藍樂琴

摘 要： 匯率變動影響經(jīng)濟增長的傳導機制是多方面的，本文利用Markov區(qū)制轉(zhuǎn)移向量自回歸模型識別中國經(jīng)濟變化的不同階段、估計區(qū)制之間的轉(zhuǎn)換概率和度量各階段的持續(xù)性，以此考察匯率改革以來人民幣匯率和經(jīng)濟增長變動的非對稱性形態(tài)，并在此基礎上檢驗人民幣匯率變動影響經(jīng)濟增長的非線性動態(tài)行為。研究表明，人民幣匯率變動對經(jīng)濟增長影響的方向和強度不僅依賴其變動，而且依賴經(jīng)濟周期的具體階段，結(jié)合匯率政策和經(jīng)濟政策來判斷區(qū)制轉(zhuǎn)移和區(qū)制中的政策效果將有較好的參考價值。

關(guān)鍵詞： 人民幣匯率；FDI；經(jīng)濟增長

中圖分類號： F8202 文獻標識碼： A

文章編號： 1000176X（2015）09012107

一、引 言

近年來中國經(jīng)濟持續(xù)快速增長，人民幣匯率自2005年匯率改革以來保持著較為明顯的升值趨勢，尤其是金融危機后全球經(jīng)濟復蘇疲軟，外商直接投資（FDI）放緩，人民幣匯率波動增強使其對國際資本流動和中國經(jīng)濟增長的影響也越來越顯著。一般認為，開放經(jīng)濟中的匯率作為兩國貨幣之間的比價，是國際直接投資的流向和規(guī)模的關(guān)鍵因素，而FDI則是匯率影響一國經(jīng)濟增長的主要傳導途經(jīng)之一[1]。據(jù)此，研究人民幣匯率、FDI和經(jīng)濟增長之間的關(guān)系，并進一步認識在不同狀態(tài)下變量相互間的影響和特征，對于進一步完善人民幣匯率形成機制、促進FDI流入和穩(wěn)定經(jīng)濟增長具有重要意義。

針對匯率與經(jīng)濟增長的研究文獻，大致分為兩種截然不同的觀點：一種觀點以Krugman和Taylor[2]為代表，提出貨幣升值是緊縮性的，即貶值促進經(jīng)濟增長。另一種觀點則認為貨幣升值具有擴張效應，尤其對于發(fā)展中國家，如Kamin和Rogers[3]、Couharde和Sallenave[4]等研究得出貨幣貶值不利于經(jīng)濟增長的結(jié)論。以上兩種觀點在經(jīng)驗研究中都得到了證實，至于人民幣升值是緊縮性的還是擴張性的，李未無[5]通過理論和實證分析認為人民幣實際匯率貶值對中國經(jīng)濟增長起到了積極的促進作用。趙永亮等[6]分析了匯率通過貿(mào)易、投資和資產(chǎn)負債表等不同渠道影響產(chǎn)出，其變動對產(chǎn)出的影響程度大小和方向存在不確定性，取決于實際擴張效應和緊縮效應的作用對比。但從國內(nèi)已有的文獻來看，大多學者如魏巍賢[7]、施建淮[8]等均支持人民幣升值是緊縮性的觀點，部分學者如李冬梅等[9]認為人民幣匯率對中國GDP雖然有影響，但統(tǒng)計上不顯著。

對匯率與FDI關(guān)系的研究從理論上看，匯率主要通過相對生產(chǎn)成本機制和財富效應機制影響FDI。在實證研究方面，匯率水平變動和FDI關(guān)系尚無確切結(jié)論，多數(shù)學者如Klein和Rosengren[10]等的研究結(jié)論表明，東道國匯率貶值將促進FDI的流入，而另一些學者如Schmidt和Broll[11]持相反的觀點，認為東道國貨幣貶值將抑制FDI的流入。從中國國內(nèi)研究來看，學界普遍認為人民幣貶值促進FDI的流入，但也有學者如胡邦勇[12]研究結(jié)果表明人民幣貶值對吸引FDI的作用長期內(nèi)不明顯，潘錫泉和郭福春[13]則認為人民幣升值對FDI的流入具有明顯的促進作用。

對于FDI與東道國經(jīng)濟增長的關(guān)系，早期研究以Chenery的“雙缺口模型”為代表性理論，該模型認為東道國通過引進FDI既能因資本積累效應而彌補儲蓄缺口，同時又能夠應付由于外貿(mào)逆差而導致的外匯短缺。現(xiàn)有研究大多數(shù)贊同F(xiàn)DI能促進東道國的經(jīng)濟增長，如Hermes和Lensink[14]、Chakraborty和Nunnenkamp[15]均支持這種結(jié)論。但也有學者持不同觀點，Alfaro等[16]采用1975—1995年的多國數(shù)據(jù)進行分析，得出FDI對經(jīng)濟增長的影響是不確定的。費宇和王江[17]用面板平滑轉(zhuǎn)換模型分析了FDI對中國不同地區(qū)經(jīng)濟增長的影響，認為FDI對經(jīng)濟增長的影響是非線性的，F(xiàn)DI對地區(qū)經(jīng)濟增長的效應是否顯著取決于該地區(qū)多種經(jīng)濟條件。

現(xiàn)有研究已取得較為豐富的成果，但也存在一些不足：絕大多數(shù)研究僅在分析人民幣匯率、FDI以及經(jīng)濟增長之間的兩兩關(guān)系上，鮮有學者將三者結(jié)合起來考慮，且采用線性模型分析的居多，在兩兩關(guān)系討論時也未得出一致結(jié)論。本文認為之所以存在差異性結(jié)論，是由于FDI或經(jīng)濟增長變動的方向受多種因素影響，這些影響有可能是較為復雜的，匯率因素影響只是其中的一種，此外所采用建模方法和數(shù)據(jù)的不同，得到的具體結(jié)論也不盡相同。為進一步研究匯率與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系，須關(guān)注兩者間的傳導機制，F(xiàn)DI便是其中重要的傳導因素之一。由于匯率變動在經(jīng)濟周期的不同階段可能具有不同的作用效果，鑒于此，本文在非線性框架下，利用帶有區(qū)制轉(zhuǎn)換特征的Markov區(qū)制轉(zhuǎn)移向量自回歸模型（Markov Switching Vector Autoregressive Model，MSVAR）分析匯率變動的經(jīng)濟增長效應，以期進一步理解匯率變動通過中間傳導因素FDI作用于經(jīng)濟增長的規(guī)律。

二、模 型

20世紀90年代以來，中國的FDI在資本金融項目中所占比重越來越大，呈現(xiàn)快速增長的趨勢，成為促進中國經(jīng)濟發(fā)展的重要力量。FDI促進東道國經(jīng)濟增長的機制實質(zhì)上屬于資本推動，還包括技術(shù)外溢等效應，對該國經(jīng)濟社會發(fā)展的影響是多渠道的。本文僅分析資本項目下的FDI。參照Grtner[18]的理論模型框架，匯率作為政策工具對各政策目標有著直接或間接的影響，進而得出匯率變動促進或阻礙經(jīng)濟增長取決于不同的經(jīng)濟條件，匯率貶值或升值對經(jīng)濟增長存在非線性效應的可能。為此，本文以FDI作為傳導機制，構(gòu)建包含人民幣實際有效匯率、FDI和經(jīng)濟增長的非線性MSVAR。

MSVAR模型描述的是經(jīng)濟行為在不同時期、不同狀態(tài)下所具有的不同特征和性質(zhì)，模型中的參數(shù)取決于由經(jīng)濟理論或經(jīng)濟現(xiàn)實等確定的經(jīng)濟所處的狀態(tài)或區(qū)制。假設zt為一個經(jīng)濟時間序列，其所建立的P階自回歸模型的形式為：

三、經(jīng)驗分析和結(jié)果

（一）變量選取與主要變量的區(qū)制轉(zhuǎn)換特征

考慮到1994年中國進行了人民幣匯率制度改革，本文選取季度數(shù)據(jù)，樣本期為1994年第1季度至2014年第1季度。所選擇的經(jīng)濟變量包括人民幣實際有效匯率、實際國內(nèi)生產(chǎn)總值和實際FDI。其中，人民幣實際有效匯率為2010年=100的數(shù)據(jù)序列，來源于各期國際金融統(tǒng)計年鑒IFS數(shù)據(jù)庫，數(shù)值變大表示匯率升值；由于缺乏季度國內(nèi)生產(chǎn)總值平減指數(shù)，實際GDP數(shù)據(jù)可通過國家統(tǒng)計局公布的名義GDP數(shù)據(jù)及其累計增長率計算得到；FDI額則需將美元計價先換算成人民幣計價（通過人民幣對美元加權(quán)平均匯率數(shù)據(jù)計算得出），進而得到其每季度數(shù)據(jù)，再將變量除以CPI（經(jīng)2010年1月=100的定基計算后求得季度平均值）得到實際FDI。為使數(shù)據(jù)適合所采用的模型，處理數(shù)據(jù)時將實際GDP、實際FDI數(shù)據(jù)進行X12季節(jié)調(diào)整，而后計算各自增長率得到的變量分別衡量經(jīng)濟增長和FDI，對人民幣實際有效匯率數(shù)據(jù)進行一階差分處理以衡量匯率變動量。

采用MSVAR中的MSM-AR模型分別捕捉各個變量的區(qū)制轉(zhuǎn)變，涉及的變量分別為人民幣實際有效匯率變化率、FDI增長率和實際GDP增長率。如表1和表2所示，所有變量都是平穩(wěn)的，且跡檢驗表明變量間存在顯著的協(xié)整關(guān)系。由于使用的模型估算參數(shù)相對較少，因而采用極大似然估計，并根據(jù)AIC、HQ及SC等信息準則確定模型的自回歸階數(shù)p。

由表3可見，變量的變動特征分為兩個區(qū)制，模型非線性檢驗LR統(tǒng)計量皆顯著，說明各變量在樣本期間存在明顯的非線性，模型設定為非線性是合理的。同一區(qū)制的持續(xù)期計算公式為D（si）=1/（1-pii），以匯率變量為例，升值狀態(tài)的持續(xù)期高于貶值狀態(tài)，貶值狀態(tài)得以維持的概率為0855，說明貶值狀態(tài)的平均持續(xù)期約為7個季度（1/（1-0855）=6897）；升值狀態(tài)得以維持的概率為0890，意味著升值狀態(tài)的平均持續(xù)期約為9個季度（1/（1-0890）=9091）。同理，經(jīng)濟增長處于擴張狀態(tài)的持續(xù)期要高于緊縮狀態(tài)的持續(xù)期，剩下樣本期間內(nèi)則處于平穩(wěn)增長狀態(tài)。

（二）匯率變動的非線性效應

匯率影響經(jīng)濟增長有諸多傳導途徑，然而將這些傳導因素變量同時納入增長模型并不妥當，很可能引起多重共線性問題，因此，本文只選取FDI作為匯率影響經(jīng)濟增長的主要傳導途經(jīng)，采取的形式為：Δreert→Δ

瘙 楋 dit→Δyt。遵循該變量順序考察人民幣實際有效匯率變動影響經(jīng)濟增長的非線性效應，根據(jù) AIC、HQ、SC準則和LR值來確定MSVAR的最優(yōu)形式為一個MSMH-VAR模型，即運用均值及異方差帶MSVAR依賴特性的MSMH-VAR模型作為研究的基礎，該模型的形式為：

zt-μ（st）=∑ p i=1 Ai（zt-i-μ（st-i））+ut

ut～NID（0，σ2） （4）

本文選取zt=（Δreert，Δ

瘙 楋 dit，Δyt）′，該模型設定表示產(chǎn)出增長受FDI和實際有效匯率的共同影響。模型滯后階數(shù)可由AIC、HQ及SC等信息準則確定，發(fā)現(xiàn)MSMH（2）-VAR（2）模型的解釋能力較強，采用極大似然估計法經(jīng)過有限次迭代，得到參數(shù)極大似然估計值、區(qū)制狀態(tài)和轉(zhuǎn)移概率估計，估計結(jié)果如表4所示。

表4 MSMH（2）-VAR（2）模型估計結(jié)果

參 數(shù) Δreert

Δ

瘙 楋 dit

Δyt

MSMH（2）-VAR（2）

區(qū)制1均值

0072（0846）

1087（7328）

2142（0419）

區(qū)制2均值

1310（1130）

1530（8931）

2663（0547）

自回歸系數(shù)

Δreert-1

0221（0128）

-1332（0823）

-0000（0026）

Δreert-2

-0070（0115）

-0842（0904）

-0068（0024）

Δ

瘙 楋 dit-1

0027（0017）

-0321（0146）

0005（0005）

Δ

瘙 楋 dit-2

0025（0016）

-0139（0117）

0013（0003）

Δyt-1

-0002（0442）

-1848（4418）

0221（0121）

Δyt-2

0667（0334）

-1786（2334）

0014（0092）

區(qū)制1標準差

1943

13127

0286

區(qū)制2標準差

1564

10684

0807

p00

0947

p11

0895

AIC

13893

對數(shù)似然值

-503812

LR統(tǒng)計量 42807

χ2（9） =[0000]* * χ2（11）=[0000]* * DAVIES=[0000]* *

注：括號里的數(shù)字為標準差。

由表4可知，非線性檢驗LR統(tǒng)計量的伴隨概率值顯著，表明各變量在樣本期間內(nèi)存在非線性效應，且各變量間的相互作用在中國宏觀經(jīng)濟運行過程中發(fā)生了結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變。當經(jīng)濟運行到區(qū)制1（經(jīng)濟低位運行，即緊縮狀態(tài)）時，人民幣實際匯率變動、FDI和產(chǎn)出的平均增長率分別為0072%、1087%和2142%，相比區(qū)制2（經(jīng)濟高位運行，即擴張狀態(tài)），變量在區(qū)制1變化程度較低。匯率和FDI的標準差在區(qū)制2時相對區(qū)制1的值較小，可知兩者在區(qū)制2時的波動較低，而產(chǎn)出增長在區(qū)制2的波動則較高。以上表明，樣本期內(nèi)中國經(jīng)濟總體上符合宏觀經(jīng)濟運行規(guī)律，且呈現(xiàn)出較為平穩(wěn)的增長態(tài)勢。

人民幣匯率正向變動（即升值）在樣本期間內(nèi)對FDI及產(chǎn)出增長皆具有抑制作用，其影響存在一定的滯后，其中，滯后一期的匯率對FDI產(chǎn)生顯著的負向影響（系數(shù)為-1332），意味著人民幣升值會抑制FDI流入，符合相對生產(chǎn)成本機制和財富效應機制理論中所闡述的一國匯率貶值會促進FDI流入的觀點。滯后二期的匯率對產(chǎn)出增長同樣也為負向影響（系數(shù)為-0068），且統(tǒng)計顯著，這與中國實際情況相符，匯率升值后將降低凈出口貿(mào)易，從而使經(jīng)濟增長放緩，該結(jié)論與國內(nèi)部分學者如潘錫泉和郭福春[13]研究結(jié)論一致。FDI增長與產(chǎn)出呈正相關(guān)關(guān)系，F(xiàn)DI滯后二期對產(chǎn)出增長具有顯著的促進作用（系數(shù)為0013），這也符合大多數(shù)文獻的結(jié)論。轉(zhuǎn)移概率矩陣為： 0947 00530105 0895 ，可見，各變量的不同區(qū)制之間具有一定的對應關(guān)系，經(jīng)濟由區(qū)制1向區(qū)制2的轉(zhuǎn)移概率為0053，而區(qū)制2向區(qū)制1的轉(zhuǎn)移概率為0105，存在著轉(zhuǎn)移概率上的非對稱性。從區(qū)制狀態(tài)持續(xù)期估計如表5所示，經(jīng)濟處于低位運行狀態(tài)區(qū)制1的持續(xù)性要大于高位運行狀態(tài)區(qū)制2的持續(xù)性，區(qū)制2在樣本期內(nèi)的頻率為664%，其持續(xù)期為19個季度，而區(qū)制1頻率為336%，其持續(xù)期為9個季度。

在國內(nèi)外環(huán)境穩(wěn)定狀態(tài)下，區(qū)制1描述的經(jīng)濟低位運行狀態(tài)的區(qū)制濾波和平滑概率，如圖1所示，區(qū)制2描述的經(jīng)濟高位運行狀態(tài)的區(qū)制濾波和平滑概率，如圖2所示。

圖1 區(qū)制1的濾波和平滑概率

從圖1可以看出，中國經(jīng)濟在所研究的樣本區(qū)間內(nèi)，大多時期處于較為緊縮的低位運行階段。各變量在1994—1998年間處在一段高位運行期，擴張區(qū)制概率接近于1，緊縮概率則接近于0，隨后開始步入緊縮期， 在2005—2007年上半年再次進入高位運行狀態(tài)，受2008年金融危機影響，2008—2009年間出現(xiàn)一定程度的狀態(tài)頻繁轉(zhuǎn)換，最終在2009年年底后步入持續(xù)穩(wěn)定的較低速增長的低位運行時期。以上在樣本期內(nèi)模型得出的區(qū)制劃分總體上符合國內(nèi)經(jīng)濟環(huán)境變化的各個時期，且經(jīng)濟擴張區(qū)制和緊縮區(qū)制概率未出現(xiàn)頻繁改變，表明在樣本期間各變量周期波動的態(tài)勢是平穩(wěn)的。

圖2 區(qū)制2的濾波和平滑概率

（三）不同區(qū)制的脈沖響應分析

為分析不同區(qū)制下匯率變動對FDI和產(chǎn)出增長的動態(tài)響應異同，采用累積脈沖響應，F(xiàn)DI和產(chǎn)出增長變動對人民幣實際有效匯率變化的脈沖響應，結(jié)果如圖3所示，由圖3可見，不同區(qū)制下實際有效匯率變化對FDI和產(chǎn)出波動的影響各有不同，在區(qū)制1時匯率的一個新息變化使FDI波動加劇，在1季度后FDI增長達到負向最大值隨后向正方向變動，3季度達到正向最大值后又向負方向運動并逐漸收斂直至消失。匯率變動對產(chǎn)出增長則具有顯著的負向作用，約2季度時達到負向最大值，而后逐漸穩(wěn)定趨于0。在區(qū)制2時，匯率變化使FDI和產(chǎn)出增長在開始時發(fā)生明顯的負向反應，其余時期的響應函數(shù)變化規(guī)律與區(qū)制1大致相同，但根據(jù)縱軸的刻度顯示可見兩個區(qū)制的響應幅度有所差別，在區(qū)制2時的響應程度略高于在區(qū)制1時的響應程度，即經(jīng)濟高位運行時期實際匯率變動產(chǎn)生的影響要大于低位運行時期，且對于FDI的影響也要大于對產(chǎn)出的影響?？傮w上看，這兩種狀態(tài)下實際匯率正向變動不利于FDI和產(chǎn)出增長，其影響是非對稱的。由此可見，支持“緊縮性貶值”的文獻認為匯率升值將導致產(chǎn)出擴張的觀點值得商榷，本文的經(jīng)驗分析表明在中國無論人民幣匯率升值幅度如何，對于產(chǎn)出的影響在長期內(nèi)都是負向的。

圖3 區(qū)制1、區(qū)制2時FDI和產(chǎn)出對匯率變化的脈沖響應

如圖4所示，F(xiàn)DI對產(chǎn)出的影響在不同區(qū)制有著不同的特點，區(qū)制1時FDI增長的一個正向沖擊在短期內(nèi)快速加劇產(chǎn)出增長，在2季度時達到正向最大值，而在3季度時逆轉(zhuǎn)為負向最大值并持續(xù)一個季度，隨后逐漸向0收斂直至消失。在影響程度上，F(xiàn)DI變動產(chǎn)生的正向影響要大于負向影響，且正向影響的持續(xù)時期也較長，總的來看，F(xiàn)DI增長有利于產(chǎn)出增長。而在區(qū)制2時，F(xiàn)DI增長的一個正向沖擊使產(chǎn)出增長產(chǎn)生負向變化，在1季度內(nèi)減少（Δyt<0），2—3季度增加（Δyt>0），波動至第4季度較小幅度的負增長后逐漸收斂至0。綜上，在不同區(qū)制下FDI變動的產(chǎn)出效應存在明顯的非對稱性。

圖4 區(qū)制1、區(qū)制2時產(chǎn)出對FDI變化的脈沖響應

四、結(jié)論與啟示

本文采用1994—2014年的季度數(shù)據(jù)，通過建立MSVAR經(jīng)驗分析了以FDI作為傳導機制，人民幣實際有效匯率、FDI和經(jīng)濟增長的相互間非線性和非對稱動態(tài)關(guān)系，得出如下結(jié)論：

第一，人民幣匯率變動、FDI和產(chǎn)出增長在樣本期內(nèi)具有明顯的區(qū)制轉(zhuǎn)換特征，利用MSVAR可大致確定各變量在經(jīng)濟擴張區(qū)制和緊縮區(qū)制之間轉(zhuǎn)變的可能和時間，從LR統(tǒng)計量的顯著性、轉(zhuǎn)換概率和平均持續(xù)期的不同可得出各變量波動存在明顯的非線性特征。

第二，鑒于以上結(jié)論， 建立MSMH（2）-VAR（2）模型來考察匯率、FDI和經(jīng)濟增長的動態(tài)關(guān)系，結(jié)果表明，包含匯率、FDI和產(chǎn)出的經(jīng)濟系統(tǒng)存在兩種不同的狀態(tài)，各變量在經(jīng)濟低位運行時的變化程度即平均值較經(jīng)濟高位運行時低；匯率和FDI在經(jīng)濟高位運行時的波動較低，而產(chǎn)出增長在高位運行時的波動則較高。人民幣匯率升值對FDI及產(chǎn)出增長皆具有抑制作用，滯后一期的匯率對FDI產(chǎn)生顯著的負向影響，滯后兩期的匯率對產(chǎn)出增長同樣也具有顯著的負向影響，F(xiàn)DI滯后兩期對產(chǎn)出增長則具有顯著的促進作用。樣本期內(nèi)中國經(jīng)濟總體上呈現(xiàn)出較為平穩(wěn)的增長態(tài)勢，經(jīng)濟處于低位運行的持續(xù)性要大于經(jīng)濟處于高位運行的持續(xù)性，區(qū)制劃分總體上符合國內(nèi)經(jīng)濟環(huán)境變化的各個時期。

第三，從非線性模型的脈沖響應函數(shù)來看，無論在哪個區(qū)制，人民幣實際匯率正向變動不利于FDI和產(chǎn)出增長，但在兩種不同區(qū)制下匯率變動的影響效果存在顯著差異，主要表現(xiàn)在影響程度上，經(jīng)濟高位運行時期人民幣實際匯率變動產(chǎn)生的影響要大于經(jīng)濟低位運行時期，且對于FDI的影響也要大于對產(chǎn)出的影響；FDI變動的產(chǎn)出效應存在明顯的非對稱性。

以上結(jié)論對政府識別區(qū)制轉(zhuǎn)移進而實行相應的宏觀經(jīng)濟政策有著重要參考價值。需建立和完善中國宏觀經(jīng)濟監(jiān)控體系， 并充分考慮政策滯后性和提高政策預見性，從而能夠依據(jù)宏觀經(jīng)濟運行現(xiàn)狀適時調(diào)控政策擴張和收縮力度，減輕外在沖擊對經(jīng)濟的不利影響。同時，由于人民幣升值對經(jīng)濟增長的影響存在不對稱性，政府制定和適時推出宏觀經(jīng)濟政策措施時需考慮在不同區(qū)制下的政策效果，采取非對稱的政策力度操作：當經(jīng)濟處于低位運行狀態(tài)時，人民幣匯率的傳導效應對經(jīng)濟增長起反方向作用力度較小，政策力度要稍小，反之，經(jīng)濟高位運行時政策力度要稍大?？傊?，應堅持人民幣升值的主動性、漸進性與可控性，深化金融體制改革，充分發(fā)揮匯率政策的效用以保持經(jīng)濟平穩(wěn)較快發(fā)展。

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（責任編輯：于振榮）