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一、文獻綜述與問題的提出

自2005年7月23日，開始實行以市場供求為基礎、參考一籃子貨幣進行調節、有管理的浮動匯率制度，人民幣匯率不再釘住單一美元。目前，有關人民幣匯率對我國經濟影響的文章大多集中在對外貿易方面（如盧向前、戴國強，2005；李海菠，2003），而很少涉及對我國利用外資的影響的分析。

國外有關匯率與外商直接投資關系的研究成果并沒有一致的結論。Kohlhagen（1977）的回歸檢驗結果表明：20世紀60年代，歐洲主要國家（英國，1967；法國，1969；德國，1961，1969）的匯率貶值或升值都對美國外商直接投資水平有著系統的影響，盡管存在著資本管制。Cushman（1985）則區分了實際匯率和名義匯率兩個概念，并通過經驗實證的方式對美國和五個主要工業國家的年度直接投資水平進行分析，得出實際匯率的升值對外商直接投資具有正向影響效應。而Froot和Stein（1991）進一步將市場信息不對稱這一因素引入模型之中，研究發現美國1970－1980年涌入的大規模外商直接投資應歸功于同一時期疲軟的美元匯率。Sercu和Vanhulle（1992）通過匯率對出口的價格和數量的影響分析，得出匯率波動性的增加對出口企業的價值有著正向影響效應，也使得出口策略較直接投資更有吸引力，即匯率波動的劇烈程度對外商直接投資具有逆向影響效應。Aizenman和Joshua（1993）區分了名義變量和實際變量對經濟的沖擊，得出了在名義變量沖擊之下，匯率的波動性與外商直接投資水平存在正向關系的結論。Goldberg和Kolstad（1995）通過實證分析發現匯率貶值對外商直接投資沒有任何大的或顯著的影響；但匯率波動的劇烈程度對外商直接投資卻具有正向影響效應。Dewen-ter（1995）放棄了過去的經驗分析（如Froot，Stein，1991），直接以外商直接投資的絕對水平作為研究變量，而代替以外商投資與國內投資的比值作為實證檢驗的變量，并基于美國1975－1989年的數據得出：匯率水平與外商投資的相對水平在統計上并沒有顯著的影響關系。國際貨幣基金組織的經濟專家伊藤隆敏等人對亞太經合組織各經濟實體（不含中國）的研究表明：若某一經濟實體貨幣貶值10％以后保持經濟穩定，則其外商直接投資流入增加量相當于國內生產總值的0．25％，反之亦然。

根據上面的分析，國外針對匯率升、貶值及其波動幅度與外商直接投資間關系的研究結論可謂眾說紛紜，并未形成一致的結論。有的認為匯率貶值有利于吸引外商直接投資；有的認為匯率波動的激烈程度影響著外商直接投資，但究竟是“正向還是負向”影響，又有著不同的答案；還有的認為，不論是匯率的貶值，還是匯率的大幅波動都對外商直接投資沒有顯著影響。國內針對人民幣匯率專題的研究，大多局限在匯率與其他經濟變量之間的關系上，而涉及匯率與資本流動項目關系的研究尚顯匱乏。即使涉及，所得的結論大多一致，即人民幣匯率的貶值有利于我國的外商直接投資。陳華和李波（2000）得出人民幣貶值對我國的外商直接投資有一定的促進作用，且這種促進作用一般要在貶值后1－2年內才明顯地表現出來。孫雷和楊舜賢（2005）認為，如果人民幣在可控的范圍內升值（即所謂有管理的浮動），對FDI在不同的產業分布方面可能會產生如下影響：那些針對國內市場的、高附加值的高端產業的FDI將可能增長；已往以加工出口為主的外來工業資本，將可能下降；FDI形成的收益繼續留在中國將呈上升趨勢；對服務業，特別是金融領域外商投資將可能有正面影響。張誼浩（2003）運用我國1978年至2000年的數據，實證檢驗分析了人民幣匯率對外商直接投資的影響效應，指出長期里保持人民幣匯率穩定更有利于吸引外商直接投資。陳浪南、王瑞餛和林海蒂（1999）對中、美、日三國匯率變動與FDI的關系進行了實證分析，發現人民幣的升值會引起流入我國的FDI減少。國內上述研究普遍存在以下問題：（1）缺少實證檢驗的驗證，多數研究只是停留在理論上的解釋。（2）選取的樣本數據多為年度數據，造成樣本點過少，在統計上缺乏可信度，影響實證結果。（3）人民幣匯率往往用人民幣兌美元匯率代替，但當時這一匯率是固定不變的，忽視了人民幣實際匯率的變動。（4）缺少單位根檢驗，使得一些非平穩數據直接被用來回歸，這會產生偽回歸的結果，影響結論的可信度。

基于國內研究存在的問題，筆者認為，國內一致得出人民幣匯率的貶值有利于外商直接投資的結論并不具有完全的可信度，需要進一步的實證檢驗。本文運用1995－2004年的季度數據，以保證樣本數據達到統計上的要求，采用單位根檢驗和協整檢驗的方法，以避免偽回歸的結果，分析了人民幣實際有效匯率及其波動性與我國外商直接投資的關系。

二、實證檢驗

（一）數據說明

本文樣本區間為1995－2004年共10年40個季度數據。其中，REER的數據來源于國際貨幣基金組織（IMF）的“InternationalFinancialStatistics”。IMF測算并定期公布其成員的實際有效匯率指數，IMF對實際有效匯率指數（REER）的定義為：實際有效匯率指數是經本國與所選擇國家間的相對價格水平或成本指標調整的名義有效匯率，它是本國價格水平或成本指標與所選擇國家價格水平或成本指標加權幾何平均的比率與名義有效匯率指數的乘積。計算公式如下：

之所以采用人民幣實際有效匯率主要基于以下方面的考慮：一是由于名義匯率的變動并不一定引起實際匯率的同方向變動，而實際匯率變動才是引起經濟變量的主要原因。這樣，一般的人民幣匯率，即人民幣對美元匯率是基本穩定的名義變量，使得其匯率作用難以顯現。二是均衡匯率是一種政策目標的真實有效匯率，它只能采取估算的形式得到，數據較難獲得，且獲得的途徑不一樣，數據也是不一致的。相反，人民幣實際有效匯率的數據來源（IMF）更為可靠，具有一定的權威性。因此采用人民幣對主要國家貨幣加權實際匯率更能綜合反映人民幣匯率的波動。

FDI和GDP的數據均來自于《中國經濟統計快報》、《中國統計年鑒》和中國國家統計局網站，并做了一定的調整而得到季度數據。由于中國FDI和GDP季度數據具有很強的季節規律性，因此需對其進行季節調整，消除季節因素影響。季節調整使用的方法為移動平均調整法。用FDI／GDP來替代FDI這一變量的原因在于：消除或減輕FDI變量的趨勢因素，因為FDI和GDP大致有著協同的趨勢方向，二者的比率可以平緩趨勢項，把握總體規律。

Vt表示t期的人民幣實際有效匯率波動水平。為了反映匯率波動的聚類性，沿用了Abdur（1993）所采用的計算匯率波動水平的方法，即實際匯率變動率的移動樣本標準差的方法：

其中，為保證匯率波動的聚類性同時又能得到足夠多的數據，初步將m定為8（Abdur，1993）。這種估計方法更有利于表明實際有效匯率波動水平的總體移動。

對于FDI／GDP和Vt數據分別乘以100，以表示它們變動的百分比。

（二）數據分析

傳統的回歸分析技術往往假定所使用的時間序列是平穩的，即要求該序列是常均值、同方差和任意相同滯后階具有相同自協方差。然而現實經濟中的許多變量序列是不平穩的，根據Granger和Newbold（1974）的分析，對非平穩的隨機變量進行回歸可能導致“偽”回歸結果。為了避免回歸的失效，Engle—Granger（1987）提出一種處理非平穩序列的方法——協整檢驗，其基本思想是：如果兩個（或兩個以上）同階的時間序列向量分別是非平穩的，而它們的某種線形組合卻是平穩的，則這兩個（或兩個以上）序列向量之間存在協整關系（長期穩定關系）。由于只有具有同一單位根的兩個變量之間才可能存在協整關系，因此本文將首先對所取各變量序列進行單位根檢驗，再進行協整檢驗，以保證數據的可靠性。

1．單位根檢驗

通常利用ADF（AugmentedDickey—FullerTest）方法檢驗數據的時間序列特征。ADF檢驗基于以下方程：

滯后期k值的選取將依據AIC和SBIC信息量最小化這一原則進行，同時考慮殘差的非自相關性。

結果表明：中國的REER、Vt和FDI／GDP的ADF統計值的絕對值均小于10％（或5％）顯著性水平下的MacKinnon臨界值的絕對值，即不能拒絕原假設，所以這些序列是非平穩的，存在單位根。因此，不能繼續進行協整檢驗，否則會產生偽回歸的情況。而經過一階差分之后，這些序列所得的ADF統計值的絕對值均大于1％（或5％）顯著性水平下的MacKinnon臨界值的絕對值，表明這些序列經過一階差分后是平穩的，不存在單位根，即它們是I（1）數列。因此可以繼續對這些變量進行協整檢驗。

2．協整檢驗

檢驗I（1）變量之間是否存在協整關系的一般方法是E—G兩步法，即首先用最小二乘法對向量進行協整回歸，然后再對協整回歸所得的殘差進行單位根檢驗。由E—G兩步法得到的協整參數估計量具有超一致性和強有效性。由于中國的REER、Vt和FDI／GDP都是I（1）數列，滿足協整檢驗前提，所以直接進行第二步：用一個變量對另一個變量回歸。

首先，分別檢驗REER對FDI／GDP以及Vt對FDI／GDP的協整關系。分別對REER和FDI／GDP以及Vt和FDI／GDP進行普通最小二乘法回歸，得到殘差的回歸序列，設為resid1和resid2，進行單位根檢驗，所得的ADF檢驗（滯后期的選取將依據AIC和SC信息量最小化這一原則進行）結果如下：

由上表可知，REER對FDI／GDP線性回歸的殘差序列的ADF統計值，比對應的顯著性水平為5％的Engle－Yoo臨界值要大，表明殘差序列是非平穩的。因而，REER與FDI／GDP之間不存在長期穩定的協整關系，說明了中國匯率水平的變化對外商直接投資無長期的影響關系。而Vt對FDI／GDP線性回歸的殘差序列的ADF統計值，比對應的顯著性水平為5％的Engle－Yoo臨界值還要大，則說明殘差序列是非平穩的，Vt與FDI／GDP之間不存在協整關系，即中國匯率的波動劇烈程度對外商直接投資不存在長期的影響關系。

既然REER與FDI／GDP之間、Vt與FDI／GDP之間都不存在協整關系，那么再對REER、Vt和FDI／GDP三者之間是否存在穩定的長期關系，進行協整檢驗。

由于匯率波動的激烈程度Vt是通過REER計算得來的，因此在進行協整檢驗之前，先檢驗二者之間的相關性，得出的結果如表3。

從表3可知，Vt和REER之間并不存在顯著的多重共線性。在此基礎上，進行三者協整關系分析。

對REER、Vt和FDI／GDP進行普通最小二乘法回歸，得到殘差的回歸序列，設為resid3，對其做單位根ADF檢驗（滯后期的選取將依據AIC和SC信息量最小化這一原則進行），結果如下：

由上表可知，REER、Vt與FDI／GDP線性回歸的殘差序列的ADF統計值，比對應的顯著性水平為5％的Engle－Yoo臨界值要大，表明殘差序列是非平穩的。因而，REER、Vt和FDI／GDP之間并不存在長期穩定的協整關系，即中國的外商直接投資、匯率升貶值和匯率的波動幅度之間并沒有一個穩定的長期關系。

三、結論

通過計量模型分析人民幣匯率波動（包括水平變動和波動劇烈程度）對我國外商直接投資的影響效應，結果顯示：人民幣匯率波動的劇烈程度與外商直接投資并不存在長期影響關系，而人民幣匯率水平變動對外商直接投資也無長期的協整關系。并且實證結果進一步表明人民幣匯率波動的劇烈程度、人民幣匯率水平變動與外商直接投資三者之間也不存在協整關系。這說明中國的外商直接投資更多的是投資性的（外商直接投資的變化隨著我國整體經濟發展水平的變化而變化，外商直接投資看重的是潛在的市場發展空間以及良好的投資獲利前景），而非投機性的（外商直接投資的變化更多的是取決于匯率波動下所帶來的收益的變化）。

近年來外商直接投資的增加更多的是得益于中國良好的經濟發展形勢，是對中國政府宏觀經濟調控能力的肯定。強勁的經濟增長趨勢、良好的投資環境、低廉的勞動力成本等等，都帶動著外商直接投資在不斷增長。即使有些外商直接投資是虧損的，但從占領中國市場先機目標出發，也不會影響其對中國的投資。因此，中國政府并未涉嫌操縱人民幣匯率水平來獲得不公正利益，更沒有對我國的外商直接投資有強烈的影響。外商直接投資的增加，得益于整體經濟形勢，而非人民幣匯率的低估。

另外，從外商直接投資的類型來看，主要是一些制造加工型企業。這些企業都是兩頭在外企業，即企業的原材料主要是靠國外進口的，而生產出的成品也主要是出口的，因此人民幣的升值在降低了出口收入的同時也降低了原材料進口的成本，兩者在一定程度上抵消了人民幣升值對外商直接投資的影響。所以人民幣升值并不會顯著地減少中國的外商直接投資數量。這從另一方面也說明了當前我國大額的外商直接投資并非匯率的低估而產生的。

從長期來看，隨著中國經濟的快速發展，建立靈活的人民幣匯率形成機制是我國匯率改革的方向，但人民幣匯率調整的時機選擇更為重要。當然，由于中國現行匯率制度的獨特性，上述的分析結果可能由于某些制約因素而不是十分的完美，但得到的關于匯率與外商直接投資間的關系還是有一定的參考價值的，這也為我國人民幣匯率形成機制改革提供了可供借鑒的經驗。

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