中國的貿(mào)易、外國直接投資與實際匯率的動態(tài)關系分析

1、PAGE PAGE 16投稿領域：國際經(jīng)濟學扮中國的貿(mào)易、外國直接投資與把實際匯率的動態(tài)關系分析戴金平 王曉天（南開大學國際經(jīng)濟研究所）按The Analyses 啊of the 凹Dynamic頒 阿Relation岸ships between唉 China頒把s Trade , 昂Foreign Direc爸t Investment 八and Real Exch哀ange Rate 哀Dai Jinping 耙Wang Xiaotian敖 稗 (Institute o翱f 礙International芭 Economics, N傲ankai Uni叭versity, Tian芭jin, 3

2、00071)作者簡介：罷戴金平藹（1965-），女，漢族，扳河北滄州人。南開大學教授，礙博士生導師，南開大學國際經(jīng)柏濟研究所所長，南開大學跨國版公司研究中心副主任，南開大安學深圳金融金融工程學院副院挨長。1994年于南開大學國巴際經(jīng)濟研究所畢業(yè)獲經(jīng)濟學博暗士學位。1996-1997哀于英國格林威治大學從事博士扮后研究，2001-2002芭于美國哥倫比亞大學作福布萊岸特學者。主要研究領域：國際哀經(jīng)濟學和金融學。在核心期刊啊發(fā)表論文40余篇，曾獲省部八級科研獎勵多項，曾主持財政扮部、教育部重大課題多項。懊王曉天霸（1974-），男，滿族，懊遼寧鐵嶺人，南開大學經(jīng)濟學罷院金融學專業(yè)博士研究生，講班師

3、，主要研究方向：國際金融壩、金融市場和宏觀經(jīng)濟。在哎數(shù)量經(jīng)濟技術(shù)經(jīng)濟研究國辦際金融研究、國際經(jīng)濟評拔論南開經(jīng)濟研究等核心笆刊物發(fā)表論文10余篇。 盎中國的貿(mào)易、外國直接投資與疤實際匯率的動態(tài)關系分析戴金平 王曉天（南開大學經(jīng)濟學院）澳摘要：扳我國貿(mào)易收支、外國直接投資頒與匯率之間的關系很大程度上奧體現(xiàn)了經(jīng)常項目、資本金融項安目與匯率之間的關系。伴本文基于向量自回歸模型對中扳國的般貿(mào)易收支、扳FDI霸與實際匯率三者關系進行了動搬態(tài)分析，實證結(jié)果顯示三者之胺間長期內(nèi)存在互為因果的關系爸。長期來看案FDI襖對貿(mào)易余額有一定的改善作用??；人民幣實際貶值的艾J岸曲線效應明顯，貶值改善貿(mào)易癌余額的時滯大約

4、為兩年。出口岸空間的大小不是影響啊FDI熬的主要因素，實際匯率的穩(wěn)定巴有利于吸引唉FDI稗。啊貿(mào)易收支的順差和敗FDI隘的大量流入是近來人民幣升值唉壓力的重要來源，人民幣的升安值在一定時期內(nèi)不會惡化我國擺的貿(mào)易收支，但會對FDI的艾流入產(chǎn)生一定的負面影響。班關鍵詞：貿(mào)易收支 盎 FDI傲 實際匯率 動態(tài)關系 半VAR八模型傲中圖分類號：F831.6 吧 文獻標識碼：A笆Th笆e Analyses of笆 the 斑Dynamic辦 鞍Relation邦ships between跋 China敖扳s Trade , 扮Foreign Direc艾t Investment 暗and Real Ex

5、ch白ange Rate 案Abstract:巴 The relation瓣ships among T藹rade flows, f班oreign direct隘 investment (班FDI) and exch板ange rate lar辦gely form a p拜icture of cur耙rent account 哎,capital and 氨finance accou懊nt and exchan笆ge rate藹跋s linkage in 靶China. The pa襖per analyses 凹the 芭dynamic板 瓣relation般ships between昂 trad

6、e balanc拜e , FDI and r傲eal exchange 疤rate in China柏 based on a v霸ector autoreg捌ressive (VAR)扳 model. The e壩mpirical resu隘lt 唉approve芭s the 癌reciprocal芭 盎cause熬 班and襖 -藹effect藹 relationship埃s among the t按hree variable熬s in consider佰ation in the 翱long term. FD跋I improves th搬e trade balan澳ce in the lon

7、扒g run. FDI im岸proves the tr安ade balance i敖n the long ru啊n. The improv阿ement of a re拔al depreciati矮on of RMB on 巴the trade bal靶ance lags for暗 about two ye哎ars, which is扮 J-curve effe罷ct. The expor骯t volume have拔 no significa礙nt effect on 拌FDI. On the o柏ther hand the襖 埃stability扮 of the real 耙exchang

8、e rate白 is an incent安ive to FDI. T瓣he recent pre頒ssure of RMB拌扮s appreciatio絆n largely res艾ts with trade辦 surplus and 百massive FDI i凹nflows. The a捌ppreciation o半f RMB will no敗t 安deteriorate敖 the trade ac班count but it 頒will have a 熬negative按 effect on FD傲I inflows in 唉a certain 凹period挨 of time.氨Key

9、words:半 trade balanc把e; foreign di盎rect investme般nt ; real exc扮hange rate ;礙 邦Dynamic Linka罷ges; vector a霸utoregressive挨 model芭JEL Classific辦ation: 岸F470, F210, C氨510一、引言哎1994年以來，我國持續(xù)保安持了經(jīng)常項目和資本金融項目凹雙順差的國際收支格局，引起瓣了國內(nèi)經(jīng)濟學界和政策決策層爸的熱切關注。疤近一段時期,人民幣匯率再度奧成為國內(nèi)外經(jīng)濟界矮討靶論的癌焦白點俺。2005年7月21日中國奧人民銀行的公告聲明，我國開耙始實行以市場

10、供求為基礎、參敗考一籃子貨幣進行調(diào)節(jié)、有管百理的浮動匯率制度。人民幣匯傲率不再盯住單一美元，實行更拔富彈性的人民幣匯率制度。人熬民幣兌美元即日升值了1.9瓣%，即調(diào)整到1美元對8.1氨1人民幣，但是市場普遍預期絆人民幣會有更大幅度的升值。安消除升值預期將是長期而且更拜為艱巨的工作。人民幣升值的般壓力與國際收支的百“擺雙順差鞍”拔是直接相關的，人民幣升值對邦于經(jīng)常項目和資本金融項目將壩產(chǎn)生什么樣的影響無疑是人民半幣匯率調(diào)整要考慮的主要問題。這樣的格局迫切要求我們對版于我國經(jīng)常項目、資本金融項敗目與匯率的關系形成相對完整邦的認識。癌國際收支與匯率的關系是國際哀經(jīng)濟理論探討的一個主線和核挨心問題。國

11、際收支理論，如彈芭性論、吸收論、貨幣論、結(jié)構(gòu)暗論以及內(nèi)外協(xié)調(diào)理論都將匯率芭對于國際收支的影響和調(diào)節(jié)作唉用作為核心問題。匯率理論也唉將兩者的關系置于突出重要的爸地位，耙特別是匯率的國際收支說專門瓣研究國際收支對于匯率的影響按。絆國際收支均衡和匯率穩(wěn)定都是拌一國宏觀經(jīng)濟調(diào)控的重要目標啊。貿(mào)易和外國直接投資在國際傲收支中無論是從比重還是活躍瓣程度看都占有相當?shù)牡匚?，自埃然分別成為經(jīng)常項目和資本金愛融項目中人們關注的焦點。特斑別是在我國資本項目還沒實行澳可兌換的條件下，翱FDI在資本金融項目中占很八大比重，是近年來資本金融項按目順差的主導因素，因此我國稗的澳貿(mào)易、藹FDI俺與匯率之間的關系在很大程度拜

12、上體現(xiàn)了經(jīng)常項目、資本金融八項目與匯率的關系，正是基于百這樣一個前提，本文就通過對般我國貿(mào)易收支、胺FDI和匯率之間關系的探討擺來分析我國國際收支與人民幣罷匯率之間的關系。傲成熟的國際收支理論顯示，半貿(mào)易、FDI與實際匯率之間有著緊密的聯(lián)系，它們之間相把互影響相互作用，貿(mào)易差額與隘FDI既可能存在相互融資和邦補充關系，也可能存在相互替熬代關系，同時它們又都受實際胺匯率的影響，反過來又都影響壩實際匯率。但是現(xiàn)有的理論分盎別從不同的角度分析它們的關拌系，得出了不同甚至是完全相拜悖的論斷，對于它們之間的因果關系是沒有明確結(jié)論的。阿實證分析可以在相當程度上針扳對一定時期內(nèi)一國經(jīng)濟的實際八情況對理論的分

13、析形成補充。哎Froot芭和霸Stein挨(1991)研究發(fā)現(xiàn)，美國芭19701980年涌入的八大規(guī)模霸FDI跋應歸功于同一時期疲軟的美元扒。相反，拜Gol絆dberg藹和氨Kolstad搬(1994)對于美國等發(fā)達哀國家的實證分析則發(fā)現(xiàn)匯率貶胺值對于稗FDI拜沒有任何大的或顯著的影響。癌Agnes爸和矮Lionel奧等（2001）針對發(fā)展中國皚家的實證研究顯示匯率的波動白不利于吸引耙FDI柏。同時也有人關注國際收支內(nèi)矮部熬FDI礙和經(jīng)常帳戶的關系，如班M半axwell背 (靶1996翱)的實證結(jié)果顯示邦FDI擺從長期來看有利于發(fā)展中國家矮經(jīng)常帳戶的改善。隘國內(nèi)關于對外貿(mào)易、愛FDI壩與匯率關

14、系的相關研究也取得板了一些成果。李海菠（200霸3）的協(xié)整分析認為人民幣實愛際匯率與對外貿(mào)易存在著長期拌的均衡關系。相反，謝建國和半陳漓高（2002）對于人民挨幣匯率和貿(mào)易關系的協(xié)整分析疤認為人民幣貶值對貿(mào)易收支的胺改善并沒有明顯影響。王志鵬靶（2002）的實證分析認為啊FDI霸在一定程度上引起了我國實際稗匯率的升值。戴金平和馮蕾（翱2003）利用分布滯后模型頒分析我國各地區(qū)礙FDI邦對當?shù)爻隹诘呢暙I率的差異。愛以上研究一個共同特點是分別罷研究貿(mào)易、岸FDI頒與匯率之間的兩兩關系，這樣班做無疑有利于簡化分析。但同時三者之間相互作用相互依賴凹的關系隨著金融交易在國際經(jīng)凹濟交易中地位的提升日益緊密

15、扮，單獨其中兩個變量的關系研扳究常常有礙于問題的深入分析班。所以國外已經(jīng)有一些學者將襖三者放在一個框架下研究。比胺如霸Obstfeld百(1984)建立了一個理論八框架分析資本流動、經(jīng)常項目半和匯率的關系，得出結(jié)論：隨扒著資本項目的自由化，資本流敖動短期內(nèi)會導致本幣實際升值藹，同時經(jīng)常項目會出現(xiàn)赤字，巴長期會導致本幣實際貶值和對埃外債務增加。柏Goldberg澳 和把Klein班（1997）從實證研究的角哀度運用面板數(shù)據(jù)(板Panel Data把)方法考察貿(mào)易、敖FDI霸與實際匯率的關系，發(fā)現(xiàn)東南埃亞國家實際匯率對貿(mào)易和跋FDI俺都有影響，而且靶FDI佰對貿(mào)易也有促進作用。相反拉拔美發(fā)展中國家

16、實際匯率對昂FDI隘沒有太大影響，埃FDI捌對貿(mào)易的促進作用也很微弱。岸Goldberg 捌和扳Klein按基于面板數(shù)據(jù)方法的分析無疑鞍是非常有益的。但是面板數(shù)據(jù)辦方法先驗地假定了他們之間的絆單向因果關系分別建立單一方阿程的做法有一定缺陷。由于三挨者之間可能存在互相影響的雙翱向因果關系，單一方程不能完柏整地描述這種關系。白本文擬運用向量自回歸模型敖（壩Vector Autore艾gressive Mode辦l傲 簡稱挨VAR熬）從實證研究角度搬分析哀貿(mào)易、澳FDI鞍與匯率之間相互依賴的雙向因霸果關系，巴VAR奧模型的優(yōu)勢就是用來估計聯(lián)合傲內(nèi)生變量的動態(tài)關系。班本文第二部分對于向量自回歸柏模型中

17、相關變量的基本情況和礙數(shù)據(jù)處理進行說明。第三部分版對于三變量的平穩(wěn)性和協(xié)整關埃系進行檢驗的基礎上建立了向隘量誤差修正模型。第四部分基拜于建立的向量誤差修正模型進啊行格蘭杰因果關系檢驗，同時皚考察系統(tǒng)的脈沖響應函數(shù)。第笆五部分是結(jié)論和政策建議。二、實證分析方法與數(shù)據(jù)芭向量自回歸（安VAR壩）模型是俺1980芭年由西姆斯皚（骯Sims背）提出來的。這種模型采用多擺方程聯(lián)立的形式，它是用模型敗中所有內(nèi)生當期變量對它們的扮若干滯后值進行回歸，從而估翱計全部內(nèi)生變量的動態(tài)關系。敖不但具有聯(lián)立方程對多個經(jīng)濟伴變量相互影響進行分析的優(yōu)點般，同時由于VAR模型的解釋壩變量不包括任何當期變量，所皚以與聯(lián)立方程模

18、型有關的問題敗在VAR模型中都不存在（頒張曉峒，2000）。擺 含有巴N愛個變量滯后擺k扳期的昂VAR俺模型表示如下：扒 背Y礙t哀 = 疤 + 癌1唉 瓣Y阿t阿-1扒 + 芭2 柏Y霸t傲-絆2骯 + + 伴k斑 疤Y巴t擺-辦k板 + 般u挨t藹, 襖u辦t霸 板 IID (扮0爸, 捌)岸 伴 俺 胺 熬 吧其中 岸Y邦t芭 =辦 阿(耙y1版, 芭t傲 奧y皚2, 按t胺 扳y按N懊, 昂t按)哀 愛Y挨t骯為埃N礙1阿階時間序列列向量。哎 胺為巴N愛1爸階常數(shù)項列向量。扒1爸, 敖 , 安k骯 均為按N邦N柏階參數(shù)矩陣，敗u叭t啊 盎 IID (阿0耙, 般)傲 是氨N稗1耙階隨機

19、誤差列向量。岸 如果氨VAR傲模型的內(nèi)生變量都含有單位根阿，當這些變量存在協(xié)整關系時藹則上述系統(tǒng)可以改寫為向量誤捌差修正模型（Vector 板Error Correct扒ion Model 簡稱扮VEC癌）。Y胺t按 暗=襖 敖 捌Y暗t傲-1胺 + 岸1盎 癌Y頒t襖-1叭 + 搬2壩 奧Y頒t胺-擺2靶 白+ 襖艾 + 叭k唉-1盎 把Y叭t 班- (靶k班-1)昂 +敗 伴u拜t罷 瓣 哀 伴 斑 艾稱為壓縮矩陣（影響矩陣），胺 = 耙 案 拔暗。懊其中矮是協(xié)整矩陣，敗 矮是調(diào)整系數(shù)矩陣。靶 哀和氨 氨都是笆N暗r白階矩陣。表示有捌r敖個協(xié)整向量，奧1辦, 阿2吧 俺 ,壩 疤r把，存在

20、佰r壩個協(xié)整關系。此估計方法由邦Johansen邦（1995）提出。佰在本文的實證模型中定義內(nèi)生昂變量序列爸Y疤t百 =艾 版(耙EX敖，F(xiàn)DI八 阿，矮ER岸 埃)瓣其中般EX骯為反映貿(mào)易收支的凈出口，熬FDI板為外國直接投資，俺ER壩 板為實際匯率。敗為滿足哎VAR奧模型對數(shù)據(jù)樣本容量的要求，啊同時也為避免年度數(shù)據(jù)掩蓋變熬量在一年內(nèi)發(fā)生的波動，本文邦分析所采用的樣本為1996靶年1月到2003年12月的扳月度數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來源于各期的案中國人民銀行統(tǒng)計季報和案中國經(jīng)濟景氣月報，美國吧的數(shù)據(jù)來源于美國統(tǒng)計月報安（頒Monthly 隘Bulletin of S哎tatistics哀）。本文用移動平

21、均差分法對傲樣本數(shù)據(jù)進行了季節(jié)調(diào)整以消稗除季節(jié)性因素對模型的影響，骯圖1是季節(jié)調(diào)整后的凈出口、拔FDI和笆實際匯率的趨勢圖。 巴圖1 經(jīng)季節(jié)調(diào)整的凈出口E疤X（億美元）、外商直接投資把FDI（億美元）八和人民幣對美元的實際匯率E背R阿1996年到1997第一季伴度年我國的外貿(mào)收支順差較小隘且波動較大，面臨著較為嚴峻稗的形勢。從1997年起為了拌克服亞洲金融危機給中國出口熬貿(mào)易所造成的不利影響,我國扒開始加大了對出口貿(mào)易的獎勵岸力度。在獎勵性貿(mào)易政策的刺埃激下，同時由于亞洲金融危機挨的影響還未顯現(xiàn),我國出口貿(mào)翱易迅速增長。亞洲金融危機人按民幣沒有采取貶值措施的滯后氨影響使得1999年到200瓣1

22、上半年貿(mào)易順差在較低水平埃徘徊。由于世界經(jīng)濟形勢的逐懊漸好轉(zhuǎn)，案200澳1第四季度起把,我國對外貿(mào)易保持了強勁增敖長絆，捌2002年我國安貿(mào)易順差襖達到靶304.3扳億美元，年增長率達到熬34.95岸%熬，但2003年貿(mào)易收支的波芭動加劇，余額減少為254.凹7億美元。扒1996年的FDI規(guī)模為4岸17.3億美元,伴 1997年中國成功地抵御懊了亞洲金融危機，大量外資繼捌續(xù)流入疤，1998年達到454.6笆億美元，這也哎與芭FD把I柏從周邊國家流出有關。隨著危擺機國家經(jīng)濟的逐漸復興和中國佰經(jīng)濟的持續(xù)低迷，1999年跋到2000年氨外商澳直接骯投資大幅度下降。氨2001年以來隨著對中國經(jīng)般濟增長

23、的信心的逐步恢復，同半時由于加入WTO的談判取得啊實質(zhì)性進展，斑“皚入世懊”骯效應在利用外資中開始顯現(xiàn)出礙來。2001年外商直接投資敗實現(xiàn)了14.7的恢復性增敖長，達到歷史最高水平。20壩02年跋外骯商直接投稗資金額邦達到襖527啊.啊43億美元，矮利用外商直接投資額首次超過把美國，躍居世界首位。伴2003年外柏商直接投白資535.05億美元，同比板增長 1.4拔5扳%靶。佰同時也應注意到2003年年版度內(nèi)斑FDI拜流入額的波動很大。扳實際匯率是反映一國國際競爭啊力狀況的指標，其計算方法為阿：實際匯率=名義匯率*（外骯國物價指數(shù)/本國物價指數(shù)）扳，實際匯率上升意味著本幣對笆外幣的實際貶值，實際

24、匯率下版降則意味著本幣對外幣的實際柏升值。由于美國是中國的最大氨出口國和FDI的主要來源國般之一，同時鑒于美元在國際金拔融體系的關鍵貨幣地位，我們藹以對美元的實際匯率反映人民柏幣的實際匯率水平。1994唉年為基期計算人民幣對美元的暗實際匯率，采用的計算公式為罷：實際匯率=名義匯率*（美懊國消費價格指數(shù)/中國消費價班格指數(shù)），之所以選取消費價白格指數(shù)（CPI），因為各國案間消費品的價格可比性遠高于百生產(chǎn)資料，同時我國的消費價版格指數(shù)比生產(chǎn)資料價格指數(shù)更拜周全可靠。從人民幣對美元的板實際匯率的走勢看，盡管19斑96年以來人民幣對美元名義佰匯率維持了穩(wěn)定，但由于兩國愛物價水平的變化，1996年懊到1

25、997年5月，人民幣對擺美元處于實際升值狀態(tài)，之后埃一直到2003年的2月總體傲走勢是對美元實際貶值，20襖03年3月以后由于中國物價盎水平較為迅速的回升，人民幣扮對美元出現(xiàn)較大幅度的升值，啊2003年底相對于2003瓣年2月升值幅度達9.28%背。背三、貿(mào)易、FDI與實際匯率盎之間關系的協(xié)整分析扒協(xié)整安（Cointegretio艾n）稗的概念是20世紀80年代由爸恩格爾稗氨格蘭杰（白Engel-Granger扮）提出的。實際上某些非平穩(wěn)笆經(jīng)濟變量的線性組合有可能是案平穩(wěn)的，非平穩(wěn)經(jīng)濟變量間存阿在的這種長期穩(wěn)定的均衡關系疤稱作搬協(xié)整關系哎。半首先對變量的平穩(wěn)性進行檢驗爸，同時考察變量的單整階數(shù)

26、，昂即對變量及其差分進行單位根挨檢驗。單位根檢驗拌由表1時間序列EX壩,昂 FDI翱 挨,拜 ER般的單位根檢驗結(jié)果捌可以看出，時間序列伴 霸EX巴,埃 FDI般 拔,扳 ER氨經(jīng)過一階差分平穩(wěn)，所以是一隘階單整序列。2協(xié)整檢驗邦時間序列扮EX佰, FDI百 俺,按 ER斑的單整階數(shù)相同，可能存在協(xié)艾整關系，即變量之間長期穩(wěn)定扮的比例關系。本文使用Joh凹anson（1995）多變百量協(xié)整檢驗方法對岸時間序列貿(mào)易收支凹EX骯，佰外國直接投資半 FDI八和唉實際匯率敖ER澳進行協(xié)整檢驗。Johans扳on協(xié)整檢驗是一種基于向量疤自回歸模型的檢驗方法，在進邦行協(xié)整檢驗以前，必須首先確壩定VAR模型

27、的結(jié)構(gòu)。礙表1 扒 靶 扳時間序列翱EX耙, FDI,阿 ER翱 氨的單位根檢驗變量ADF統(tǒng)計量5%臨界值1%臨界值AICSC檢驗形式(c,t,k)結(jié)論EX-2.5414-2.8932-3.50317.71457.8800（c,0,4）不平穩(wěn)FDI-0.6377-1.9436-2.58507.89587.9775(0,0,2)不平穩(wěn)ER-1.4604-3.4581-4.0591-2.5854-2.4493（c,t,2）不平穩(wěn)EX-5.3128*-2.8936-3.5.397.78937.9559（c,0,4）平穩(wěn)FDI-9.6873*-1.9436-2.58837.73687.8190(0,0

28、,2)平穩(wěn)ER-4.1032*-3.4586-4.0602-2.5563-2.4193（c,t,2）平穩(wěn)俺 愛說明： （1）檢驗形式中的傲c矮和氨t拔表示帶有常數(shù)項和趨勢項，凹k扳表示滯后階數(shù)；（2）滯后期癌k的選擇標準是以骯AIC吧 和芭SC拜值最小為準則；（3）敖襖表示變量序列的一階差分；（柏4）*表示在1%顯著水平上白拒絕非平穩(wěn)假設。瓣用赤池（巴Akaike傲）信息準則 芭(扒AIC吧)吧或用施瓦茨（擺Schwartz捌）準則 挨(背SC佰)氨 選擇最大滯后期胺k礙值，選擇芭k把值的原則是在增加暗k值的過程中使傲AIC八的值或瓣SC拌的值達到最小。襖同時我們知道佰在斑VAR阿模型中適當加

29、大班k叭值（增加滯后變量個數(shù)），可霸以消除誤差項中存在的自相關阿。但從另一方面看，癌k板值又不宜過大。擺k伴值過大會導致自由度減小，直疤接影響模型參數(shù)估計量的有效伴性。最后選擇哎k背=10。同時，用Q統(tǒng)計量檢按驗殘差序列有無自相關，懷特頒（White）檢驗和ARC爸H統(tǒng)計量檢驗是否存在異方差俺，JB（Jarque-Be霸ra）檢驗殘差的正態(tài)性，結(jié)隘果表明在5%的顯著水平上各拜方程回歸的殘差序列均滿足正翱態(tài)性，不存在自相關和異方差疤。爸 稗 通過模型選擇的聯(lián)合檢癌驗，確定最合適的協(xié)整檢驗模皚型為協(xié)整空間中有常數(shù)項、有百線性趨勢項，數(shù)據(jù)空間有線性耙趨勢項。把Johanson協(xié)整檢驗結(jié)笆果（見表2）

30、顯示變量之間有澳且只有一個協(xié)整關系。昂表2 敗 斑 Johanso阿n協(xié)整檢驗結(jié)果特征值跡（trace）統(tǒng)計量5%水平臨界值原假設H0備擇假設H10.225446.1291*42.44r=0r10.182724.929125.32r1r20.09398.183112.25r2R=3澳說明：*表示在5%的顯著矮水平上拒絕原假設擺3向量誤差修正模型和按協(xié)整關系胺三者之間存在一個協(xié)整關系，稗因此可以建立包含一個協(xié)整方愛程的向量誤差修正（VEC）邦模型。模型結(jié)構(gòu)選擇保持與J矮ohanson協(xié)整檢驗結(jié)構(gòu)矮的一致性。由于單個參數(shù)估計吧值的解釋是很困難的，同時意耙義也不大，我們這里就省略向襖量誤差修正模型具

31、體形式，只澳寫出相應的協(xié)整關系式。澳估計出的胺三變量的協(xié)整(長期)關系為協(xié)整關系式之所以選擇EX為被解釋變量，因為在以FDI和ER為被解釋變量的協(xié)整關系中，檢驗解釋變量的回歸系數(shù)的顯著性的t統(tǒng)計量不理想。案：吧 伴 啊 盎 （1）班(3.2872) 般 艾(5.4008)伴 百 靶 稗式（1）下面括號內(nèi)的數(shù)字為百相應系數(shù)的t統(tǒng)計量。案由此可以得出，長期來看，F(xiàn)愛DI和實際匯率都是貿(mào)易收支邦的重要影響因素，F(xiàn)DI的增啊加有利于貿(mào)易余額的改善；實拜際匯率上升，即本幣對美元的岸實際貶值長期內(nèi)可以改善貿(mào)易唉收支，這說明隨著我國進出口靶商品的需求彈性提高，已經(jīng)逐艾步可以滿足馬歇爾-勒納條案件(Marsh

32、all-Le鞍rner Conditio百n)。把四、矮貿(mào)易、FDI與實際匯率的動絆態(tài)關系：拔格蘭杰因果關系檢驗和脈沖響癌應分析凹基于建立的向量誤差修正模型佰，為了更好的觀察貿(mào)易、安FDI昂與實際匯率之間的動態(tài)關系，奧可以進行格蘭杰因果關系檢驗格蘭杰因果關系是經(jīng)濟研究領域因果關系的一種計量經(jīng)濟學定義，而且這種方法本身也在完善中，所反映的因果關系與真實的因果關系結(jié)構(gòu)不一定一致。但這種方法目前是一種重要而有效的檢驗因果關系的計量分析工具。斑，同時考察系統(tǒng)的脈沖響應函敗數(shù)昂(Impulse R啊esponse礙 Functions)拌。1格蘭杰因果關系檢驗辦我們運用格蘭杰因果關系檢驗奧目的是對理論模

33、型中得出的三瓣者作為一個經(jīng)濟系統(tǒng)互為因果板的關系進行驗證，同時它又可白以和后面的脈沖響應的分析相罷互補充和印證。首先就結(jié)合本耙文的模型對這種方法進行一點跋簡單的說明。阿本文建立的向量誤差修正模型白的形式如下：安 （隘2）八 （3按）埃 胺（4）扮以方程（2）為例，若接受原扳假設鞍：班（i=1,2，八芭10)，則稱短期內(nèi)壩FDI皚不是矮EX拜的格蘭杰原因，若拒絕翱，則意味著拔FDI襖是靶EX奧的格蘭杰原因。類似的結(jié)論適把用于原假設暗：拜（i=1,2，捌斑10)對于拜ER辦短期內(nèi)是否是擺EX跋格蘭杰原因的檢驗。若接受假芭設阿：艾（i=1,2，鞍懊10)則表示扒FDI昂（或襖ER隘）即使通過協(xié)整關系

34、亦不構(gòu)成瓣EX盎的格蘭杰原因，也可以稱之為熬：從長期看，般FDI扮（或傲ER邦）亦不是胺EX稗的格蘭杰原因。若拒絕疤，說明從長期看，拌FDI俺（或啊ER辦）通過系統(tǒng)的協(xié)整關系構(gòu)成矮EX班的格蘭杰原因。同樣的討論適百用于系統(tǒng)中的方程(3)和(愛4)。罷誤差修正模型中各方程的誤差巴修正項系數(shù)瓣、和把的顯著性的t統(tǒng)計量分別為-岸3.9701，3.8995白和2.4777，都通過了1擺%水平的顯著性檢驗，這說明拌三個變量間在長期內(nèi)存在互為敖因果的關系，這進一步印證了盎理論模型中的結(jié)論。吧表3 啊 把格蘭杰短期因果關系的檢驗結(jié)隘果原假設H0F統(tǒng)計量顯著性水平結(jié)論1.EX不是ER的 Granger原因3.

35、638710.01592拒絕H02.ER不是EX的 Granger原因5.804250.00427拒絕H03.FDI不是ER的Granger原因1.136010.33917接受H04.ER不是FDI的Granger原因2.603720.04517拒絕H05.FDI不是EX的Granger原因3.180190.02800拒絕H06.EX不是FDI的Granger原因1.526200.20209接受H0罷說明：表中的結(jié)論是基于顯著吧性水平0.05阿短期因果關系的檢驗中原假設扒1的拒絕說明，貿(mào)易收支是實把際匯率的格蘭杰原因，原假設扳3 的接受說明，短期內(nèi)FD盎I在5%的顯著性水平上不是拔實際匯率的格

36、蘭杰原因。但誤挨差修正項的系數(shù)顯著表明長期拔內(nèi)貿(mào)易收支和FDI都是實際懊匯率的格蘭杰原因。所以對于懊當前的人民幣匯率問題可以認哎為貿(mào)易順差無論是短期還是長伴期都形成了人民幣升值的壓力襖，而FDI流入主要是在長期罷內(nèi)形成了人民幣升值的壓力。叭原假設2和4 的拒絕說明，柏實際匯率的變動顯著地構(gòu)成貿(mào)巴易收支和FDI的格蘭杰原因凹，這說明我們的確應該重視人敖民幣匯率的變動可能對貿(mào)易收巴支和FDI產(chǎn)生的影響，具體啊的影響方向通過后面脈沖響應耙的分析可以得出結(jié)論。原假設笆5的拒絕說明FDI的變動是佰貿(mào)易收支變動的重要原因。原辦假設6的接受說明短期內(nèi)貿(mào)易俺收支不是FDI的格蘭杰原因 原假設5的拒絕和原假設6

37、的接受所得出的結(jié)論與后面脈沖相應的分析結(jié)論是相互支持的，這里從短期格蘭杰因果關系的角度佐證了后面脈沖響應進行的詳細分析中得出的FDI對我國凈出口有著重要貢獻和出口空間的大小不是影響外資流入的主要因素的結(jié)論。壩。哀格蘭杰因果關系檢驗只是說明八和驗證了三者因果關系，具體跋的影響過程和方向可以借助脈佰沖響應函數(shù)進行分析。2脈沖響應函數(shù)分析搬脈沖響應函數(shù)描述一個內(nèi)生變礙量對誤差沖擊的反應。具體地版說，它描述的是在隨機誤差項絆上施加一個標準差大小的新息愛（扮Innovation絆）沖擊后對內(nèi)生變量的當期值矮和未來值所帶來的影響。耙以前學者在研究脈沖響應時大敗多采用懊Cholesky岸分解技術(shù)，從而使誤差

38、項正交扳化(背Orthogonalise岸d靶)。但挨Cholesky藹分解有個缺陷，即它是非唯一矮的，這將導致沖擊識別的任意拌性。也就是說，對系統(tǒng)內(nèi)變量哎排序的不同，會得出不同的結(jié)把果。為此，半Koop、Pesaran 哀and Potter跋 （1996）、巴Pesaran and S岸hin岸（1998）等提議了另一種拌方法懊案一般脈沖響應（挨Generalized半 Impulse Resp盎onse礙），它避免了正交化對變量排扮序的依賴性。一般脈沖響應函佰數(shù)見附錄1。柏我們就采用一般脈沖響應方法柏來進行脈沖響應分析。為了直耙觀形象地刻畫變量間的相互影拌響，我們正文中列示了脈沖響埃應函

39、數(shù)的曲線圖，相應的數(shù)據(jù)懊表見附表1，我們的分析適當叭結(jié)合了相應的數(shù)據(jù)表。傲 按 扮 矮圖2 EX對ER一個標準哎差沖擊的響應 圖昂3 EX對FDI一個標準稗差沖擊的響應（1）實際匯率與貿(mào)易收支搬 圖2顯示人民幣實際巴貶值短期內(nèi)會惡化貿(mào)易余額，耙經(jīng)過一段時滯后才能改善貿(mào)易爸余額，這就是所謂吧“隘J曲線效應把”矮。西方國家貶值改善貿(mào)易余額稗的時滯大約是半年到一年（姜挨波克，1999）。但我國這敗一時滯長達24個月，也就是唉幾乎兩年的時間。一方面這印藹證了協(xié)整分析中得出的人民幣岸實際貶值長期內(nèi)可以改善貿(mào)易阿收支的結(jié)論。另一方面也說明哎，由于進出口的價格彈性與西吧方國家相比仍然較低，出口供背給和進口需

40、求的調(diào)整也比較慢骯，因而導致貶值改善貿(mào)易余額捌的時滯較長。絆相反的情形可以推知人民幣的罷實際升值在相當?shù)臅r期內(nèi)不會俺惡化我國的貿(mào)易收支，貿(mào)易收般支問題在短期不必成為人民幣傲升值的顧慮。按（2）外國直接投資與對外貿(mào)襖易斑 新貿(mào)易理論運用產(chǎn)業(yè)爸組織理論的范疇，如不完全競疤爭、規(guī)模收益遞增、產(chǎn)品差異昂化以及跨國公司理論發(fā)展所揭唉示的跨國投資的動機與利益從壩理論上分析了佰FDI按與對外貿(mào)易之間存在的互補共拜生關系。該關系突出體現(xiàn)在礙FDI敗對對外貿(mào)易的促進效應上。從佰出口看，總量分析及分行業(yè)分百析結(jié)果都證明,外國投資對東哀道國出口具有顯著的帶動作用巴(板Graham和 Krugm板an案,1993)。

41、外國投資企業(yè)敖本身一般具有較強的國際市場熬導向，加之對國內(nèi)企業(yè)的示范凹帶動作用。因而，擺FDI翱與東道國出口具有強相關性。拜而頒FDI爸與東道國進口的相互關系研究搬表明，相關性不如與出口的關捌聯(lián)密切，但由于外國直接投資企業(yè)從母公司進口中間產(chǎn)品、搬資本品及勞務的傾向較強，敖FDI叭因而可增加東道國進口(搬Hill擺,1990)。笆圖3顯示靶FDI隘增加對貿(mào)易余額的作用波動較敗大，單從曲線圖很難判斷其趨敗勢，結(jié)合數(shù)據(jù)表計算波動的算挨術(shù)平均數(shù)，可以判斷前8個月鞍總體上是減少貿(mào)易余額，8個敗月之后總體上是改善貿(mào)易余額唉，長期內(nèi)綜合看來對貿(mào)易余額阿是有一定的改善作用的前8個月FDI對貿(mào)易余額產(chǎn)生的沖擊的

42、平均數(shù)為-3.90976， 8個月之后對貿(mào)易余額的沖擊的平均數(shù)為17.91357，總體上對貿(mào)易余額的沖擊的平均數(shù)為14.00381。礙。貿(mào)易余額的波動可能的原因般就是癌FDI班促進出口的同時，也增加了我辦國的進口。外資進入的初期，捌由于外國直接投資企業(yè)還不具埃備出口與生產(chǎn)能力，而同時又捌需要大量從母公司進口中間產(chǎn)頒品、資本品及勞務，而俺FDI伴對我國的出口帶動作用還沒有爸體現(xiàn)出來，所以外資進入的初笆期對貿(mào)易余額的影響總體上是搬負面的。隨著爸FDI稗對出口帶動作用逐步顯現(xiàn)，對俺出口額的促進作用逐步超過對襖進口的帶動效應，拔FDI骯對貿(mào)易余額的改善作用就逐步巴得到體現(xiàn)。百圖4 外國直接投資企業(yè)出安

43、口份額的演變唉 班數(shù)據(jù)來源：根據(jù)中國統(tǒng)計摘半要2004繪制伴從實際情況看，中國啊FDI般具有一定的出口導向型特征。扮近幾年來，外商投資企業(yè)已成辦為阿我國愛對外貿(mào)易中的一支重要力量。挨2003年白外商投資企業(yè)進出口總額占全邦國進出口總額的比重爸為55.49伴，笆而1986白年艾只有4.04瓣，其中，外商投資企業(yè)的出壩口總額占全國出口總額的比重瓣由1986埃年隘的1.71鞍增長到扳2003俺年的疤54.84耙般（見圖4）澳。八外國投資企業(yè)對中國出口的貢矮獻,一方面是通過進入出口導礙向性產(chǎn)業(yè),直接擴大了中國出柏口產(chǎn)業(yè)的規(guī)模,強化了中國出斑口產(chǎn)業(yè)的國際競爭力；另一方瓣面,外國投資企業(yè)還通過產(chǎn)業(yè)瓣鏈的作

44、用,對其上游、下游產(chǎn)頒業(yè)產(chǎn)生連鎖效應，帶動東道國唉出口競爭力的提高和出口量的鞍增長。這種出口導向型的胺FDI拌對我國擴大出口規(guī)模、優(yōu)化出哀口結(jié)構(gòu)、提升行業(yè)技術(shù)水平、壩促進產(chǎn)業(yè)升級、增強國際競爭伴力發(fā)揮了十分積極的作用（戴班金平，1999）。岸圖5顯示我國貿(mào)易收支沖擊會霸造成FDI一定的波動，而且邦這種沖擊隨著滯后期的延長有哎放大效應，但沒有明顯規(guī)律可澳循。這也在一定程度反映盡管百FDI邦具有較為明顯的出口導向型特般征，但出口空間的大小不是影暗響外資流入的主要因素骯。扮我們可以這樣判斷：吸引FD稗I可能依然是較高的投資利潤率、較低的勞動力成本、對外捌資的優(yōu)惠政策和潛在的巨大市阿場等國內(nèi)特定因素(

45、挨Country-speci邦fic Determina矮nts of FDI岸)。 礙（3）實際匯率與外國直接投半資靶 實際匯率對于對霸FDI伴的影響，有一些學者進行過研礙究。歸納起來主要有財富渠道芭和生產(chǎn)成本渠道效應。把Froot 版和哎Stein挨（1991）就曾詳細闡述了瓣匯率的財富效應：當瓣FDI俺的東道國相對于母國貨幣貶值百時，將使相同數(shù)量的外資購買敗更多東道國的商品，從而吸引扮FDI奧的流入。關于生產(chǎn)成本渠道熬Culem皚（1998）指出，匯率的不捌同引起相對勞動成本的變化，佰當東道國貨幣相對于母國貨幣癌貶值時，意味著相同數(shù)量的外啊資將可能雇用更多的勞動力，襖從而吸引外資流入。擺

46、 艾 奧 背圖5 FDI對EX一個標邦準差沖擊的響應 圖擺6 FDI對ER一個標準盎差沖擊的響應 靶圖6顯示實際匯率上升即人民柏幣貶值對FDI一定時期（1傲9個月）內(nèi)會有促進作用，說拜明與人民幣的貶值相聯(lián)系的財按富效應和生產(chǎn)成本效應顯著地稗促進了搬FDI挨。但長期內(nèi)（19個月以后）皚會造成FDI的波動，甚至造成襖FDI斑的下降。其中的原因筆者認為挨是由于實際匯率的波動會增加靶投資者的投資風險，會對疤FDI拔的投資信心產(chǎn)生影響，從而引啊起FDI的波動甚至減少，這敖一點在發(fā)展中國家體現(xiàn)得更為耙明顯。由此我們也可以得出結(jié)翱論，長期來看實際匯率的穩(wěn)定疤和幣值堅挺有利于吸引昂FDI板。相反的情形，人民幣

47、實際升矮值會在一定時期內(nèi)對外資的流版入產(chǎn)生一定的負面影響。但匯拜率調(diào)整后隨著人們對于人民幣唉變動預期的減弱是有利于吸引拔FDI俺的。霸 拜 敗 礙 礙 艾圖7 ER對EX一個標準吧差沖擊的響應 圖伴8 ER對FDI一個標準芭差沖擊的響應瓣（4）對外貿(mào)易、外國直接投哎資與實際匯率變動哀圖7顯示貿(mào)易的順差會導致一哎定時期內(nèi)實際匯率下降，即人巴民幣的實際升值。這與理論模鞍型的預期是一致的。阿圖8顯示FDI的增加初期會扒導致人民幣小幅度實際貶值，盎一定時期（大約一年半的時間安）后導致人民幣實際升值。我哀們認為FDI初期會導致人民哎幣小幅貶值是與其在初期總體般上是減少貿(mào)易余額直接相關的翱，這與前面的分析

48、相一致。藹長期來看FDI的增加會導致白人民幣的實際升值與其改善國俺際收支有關，同時這也是與擺“背巴拉薩-薩繆爾森八（搬Balassa-扒S佰amuelson扮 懊）襖效應哎”癌（伴S邦amuelson耙，1964）所謂“巴拉薩-薩繆爾森效應”即當一個國家貿(mào)易品生產(chǎn)部門比非貿(mào)易品部門的生產(chǎn)率增長更快時,非貿(mào)易品部門工資的提高超過本部門生產(chǎn)率提高，這個國家將會有更高的價格水平, 根據(jù)購買力平價即實際匯率升值。實際匯率的變動反映了一國范圍內(nèi)貿(mào)易與非貿(mào)易部類生產(chǎn)力增長的相對差異。班聯(lián)系在一擺起的。由于我國一貫的政策是礙引導外資投資于工業(yè)部門擺(藹主要是貿(mào)易品生產(chǎn)品部門吧) 骯而非服務行業(yè)拜(鞍主要是非

49、貿(mào)易品部門拌)邦，昂我們可以做這樣的解釋疤: 爸外資的進入引起了我國貿(mào)易品疤部門的的技術(shù)進步版, 埃從而提高了貿(mào)易品部門的勞動霸生產(chǎn)率巴, 八進而使我國實際匯率升值。氨可以說，貿(mào)易順差和半FDI罷大量引入都是人民幣升值壓力板的重要源泉。這里的分析進一襖步驗證了格蘭杰因果分析中的昂結(jié)論。五、結(jié)論與政策建議邦疤、罷貿(mào)易、外國直接投資和匯率構(gòu)拔成一個相互影響的經(jīng)濟系統(tǒng)，捌針對任何一個變量的政策或措暗施的實行，都要考慮對另外兩頒個緊密相關變量的沖擊和影響挨。挨中國的貿(mào)易、氨FD敖I愛和實際匯率之間存在長期的動頒態(tài)均衡關系。長期來看，搬FDI斑的增加有利于貿(mào)易余額的改善癌，人民幣實際貶值長期內(nèi)可以捌改善

50、貿(mào)易收支。敗FDI皚進入的初期，外國直接投資企奧業(yè)進口帶動效應超過出口帶動霸效應，所以外資進入的初期（傲大約前8個月）對貿(mào)易余額的擺影響總體上是負面的。隨著外爸資出口帶動作用的增強，8個盎月之后總體上是改善貿(mào)易余額盎的。長期內(nèi)綜合看來啊FDI扳對貿(mào)易余額是有一定的改善作唉用的。罷隨著我國進出口商品的需求彈昂性逐步提高，已經(jīng)逐步可以滿扒足馬歇爾-勒納條件。但人傲民幣實際貶值的案“辦J敖曲線效應奧”跋明顯，貶值改善貿(mào)易余額的時埃滯大約為兩年，大大長于西方爸國家。寄希望于本幣低估和低暗價銷售兩種純價格競爭策略不擺能快速有效地改善貿(mào)易帳戶。柏通過調(diào)整實際匯率調(diào)節(jié)貿(mào)易收稗支必須充分考慮其時滯效應，岸慎重

51、而行。我們應該減弱對外搬貿(mào)易中對價格競爭手段的依賴俺，提高產(chǎn)品的科技含量，增強跋質(zhì)量觀念，以提高我國出口商啊品的競爭力。襖斑、盡管叭FDI罷具有一定的出口導向型特征，傲但出口空間的大小不是影響外拔資流入的主要因素，吸引啊FDI巴可能依然是較高的投資利潤率笆、較低的勞動力成本、對外資芭的優(yōu)惠政策和潛在的巨大市場安等國內(nèi)特定因素。實際匯率上芭升即人民幣貶值對按FDI瓣短期內(nèi)會有促進作用，但長期哎內(nèi)由于實際匯率的波動會對F八DI的投資信心產(chǎn)生影響，造愛成百FDI版的波動，甚至造成半FDI般的下降。長期來看實際匯率的班穩(wěn)定有利于吸引敖FDI癌。懊、盡管1996年以來人民皚幣對美元名義匯率維持了穩(wěn)定愛，

52、但實際匯率變動較大。貿(mào)易啊的順差會導致一定時期內(nèi)人民懊幣的實際升值。擺FDI邦的增加初期會導致人民幣小幅瓣度地實際貶值，一定時期（大懊約一年半的時間）后導致人民班幣實際升值。敗、人民幣匯率問題是一個涉奧及我國政治經(jīng)濟各方面的深層拌次的問題，雖然我們不能根據(jù)鞍我們的實證結(jié)果進行簡單的決藹策，但本文的實證結(jié)果有助于班我們對該問題的判斷。本文研拜究顯示，貿(mào)易順差和FDI大氨量流入是當前人民幣升值壓力隘的重要來源，貿(mào)易順差無論是八短期還是長期都形成了人民幣哎升值的壓力，而FDI流入主傲要是在長期內(nèi)形成了人民幣升版值的壓力；人民幣升值在一定傲時期內(nèi)不會惡化我國的貿(mào)易收班支，但會對罷FDI霸的流入產(chǎn)生一定

53、的負面影響。伴附錄1 一般脈沖響應函數(shù)襖的公式艾其中，拜為誤差向量哎的協(xié)方差矩陣；癌為澳矩陣對角線上的第j個元素；佰為式(1)變換出的向量移動絆平均模型（吧Vector Moving埃 Average傲,簡稱拔VMA把）的系數(shù)矩陣；為N維基本單位向量組中的第瓣j個向量。參考文獻愛戴金平：外國直接投資與發(fā)矮展中國家的出口促進艾M佰搬，貴州人民出版社，拔貴陽阿，第1版，1999。壩戴金平、馮蕾：外國直接投跋資與中國的出口競爭力，骯南開經(jīng)濟研究J矮凹，2003年第5期。唉姜波克：國際金融學M擺骯，第79頁，高等教育出版社啊，北京，第1版，1999。暗李海菠：人民幣實際匯率與把中國對外貿(mào)易的關系，世柏

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