人民幣匯率波動對中哈直接投資的效應(yīng)研究

李欣欣　黃安仲

摘要：文章采用2005年到2015年的月度數(shù)據(jù)，運用協(xié)整與誤差修正模型研究人民幣實際匯率和匯率波動對中哈直接投資的影響，結(jié)果發(fā)現(xiàn)：在長期內(nèi)人民幣升值能夠促進(jìn)我國對哈薩克斯坦直接投資，匯率波動劇烈不利于我國對哈薩克斯坦直接投資；在短期內(nèi)人民幣升值會抑制我國對哈薩克斯坦直接投資，匯率波動劇烈有利于我國對哈薩克斯坦直接投資。根據(jù)實證分析的結(jié)果，提出改革人民幣匯率制度、完善金融市場建設(shè)、推進(jìn)人民幣國際化進(jìn)程等優(yōu)化我國對哈薩克斯坦直接投資的相關(guān)政策建議。

關(guān)鍵詞：實際匯率；直接投資；GARCH模型；協(xié)整檢驗；誤差修正模型

從1992年建交開始，我國對哈薩克斯坦直接投資的發(fā)展越來越迅速，直接投資總額在2012年達(dá)到了241億美元。當(dāng)前，“絲綢之路經(jīng)濟帶”又給我國與哈薩克斯坦經(jīng)濟合作帶來了更大的發(fā)展機遇，我國對哈薩克斯坦直接投資的規(guī)模勢必也會越來越大。我國對哈薩克斯坦調(diào)整GDP后的直接投資總體呈先上升后下降的趨勢：2005～2006，2007～2010，2011～2012這三個階段都是上升的，2006～2007，2010～2011，2013～2015這三個階段都是下降的。

當(dāng)前階段，人民幣升值壓力不斷增大，堅戈貶值預(yù)期不斷增加。人民幣實際匯率在2005年1月～2009年7月波動上升，2009年8月～2015年7月變化浮動較小，比較平穩(wěn)，2015年8月～2015年12月呈劇烈上升趨勢。

另外，人民幣兌堅戈的匯率波動呈現(xiàn)不確定趨勢，匯率波動率整體在0.9～1.1范圍內(nèi)波動，但是在2015年10月，11月，12月和2014年4月和2009年4月波動比較劇烈，在2009年5月和2014年5月波動比較小。人民幣和堅戈兩種貨幣匯率之間的頻繁變動是否會對我國對哈薩克斯坦直接投資產(chǎn)生影響以及產(chǎn)生什么樣的影響？本文將對這一問題進(jìn)行分析。

一、人民幣兌堅戈匯率波動的GARCH檢驗

計量經(jīng)濟學(xué)一般用ARMA、GARCH或SV模型來測算變量的波動性，本文人民幣實際匯率波動率是通過GARCH模型測算出來的。誤差項存在條件異方差性是GARCH模型的前提條件，所以首先運用LM方法來檢驗?zāi)Ｐ停?）是否存在GARCH效應(yīng)。根據(jù)GARCH的要求，檢驗分為三個步驟：

第一步，對匯率原始數(shù)據(jù)進(jìn)行ADF檢驗，旨在判斷統(tǒng)計數(shù)據(jù)是否具有穩(wěn)定性。因為在應(yīng)用 GARCH 模型時，變量必須是平穩(wěn)的，且在0.05的顯著性水平下，檢驗結(jié)果表明，時間序列數(shù)據(jù)RERt接受存在一個單位根的原假設(shè)，表明這個數(shù)據(jù)序列不平穩(wěn)。變量的一階差分ΔRERt不接受存在一個單位根的原假設(shè)，也就是說這序列具有平穩(wěn)性，且在0.05的顯著性水平下。因此，變量的一階差分符合GARCH 模型對數(shù)據(jù)的要求。

第二步，變量的自相關(guān)性檢驗。如果時間序列各期值之間存在著相關(guān)關(guān)系即存在自相關(guān)性，模型參數(shù)估計值就不具有最優(yōu)性。本文選用相關(guān)圖和Q統(tǒng)計量檢驗方法來檢驗DRERt時間序列是否存在自相關(guān)性，檢驗結(jié)果見圖1。

通過觀察序列的相關(guān)圖和偏相關(guān)圖，發(fā)現(xiàn)該序列存在1階自相關(guān)性，說明DRERt時間序列只與它的前一期值相關(guān)。本文采用廣義差分法來修正DRERt的1階自相關(guān)性問題。

對其進(jìn)行AR（1）估計得：

DRERt=17.76496+1.068640DERt-1

R2=0.976991F=5477.551（1）

R2值很高，F(xiàn)統(tǒng)計值也很大，表明該模型的統(tǒng)計量很顯著，整體擬合優(yōu)度很高，說明該模型選擇是合理的。

第三步，人民幣匯率波動的GARCH-LM檢驗。

在0.01的顯著性水平下，模型（2）的誤差項序列一直到滯后4階都存在GARCH效應(yīng)。本文選用2階滯后階數(shù)建立AR（1）-GARCH（2）模型如下：

均值方程：

DRERt=26.39854+0.990932DRERt-1+εt（2）

方差方程：

δ■■=1.066018+0.469073δ■■-0.161154

δ■■

R2=0.970847 F=150.8566

AIC=2.412050（3）

R2和F值比較大，AIC值比較小，方差方程中的擬合優(yōu)度比較好，各個系數(shù)的統(tǒng)計量也很顯著。為了檢驗該方程的誤差項是否存在條件異方差性，再進(jìn)行GARCH-LM 檢驗。檢驗結(jié)果表明（檢驗結(jié)果見表1），拒絕原假設(shè)的概率隨著滯后階數(shù)的增加而增大，表明該方程不存在條件異方差性。因此本文使用AR（1）-GARCH（2） 模型計算出來的方差方程（3）作為人民幣實際匯率波動值。

二、人民幣匯率及其波動對中哈直接投資的影響

（一）模型構(gòu)建

為了考察人民幣兌堅戈匯率水平及匯率波動是否影響了中國對哈薩克斯坦直接投資，本文建立計量模型如下：

OFDIt=C+β1RERt+β2VOLt+μ（4）

OFDIt代表中國對哈薩克斯坦的直接投資，RERt衡量的是人民幣兌堅戈匯率的真實水平，VOLt是人民幣兌堅戈實際匯率的替代變量。

對外直接投資存在市場規(guī)模效應(yīng)，當(dāng)其他因素不變時，一國的經(jīng)濟規(guī)模會影響該國對外直接投資的發(fā)展。因此，本文使用中國對哈薩克斯坦直接投資選用OFDI與實際GDP的比值作為衡量指標(biāo)。人民幣兌堅戈實際匯率能真實地反映出人民幣的實際購買力，所以本文選用人民幣兌堅戈實際匯率來衡量我國人民幣匯率水平。對外直接投資不僅受匯率水平的影響，也受到匯率波動率的影響，所以本文選用匯率波動率VOLt作為模型的控制變量。

（二）變量的解釋及數(shù)據(jù)來源

中國對哈薩克斯坦直接投資（OFDIt）。本文選用《中國統(tǒng)計年鑒》（2016）中2005～2015年的國內(nèi)生產(chǎn)總值和國內(nèi)生產(chǎn)總值指數(shù)年度數(shù)據(jù)，以及哈薩克斯坦國家銀行網(wǎng)站中的中國對哈薩克斯坦直接投資的2005～2016的年度數(shù)據(jù)。先用國內(nèi)生產(chǎn)總值和國內(nèi)生產(chǎn)總值指數(shù)的比值計算出我國實際GDP，然后計算出OFDI與實際GDP的比值作為中國對哈薩克斯坦直接投資的年度數(shù)據(jù)，接著通過Eviews軟件將年度數(shù)據(jù)轉(zhuǎn)換為月度數(shù)據(jù)，最終得出2005～2015年中國對哈薩克斯坦直接投資的樣本數(shù)據(jù)。

人名幣匯率（RERt）。本文從哈薩克斯坦國家銀行網(wǎng)站獲得2005～2015年人民幣兌堅戈名義月度匯率和哈薩克斯坦的月度CPI，從wind咨詢網(wǎng)站上獲取我國2005～2015年的CPI月度數(shù)據(jù)。先計算計算哈薩克斯坦CPI與我國CPI的比值，再乘以同期人民幣名義匯率，最終得出人民幣兌堅戈實際月度匯率。

匯率波動率（VOLt）。本文運用人民幣實際匯率數(shù)據(jù)通過GARCH計量模型計算出人民幣匯率波動率。

（三）ADF檢驗

當(dāng)模型存在非平穩(wěn)變量數(shù)據(jù)時，傳統(tǒng)的計量經(jīng)濟分析可能會出現(xiàn)偽回歸現(xiàn)象，檢驗統(tǒng)計結(jié)果很可能會無效，由此推出的結(jié)論也可能是不正確的，所以事先檢驗?zāi)Ｐ椭凶兞繑?shù)據(jù)是否具有平穩(wěn)性非常重要。本文運用ADF檢驗方法來檢驗?zāi)Ｐ椭械淖兞渴欠窬哂衅椒€(wěn)性。

在0.05的顯著性水平下，時間序列數(shù)據(jù)OFDIt、RERt和VOLt全部都接受存在一個單位根的原假設(shè)，表明這三個數(shù)據(jù)序列都不平穩(wěn)。時間序列ΔOFDIt、ΔRERt和ΔlnVOLt在0.05的顯著性水平下，ΔOFDIt、ΔRERt和VOLt全都不接受存在一個單位根的原假設(shè)，也就是說這三個序列都具有平穩(wěn)性。ΔOFDIt、ΔRERt和ΔlnVOLt都是一階單整變量。

（四）協(xié)整檢驗

為了分析人民幣兌堅戈實際匯率以及匯率波動率與我國對哈薩克斯坦直接投資是否存在長期均衡關(guān)系，本文選用協(xié)整檢驗來研究該三變量之間存在的關(guān)系，檢驗結(jié)果見表2，35.00487>29.79707，即跡統(tǒng)計量大于5%水平下的臨界值，則不接受原假設(shè)。表明ΔOFDIt、ΔRERt和ΔlnVOLt三變量存在協(xié)整關(guān)系。

■=0.020464RERt-3.021303VOLt（5）

實際匯率對我國對哈直接投資的系數(shù)為正，表明實際匯率與我國對哈直接投資呈正相關(guān)關(guān)系，即人民幣升值可以刺激我國對哈薩克斯坦直接投資的增長。具體而言，實際匯率水平每上升1個單位即人民幣每升值一個單位，就可以提高我國0.020464個單位的對哈薩克斯坦直接投資。匯率波動對我國對哈薩克斯坦直接投資的系數(shù)為負(fù)，表明匯率波動與我國對哈薩克斯坦直接投資呈負(fù)向相關(guān)關(guān)系。具體來說，匯率波動水平每上升（下降）1個單位，我國的對哈薩克斯坦直接投資將降低（提升）3.021303個單位。

（五）建立向量誤差修正模型（VECM）

為了分析人民幣兌堅戈實際匯率以及匯率波動率與我國對哈薩克斯坦直接投資是否存在短期均衡關(guān)系，本文選用VECM模型來檢驗三變量之間的短期關(guān)系，結(jié)果表明模型的對數(shù)似然函數(shù)值為257.5350，AIC和SC的值分別為-4.3397405和-4.148788，模型整體的擬合優(yōu)度較高，解釋能力較好。該模型回歸結(jié)果表明我國對哈薩克斯坦直接投資水平在很大程度上會受到實際匯率水平和匯率波動率的影響。誤差修正機制要求誤差修正項系數(shù)應(yīng)該在-1到0之間，只有這樣才存在調(diào)整機制。本模型的誤差修正項系數(shù)是-0.000106滿足該要求，所以可以修正-0.0106%的每期實際發(fā)生的中國對哈薩克斯坦直接投資水平與長期均值的偏差。人民幣實際匯率和匯率波動率對中國對哈薩克斯坦直接投資的短期彈性系數(shù)分別為-0.004527和0.0016，即短期內(nèi)人民幣升值不能促進(jìn)我國對哈薩克斯坦的直接投資，匯率波動增大在短期內(nèi)有利于我國對哈薩克斯坦的直接投資。人民幣匯率和匯率波動率短期系數(shù)都明顯小于長期系數(shù)，所以我國對哈薩克斯坦直接投資受到人民幣匯率與匯率波動率的影響是長期的?？偠灾嗣駧派翟陂L期內(nèi)對我國對哈薩克斯坦直接投資起到了一個促進(jìn)的作用，在短期內(nèi)不利于我國對哈薩克斯坦直接投資；匯率波動在長期內(nèi)對我國對哈薩克斯坦直接投資起到抑制作用，在短期內(nèi)對我國對哈薩克斯坦直接投資起到促進(jìn)作用。

三、結(jié)論及政策建議

本文研究發(fā)現(xiàn)，人民幣實際匯率、匯率波動率和我國對哈薩克斯坦直接投資三變量之間存在長期穩(wěn)定均衡關(guān)系。在長期內(nèi)，人民幣升值有利于我國對哈薩克斯坦的直接投資，匯率波動不利于我國對哈薩克斯坦的直接投資；在短期內(nèi)，人民幣升值不利于我國對哈薩克斯坦的直接投資，匯率波動率對我國對哈薩克斯坦的直接投資起到促進(jìn)作用。

（一）改革人民幣匯率制度

我國應(yīng)加快人民幣匯率市場化，使人民幣的匯率形成機制更加靈活，并且在長期內(nèi)保持人民幣平穩(wěn)增值。相對穩(wěn)定的人民幣匯率水平可以在一定程度上降低企業(yè)投資的匯率風(fēng)險，提高企業(yè)的投資信心。雖然人民幣貶值有利于外資的流入，但是可能會引起其他國家的報復(fù)行為，不利于我國經(jīng)濟的長期穩(wěn)定發(fā)展。

（二）完善金融市場建設(shè)

我國金融市場相對其他發(fā)達(dá)國家在很多方面仍然不完善，企業(yè)規(guī)避匯率風(fēng)險的方法比較欠缺。因此，我國應(yīng)該盡快完善金融市場的建設(shè)，為企業(yè)規(guī)避匯率風(fēng)險提供多樣化的金融衍生工具。此外，企業(yè)也應(yīng)該不斷提高金融衍生工具的熟練度，進(jìn)而能夠根據(jù)具體的匯率風(fēng)險情況選擇最優(yōu)的金融衍生工具。

（三）推進(jìn)人民幣國際化進(jìn)程

一國的貨幣如果是國際貨幣，從結(jié)算、匯兌等方面均能有利于本國企業(yè)對外投資。從長期來看，貨幣國際化能夠在一定程度上降低本國企業(yè)對外直接投資中遇到的匯率風(fēng)險。當(dāng)前，亞洲基礎(chǔ)設(shè)施投資銀行創(chuàng)始成員國共有 57 個，我國作為亞投行的發(fā)起國應(yīng)該借此時機促使人民幣走出去，推進(jìn)人民幣國際化進(jìn)程。

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[5]劉磊，張猛.匯率變動對日本在亞洲FDI的影響[J].商業(yè)研究，2013（03）.

*基金項目：教育部國別研究基地項目《哈薩克斯坦社會熱點問題研究》。

（作者單位：李欣欣，江蘇師范大學(xué)商學(xué)院；黃安仲，江蘇師范大學(xué)淮海發(fā)展研究院）