1994—2014年人民币实际有效汇率对中国FDI影响实证分析

王 芬

(湖北文理学院 经济与政法学院，湖北 襄阳 441053)

货币汇率与外商直接投资(FDI)关系的研究主要有3种观点：1)贬值促进FDI流入. 其中最著名的是Cushman于1988年提出的“相对生产成本效应”理论，认为当其它因素相同时，一国货币贬值将会使本国生产成本低于外国生产成本，特别是劳动成本，而这种成本的降低将会提高包括FDI在内的资本收益率，从而促进FDI流入[1]. Froot与Stein将本币贬值造成外国投资者在本国投资成本下降的作用称为“财富效应”.2)升值有利于FDI流入. 以Campa为代表，认为跨国公司的海外投资决策取决于其未来收益的期望值，一国货币越坚挺，进入该国市场未来收益的期望值就越高，也就会吸引越多的FDI，而货币贬值则有相反作用[2].Wakelin建立发达国家之间FDI与汇率变动的模型，得出“美国加强对东道国的FDI时，东道国货币出现升值现象即正向关系，而其他国家对美国进行FDI时，美元出现跃值现象即负向关系.”[3]持这种观点的人关注的是FDI的市场取向，如果FDI是市场导向型，投资公司看重的是东道国广大市场，投资目的在于占领东道国市场，那么货币升值必将促进FDI. 3)Goldberg和Kolstad建立了对发达国家的实证模型，得出“汇率贬值对于FDI没有任何显著影响”的结论[4]；Trcvinoa认为“影响FDI的因素主要有国内生产规模、消费价格指数和市场化程度，而汇率对FDI的影响很小，可以忽略不计”[4]；Jeanneret在研究金融工具发展时发现，在FDI的众多影响因素中，汇率已经微乎其微[5].

国内学者对汇率与FDI关系的研究主要集中在实证领域. 陈浪南对中美日三国汇率变动与FDI的关系进行了实证分析，发现人民币升值会引起我国FDI流入减少[6]. 张安梅通过协整检验以及误差修正模型(ECM)分析得出：从长期来看人民币升值会抑制FDI流入，但汇率的短期变动对FDI影响并不显著. 冯套柱、黎靖用Johansen协整检验与格兰杰因果检验对人民币实际有效汇率(REER)与FDI的关系进行实证分析得出：FDI与REER之间存在长期协整关系为负相关并且FDI与REER互为格兰杰因果关系[7]. 熊德平、俞佳佳等基于1983—2009 年数据检验基础上进行格兰杰因果分析，也认为人民币REER与FDI互为格兰杰因果关系. 而冯晓玲、张璐通过实证分析认为人民币REER与FDI之间存在长期协整关系且人民币实际有效汇率是FDI的格兰杰原因[8]. 谢罗奇、王双生以及张浩楠考察了汇率波动对FDI的影响，发现我国汇率波动与FDI的关系存在门槛效应，即大幅度汇率波动阻碍了FDI的流入，小幅度汇率波动促进FDI的流入. 只要保持实际有效汇率的相对稳定性，就能不断吸引FDI流入[9-10]. 王凯、庞震认为长期内REER贬值，促进了FDI 流入. 陈能帮通过对1995—2004年的月度数据进行分析得出结论：人民币汇率波动的剧烈程度、人民币汇率水平变动与FDI三者之间不存在协整关系. 不论人民币汇率是升值还是贬值，对FDI的影响均不显著[11].

本文以1994—2014年人民币REER和FDI为对象，采用ADF检验法进行实证检验，用格兰杰进行因果检验，试图进一步深入解释人民币汇率波动程度、人民币汇率变动与FDI之间的因果关系.

1 1994—2014年我国FDI发展状况分析

1.1 我国FDI基本情况

1) FDI小幅波动阶段(1994—2004年)1994年汇率改革后，人民币REER波动较大，但总体下降，即此阶段总体上人民币实际升值. FDI在此阶段处于缓慢增加状态. 1997年中国虽成功地抵御了亚洲金融危机，但1998年FDI流入开始减少，相较于1997年的442亿美元减少了4亿美元. 在经历低潮之后，2001年由于中国加入世界贸易组织，市场更加开放，FDI开始大规模流入. 2002年我国实际利用外资527.43亿美元，实际利用FDI额首次超过美国，成为全球实际利用外资最多的国家.[12]

2) FDI大幅上升阶段(2005—2008年)2005年7月21日，人民币开始实行以市场供求为基础、参考一篮子货币进行调节、有管理的浮动汇率制度. 从2005年到2008年，累计升值11.04%. 同期FDI大幅上升，在2005年达到1042亿美元，比2004年增加67.635，2008年高达1 815亿美元，比2005年上升了64.74%.[12]

3) FDI波动较大阶段(2009—2014年)在经历了2008年全球金融危机，2009年FDI下降至1311亿美元，但由于新一轮经济启动，我国经济仍保持较高速度增长，且REER在此阶段较平稳，在0～1%的区间内波动.在经历了2009年和2012年两个波谷后，2014年中国FDI首次超过美国达到1280亿美元，成为全球最大FDI目的国. 同时，我国实际利用外资也由2009年的900.33亿美元增加至2014年的1 195.6亿美元.[12]

1.2 我国FDI特点

1) FDI投资规模不断扩大 1994至2004年，FDI规模稳步上升. 1994年FDI为338亿美元，2005年为1 041亿美元，而2012年高达2 535亿美元，相较于1994年增加了5.5倍，相较于2005年，增加了1.43倍.[12]

2) FDI与REER(实际有效汇率)变化方向相同 从整体来看，FDI与人民币REER总体变化方向大致相同.1994—1997年，2000—2004年、2005—2008年，这几个阶段FDI与人民币REER的变动方向一致. 人民币REER升值，同时FDI不断增加.[13]

3) FDI投资结构逐渐多样化 我国吸收外商投资涉及工、农、林、牧、渔、交通、电力、金融、房产、科研等广泛领域，但投资主要集中在制造业，虽然制造业的占比由2004年的70.95%下降至2011年的52.10%[7]，但比重仍然很高. 2005年后，房地产业、租赁和商务服务业、金融服务业、计算机等高科技服务业、资本密集型产业的外商投资额占比有所上升.[13]

2 REER变动对我国FDI流入的影响实证分析

2.1 数据与变量的选取

本文选取1994—2014年相关数据进行分析. 其中，人民币REER数据源自国际清算银行网站，FDI数据来自国家商务部网站，经济增长率数据来自国家统计局. 为了克服时间序列数据中可能存在的异方差和更符合实际经济情况，本文对所有数据取自然对数，以InFDI表示直接投资的自然对数，以InREER表示人民币实际有效汇率的自然对数，InG表示以GDP增长率表示的经济增长率的自然对数. InFG表示FDI在GDP中的占比的自然对数. 本文运用Eviews6.0软件完成实证.

2.2 平稳性检验

本文采用 ADF(单位根)检验法对变量InREER、InFDI、InG、InFG以及这些变量的一阶差分进行平稳性检验，检验结果表1所示.

如表1所示，InFDI的 t 统计量为正值，均大于1%、5%、10%显著性水平下的临界值，因此不能接受原假设，InFDI序列存在单位根，即在1%、5%和 10%水平下是不平稳时间序列.InREER、InG 的t 值在 1%、5%、10%显著性水平下均大于临界值，因此InREER、InG为非平稳序列. InFG的t 统计量大于1%和5%显著性水平下的临界值，小于10% 显著性水平下的临界值，说明InFG在 10% 水平下平稳，在 5%和 1%显著性水平下不平稳. 对变量进行一阶差分处理后再进行单位根检验发现，除了 InG的一阶差分的t值大于 1%显著性水平的临界值，小于 5% 和 10%显著性水平下的临界值，InFDI的一阶差分、InREER的一阶差分、InFG的一阶差分的t 值均小于在1%、5%、10%显著性水平下的临界值. 因此，在5% 和10% 显著性水平下，InFDI的一阶差分、InREER的一阶差分、InG的一阶差分、InFG的一阶差分均是平稳序列，均为一阶单整.

表1 ADF检验结果

2.3 协整检验

如果2个及以上的非平稳时间序列的线性组合能构成平稳时间序列，则称这些非平稳时间序列是协整的. 协整检验可以揭示变量之间是否存在长期稳定的均衡关系. 常用协整分析方法主要有E-G两步检验法和Johansen极大似然法. 虽然本文实证分析只涉及两个变量，但由于E-G两步法不适用于小样本数据，故选用Johansen极大似然法来检验InFDI、InREER、InG、InFG之间的长期关系.

协整检验结果表明，在5%的显著性水平下，检验拒绝“不存在协整关系”和“最多存在一个协整关系”的原假设，接受“存在两个协整关系”假设. 因此，InFDI与InREER、InG、InFG之间存在长期关系，经过标准化得到的具体协整方程为：

说明从长期来看，人民币实际有效汇率与FDI之间存在正相关. 人民币实际有效汇率每升值1%，FDI增加1.82%，FDI与经济增长率之间也是正相关关系，而FDI与FDI在GDP中的占比之间则是负相关.

2.4 格兰杰因果检验

从协整检验结果可以看出InREER、InG、InFG、InFDI之间存在长期协整关系，在此基础上运用Granger方法检验InREER、InG、InFG 、InFDI之间的因果关系. 在根据AIC和SIC最小的准则确定最优滞后期为1的基础上，检验结果如表2所示.

由表2可知，第2、3、4行的检验统计量F＞F(4，13)=2.43，即拒绝原假设. 而其它行检验统计量结果均接受原假设. 所以，人民币实际有效汇率变动和FDI流入变动存在着双向格兰杰因果关系，即人民币REER是引起FDI流入变化的原因，FDI流入变动也是人民币REER的原因. FDI流入占GDP的比重与FDI流入存在单向因果原因，即FDI流入占GDP的比重变化是FDI流入的原因，反之则不成立. 而经济增长率与FDI、经济增长率与FDI占GDP的比重、人民币实际有效汇率与FDI占GDP的比重、人民币实际有效汇率与经济增长率这几个变量之间不存在因果关系.

表2 格兰杰检验结果

2.5 误差修正模型

FDI与人民币REER之间存在协整关系，但这种长期均衡关系存在是在短期动态过程不断调整下得以维持的，即在短期内存在一种将偏离的模型拉回原关系的拉力，这种短期动态过程可以通过构造误差修正模型来考察. 本文采用ECM模型，把协整关系的误差修正项看作一个解释变量引入一阶差分后的方程. 差分项可以反映短期波动的影响，误差修正项的系数反映变量过去值是否会影响变量当前值的信息，它的大小反映模型从非均衡到均衡状态的调整力度. 得到的误差修正模型表达式为：

式(2)中，误差修正项的t 值小于临界值t=2.1788，说明误差修正的效果不明显，FDI实际值与其均衡值的差距不能得到有效修正. 人民币REER、经济增长率、FDI在GDP中占比的t 值也均小于临界值，说明短期内，人民币REER变动、经济增长率变动、FDI在GDP中占比变动对FDI的影响不显著. 而该模型的可决系数R2=0.92，说明误差修正模型的拟合度较高. 因此，短期内FDI受实际有效汇率变动、经济增长率、FDI在GDP中占比等因素的影响较小，主要受其他因素如区位优势、劳动力优势、基础设施的完善等影响.

3 结语

根据1994—2014年人民币实际有效汇率对中国FDI影响实证分析，结果表明：

1) REER稳定是我国吸引FDI的一个重要因素

汇率稳定对FDI的影响主要表现在以下3个方面：第一，汇率频繁波动将使外商投资的成本发生波动，从而引起投资风险的不确定性增加，导致资本流入的减少. 这与冯晓玲、张璐的实证结果[5]一致. 其次，FDI在中国主要表现为出口导向型，汇率稳定有利于减少企业产品出口面临的风险. 第三，人民币汇率一定程度上保持稳定性也说明我国经济抵御外来冲击的能力较强，外商为寻求稳定的投资环境必然会趋向于增加在我国的投资.

2) REER对我国吸引FDI的长期影响显著

从长期来看，FDI对人民币REER的变化比较敏感，且呈现正相关. 人民币每升值1%，FDI增加1.82%，这与相对生产成本和相对财富理论不符合. 究其原因，廉价劳动、区位优势、经济增长等因素对FDI的吸引力远远大于外商因人民币升值对其产生的不利影响.

从短期来看，人民币REER对FDI流入的影响并不显著. 变量每变化1个单位，经济系统内部有0.12个单位的调整力度将出现的非均衡状态调整至直接投资的均衡状态，但调整速度较慢.

3) FDI流入的增长会导致REER的升值

通过格兰杰因果检验得到：FDI流入变动是人民币REER的格兰杰原因. 这说明FDI的增长会导致人民币汇率的升值. FDI的增加会带动本国出口增长，贸易顺差扩大. 另外，FDI的技术外溢效应会提高国内企业的生产率，提升产品技术含量，从而降低成本，增强企业商品的国际竞争力，进而扩大产品的出口量，最终会导致人民币汇率的升值. 这一实证检验结果很好地解释了现阶段人民币汇率不断攀升的经济现象.

[1]CUSHMAN D O. Real exchange rate risk, expectations and the level of direct investment[J]. Review of Economics and Statistics, 1985, 67(2): 297-308.

[2]CAMPA J M. Entry by foreign firms in the United States under exchange rate uncertainty[J]. Review of Economics and Statistics, 1993, 75(4): 614-622.

[3]GORG H, WAKELIN K. The impact of exchange rate variability on US direct investment [J]. Manchester School, 2002(70): 380-397.

[4]GOLDBERG L S, KLEIN M W. Foreign direct investment: trade and real exchange rate linkages in Southeast Asia and Latin America[R]. Cambridge:NBER Working Paper, 1997: 6344.

[5]JEANNERET A. Does exchange rate volatility really depress foreign direct investment in OECD countries?[J]. Interactional Centre for Financial Asset Management and Engineering, University of Lausanne, Switzerland, Working Paper, 2005.

[6]陈浪南. 外汇储备增长影响因素的比较分析[J]. 上海金融, 2009(9): 70-73.

[7]冯套柱, 黎 靖. 人民币实际有效汇率对外商直接投资影响的实证研究[J]. 财会月刊, 2012(27): 27-30.

[8]冯晓玲, 张 璐. 人民币实际有效汇率对中国吸引外商直接投资的影响分析[J]. 财经问题研究, 2011(11): 56-61.

[9]谢罗奇, 王双生. 人民币实际有效汇率波动对FDI的影响——基于1980—2005年的数据[J]. 北华大学学报, 2007(5): 18-21.

[10]张浩楠. 人民币实际有效汇率对FDI流入的影响[J]. 金融理论与实践, 2008(5): 76-79.

[11]王 凯, 庞 震. 人民币实际有效汇率、FDI与中国经济增长——兼论巴拉萨-萨缪尔森效应在中国的适用性[J]. 金融发展研究, 2009(6): 7-10.

[12]中国商务部. 全国利用外资情况统计[DB/OL]. (2015-01-23)[2015-03-01]. http://www.mofcom.gov.cn/article/tongjiziliao/v/.

[13]中国国家统计局. 中国统计年鉴2014[DB/OL]. (2015-03-12)[2015-03-20]. http://www.stats.gov.cn/tjsj/ndsj/2014/indexch.htm.