韓 嘯，趙 曉

(北京科技大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院,北京 100083)

0 引言

外商直接投資是中國經(jīng)濟(jì)騰飛的重要推動(dòng)力。2001年我國加入WTO使我國的FDI在數(shù)量和質(zhì)量上都有突破。在數(shù)量上，2002年我國超越美國成為全球吸引外資最多的國家。截止2011年底，中國累計(jì)吸引外商直接投資超過1.16萬億美元，項(xiàng)目總額約74萬個(gè)。從實(shí)際使用金額看，2010年為1057億美元，2011年為1160.11億美元。一直以來，制造業(yè)都是外商直接投資的重要行業(yè)，二十世紀(jì)九十年代以來，制造業(yè)實(shí)際利用外資占全國的比重一直在50%左右，2011年制造業(yè)吸收的FDI為521.01億美元，占全國實(shí)際利用外資的比例有所下降，為44.91%。出口是推動(dòng)我國經(jīng)濟(jì)高速增長的重要力量之一，制造業(yè)是出口貿(mào)易的重要部門。

已經(jīng)有研究表明，匯率水平的變動(dòng)對(duì)跨國公司的競(jìng)爭力和投資決策會(huì)產(chǎn)生影響，進(jìn)而影響到外資的產(chǎn)業(yè)投向。但目前很多研究多僅停留在國家總體層面或者以發(fā)達(dá)國家為研究對(duì)象，深入研究匯率及其波動(dòng)對(duì)中國FDI行業(yè)分布的文獻(xiàn)還比較少。本文以制造業(yè)為例研究人民幣匯率及其波動(dòng)對(duì)FDI行業(yè)分布的影響，不僅有助于了解外商直接投資的前景及其對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)的影響，可以為招商引資政策的制定提供決策依據(jù)，而且在我國經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型的關(guān)鍵時(shí)刻對(duì)于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整和優(yōu)化具有參考價(jià)值。

1 匯率及其波動(dòng)對(duì)制造業(yè)FDI流入影響的實(shí)證研究

本文選取我國加入WTO以來的年度數(shù)據(jù)，首先采用GARCH模型測(cè)算人民幣匯率波動(dòng)率，然后以制造業(yè)為例，分別從制造業(yè)整體角度進(jìn)行協(xié)整分析和行業(yè)細(xì)分角度進(jìn)行面板分析，研究人民幣匯率及其波動(dòng)對(duì)制造業(yè)FDI分布的影響。

1.1 匯率波動(dòng)率的測(cè)算-GARCH模型

本文采用廣義自回歸條件異方差（GARCH）模型測(cè)定人民幣實(shí)際匯率的波動(dòng)。首先采用2001年1月至2011年12月的月度實(shí)際有效匯率數(shù)據(jù)測(cè)算人民幣匯率波動(dòng)幅度，然后用測(cè)算出來的月度波動(dòng)率平均得出年度的匯率波動(dòng)率。應(yīng)用GARCH模型的前提條件是時(shí)間序列的平穩(wěn)性，因此先檢驗(yàn)人民幣實(shí)際有效匯率序列的平穩(wěn)性，這里采用ADF檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果見表1。ADF檢驗(yàn)的結(jié)果表明REER序列是平穩(wěn)的時(shí)間序列。

圖1 REER序列的相關(guān)圖和偏相關(guān)圖

REER序列的相關(guān)圖和偏相關(guān)圖1顯示出該序列存在明顯的自相關(guān)特征，估計(jì)的自回歸方程為：

方程的擬合優(yōu)度很好，而且統(tǒng)計(jì)量也是顯著的，接下來檢驗(yàn)方程誤差項(xiàng)是否存在條件異方差，即利用ARCH LM檢驗(yàn)看殘差μt是否存在ARCH效應(yīng)。表2顯示，P值很小，殘差序列存在ARCH效應(yīng)。

表2 殘差μt的ARCH效應(yīng)檢驗(yàn)

經(jīng)過篩選，本文建立AR(1)-GARCH(1)模型如下：

方差中的CARCH項(xiàng)的系數(shù)都是統(tǒng)計(jì)顯著的, 擬 合優(yōu)度和F統(tǒng)計(jì)量的值都較大，AIC的值比較小，再對(duì)此方程進(jìn)行條件異方差的CARCH-LM檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果見表3所示。

表3 AR(1)-GARCH(1)方程誤差項(xiàng)條件異方差性檢驗(yàn)

從表3可以看出，P值較大，即方程的誤差項(xiàng)不在有條件異方差性。因此，通過AR(1)-GARCH(1)模型計(jì)算出來的方程作為人民幣實(shí)際有效匯率的月度波動(dòng)值，記為VOL。

圖2 人民幣實(shí)際有效匯率的波動(dòng)率(VOL)

1.2 匯率及其波動(dòng)對(duì)制造業(yè)FDI流入的影響——Johansen協(xié)整檢驗(yàn)

1.2.1 模型構(gòu)建及數(shù)據(jù)說明

FDI在第二產(chǎn)業(yè)中具有高度集中的特征，2011年，全國實(shí)際利用外資金額為1160.11億美元，其中制造業(yè)實(shí)際利用外資521.01億美元，占全國吸收FDI的比例為44.91%。因此，本文首先以制造業(yè)整體為研究對(duì)象，選擇2001～2011年的年度數(shù)據(jù)運(yùn)用Johansen協(xié)整檢驗(yàn)探討匯率及其波動(dòng)與制造業(yè)實(shí)際利用外商直接投資之間是否存在長期協(xié)整關(guān)系。

為使實(shí)證結(jié)果更可靠，綜合考慮變量的可量化性和數(shù)據(jù)的可得性，除人民幣實(shí)際有效匯率（REER）和上文GARCH模型測(cè)算的匯率波動(dòng)率（VOL）之外，本文還將行業(yè)增加值（GDP）、行業(yè)職工平均貨幣工資（WAGE）和虛擬變量(D)納入模型，這三個(gè)變量分別代表影響FDI的市場(chǎng)因素、成本因素和制度因素。本文建立的模型如下：

其中，F(xiàn)DIit表示第t年制造業(yè)吸收的外商直接投資，用國家統(tǒng)計(jì)局公布的該行業(yè)年度實(shí)際利用外資額，單位為億美元；REERt指第t年人民幣實(shí)際有效匯率，來源于中經(jīng)網(wǎng)OECD數(shù)據(jù)庫，以2005年為基期，人民幣實(shí)際有效匯率上升代表人民幣升值；VOLt指GARCH模型測(cè)算的第t年人民幣實(shí)際有效匯率的波動(dòng)率；GDPit表示第t年制造業(yè)的行業(yè)增加值，單位為億元；WAGEit表示第t年制造業(yè)的職工平均貨幣工資，數(shù)據(jù)來源于歷年《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》，單位為元；Dt體現(xiàn)我國匯率體制的變化，

1.2.2 單位根檢驗(yàn)

由于大多數(shù)時(shí)間序列是不平穩(wěn)的，為了防止偽回歸的產(chǎn)生，在進(jìn)行協(xié)整分析之前必須檢驗(yàn)序列的平穩(wěn)性。本文采用ADF方法對(duì)變量進(jìn)行檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表4所示。

表4 變量的ADF單位根檢驗(yàn)結(jié)果

由表4可以看出，LNFDI、LNREER、LNVOL、LNGDP、LNWAGE均為非平穩(wěn)變量。經(jīng)過一階差分后，這五個(gè)變量在1%的顯著性水平上均拒絕原假設(shè)。因此所有變量的對(duì)數(shù)是I（1）序列，可以對(duì)其進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。

1.3 Johansen協(xié)整檢驗(yàn)

在Engle和Granger（1987）提出協(xié)整概念后，協(xié)整檢驗(yàn)得到了廣泛的應(yīng)用。如果變量都是I（1）過程，但它們的某種線性組合滿足I（0），則認(rèn)為變量之間存在協(xié)整關(guān)系。協(xié)整檢驗(yàn)的本質(zhì)在于檢驗(yàn)變量是否包含一個(gè)共同的隨機(jī)趨勢(shì)，如果它們包含共同的隨機(jī)趨勢(shì)，則意味著變量間存在長期的均衡關(guān)系，隨著時(shí)間的推移，非平穩(wěn)序列的變動(dòng)趨于一致。本文采用Johansen極大似然估計(jì)法對(duì)協(xié)整關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果如表5所示。

表5 Johansen協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

表5顯示，制造業(yè)外商直接投資、實(shí)際有效匯率及其波動(dòng)、行業(yè)增加值、行業(yè)工資水平之間存在協(xié)整關(guān)系，進(jìn)一步可以得到協(xié)整方程：

方程5顯示，制造業(yè)外商直接投資與實(shí)際有效匯率及其波動(dòng)、行業(yè)工資水平之間是負(fù)相關(guān)的，而與行業(yè)增加值之間是正相關(guān)關(guān)系。人民幣實(shí)際有效匯率每升值1%，制造業(yè)FDI將減少4.0234%，匯率波動(dòng)率每增大1%，制造業(yè)FDI將減少1.7812%。制造業(yè)行業(yè)增加值每增大1%，制造業(yè)工資水平每下降1%，將分別會(huì)導(dǎo)致外商直接投資增加0.3139%和3269%。這一實(shí)證結(jié)果與我國的現(xiàn)實(shí)情況是相符合的，我國的匯率水平相對(duì)比較穩(wěn)定，并且制造業(yè)部門工資水平較低，因此大量外資涌入了制造業(yè)部門。下面將選取制造業(yè)中代表性細(xì)分行業(yè)研究人民幣匯率水平變動(dòng)時(shí)，F(xiàn)DI在制造業(yè)細(xì)分行業(yè)的分布情況。

2 匯率及其波動(dòng)對(duì)制造業(yè)FDI流入的影響——面板模型

2.1 模型構(gòu)建及數(shù)據(jù)說明

根據(jù)國家統(tǒng)計(jì)局自2006年7月11日起執(zhí)行的《行業(yè)分類標(biāo)準(zhǔn)》，制造業(yè)指的是經(jīng)手工制作和機(jī)械制造等過程產(chǎn)生物理變化或化學(xué)變化后成為了新的產(chǎn)品，包括30個(gè)細(xì)分行業(yè)。FDI在制造業(yè)的分布具有高度集中的特征，本文選取了通信設(shè)備、計(jì)算機(jī)及其他電子設(shè)備制造業(yè)、交通運(yùn)輸設(shè)備制造業(yè)、電氣機(jī)械及器材制造業(yè)、化學(xué)原料及化學(xué)制品制造業(yè)、通用設(shè)備制造業(yè)、農(nóng)副食品加工業(yè)、紡織業(yè)、紡織服裝、鞋、帽制造業(yè)、黑色金屬冶煉及壓延加工業(yè)、金屬制品業(yè)、非金屬礦物制品業(yè)、塑料制品業(yè)、電力、熱力的生產(chǎn)和供應(yīng)業(yè)、專用設(shè)備制造業(yè)、皮革、毛皮、羽毛（絨）及其制品業(yè)等15個(gè)行業(yè)作為研究對(duì)象。這里采用與上文類似的面板模型，采用面板數(shù)據(jù)是因?yàn)槊姘鍞?shù)據(jù)同時(shí)具備時(shí)間序列數(shù)據(jù)和截面數(shù)據(jù)的特征，能夠有效解決內(nèi)生性問題，而且還可以反映變量的動(dòng)態(tài)變化，使實(shí)證分析的結(jié)果更全面、更穩(wěn)健。

其中，F(xiàn)DIit表示第t年i行業(yè)吸收的外商直接投資，用國家統(tǒng)計(jì)局公布的該行業(yè)年度實(shí)際利用外資額，單位為億美元；REERt指第t年人民幣實(shí)際有效匯率，來源于中經(jīng)網(wǎng)OECD數(shù)據(jù)庫，以2005年為基期，人民幣實(shí)際有效匯率上升代表人民幣升值；VOLt指GARCH模型測(cè)算的第t年人民幣實(shí)際有效匯率的波動(dòng)率；GDPit表示第t年中國的國內(nèi)生產(chǎn)總值，單位為億元；表示用GDP調(diào)整FDI的市場(chǎng)規(guī)模效應(yīng)，同時(shí)也規(guī)模化了其他決定FDI變動(dòng)而與GDP同步變化的因素；Dt體現(xiàn)我國匯率體制的變化

2.2 單位根檢驗(yàn)

面板模型必須以數(shù)據(jù)平穩(wěn)為基礎(chǔ)，因此先對(duì)15個(gè)細(xì)分行業(yè)的各變量序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。本文采用既有趨勢(shì)又有截距項(xiàng)的檢驗(yàn)?zāi)Ｊ?，采用的?biāo)準(zhǔn)為適用于相同單位根下的LLC檢驗(yàn)和適用于不同單位根下的ADF檢驗(yàn)及PP-Fisher檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果如表6和表7所示。

表6 15個(gè)細(xì)分行業(yè)面板數(shù)據(jù)水平方向單位根檢驗(yàn)

表7 15個(gè)細(xì)分行業(yè)面板數(shù)據(jù)一階水平單位根檢驗(yàn)

單位根檢驗(yàn)的結(jié)果顯示，15個(gè)細(xì)分行業(yè)的各變量序列均不能拒絕“存在單位根”的原假設(shè)，說明取對(duì)數(shù)之后的變量均存在單位根；對(duì)各變量對(duì)數(shù)進(jìn)行一階差分進(jìn)行單位根檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，在三種檢驗(yàn)形式下，在1%顯著性水平上都通過檢驗(yàn)，即各變量序列均是一階單整。

2.3 協(xié)整檢驗(yàn)

本文采用Kao檢驗(yàn)和Pedroni檢驗(yàn)，當(dāng)各統(tǒng)計(jì)量的檢驗(yàn)結(jié)果出現(xiàn)沖突時(shí)，以Panel ADF和Group ADF為標(biāo)準(zhǔn)。協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果如表8所示。

表8 15個(gè)細(xì)分行業(yè)面板數(shù)據(jù)協(xié)整檢驗(yàn)

15個(gè)細(xì)分行業(yè)的檢驗(yàn)結(jié)果都顯示，在1%顯著性水平下均拒絕“不存在協(xié)整關(guān)系”的原假設(shè)，因此15個(gè)細(xì)分行業(yè)吸收的各變量序列之間存在長期協(xié)整關(guān)系。

2.4 面板模型設(shè)定和模型估計(jì)

本文采用協(xié)方差分析檢驗(yàn)對(duì)15個(gè)細(xì)分行業(yè)的面板模型進(jìn)行模型設(shè)定檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表9所示。F2統(tǒng)計(jì)量大于F2分布臨界值，拒絕“模型為混合模型”的原假設(shè)，進(jìn)一步地，F(xiàn)1統(tǒng)計(jì)量大于F1分布臨界值，拒絕“模型為變截距模型”的原假設(shè)，再結(jié)合針對(duì)誤差項(xiàng)的Hausman檢驗(yàn)結(jié)果，應(yīng)設(shè)定為固定效應(yīng)變系數(shù)面板模型。

根據(jù)設(shè)定的模型，本文使用固定效應(yīng)變系數(shù)模型進(jìn)行估計(jì)，結(jié)果如表10所示。

表9 15個(gè)細(xì)分行業(yè)面板模型設(shè)定檢驗(yàn)

表10 7個(gè)行業(yè)面板模型的估計(jì)結(jié)果

面板模型的估計(jì)結(jié)果如表10顯示，人民幣升值對(duì)我國通信設(shè)備、計(jì)算機(jī)及其他電子設(shè)備制造業(yè)、交通運(yùn)輸設(shè)備制造業(yè)、化學(xué)原料及化學(xué)制品制造業(yè)、紡織業(yè)、紡織服裝、鞋、帽制造業(yè)、非金屬礦物制品業(yè)和專用設(shè)備制造業(yè)等7行業(yè)FDI流入具有顯著抑制作用，其中對(duì)紡織服裝、鞋、帽制造業(yè)的抑制作用最大，為19.03，對(duì)化學(xué)原料及化學(xué)制品制造業(yè)的抑制作用最小，為4.33；人民幣匯率波動(dòng)性增大對(duì)我國通信設(shè)備、計(jì)算機(jī)及其他電子設(shè)備制造業(yè)、化學(xué)原料及化學(xué)制品制造業(yè)、紡織業(yè)、紡織服裝、鞋、帽制造業(yè)、非金屬礦物制品業(yè)等5行業(yè)FDI流入有顯著負(fù)面影響，其中對(duì)紡織服裝、鞋、帽制造業(yè)的抑制作用最大，為109.5027，對(duì)化學(xué)原料及化學(xué)制品制造業(yè)的抑制作用最小，為7.33?？傮w上看，可以認(rèn)為人民幣匯率及其波動(dòng)對(duì)制造業(yè)FDI具有重要影響，并且大體上表現(xiàn)為負(fù)相關(guān)。下面選擇有代表性的行業(yè)進(jìn)行具體分析。

通信設(shè)備、計(jì)算機(jī)及其他電子設(shè)備制造業(yè)FDI對(duì)人民幣匯率的彈性為-7.62，對(duì)人民幣匯率波動(dòng)率的彈性為-90.37，這說明人民幣升值和匯率波動(dòng)性增大都將引起該行業(yè)FDI流入減少。原因可能在于目前在中國投資的電子設(shè)備類制造外資企業(yè)主要是成本導(dǎo)向型的出口企業(yè)，我國具有巨大的市場(chǎng)潛力，因此跨國公司看好中國的市場(chǎng)，但目前仍然是以來料加工出口和進(jìn)料加工出口等形式利用中國豐富的廉價(jià)勞動(dòng)力資源，將中國當(dāng)作生產(chǎn)基地，因此，人民幣升值將使以外幣表示的中國勞動(dòng)力成本上升，出口導(dǎo)向型企業(yè)的利潤減少，跨國公司來華投資的積極性降低。

化學(xué)原料和化學(xué)制品制造業(yè)FDI對(duì)人民幣匯率的彈性為-4.35，對(duì)人民幣匯率波動(dòng)率的彈性為-7.33，這說明人民幣升值和匯率波動(dòng)性增大都將引起該行業(yè)FDI流入減少。相比于其他行業(yè)，化工業(yè)FDI對(duì)人民幣匯率及其波動(dòng)的彈性較小，原因可能在于化工業(yè)主要是成本導(dǎo)向型，但具有微弱的市場(chǎng)導(dǎo)向型特征。化工行業(yè)屬于資源密集型行業(yè)，很多跨國公司采取合資的方式在中國建立生產(chǎn)基地，利用中國豐富的自然資源和相對(duì)寬松的環(huán)境保護(hù)標(biāo)準(zhǔn)。但在全球分工體系中，國內(nèi)企業(yè)仍然處在上游生產(chǎn)初級(jí)產(chǎn)品，而高附加值、高科技含量的下游則由跨國公司掌控。由于目前中國的工業(yè)技術(shù)比較落后，跨國公司具有明顯的技術(shù)優(yōu)勢(shì)和營銷網(wǎng)絡(luò)優(yōu)勢(shì)，因此跨國公司通過對(duì)華直接投資占領(lǐng)中國市場(chǎng)，因此具有市場(chǎng)導(dǎo)向型特征。

通用設(shè)備制造業(yè)FDI對(duì)人民幣匯率的彈性為4.33，對(duì)人民幣匯率波動(dòng)率的彈性為72.33，這說明人民幣升值和匯率波動(dòng)性增大都將促進(jìn)該行業(yè)FDI流入。原因在于該行業(yè)具有較為明顯的市場(chǎng)導(dǎo)向型特征，該行業(yè)跨國公司對(duì)華投資是為了利用其技術(shù)優(yōu)勢(shì)占領(lǐng)中國市場(chǎng)，其產(chǎn)品的主要銷售對(duì)象是中國消費(fèi)者。人民幣升值意味著人民幣走強(qiáng)，在宏觀經(jīng)濟(jì)的基本面良好的情況下，人民幣將會(huì)持續(xù)緩慢理性升值，因此會(huì)增強(qiáng)跨國公司對(duì)華經(jīng)濟(jì)前景的信心，因此對(duì)華直接投資也會(huì)增多。雖然該行業(yè)也有一部分產(chǎn)品具有勞動(dòng)密集型特征，但因其技術(shù)含量較低，而且價(jià)值量較低，因此總體上看該行業(yè)屬于市場(chǎng)導(dǎo)向型行業(yè)。

紡織服裝、鞋、帽制造業(yè)FDI對(duì)人民幣匯率的彈性為-19.03，對(duì)人民幣匯率波動(dòng)率的彈性為-109.5027，這說明人民幣升值和匯率波動(dòng)性增大都將對(duì)該行業(yè)FDI流入產(chǎn)生顯著抑制作用。原因可能在于，紡織服裝、鞋、帽制造業(yè)是典型的成本導(dǎo)向型行業(yè)，外資企業(yè)在中國既不具備技術(shù)優(yōu)勢(shì)，也不具備價(jià)格優(yōu)勢(shì)，因此其產(chǎn)品主要用于出口到國際市場(chǎng)，而其上游的設(shè)計(jì)部門仍然在國外，因此人民幣升值和匯率波動(dòng)性增大將直接導(dǎo)致外資企業(yè)利潤空間被壓縮，對(duì)華直接投資也可能相應(yīng)減少。

3 結(jié)論

本文以制造業(yè)為例分析了人民幣匯率及其波動(dòng)對(duì)FDI行業(yè)分布的影響，首先從制造業(yè)整體角度進(jìn)行Johansen協(xié)整分析，研究表明制造業(yè)外商直接投資、實(shí)際有效匯率及其波動(dòng)、行業(yè)增加值、行業(yè)工資水平之間存在協(xié)整關(guān)系，并且外商直接投資與實(shí)際有效匯率及其波動(dòng)、行業(yè)工資水平之間是負(fù)相關(guān)的，而與行業(yè)增加值之間是正相關(guān)關(guān)系；其次選取制造業(yè)中的15個(gè)細(xì)分行業(yè)進(jìn)行面板分析，研究發(fā)現(xiàn)人民幣升值對(duì)我國通信設(shè)備、計(jì)算機(jī)及其他電子設(shè)備制造業(yè)、交通運(yùn)輸設(shè)備制造業(yè)、化學(xué)原料及化學(xué)制品制造業(yè)、紡織業(yè)、紡織服裝、鞋、帽制造業(yè)、非金屬礦物制品業(yè)和專用設(shè)備制造業(yè)等7行業(yè)FDI流入具有顯著抑制作用，人民幣匯率波動(dòng)性增大對(duì)我國通信設(shè)備、計(jì)算機(jī)及其他電子設(shè)備制造業(yè)、化學(xué)原料及化學(xué)制品制造業(yè)、紡織業(yè)、紡織服裝、鞋、帽制造業(yè)、非金屬礦物制品業(yè)等5行業(yè)FDI流入有顯著負(fù)面影響。

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