升值背景下人民币汇率、FDI与经济增长动态时变效应研究(上)

内容提要：本文运用Pesaran边限协整检验方法系统地研究了升值背景下人民币汇率、FDI与经济增长之间的动态时变效应。研究发现，人民币汇率、FDI与经济增长在样本期内存在显著的长期均衡关系，人民币升值和经济增长均对FDI的流入具有明显的促进作用。而经济增长与FDI的流入对人民币汇率的反馈机制并不存在，FDI流入对于经济增长的促进作用也不明显，表现出强烈的以“投机套利”为主要目的的“本土特征”模式。且同期的向量误差修正分析同样表明，人民币汇率和经济增长能够有效促进FDI流入，而经济增长和FDI流入对于人民币汇率变动的反馈机制依然不存在。这意味着政府当局在保持经济适度规模增长的同时，尤其需要保持审慎的态度制定适当的政策保持汇率稳定，以避免人民币升值过快而导致外资迅速流入进行投机套利活动。

关键词：人民币汇率，外商直接投资，经济增长，动态时变效应

作者简介：潘锡泉 郭福春，浙江金融职业学院金融系 

一、引言

伴随外商直接投资(FDI)对世界各国经济的增长效应日益显现，关于人民币汇率、外商直接投资(FDI)与经济增长之间呈现何种关系的问题备受各方关注。尤其是自2005年7月汇改以来，人民币汇率保持持续升值态势以及2008年席卷全球的金融危机冲击，2010年的二次汇改和2011年2月10日人民币兑美元汇率首次历史性地突破1∶6.3等事件的影响使得汇率波动幅度加大，导致其对国内经济增长和国际资本流动的影响也更为显著。由此，人民币汇率变动(或升值)对FDI流入和经济增长的影响作用机制如何?经济增长又是如何影响国际资本流动和人民币汇率?FDI的变化又是如何影响到经济增长和人民币汇率?这些问题更是引起了国内外学者的关注。

据此，国内外学术界进行了大量研究，也取得了较为丰硕的成果。从研究结果来看，主要存在两种截然不同的观点。

第一种观点是以Cushman(1985)、Froot和Stein(1991)为代表的人民币汇率贬值促进了FDI的流入，他们得出这一观点的主要原因归结于“相对生产成本理论”(Cushman，1985)和“相对财富假说理论”(Froot和Stein，1991)。他们认为，一国货币的贬值会降低当地商品生产的成本，提高FDI的回报率和外国投资者的相对财富。与此同时，陈浪南(1999)对中美日三国汇率变动与FDI的关系进行了实证分析也发现人民币的升值会引起我国FDI流入的减少。谢建国(2005)、邱立成和刘文军(2006)等的研究也得到了类似的结论。第二种观点则是以Campa(1993)和Benassy-Quere(2001)为代表的人民币汇率升值能够促进FDI的流入。他们认为，跨国公司在国外的投资取决于其未来收益的期望值，若投资国货币越坚挺，进入该国市场未来收益的期望值就越高，也就会吸引更多的FDI。也就是说，当一国货币真实升值时，这个国家的企业就可以用更低的成本获得国外的资产，从而促进FDI的流入。Benassy-Quere(2001)同时还指出，汇率水平对FDI的影响与外商直接投资的市场取向有关，他认为，如果投资者以东道国市场为目标，东道国的货币升值扩大了东道国的相对市场规模，从而能够使FDI增加。潘锡泉和项后军(2010)的经验研究也表明，人民币汇率升值能够迅速引起国外游资(热钱)流入进行投机套利活动。

此外，关于人民币汇率与经济增长、FDI与经济增长之间的关系，Dornbusch和Wemer(1994)、Berument和Pasaogullari(2003)、萧政和沈艳(2002)、曾铮和陈开军(2006)、卢万青和陈建梁(2007)等国内外学者展开了丰富的研究。一般理论认为，汇率贬值对经济增长的作用既有“扩张效应”又有“紧缩效应”，一般逻辑下扩张效应强于紧缩效应，而经验研究却表明，不同国家汇率变动对经济增长产生的动态时变效应具有不确定性。例如，Dornbusch和Wemer(1994)以墨西哥为研究对象发现，汇率贬值对经济增长有较强的扩张作用；而Berument和Pasaogullari(2003)的研究则发现，长期内汇率贬值对一国经济增长不具有较强的扩张效应，甚至有较强的紧缩效应。曾铮和陈开军(2006)的研究则认为，人民币实际有效汇率上计会导致外资流入减少，对总体经济增长不利，进而对FDI的流入不利。卢万青和陈建梁(2007)则认为，人民币汇率在一定范围内的升(贬)值，对我国经济增长的影响较小，但如果人民币大幅度波动，则产生较大的影响。而关于FDI与经济增长之间的关系，萧政和沈艳(2002)从中国和其他23个发展中国家总量时间序列的分析发现，国内生产总值与FDI之间存在着相互影响、相互促进的互动关系。另外，贺红波和屠新曙(2005)在运用MWALD方法进行非平稳变量的Granger因果检验基础上，运用两变量的EG方法进行协整检验发现，GDP与FDI之间存在长期稳定均衡的关系，GDP不是引起FDI的Granger原因，而FDI却是引起GDP增长的Granger原因。得到类似结论的实证研究还有薄文广(2005)、姚树洁(2008)、岳书敬(2008)等，他们认为，FDI与中国经济增长之间也存在稳定的正向均衡效应以及单向因果关系，FDI的增长是GDP增长的Granger原因。但也有部分学者(譬如何晓琦，2005)的研究发现外资对我国经济增长并没有显著的影响。

纵观上述文献，尽管现有研究已取得了丰富的成果，却仍然存在以下一些较为明显的不足：

其一，既有研究似乎均是单独研究人民币汇率和FDI，或者FDI与经济增长之间的两两关系，而忽视了人民币汇率、FDI和经济增长三者之间的变动往往是相互影响、不可分割的完整体系这一事实。因此，若忽略三者之间的动态效应分析，而仅仅研究两两之间的关系，显然会不利于对问题进行深入的探究。

其二，无论是研究FDI与人民币汇率还是FDI与经济增长之间的关系，仍未能得到较为一致的结论，一方面可能源于现有文献普遍采用简单线性回归，抑或是因果检验等计量方法的缺陷，另一方面可能源于现有文献均是采用年度数据，至多采用季度数据，致使样本容量过小，不能得到精确的结论。

其三，在计量方法使用上，现有研究普遍采用基于同阶单整基础上的EG两步法协整检验方法和基于VAR模型的Johansen协整检验方法，而现实情况中，诸如FDI、人民币汇率等变量可能会由于经济危机，以及汇率制度改革等外界因素的冲击而呈现非一阶单整现象，若仍然采用传统的基于同阶单整的方法进行检验，显然会得到错误的结论。

据此，针对这些问题，本文首次将人民币汇率、FDI与经济增长三者联系起来，运用能够更为精细地刻画人民币汇率、FDI与经济增长随时间变化的月度数据，以及Pesaran等(2001)提出的能够有效规避非同阶单整情况下的协整检验方法，系统地研究三者之间的动态时变效应，以期得到更为可信的结论，为政府当局制定科学、合理的政策建议提供更为丰富的实证结果。

二、数据来源与模型设定

1.数据来源与说明

本文进行实证研究的样本期为2000年1月至2011年5月，共计137个样本。外商直接投资(FDI)用当月外资利用额代替，反映当月外商直接投资利用情况，数据来自中宏数据库；通常情况而言，一国的GDP是衡量经济增长水平的最佳变量，但鉴于国内没有月度GDP的统计数据，因此参照潘锡泉和项后军(2010)以及国内学者普遍采用的方法，用工业增加值作为经济增长水平的近似代替变量，数据来自CCER数据库；汇率用人民币名义有效汇率代替，数据来自国际货币基金组织国际金融统计在线数据库，名义有效汇率为间接标价法，数值增长表示人民币升值，反之，表示贬值。所有变量均经CPI平减处理为实际值。

此外，针对外商直接投资(FDI)及工业增加值数据表现出很强的季节性问题，遵循一般文献的做法，将各变量进行X一12季节调整，为减小异方差性，同样采用一般文献的做法，对各变量进行取对数处理。

2.变量平稳性检验

由于大多数时间序列数据生成过程都是非平稳的，为避免在使用传统的协整方法检验和估计时可能会出现伪回归问题，我们首先需要对各时间序列变量数据的稳定性进行检验，通过Eview6.0软件的ADF单位根检验，得到检验结果如表1所示。

表1 ADF单位根检验结果(2000年1月至2011年5月)

注：(1)***、**分别表示1%、5%显著性水平显著；(2)(C，T，L)分别表示截距项、趋势项和滞后期；(3)Δ表示变量的一阶差分。

由表1的ADF单位根检验结果可知，人民币实际有效汇率(经CPI平减处理)和经济增长变量均无法拒绝存在单位根的原假设，而一阶差分变量均能在5%或1%的显著性水平上拒绝原假设，因此人民币实际有效汇率和经济增长变量均为一阶单整变量。然而，表1的检验结果表明，外商直接投资变量拒绝存在单位根的原假设，意味着外商直接投资在样本期内为平稳变量^①。

3.Pesaran边限协整检验(bounds testing)方法介绍

由表1的单位根检验结果可知，人民币实际有效汇率、经济增长变量和外商直接投资变量并不全是同阶单整变量，因此，传统意义上的检验协整关系的E-G两步法和Johansen协整检验方法均不能有效检验非同阶单整意义下的协整关系。

所幸的是，Pesaran等(2001)提出了解决非同阶单整协整检验的自回归分布滞后方法(ARDL)，该方法是由Charemza和Deadman(1992)最早提出，经Pesaran和Smith(1998)、Pesaran和Shin(1999)、Pesaran et al.(2001)等人逐步完善和推广。

其协整检验的主要思想是由边限检验法(bounds testing)确定变量之间是否存在长期均衡关系(协整关系)，然后在协整关系存在的前提下估计变量间的相关系数。在考虑滞后效应的模型中具有很好的应用性，而且具有非常好的小样本性质和处理不同阶(变量最高阶数均不超过1)的独特魅力。具体步骤为：

(1)首先对各差分变量进行充分滞后，并利用AIC或SBC准则选择最佳的滞后期。

(2)然后利用边界临界值进行检验(bounds testing)，判断变量间是否存在长期平稳关系^②。如果平稳，则将其引入无约束误差修正模型。

(3)再利用AIC或SBC准则并结合其他诊断标准最终确定ARDL模型的形式。

(4)最后估计出变量间的长期协整和短期动态调整关系。

4.人民币汇率、FDI与经济增长动态时变效应模型设定

根据Pesaran等(2001)的研究，建立本文的检验人民币汇率、FDI与经济增长之间长期均衡关系的短期动态时变效应ARDL-ECM计量模型如式(1)^③所示。

(1)

三、人民币汇率、FDI与经济增长动态时变效应实证检验及传导机制分析

1.人民币汇率、FDI与经济增长边限协整检验(bounds testing)及协整方程估计

运用Microfit 4.0软件对人民币汇率、FDI与经济增长之间是否存在协整关系进行边限检验，检验结果如表2所示。

由表2可知，以FDI(或经济增长变量)为因变量，人民币汇率、经济增长变量(或FDI)为自变量，则三者之间存在显著的协整关系，而以人民币汇率为因变量，FDI和经济增长变量为自变量时，三者之间并不存在显著的协整关系。这意味着人民币汇率以及经济增长(或FDI)的变动对FDI(或经济增长)具有显著的影响作用，而FDI和经济增长的变动对人民币汇率的影响作用并不明显。

为进一步探究人民币汇率以及经济增长(或FDI)的变动对FDI(或经济增长)的具体影响机制，对此估计以FDI(或经济增长变量)为因变量的协整方程分别为式(2)和式(3)：

lnFDI=-5.2844+0.8896lnREER+0.6075lnGDP (2)

(-2.18^**) (2.13^**) (5.31^***)

lnGDP=249.7443-30.8779lnREER-20.1717lnFDI (3)

(-2.16^**) (-3.16^**) (-1.14^**)

责任编辑：夏雨