ParK's 論文后花園

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硕士学位论文
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论文题目厶民亟塞睡直夔堑奎过旦I的鬟畹佥堑
作者姓名甄擅
指导教师黄蘧莶
所在学院丝进堂隧
浙江人学硕士学位论文人民币实际有效汇率对FDI的影响分析
摘要
随着我国引进外商直接投资的数额越来越多，外商直接投资已经成为我国经
济快速发展的主要推动力之一，其对中国经济的影响体现在增加就业量、技术溢
出效应、推进我国进出口行业的快速发展等方方面面。而随着我国对外开放程度
的逐步提高，汇率特别是能够引起经济变量变动的实际有效汇率作为宏观经济主
要的调控手段和经济杠杆，其重要性是不言而喻的。2005年7月汇率改革以后，
人民币汇率制度更加富有弹性，并且人民币一直面临着巨大的升值压力，此时研
究人民币实际有效汇率对外商直接投资的影响就更加具有现实意义。
本文分析了我国吸引FDI的现状，人民币汇率制度改革的进程，并且在对外
商直接投资理论分析的基础上，结合中国的实际情况，分别建立了理论和实证模
型进行分析。在实证分析时，不仅分析了人民币实际有效汇率的水平变动，还分
析了人民币实际有效汇率的波动对外商直接投资的影响，并且分国别(地区)讨
论了双边实际汇率对这些国家(地区)对华FDI的影响。主要运用了格兰杰因果
检验、协整检验、建立误差修正模型的方法，最后利用了VEC(向量误差修正)
模型来动态的分析人民币实际汇率对外商直接投资的影响。
结果表明，人民币实际有效汇率是FDI的格兰杰原因；分国别(地区)的讨
论也显示双边实际汇率是FDI的格兰杰原因；并且汇率与FDI之间存在长期的协
整关系。理论和实证模型都证明人民币贬值对FDI的流入有利，对全国数据的分
析还证明了人民币实际有效汇率的波动与FDI负相关。同时，在分国别(地区)
的分析时发现，基于不同的投资动机，对汇率的影响程度也不同。对于“贸易导
向型”FDI，双边实际汇率的影响显著；对“市场盘踞型’’FDI，双边实际汇率的
影响则不那么显著。另外全国数据显示，汇率对FDI的综合解释能力只在30％
左右，所以我们在制定引资策略时不能仅盯住汇率因素，所有因素的综合考虑才
能达到引资最优化。
目前人民币汇率一直处于升值趋势之中，综合本文的研究结果来看，短期内
人民币实际有效汇率的水平变动及波动都对FDI的影响不显著，所以短期内人民
币汇率波动及小幅升值都不会对FDI产生明显影响，并且也可以使我国更好的利
用汇率杠杆进行宏观调控。但是长期来看人民币实际有效汇率的贬值及汇率稳定
都对FDI的流入更加有利。所以在进行汇率变动时，特别是对人民币汇率升值以
浙江大学硕士学位论文人民币实际有效汇率对FDI的影响分析
及汇率的长期波动方面，必须慎之又慎，以防止对我国吸收FDI产生不利的影响。
关键词：人民币实际有效汇率波动性外商直接投资协整关系
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Abstract
Along with China attracts more and more foreign direct investment(FDI)'FDI has already
became one of the main driving engines that stimulate OUT COUntry’S economic development·Its
influences exist in increasing the quantity of employment,introducing advanced technology,
pushing the development of import and export industries and SO on．On the other hand，with China
open．up further,the importance of exchange rate especially real effective exchange rate，as the
main regulating and controlling means and economic lever of macro。economy is obvious·After
RMB exchange rate reform in July,2005，RMB exchange rate system becomes more flexible，and
RMB faces the great pressure of upvaluation，hence it makes sense to research the influence of
RMB real effective exchange rate on FDI．
In this dissertation，according to the theory of foreign direct investment，and combining with
the practical situation in China,the author establishes the theoretical and econometrics models．In
the econometrics models，not only analyze the influence of real effective exchange rate-level
change Oil FD!，but also analyze the influence on FDI caused by the volatility of exchange rate·
Meanwhile，this dissertation selects some typical countries(areas)to test how bilateral real
exchange rate affects their strategic decisions on investing in China．The dissertation mainly use
the methods such as Granger Causality Test，Co-integration test and establishing Error Correction
Model．then Use the Vector Error Correction model(VEC)do dynamic analyses．
The results show there is relativity between RMB real exchange rate and FDl，and there also
exists a long-term relationship of cointegration between them．Both the theoretical and
econometrics models prove the devaluation of RMB call enhance China's ability to attract FDI，
meanwhile the empirical analysis also prove there is a negative correlation between the volatility
of exchange rate and FDI．The analyses of some typical countries(areas)show that the effects of
bilateral real exchange rate on FDI from different countries or areas are variable according to their
di缗jrem investment motivations．As for Wade-oriented FDI，bilateral real exchange rate influences
significantly,whereas for market-oriented FDI，it works insignificantly．Additional，the dynamic
analyses show that the explanatory ability of real effective exchange rate to FDI only about 30％·
therefore，it should not just focus on exchange rate when making strategies for attracting foreign
investment．In order to achieve optimization，all of the related factors are needed to consider．
浙江人学硕上学位论文人民币实际有效汇率对FDI的影响分析
Recently,the trend of RMB exchange rate is still upwards．According to the analysis in this
dissertation，the influences of real effective exchange rate·level change and volatility on FDI are
not significant in the short-term．So both fluctuation and upvaluation will not influence on FDI
significantly in short-term，and our government call utilize the exchange rate lever to control
macroeconomic better．However,the devaluation and stability of RMB are more favorable to
attract FDl in the long time．in conclusion，we must treat the fluctuation and appreciation in
exchange rate more and more prudent to prevent unfavorable influences on FD!．
Keywords：Real effective exchange rate；Volatility；Foreign direct investment；
Cointegration
人民币实际有效汇率对FDI的影响分析
论文原创性声明
本人郑重声明：所呈交的学位论文，是本人在导师指导
下，独立进行研究工作所取得的成果。除文中已经注明引用
的内容外，本论文不包含任何其他个人或集体已经发表或撰
写过的作品成果。对本文的研究做出重要贡献的个人和集
体，均已在文中以明确方式标明。本人完全意识到本声明的
法律结果由本人承担。
签名：戴嘞
日期：勘寥．秒‘0 6
1绪论
1．1问题的提出、、．
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关入民币汇率对我国经济影响的研究文章一H寸1日j。甩幽1氏夕’一～4
浙江大学硕上学位论文人民币实际有效汇率对FD!的影响分析
中在对外贸易方面，关于对我国FDI的影响分析却涉及不多。
由国际货币基金组织提出的FDI定义是：对外直接投资是指一经济体内的居
民为了在另一经济体内的企业中取得持久收益的国际投资范畴。持久收益包括了
直接投资者、企业和投资者对企业管理的影响程度之间的长久关系。FDI发源于
19世纪70年代，目前其规模、结构和流向的迅速变化已经对许多国家宏观经济
的内外均衡发展产生了很深远的影响，许多学者认为FDI确实可以促进一国经济
的快速增长。
2007年，中国吸引的外商直接投资已达到747．68亿美元，而1982年时这
个数据仅有6．4927亿美元，20多年间增长了100多倍，这种增长速度是惊人的。
目前，中国吸引FDI已居世界前列，可见中国吸引外资的能力日益强大。增长趋
势具体见下图：1
图1．2中国实际利用外商直接投资数额变动图(1982-2007)(单位：亿美元)
(数据来源：历年《中国统计年鉴》)
FDI属于国际资本的范畴，国际资本在国际间不同货币区的转移，肯定要受
到汇率影响。但是，名义汇率的变动不一定引起实际汇率的同方向变动，而实际
’本文所涉及的全部数据类型的图片均在E撇l中生成，以下相同．
2
浙江人学硕上学位论文人民币实际有效汇率对FDl的影响分析
汇率变动才是引起经济变量变动的主要原因。有效汇率是一种加权平均汇率，通
常以对外贸易比重为权数。有效汇率是一个非常重要的经济指标，一国的名义有
效汇率等于其货币与所有贸易伙伴国货币双边名义汇率的加权平均数，如果剔除
通货膨胀对各国货币购买力的影响，就可以得到实际有效汇率。那么在过去的一
段时间内，人民币实际有效汇率与FDI之间存在什么关系、有何规律可寻呢?在
人民币一直面临着巨大升值压力的今天，研究人民币实际有效汇率对FDI的影响
就显得十分必要。
1．2研究的现实意义
众所周知，FDI对一国经济的影响存在于方方面面，大多数学者认为FDI对
东道国的影响主要集中在资本供给效应、技术转移效应、主权效应等方面。刘文
勇，蒋仁开(2006)的观点是，FDI对我国存在正的资本一经济增长效应；就业
一经济增长效应方面好于内资企业；出口效应相当于国内经济增长推动作用的
1／20；内资企业也获得了通过模仿和学习外资企业先进技术产生的溢出效应。
可见，外商直接投资在中国经济发展中起到重要的作用。那么，为了更好的
吸引FDI，就应该研究哪些因素决定了流向中国的FDI。目前，基本的观点认为，
东道国的经济发展水平、利率、汇率、政治风险、双边贸易量、地理和文化距离
等都是影响投资来源国对潜在东道国的直接投资。Dunning的“折衷理论"(1977)
认为1，所有权优势、区位优势、内部化优势是能够吸引FDI所必须同时具备的
因素。丁辉侠，冯宗宪，王青(2006)通过实证研究认为，政治体制、距离、华
裔人数、经济规模、借贷成本、双边贸易流量、劳动力成本、汇率都是影响FDI
的因素。
在影响FDI的众多因素中，汇率与FDI之间的关系一直被认为是非常复杂的。
特别是人民币汇率改革以后，人民币汇率的市场形成机制更趋合理和成熟，人民
币汇率制度也将变得更富有弹性，那么人民币实际有效汇率的变动对FDI的流入
到底会造成什么样的影响呢?显然，目前对这个问题的研究具有很大的理论及现
1 1977年由英国瑞丁大学教授约翰·邓宁在《贸易，经济活动的区位和跨国企业：折衷理论方法探索》一
文中提iIj，1981年他又在《国际生产和跨国企业》一书中对此理论做了进一步阐述。
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浙江人学硕．I：学位论文人民币实际有效汇率对FDl的影响分析
实意义，这也是本文的目的所在。
1．3文章的基本结构
本文主要分为七章：
(1)绪论。首先提出本文的研究背景及现实意义，指出本文的基本结构，最
后说明本文的研究方法和创新点所在。
(2)理论文献综述。本章主要介绍一些FDI动因的理论综述，以及汇率与FDI
相关关系的现有理论成果，这些理论成果主要是根据发达国家和地区的现状所进
行的研究，但是对于了解美同等发达国家对我国的直接投资具有指导意义。另外
对于国内外关于汇率与外商直接投资之间关系的文献做一个简单介绍。
(3)人民币汇率对FDI影响的理论分析。本章以及接下来的两章是本文的
重点。本章首先介绍一下中国吸引FDI的现状以及FDI对经济的促进作用；然后
对于我国的汇率制度演变过程做个简介；最后通过建立理论模型分析人民币汇率
与FDI之间的关系。
(4)人民币实际有效汇率对FDI影响的实证分析。通过建立模型，用我国
的数据进行实证分析。
(5)分国别(地区)的双边实际汇率对FDI影响的实证分析。港、日、美
是中国最大的三个投资国(地区)，分国别(地区)讨论目前它们对华FDI的现
状，并建立计量模型，检验双边实际汇率在这些不同国家(地区)中对华FDI的
影响程度，给出结论及政策启示。
(6)FDI的其它影响因素分析。除汇率之外影响FBI的因素还很多，如进
出口额、国内生产总值、FDI政策，等等。综合考虑这些影响因素才能更好的吸
引FDI。
(7)结论及政策建议。本章是对全文的一个总结。
1．4文章的研究方法及主要建设性工作
除了进行一些理论综述及建立理论模型之外，本文主要采取计量方法进行实
证分析。在前人的研究基础上，建立了合适的模型，代入中国的数据来分析人民
币实际有效汇率与FDI之间的关系。主要的建设性工作：
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浙江大学硕上学位论文人民币实际有效汇率对FDI的影响分析
(1)分别建立理论和实证模型对人民币汇率与FDI之间的关系进行论证。
(2)实证分析中不仅分析了人民币实际有效汇率水平的变动对FDI的影响，
还分析了人民币实际有效汇率的波动程度对FDI的影响。
(3)在测量人民币实际有效汇率的波动时，采用月度数据，用广义自回归
条件异方差(GARCH)模型来测量，使得结果的可信度增强。
(4)分国别(地区)讨论双边实际汇率与这些国家(地区)对华FDI的相
关关系，分别给出政策建议。这样就使得整篇论文的分析能够做到点面结合，结
论更加全面。
(5)在讨论汇率与FDI的关系时，进行了因果检验、协整检验、建立误差
修正模型(ECM)，以及利用VEC模型进行了动态分析，动静分析结合，并且得出
了较为一致的结论，使的分析结果较为全面可信。
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浙江大学硕十学位论文人民币实际有效汇率对FD!的影响分析
2理论文献综述
2．1外商直接投资动因的理论综述
关于FDI动因的研究，早期主要集中在跨国公司为什么进行对外直接投资活
动，后来则主要研究投资母国为什么选择这一国家(地区)而不是另外的国家(地
区)进行直接投资，即主要从东道国的区位优势角度出发来研究。本文主要对以
下几个理论进行探讨：
2．1．1垄断优势理论
二战后的初期对国际直接投资研究并没有深入，其中比较有代表性的是利润
差异论。利润差异论认为国际直接投资所涉及的资本在国际间流动从实质上讲反
映了各国间收益的差异。1960年美国的海默在麻省理工学院完成的博士论文《国
内企业的国际化经营：对外直接投资的研究》中，对传统理论提出了挑战，首次
提出了垄断优势理论。1
海默(1960)通过垄断优势解释跨国企业对外直接投资的行为。他认为跨国
公司进行直接投资的动机源自市场缺陷。首先，不同国家的企业常常彼此竞争，
但市场缺陷意味着有些公司居于垄断或寡占地位，因此，这些公司有可能通过同
时拥有并控制多家企业而牟利；其次，在同一产业中，不同企业的经营能力各不
相同，当企业拥有生产某种产品的优势时，就自然会想方设法将其发挥到极致。
这两方面都说明跨国公司和直接投资出现的可能性。他总结出企业对外直接投资
的两个条件：一是企业必须要拥有垄断优势，以抵消其在与东道国企业竞争中的
不利因素；二是市场不完全性的存在，使企业能够拥有和保持这种优势。
也就是说，垄断优势理论把FDI与不完全竞争紧密的联系在一起。垄断等因
素导致了不完全竞争，进而产生商品和要素市场的不完全，而企业选择海外直接
投资的方式就可以利用这种市场不完全所带来的机会获得很多垄断优势。
1海默的垄断优势理论后来经过他的导师金德尔伯格以及约翰凯夫士、尼克博克等人的补充发展，成为一
种解释对外直接投资的重要理论．
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浙江大学硕士学位论文人民币实际有效汇率对FD!的影响分析
2．1．2产品生命周期理论
美国哈佛大学学者雷蒙德·弗农于1966年5月在《经济学季刊》上发表的
《生命周期中的国际投资和国际贸易》一文中首次提出了产品生命周期理论。弗
农(1966)认为：产品生命是指产品上市后的整个营销生命，要经历形成、成长、
成熟、衰退这样的周期。而这个周期在不同技术水平的国家里，发生的时间和过
程是不一样的，其问存在一个较大的差距和时差，正是这一时差，表现为不同国
家在技术上的差距，它反映了同一产品在不同国家市场上的竞争地位的差异，从
而决定了国际贸易和国际投资的变化。为了便于区分，弗农把这些国家依次分成
创新国(一般为最发达国家)、一般发达国家、发展中国家。
在新产品阶段，创新国利用其拥有的垄断技术优势，开发新产品，由于产品
尚未完全成型，技术上未加完善，市场竞争不激烈，替代产品少，国内市场就能
满足其摄取高额利润的要求等，产品极少出口到其他国家。而在成熟产品阶段，
由于创新国技术垄断和市场寡占地位的打破，竞争者增加，市场竞争激烈，替代
产品增多，产品的附加值不断走低，企业越来越重视产品成本的下降，较低的成
本开始处于越来越有利的地位。且创新国和一般发达国家市场开始出现饱和，为
提高经济效益，抑制国内外竞争者，企业纷纷到发展中国家投资建厂，逐步放弃
国内生产。在标准化产品阶段，产品的生产技术、生产规模及产品本身已经完全
成熟，这时对生产者技能的要求不高，原来新产品企业的垄断技术优势已经消失，
成本、价格因素已经成为决定性的因素，这时发展中国家已经具备明显的成本因
素优势，创新国和一般发达国家为进一步降低生产成本，开始大量地在发展中国
家投资建厂，再将产品远销至别国和第三国市场。
由以上分析可知，产品生命周期理论是作为国际贸易理论分支之一的直接投资
理论而存在的，它反映了国际企业从最发达国家到一般发达国家，再到发展中国
家的直接投资过程。该理论对二战后西方发达国家国际直接投资的快速发展给予
了有效的解释。
2．1．3市场内部化理论
英国学者巴克力和卡森在1976年合作出版的专著《跨国公司的未来》中系
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浙江大学硕二}学位论文人民币实际有效汇率对FDI的影响分析
统的提出了内部化理论，后来由加拿大学者拉格曼在1981年出版的《跨国公司
的内幕》中作了进一步的完善及发展。
该理论试图在垄断优势理论基础上进一步阐明跨国公司对外直接投资的利
益所在。当在企业内部组织交易的成本低于市场交易的成本时，企业就会用管理
的交易取代市场交易而使之内部化。巴克利等人认为：
(1)外部市场机制失败，这主要是同中间产品(如原材料、半成品、技术、
信息、商誉等)的性质和买方不确定性有关。买方不确定性是指买方对技术不了
解，卖方对产品保密，不愿透露技术内容，因此跨国公司愿意纵向一体化，横向
和纵向都愿意向国外投资。
(2)交易成本受各种因素的影响，公司无法控制全部因素。如果实现市场
内部化，即把市场建立在公司内部，通过内部转移价格可以起到润滑作用。
(3)市场内部化可以合理配置资源，提高经济效率。国际直接投资倾向于
高技术产业，强调管理能力，使交易成本最小化，保证跨国公司经验优势，都是
为了实现上述各方面要求。
该理论认为外部市场不完全是内部化形成的主要原因，而寻求交易成本最小
化是内部贸易的形成动机。由于内部化理论综合吸收了其他理论的合理内核，能
解释大部分对外直接投资的动因，因而有助于对跨国公司的成因及其对外投资行
为的进一步深入理解。
2．1．4折衷理论
折衷理论是对传统国际直接投资理论的综合。由英国里丁大学学者约翰·邓
宁于1977年在庆祝俄林获诺贝尔经济学奖的学术会议上宣读的著作论文《贸易、
经济活动的区位和跨国企业：折衷理论探索》中正式提出了国家生产折衷理论。
邓宁(1977)认为，跨国公司对外直接投资的具体形态和发展程度取决于三
方面优势的整合结果：
(1)若外国企业想要在另一国家进行生产，与当地企业竞争，必须拥有所
有权优势(又称企业优势、垄断优势、竞争优势等)，而且这些优势足以补偿国
外生产经营的附加成本；
(2)企业对其优势进行跨国转移时，必须考虑到内部组织和外部市场两种
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浙江人学硕上学位论文人民币实际有效汇率对FD!的影响分析
转移途径，只有当前者所带来的经济利益较后者大时，对外直接投资才可能发生；
(3)区位优势，即企业把在母国生产的中间产品从空间上转移到别国，并
同该国的生产要素或其他中间产品结合以后，能够获得最佳利益时，才会在国外
进行投资和生产。
邓宁认为，只有当企业同时具备这三种优势时，才完全具备了对外直接投资
的条件。通过建立跨国公司，就可以使企业拥有所有权优势、内部化优势和区位
优势。国际生产折衷理论对跨国公司的运作有其指导作用，它促使企业领导层形
成更全面的决策思想，用整体观念去考察与所有权、内部化优势和区位优势相联
系的各种因素，以及其他诸多因素之间的相互作用，从而可以减少企业决策上的
失误。
2．1．5 FDI理论的新发展
20世纪80年代初，邓宁又提出了投资发展水平理论，从动态角度解释了一
国经济发展水平与国际直接投资之间的关系。他用67个国家1967—1978年间的
直接投资流量与经济发展水平的资料进行相关的实证分析，结果发现可以把对外
直接投资周期分为4个阶段，并且都呈现出以下趋势：伴随着人均国民生产总值
的提高，人均资本流动也不断增加，从而证明了资本流动和国民生产总值之间有
着密切的相关性。
迈克尔·波特于1990年提出了竞争优势理论1。他的竞争优势理论主要在企
业和产业两个层面上展开阐述。竞争优势理论的核心问题就是国际竞争环境与跨
国公司竞争战略和组织结构之间的动态调整及相互适应的过程，跨国公司的各种
职能可以用价值链的构成来描述，而价值链是跨国企业组织和管理其国际一体化
生产过程中价值增值行为的方法。跨国公司进行的对外投资战略就是对不同活动
的国际区位和对企业所控制的各类实体的一体化程度作出的选择。
之后学者们又开始把目光转向对间接诱发因素的研究，包括投资国的鼓励性
政策、东道国的优惠政策及投资环境，等等。间接诱发因素在国际直接投资中所
起到的作用越来越重要。
1竞争优势理论详见波特的《竞争战略》一书，他提出了五种竞争力量、三种通用战略以及五力分析架构
等等。由十篇幅原冈，这里小冉累述。
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浙江人学硕上学位论文人民币实际有效汇率对FDI的影响分析
可见，关于FDI的理论很多，我们需要做的是充分研究这些理论，并结合我
国的实际情况，建立一套合适的引资政策，使我国能更多的吸引FDI，更好的利
用外资。
上面阐述了企业对外投资的动因，那么对于本文所要研究的汇率因素究竟对
FDI有何影响呢?以下是一些汇率与FDI相关关系的理论文献综述：
2．2汇率与外商直接投资相关关系的理论文献综述
个：
关于汇率与外商直接投资相关关系的理论也有很多，本文主要介绍以下几
2．2．1资本化率理论
1970年由芝加哥大学的阿利伯教授提出，阿利伯教授在其《对外直接投资
理论》一文中，提出了用不同国家的资本化率差异来解释国际投资活动的理论，
即资本化率理论。资本化率是指使收益流量资本化的程度，用公式表示为K：c／I，
这里K为资本化率，C为资产价值，I为资产收益流量。资本化率越高，表示可
使同量的收益流量形成较高价值的资产，也意味着资本预期收益的较快增长；反
之，同量收益只能形成较低价值的资产，同时资本预期的较慢增长。
阿利伯教授(1970)认为，资本化率是一个外生变量，与一国的货币强弱等
因素有关，一国的货币越强，资本化率越高；反之，越低。由于当今世界不存在
一个完全自由的世界货币市场，强币的币值较稳定，汇率坚挺而上浮；而弱币比
较容易贬值，汇率疲软而下浮。因此，跨国公司的对外直接投资是持强币国向持
弱币国流动的。因为强币国资本化率高，同等收益情况下形成更高的资产价值，
在东道国资产收购中处于优势地位。阿利伯的模型如下，其中，Y代表利润收入；
K代表收入的资本化价值；Y．表示投资国企业出口销售所得的利润；l(m表示该项
收入按本国通货资本化后的价值；Y，表示该企业在出口市场直接投资将获得的收
入；K，表示跨国生产收入的资本化价值；Y。和l(d则分别表示东道国企业自行生产
供应国内市场所获得的收入及其按东道国通货资本化后的价值。
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浙江大学硕士学位论文人民币实际有效汇率对FDI的影响分析
K
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A B
图2．1阿利伯模型
这个模型说明了市场规模和利用外国市场可供选择方法之间的关系。如果市
场规模小于oA，投资国选择出口；如果市场规模大于OB，则进行对外直接投资，
此时外国公司可以得到的资本化收益上升到了高于当地竞争对手的水平。因此，
在其他因素不变的情况下，强货币国家里具有资本化率高的企业将向弱货币国进
行直接投资。
比如上世纪50年代和60年代美国对外直接投资的急剧增长，与美国此时期坚
挺是分不开的；而日本从上世纪70年代N90年代的对外直接投资高潮，也与日本
对美元汇率的上升有着联系。可见，在当今货币市场不完全的条件下，汇率成为
了影响对外直接投资的重要因素之一。
2．2．2相对财富假说
EhKenneth A．Froot和Jeremy C．Stein提出，Froot和Stein(1991)的研究是
在资本市场是不完全的前提下做出了汇率水平与FDI之间存在明显关联的论断。
Froot和Stein(1991)调查了实际汇率对FDI的影响，使用的是1974—1987年从
工业化国家流向美国的年度FDI数据。他们把整个FDI数据流入分成13个行业，发
现在回归结果中有13个变量的系数都是负的，其中5个以上统计上是有显著意义
浙江大学硕士学位论文人民币实际有效汇率对FDI的影响分析
的，关系最强的是制造业尤其化工业。并且他们也做了国别间的回归，分别是流
入美国、西德、加拿大、英国以及日本的FDI值。回归结果表明被估计的汇率系
数都是负的，其中美国和西德的汇率系数值是在统计上有显著性意义的，其他的
几个显著性不高。他们的研究发现，美国1970—1980年间涌入的大规模外商直接
投资应归功于同一时期疲软的美元汇率。
假设外国公司在美国的融资限额是以该外国公司以美元计价的净价值为限，
那么美元的贬值会增加其以美元计价的市场净值，因此该公司会得到更多的融资
金额，该外国公司可能会更积极的在美国进行直接投资。以上的结论表明，当FDI
的东道国相对于母国货币贬值时，将使相同数量的外资购买更多东道国的商品，
从而吸引FDI的流入。1Froot和Stein(1991)还给予了两个启示：
(1)当财富效应不必区分汇率变动对不同类型FDI的效应时，他们的实证研
究为不同类型的FDI将对汇率变化做出不同反应的论断提供了依据；
(2)与影响厂商财富的其他要素相比，要将相对财富收益和货币变动区分
开来进行实证研究很难。
2．2．3相对生产成本效应理论
由Cushman提出。Cushman(1985，1988)的相对生产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，他认为当其他因素相同时，一国货币贬
值将会降低当地相对于外国的生产成本，特别是劳动力成本，而这种成本的降低
将会提高包括FDI在内的资本收益率，从而促进FDI的流入。后来
Cushman(1985，1988)进一步认为这种相对生产成本效应还要取决于跨国公司生
产和销售地的结构布局：东道国货币的升值将会降低利用母国进口投入品在东道
国生产和销售的那些跨国公司的相对生产成本；而对于那些产品要销售到母国或
第三国的跨国公司而言，东道国货币贬值对他们又是有利的。
。之后也有人对相对财富理论进行了检验，例如Klein&Rosengren(1994)通过实证检验认为相对财富对
美国直接投资流入有着显著的作用，而相对劳动力成本则没自．显著作用。
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浙江人学硕上学位论文人民币实际有效汇率对FDI的影响分析
2．2．4专用资产并购理论
Bruce Blonigen(1997)首次提出了从专用性资产并购的角度来分析汇率变
动与FDI的相关关系。这种理论认为，FDI应发生在向其他国家出口或特许经营有
较高费用之时。特定市场上专用资产的收益不受汇率的影响，而其他资产的收益
必须通过汇率的转化才会成为本国的收益。他的模型说明了汇率贬值将增加目标
企业的外国并购。他的实证研究指出，日本企业于1975-1992年期间在美国的并
购数据展示了弱势美元和进入美国的同本并购型FDI之间的强相关性，并且这些
并购基本上含有专用资产。美元10％贬值将导致日本并购活动中制造业R&D18-32
％的增长。布朗琼特别指出这种理论不适用于新建工厂型FDI。
2．2．5风险规避理论
此理论的核心思想是基于风险厌恶的假设，更高的汇率波动性会降低期望收
益的确定性等价水平。厂商的利润函数表示为汇率确定性等价水平的函数。厂商
的期望利润是汇率水平的增函数，是汇率波动性的减函数。
在风险规避理论基础上加入市场力量后，Caballero(1990)发现如果加价
幅度很高的话，投资行为不受汇率不确定性的影响。实证表明：具有市场力量的
美国公司往往能吸收汇率变化，调整价格和加价水平；Campa和Goldberg(1995)
发现高加价的公司对汇率波动性的反映相对于低加价的公司更不敏感。
R．Barrell，S．D．Gottschalk，S．G．Hall(2004)引入了不完全竞争市场结构，
用表示市场集中度的赫芬达尔指数的高低表示市场力量的强弱，考察市场力量如
何影响企业投资对汇率波动性反映的敏感程度，发现在垄断程度较高的行业中企
业对汇率波动性的敏感程度并没有因为定价能力的提高而减弱。
2．2．6相关文献综述
以上是关于FDI与汇率之间关系的理论综述。这些相对来说是比较成熟的理
论，但是目前关于汇率与FDI之问关系的研究还有很多，以下是一些学者的研究
结论：
(1)关于汇率水平变动对FDI的影响，不同的学者得出的结论不尽相同，
浙江大学硕：上学位论文人民币实际有效汇牢对FDI的影响分析
主要有：
认为货币贬值有利于FDI流入的：
前文提到的一些理论结论就支持贬值有利于FDI流入，如Froot和Stein
(1991)的汇率的财富效应指出，当FDI的东道国相对于母国货币贬值时，将使
相同数量的外资购买更多东道国的商品，从而吸弓]FDI的流入。Cushman(1998)
考察了美国与其他五个工业化国家之间的双向的FDI流动和汇率变动的关系，发
现一国汇率贬值会刺激FDI的流入。除此之外还有很多支持此观点的学者，例如
Culem(1998)提出，汇率的不同引起相对劳动成本的变化，当东道国货币相对于
母国货币贬值时，意味着相同数量的外资将可能雇佣更多的劳动力，从而吸引外
资流入。Goldbery、Klein(1997)、Barrel、Pain(1998)等人也通过实证分析得
出了类似的结论。Harri s和Ravenscraft(1991)，还有Swenson(1993)，提供证据
证明了美元贬值可以带来更高的FDI流入美国。国际货币基金组织的经济专家伊
藤隆敏等人对亚太经合组织各经济实体(不含中国)的研究表明，若某一国经济
实体货币贬值10％以后保持经济稳定，则其外商直接投资流入增加量相当于国内
生产总值的0．25％，反之亦然。
刑于青(2003)认为，中国的汇率政策在其FDI繁荣中起到一个很重要的角
色。人民币贬值和人民币盯住美元的政策都增进了中国吸引外资上的竞争力。他
通过分析1981到2002年日本对中国九个主要制造业部门直接投资的面板数据，发
现累积的人民币贬值产生了实质性财富和生产上的效果，而且对日本对我国FDI
的大量涌入有很大贡献。张庆君(2006)利用Grange因果检验，分国别考察美国、
香港、日本对华FDI与人民币实际汇率之间的关系，发现人民币对美元的实际汇
率与美国对华FDI间不存在一个显著的因果关系，也即汇率因素对美国跨国公司
对华投资决策的影响不大。他们更看重的是中国的市场、经济规模和开放度等因
素。而实际汇率变化对香港和日本对华FDI有显著的影响，实际汇率贬值1％，香
港对华投资增加1．464％，日本对华投资增加0．587％，可见香港更易受到汇率变
化的影响。邱立成，刘文军(2006)通过实证得出，无论是长期还是短期，人民
币贬值都能够促进更多的FDI流入中国。
认为货币升值会促进FDI流入或认为两者关系不显著的：
ikolina Kosteletou、Panagiotis Liargovas(2000)通过模型分析认为，FDI
14
浙江大学硕士学位论文人民币实际有效汇率对FD!的影响分析
与实际汇率之间是有联系的。他的金融行为模型揭示了实际汇率对FDI的影响，
结论是欧元的贬值对整体的欧洲并没有一个一致性的影响效果。除了丹麦、法国
和英国，在他们所考察的大部分欧洲国家均显示了实际汇率的加速升值将引起
FDI流入更多的集聚。而在丹麦、法国和英国，实际汇率的贬值却被用于吸SlFDI
流入的工具。Campa(1993)认为跨国公司的海外投资决策取决于其未来收益的期
望值，一国货币越坚挺，进入该国市场未来收益的期望值就越高，也就会吸引越
多的FDI流入，而货币贬值则具有相反的作用。Kathryn L．Dewenter(1995)认为，
通过对总体投资水平和公司相对财富的控制后，外商投资水平和汇率之间没有显
著并且持续的关系。
(2)汇率波动对FDI的影响，对此问题也有截然不同的观点：
认为汇率波动会对FDI产生负面影响的：
Wilhborg(1978)认为汇率的波动程度等价于投资者所面对的汇率风险，东道
国汇率的波动对于风险厌恶偏好的外国直接投资者具有负面效应。Agnes
Benassy—Quere、Lionel Fontagne、&nina Lahreche—Revil(2001)认为，汇率
的不稳定性对FDI的流入很不利，而在新兴国家中，有一个稳定的金融政策则对
FDI是有利的。
宋元梁、丁德科(2006)认为，长期来看实际汇率的稳定和币值坚挺有利于
吸弓]FDI。邱立成，刘文军(2006)通过实证得出，长期来看人民币实际有效汇
率的波动将会抑$)JFDI的流入，但是短期汇率波动对流入中国的FDI影响不大。
认为汇率波动会促进FDI流入或者认为两者关系不显著的：
Cushman(1985，1988)认为，汇率波动对FDI的影响取决于跨国公司的销售
市场所在地：当以FDI东道国为主要销售市场时，汇率波动幅度较大会促使跨国
公司通过FDI在当地生产来代替向该市场出口，这样更能回避汇率风险；而当跨
国公司的销售地主要是母国或第三国市场时，这种作用消失。同时，他还以相关
的实证分析证明了汇率波幅与美国的FDI流出有正相关关系。Goldberg和
Kolstad(1995)通过实证分析发现汇率贬值对外商直接投资没有任何大的或显著
的影响但汇率波动的剧烈程度对外商直接投资却有正向影响效应。
陈帮能(2006)通过计量模型分析人民币汇率波动(包括水平变动合波动剧
烈程度)对我国外商直接投资的影响效应，他利用1995--2004年共10年40个季度
15
浙江大学硕上学位论文人民币实际有效汇率对FDI的影响分析
的数据，采用单位根检验和协整检验的方法，分析了人民币实际有效汇率及其波
动性与我国外商直接投资之间的关系。结果显示：人民币汇率波动的剧烈程度与
外商直接投资并不存在长期影响关系，而人民币汇率水平变动对外商直接投资也
无长期的协整关系。并且实证结果进一步表明人民币汇率波动的剧烈程度、人民
币汇率水平变动与外商直接投资三者之间也不存在协整关系。说明我国的外商直
接投资更多的是投资性的，而非投机性的。
这些学者对汇率与FDI之间的关系已经进行了一定程度的研究，本文拟在前
人的研究基础上，建立合适的模型对我国的人民币汇率与FDI之间的关系进行分
析研究，并得出结论及政策启示。
16
淅Ⅱ^学顽±学位论史^R∞宴“盲教忙串目FD[的影响分析
3人民币汇率对FDI影响的理论分析
3．1中国吸引FDI的现状
自从1978年改革"放卧来，外商卣凄投资从无到有，取得了十H当大的进展，
井成为了中国经济高速发腱的个噬耍原圉。20多年的时间里，我幽所吸收的
外商卣接投资从1982牛的6 49,3亿荧兀增长剑2007年的747 68亿美兀，增长
了100多倍!‘2003年，巾国就已经成为了fL[界上除美国之外引进外资最多的rq
家。具体增长趋势见图1 2。
从我国利用外商直接投资的资金来源来看，流入rf_国的FDI主要由新加坡、
韩国、中国香港(地区)、中幽台湾(地区)、13率、欧盟和美国构成。其中，中
国香港、同本、美圈一岜罡刘牛FDI最人的来源同。2006年，这一国(地区)
对华FDI总数达到了276 96亿美元，占到了FDI的总数的40％。所以，这三幽
(地区)对我湖引进外商直接投资有着举足轻重的影响，因此，把它们作为研究
对象，有很强的现实意义。
幽3 1 1984 2006年港、Et、茭对华FDI(累计值1比重幽
数据米潍：历年《中田统计年鉴》、《中国对外经济贸易年鉴》
数亨来源：忡目统计年蕞》
浙江大学硕士学位论文人民币实际有效汇率对FDI的影响分析
从我国利用外资的特点来看，我国的外商直接投资主要以“贸易导向型"为
主，由于外商看中的是我国的廉价劳动力、优惠的引资政策、资源禀赋等等，所
以很多国家到我国投资主要是把我国视为生产基地，然后把生产的产品销回本国
(地区)及海外市场。下图显示了1986--2007年以来我国的外商投资企业进出
口额占我国进出口总额比重的变化图：
图3．2 1986-2007年外商投资企业进出口额占我国进出口总额比重图
数据米源：历年《中国统计年鉴》
上图可以看出，近些年来外商投资企业进出口额已经占到了我国进出口总额
的50％以上，说明我国所吸引的FDI“贸易导向型"倾向很严重。但除了“贸易
导向型"的投资外，也有一些国家对我国的投资属于“市场盘踞型’’，也就是说
他们看重的是对中国市场的长期占有和统治，他们更乐意在未来更多的采用并购
的方式，并且他们在中国内地的产品大部分以中国人为消费对象。例如美国对华
的直接投资就以“市场盘踞型"的居多。
不管外商对我国的直接投资出于什么目的，不可否认的是FDI已经成为我国
经济腾飞的重要推动力之一，并且近年来中国FDI流入量占国内固定资产投资总
额均在10％以上。关于FDI对经济的促进作用，很多学者进行了这方面的研究。
例如，Chenery＆Strout(1966)认为，FDI最直接的后果是增加了东道国的资本，
国外直接投资的注入增加了东道国的资本存量。作为一种资本存量，外资的流入
可以弥补发展中国家用于投资的缺口，缓解资本制约的增长瓶颈。而通过拓展资
18
浙江大学硕士学位论文人民币实际有效汇率对FDI的影响分析
本瓶颈，FDI能够促进当地资本形成与经济增长。Romer(1986)和Lucas(1998)
分别用模型说明，由企业向外部的技术学习引发的正反馈，会超过由企业内部的
边际收益递减造成的负面反馈，因此增长率将保持递增。石峰(2006)通过对我
国数据的实证研究得出结论：经标准化后的国内固定资产、FDI固定资产和劳动
力对我国GDP增长的贡献分别为76．41％、18．97％、4．62％。也就是说，GDP增
长的18．97％是由外资固定资产投资推动的。桑秀国(2002)对中国2001年31
个自治区的横截面数据和中国1983--2001年时间序列数据应用格兰杰因果检验
和协整检验进行实证分析，得出以下结论：外商投资对中国经济增长有促进作用，
而且作用机制主要是通过促进中国的技术进步而实现的。
可见，FDI对于我国经济的促进作用，体现在推动经济总量的增长、技术进
步、解决就业、扩大进出口贸易等方方面面。因此，为了使我国能更好的引进外
商直接投资，研究对FDI的影响因素是十分必要的。而在2005年7月中国汇改
以后，人民币汇率机制开始更富有弹性，之后的一段时间，人民币币值一直处于
稳中有升的状态，那么能够引起经济变量变动的人民币实际有效汇率对FDI到底
会起到什么样的影响昵?这就是本文的研究目的所在。
3．2人民币汇率制度的演变过程
我们首先要了解一下人民币汇率制度的演变过程。建国以来，人民币汇率制
度的演变过程大体经历了四个阶段，即解放后至JJl978年、1979至1993年底、1994
年以后至1J2005年7月、2005年7月21日到目前为止的四个阶段，其问形成了特征各
异的汇率制度形式，对人民币汇率制度的演变过程的分析，有利于对目前人民币
汇率制度的特征进行深入的了解。
(1)改革开放前的汇率制度(1979年以前)。在这期间，国民经济实行计划
化，在外贸领域，对外贸易由外贸专业公司按照国家规定的计划统一经营，外贸
系统采取了进出同算，以进补出的办法。这段时期内，人民币汇率机制对贸易流
量几乎没有任何调节功能。因此，在以集中计划经济为特征的经济制度下，人民
币汇率采取了与之相适应的制度，人民币汇率只是在1967年英镑贬值时作过一次
调整，其它时间一直保持不变。
(2)经济转轨时期的人民币汇率制度(1979—1993年底)。这里主要分为两个
19
浙江大学硕十学位论文人民币实际有效汇率对FDI的影响分析
阶段：一是人民币内部结算价和官方汇率并存的双重汇率时期(1981一1984)。二
是取消内部结算价，官方汇率和外汇调剂市场汇率并存时期(1985—1993)。从
1985年1月1日起，我国取消内部结算价，官方汇率应用于贸易结算和非贸易外汇
兑换。1985年12月我国改变由中国银行多年举办外汇调剂业务的模式，在深圳成
立第一个外汇调剂中心。外汇调剂市场的形成对我国汇率市场化存在非常重要的
意义，因为它是我国汇率市场化的开端。至mJl993年，80％的外贸使用外汇实际上
是按外汇调剂价核算的。我国在汇率制度层面上形成了多轨并存的局面，即同时
存在官方牌价、市场调剂汇率和黑市汇率，多重汇率只是这一时期汇率制度的主
要特征。
(3)外汇体制改革后的人民币汇率制度(1994年N2005年)。1994年对我国
汇率安排进行了重大改革，形成以市场机制为基础的人民币汇率制度。从1994
年1月1 R起，实现汇率并轨，人民币汇率实行单一的、有管理的浮动汇率制。1996
年，我国承诺承担IMF第八条款义务，对经常项目下外汇需求不再实行限制，从
而使我国的外汇形成更趋合理。
(4)2005年7月至今的汇率制度。2005年7月21日，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。人民币汇率不再
盯住单一美元，形成更富弹性的人民币汇率机制。中国人民银行于每个工作日闭
市后公布当同银行间外汇市场美元等交易货币对人民币汇率的收盘价，作为下一
个工作日该货币对人民币交易的中间价格。也就是我们正在实行的新的汇率制
度。
人民币汇率制度在这段时间内发生了以上的几次改革，使得人民币实际有效
汇率也发生了波幅，这对中国的FDI流入必然存在一定的影响。在这种背景下，
研究其水平变动及波幅对FDI的影响，就有很强的现实意义。
3．3理论模型分析
下面建立模型对人民币汇率与FDI的关系进行分析。由于模型设置的问题，
这里只考察汇率的水平变动对外商直接投资的影响，而不在模型中加入汇率的波
动变量。
由前面的分析知，有些国家(地区)对我国的FDI属于“贸易导向型”，有
浙江大学硕士学位论文人民币实际有效汇率对FDI的影响分析
些属于。市场盘踞型"，但是总体来说“贸易导向型”的居多。所有我们假设两
种极端情况：
(1)外商投资企业在我国组织生产，只将产品在国际市场出售。我们称之
为模型一。
(2)外商投资企业在我国组织生产，只将产品在我国市场出售。我们称之
为模型二。
3．3．1模型一1
假设外商投资企业t时期在我国投资生产，产品的国际价格为矿，用世界主
要货币表示，并且价格是外生给定的；外商对我国的直接投资为I’，也用世界主
要货币表示；E表示人民币同世界主要货币的即期汇率，用直接标价法表示，即
一单位的世界主要货币等于多少单位的人民币。Y、L、K分别表示此外商投资企
业的产量、劳动力及资本数量。w、r表示劳动力和资本的单位成本。假设外商
用I+购买我国的资本K和劳动L，在我国组织市场，并将产品Q以国际价格P．在
国际市场上出售。这里我们采用美国数学家柯布和经济学家道格拉斯共同创造的
柯布一道格拉斯生产函数，即Q=AK。∥，并假设规模报酬递减，即0<口+∥_<1，
且口>_O，∥>．0。那么在t时期厂家面临对其最优投资量I‘的决策问题，构造此厂
家在的利润最大化模型如下：
Max万=P‘Q—I‘ (3．1)
S．t D=AK。∥ (3．2)
首先构造在投资量为I’时的产量最大化：
Max Q=AK4Lp (3．3)
S．t I’E=wL+放2 (3．4)
对(3．3)、(3．4)式用拉格朗日乘数法构造辅助函数：
1模型设计参照：孙霄狮，刘七余和宋逢明．汇率调整对外商直接投资的影响【J】．数量经济技术经济研究，
2006，(8)：38．77，但根据本文研究内容作了修改。
2(3．4)式是代表能使(3．3)式中达到产量最人化的极值条件。
2l
浙江大学硕士学位论文人民币实际有效汇率对FDI的影响分析
F(L，K)=AK口∥+A(I‘E—wL—rK) (3．5)
求(3．5)对L、K的偏导，使之为零，并与(3．4)式联立得出：
￡：上×上×I*E(3．6)：
仅+9 W
1
因此在投资为I+时的最大产量为：
K：竺×1×I·E (3．7)
Ⅸ+8 r
鲫≯么(南)口(南九*耖(I．驴印(3．8)
将其带入表示利润最大化的式(3．1)得出：
№万-P．鲫‘)-I"=P*A(南／J九南／S)∥(三r九土w)户(1．吖吨I‘(3．9) 口+ 口+
求(3．9)对I’的偏导并使之等于零，得出最优投资量为：
! ! !±壁=! 二壁
I‘=【(口+P)P’】l-口一∥gA卜口一声E1一口一夕，．1一口一声w卜口一卢(3．10)
舯吲半)南(警声。口∥
我们研究最优投资量与各因素的关系，用(3．10)式分别对各变量求偏导：
吾=嵩№柏门南秒么南，南w南E可2ta+p)-I卜。(3．⋯
丢=乏万№峒门南秒，南w南E嵩彳面a+a卜。(3．12)
要=高与№州门南秒彳南w南E尚，．面p-!<。慨㈣
等=高与№州P．】南秒么南，．南E尚w而a-I<。㈣14)
从(3．11)～(3．14)式可以看出，外商最优投资量与E正相关，也就是说
在t期外商决策最优投资量时，人民币贬值(E上升)将有利于更多的FDI的流
入1；与劳动力成本及资本成本负相关，说明我国的劳动力及资本的上升将不利
1文中的E代表人民币同世界主要货币的即期汇率是一种宽泛的假设，如果假设E表示的是人民币对美元
的即期汇率，此结论就代表人民币相对于美元贬值会促进更对的FDi流入．模型二仍然相l司。
浙江人学硕士学位论文人民币实际有效汇率对FDI的影响分析
于外资流入；与企业技术能力正相关，可见技术的更新对吸引外资有利。然后我
们考察一下最优弹性，它可以衡量一个变量的变化所引起的另一个相关变量的相
对变化程度。
占E：一0I"×要：盟(3．15)占月：一／91"×姜：上(3．16) OE 11 1一Of一8 OA 11 1一Of一8
趾要×}=而--Of慨⋯ 晶“：2一丽0I"××兰了：—2兰丽r-二¨(3．·18一-)
从(3．15)～(3．18)式得出，人民币升值(E减小)对FDI的抑制作用等
于同比例的提高劳动力及资本成本的影响，但是却小于企业技术能力提高所带来
的促进作用(由于0-40f+p-<1)，可见提升企业技术对吸引FDI更有利。
由上面的分析可知，只将产品在世界市场出售的企业将会从人民币贬值中受
益，因而会更多的对我国投资。
3．3．2模型二
这里的假设基本上与模型一相同，不同的是外商投资企业在我国投资生产，
起初在t期将投资I+用即期汇率E换成人民币来购买我国的资本K和劳动L，然
后将全部产品Q在我国境内以价格P(人民币标价)出售，最后再将利润转化为
世界主要货币。由于外商在第t期决策时并不知道t+l时期的汇率，但是会有一
个预期值，假设在第t期外商对t+l期的汇率预期值为E，。那么在t期厂家面临
最优投资决策时构造出的利润最大化模型表述如下：
Max万：PQ-I· (3．19)
E，
S．t Q=AK。寸’
同样构造在投资量为I’时的产量最大化：
Max Q=AK。世
(3．20)
(3．21)
浙江大学硕上学位论文人民币实际有效汇率对FDI的影响分析
s．tI‘E：wL+成1
使用同模型一相同的方法得出：
三：乓×!×I'E(3．23)；
口+∥ W
因此在投资为I’时的最大产量为：
(3．22)
K：竺×!×I·E (3．24)
oc+p r
Q(1．)-彳(南九南九*耖(I．矿叩(3．25)
将其带入表示利润最大化的式(3．19)得出：
渤舻鲁-I．=剐岛)口岛九}桫(I矽佃)-1-I．㈣26，
求(3．26)对I+的偏导，得出最优投资量为：
! ! 竺±壁=! 二竺二壁
I’=【(口+f1)P]I-a-户秒彳1—8一卢E1一口一声(历)l-a-P r卜口一芦w1一口一∥ (3．27)
舯州半)南(字)南。口∥
同样来研究最优投资量与各因素的关系，用(3．27)式分别对各变量求偏导：
器=尚№峒P】南p彳两I(纠丽-!，．南商E可2(a+f1)--!卜。(3．28)
丢=南№峒P】而i pE啬(历)南，．南w南彳两a+p卜。(3．29)
罢=高与№峒P】南秒彳南E尚(毋)南w南，面p-!<。(3．3。)
等=盂与№棚尸】南p彳南E为(毋)南，．南w而a-I<。(3．31)
善=南№柏尸】南口彳南￡嵩，南w南(历)筹<。(3．32)
从(3．28)～(3．32)式可以看出，外商最优投资量与即期汇率E正相关，
也就是说人民币贬值(E上升)将有利于FDI的流入，这是因为人民币贬值会使
1式(3．22)代表的是能使式(3．21)中的产量达到最大化的极值条件。
24
浙江人学硕士学位论文人民币实际有效汇率对FDI的影响分析
以世界主要货币表示的成本下降，有利于引资。而与对t+l期的汇率预期值E，
负相关，这是因为外商在我国境内完成了生产与销售的全过程后，在将利润换成
世界主要货币时，如果人民币升值，相同的人民币数量却能够换到更多的世界主
要货币，因此刺激了对我国的FDI流入。而FDI与劳动力成本及资本成本负相关，
与企业技术能力正相关，这些都与模型一的结论相同。然后分析最优投资量：
占毋：堕×霉：二! ，3．3)k 6毋=一×_2一’)·
OEI l 1一a一$
其它几个变量的弹性同模型一。由上式可以看出，t+l期的汇率预期值变动
引起的外商直接投资变动量要大于即期汇率所引起的外商直接投资变动量。所以
认为在模型二的情况下，外商对于即期汇率水平E的变动应该没有模型一那么敏
感，这是因为最优投资量不仅跟即期的汇率有关，还跟下一期的汇率预期有关，
最优投资量是对这两种因素的综合考虑。
3．3．3模型小结及政策启示
由前面建立的模型分析知，当外商投资企业将全部产品以世界价格用于国际
市场的出售时，人民币即期贬值将有利于更多的FDI流入；当外商投资企业将所
有产品在我国境内出售时，即期人民币贬值对引进外资有利，而对下一期人民币
预期升值反而会促进其对华FDI。此结论正好与前文所述的相对财富及相对生产
成本理论相符。具体用下图表示：
外资企业在产品以世界
———————————◆
我国投资生产价格海外销售
外资企业在产品全部在
———◆
我国投资生产中国境内销
E上升以世界货币表示的结论扩大对
——————————◆————————◆
成本下降，利润上升。我国的
投资。
E上升以世界货币表示的
成本下降。
预期以世界货币表
Ef下降示的利润上升。
图3．3模型解析
结论扩大对
我国的
投资。
浙江大学硕士学位论文人民币实际有效汇率对FDI的影响分析
以上模型分成全部在海外市场销售以及全部在中国境内销售两种极端情形，
但是结合模型的结论可以分析我国的实际情况。我国所吸引的FDI大多属于“贸
易导向型”，也就是说很多外商看重的是我国的廉价劳动力、资源禀赋等等，将
生产基地设在我国，但是产成品大多销到海外市场及投资母国，这与模型一的情
形类似，只不过“贸易导向型"FDI并不是将所有产品都销往海外市场。“贸易
导向型"FDI之所以选择在我国投资，主要看重的是成本，所以他们会关注跟成
本有关的所有因素。从模型一的结论看，人民币贬值会使投资企业的成本降低，
使相同数量的外资购买到更多的我国商品，也就是产生了相对生产成本及相对财
富效应，因此“贸易导向型"的FDI会对汇率变化带来的成本变化比较敏感，从
而增加对我国的投资。
另外，有一小部分对我国的FDI却属于“市场盘踞型"，如美国对华FDI，
他们看重的是长期占领我国市场，产品大多在我国市场销售，这与模型二的情形
相似，但“市场盘踞型"FDI也不是将所有产品都在我国境内销售。模型二显示
若产品全部在中国境内销售，人民币即期汇率的贬值将有利于吸引FDI，对下一
期人民币的升值预期反而对吸引FDI有利。但是“市场盘踞型”FDI的主要目的
是在我国市场上长期存在发展，他们希望能够长期占领中国市场，最好能达到垄
断地位，例如很多有名的公司，可口可乐、麦当劳、肯德基、通用汽车等等，所
以此类企业对于人民币汇率变动所带来的成本及利润变化不会像“贸易导向型”
FDI那么敏感。“贸易导向型"FDI关注成本变化，正是因为中国的生产成本相较
于其它地区低，所以将生产基地建在我国。另外，由于“市场盘踞型”的外商企
业会在中国市场长期发展，所以他们不会将利润频繁的换出，而会用于下一期的
投资，所以他们对于t+l期的汇率预期值也不会太敏感。
虽然现实中不存在将产品全部用于海外市场销售或是我国境内销售的情况，
但是从此模型的结论可以看出，即期的人民币贬值对于“贸易导向型"的FDI和
“市场盘踞型一的FDI都有利。综合来看，对于汇率变动，“贸易导向型"的FDI
会比“市场盘踞型一的更敏感。并且从模型结论看出，技术进步是抵消人民币升
值所带来的负面影响的办法。
浙江大学硕士学位论文人民币实际有效汇率对FDI的影响分析
4人民币实际有效汇率对FD l影响的实证分析
由于实际有效汇率是影响经济变量的主要因素，所以下文将在前人研究的基
础上，研究人民币实际有效汇率对FDI的影响。主要进行格兰杰因果检验、协整
检验、建立误差修正(ECM)模型，接着进行动态分析，最后给出结论及启示。
需要指出的一点是，跟理论模型时不同，实证分析不仅研究人民币实际有效汇率
的水平变动对FDI的影响，还在模型中加入了人民币实际有效汇率的波动变量，
也就是研究其水平变动(REER)及波动(VOL)对外商直接投资的影响。
4．1模型的建立
本文构建的计量模型为：
h面FDI=po+pllnREER+f12lnVOL+f13lnG+∥4lnAGDP％u (4．1)
FDI／GDP表示每年流入中国的FDI占当年GDP的比率，由于提高一个经济体
的经济规模会提升它对FDI的吸引力，所以用FDI除以GDP可以消除经济规模对
FDI的影响；REER为人民币实际有效汇率，预期贬值将会对外商直接投资产生正
的影响；VOL为表示汇率波动，预期波动性增大将会对外商直接投资带来不利影
响；G为经济增长率，预期G增加将会给因变量带来正的效应；AGDP为我国的人
均国内生产总值，这里用来表示中国经济的发展水平，根据邓宁的“投资发展周
期论”，如果其它因素不变而一个国家的经济发展水平越高，则越有利于吸引FDI，
所以预期人均GDP也会给因变量带来正的效应；全部取自然对数是为了消除异方
差特征。除了计算汇率波动时采取月度值，其他均为年度数据，考察年度为1982
--2007年，共26年。FDI、GDP、G、AGDP均来自各期《中国统计年鉴》和《中
国对外经济贸易年鉴》，人民币实际有效汇率指数来自IMF数据库
‘、http：{{删．imfstatistics．org／imf／)o
IMF(国际货币基金组织)对实际有效汇率指数(REER)的定义为：实际有
效汇率指数是经本国与所选择国家间的相对价格水平或成本指标调整的名义有
效汇率，它是本国价格水平或成本指数与所选择国家价格水平或成本指标加权几
何平均的比率与名义有效汇率指数的乘积。计算公式如下：
浙江人学硕士学位论文人民币实际有效汇率对FDI的影响分析
REER：1，-3I[NEa《】坳扣I 』’
(4．2)
其中，REER代表本国的实际有效汇率，w；代表本国赋予i国的竞争力权重，
一般用本国与i国的贸易量占本国总贸易量的比例来代替：n表示n个贸易伙伴国
及竞争国；NER，表示本国与i国报告期的双边名义汇率，用间接标价法表示；P、
P；分别代表本国和i国报告期的消费价格指数。并且IMF给出的人民币实际有效汇
率是以2000年平均值为基期100进行了指数化调整，指数增加表示人民币升值，
指数减少表示人民币贬值，这点与直接标价法下所表示的意义正好相反。下图是
1981年11月至iU2007年10月人民币实际有效汇率指数的变化图1，我们发现人民币
实际有效汇率指数在1993年6月之前都是处于持续贬值的状态，1993年6月之后人
民币实际有效汇率指数变得较为稳定，但是一直处于升值的趋势中。
图4．1 1981．11-2007．10人民币实际有效汇率指数水平变动图
数据米源：IMF数据库(http：／／www．imfstatistics．org／imf／)
’目前IMF数据库对人民币实际有效汇率指数只更新到2007年lO月，所以2007年的数据缺少后两个月。
28
浙江大学硕士学位论文人民币实际有效汇率对FDl的影响分析
4．2汇率波动VOL的测量
本文采用广义自回归条件异方差(GARCH)模型来测量人民币汇率的波动。
首先参照邱立成、刘文军(2006)1的退势法对原来的时间序列进行处理，如下：
尺黜=C+,Bidd+flzt+f13(dd木t)+／t (4．3)
其中，REER为人民币实际有效汇率月度值；C为常数项；dd为虚拟变量，观
察人民币实际有效汇率月度值可以发现，1993年6月是一个明显的结构突变点，
所以设定1993年6月之前dd=l，1993年之后dd=0；t为时间趋势项，u为残差，对
上式进行回归2，就可以将人民币汇率时间序列中确定的时问趋势去掉，回归残
差∥就是退势之后的人民币实际有效汇率指数，定义其为TREER。对TREER采用ADF
方法进行单位根检验3，结果如下：
表4．1 TREER的稳定性检验结果
变量ADF统计量临界值临界值AIC SC 检验形式结论
(5％) (1％) (C，T，K)
TREER -2．486 —1．942 -2．572 5．250 5．274 (0，0，1) 稳定
注：检验形式(C，T，K)表示检验式中有常数项、时间趋势项、差分项的滞后阶数。差
分项滞后阶数的确定是使AIC和SC最小为准则(以下检验均遵循此准则)。
可见在5％的置信水平下，残差序列不存在单位根，即TREER是平稳变量。
接下来用GARCH模型求TREER的波动程度。观察TREER序列的相关图
和Q统计量，推断其为AR(2)的过程，对其做二阶自回归，结果如下：
TREER，=1．213TREER,一l一0．243豫EE尼一2 (4．4)
(21．969)(-4．402)
IP=O．955；s．e．=3．329；DW=1．991
对上式进行ARCH LM检验，看残差阪是否有自回归条件异方差(ARCH)
1邱立成，刘文军．人民币汇率水平的高低与波动对外商直接投资的影响[J]．经济科学，2006，(1)：74—84
2本文所有的实tl}{分析均在Eviews5．0软件中进行，以下相I司小再明示。
3 ADF检验方法，即通过在回归方程右边加入因变量的滞后差分项来控制高阶序列相关，下文均采用此法。
浙江大学硕上学位论文人民币实际有效汇率对FDI的影响分析
的特征：
表4．2残差K的ARCH检验1
l F-statistic 3．415 Probability 0．066
I Obs木R—squared 3．399 Probability 0．065
P值很小，显示段存在ARCH效应，所以我们建立最优的GARCH(1，1)2模
型，根据输出结果列出方程为：
均值方程：TREER,=1．284TREERt—l一0．344TREERt一2+肛(4．5)
(z=19．915) (z一5．332)
R2=O．954： S．e．=3．391；DW=2．0856
方差方程： 印=0．062+0．576p}_l+o．6740',2_l (4．6)
(z=O．950) (z=7．082)(z=29．506)
然后检验GARCH(1，1)模型是否消除了式(4．4)中残差序列的ARCH效应：
表4．3 ARCH方程残著段的ARc}I检验
I F-statistic 0．019 Probability 0．891
1 0bs木R—squared 0．019 Probabi 1 ity 0．890
P值已经很大，说明不再存在ARCH效应。通过上述模型计算出来的月度方
差GARCH即为人民币汇率的月度波动值，然后以每年12个月的汇率波动平均
值作为年度汇率波动值，记为VOL。需要指出的一点是，由于人民币实际有效
汇率指数的最新数据是到2007年10月的，所以在计算2007年的年度汇率波动
值时，使用的是前lO个月的平均值来代替全年的平均值。
’ARCH是指扰动项“的条件方差依赖于它的前期值的大小。
2 GARCH(1，1)中的(1，1)是指阶数为l的自I廿J归项，GARCH(括号中的第一项)和阶数为1的动
平均项，ARCH项(括号中的第二项)。
浙江大学硕上学位论文人民币实际有效汇率对FDi的影响分析
图4．2 1982．01-2007．10人民币实际有效汇率指数波动图
注：由于GARCH模型中的均值方程滞后两期，所以从1982年1月起．
O
S
4
^ A A
3 ／V＼ ／＼ ▲
2 厂’W＼ 7＼
1 ／|刀一／{
O ∥?～l
量量
·工1 “
图4．3 1982—2007年人民币实际有效汇率指数波动图(取自然对数以后的年度值)
4．3变量的稳定性检验
传统的时间序列模型只能描述平稳时间序列的变化规律，而大多数经济时间
序列都是非平稳的。一个平稳序列的数字特征，如均值、方差和协方差等是不随
时间的变化而变化的，时间序列在各个时间点上的随机性服从一定的概率分布，
31
浙江大学硕：l：学位论文人民币实际有效汇率对FDI的影响分析
也就是说可以通过时间序列过去时间点的信息，建立模型拟合过去信息，进而预
测未来信息的变化。但是对于非平稳时间序列而言，时间序列的数字特征是随着
时间的变化而变化的。也就是说难以通过序列已知的信息去掌握时间序列整体上
的随机性。所以本文用ADF方法对1n卷、111 R髓足、lIl m￡、lnG、ln彳∞P
五个变量进行单位根检验，结果显示上述五个变量均为非平稳变量。一阶差分后
得出△ln二兰、△InREER、AInVOL、AInG、AInAGDP，再对这五个变量进’ 仃13p
行单位根检验，得出除了△InAGDP在6．19％的显著性水平上平稳以外，其它变
量均在5％的显著性水平上平稳。本文采用弱平稳假设，即认为它们在10％的水
平上都是一阶差分平稳变量，记为I(1)。具体见下表：
表4．4变量ADF检验结果
临界值临界值检验形式
变量ADF统计量AIC SC 结论
(5％) (1％)
(C，T，K)
lll型一2．15l 一2．992 -3．738 -0．474 -0．327 (C，0，1) 不平稳
GDP
h足髓尺-1．879 -1．955 -2．661 一1．591 -1．543 (0，0，O) 不平稳
lIl眦一2．302 -2．986 -3．724 3．202 3．299 (C，0，O) 不平稳
mG -0．204 -1．958 —2．680 0．150 0．399 (0，0，4) 不平稳
lll彳GD尸-1．986 -3．012 -3．788 -3．648 -3．350 (C，0，4) 不平稳
曲型-2．139 -1．956 -2．665 -0．445 -0．385 (0，0。O) 平稳
GDP
△111尼巴职-4．837 -2．992 -3．738 5．929 6．027 (C，0，0) 平稳
Aln地-5．432 —2．992 -3．738 3．379 3．477 (C，0，0) 平稳
△lIlG -4．398 -1．960 -2．692 -0．680 -0．382 (0，0，5> 平稳
△hl彳GZ炉-2．890 -2．998 —3．753 —3．251 -3．103 (C，0，1) 平稳
4．4因果检验
在经济变量中有一些变量显著相关，但它们未必都是有意义的，即所谓的伪
32
浙江人学硕上学位论文人民币实际有效汇率对FDI的影响分析
相关问题。而Granger因果检验正是一种判断因果关系的检验，它实质上是检验
一个变量的滞后变量是否可以引入到其他变量方程中。一个变量如果受到其他变
量的滞后影响，则称它们具有Granger因果关系。
本文拟对lIl罢、lIl尺E职、lIl坎M这三个变量进行Granger因果关系检验，
由于只有平稳的经济变量才能进行格兰杰因果检验，因此不能用这三个变量进行
检验，而只能用一阶差分值进行因果关系检验。滞后阶数的确定以AIC和SC信
息准则为准，即要求它们的值越小越好，并且结合AR根图表，最终确定的滞后
阶数为3。结果如下：
表4．5 ln姜丝、haREER、InVOL的格兰杰因果检验
GDP
原假设
Z2统计量
自由度P值
haREER不能Granger柏ln嚣6．073 3 0．108
lIl舭不能Granger虢ln嚣12．823 3 0．005
haREER、ln职勉不能同时Granger引起lIl面FDl 14．906 6 O．02l
h面FDI不能Granger引拙R腺8．427 3 0．038
ha御FDI不能Granger引起ln玖M 2．257 3 0．521
lIl E不能Granger引起lIl专器的P值为o．108，P值不是很大，如果把显著
性水平定在15％的话，就仍然认为111删是lIl专器的格兰杰原因，因此不能
把111删作为外生变量排除在方程之外。{_O．是：ln∞FDPI不能Granger引起lIl阳己
的P fft T o．5208，]ff61j)]In GF卯DI不是111y现的格兰杰原因。因此得出以下结
论：外商直接投资与GDP的比值同实际有效汇率之间存在ln删jlIl』GD丝P及
in
GDFDPI
j hl删的双向因果关系；外商之间投资与GDP的比值同实际有效汇
率波动值之间只存在h加正一hl姜竺的单向因果关系； J|．haREER、lnVOL能
GDP
33
浙江大学硕士学位论文人民币实际自．效汇率对FDI的影响分析
同时Granger引起h罢。
通过以上检验可知，111月EER、lIl坎兕确实是引起ln考嚣变动的重要原因。
4．5协整检验及误差修正模型(ECU)的建立
由于本文采用的是年度数据，样本数据较少，所以采用Enge卜Granger两步
法进行协整检验。‘1987年Engle和Granger提出的协整理论及其方法，为非平
稳序列的建模提供了另一种途径。虽然一些经济变量的本身是非平稳序列，但是
它们的线性组合却有可能是平稳序列，这种平稳的线性组合被称为协整方程，且
可被解释为变量之间的长期稳定的均衡关系。
协整检验的目的是决定一组非稳定序列的线形组合是否具有协整关系，检验
一组变量(因变量和解释变量)之间是否存在协整关系等价于检验回归方程的残
差序列是否是一个稳定序列。如果残差序列是平稳的，则回归方程的设定是合理
的，说明回归方程的因变量与解释变量之间存在稳定的均衡关系。
为检验lIl姜丝、InREER、InVOL、lnG、ln彳∞P这五个变量之间是否
GDP
存在协整关系，先进行回归分析，得出下面的结果：
In(罢)岸7．993-1．457 ln(REER)，_o．07l In(舰-+0．427 ln(G)，+0．39lln(AGDP)，堆
(4．7)
(5．621)(-3．740) (-0．754) (1．487) (2．699)
RZ=0．775： S．e．=O．488；DW=O．438
通过white检验，其white值为8．075，自由度为14的Z2分布1％显著性
水平对应的临界值是29．141，说明不存在异方差。对其进行残差序列进行LM检
验，发现在5％的显著性水平上存在1阶自相关性。但是，不管方程是否存在自
相关性，只需直接对协整方程的残差进行单位根检验，即可得出上述变量之间是
‘由于此计量检验的数据少于200个，属于小样本榆验，因此进行Johansen检验协整关系并不适合，并且
Johansen检验是建’谚在vltr模型的基础．卜的，变量出现的顺序也会对vat模型的结果有重要影响。但是EG
两步法在理论．t：要求足适用于两变量，可足实践中很多中国学者都足用EG两步法来检验多个变量的协整
关系，到底对不对有待于进一步研究。为使研究结果更加可信，下文还会对变量用Johansen方法再检验一
次。
浙江大学硕士学位论文人民币实际有效汇率对FDI的影响分析
否存在协整关系。
对上式的残差进行单位根检验(ADF)的结果表明，肛序列只在5．74％的显
著性水平下接受不存在单位根的结论，并且我们要考察的变量InVOL也不显著，
所以认为此协整关系有些勉强，经过笔者多次试验，拟剔除变量In AGDP，对
lIl石FD面I、lnR腰足、ln坎兕、lIlG四个变量再次进行回归：
111(面FDI)t 8．528—2．239 ln(REER)，一o．252 In(VOL),+0．643 In(G)，+撕(4．8)
(5．341)(-7．569)(-3．346) (2．056)
R2=0．883； S．e．=O．430；DW：0．843
F值为25．285，通过F检验。white检验得出其white值为6．199，自由度
为9的Z2分布1％显著性水平对应的临界值是21．666，说明不存在异方差。从
Dw值的结果来看，上式存在一阶序列相关。对其残差序列进行LM检验，发现在
5％的显著性水平上存在1阶自相关性。但是不管方程是否存在自相关性，只需
直接对(4．8)式的残差进行单位根检验即可得出上述变量之间是否存在协整关
系，结果见下表：
表4．6残差肚的ADF检验结果
变量ADF统计量临界值临界值AIC SC 检验形式结论
(5％) (1％) (C，T，K)
残差朋一1．891 -1．958 —2．680 0．140 0．388 (0，0，4) 弱平稳
残差跚一2．671 -I．956 -2．665 0．976 1．075 (0，0，1) 平稳
上表看出，Ut在1％的水平上拒绝非平稳假设，因此可以确定撕是平稳序
列，记为Ut～I(O)，并且(4．8)式的各变量T值均显著，拟合优度也比(4．7)
式高。另外，我们用Johansen协整检验方法对上述四个变量再进行一次协整检
验，确定的滞后阶数为3，得出它们之间不存在协整关系的P值是零，存在4个
协整方程。1因此可以确定hl专器、lIl删、lIly现、lllG四个变量之间存在
协整关系。
1限于篇幅原因，这里不把Johansen检验的全部过程写出来。
35
浙江人学硕士学位论文人民币实际有效汇率对FDI的影响分析
由于上式表示的是四个变量之间的长期均衡关系，而实际经济数据却是由非
均衡过程生成的，所以接下来建立误差修正模型(ECM)。误差修正模型不再单纯
地使用变量的原始值或变量的差分值，而是把两者有机地结合在一起，充分利用
这两者所提供的信息。从短期看，被解释变量的变动是由长期趋势和短期波动所
决定的，短期内系统对于均衡状态的偏离程度的大小直接导致波动振幅的大小。
从长期看，协整关系式起到引力线的作用，将非均衡状态拉回到均衡状态。
令误差修正项ecru，_ut，建立以下误差修正模型(ECM)：
△ln(罢)，-／3。+p,Aln(REER)-，+f12AIn(VOL),+p3Aln(G)，+锄⋯怕(4．9)
回归后得到：
△ln(罢),=0．1 02-0．003A ln(REER)，+0．050△ln(VOL)，+0．1 54AIn(G)，-0．263肌1
(2．452) (-0．311) (1．376) (1．176)(-2．696)
(4．10)
R2=0．450； S．e．=O．203；DW=O．862
F值为4．077，在2．5％的显著性水平下通过F检验。上面的修正模型中，
差分项反映了短期波动的影响。误差修正项的系数大小反映了对偏离长期均衡的
调整力度。上式反映，当短期波动偏离长期均衡时，将以(--0．263)1的调整力
度将非均衡状态拉回到均衡状态。
由长期关系式(4．8)和短期关系式(4．10)得出：111E的回归系数是一2．239，
T值是-7．569，查表可知在5％的水平下是显著的；AlnE的回归系数是一0．003，
T值是-0．311，在5％的水平下是不显著的。说明在长期内，人民币贬值能够促
进更多的FDI流入，但是短期内人民币贬值对FDI的影响不大。InVOL的回归系
数为-0．252，T值是-3．346，查表可知在5％的水平下是显著的；AInVOL的回
归系数是0．050，T值是1．376，在5％的水平下是不显著的。说明在长期内人民
币实际有效汇率波动性增加将会对FDI的流入不利，但是短期内人民币实际有效
汇率波动对FDI的影响不大。InG的回归系数为0．643，T值是2．056，查表可
知在5％的水平下是显著的；AInG的回归系数为0．154，T值是1．176，在5％
的水平下是不显著的。说明长期内GDP增长率的提高能够促进FDI的流入，但短
1也就是ecm,一l项的系数估计值，以下相同。
浙江大学硕士学位论文人民币实际有效汇率对FDI的影响分析
期内GDP增长率对FDI的影响不明显。而刚开始笔者加入lnAGDP时，协整方程
不理想，并且残差平稳性不好，因此剔除了此变量。
4．6动态分析
前文所进行的协整分析属于静态分析，接下来将利用VAR分析中的冲击反应
和方差分解进行动态分析。向量自回归(VAR)是基于数据的统计性质建立模型，
VAR模型把系统中每一个内生变量作为系统中所有内生变量的滞后值的函数来构
造模型，从而将单变量自回归模型推广到由多元时间序列变量组成的“向量”自
回归模型。VAR模型常用于预测相互联系的时间序列系统及分析随机扰动对变量
系统的动态冲击，从而解释各种经济冲击对经济变量形成的影响。
z7n，
前文已经证明lll二兰、InREER、InVOL、InG四个变量之间存在协整关
GDP
系，因此下面将利用向量误差修正(VEC)模型进行冲击反应和方差分解的分析。
之前的ECM模型是由自回归分布滞后模型导出的，而在VAR模型中的每个方程都
是一个自回归分布滞后模型，所以VEC模型是一个含有协整约束的VAR模型，多
用于具有协整关系的非平稳时间序列建模。本文建立的VEC模型表述如下：
△h里1
Cd)P l
AlnREF_孺ll，=C+c掐cm—l+n
△InVOL I
△hG J
其中，ecru,一l-∥
曲面FDIAlnRERAlnVOLAlnG卜n G啤l
’l，一l+r2
l
J
△h御里l1
AlnREF哝’|，_2+．．．+D一，
△InVOL l
△hlG J
lll里1
GDP I
InREER I，-I，表示误差修正项。
In VOL l
lIIG J
△hl里1
GDP l
M,nRF_翮’l，．，+l+&
竺G勉j △h J
(4．11)
利用上面建立的VEC模型进行冲击反应及方差分解的分析，根据AIC准则和
SC准则判断出此VEC模型的最大滞后期为2。
脉冲响应函数分析。由于VAR模型是一种非理论性的模型，它无需对变量作
任何先验性约束，因此在分析时并不分析一个变量的变化对另一个变量的影响如
37
浙江大学硕十学位论文人民币实际有效汇牢对FDI的影响分析
何，而是分析当一个误差项发生变化，或者说模型受到某种冲击时对系统的动态
影响，这就是脉冲响应函数方法。下图的横轴表示的是冲击作用的滞后期间数(单
位：年度)，纵轴表示ln丢器的反应值，对本文的数据分析得出以下结论：
lIl!丝对111型的冲击响应
GDP GDP ／厂—～ lll善丝In REER的冲击响应
GDP
‘弋＼～～～．．
／—、
2 3 4 5 6 7 8 9 10”12 13 14 15
ln!堕对lIlG的冲击响应
GDP
_．|j／／一一
1 2 3 4 5 6 7 B 9 10 11 12 13 14 15 1 2 3 4 5 6 7 B 9 10 11 12 13 14 15
图4．4各变量冲击引起的外商直接投资响应函数
从上图可以看出，In
GFD。PI的自发性干扰对其自身的冲击最大，在第四期基
本上达到最大，最大反应数将近0．4，之后基本上稳定在0．25的水平，因此可
以认为lIl丢器受到自身及模型外因素的影响程度大，持续性也教强。In REER：在_
5
4
3
2
1
0
1
2
3
4
5
4
3
2
1
0
1
2
3
4
5
4
3
2
1
0
1
2
3
4
．
．
-
-
5
4
3
2
1
0
1
2
3
4
浙江大学硕士学位论文人民币实际有效汇率对FDI的影响分析
本期给lll历FD万I一个正的冲击后(1IlE上升代表升值)，使lIl例FD”I受到了反向的
冲击，即升值使得FDI减少，但是刚开始反应较小，之后逐渐扩大，并且冲击带
来的影响一直持续没有收敛，最大值达到了一o．3。In VOL给In∞FD≯I一个正的冲
击时，刚开始lll姜竺出现了同向发应，在第三期开始出现反向反应(波动性增
强导致FDI减少)，并且一直持续，最大值为一o．3。lIlG在本期给h面FD芦I一个正
的冲击后，刚开始lIl吾嚣反应并不大，在第三期开始逐渐有反应，最大值达到
0．25，并且一直持续。从上面的分析知，脉冲响应函数所得的结果与之前的静态
分析结果均一致。
方差分解。前面的脉冲响应函数描述的是一个内生变量的冲击给其他内生变
量所带来的影响，而方差分解是通过分析每一个结构冲击对内生变量变化的贡献
度，来进一步评价不同结构冲击的重要性。在方差分解之前必须采用Choleski
正交化处理，去除了残差项彼此之间的同期相关和序列相关，才能利用方差分解
的百分比去说明各绎济变量之间的关系。结果如下：
表4．7变量的方差分解
期1n丝
数S．E． GDP lIl足E职lIl舰lnG
1 0．163 100．000 0．000 0．000 0．000
2 0．335 94．312 4．850 0．008 0．830
3
0．507 93．575 5．269 0．295 0．861
4 0．648 93．445 4．230 1．182 1．143
5 0．763 89．505 3．204 3．129 4．162
6
0．864 86．151 2．603 5．170 6．076
7 0．967 83．252 3．056 6．651 7．042
8 1．075 79．075 4．198 8．101 8．626
9 1．184 74．270 5．605 9．674 10．451
10 1．291 70．058 7．350 10．960 11．631
11 1．396 66．302 9．298 11．912 12．488
12 1．500 62．721 11．150 12．744 13．385
13 1．602 59．517 12．847 13．484 14．152
39
浙江人学硕上学位论文人民币实际有效汇率对FDI的影响分析
续表4．7变量的方差分解
期1n型
数S．E． GDP lIl尺皿R lll脱h1G
14 1．700 56．822 14．439 14．064 14．675
15 1．795 54．502 15．884 14．521 15．093
上表显示，短期内lIl专器有90％左右的比例是由其本身及其它一些模型以
外的因素所决定，人民币实际有效汇率、人民币实际有效汇率的波动、经济增长
率对其解释能力都很差。但是长期来看，lIl专嚣有50％左右的比例是由自身及
其它因素所决定；InREER对其解释能力在15％以上，lnVOL、InG都在15％
左右。可见，短期来看InREER、InVOL对外商直接投资的影响较小，长期来看
玟两者的综合解释能力存30％左右。
4．7小结及政策启示
通过以上较为详细的实证分析可以得出以下几点结论：
(1)人民币实际有效汇率的水平及人民币实际有效汇率波动值与外商直接
投资和GDP的比值之间存在因果关系，其中外商直接投资与GDP的比值同实际有
效汇率之间存在h石FD面I斗lIl删及lIl脚专1n GF御DI的双向因果关系；外商
之间投资与GDP的比值同实际有效汇率波动值之间只存在lIl坎圮专h1丢嚣的单
向因果关系。并且lIl尬职、lll阳己能同时Granger弓l起111丢器。
(2)外商直接投资与GDP的比值、人民币实际有效汇率水平、人民币实际
有效汇率波动、经济增长率之间存在长期稳定的均衡关系。
(3)在长期内，人民币贬值能够促进更多的FDI流入，但是短期内人民币
贬值对FDI的影响不大；长期内人民币实际有效汇率波动性增加将会对FDI的流
入不利，但是短期内人民币实际有效汇率波动对FDI的影响不大；长期内GDP增
长率的提高能够促进FDI的流入，但短期内GDP增长率对FDI的影响不明显。
(4)当短期波动偏离长期均衡时，将以(一O．263)的调整力度将非均衡状
态拉回到均衡状态。
40
浙江大学硕士学位论文人民币实际有效汇率对FDI的影响分析
(5)人民币实际汇率下降(贬值)及波动性降低带来的冲击均能使FDI增
加，但是这种效应滞后了几期才有所显现，InVOL短期内还一度出现了正向反应，
不过对外商直接投资的影响持续性较强。
(6)尽管贬值及波动性降低都会对FDI的流入产生积极的效应，但是根据
本文样本数据的分析来看，短期内它们对FDI的影响较小，长期来看它们对FDI
的综合解释能力在30％左右，可见贡献度不是太大。
通过上述结论可知，在短期内人民币实际有效汇率及其波动水平对FDI的影
响都不显著，说明流入我国的外商直接投资是投资性的，而非投机性的。投资者
关注的主要是长期收益，所以短期内汇率的效应没有显现出来。但是，长期来看
汇率贬值、汇率稳定都有利于我国更多的吸引FDI，第三章的理论模型同样显示
了人民币贬值有利于FDI流入。由于我国是全球的制造中心，很多国家(地区)
对我国的FDI主要是利用中国的廉价资源、劳动力低成本和税率优惠。以2007
年为例，2007年我国外商直接投资的实际使用金额是747．7亿美元，其中制造
业外商直接投资实际使用额是408．6亿美元，占到了54．65％之多。下图显示了
近lO年来制造业所吸引的FDI占FDI总额的比例：
图4．5 1997-2007制造业FDI占FDI总额的比例
数据来源：《中国统计年鉴》
所以，这些在华的外资企业主要投资于我国的制造业，看重的就是在我国的
生产成本较低，能够缩小自身成本赚取利润差额。而且他们的产品销到第三国市
41
浙江人学硕士学位论文人民币实际有效汇率对FDI的影响分析
场以及返销回本国的比例非常高，即对我国的FDI主要是“贸易导向型”的FDI。
2007年我国总的进出口额为31296亿美元，而这一年外商投资企业的货物进出
口总额达到了12549亿美元，占到了40．1％。。从图3．2可以看出，近些年来外
商投资企业进出口额都占到了我国进出口总额的50％以上。所以，在长期内如
果人民币汇率贬值并且波动性较小，这些返销率很高的外商投资企业将会对此有
所反应，并增加对华FDI。在上世纪80、90年代人民币持续贬值，并且人民币
汇率在相对长的时间内保持稳定，这都对FDI的流入起到了非常积极的作用。至
于在过去的20多年间以人民币衡量的中国工人的实际工资上涨了数倍，但是如
果我们以美元来衡量的话，今天中国工人的实际工资与20年前相比并没有显著
的上升，这是由于人民币在上世纪80、90年对曾被官方数次贬值，所以人民币
贬值在很大程度上抵消了中国工人实际工资的上涨，使得我国维持了劳动密集型
产业的竞争优势。这也就是前文所阐述的相对生产成本效应。
但是我们同样也要看到，汇率水平及汇率波动对FDI的综合解释能力只有
30％左右，也就是说有70％左右是由汇率以外的因素引起的，比如我国的经济
增长率、劳动力成本、投资来源国与我国的距离、政策措施、基础设施、种族文
化、关税和税率等等，这些因素综合考虑才能更好的利用外资，因此把中国能够
成功的吸引FDI归因于人民币汇率肯定是有失偏颇的。在第三章的理论模型分析
中我们也看到了劳动力及资本成本同样对FDI有负面影响，模型同样也告诉我
们，提升技术是弥补汇率升值的一个非常好的途径。
2005年汇改以后，人民币汇率机制更加富有弹性，并且人民币一直处于一
种稳中有升的状态，但是这并不一定会对FDI产生不利影响。上文的分析得知短
期内人民币汇率的水平变动及波动对FDI的影响都不是很显著，所以短期内人民
币汇率波动及小幅升值，都不会对FDI产生明显的影响，并且也可以使我国更好
的利用汇率杠杆进行宏观调控。但是从长期来看，人民币贬值与保持人民币汇率
的稳定都具有很重要的意义，特别是针对我国目前所吸引的大部分是“贸易导向
型"FDI的现状来看，与人民币贬值相联系的财富效应和生产成本效应对促进FDI
流入具有举足轻重的作用，并且还能进一步的促进我国的出口。
’数据来源：2007年国民经济和社会发展统计公报，
http：／／唧．stats．gov．cn／tjgb／ndtjgb／qgndtjgb／t20080228_402464933．htm
42
浙江大学硕士学位论文人民币实际有效汇率对FD!的影响分析
5分国别(地区)的双边实际汇率对FD I影响的实证分析
由于分国别(地区)的FDI统计年鉴最早从1984年开始，2007年数据目前
还没有。所以分国别(地区)的分析时我们的样本数据是从1984-2006年。香港、
日本、美国是对华FDI的主要国家(地区)，因此本章主要讨论这三个国家(地
区)的双边实际汇率对其对华FDI的影响。
5．1香港、日本、美国对华FD I简介
香港、日本、美国一直是我国FDI的主要来源国(地区)，1984--2006年间
这三个国家(地区)对华FDI的累计值占到了我国吸收FDI总量的50％以上。
下面分别考察一下它们对华FDI的概况。
香港对大陆地区的FDI总量一直较高，从图3．1可以看出，1984--2006年
问其对大陆地区的FDI占到所有FDI量的4l％，是对华FDI最多的一个地区。
下图显示了1984年--2006年香港对大陆FDI的走势图。
图5．1 1984--2006年香港对大陆FDI走势图(单位：亿美元)
数据来源：历年<中国统计年鉴》、《中国对外经济贸易年鉴》
香港对大陆的FDI一直处于上升状态，但是前面也分析了他们对大陆的FDI
主要属于“贸易导向型"，利用的是大陆地区廉价资源、劳动力低成本及税率优
43
浙江大学硕上学位论文人民币实际有效汇率对FDI的影响分析
惠政策。中国内地属于香港的一个生产基地和出口平台，香港对华FDI主要是为
了搜寻全球成本差异下的利润，而对于攻占和长期统治中国市场并没有太大的兴
趣，据报道，香港在中国内地的生产60％以上用于出口。对于出口导向型的FDI
来说，它们最关心的是寻求导致成本降低的所有因素。根据前文所述的相对财富
理论及相对生产成本理论，东道国相对于母国货币贬值，将会使相同数量的外资
购买更多的东道国商品，使得财富增加；另外也会降低当地相对于外国的生产成
本，特别是劳动力成本。所以预计人民币相对于港币贬值将会对香港对大陆FDI
有很强的促进作用。
日本对华FDI的量也是处于较高水平，1984--2006年间日本对华的FDI占
到所有FDI总量的8％。下图显示了1984年--2006年日本对华FDI的走势图：
图5．2 1984--2006年日本对华FDI走势图(单位：亿美元)
数据来源：历年《中国统计年鉴》、《中国对外经济贸易年鉴》
可见日本对华FDI也基本上处于一种上升的趋势。与香港对大陆的FDI不同，
日本对华FDI处于“市场盘踞型”和“贸易导向型"的中间地带。“市场盘踞型’’
的FDI对于中国的技术及知识外溢效应和价值传递要远远优于“贸易导向型打的
FDI，同时“市场盘踞型”的FDI产业增加值会很高。根据21世纪经济报道
(2007．07．17)的记载，日本在1996年以前跟“贸易导向型"的FDI产业增加
浙江大学硕：t学位论文人民币实际自．效汇率对FD!的影响分析
值一样，只有5％，但从2000年开始，增加值飞速上升，已经接近欧美相同的
水平，这说明日资正在不断地优化。日本之前对我国的FDI是典型的“贸易导向
型"，他们大量的对我国制造业进行投资，通过把制造业的生产能力转移到我国
及其它发展中国家，日本的跨国企业把先进的生产技术、知名的品牌、完善的全
球配送体系同FDI东道国低廉的生产成本相结合，以增强他们产品的国际竞争
力，但是他们的产品却主要销往本土及第三国市场。目前，日资正在不断地优化，
但是预计贬值仍然会对日本对华FDI有很大影响，他们仍然会关心人民币贬值所
带来地相对财富及相对生产成本效应。
图3．1可以看出1984--2006年间美国对华的FDI占到我国吸收FDI总量的
8％。下图显示的是1984年--2006年美国对华FDI的走势图：
图5．3 1984--2006年美国对FDI走势图(单位：亿美元)
数据来源：历年《中国统计年鉴》、<中国对外经济贸易年鉴》
图中看出美国对华FDI在2003年以前基本上处于一种上升的趋势，2003年
以后开始下降。与香港对大陆FDI以及日本对华FDI不同，美国对中国的FDI就
是属于“市场盘踞型”。“市场盘踞型”的FDI对于中国的技术及知识外溢效应和
价值传递要远远优于“贸易导向型”的FDI，同时“市场盘踞型’’的FDI产业增
加值会很高。“市场盘踞型”的FDI是想长期占据和控制中国市场，他们会更乐
45
浙江大学硕士学位论文人民币实际有效汇率对FDI的影响分析
意在未来更多的采用并购的方式，他们看重的是对中国市场的长期占有和统治，
并且他们在中国内地的产品大部分以中国人为消费对象。在这种情况下，当地的
市场规模、市场前景、消费者的偏好、以及政府对引进外资的政策、法律制度等
将是“市场盘踞型’’FDI主要考虑的因素。因此预测美国对于双边实际汇率的敏
感程度应该没有香港及日本强烈。那么，香港、日本、美国对华FDI与汇率之间
到底有何关系昵?下面将建立模型进行分析。
5．2双边实际汇率的测量
双边实际汇率是一国(地区)的商品与服务相对于另一国(地区)商品与服
务的相对价格，就是经过价格水平调整以后的名义汇率。计算公式如下：
D+
PER=NER宰(≥) (5．1)
其中，NER代表的是名义汇率，表示的是每单位外币表示的本币价格，RER代
表实际汇率，矿为外国的物价水平，P为本国物价水平。由于GDP平减指数1的计
算基础比CPI广泛的多，涉及全部商品和服务，除消费外，还包括生产资料和资
本、进出口商品和劳务等。因此，这一指数能够更加准确地反映一般物价水平走
向，本文将选择GDP平减指数来代表物价指数。名义汇率来自《中国统计年鉴》，
香港、日本、美国及中国内地的GDP平减指数来自IMF数据库
(http：／／www．imfstatistics．org／imf／)。本文将以2000年为基期(2000年=
100)，分别计算出1984--2006年中国与这些国家(地区)的双边实际汇率指数。
见下表：
表5．1 1984--2006年中国与各国(地区)的双边实际汇率指数
双边实际汇率指数双边实际汇率指数双边实际汇率指数
年份
(元／港元) (元／日元) (元／美元)
1984 35．377 33．782 57．363
1985 43．103 40．070 68．296
’又称GDP缩减指数，是指没有扣除物价变动的GDP增长率与剔除物价变动的GDP增长率之差。
46
浙江大学硕士学位论文人民币实际有效汇率对FD!的影响分析
续表5．1 1984--2006年中国与各国(地区)的双边实际汇率指数
双边实际汇率指数双边实际汇率指数双边实际汇率指数
年份
(元／港元) (元／日元) (元／美元)
1986 49．436 63．588 77．173
1987 55．295 76．168 81．615
1988 53．529 76．513 74．924
1989 56．519 67．892 72．763
1990 71．642 78．206 89．195
1991 81．508 89．782 96．136
1992 87．417 94．032 95．329
1993 85．860 95．932 86．652
1994 113．978 133．245 110．107
1995 101．238 123．571 95．937
1996 99．987 98．526 91．267
1997 104．468 88．392 91．823
1998 106．125 83．355 94．353
1999 104．379 96．659 97．993
2000 100 100 100
2001 96．201 85．871 100．482
2002 91．724 81．253 100．983
2003 83．700 83．706 100．120
2004 75．629 83．112 96．486
2005 70．279 74．871 92．470
2006 64．822 64．633 87．981
需要说明的一点是，与之前来自IMF数据库的人民币实际有效汇率指数相
反，经过笔者计算出来的双边实际汇率指数值上升代表本币贬值，下降代表本币
升值，这是由于笔者选取的是直接标价法。下面为1984--2006年中国与各国(地
区)双边实际汇率指数的变化趋势图，可以看出人民币相对于这三种货币都基本
47
浙江大学硕十学位论文人民币实际有效汇率对FDI的影响分析
上经历了一个先贬值后升值的趋势，基本上结构突变点都发生在1994年。并且
相较于港币与日元来说，人民币同美元的双边实际汇率指数变化幅度较小，这主
要是由于之前人民币主要采取的是盯住美元的政策。
图5．4 1984--2006年香港与大陆双边实际汇率指数变化趋势
图5．5 1984--2006年日本与中国双边实际汇率指数变化趋势
浙江人学硕上学位论文人民币实际有效汇率对FDl的影响分析
图5．6 1984--2006年美国与中国双边实际汇率指数变化趋势
5．3模型的建立及变量稳定性检验
模型如下：
lIl面FDI=po+pIlnRER+f12lnG+fi'3InAGDP+／t (5．2)
由于各国(地区)GDP平减指数月度值难以查找，就无法测算出双边实际汇
率的月度值，所以分国别的情况下难以进行双边实际汇率波动的测量，因此，在
分国别的考察中，只讨论双边实际汇率水平对FDI的影响。RER表示双边实际有
效汇率指数，G为经济增长率，AGDP表示我国的人均GDP，代表我国的经济发展
水平。所有变量均是年度值，全部取对数是为了防止异方差的影响。
分别对所有的变量进行单位根检验(ADF)：
表5．2各变量的ADF检验结果
国家／ ADF统临界值临界值检验形式
地区
变量AIC SC 结论
计量(5％) (1％) (C，T，K)
香港lIl型-1．719 -3．012 -3．788 -0．025 0．124 (C，0，1) 不稳定
GDP
49
浙江人学硕士学位论文人民币实际有效汇率对FDI的影响分析
续表5．2各变量的ADF检验结果
国家／ ADF统临界值临界值检验形式
变量AIC SC 结论
地区计量(5％) (1％) (C，T，K)
香港lnRER -0．592 -3．633 -4．441 -1．961 —1．812 (C，T，0) 不稳定
ln型-1．019 -3．633 —4．44l 0．592 0．741 (C，T，O) 不稳定
日本
GDP
lIIRER -2．253 -3．633 -4．441 -1．128 -0．978 (C，T，O) 不稳定
lIl型-1．351 —3．005 -3．770 -0．891 -0．990 (C，0，O) 不稳定
美国GDP
lnRER -2．883 -3．633 -4．440 -2．159 -2．010 (C，T，0) 不稳定
lnG -0．227 -1．961 -2．700 --0．040 0．207 (O，0．4) 不稳定
111彳GDP -1．305 -3．040 -3．857 —3．421 -3．124 (C，0，4) 不稳定
注：lIlG、lIl么鲫的数值对三国(地区)来说均相同，所以表中只体现一次。
从结果可以看出所有变量均是非平稳的。进行一阶差分，再做单位根检验，
得出除了Aln AGDP在5．42％的显著性水平上平稳以外，其它变量均在5％的显
著性水平上平稳。本文采用弱平稳假设，即认为它们在10％的水平上都是一阶
差分平稳变量，记为I(1)。具体见下表：
表5．3一阶差分后各变量的ADF检验结果
国家／
变量
ADF统临界值临界值检验形式
^IC SC 结论
地区计量(5％) (1％) (C，T，K)
曲丝-2．624 -1．958 -2．680 -0．063 -0．014 (0，0，0) 稳定
香港GDP
△lnRER -3．534 -1．958 -2．680 -1．615 -1．565 (O，0，0) 稳定
曲型-5．327 -3．012 —3．788 0．597 0．696 (C，0，O) 稳定
日本GDP
△lnRER -3．029 -1．958 -2．680 -0．839 -0．789 (O，0，O) 稳定
浙江大学硕士学位论文人民币实际有效汇率对FDI的影响分析
续表5．3一阶差分后各变量的ADF检验结果
国家／
变量
ADF统临界值临界值检验形式
地区AIC SC 结论计量(5％) (1％) (C，T，K)
曲型-3．504 —3．012 -3．788 -0．941 -1．040 (c，0，O) 稳定
美国GDP
△lnRER -4．967 —3．012 -3．788 —1．813 一1．714 (C，0，O) 稳定
△lnG 一4．026 -1．961 -2．699 -0．147 0．050 (0，0．3) 稳定
△h1彳御-2．998 -3．040 —3．857 -3．399 -3．152 (C，o，3) 稳定
注：AlnG、AInAG凹的数值对三国(地区)来说均相同，所以表中只体现一次。
5．4因果检验
参照上文，这里拟对各国(地区)的lIl丢嚣、ln】RER之间分别进行格兰杰
(Granger)因果关系检验，由于只有平稳的经济变量才能进行格兰杰因果检验，
因此不能用这两个变量直接进行检验，而只能用一阶差分值进行因果关系检验。
滞后阶数的确定以AIC和SC信息准则为准，即要求它们的值越小越好，并且结
合AR根图表，最终确定香港和日本的数据滞后阶数为3，美国的数据滞后阶数
为4。结果如下：
表5．4 1Il型、InRER的格兰杰因果检验(分国别／地区)
GDP
国家／地区原假设Z2统计量自由度P值
InRER不能Granger引起1n石FD而I 11．038 3 0．012
香港
in F⋯DI不能Granger引起lnRER 12．474 3 0．006
GDP
haRER不能Granger引起1Il石F而DI 7．002 3 0．072
日本
ha F⋯DI不能Granger引起啪R o．741 3 0．865
GDP
5l
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续表5．4 ln型、InRER的格兰杰因果检验(分国别／地区)
GDP
国家／地区原假设Z2统计量自由度P值
InRER不能Granger引鼬面FDI 11．329 4 0．079
美国lll型不能Granger引起眦R 15．913 4 0．003
GDP
一
香港的数据踊lnRER不能Granger弓|起lll罢的P值为0．012；ln罢
不能Granger引起InRER的P值为0．006，因此这两个变量互为因果关系。得出
结论：香港对大陆F。I与双边实际汇率之间存在lIl越R专lIl吾嚣及
In∞FDPI j lIl尬R的双向因果关系。
R本的数据显示，hRER：礁Granger引起ln∞FDPI的P值为O．072，在10
％的显著性水平下说明lllI也R是lll罢的Granger原因；In GFD尸D1
71滟Granger
引起l心洹R的P值为o．865，说明IIl罢不是“迮R的Granger原因。得出结
论：日本对华FDI与双边实际汇率之间存在lIl尬R_h丢筹的单向因果关系。
美国的数据显示，111I也R不能Granger引起lnGDFDPI
IFJ P值为O．079，在10
％的显著性水平下说明瑚陋R是lll∞FDPI的Granger原因；In∞FDPI y[灌Granger
引起InRER的P值为0．003，因此这两个变量互为因果关系。得出结论：美国对
华F。I与双边实际汇率之间存在lIlRER—In∞FDPI及111罢一1Il RER的双向因
果关系。
上表的结果说明，对于这三国(地区)来说，双边实际汇率均是FDI变动的
雷彝厣I夭I．
5．5协整检验及误差修正模型(ECa)的建立
浙江大学硕十学位论文人民币实际有效汇率对FDl的影响分析
5．5．1协整检验
同处理全国的数据相同，这里仍然采用Engel-Granger两步法进行协整检
验。Y撒@in!丝、InRER、haG、lIl彳G御这四个变量之间是否存在协整关
GDP
。。。’。。——‘。。。。。。’’。’。‘。。
系，先进行回归分析。
香港数据的回归结果：
In(罢H3．319+2．241ln(删，+U．0 642ln(G)r_0．05In(AGDP),+肚(5．3)
(一7．942) (9．393) (3．887)(-o．651)
R2=0．891； S．e．=0．262：DW=I．463 F=51．813
日本数据的回归结果：
ln(罢),=-5．020+0．759In(RER),+o．225 ln(G)l+0．393 In(AGDP),+肛(5．4)
(一2．937) (2．945) (1．126) (4．984)
R2_0．770； S．e．=O．317；DW=O．993 F=21．189
美国数据的回归结果：
In(罢H3．592+2．240In(RER),+0．266ln(G)，+0．2081n(AGDP)州f(5．5)
(一2．103) (1．973) (O．782) (1．804)
R2=0．588； S．e．=0．509：DW=O．654 F=6．938
从上面的三个结果来看，香港的回归结果最好，其次是R本，结果最差的是
美国。
从对香港数据的回归结果来看，F值为51．813，通过F检验。white检验得
出其white值为6．769，自由度为9的Z2分布l％显著性水平对应的临界值是
21．666，说明不存在异方差。对其进行残差序列进行LM检验，发现在5％的显
著性水平上也不存在自相关性。
对同本的数据回归后得出F值为21．189，通过F检验。white检验得出其
white值为1．958，自由度为9的Z2分布1％显著性水平对应的临界值是21．666，
说明不存在异方差。对其进行残差序列进行LM检验，发现在5％的显著性水平
上存在l阶自相关性，但是不管其是否存在自相关性，只需直接对(5．4)式的残
差进行单位根检验即可得出变量之间是否存在协整关系。
53
浙江人学硕士学位论文人民币实际有效汇率对FDI的影响分析
美国的回归结果显示F值为6．538，在1％的水平上通过F检验。white检
验得出其white值为7．176，自由度为9的Z2分布1％显著性水平对应的临界值
是21．666，说明不存在异方差。对其进行残差序列进行LM检验，发现存在自相
关问题，但是不管其是否存在自相关性，只需直接对(5．5)式的残差进行单位根
检验即可得出变量之间是否存在协整关系。
表5．5残差肚的ADF检验结果(分国别／地区)
国家／ ADF统计临界值临界值AIC SC 检验形式结论
地区』未
里(5％) (1％) (C，T，K)
香港-4．232 -I．958 -2．680 -0．055 0．045 (0，0，1) 平稳
日本一2．415 -I．957 —2．674 0．235 0．285 (0，0，0) 平稳
美国-I．966 -1．957 -2．674 0．979 I．029 (0，0，O) 平稳
上表显示(5．3)、(5．4)、(5．5)式的残差在5％的置信水平下都是平稳变
量，说明所考察的几组变量之间存在长期协整关系。但是从回归方程来看，有些
变量并不显著，因此使得协整关系显得有些勉强，为此单独对这些变量与因变量
之问的协整关系进行检验：
式(5．3)中，人均GDP并不显著，并且符号与预期的结果不符，如果剔除
此变量，笔者发现会使拟合优度及F值下降，因此这里不剔除此变量，但是单独
对ln彳GDP与ln吾器之间进行协整关系检验。用两步法检验结果显示两者存在
协整关系，用Johansen协整检验方法得出两者不存在协整关系的概率只有
0．0002，因此得出结论这两者肯定存在协整关系。另外再用式中的四个变量进行
Johansen协整检验，滞后阶数为2，发现在5％的显著性水平下存在一个协整方
程，也就说明了式(5．3)的协整方程成立，对香港的数据检验显示这四个变量
之间存在长期协整关系。1
式(5．4)中，经济增长率不显著，如果剔除此变量也会使拟合优度及方程
的F值下降，因此对lnG及lIl兰竺之间进行协整检验，两步法检验得出两者之
bDP
问存在协整关系，Johansen协整检验方法显示两者不存在协整关系的概率是0，
1同样由于篇幅原因，这里不把Johansen协整检验的步骤全部写出来，以下相同．
54
浙江大学硕士学位论文人民币实际有效汇率对FDI的影响分析
因此肯定这两者之间存在协整关系。然后再用式中的四个变量进行Johansen协
整检验，滞后阶数为2，在5％的显著性水平下得出结论认为它们之问存在2个
协整方程，因此式(5．4)的协整方程成立。
式(5．5)中，美国与我国的双边实际汇率变量以及人均GDP都是在10％的
水平下显著，而经济增长率不显著，试着删除一些变量方程但是发现方程的整体
l：’n， 解释能力仍然不好，各变量的T值也不高，因此对lll竺、lnRER、InG、
GDP
In AGDP再次进行Johansen协整检验，滞后阶数为2，1显示四者在5％的水平
下存在一个协整方程，说明(5．5)式成立，所考察变量间存在长期协整关系。
5．5．2误差修正模型(ECM)的建立
同处理全国数据时相同，令误差修正项ecm，_撕，建立以下误差修正模型
(ECM)：
幽(面FDI)，-伽+fl,AIn(RER),+f12AlIl(G)，+p3Aln(AGDP),+Oecm，-l+凸(5．6)
回归后得到：
香港：
△ln(罢t-0．257+1．67l△ln(RER)l,+0．086A In(G)，+1．839△ln(AGDP)⋯0 832ec聊，-l
(一4．061) (6．416) (1．060) (4．440)(-6．945)
(5．7)
R2=O．869； S．e．=0．120：DW=I．887 F=28．252
通过F检验，方程显著。上式反映，当短期波动偏离长期均衡时，将以(一
0．832)的调整力度将非均衡状态拉回到均衡状态。
日本：
龇(面FDl)，=-0．230+0．286△ln(脚)，+0．065Aln(G)，+1．901Aln(AGDP)，一0．36lecru，_l
(一1．480) (0．776) (0．373) (1．878)(-1．745)
(5．8)
R2=0．430； S．e．=0．265：DW=2．270 F=3．102
1在进行J0h锄Sen协整检验时滞后阶数的确定同样根据AIC和SC准则，上面的Johansen检验均相同。
55
浙江大学硕士学位论文人民币实际有效汇率对FDI的影响分析
在5％的水平下通过F检验，方程显著。上式反映，当短期波动偏离长期均
衡时，将以(--0．361)的调整力度将非均衡状态拉回到均衡状态。
美国：
△ln(嚣)，=-0．248“273AIn(脚)，一0．287A In(G)，+1．675△ln(AGDP)棚mcmt—l
(一1．411) (1．472) (-1．260) (1．390) (一1．821)
(5．9)
R2=0．375； S．e．=O．301；DW=I．663 F=2．516
只在10％的水平下通过F检验使方程显著。上式反映，当短期波动偏离长
期均衡时，将以(一O．211)的调整力度将非均衡状态拉回到均衡状态。
5．5．3结果分析
香港的回归结果：
由长期关系式(5．3)和短期关系式(5．7)得出：InRER的回归系数是2．241，
T值是9．393，查表可知在5％的水平下是显著的；nlnRER的回归系数是1．671，
T值是6．416，在5％的水平下也是显著的。说明无论是长期还是短期，人民币
相对于港币贬值都能够促进更多的香港对大陆FDI流入。haG的回归系数为
0．642，T值是3．887，查表可知在5％的水平下是显著的；AlnG的回归系数为
0．086，T值是1．060，在5％的水平下是不显著的。说明长期内GDP增长率的提
高能够促进FDI的流入，但短期内GDP增长率对FDI的影响不明显。haAGDP的
回归系数是-0．050，T值是-0．651，查表可知在5％的水平下不显著；AInAGDP
的回归系数为1．839，T值是4．440，在5％的水平下是显著的。说明长期内人均
GDP的提高与香港对华FDI的关系不显著，但短期内影响显著，这与平常的理论
不太相同，这也许和数据及模型的选取有关。
同本的回归结果：
由长期关系式(5．4)和短期关系式(5．8)得出：InRER的回归系数是0．759，
T值是2．945，查表可知在5％的水平下是显著的；nln RER的回归系数是0．286，
T值是0．776，在5％的水平下是不显著的。说明长期来看，人民币相对于日元
贬值能够促进更多的同本对华FDI，但是短期内双边实际汇率对FDI流入的影响
不显著。lIlG的回归系数为0．225，T值是1．126，查表可知在5％的水平下不显
56
浙江大学硕士学位论文人民币实际有效汇率对FDI的影响分析
著；AInG的回归系数为0．065，T值是0．373，在5％的水平下也不显著。说明
无论长期还是短期GDP增长率对FDI的影响均不明显。InAGDP的回归系数是
0．393，T值是4．984，查表可知在5％的水平下显著；△lIlAGDP的回归系数为
1．901，T值是1．878，在5％的水平下是不显著，其P值为0．078，只能说明是
弱显著。说明长期内人均GDP的提高与日本对华FDI之间的关系显著，但短期内
只在7．8％的水平下显著。
美国的回归结果：
利用美国数据得到的协整方程，其回归结果要差于香港和日本的协整方程，
特别是短期关系式(5．9)只在10％的水平下通过F检验。由长期关系式(5．5)
和短期关系式(5．9)得出：lr脏R的回归系数是2．240，T值是1．973，只在6．33
％的水平下是显著的；AInRER的回归系数是1．273，T值是1．472，在5％的水
平下是不显著的。说明无论长期还是短期，在5％的显著性水平下人民币相对于
美元贬值都对美国对华的FDI影响不显著，长期来看在6．33％的显著性水平才
能说明汇率对FDI的影响显著。lIlG的回归系数为0．266，T值是0．782，查表
可知在5％的水平下不显著；AlnG的回归系数为-0．287，T值是一1．260，在5
％的水平下也不显著。说明无论长期还是短期GDP增长率对FDI的影响均不明显。
InAGDP的回归系数是0．208，T值是1．804，查表知只在10％的水平下显著；
AlnAGDP的回归系数为1．675，T值是1．390，在5％的水平下是不显著。说明
短期内人均GDP的增长率对FDI影响不显著，长期来看只在10％的显著性水平
下说明人均GDP提高能吸引更多的美国对华FDI。
从上面的分析可知，在对华FDI中，香港对汇率的变动最敏感，其次是日本，
最不敏感的是美国。1
5．6动态分析
前文已经证明对于三个国家(地区)来说，lIl善丝、lnRER、lnG、lnAGDP
GDP
四个变量之间都是存在协整关系的，因此下面将利用误差修正(VEC)模型进行
冲击反应和方差分解的分析。本文建立的VEC模型表述如下：
1根据长期和短期的关系式中汇率的T值是否显著来得：}；此结论。
57
浙江大学硕士学位论文
△t．FOt 1
GDP l
AlnRER I卢C+aecra—l+rI
△lnG l
△InAGDP’J
其中，ecmt—l=∥’
5．6．1香港
人民币实际有效汇率对FDI的影响分析
幽型1
GDP I
AInRER l¨+⋯+D—l
△lnG l
△inAGDP’J
表示误差修正项。
(5．10)
利用上面建立的VEC模型进行冲击反应及方差分解的分析，根据AIC准则和
SC准则判断出利用香港数据建立的VEC模型的最大滞后期为2。
脉冲响应函数分析，具体见下图，这里横轴仍然表示滞后期数，纵轴表示的
是因变量对冲击的反应数值：
in
GGDDPFPDI对1n GGF。DoP__LP的冲击响应
58
lll善竺对lnRER的冲击响应
GDP
+n
、●●●J√ 聊一凹艘G—
h
h
h
h
△
△△△
脚～御脚G—
h
k
h
h
入r
V
仲
晒
∞
：宝
仲
佰
加
．
．
．
．
伯
晒
∞
惦
伸
佰
加
■
■
■
■
浙江大学硕士学位论文人民币实际有效汇率对FDI的影响分析
111善竺对lIlG的冲击响应
GDP
／／＼
、
＼———，一
＼／
lIl善丝对lnAGDP的冲击响应
GDP
，．／、、＼—／＼＼
1’’、，_I_—一
图5．7各变量冲击引起的外商直接投资响应函数(香港)
从上图可以看出，In FDI的自发性干扰对其自身的冲击并不算大，J下向最
GDP
。’。。。‘
大达到0．1，负向最大值达到一0．1，但是持续性较强。InRER给h!堕一个正
GDP
的冲击后(1IlI迮R上升代表贬值)’使ln GF卿D__II处于波动之中，一度出现负向反应，
但是从第五期开始使ln吾嚣上升，并且一直持续。lIlG在本期给ln面FDI一个正
的冲击后，刚开始h丢器反应并不大，之后又出现了负向反应，从第五期开始
使lIl≤器增加，但是有收敛趋势。InAGDPgelInGFDD尸I的影响不大，反应一直较
小。
青善锌锯．辑m叫下结单．
表5．6变量的方差分解(香港)
期1n型
数S．E． GDP lnRER hG lll彳御
1
0．0903 100．000 0．000 0．000 0．000
2 0．125 83．466 11．569 3．281 1．685
3
0．146 85．952 8．939 3．800 1．309
4 O．177 63．991 9．992 24．955 1．062
5
0．280 33．107 32．851 32．298 1．743
59
伯
惦
∞
∞
加
佰
加
伸
惦
∞
晒
仲
佰
如
．
．
浙江大学硕上学位论文人民币实际有效汇率对FDI的影响分析
续表5．6变量的方差分解(香港)
期1n型
数S．E． GDP lnRER lIlG lIl彳御
6
0．340 28．442 38．588 31．053 1．916
7 0．354 29．322 37．503 31．339 1．836
8
0．368 31．303 36．847 29．961 1．889
9 0．386 32．735 37．051 28．045 2．168
10 0．396 33．158 37．221 27．115 2．506
上表显示，短期内In rrLn,l。有80％左右的比例是由其本身及其它一些模型以
、JUf
外的因素所决定，人民币与港币的双边实际汇率对其解释能力大概在10％左右，
l：'nr
经济增长率、人均GDP对其解释能力都很差。但是长期来看，In rrun。。有30％左
、JUr
右的比例是由自身及其它因素所决定，lnRER对其解释能力接近40％，lnG在
30％左右，用来表示经济发展程度的人均GDP解释能力较差，只有2％附近。可
见，双边实际汇率对FDI的解释能力较强。这与前面的静态分析结果是一致的。
5．6．2日本
利用式(5．10)的VEC模型进行冲击反应及方差分解的分析，根据hIC准则
和SC准则判断出利用同本数据建立的VEC模型的最大滞后期为2。
脉冲响应函数分析，具体见下图：
lIl型对lIl丝的冲击响应
GDP GDP
111型X寸lnRER的冲击响应
GDP
6
5
4
3
2
1
0
，
6
5
4
3
2
1
0
1
浙江大学硕上学位论文人民币实际有效汇率对FDl的影响分析
lIl羔丝对lIlG的冲击响应
GDP
?，．?／一／、／
ln委竺对lll彳鲫的冲击响应
GDP
—、、——、．’
—’_。～
1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10
图5．8各变量冲击引起的外商直接投资响应函数(日本)
从上图可以看出，In
GDFDPI的自发性干扰对其自身的冲击最大，最大值达到
了o．5，并且一直持续。haRER In GFD面I一个J下的冲击后(1nRER上升代表贬
值)，也籼嚣带来了正向的冲击，并且一直持续olnG在本期细罢一
个正的冲击后，使之一直处于增长之中，但是冲击反应不是太大。InAGDP对
ln吾器的影响一直较小，但是出现了反向反应，这与理论不符。
表5．7变量的方差分解(日本)
期In丝
数S．E． GDP lIlRER 111G 111彳御
l
0．269 100．000 0．000 0．000 0．000
2 0．414 67．855 31．121 0．169 0．855
3
0．583 69．065 28．536 0．197 2．202
4 0．760 64．149 33．126 0．258 2．468
5
O．910 64．916 30．998 0．305 3．781
6 1．014 63．832 31．450 0．328 4．390
7
1．115 64．724 29．869 O．33l 5．076
8 1．217 64．362 29．737 0．340 5．56l
61
6
5
4
3
2
1
0
1
6
5
4
3
2
1
0
1
浙江大学硕上学位论文人民币实际有效汇率对FDl的影响分析
续表5．7变最的方差分解(日本)
期In型
数S．E． GDP lnRER lIlG lIl么GDP
9
1．342 65．198 28．261 0．343 6．197
10 1．485 65．353 27．619 0．347 6．681
从上表可以看出，短期内111舌嚣有70％左右的比例是由其本身及其它一些
模型以外的因素所决定，人民币与日元的双边实际汇率对其解释能力大概在30
％左右，经济增长率、人均GDP对其解释能力都很差。长期来看，In。_r,／．．．j．／。有65
UUr
％左右的比例是由自身及其它因素所决定，lnRER对其解释能力在25％以上，
lllG的解释能力很差，人均GDP的解释能力在6％附近。可见，双边实际汇率对
FDI的解释能力相对来说也较强。可见这与前面的静态分析结果也是一致的。
5．6．3美国
仍然利用式(5．10)的VEC模型进行冲击反应及方差分解的分析，根据AIC
准则和SC准则判断出利用美国数据建立的VEC模型的最大滞后期为2。
脉冲响应函数分析，具体见下图：
lll型对ln型的冲击响应
GDP GDP
lIl型对lnRER的冲击响应
GDP
浙江人学硕上学位论文人民币实际有效汇率对FDI的影响分析
ha
FDI
EInG的冲击响应
GDP
lIl丝对lII彳GDP的冲击响应
GDP。
图5．9各变量冲击引起的外商直接投资响应函数(美国)
上图显示lll吾嚣的自发性干扰对其自身的冲击最大，最大值达到了o．6，
并且一直持续。h妣R ha
GFDD尸I一个正的冲击后(1IlRER上升代表贬值)，也给
hl罢带来了正向的冲击， o．35，并且持续性较强olnG会细罢
带来同向冲击，但是冲击反应不是太大， o．2左右。lIl彳GDP对h1罢冲
击后山罢的反应一直较小。
表5．8变量的方差分解(美国)
期1n型
数S．E． GDP h1I砸R 111G 111么御
1 0．335 100．000 0．000 0．000 0．000
2 0．594 99．738 0．016 0．001 0．246
3 0．839 91．317 4．417 0．172 4．094
4 1．083 86．328 8．326 0．297 5．049
5 t．283 88．461 6．621 O．218 4．700
6 1．450 89．436 5．424 0．171 4．969
7 1．569 88．846 5．668 0．156 5．329
浙江人学硕士学位论文人民币实际有效汇率对FDI的影响分析
续表5．8变量的方差分解(美国)
期
In．．F．．．．．D．．．．．I—．
数S．E． GDP lIlRER hlG 、nAGDP
8 1．669 87．870 6．427 0．166 5．538
9 I．786 87．494 6．751 O．172 5．583
10 1．915 87．785 6．554 0．163 5．497
从上表可以看出，短期内lIl吾器80％一90％左右的比例是由其本身及其
它一些模型以外的因素所决定，人民币与美元的双边实际汇率对其解释能力大概
在10％附近波动，经济增长率解释能力很差，人均GDP对其解释能力在5％附近。
长期来看，lIl丝有70％以上的比例是由自身及其它因素所决定，InRER对其
GDP
解释能力在15％左右，lnG的解释能力较差，人均GDP的解释能力在5％以上。
可见，人民币与美元的双边实际汇率对FDI的解释能力相对香港和日本的数据来
说要差，并且所得结论与静态分析相符。
5．7小结及政策启示
通过以上较为详细的实证分析可以得出以下几点结论：
(1)香港对大陆FDI与双边实际汇率之间存在因果关系，并且它们之间存
在耆=In RERj ln型及lIl丝三一In RER的双向因果关系。日本对中国的FDI
GDP GDP
与双边实际汇率之间存在因果关系，它们之问存在着lIl腰R专lIl丢器的单向因
果关系。美国对中国的FDI与双边实际汇率之间存在lIlRER专In吾器和
lll善堕专InRER的双向因果关系。
UUP
(2)无论对于香港对大陆的FDI，还是美国与日本对中国的FDI都与双边
实际汇率、经济增长率、人均GDP之间存在长期稳定的均衡关系。
(3)无论是长期还是短期，人民币相对于港币贬值都能促进香港对大陆FDI
增加；在长期内，经济增长率提高能够促进香港对大陆FDI增加，但短期内影响
不显著；长期内人均GDP的提高与香港对华FDI的关系不显著，但短期内影响显
著，这与平常的理论不太相同，这也许和数据及模型的选取有关。
浙江人学硕上学位论文人民币实际有效汇率对FDI的影响分析
长期来看，人民币相对于日元贬值将有利于同本对华FDI流入，但是短期内
的影响不显著；无论长期还是短期GDP增长率对FDI的影响均不明显；长期内人
均GDP的提高与日本对华FDI之间的关系显著，但短期内只在7．8％的水平下显
著。
无论长期还是短期，在5％的显著性水平下人民币相对于美元贬值都对美国
对华的FDI影响不显著，长期来看贬值在6．33％的显著性水平才能说明能促进
更多的美国对华FDI流入；无论长期还是短期GDP增长率对FDI的影响均不明显：
短期内人均GDP的增长率对FDI影响不显著，长期来看只在10％的显著性水平
下说明人均GDP提高能吸引更多的美国对华FDI。
(4)对香港的回归表明，当短期波动偏离长期均衡时，将以(一O．832)的
调整力度将非均衡状态拉回到均衡状态。日本的数据显示，当短期波动偏离长期
均衡时，将以(--0．361)的调整力度将非均衡状态拉回到均衡状态。美国的分
析结果显示出当短期波动偏离长期均衡时，将以(一O．211)的调整力度将非均
衡状态拉回到均衡状态。
(5)对于香港来说，双边实际汇率给FDI带来了波动性的冲击，但是最终
往J下向收敛，说明人民币相对于港币贬值确实给FDI带来了正面的影响，并且持
续性较强。长期来看双边实际汇率对FDI的解释力接近40％。
人民币与日元的双边实际汇率给日本对华FDI带来了同向的冲击反应，说明
人民币相对于日元贬值确实有利于吸引FDI，脉冲分析显示这种持续性也较强。
长期来看双边实际汇率对FDI的解释力在25％以上。
人民币与美元的双边实际汇率也给美国对华FDI带来了同向的冲击反应，说
明人民币相对于美元贬值有利于更多的美国对华FDI流入，脉冲分析显示这种持
续性也较强。长期来看双边实际汇率对FDI的解释力在15％左右。
从上面的分析可知，在对华FDI中，香港对汇率的变动最敏感，其次是日本，
最不敏感的是美国。
香港对大陆FDI受双边实际汇率的影响较大，无论短期还是长期来看，人民
币相对于港币贬值都能促进更多的FDI流入。分析香港对华FDI的动机就可以解
释这一现象。香港对大陆的FDI主要是“贸易导向型”，它主要利用的是内地的
廉价资源、劳动力低成本和税率优惠，中国内地是属于香港的一个生产基地和出
浙江大学硕士学位论文人民币实际有效汇率对FDI的影响分析
口平台，对华FDI主要是为了搜寻全球成本差异下的利润，他们主要投资在劳动
密集型的出口产业上，而对于攻占和长期统治中国市场并没有太大的兴趣。由前
面的分析我们知道，对于“贸易导向型"的FDI流入来说，与人民币贬值相联系
的财富效应和生产成本效应将会显著地促进FDI。由于香港主要追寻的是全球成
本差异下的利润，所以对于双边实际汇率及劳动力成本都会很敏感，如果人民币
相对于港币升值，那么相同的人民币投资将会耗费更多的港币；如果劳动力成本
上升的话，那么也会减少其利润空间。因此，对于引进香港FDI方面，人民币相
对于港币的贬值将会起到积极的作用。
日本对中国FDI没有香港对大陆FDI所受到的双边实际汇率影响大。长期来
看，人民币相对于日元贬值能促进更多的FDI流入，但是短期内影响不显著。并
且从双边实际汇率对FDI的解释能力来看，香港的数据显示达到了35％以上，
日本数据显示在25％以上。可见对于贬值，香港的FDI将会更加敏感。这一结
果与前文的分析正好吻合，由于日本对华FDI目前处于“市场盘踞型”和“贸易
导向型"的中间地带，属于混合体。它对华的FDI渐渐向投资型而非投机型转变，
所以相较于香港，其对双边实际汇率的敏感度降低了。但是长期内，日本对华
FDI仍然还是会受到双边实际汇率的影响，所以长期内人民币相对于日元持续升
值将会对FDI产生不利影响。由于从2000年开始日本对华FDI才逐渐向“市场
盘踞型"转变，之前一直是“出口导向型"，那么人民币相对于日元贬值，生产成
本效应和财富效应还是会有所体现。当人民币贬值时，日本投资者在中国的生产
成本将降低，导致以日本投资者的生产成本在用外国货币计算时下降，那么产品
用于出口的日本投资者会获取更多的利润；而财富效应表现在外国投资者和本国
投资者相比，贬值后他们的财富相对增加了。
美国对中国的FDl只有显著性水平取10％时才能说明其受到两国双边实际
汇率的影响，可见其没有香港及日本所受到的双边实际汇率影响大。在10％的
显著性水平下，长期来看人民币相对于美元贬值能促进更多的FDI流入，但是短
期内影响不显著。可见对于贬值，香港及日本的对华FDI将会更加敏感。这一结
果也与全文的分析相一致，美国对华FDI属于“市场盘踞型’’，美国的投资者更
愿意采取一种长期的扎根型策略来对中国市场进行长期占有和永久统治，它对华
的FDI属于投资型，所以相较于香港与日本，其对双边实际汇率的敏感度降低了。
浙江大学硕士学位论文人民币实际有效汇率对FD!的影响分析
美国对华直接投资最大的动力来自于中国巨大的市场需求的吸引。根据徐康宁，
王剑(2002)的研究结果1，汇率对于美国对华直接投资也有影响，人民币币值
由20世纪80年代初期的严重高估到逐渐接近合理水平，极大地降低了美国跨国
公司在中国直接投资的货币成本，推动了直接投资的不断增长。但是美国对华直
接投资的主要动力来自于中国内部，其中中国市场规模的扩大和渐进性的趋于更
加开放的经济是决定性因素。美国在华公司前期的资本存量和美元与人民币之间
的汇率差异也是美国对华直接投资的决定性因素，但是其重要性不如市场因素和
制度因素。这正好与本文的结论相类似，说明以“市场盘踞型”为导向的美国对
华FDI受到双边汇率的影响相比较香港和日本而言要小。并且第三章的模型显
示，对人民币下一期的汇率预期升值也会促进美国对我国的FDI，但是考虑到“市
场盘踞型’’的FDI不太可能频繁的将利润转换出去，因此汇率预期的影响也不会
太大。
这说明对于不同的投资国(地区)来说，基于不同的投资动机和目的，那么
对双边实际汇率的反应程度就不同。并且由分析更加印证了香港对华FDI属于
“贸易导向型”，日本对华FDI处于“贸易导向型’’和“市场盘踞型”的中间地
带，而美国对华FDI属于“市场盘踞型"。分国别(地区)的讨论就给我们展示
了一个不同的视角，就是在全局考虑的同时，针对不同国家也要区别对待。因此，
针对不同的国家(地区)，在制定引资政策使要根据具体情况综合考虑各种因素，
以达到引资最优的效果。但是总体来看，人民币贬值确实有利于FDI的流入。
1徐康宁，王剑．美国对华直接投资决定性因素分析(1983--2000)[J]．中国社会科学，2002，(5)：66-77
67
浙江大学硕：}学位论文人民币实际有效汇率对FDI的影响分析
6 FDl的其它影响因素分析
本文主要研究的是人民币实际有效汇率与FDI之间的关系，但是除了汇率以
外影响FDI的因素还有很多，在制定引资策略时不能只盯着某一个影响因素，而
要各种因素综合考虑，以达到引资最优化。
(1)投资来源国(地区)与我国的双边贸易流量。一般来说，一种产品进
入国外市场的渠道主要有两条：一是出口，二是直接投资。当一家公司通过FDI
方式进入东道国市场时，为保持其竞争优势，他们把关键部件的中间产品通过贸
易的方式输入到东道国；另外很多把FDI东道国作为生产基地的外商还会将产品
返销回投资母国；又比如说香港对华FDI，他们会把生产出的产品通过香港中转
出口到国际市场，因此投资来源国(地区)与我国的双边贸易流量应该与直接投
资之间具有密切的正相关关系。丁辉侠、冯宪宗，王青(2006)就通过实证分析
得出，投资来源国与中国的双边贸易流量与其对中国的直接投资具有显著的正相
关关系1。
(2)我国的GDP总量及经济增长率。在本文的研究中也可以看出，GDP总
量对一个国家吸引FDI有很强的正效应，这叫做市场规模效应，本文因变量取
In GF胛DI的形式也正是为了消除经济规模对FDI的影响，以提高模型解释力。GDP
增长率对一国吸引FDI也具有正的效应，这从本文之前的分析中可以看出。
(3)劳动力和资本成本。中国低廉的劳动力成本也是吸引FDI的重要因素。
由于人民币在上世纪80、90年代的持续贬值，使得以外币表示的中国劳动力成
本非常低廉。而投资来源国对中国的直接投资中，寻找廉价的劳动力来源、降低
生产成本，一直是主要目的之一。所以，廉价劳动力成本也是引起对华FDI的原
因。另外，从第三章的理论模型分析可以看出，劳动力及资本成本的降低有利于
吸引FDI。
(4)距离。对我国的外商直接投资大部分还是来源于临近的国家和地区，
这充分说明地理临近性是影响我国吸引FDI的因素之一。
’丁辉侠，冯宗宪和千青．投资来源国的特定因素对中国FDI的影响一以多维度要素模型为基础的实证分析
[J]．国际贸易问题，2006，(12)：63一明
浙江大学硕士学位论文人民币实际有效汇率对FDI的影响分析
(5)基础设施。外商投资还要考虑的问题包括通讯、运输能力。我国的很
多外资企业属于来料加工型，因此交通是否便利至关重要。
(6)政策措施。近年来，我国一直对外资企业实行比较优惠的政策，例如
所得税方面实行两年免收三年减半的政策：某些产品的进口免征关税和工商统一
税；外商投资企业生产的出口产品，除中国限制出口的以外，其余免征关税和工
商统一税1；另外外资企业还拥有自营进出口经营权、土地使用方面的价格优惠
等等。优惠的引资政策当然对于FDI的流入有着正面的影响。但是对于资本市场
没有完全开放，而外资大量涌入的我国而言，根据不同产业外资企业的技术外溢
特点，制定合理的外资优惠政策意义重大。
除此之外，区位因素、种族文化、关税和税率等也会对我国吸引FDI产生
影响。汇率仅仅是影响因素之一，我国在制定引资政策时，要全方位的考虑这些
因素，才能更好的吸引和利用外资。
1外商投资企业和外国企业的税收政策摘自国家税务局网站，http：／／www．chinatax．gov．cn。
69
浙江人学硕士学位论文人民币实际有效汇率对FDI的影响分析
7结论和政策建议
一国货币的贬值，通常都会产生前文所讲述的财富效应和相对生产成本效
应，并且促进FDI流入。而一国汇率的长期稳定，通常也会促进该国吸引更多的
FDI。我国的汇率政策从改革开放以来经历了几次的改革，人民币实际有效汇率
随之也产生了波动，所以研究人民币实际有效汇率与FDI之间的关系具有很强的
现实意义。另外，香港、日本、美国一直是对华FDI的主要国家(地区)，研究
它们与中国的双边实际汇率对FDI影响也非常必要。
本文建立了模型，分别对以上问题进行了研究，得出以下结论：
(1)理论模型的结果看出，当期汇率贬值确实对FDI有正面效应；对于将
产品用于我国境内出售的外商投资而言，对下一期的汇率预期升值也会对本期
FDI有正向影响，但是考虑到利润不会频繁换出，因此此效应较小。
(2)从全国来看，外商直接投资与实际有效汇率之间存在双向因果关系，
DnIr
外商之间投资与实际有效汇率波动值之间只存在InVOL--"hIn去熹的单向因果关
、JIJf
系；香港对大陆FDI、美国对中国FDI与双边实际汇率之间都存在双向因果关系；
日本对中国的FDI与双边实际汇率之间存在ha RER—InFDI的单向因果关系。
(3)无论从全国来看，还是分国别(地区)来看，所研究的这几组变量之
间均存在长期稳定的协整关系。
(4)从全国来看，长期人民币贬值能够促进更多的FDI流入，人民币实际
有效汇率波动性增加将会对FDI的流入不利，但是短期内均对FDI的影响不大；
无论是长期还是短期人民币相对于港币贬值都能促进香港对大陆FDI增加；长期
来看人民币相对于日元贬值将有利于日本对华FDI流入，但是短期内的影响不显
著；长期来看，只有在10％的显著性水平下，人民币相对于美元贬值才能够促
进更多的FDI流入，短期内人民币相对于美元贬值对FDI的影响不显著。
(5)从动态分析的结果来看，全国数据显示了人民币实际有效汇率下降(贬
值)及波动性降低带来的冲击均能使FDI增加，但是根据本文样本数据的分析来
看，短期内它们对FDI的影响不大，长期来看它们对FDI的综合解释能力在30
％左右，可见贡献度不是太大。对于香港来说，人民币相对于港币贬值确实给
FDI带来了正面的影响，并且持续性较强，长期来看双边实际汇率对FDI的解释
浙江人学硕上学位论文人民币实际有效汇率对FDI的影响分析
力接近40％。人民币与日元的双边实际汇率上升(贬值)确实有利于吸引FDI，
长期来看双边实际汇率对FDI的解释力在25％以上。人民币相对于美元贬值也
有利于更多的美国对华FDI流入，长期来看双边实际汇率对FDI的解释力在15
％左右。
可见，静态与动态分析的结果是相符合的。从全国来看，长期内人民币贬值
和汇率稳定都对FDI的流入有利。但分国别来看时，不同的国家(地区)对汇率
的反应程度不同，要区别对待。对于“贸易导向型”FDI，针对他们比较敏感的
成本因素要重点予以考虑，汇率贬值就是其中比较重要的因素之一。对于“市场
盘踞型”FDI，要制定更加宽松的投资环境，营造良好的市场氛围，使之能够在
中国市场上长期发展，也可以为我国的经济腾飞作出贡献。
鉴于目前我国的汇率制度正在日趋完善，人民币汇率也更富有弹性，中国政
府不会像1989—1995年间那样对人民币进行人为的数次贬值。另外，从全国数
据来看人民币汇率的总体解释能力在30％左右，所以我们不能只把中国吸引FDI
与汇率联系在一起，汇率与FDI的关系是本文的研究重点，但影响FDI的因素还
有很多，正如第六章所述，因此我们在制定引资政策时，要综合考虑，特别是要
努力为外商来华投资创造一个良好的经济和制度环境。此外，本文的动态分析还
发现外商投资本身也是促进外资涌入的原因，这主要是由于前期进入的外资带来
的示范效应、集聚效应和产业链整合效应都对后期的外商投资产生正面的影响。
不过，综合前文的研究结果来看，人民币贬值确实是促进了FDI的流入。但
是，当外商投资企业将人民币利润换成其它货币时，人民币升值反而有利。这主
要针对“市场盘踞型’’FDI而言，也就是说在这种类型的外商决策投资的当期，
对下一期的汇率预期升值反而有利。不过考虑到“市场盘踞型”FDI主要的是为
了长期占据我国的市场，对于汇率预期的因素不会放在首要考虑因素。而且从我
国目前吸引FDI的特点来看，大部分属于“贸易导向型’’FDI，那么贬值会带来
更多的FDI流入，同时又促进了更多的出口，使得贸易行业也得到了快速发展。
所以，从长期来看，人民币贬值及汇率稳定都对FDI非常有利。如果人民币持续
升值，确实会对我国吸引FDI带来不利影响，进而影响到我国的出口贸易。因此
在进行汇率变动时，特别是对人民币汇率升值以及汇率的长期波动方面，必须谨
慎又谨慎，以防止对我国吸引FDI产生不利的影响。
7l
浙江大学硕士学位论文人民币实际有效汇率对FDI的影响分析
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浙江大学硕士学位论文人民币实际有效汇率对FDI的影响分析
附录1学术成果
附录
(1)作者在攻读硕士学位期间参与的课题研究：
[1]浙江省社科基金项目： 《人民币国际化与浙江区域经济发展》．2006．10
—2007．04。
本人主要承担的任务：分析人民币国际化的现状；浙江省使用人民币计价结
算的情况，以及在今后的对外贸易中浙江省扩大对人民币使用的可行性。
[2]浙江省省级重点课题：<OI-资银行入驻对杭州金融经济的影响及其对策
研究》．2006．07--2007．1 2
本人主要承担的任务：分析杭州趋利弊害应对外资银行影响的对策建议。
(2)作者曾经对汇率问题的研究成果：
[1]攻读学士学位时期的学位论文：《人民币升值与浙江省纺织服装产品出
口贸易的发展》，并获得了校级优秀学位论文的称号。
浙江大学硕士学位论文人民币实际有效汇率对FDI的影响分析
附录2本文研究过程中使用的主要原始数据
以下数据全部保留N4,数点后三位。
附表I 1982--2007年的外商投资数额(单位：亿美元)
年份全国香港日本美国
1982 6．493 l } {
1983 9．160 { } l
1984 14．189 7．475 2．249 2．563
1985 19．562 12．355 3．151 3．572
1986 22．440 13．287 2．634 3．262
1987 23．135 15．879 2．197 2．628
1988 31．937 20．676 5．145 2．360
1989 33．926 20．369 3．563 2．843
1990 34．87l 18．800 5．034 4．560
1991 43．663 24．053 5．325 3．232
1992 110．075 75．071 7．098 5．111
1993 275．150 172．748 13．241 20．631
1994 337．665 196．654 20．753 24．908
1995 375．210 200．604 31．085 30．830
1996 417．255 206．773 36．794 34．433
1997 452．570 206．320 43．265 32．392
1998 454．630 185．084 34．004 38．984
1999 403．190 163．631 29．731 42．159
2000 407．150 155．000 29．159 43．839
2001 468．780 167．173 43．484 44．332
2002 527．430 178．609 41．901 54．239
2003 535．050 177．001 50．542 41．985
2004 606．300 189．983 54．516 39．410
2005 603．250 179．488 65．298 30．612
2006 694．680 202．329 45．980 28．651
2007 747．680 } } }
浙江人学硕士学位论文人民币实际有效汇率对FDI的影响分析
附表2 1982--2007年的人民币汇率
人民币实际有效
人民币与港币的人民币与日元的人民币与美元的
年份汇率指数(2000
市场汇率中间价市场汇率中间价市场汇率中间价
(人民币／100 (人民币／lOO (人民币／lOO
年=100)
港币) 日元) 港币)
1982 244．892 } } |
1983 240．767 } } l
1984 214．609 223．700 0．978 29．170
1985 182．077 293．660 1．246 37．570
1986 132．554 345．280 2．069 44．220
1987 115．532 372．210 2．580 47．740
1988 96．1867 372．210 2．908 47．700
1989 110．898 376．510 2．736 48．280
1990 98．855 478．320 3．323 61．390
1991 88．190 532．330 3．960 68．450
1992 79．269 551．460 4．361 71．240
1993 70．088 576．200 5．202 74．410
1994 76．040 861．870 8．437 111．530
1995 84．7208 835．100 8．923 107．960
1996 93．213 831．420 7．635 107．510
1997 100．362 828．980 6．860 107．090
1998 105．693 827．910 6．349 106．880
1999 99．963 827．830 7．293 106．660
2000 100．001 827．840 7．686 106．180
2001 104．303 827．700 6．808 106．080
2002 101．894 827．700 6．624 106．070
2003 95．211 827．700 7．147 106．240
2004 92．704 827．680 7．655 106．230
2005 92．492 819．170 7．448 105．300
2006 94．419 797．180 6．857 102．620
2007 98．864 { { l
注：经IMF测算的人民币实际有效汇率指数是问接标价法表示的；而人民币与港币、日
元、美元的市场汇率中间价是直接标价法表示的；另外，由于1981．11_2007．10的人民币
实际有效汇率指数月度值过多，限于篇幅原冈这里不再列出。
浙江大学硕士学位论文人民币实际有效汇率对FDI的影响分析
附表3 1982--2007年中国的其它重要数据
年份GDP总量(亿元) 经济增长率(％) 人均GDP(元／人)
1982 5323．400 9．100％ 528．000
1983 5962．700 10．900％ 583．000
1984 7208．100 15．200％ 695．000
1985 9016．000 13．500％ 858．000
1986 10275．200 8．800％ 963．000
1987 12058．600 11．600％ 1112．000
1988 15042．800 11．300％ 1366．000
1989 16992．300 4．100％ 1519．000
1990 18667．800 3．800％ 1644．000
1991 21781．500 9．200％ 1893．000
1992 26923．500 14．200％ 2311．000
1993 35333．900 14．000％ 2998．000
1994 48197．900 13．100％ 4044．000
1995 60793．700 10．900％ 5046．000
1996 71176．600 10．000％ 5846．000
1997 78973．000 9．300％ 6420．000
1998 84402．300 7．800％ 6796．000
1999 89677．100 7．600％ 7159．000
2000 99214．600 8．400％ 7858．000
2001 109655．200 8．300％ 8622．000
2002 120332．700 9．100％ 9398．000
2003 135822．800 lO．000％ 10542．000
2004 159878．300 10．100％ 12336．000
2005 183867．900 lO．400％ 14103．000
2006 210871．000 11．100％ 16084．000
2007 246619．000 11．400％ 18665．000
浙江大学硕士学位论文人民币实际有效汇率对FDI的影响分析
后记
光阴似箭，日月如梭，两年的硕士研究生求学即将结束。这两年的硕士阶段
学习是我人生中的重大转折点，也是我奔赴未来生涯的起跑线。回想两年多的学
习生活，面对培育我的母校，心中无限感慨。
首先，我要感谢我的导师黄燕君教授，恩师不仅在学业上为我传道解惑，还
在治学态度以及为人处世方面给了我谆谆的教导。此篇硕士学位论文的完成，也
凝聚着老师的心血。从论文的选题、框架结构、以至后来的大量修改意见等等，
老师都给予了悉心的指导。在此篇论文的完成之际，我要向黄燕君老师致以最真
诚的感谢和敬意。
借此机会，我还要感谢经济学院的很多老师对我的指导和关照，并且帮助我
在两年的硕士生涯中取得了非常长足的进步，另外还要感谢很多同学对我的关
心，正是由于他们，才激励我尽自己最大的全力来提高论文的质量。我想，我能
顺利完成此篇学位论文并顺利完成学业是对他们最好的报答。
由于时间与自身能力等的限制，这篇文章还有很多需要改进的地方，这也是
我以后努力的方向和重点。最后，本人在此必须提到的声明是本文的全部错误及
责任都由作者本人承担。
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