会员登录
会员注册式(2)的协整方程显示，人民币汇率对FDI具有正向的影响机制，意味着人民币每升值1个单位，会促进FDI的流入，而人民币贬值却会抑制FDI的流入，这一实证结果并不符合Cushman(1985)提出的“相对生产成本效应”理论和Froot与Stein(1991)提出的“相对财富假说”理论，却与Campa(1993)和Benassy-Quere(2001)研究得到的结论较为一致。这意味着，人民币升值一方面使得投资国(我国)货币越坚挺，进入我国市场未来收益的期望值就越高，也就吸引更多的FDI流入国内；另一方面，当我国实际有效汇率升值时，国内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；与此同时，人民币升值也会引起国外资本(游资、热钱)流入进行投机套利活动，对国际游资的流入具有很强的吸引作用(卢万青和陈建梁，2007)，这一实证结果与潘锡泉和项后军(2010)研究得到的结论较为一致。于是，在这些共同因素的驱使下，使得人民币升值对FDI的流入产生强劲的促进作用。
表2 Pesaran边限协整检验的F统计量值(样本区间：2000年1月至2011年5月)
注：***表示1%水平存在协整，**表示5%水平存在协整，*表示10%水平存在协整。自变量个数k=2，F统计量的Pesaran 5%上临界值为4.85，下临界值为3.79；1%上临界值为6.36，下临界值为5.15。
此外，实证结果显示，国内产出每增长1个百分点将会促进FDI流入0.6075个百分点，这一点与理论预期一致，表明一国经济的迅速发展会提高资本回报率，从而促进外资的流入，这与萧政和沈艳(2002)、王凯和庞震(2009)等研究得到的结论较为一致，表明经济增长对FDI流入存在某种程度上的促进和推进效应。而与部分学者(譬如沈坤荣和耿强，2001；贺红波和屠新曙，2005；蒋长流和代军，2007)研究认为经济增长并不是FDI流入的Granger原因，而FDI是经济增长的Granger原因这一观点存在一定的差异。却与现实情况中人民币升值背景下经济迅速增长引起FDI流入的现象较为吻合。
进一步从式(3)的协整方程可以发现，人民币汇率对经济增长表现为紧缩作用，这一点也较为容易理解，当我国人民币汇率升值时，将直接影响到我国的进出口，使得我国出口减少，进口增加，进而直接影响到经济的增长。这与近年来，尤其是2008年金融危机前后，伴随人民币汇率的持续升值，我国沿海地区大量企业倒闭，经济增速迅速放缓的现实情况相当吻合。与此同时，式(3)的协整方程表明，FDI的流入对经济增长并没有实质意义上的影响，这同样与国内部分学者(譬如沈坤荣和耿强，2001；贺红波和屠新曙，2005；蒋长流和代军，2007)研究认为经济增长并不是FDI流入的Granger原因，而FDI是经济增长的Granger原因这一观点存在一定的差异。却与何晓琦等(2005)研究得到FDI对经济增长并没有显著影响的结论较为一致。细究其原因，可能要归结于我国FDI流入更多的可能是由于投机活动引起的，而并不是实质意义上促进我国经济建设的资本流入，由此也就不能有效地促进我国经济的增长，这可能就是FDI在我国所特有的“本土特征”表现形式。
2.人民币汇率、FDI与经济增长向量误差修正分析
由于人民币汇率、FDI与经济增长之间存在稳定的长期协整关系，根据Granger表示定理，一定存在描述由短期动态向长期均衡调整的误差修正模型，得到以FDI为因变量的相应的误差修正模型如(括号内为t统计量)式(4)所示：
ΔlnFDIt=-0.36ECMt-1-1.9+0.21863ΔlnGDPt+0.32014ΔlnREERt (4)
(-5.39***) (-2.14**) (3.72***) (2.09**)
由式(4)的向量误差修正模型得到，其误差修正项系数为负，且在统计上显著，这表明FDI具有较强的自我修正机制。FDI受人民币汇率变动和经济发展水平的短期影响均较为显著。相应地，人民币汇率的短期动态影响效应系数，以及经济增长变量对FDI的影响效应系数与长期协整方程得到的影响效应系数一致，这说明我国人民币汇率升值与我国经济社会的快速发展对FDI流入表现出强烈的促进效应，这也再次印证了协整方程得出的结论。这表明，无论是长期内还是短期内，人民币汇率的升值能够有效地通过促进经济的增长进而促进FDI的流入。特别是近年来，人民币汇率的持续升值以及一次次历史性的突破引起的“宣示”效应，对于我国经济的发展起到强劲的推进作用，使得我国成为外商投资的集聚地。
同样可以得到以经济增长变量为因变量的相应的误差修正模型如(括号内为t统计量)式(5)所示：
ΔlnGDPt=-0.0019ECMt-1+0.4668
(-2.14***) (2.24**)
+0.9368△lnGDPt-1+0.5577△lnGDPt-2
(-10.84***) (-5.39***)
-0.2013△lnGDPt-3+0.0933△lnREERt-1
(-2.43**) (0.38)
-0.3998△lnREERt-2-0.0377△lnFDIt (5)
(-2.56**) (-1.46)
同理，由式(5)可知，误差修正项系数为负，且统计上显著，同样表明经济增长具有很强的自我修正机制。短期内受其自身因素的影响也较为显著，且具有一定的负向作用机制。而人民币汇率短期内滞后一期对经济增长的作用机制不显著，滞后二期对经济增长具有一定的抑制效应，这与长期协整方程估计得到的结论较为一致。值得注意的是，FDI短期内对经济增长的影响同样不显著，也印证了长期协整方程估计得到的结论，与国内部分学者，譬如何晓琦等(2005)研究得到的结论一致。
3.人民币汇率、FDI与经济增长动态时变效应传导机制分析
经验研究表明，人民币汇率、FDI与经济增长三者之间存在系统的动态时变效应，人民币升值以及经济增长均对FDI流入国内产生了显著的促进作用，而人民币汇率升值通过影响进出口，对经济增长产生强劲的紧缩效应。反过来，经济增长和FDI的流入对人民币汇率的变动并不存在显著的反馈效应，同样，FDI的流入对经济增长的作用机制也不存在(图1中虚线表示)。传导机制可以归结为图1所示。
图1的动态时变效应传导机制表明，经济增长和FDI的流入对人民币汇率变动的传导机制并不通畅，主要反映在经济增长有效促进进口的基础上，却并不能带动进口对人民币汇率的有效传导，而FDI流入对人民币汇率，以及对经济增长的反馈作用机制显然不存在。这可能是由于我国FDI流入有别于其他发达国家建立在实体经济稳健发展基础上的投资行为，而表现为我国改革开放以来新兴经济体发展进程中所特有的强烈的以“投机套利”为主要目的的“本土特征”形式。
图1 人民币汇率、FDI与经济增长动态时变效应作用机制
注：虚线表示作用机制不显著。
四、简要的结论及启示
本文运用Pesaran边限协整检验方法，对汇率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进行了系统的研究，结果发现：
第一，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，这意味着既有文献单独研究人民币汇率与FDI，或者FDI与经济增长两两之间的关系而忽略三者之间不相互影响的动态时变效应关系是有所欠缺的，由此得出的结论也值得商榷。
第二，长期协整方程表明，人民币汇率升值和国内经济增长对FDI的流入具有明显的促进作用，其弹性系数分别为0.8896和0.6075，人民币升值引起我国未来市场收益的预期提高以及国际游资进行投机套利活动是促使FDI流入国内的最主要原因，而经济增长显然能够引起外商直接投资的增加，这与现阶段大量国外企业进军国内以获取预期收益最大的现状较为吻合，也与现有绝大多数研究较为一致。反过来，人民币汇率升值通过影响进出口对经济增长具有强劲的紧缩效应，而经济增长和FDI的流入对人民币汇率的变动却并不存在显著的反馈效应。同样，FDI的流入对经济增长的反馈机制也不存在，表现为强烈的以“投机套利”为主要目的的“本土特征”形式。
第三，向量误差修正模型显示外商直接投资(FDI)和经济增长均具有较强的自我修正机制。FDI受人民币汇率波动和经济增长变动的短期影响较为显著，而经济增长受人民币汇率变动的短期影响较为显著，却对于FDI变化的短期影响并未显著。
通过本文的研究，带给我们最大的启示主要为：
第一，在研究经济增长与FDI的关系时不应忽视汇率对FDI的影响，尤其是在汇制改革，人民币汇率浮动区间加大和汇率升值的大背景下，更要关注汇率变动对外资的吸引所起到的重要作用，从而将人民币汇率、FDI与经济增长三者系统地进行研究显得尤为必要。
第二，人民币汇率升值对FDI的流入具有显著的促进效应，而对经济增长具有强劲的紧缩作用，这就要求政府当局在制定汇率政策时需要保持审慎的态度。尤其是在经济危机的影响下，保持人民币币值稳定，规避升值过快、过度而导致外商直接投资(FDI)过快流入引起投机套利活动而带来的风险。
项目基金：本文获得浙江省金融学会课题资助。
注释：
①这一点也可以很明显地从外商直接投资散点图看出，表现为平稳增长的趋势。
②对应于自变量的不同个数和不同的显著性水平，Pesaran等(2001)模拟得到的临界值表包括两组，一组值假设所有的变量是I(1)，对应上临界值；另一组假设所有变量为I(0)，对应下临界值。如果ARDLECM模型的联合显著性检验的F统计量大于上临界值，则可以拒绝不存在协整的原假设；如果小于下临界值，则不能拒绝不存在协整的原假设；如果F统计量的值落入上下临界值之间，则不能直接判断，需要对每一个变量的数据类型进行分析。
③鉴于篇幅，此处仅给出以FDI为因变量，人民币汇率与经济增长变量为自变量的ARDL-ECM模型，其他可以类推。
参考文献：
[1]Benassy-Quere, A., Fontagne, L., Lahreche-Revil, A. Exchange Rate Strategies in the Competition for Attracting Foreign Direct Investment[J]. Journal of the Japanese and International Economics, 2001, 15:178-198.
[2]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.
[3]Campa, J. M. Entry by Foreign Firms in the
[4]Charemza, w. w, D. F. Deadman. New Derections in Econometric Practice. Edward Elgar,
[5]Froot, K. ,Stein, J. Exchange Rates and Foreign Direct Investment: An Imperfect Capital Market Approach[J]. Quarterly Journal of Economics, 1991,106 (4): 1191-1217.
[6]Hakan Berument, Mehmet Pasaogullari. Effects of the Real Exchange Rate on Output and Inflation: Evidence from
[7]M. Hashem Pesaran, Yongcheol Shin, Richard J. Smith. Bounds Testing Approaches to the Analysis of Level Relationships[J].Journal of Applied Econometrics, 2001, 16:289-326.
[8]M Hashem Pesaran, Yongcheol Shin, in (ed)
[9]M Hashem Pesaran, R. P. Smith. Structural Analysis of Cointegrating VARs[J]. Journal of Economic Surveys, 1998,12:471-506.
[10]Rudiger Dornbusch, Alejandro Werner.
[11]薄文广.FDI、国内投资与经济增长：基于中国数据的分析和检验[J].世界经济研究，2005(9).
[12]陈浪南.汇率变动对外国直接投资影响的实证研究[J].投资研究，1999(2).
[13]贺红波，屠新曙.FDI与中国经济增长之间关系的实证检验[J].统计观察，2005(2).
[14]何晓琦.1981～2000年外商直接投资与出口对福建省经济增长影响的实证分析[J]数理统计与管理，2005(4).
[15]蒋长流，代军.外商直接投资与安徽经济增长关系的实证分析[J].经济研究导刊，2007(3).
[16]卢万青，陈建梁.人民币汇率变动对我国经济增长影响的实证研究[J].金融研究，2007(2).
[17]潘锡泉，项后军.人民币升值能够有效抑制通货膨胀吗?——基于内生结构突变协整方法的汇率传递视角[J].国际金融研究，2010(12).
[18]邱立成，刘文军.人民币汇率水平的高低与波动对外国直接投资的影响[J].经济科学，2006(1).
[19]沈坤荣，耿强.外国直接投资、技术外溢与内生经济增长——中国数据的计量检验与实证分析[J].中国社会科学，2001(5).
[20]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).
[21]萧政，沈艳.外商直接投资与经济增长的关系及影响[J].经济理论与经济管理，2002(1).
[22]谢建国.外商直接投资、实际有效汇率与中国的贸易盈余[J].管理世界，2005(9).
[23]姚树洁.中国经济增长、外商直接投资和出口贸易的互动实证分析[J].经济学季刊，2008(1)
[24]岳书敬.FDI与经济增长：基于联立方程的实证研究[J].现代管理科学，2008(6).
[25]曾铮，陈开军.人民币实际有效汇率波动与我国地区经济增长差异[J].数量经济技术经济研究，2006(12).
责任编辑：夏雨