8%，再創(chuàng)歷史新高，該數(shù)據(jù)年內(nèi)上升比例近7%。如果使用增加值的貿(mào)易權(quán)重以及增加值的價(jià)格水平作為平減指數(shù)，人民幣實(shí)際有效匯率在過(guò)去1995—2011年間升值幅度已經(jīng)高達(dá)38%。央行公布外匯占款數(shù)據(jù)近期走高顯示資本流入壓力較大，預(yù)期未來(lái)國(guó)內(nèi)利率依然高企、經(jīng)濟(jì)運(yùn)行平穩(wěn)，大量國(guó)際資金跨境流入我國(guó)套利的壓力仍大，人民幣中長(zhǎng)期或仍將保持升值態(tài)勢(shì)。當(dāng)前，中國(guó)正處于改革的深入期，匯率、投資和外貿(mào)政策將作為配套改革的一部分，根據(jù)實(shí)際情況變化適時(shí)調(diào)整，正確認(rèn)識(shí)人民幣匯率波動(dòng)、FDI對(duì)貿(mào)易的影響將為相關(guān)改革和政策制定提供科學(xué)的理論指導(dǎo)[1]。與人民幣匯率有關(guān)問(wèn)題的研究，在國(guó)內(nèi)學(xué)術(shù)界是一個(gè)熱點(diǎn)。但大量的研究相對(duì)集中在對(duì)匯率與貿(mào)易問(wèn)題的探討上，對(duì)匯率與我國(guó)利用外資關(guān)系的研究卻甚少。鑒于此，本文將重點(diǎn)探討匯率與我國(guó)利用外資的關(guān)系，外商直接投資與人民幣匯率之間的關(guān)系。本文在前人研究的基礎(chǔ)上，運(yùn)用Johansen協(xié)整檢驗(yàn)、Granger 因果檢驗(yàn)、脈沖響應(yīng)分析等實(shí)證方法對(duì)外商直接投資與人民幣實(shí)際有效匯率及其波動(dòng)之間的關(guān)系進(jìn)行了研究。

1 理論分析

匯率波動(dòng)可以影響到外商直接投資：匯率波動(dòng)通過(guò)不完全資本市場(chǎng)渠道來(lái)影響到外商直接投資。不完全資本市場(chǎng)理論認(rèn)為：外部融資的成本比內(nèi)部融資的成本更為昂貴，投資者財(cái)富地位的任何改變都將轉(zhuǎn)移到對(duì)投資的需求上[2]。假設(shè)本國(guó)匯率的貶值， 這種貶值將導(dǎo)致外國(guó)投資者相對(duì)于本國(guó)投資者財(cái)富的上升， 按照不完全資本市場(chǎng)理論，投資者財(cái)富地位的上升將導(dǎo)致投資的需求上升，從而促使了外國(guó)投資者對(duì)本國(guó)FDI的上升。

外商直接投資對(duì)東道國(guó)匯率水平可以通過(guò)兩條不同的途經(jīng)影響：一是直接途徑，外商直接投資通過(guò)在投資不同階段的資本流動(dòng)及其對(duì)一國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易的影響直接影響東道國(guó)的實(shí)際匯率水平。二是外商直接投資還可以通過(guò)間接途徑影響到一國(guó)的實(shí)際匯率水平。外資的進(jìn)入加劇了相關(guān)行業(yè)的競(jìng)爭(zhēng)，從而提高了相關(guān)行業(yè)的生產(chǎn)效率。同時(shí)外商直接投資的技術(shù)外溢效應(yīng)與國(guó)內(nèi)相關(guān)行業(yè)的學(xué)習(xí)效應(yīng)也可以提高國(guó)內(nèi)企業(yè)的勞動(dòng)生產(chǎn)率。如果外商直接投資這種技術(shù)外溢導(dǎo)致了可貿(mào)易產(chǎn)品部門(mén)相對(duì)非貿(mào)易產(chǎn)品部門(mén)勞動(dòng)生產(chǎn)率的上升[3]，那么，外商直接投資將促使一國(guó)匯率的實(shí)際升值。外商直接投資的這種影響更多的表現(xiàn)在長(zhǎng)期影響上而非近期影響。

2 變量和模型的選定

向量自回歸（Vecotr Atuo?Regression，VAR）是基于數(shù)據(jù)的統(tǒng)計(jì)性質(zhì)建立模型，VAR模型把系統(tǒng)中每一個(gè)內(nèi)生變量作為系統(tǒng)中所有內(nèi)生變量的滯后值來(lái)構(gòu)造模型，從而將單變量自回歸模型推廣到多元時(shí)間序列變量組成的“向量”自回歸模型。本文采用VAR模型來(lái)解釋人民幣匯率與外國(guó)直接投資的關(guān)系。

匯率主要考慮人民幣實(shí)際有效匯率。實(shí)際有效匯率（Real Effective Exchange Rate，REER）不僅考慮了所有雙邊名義匯率的相對(duì)變動(dòng)情況，而且還剔除了通貨膨脹對(duì)貨幣本身價(jià)值變動(dòng)的影響，能夠綜合地反映本國(guó)貨幣的對(duì)外價(jià)值和相對(duì)購(gòu)買(mǎi)力。實(shí)際有效匯率指數(shù)反映一國(guó)相對(duì)于其他貿(mào)易伙伴國(guó)的競(jìng)爭(zhēng)力。REER 上升表示人民幣匯率升值，下降表示人民幣匯率貶值。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），外國(guó)直接投資的數(shù)據(jù)源于東方財(cái)富網(wǎng)數(shù)據(jù)中心。選取1995年1月—2011年9月的月度數(shù)據(jù)進(jìn)行分析。由于取自然對(duì)數(shù)并不會(huì)改變?cè)械膮f(xié)整關(guān)系，而且有助于消除變量的異方差性，因此所有變量都采用對(duì)數(shù)形式，對(duì)REER（實(shí)際有效匯率）以及FDI（外商直接投資）取對(duì)數(shù)。LNREER表示REER的對(duì)數(shù)，LNFDI表示FDI的對(duì)數(shù)。運(yùn)用Eviews 6.0軟件進(jìn)行數(shù)據(jù)分析。

3 檢驗(yàn)的步驟及結(jié)果

3.1 平穩(wěn)性檢驗(yàn)

3.1.1 LNREER序列的平穩(wěn)性檢驗(yàn)

為了避免出現(xiàn)偽回歸問(wèn)題，要對(duì)所用序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)[4]。首先運(yùn)用ADF檢驗(yàn)對(duì)LNREER進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。由表1可以得出LNREER有單位根，所以LNREER序列是不平穩(wěn)的。然后對(duì)D（LNREER）即LNREER的一階差分進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。由表2可知D（LNREER）通過(guò)了1%水平的單位根檢驗(yàn)，它是平穩(wěn)的。因此LNREER是一階單整的。

3.1.2 LNFDI序列的平穩(wěn)性檢驗(yàn)

分別對(duì)LNFDI以及D（LNFDI）進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。從表3和表4可以看出，LNFDI序列也是不穩(wěn)定的，但是D（LNFDI）序列是平穩(wěn)的，LNFDI變量是一階單整的。所以綜上可知，LNREER與LNFDI都是一階單整序列。

表1 LNREER的單位根檢驗(yàn)

表2 LNREER的一階差分的單位根檢驗(yàn)

表3 LNFDI的單位根檢驗(yàn)

表4 LNFDI的一階差分單位根檢驗(yàn)

3.2 協(xié)整檢驗(yàn)

Johansen協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果如圖1所示。根據(jù)跡檢驗(yàn)的結(jié)果以及最大特征根檢驗(yàn)的結(jié)果可以得出，檢驗(yàn)拒接了沒(méi)有協(xié)整關(guān)系的假設(shè)，接受了存在一個(gè)協(xié)整的關(guān)系的假設(shè)，在5%的顯著水平下，LNRRER變量與LNFDI變量之間存在長(zhǎng)期協(xié)整的關(guān)系。

圖1 Johansen協(xié)整檢驗(yàn)

3.3 VAR模型的穩(wěn)定性檢驗(yàn)

穩(wěn)定性檢驗(yàn)是判斷所有檢驗(yàn)有效性的基礎(chǔ)。如果所有的根模的倒數(shù)都小于1，即都在單位圓內(nèi)，則模型是穩(wěn)定的，相應(yīng)的檢驗(yàn)也是有效的；反之則無(wú)效。如圖2所示，VAR模型中所有的根模的倒數(shù)都小于1，則根模是穩(wěn)定的，后續(xù)進(jìn)行的檢驗(yàn)也是有效的。

圖2 VAR的根表

3.4 格蘭杰因果檢驗(yàn)

變量LNREER與LNFDI之間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系，但并沒(méi)有反映變量之間的因果聯(lián)系，因此需要進(jìn)行因果檢驗(yàn)，以確定變量間的引起和被引起的關(guān)系[5]。按照AIC和SC最小化準(zhǔn)則，選取滯后期為10，對(duì)序列LNREER與序列LNFDI進(jìn)行格蘭杰檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表5。

表5 格蘭杰因果檢驗(yàn)

根據(jù)表5格蘭杰因果檢驗(yàn)的結(jié)果，在10%的置信區(qū)間下，得出LNFDI即外商直接投資是LNREER實(shí)際有效匯率的格蘭杰原因，而實(shí)際有效匯率卻不是外商直接投資的格蘭杰原因。

3.5 脈沖響應(yīng)函數(shù)分析

從圖3可以看出，LNFDI投入一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差擾動(dòng)項(xiàng)對(duì)LNREER的沖擊從一個(gè)較低的水平上升一段時(shí)間后又以緩慢的速度下行。圖4表明LNREER對(duì)于LNFDI的沖擊比較低，雖然長(zhǎng)期中LNRRER對(duì)于LNFDI的沖擊有所增大，但水平一直不高。

圖3 LNFDI對(duì)于LNREER的脈沖響應(yīng)

圖4 LNREER對(duì)于LNFDI的脈沖響應(yīng)

3.6 方差分解

為了分析FDI對(duì)于REER的影響程度以及貢獻(xiàn)程度，本文引入方差分析法。基于VAR模型，對(duì)LNREER標(biāo)準(zhǔn)誤差進(jìn)行方差分解。從表6可以看出FDI在對(duì)REER變化的貢獻(xiàn)比重，從第4期的1.8%上升到第10期的9.5%，這說(shuō)明FDI對(duì)于REER增長(zhǎng)波動(dòng)的貢獻(xiàn)率較大，而且隨著時(shí)間的推移，其貢獻(xiàn)率呈現(xiàn)不斷增大的趨勢(shì)。

表6 有效實(shí)際匯率變動(dòng)的方差分解

4 結(jié)論分析

人民幣實(shí)際有效匯率與FDI之間不僅存在顯著相關(guān)性，而且也存在單向格蘭杰因果關(guān)系， 即外國(guó)直接投資會(huì)影響我國(guó)實(shí)際有效匯率。

一方面，匯率因素對(duì)外國(guó)的投資決策影響不大，外商更看重的是中國(guó)的市場(chǎng)、經(jīng)濟(jì)規(guī)模和開(kāi)放度等因素。人民幣匯率會(huì)在一定程度上影響外商投資量，但是相對(duì)影響力要小一些。隨著我國(guó)開(kāi)放力度的逐步加大，外商直接投資的不斷增加，外商在選擇中國(guó)作為其投資國(guó)還會(huì)考慮其他因素，比如投資國(guó)引資政策、投資環(huán)境、生產(chǎn)成本、政治穩(wěn)定等[6]。由于我國(guó)長(zhǎng)期以來(lái)一直實(shí)行比較優(yōu)惠的投資政策，而且我國(guó)勞動(dòng)生產(chǎn)力成本相對(duì)其他國(guó)家來(lái)說(shuō)具有絕對(duì)的優(yōu)勢(shì)，所以相對(duì)應(yīng)以上因素，外商在投資的過(guò)程中的匯率風(fēng)險(xiǎn)因素要少些。盡管最近我國(guó)人民幣升值對(duì)外商直接投資有不利影響，但是中國(guó)巨大的市場(chǎng)規(guī)模對(duì)外商投資者有很強(qiáng)的吸引力，近年來(lái)人民幣升值并沒(méi)有使得外商對(duì)華投資額明顯減少，這也說(shuō)明了外商投資者看好中國(guó)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。近年來(lái)外商直接投資的增加可能更多的是得益于中國(guó)好的經(jīng)濟(jì)形勢(shì)，來(lái)自于好的整體宏觀經(jīng)濟(jì)形勢(shì)，即人民幣升值并不會(huì)減少中國(guó)的外商直接投資數(shù)量，也說(shuō)明了當(dāng)前我國(guó)大額的外商直接投資并非匯率的低估而產(chǎn)生的。

另一方面，在研究人民幣實(shí)際有效匯率與FDI的關(guān)系中得出FDI對(duì)于REER的影響是顯著的。外商直接投資通過(guò)在投資不同階段的資本流動(dòng)及其對(duì)一國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易的影響直接影響我國(guó)的實(shí)際匯率水平。外商直接投資的增加會(huì)導(dǎo)致人民幣匯率的升值，外商直接投資的增加，一方面會(huì)帶來(lái)本國(guó)出口量的擴(kuò)大，經(jīng)常項(xiàng)目的順差增加，另一方面，外商直接投資的技術(shù)外溢效應(yīng)也提高國(guó)內(nèi)企業(yè)商品的出口競(jìng)爭(zhēng)力，擴(kuò)大出口量，最終導(dǎo)致了人民幣匯率的升值。反之外商直接投資的減少會(huì)導(dǎo)致人民幣匯率的貶值。

參考文獻(xiàn)

[1] 胡邦勇.實(shí)際匯率變動(dòng)對(duì)我國(guó)FDI的影響[J].統(tǒng)計(jì)與決策，2007（24）：96?99.

[2] 姜波克.國(guó)際金融學(xué)[M].北京：高等教育出版社，2008.

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[6] 田甜銘梓.人民幣名義匯率、實(shí)際匯率、名義有效匯率和實(shí)際有效匯率對(duì)中國(guó)出口總額和進(jìn)口總額的影響[J].現(xiàn)代經(jīng)濟(jì)，2009（9）：1?5.

3 檢驗(yàn)的步驟及結(jié)果

3.1 平穩(wěn)性檢驗(yàn)

3.1.1 LNREER序列的平穩(wěn)性檢驗(yàn)

為了避免出現(xiàn)偽回歸問(wèn)題，要對(duì)所用序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)[4]。首先運(yùn)用ADF檢驗(yàn)對(duì)LNREER進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。由表1可以得出LNREER有單位根，所以LNREER序列是不平穩(wěn)的。然后對(duì)D（LNREER）即LNREER的一階差分進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。由表2可知D（LNREER）通過(guò)了1%水平的單位根檢驗(yàn)，它是平穩(wěn)的。因此LNREER是一階單整的。

3.1.2 LNFDI序列的平穩(wěn)性檢驗(yàn)

分別對(duì)LNFDI以及D（LNFDI）進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。從表3和表4可以看出，LNFDI序列也是不穩(wěn)定的，但是D（LNFDI）序列是平穩(wěn)的，LNFDI變量是一階單整的。所以綜上可知，LNREER與LNFDI都是一階單整序列。

表1 LNREER的單位根檢驗(yàn)

表2 LNREER的一階差分的單位根檢驗(yàn)

表3 LNFDI的單位根檢驗(yàn)

表4 LNFDI的一階差分單位根檢驗(yàn)

3.2 協(xié)整檢驗(yàn)

Johansen協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果如圖1所示。根據(jù)跡檢驗(yàn)的結(jié)果以及最大特征根檢驗(yàn)的結(jié)果可以得出，檢驗(yàn)拒接了沒(méi)有協(xié)整關(guān)系的假設(shè)，接受了存在一個(gè)協(xié)整的關(guān)系的假設(shè)，在5%的顯著水平下，LNRRER變量與LNFDI變量之間存在長(zhǎng)期協(xié)整的關(guān)系。

圖1 Johansen協(xié)整檢驗(yàn)

3.3 VAR模型的穩(wěn)定性檢驗(yàn)

穩(wěn)定性檢驗(yàn)是判斷所有檢驗(yàn)有效性的基礎(chǔ)。如果所有的根模的倒數(shù)都小于1，即都在單位圓內(nèi)，則模型是穩(wěn)定的，相應(yīng)的檢驗(yàn)也是有效的；反之則無(wú)效。如圖2所示，VAR模型中所有的根模的倒數(shù)都小于1，則根模是穩(wěn)定的，后續(xù)進(jìn)行的檢驗(yàn)也是有效的。

圖2 VAR的根表

3.4 格蘭杰因果檢驗(yàn)

變量LNREER與LNFDI之間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系，但并沒(méi)有反映變量之間的因果聯(lián)系，因此需要進(jìn)行因果檢驗(yàn)，以確定變量間的引起和被引起的關(guān)系[5]。按照AIC和SC最小化準(zhǔn)則，選取滯后期為10，對(duì)序列LNREER與序列LNFDI進(jìn)行格蘭杰檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表5。

表5 格蘭杰因果檢驗(yàn)

根據(jù)表5格蘭杰因果檢驗(yàn)的結(jié)果，在10%的置信區(qū)間下，得出LNFDI即外商直接投資是LNREER實(shí)際有效匯率的格蘭杰原因，而實(shí)際有效匯率卻不是外商直接投資的格蘭杰原因。

3.5 脈沖響應(yīng)函數(shù)分析

從圖3可以看出，LNFDI投入一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差擾動(dòng)項(xiàng)對(duì)LNREER的沖擊從一個(gè)較低的水平上升一段時(shí)間后又以緩慢的速度下行。圖4表明LNREER對(duì)于LNFDI的沖擊比較低，雖然長(zhǎng)期中LNRRER對(duì)于LNFDI的沖擊有所增大，但水平一直不高。

圖3 LNFDI對(duì)于LNREER的脈沖響應(yīng)

圖4 LNREER對(duì)于LNFDI的脈沖響應(yīng)

3.6 方差分解

為了分析FDI對(duì)于REER的影響程度以及貢獻(xiàn)程度，本文引入方差分析法?；赩AR模型，對(duì)LNREER標(biāo)準(zhǔn)誤差進(jìn)行方差分解。從表6可以看出FDI在對(duì)REER變化的貢獻(xiàn)比重，從第4期的1.8%上升到第10期的9.5%，這說(shuō)明FDI對(duì)于REER增長(zhǎng)波動(dòng)的貢獻(xiàn)率較大，而且隨著時(shí)間的推移，其貢獻(xiàn)率呈現(xiàn)不斷增大的趨勢(shì)。

表6 有效實(shí)際匯率變動(dòng)的方差分解

4 結(jié)論分析

人民幣實(shí)際有效匯率與FDI之間不僅存在顯著相關(guān)性，而且也存在單向格蘭杰因果關(guān)系， 即外國(guó)直接投資會(huì)影響我國(guó)實(shí)際有效匯率。

一方面，匯率因素對(duì)外國(guó)的投資決策影響不大，外商更看重的是中國(guó)的市場(chǎng)、經(jīng)濟(jì)規(guī)模和開(kāi)放度等因素。人民幣匯率會(huì)在一定程度上影響外商投資量，但是相對(duì)影響力要小一些。隨著我國(guó)開(kāi)放力度的逐步加大，外商直接投資的不斷增加，外商在選擇中國(guó)作為其投資國(guó)還會(huì)考慮其他因素，比如投資國(guó)引資政策、投資環(huán)境、生產(chǎn)成本、政治穩(wěn)定等[6]。由于我國(guó)長(zhǎng)期以來(lái)一直實(shí)行比較優(yōu)惠的投資政策，而且我國(guó)勞動(dòng)生產(chǎn)力成本相對(duì)其他國(guó)家來(lái)說(shuō)具有絕對(duì)的優(yōu)勢(shì)，所以相對(duì)應(yīng)以上因素，外商在投資的過(guò)程中的匯率風(fēng)險(xiǎn)因素要少些。盡管最近我國(guó)人民幣升值對(duì)外商直接投資有不利影響，但是中國(guó)巨大的市場(chǎng)規(guī)模對(duì)外商投資者有很強(qiáng)的吸引力，近年來(lái)人民幣升值并沒(méi)有使得外商對(duì)華投資額明顯減少，這也說(shuō)明了外商投資者看好中國(guó)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。近年來(lái)外商直接投資的增加可能更多的是得益于中國(guó)好的經(jīng)濟(jì)形勢(shì)，來(lái)自于好的整體宏觀經(jīng)濟(jì)形勢(shì)，即人民幣升值并不會(huì)減少中國(guó)的外商直接投資數(shù)量，也說(shuō)明了當(dāng)前我國(guó)大額的外商直接投資并非匯率的低估而產(chǎn)生的。

另一方面，在研究人民幣實(shí)際有效匯率與FDI的關(guān)系中得出FDI對(duì)于REER的影響是顯著的。外商直接投資通過(guò)在投資不同階段的資本流動(dòng)及其對(duì)一國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易的影響直接影響我國(guó)的實(shí)際匯率水平。外商直接投資的增加會(huì)導(dǎo)致人民幣匯率的升值，外商直接投資的增加，一方面會(huì)帶來(lái)本國(guó)出口量的擴(kuò)大，經(jīng)常項(xiàng)目的順差增加，另一方面，外商直接投資的技術(shù)外溢效應(yīng)也提高國(guó)內(nèi)企業(yè)商品的出口競(jìng)爭(zhēng)力，擴(kuò)大出口量，最終導(dǎo)致了人民幣匯率的升值。反之外商直接投資的減少會(huì)導(dǎo)致人民幣匯率的貶值。

參考文獻(xiàn)

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3 檢驗(yàn)的步驟及結(jié)果

3.1 平穩(wěn)性檢驗(yàn)

3.1.1 LNREER序列的平穩(wěn)性檢驗(yàn)

為了避免出現(xiàn)偽回歸問(wèn)題，要對(duì)所用序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)[4]。首先運(yùn)用ADF檢驗(yàn)對(duì)LNREER進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。由表1可以得出LNREER有單位根，所以LNREER序列是不平穩(wěn)的。然后對(duì)D（LNREER）即LNREER的一階差分進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。由表2可知D（LNREER）通過(guò)了1%水平的單位根檢驗(yàn)，它是平穩(wěn)的。因此LNREER是一階單整的。

3.1.2 LNFDI序列的平穩(wěn)性檢驗(yàn)

分別對(duì)LNFDI以及D（LNFDI）進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。從表3和表4可以看出，LNFDI序列也是不穩(wěn)定的，但是D（LNFDI）序列是平穩(wěn)的，LNFDI變量是一階單整的。所以綜上可知，LNREER與LNFDI都是一階單整序列。

表1 LNREER的單位根檢驗(yàn)

表2 LNREER的一階差分的單位根檢驗(yàn)

表3 LNFDI的單位根檢驗(yàn)

表4 LNFDI的一階差分單位根檢驗(yàn)

3.2 協(xié)整檢驗(yàn)

Johansen協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果如圖1所示。根據(jù)跡檢驗(yàn)的結(jié)果以及最大特征根檢驗(yàn)的結(jié)果可以得出，檢驗(yàn)拒接了沒(méi)有協(xié)整關(guān)系的假設(shè)，接受了存在一個(gè)協(xié)整的關(guān)系的假設(shè)，在5%的顯著水平下，LNRRER變量與LNFDI變量之間存在長(zhǎng)期協(xié)整的關(guān)系。

圖1 Johansen協(xié)整檢驗(yàn)

3.3 VAR模型的穩(wěn)定性檢驗(yàn)

穩(wěn)定性檢驗(yàn)是判斷所有檢驗(yàn)有效性的基礎(chǔ)。如果所有的根模的倒數(shù)都小于1，即都在單位圓內(nèi)，則模型是穩(wěn)定的，相應(yīng)的檢驗(yàn)也是有效的；反之則無(wú)效。如圖2所示，VAR模型中所有的根模的倒數(shù)都小于1，則根模是穩(wěn)定的，后續(xù)進(jìn)行的檢驗(yàn)也是有效的。

圖2 VAR的根表

3.4 格蘭杰因果檢驗(yàn)

變量LNREER與LNFDI之間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系，但并沒(méi)有反映變量之間的因果聯(lián)系，因此需要進(jìn)行因果檢驗(yàn)，以確定變量間的引起和被引起的關(guān)系[5]。按照AIC和SC最小化準(zhǔn)則，選取滯后期為10，對(duì)序列LNREER與序列LNFDI進(jìn)行格蘭杰檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表5。

表5 格蘭杰因果檢驗(yàn)

根據(jù)表5格蘭杰因果檢驗(yàn)的結(jié)果，在10%的置信區(qū)間下，得出LNFDI即外商直接投資是LNREER實(shí)際有效匯率的格蘭杰原因，而實(shí)際有效匯率卻不是外商直接投資的格蘭杰原因。

3.5 脈沖響應(yīng)函數(shù)分析

從圖3可以看出，LNFDI投入一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差擾動(dòng)項(xiàng)對(duì)LNREER的沖擊從一個(gè)較低的水平上升一段時(shí)間后又以緩慢的速度下行。圖4表明LNREER對(duì)于LNFDI的沖擊比較低，雖然長(zhǎng)期中LNRRER對(duì)于LNFDI的沖擊有所增大，但水平一直不高。

圖3 LNFDI對(duì)于LNREER的脈沖響應(yīng)

圖4 LNREER對(duì)于LNFDI的脈沖響應(yīng)

3.6 方差分解

為了分析FDI對(duì)于REER的影響程度以及貢獻(xiàn)程度，本文引入方差分析法。基于VAR模型，對(duì)LNREER標(biāo)準(zhǔn)誤差進(jìn)行方差分解。從表6可以看出FDI在對(duì)REER變化的貢獻(xiàn)比重，從第4期的1.8%上升到第10期的9.5%，這說(shuō)明FDI對(duì)于REER增長(zhǎng)波動(dòng)的貢獻(xiàn)率較大，而且隨著時(shí)間的推移，其貢獻(xiàn)率呈現(xiàn)不斷增大的趨勢(shì)。

表6 有效實(shí)際匯率變動(dòng)的方差分解

4 結(jié)論分析

人民幣實(shí)際有效匯率與FDI之間不僅存在顯著相關(guān)性，而且也存在單向格蘭杰因果關(guān)系， 即外國(guó)直接投資會(huì)影響我國(guó)實(shí)際有效匯率。

一方面，匯率因素對(duì)外國(guó)的投資決策影響不大，外商更看重的是中國(guó)的市場(chǎng)、經(jīng)濟(jì)規(guī)模和開(kāi)放度等因素。人民幣匯率會(huì)在一定程度上影響外商投資量，但是相對(duì)影響力要小一些。隨著我國(guó)開(kāi)放力度的逐步加大，外商直接投資的不斷增加，外商在選擇中國(guó)作為其投資國(guó)還會(huì)考慮其他因素，比如投資國(guó)引資政策、投資環(huán)境、生產(chǎn)成本、政治穩(wěn)定等[6]。由于我國(guó)長(zhǎng)期以來(lái)一直實(shí)行比較優(yōu)惠的投資政策，而且我國(guó)勞動(dòng)生產(chǎn)力成本相對(duì)其他國(guó)家來(lái)說(shuō)具有絕對(duì)的優(yōu)勢(shì)，所以相對(duì)應(yīng)以上因素，外商在投資的過(guò)程中的匯率風(fēng)險(xiǎn)因素要少些。盡管最近我國(guó)人民幣升值對(duì)外商直接投資有不利影響，但是中國(guó)巨大的市場(chǎng)規(guī)模對(duì)外商投資者有很強(qiáng)的吸引力，近年來(lái)人民幣升值并沒(méi)有使得外商對(duì)華投資額明顯減少，這也說(shuō)明了外商投資者看好中國(guó)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。近年來(lái)外商直接投資的增加可能更多的是得益于中國(guó)好的經(jīng)濟(jì)形勢(shì)，來(lái)自于好的整體宏觀經(jīng)濟(jì)形勢(shì)，即人民幣升值并不會(huì)減少中國(guó)的外商直接投資數(shù)量，也說(shuō)明了當(dāng)前我國(guó)大額的外商直接投資并非匯率的低估而產(chǎn)生的。

另一方面，在研究人民幣實(shí)際有效匯率與FDI的關(guān)系中得出FDI對(duì)于REER的影響是顯著的。外商直接投資通過(guò)在投資不同階段的資本流動(dòng)及其對(duì)一國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易的影響直接影響我國(guó)的實(shí)際匯率水平。外商直接投資的增加會(huì)導(dǎo)致人民幣匯率的升值，外商直接投資的增加，一方面會(huì)帶來(lái)本國(guó)出口量的擴(kuò)大，經(jīng)常項(xiàng)目的順差增加，另一方面，外商直接投資的技術(shù)外溢效應(yīng)也提高國(guó)內(nèi)企業(yè)商品的出口競(jìng)爭(zhēng)力，擴(kuò)大出口量，最終導(dǎo)致了人民幣匯率的升值。反之外商直接投資的減少會(huì)導(dǎo)致人民幣匯率的貶值。

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