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【摘要】 本文基于我国2005年汇率改革之后的经济运行数据，利用AR-GARCH模型拟合人民币实际汇率的波动模型，计量分析了经济增长率、汇率水平以及汇率波动幅度对于FDI的影响。研究结果表明：长期来看经济增长率与汇率水平对FDI影响较大，而短期的FDI主要受汇率水平的影响。
【关键词】 经济增长 汇率波动 外商直接投资
一、引言
改革开放以来，中国已成为跨国公司直接投资（FDI）主要的目标市场之一，已超越法国成为全球第二大外商直接投资流入国家，且持续18年稳居发展中国家首位。外商直接投资在我国经济发展中起着越来越重要的作用，不仅能优化资源配置，带来技术外溢、带动我国经济产业升级，也对我国资本存量、经济增长和宏观经济稳定等都起着很重要的作用，工业产值的30％、全国税收的20％、进出口的60％基本都是由外商投资企业来完成。然而，随着国际投资环境的竞争日趋激烈，中国正面临他国引资政策的激烈竞争。
2005年7月，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，人民币汇率不再单一地盯住美元，形成了更富弹性的人民币汇率机制。这表明从此人民币汇率波动幅度将逐步加大，汇率形成机制更趋完善。且至此以后，人民币对美元开始呈现显著、持续地升值态势。而汇率作为决定国内外商品价格和生产要素的相对价格的重要指标，它的波动会影响到货币兑换成本及风险成本，因此是影响FDI的一个重要因素。
国外的相关研究主要基于发达经济体运行的实际数据的技术分析；国内的相关研究一是大多基于2005年汇率改革之前的经济数据，二是关于人民币实际汇率变动与外商直接投资关系的研究结论存在显著差异，有的认为人民币贬值会促进FDI增长，有的认为人民币升值会刺激FDI，还有的认为两者不存在显著联系。基于此，本文试图在国内外既有研究理论成果和技术分析的基础上着重通过计量模型和汇改月度统计数据探讨中国汇率改革后经济增长与人民币实际汇率波动对FDI的实际影响，以便进一步的政策讨论和对策建议。
二、计量模型与数据说明
本文采用误差修正模型（ECM模型）来进行实证分析，基本模型设定如下：
lnFG=?茁0+?茁1ln（G）+?茁2ln（REER）+?茁3VOL+?滋 （1）
之所以采取对数形式是为了有效降低异方差。式中的被解释变量FG代表当年外国直接投资与经济规模的比重（FDI/（1+G）），用经济增长速度来调整经济规模对FDI流动的影响，从而单纯考虑汇率对FDI的影响。解释变量中，G表示中国GDP的增长率；REER代表的是人民币实际有效汇率，它是一种剔除了物价因素，一种货币相对于其他多种货币双边汇率的加权平均数，它综合反映了一国商品相对于外国商品的相对价值，可以全面衡量一国商品在国际市场上的出口竞争力与进口实际成本。而VOL是人民币实际有效汇率的波动率。由于我国不公布月度GDP数据，因此其中的G在文章中用工业增加值的同比增长率代替。
本文采用的是2005年8月至2010年4月的月度数据，人民币实际有效汇率来自国际清算银行网站（BIS），国内生产总值数据来源于中国统计局网站，外国直接投资月度数据来源于中华人民共和国商务部网站，工业增加值的同比增长率来自中经网。数据处理采用SAS8.2与EVIWS6.0软件。
三、计量分析
1、汇率波动幅度（VOL）的度量。本文选取的人民币实际有效汇率数据跨度为2005年8月至2010年4月，共57个样本数据。图1为REER的时序图，图中显示我国货币的实际有效汇率在近几年基本处于一种升值态势。
对样本数据进行平稳性检验，从图2自相关图显示序列自相关系数长期位于零轴的一边，这是具有单调趋势序列的典型特征，因此人民币实际汇率序列为不平稳序列。
根据图1显示人民币实际汇率有一个显著的线性递增趋势，所以考虑使用Autoreg过程建立序列{REERt}关于时间time的线性回归，并检验残序列的自相关性和异方差性。DW检验结果显示残差序列具有显著的正自相关性。
综合考虑，对人民币实际有效汇率建立AR-GARCH模型，模型口径可表达为：
REETt=100.451+0.3072t+ut
ut=0.8451ut-1-0.0113ut-2+?着t
本文根据所拟合的AR-GARCH模型计算出来的月度方差GARCH作为人民币汇率波动的月度波动值，计为VOL，如图3所示。
2、单位根检验。由于大多数时间序列是不平稳的，为防止伪回归的产生，在进行协整分析前必须检验序列的平稳性。因为可能存在高阶自回归，因此本文采用ADF方法对上述四个变量进行检验，检验形式按照AIC准则和SC准则选择。结果如表1所示。
从单位根检验表中可以看出，四个解释变量均为不平稳序列，经一阶差分后，四个变量在5%的显著性水平下可以拒绝非平稳假设，即四个变量均服从I（1）过程。
3、协整检验。做刻画长期关系的协整检验，因为本文采用样本属于小样本，所以协整检验时采用Johansen协整检验法。在运用该检验法之前，先要确定VAR模型的最优滞后阶。VAR最优滞后阶采用AIC、SC值最小准则来确定。
从表2可知，AIC和SC从3阶到5阶均呈上升趋势，但在2阶升至3阶时出现了波动，秉着VAR最优滞后阶尽可能小的原则，滞后阶在1阶或3阶中选择。根据LR检验来确定最优滞后阶，VAR模型的最优滞后阶确定为3阶。然后进行Johansen检验。
从检验结果看来，迹检验与最大特征值检验均在5%的显著性水平下接受了存在协整方程的原假设，表明剔除经济增长影响的我国外商直接投资与经济增长率，人民币实际有效汇率水平以及汇率波动幅度之间存在长期稳定的协整关系。且协整方程为：
LnFG=125.9074+18.98382lnG-28.67485lnREER+2.167776VOL （2）
从长期均衡方程（2）中可以看出，经济增长对于我国外商直接投资具有促进作用，从我国近年发展的国情来看，我国经济的高速增长确实也是吸引FDI源源不断流入我国的一个重要因素。而人民币实际汇率上升即人民币的升值会削弱FDI的流入，因为我国仍然处于产业加工链的底层，外商直接投资的主要投资方向主要在于制造业等低核心技术附加值的产业上，因此外商对这一块更在意其汇率对其成本的影响，所以币值的上升必然导致在我国投资成本的提高，使得外商产业转移以寻求成本更低的国家。而实证检验中汇率的波动对FDI有小幅的促进作用。由于2005年7月21日起我国实行更富弹性以市场供求为基础浮动汇率制度，因此汇率的波动幅度较汇改之前更宽松，而且近年来我国汇率的持续上扬，促使一些跨国投资者通过汇率波动来赚取利润。而且近年来随着我国一些企业的发展和壮大，不断有本国的企业成长为跨国集团实现走出去对外投资，逐渐在促进双向FDI的流动机制，而汇率波动正是双向FDI流动的驱动力。
4、误差修正模型估计。上面的分析可知外国直接投资与经济增长率，实际有效汇率水平以及汇率波动幅度具有长期的均衡关系。但是在短期来看，FDI可能会偏离长期均衡。因此在协整基础上再建立误差修正（ECM）模型：
【关键词】 经济增长 汇率波动 外商直接投资
一、引言
改革开放以来，中国已成为跨国公司直接投资（FDI）主要的目标市场之一，已超越法国成为全球第二大外商直接投资流入国家，且持续18年稳居发展中国家首位。外商直接投资在我国经济发展中起着越来越重要的作用，不仅能优化资源配置，带来技术外溢、带动我国经济产业升级，也对我国资本存量、经济增长和宏观经济稳定等都起着很重要的作用，工业产值的30％、全国税收的20％、进出口的60％基本都是由外商投资企业来完成。然而，随着国际投资环境的竞争日趋激烈，中国正面临他国引资政策的激烈竞争。
2005年7月，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，人民币汇率不再单一地盯住美元，形成了更富弹性的人民币汇率机制。这表明从此人民币汇率波动幅度将逐步加大，汇率形成机制更趋完善。且至此以后，人民币对美元开始呈现显著、持续地升值态势。而汇率作为决定国内外商品价格和生产要素的相对价格的重要指标，它的波动会影响到货币兑换成本及风险成本，因此是影响FDI的一个重要因素。
国外的相关研究主要基于发达经济体运行的实际数据的技术分析；国内的相关研究一是大多基于2005年汇率改革之前的经济数据，二是关于人民币实际汇率变动与外商直接投资关系的研究结论存在显著差异，有的认为人民币贬值会促进FDI增长，有的认为人民币升值会刺激FDI，还有的认为两者不存在显著联系。基于此，本文试图在国内外既有研究理论成果和技术分析的基础上着重通过计量模型和汇改月度统计数据探讨中国汇率改革后经济增长与人民币实际汇率波动对FDI的实际影响，以便进一步的政策讨论和对策建议。
二、计量模型与数据说明
本文采用误差修正模型（ECM模型）来进行实证分析，基本模型设定如下：
lnFG=?茁0+?茁1ln（G）+?茁2ln（REER）+?茁3VOL+?滋 （1）
之所以采取对数形式是为了有效降低异方差。式中的被解释变量FG代表当年外国直接投资与经济规模的比重（FDI/（1+G）），用经济增长速度来调整经济规模对FDI流动的影响，从而单纯考虑汇率对FDI的影响。解释变量中，G表示中国GDP的增长率；REER代表的是人民币实际有效汇率，它是一种剔除了物价因素，一种货币相对于其他多种货币双边汇率的加权平均数，它综合反映了一国商品相对于外国商品的相对价值，可以全面衡量一国商品在国际市场上的出口竞争力与进口实际成本。而VOL是人民币实际有效汇率的波动率。由于我国不公布月度GDP数据，因此其中的G在文章中用工业增加值的同比增长率代替。
本文采用的是2005年8月至2010年4月的月度数据，人民币实际有效汇率来自国际清算银行网站（BIS），国内生产总值数据来源于中国统计局网站，外国直接投资月度数据来源于中华人民共和国商务部网站，工业增加值的同比增长率来自中经网。数据处理采用SAS8.2与EVIWS6.0软件。
三、计量分析
1、汇率波动幅度（VOL）的度量。本文选取的人民币实际有效汇率数据跨度为2005年8月至2010年4月，共57个样本数据。图1为REER的时序图，图中显示我国货币的实际有效汇率在近几年基本处于一种升值态势。
对样本数据进行平稳性检验，从图2自相关图显示序列自相关系数长期位于零轴的一边，这是具有单调趋势序列的典型特征，因此人民币实际汇率序列为不平稳序列。
根据图1显示人民币实际汇率有一个显著的线性递增趋势，所以考虑使用Autoreg过程建立序列{REERt}关于时间time的线性回归，并检验残序列的自相关性和异方差性。DW检验结果显示残差序列具有显著的正自相关性。
综合考虑，对人民币实际有效汇率建立AR-GARCH模型，模型口径可表达为：
REETt=100.451+0.3072t+ut
ut=0.8451ut-1-0.0113ut-2+?着t
本文根据所拟合的AR-GARCH模型计算出来的月度方差GARCH作为人民币汇率波动的月度波动值，计为VOL，如图3所示。
2、单位根检验。由于大多数时间序列是不平稳的，为防止伪回归的产生，在进行协整分析前必须检验序列的平稳性。因为可能存在高阶自回归，因此本文采用ADF方法对上述四个变量进行检验，检验形式按照AIC准则和SC准则选择。结果如表1所示。
从单位根检验表中可以看出，四个解释变量均为不平稳序列，经一阶差分后，四个变量在5%的显著性水平下可以拒绝非平稳假设，即四个变量均服从I（1）过程。
3、协整检验。做刻画长期关系的协整检验，因为本文采用样本属于小样本，所以协整检验时采用Johansen协整检验法。在运用该检验法之前，先要确定VAR模型的最优滞后阶。VAR最优滞后阶采用AIC、SC值最小准则来确定。
从表2可知，AIC和SC从3阶到5阶均呈上升趋势，但在2阶升至3阶时出现了波动，秉着VAR最优滞后阶尽可能小的原则，滞后阶在1阶或3阶中选择。根据LR检验来确定最优滞后阶，VAR模型的最优滞后阶确定为3阶。然后进行Johansen检验。
从检验结果看来，迹检验与最大特征值检验均在5%的显著性水平下接受了存在协整方程的原假设，表明剔除经济增长影响的我国外商直接投资与经济增长率，人民币实际有效汇率水平以及汇率波动幅度之间存在长期稳定的协整关系。且协整方程为：
LnFG=125.9074+18.98382lnG-28.67485lnREER+2.167776VOL （2）
从长期均衡方程（2）中可以看出，经济增长对于我国外商直接投资具有促进作用，从我国近年发展的国情来看，我国经济的高速增长确实也是吸引FDI源源不断流入我国的一个重要因素。而人民币实际汇率上升即人民币的升值会削弱FDI的流入，因为我国仍然处于产业加工链的底层，外商直接投资的主要投资方向主要在于制造业等低核心技术附加值的产业上，因此外商对这一块更在意其汇率对其成本的影响，所以币值的上升必然导致在我国投资成本的提高，使得外商产业转移以寻求成本更低的国家。而实证检验中汇率的波动对FDI有小幅的促进作用。由于2005年7月21日起我国实行更富弹性以市场供求为基础浮动汇率制度，因此汇率的波动幅度较汇改之前更宽松，而且近年来我国汇率的持续上扬，促使一些跨国投资者通过汇率波动来赚取利润。而且近年来随着我国一些企业的发展和壮大，不断有本国的企业成长为跨国集团实现走出去对外投资，逐渐在促进双向FDI的流动机制，而汇率波动正是双向FDI流动的驱动力。
4、误差修正模型估计。上面的分析可知外国直接投资与经济增长率，实际有效汇率水平以及汇率波动幅度具有长期的均衡关系。但是在短期来看，FDI可能会偏离长期均衡。因此在协整基础上再建立误差修正（ECM）模型：