人民币汇率水平对FDI流入影响的实证分析

摘要:本文介绍了人民币汇率与外商对华直接投资(FDI)的情况,分析人民币汇率对流入我国的FDI带来的成本效应和财富效应,在此基础上建立适合中国实际的计量模型。本文首先对人民币汇率和FDI的长期趋势做协整分析;然后选取合适的变量建立多元线性模型,并对模型检验和相应调整。实证分析结果证明,人民币升值会削弱我国对外商直接投资的吸引力。

关键词:人民币汇率;外商直接投资(FDI);效应

一、引言

随着经济全球化的迅速发展,对外直接投资(FDI)活动非常活跃,特别是中国已经成为世界上最大的外商直接投资的流入国。我国的外商直接投资从1980年的0.04亿美元,迅速增长到2008年的897.22亿美元。FDI在我国国民经济中日益占据重要的地位,推动着我国经济的长期持续增长。

我国外商直接投资(FDI)增长如此迅速,是经济环境、宏观政策等因素综合作用的结果。而汇率制度又是国际经济的核心因素。自2005年7月21日起,我国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。在这种人民币汇率机制下,人民币汇率变化是否会影响我国外来直接投资的流入?其作用机制和方式如何?在全球外商直接投资放缓、人民币面临巨大升值压力,且我国又需进一步扩大引资规模的今天,探讨这个问题具有非常重要的现实意义。

二、理论分析与研究假设

本文用到汇率的成本效应理论和财富效用理论。

成本效应理论强调汇率水平变动对东道国生产成本的影响效应。Cushman(1985、1987)和 Culem(1998)曾指出,汇率的不同将引起相对劳动成本的变化,当流入国货币相对于流出国货币贬值时,意味着相同数量的外资将可雇用更多的劳动者和购买更多的资本设备,从而吸引外资流入。为了检验汇率对 FDI 的影响,Kohlhagen(1997)使用一个静态模型分析了货币贬值对跨国企业相对利润率和地点选择的影响。他认为,如果外币相对于本币贬值,那么跨国企业倾向于增加他们在国外的生产能力来服务本国市场。

汇率的财富效应,即当资本流入国货币相对于资本流出国货币贬值时,将使相同数量的外资可购买更多流入国的商品,从而吸引外资流入。Froot 和 Stein 将汇率对FDI的财富渠道模型化,检验了全球资本市场遭遇信息不对称的情况下汇率与FDI之间的关系。他们认为信息不对称使得公司外部融资成本比内部融资成本更高,因此汇率变化使得国内外相对财富发生变化,而财富的变化转化成为对外直接投资需求的变化。

根据理论分析,我们可以提出以下假设,人民币汇率水平与FDI流入成反向相关关系。

三、变量设定及数据来源

根据上述理论,影响中国FDI的主要因素可以分为:人民币汇率水平、市场规模、对外开放度、劳动力成本、基础设施和人力资本。

人民币汇率水平(REER)。以实际有效汇率( real effective exchange rate , REER)表示。

市场规模(AGDP):用人均GDP表示。

对外开放度(OPEN):用进出口总额与GDP的比值表示。

成本变量(WAGE):用制造业在岗职工工资总额表示。

基础设施(THIRD):用第三产业当年增量占国内生产总值当年增量的比重来表示。

人力资本(EDU),以人均受教育水平衡量一国人力资本存量。

政策因素:用虚拟变量dummy来表示。1994 年是中国汇率制度改革的一个转折点,选取 Dt=0, t≤1994; Dt=1, t>1994,表示中国的开放度和政策的稳定性。

本文选用自1980年到2007年的28组数据,其中FDI来自《中国统计年鉴》,并去了自然对数lFDIt;REER则取自国际货币基金组织网站(www.省略/external/chinese/),本文对它也做了取对数处理;WAGE和人均GDP查自《中经网统计数据库》,亦取对数得LWAGEt和LGDPt,且WAGE已经美元化;OPEN、THIRD也取自《中经网统计数据库》,EDU是以高中以上学历人数除以总人数得到,查自《中经网统计数据库》。

四、描述性分析和实证分析

(1)描述性分析

本文主要分析的是人民币汇率与FDI流入量之间的关系,引入其他变量主要是为了控制相关因素的影响,所以,这里主要对他们之间可能存在的关系作个直观的描述。

从图3.1可以看出,人民币实际有效汇率REER和我国利用外商直接投资FDI的长期走势基本保持一致,这反映二者之间联系非常紧密,说明人民币实际汇率变动是影响我国FDI流入的一个非常重要的因素:人民币实际贬值,则外商直接投资FDI增加;人民币实际升值,则外商直接投资FDI减少。

另外,对人民币汇率和FDI做相关系数分析发现,人民币汇率与FDI之间相关系数很高,为-0.829594,进一步证明了我们的假设,即人民币汇率水平与FDI流入成反向相关关系。

(2)时间序列的平稳性检验、协整分析及格兰杰因果检验

以为模型,检验FDI与REER之间的长期关系。

采用Engle-Granger的基于残差ADF (Augmented Dickey-Filler)方法,来检验各个指标变量的平稳性,并确定其单整阶数。首先我们采用美国与中国的数据来进行检验,从其检验结果来看(见表4.1),各个指标变量均表现出明显的非平稳性,而经过一阶差分后,在1%与5%显著性水平上均表现出平稳性的特征,我们可以定各个变量的对数均为一阶平稳序列。

注:本表中ADF检验采用Eview5.0软件进行计算;进行ADF检验时,表达式都有常数项,无趋势项,差分滞后项的阶数为1。

采用Johanson提出的“极大似然法”进行协整检验,其结果显示两个变量之间只有一个协整关系,变量FDI和REER在5%的显著水平上存在协整关系,即两者之间存在长期的均衡关系。本文估计出这FDI和REER的长期协整方程为:

由协整方程可以看出,从长期来讲,人民币汇率是外商直接投资重要影响因素。

根据变量的单位根检验我们已经知道所有变量都是非平稳的I (1)过程,因此我们选用经过取对数再一阶差分后的序列进行Granger因果关系检验。Granger因果关系检验的结果见表4.2。

通过Granger因果关系检验,我们可以看到,REER是FDI的Granger原因,而FDI不是REER的Granger原因,说明人民币汇率水平对我国FDI流入的有重要影响。

(3)普通最小二乘估计、检验及修正

1)结果分析

OLS回归结果为

t =(-3.006***) (-1.880*) (4.118***)(-11.694***)

(1.266) (3.140***) (1.586)

为0.980,方程拟合情况良好。F值221.436,方程能通过F检验,总体线性关系强。X2、X3、X5、都在95%的显著性水平下显著。从模型的回归结果可以看出,人民币汇率对FDI流入是负面影响的。

2)模型设定检验

遗漏解释变量检验,F统计值为0.00037,相伴概率为0.985,dummy政策变量不可以包括在模型中。Ramsey的RESET检验结果给出F统计量为8.307203,LR统计量为23.46309,证明我们方程在设定误差检验中是显著的通过的。

用正态性检验生成残差的直方图并得到用于检验正态图的Jarque-Bera统计量。从图4.1中可以看出,残差项分布呈现出明显的正态分布特性;并且从Jarque-Bera值可以看到,不能拒绝残差项呈正态分布的原假设。

1994年,我国进行了汇率制度改革,用Chow检验检查在1994年前后的样本是否存在显著的差异性。从下表我们可以看到,在1%的水平下可以拒绝原假设,即我们方程不存在结构性差异。

3)多重共线性检验

计算条件数sc=13.690220,证明方程存在多重共线性,通过相关系数矩阵我们发现WAGE和AGDP的相关系数最高,为0.966238,有理由怀疑WAGE和AGDP存在自相关。用WAGE对其他解释变量REER,AGDP,EDU,THIRD,OPEN回归,得到R2=0.96,计算 ,远远大于10,因此WAGE存在多重共线性,需要删除。

删掉WAGE后的方程用OLS回归得

t=(-3.249***) (-2.229**)(7.679***)

(-11.593***)(2.836***)(2.131**)

对比发现,删掉WAGE后方程拟合程度基本保持不变但各个系数的显著性水平均有较大提高。

4)自相关检验

做自相关检验后发现,模型的DW值是1.530625,查表得自由度为6,显著水平为5%时,dl=0.751,du=1.958, 1.742771处于dl,du之间,无法确定是否存在一阶自相关,下面对模型进行滞后阶数为1的LM检验,检验结果如下:

可以看出,模型不存在一阶自相关。

5)异方差检验

从怀特检验的结果可以看出,原方程存在异方差。

我们用残差平方和做纵轴,各个解释变量为横轴,希望直观的看出哪个或那些解释变量与扰动项相关。通过分析,我们列出可能存在关系的残差图,其他的省略掉。

从上图可以看出,解释变量OPEN与残差项之间可能存在相关性。

通过戈里瑟检验(Glejscer)对残差平方和与OPEN做了一个辅助回归,得到F-statistic=3.653625,我们得出open对扰动项有影响这一结论。通过Breusch-pagan检验计算出的卡方统计量为:93.84(28* 3.3514),同样认为open对扰动项有影响。

从上面的分析中,我们得出open对扰动项有影响,那么我们接下来用1/(open^(1/2))作为权重,进行加权最小二乘估计。

FDI = -0.755*REER + 2.441*AGDP - 10.01*EDU + 0.043*THIRD + 3.536*OPEN - 7.517

(-2.136**)(6.852***) (-14.502***)(4.103***) (1.913*) (-3.412**)

R-squared:0.977; Adjusted R-squared:0.972; F-statistic: 332.5261***

从上面的结果可以看出,异方差修正后,我们的结论仍然没有变,人民币汇率对FDI流入量有负面的影响。

6)内生性检验

我们选择用国内交通设施的一个指标作为工具变量,进行Wu-Hausman test,以检验是否存在内生性问题;如果存在内生性,我们将进一步运用工具变量法对原方程进行估计。

Infr:用国内公路里程和营运的铁路里程总和/国土总面积

Wu-Hausman test结果如下:

FDI = -0.74*REER + 2.67*AGDP - 10.48*EDU + 0.11*THIRDINFR + 1.68*OPEN - 10.44

(-1.805*)(7.865***) (-11.117***) (1.764*) (0.796) (-4.519***)

从上面的结果可以看出,在表示在在10%的显著性水平下拒绝不存在内生性的假设,即存在内生性问题。

工具变量估计

我们用Infr(用国内公路里程和营运的铁路里程总和/国土总面积)来作为third的工具变量,运用两阶段最小二乘估计方法进行估计。

FDI = -1.67*REER + 1.653*AGDP - 8.498*EDU + 0.117*THIRD + 3.239*OPEN - 0.902

(-2.098**) (2.328**)(-5.179***)(2.841***) (1.016) (-0.181)

从上面的结果可以看出,用工具变量分析我们的结论仍然没有改变,人民币汇率对FDI流入成负显著影响。

五、结论

本文首先以外商直接投资理论为基础,建立多元回归计量模型来分析人民币汇率对FDI流入的影响。一国的汇率通常会给流入该国的FDI带来两个效应:财富效应、成本效应。通过实证分析结果的总结,可以得出以下结论:人民币汇率水平是影响我国FDI重要的直接因素。人民币实际有效汇率的下降能够带来财富效应和生产成本效应,促进FDI流入我国;反之,人民币升值相对阻碍FDI的流入。

六、政策建议

(1)以吸收外商直接投资为重点,促进利用外资的进一步发展。

目前, 我国正处于利用 FDI 的黄金时期, 我国仍需要引进外国的先进技术, 解决就业和经济发展问题, 有效地吸收 FDI 是我国应当长期坚持的策略。人民币贬值,我国廉价的劳动力和外资政策都是吸引FDI流入的重要因素。我们不能长期依赖于人民币贬值和廉价劳动力吸收 FDI,而要加强各项外资政策对外资流入的引导,提高利用外资质量为主,适当控制外资规模,鼓励外资企业在华进行技术投资增强其市场的竞争力。只有这样,才能促进我国FDI长期稳定地增长,使我国经济持续、稳定、健康地发展。

(2)进一步改善投资环境,为外资进入奠定良好基础。

对于不同的投资国(地区)来说,基于不同的投资动机和目的,影响其对外投资的因素不同。因此,我们在制定引资政策时,要根据具体情况综合考虑各种因素,以达到引资总体最优。相对于优惠政策而言, 跨国公司更加注重东道国的经济发展水平、市场规模、政策的连续性与透明度以及政府工作效率等因素。因此,要进一步简化行政审批程序, 整治投资的不良环节, 改善行政环境; 加大知识产权保护的执法力度,依法保护外商的合法权益; 注重保持外商投资有关法律的相对稳定性、连续性和可操作性, 努力创造良好的政策和法律环境; 加快某些行业贸易投资自由化步伐等。

参考文献:

[1] Kohlhagen, S.W. Exchange Rate Changes, Profitability, and Foreign Direct Investment [J] .Southern Economic Journa1, 1977, 68: 43-52.

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(作者单位:中国农业银行股份有限公司北京市分行)