人民幣匯率、FDI和經濟增長的非對稱關系研究

藍樂琴

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

關鍵詞： 人民幣匯率；FDI；經濟增長

中圖分類號： F8202 文獻標識碼： A

文章編號： 1000176X（2015）09012107

一、引 言

近年來中國經濟持續快速增長，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濟增長的影響也越來越顯著。一般認為，開放經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模的關鍵因素，而FDI則是匯率影響一國經濟增長的主要傳導途經之一[1]。據此，研究人民幣匯率、FDI和經濟增長之間的關系，并進一步認識在不同狀態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流入和穩定經濟增長具有重要意義。

針對匯率與經濟增長的研究文獻，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濟增長的結論。以上兩種觀點在經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]分析了匯率通過貿易、投資和資產負債表等不同渠道影響產出，其變動對產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，但統計上不顯著。

對匯率與FDI關系的研究從理論上看，匯率主要通過相對生產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關系尚無確切結論，多數學者如Klein和Rosengren[10]等的研究結論表明，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]研究結果表明人民幣貶值對吸引FDI的作用長期內不明顯，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與東道國經濟增長的關系，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逆差而導致的外匯短缺?，F有研究大多數贊同FDI能促進東道國的經濟增長，如Hermes和Lensink[14]、Chakraborty和Nunnenkamp[15]均支持這種結論。但也有學者持不同觀點，Alfaro等[16]采用1975—1995年的多國數據進行分析，得出FDI對經濟增長的影響是不確定的。費宇和王江[17]用面板平滑轉換模型分析了FDI對中國不同地區經濟增長的影響，認為FDI對經濟增長的影響是非線性的，FDI對地區經濟增長的效應是否顯著取決于該地區多種經濟條件。

現有研究已取得較為豐富的成果，但也存在一些不足：絕大多數研究僅在分析人民幣匯率、FDI以及經濟增長之間的兩兩關系上，鮮有學者將三者結合起來考慮，且采用線性模型分析的居多，在兩兩關系討論時也未得出一致結論。本文認為之所以存在差異性結論，是由于FDI或經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據的不同，得到的具體結論也不盡相同。為進一步研究匯率與經濟增長之間的關系，須關注兩者間的傳導機制，FDI便是其中重要的傳導因素之一。由于匯率變動在經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，利用帶有區制轉換特征的Markov區制轉移向量自回歸模型（Markov Switching Vector Autoregressive Model，MSVAR）分析匯率變動的經濟增長效應，以期進一步理解匯率變動通過中間傳導因素FDI作用于經濟增長的規律。

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，呈現快速增長的趨勢，成為促進中國經濟發展的重要力量。FDI促進東道國經濟增長的機制實質上屬于資本推動，還包括技術外溢等效應，對該國經濟社會發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濟增長取決于不同的經濟條件，匯率貶值或升值對經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，構建包含人民幣實際有效匯率、FDI和經濟增長的非線性MSVAR。

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

三、經驗分析和結果

（一）變量選取與主要變量的區制轉換特征

考慮到1994年中國進行了人民幣匯率制度改革，本文選取季度數據，樣本期為1994年第1季度至2014年第1季度。所選擇的經濟變量包括人民幣實際有效匯率、實際國內生產總值和實際FDI。其中，人民幣實際有效匯率為2010年=100的數據序列，來源于各期國際金融統計年鑒IFS數據庫，數值變大表示匯率升值；由于缺乏季度國內生產總值平減指數，實際GDP數據可通過國家統計局公布的名義GDP數據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平均匯率數據計算得出），進而得到其每季度數據，再將變量除以CPI（經2010年1月=100的定基計算后求得季度平均值）得到實際FDI。為使數據適合所采用的模型，處理數據時將實際GDP、實際FDI數據進行X12季節調整，而后計算各自增長率得到的變量分別衡量經濟增長和FDI，對人民幣實際有效匯率數據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制轉變，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，所有變量都是平穩的，且跡檢驗表明變量間存在顯著的協整關系。由于使用的模型估算參數相對較少，因而采用極大似然估計，并根據AIC、HQ及SC等信息準則確定模型的自回歸階數p。

由表3可見，變量的變動特征分為兩個區制，模型非線性檢驗LR統計量皆顯著，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。同一區制的持續期計算公式為D（si）=1/（1-pii），以匯率變量為例，升值狀態的持續期高于貶值狀態，貶值狀態得以維持的概率為0855，說明貶值狀態的平均持續期約為7個季度（1/（1-0855）=6897）；升值狀態得以維持的概率為0890，意味著升值狀態的平均持續期約為9個季度（1/（1-0890）=9091）。同理，經濟增長處于擴張狀態的持續期要高于緊縮狀態的持續期，剩下樣本期間內則處于平穩增長狀態。

（二）匯率變動的非線性效應

匯率影響經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作為匯率影響經濟增長的主要傳導途經，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濟增長的非線性效應，根據 AIC、HQ、SC準則和LR值來確定MSVAR的最優形式為一個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）′，該模型設定表示產出增長受FDI和實際有效匯率的共同影響。模型滯后階數可由AIC、HQ及SC等信息準則確定，發現MSMH（2）-VAR（2）模型的解釋能力較強，采用極大似然估計法經過有限次迭代，得到參數極大似然估計值、區制狀態和轉移概率估計，估計結果如表4所示。

表4 MSMH（2）-VAR（2）模型估計結果

參 數 Δreert

Δ

瘙 楋 dit

Δyt

MSMH（2）-VAR（2）

區制1均值

0072（0846）

1087（7328）

2142（0419）

區制2均值

1310（1130）

1530（8931）

2663（0547）

自回歸系數

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）

區制1標準差

1943

13127

0286

區制2標準差

1564

10684

0807

p00

0947

p11

0895

AIC

13893

對數似然值

-503812

LR統計量 42807

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

注：括號里的數字為標準差。

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

人民幣匯率正向變動（即升值）在樣本期間內對FDI及產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產生顯著的負向影響（系數為-1332），意味著人民幣升值會抑制FDI流入，符合相對生產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出增長同樣也為負向影響（系數為-0068），且統計顯著，這與中國實際情況相符，匯率升值后將降低凈出口貿易，從而使經濟增長放緩，該結論與國內部分學者如潘錫泉和郭福春[13]研究結論一致。FDI增長與產出呈正相關關系，FDI滯后二期對產出增長具有顯著的促進作用（系數為0013），這也符合大多數文獻的結論。轉移概率矩陣為： 0947 00530105 0895 ，可見，各變量的不同區制之間具有一定的對應關系，經濟由區制1向區制2的轉移概率為0053，而區制2向區制1的轉移概率為0105，存在著轉移概率上的非對稱性。從區制狀態持續期估計如表5所示，經濟處于低位運行狀態區制1的持續性要大于高位運行狀態區制2的持續性，區制2在樣本期內的頻率為664%，其持續期為19個季度，而區制1頻率為336%，其持續期為9個季度。

在國內外環境穩定狀態下，區制1描述的經濟低位運行狀態的區制濾波和平滑概率，如圖1所示，區制2描述的經濟高位運行狀態的區制濾波和平滑概率，如圖2所示。

圖1 區制1的濾波和平滑概率

從圖1可以看出，中國經濟在所研究的樣本區間內，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，受2008年金融危機影響，2008—2009年間出現一定程度的狀態頻繁轉換，最終在2009年年底后步入持續穩定的較低速增長的低位運行時期。以上在樣本期內模型得出的區制劃分總體上符合國內經濟環境變化的各個時期，且經濟擴張區制和緊縮區制概率未出現頻繁改變，表明在樣本期間各變量周期波動的態勢是平穩的。

圖2 區制2的濾波和平滑概率

（三）不同區制的脈沖響應分析

為分析不同區制下匯率變動對FDI和產出增長的動態響應異同，采用累積脈沖響應，FDI和產出增長變動對人民幣實際有效匯率變化的脈沖響應，結果如圖3所示，由圖3可見，不同區制下實際有效匯率變化對FDI和產出波動的影響各有不同，在區制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，而后逐漸穩定趨于0。在區制2時，匯率變化使FDI和產出增長在開始時發生明顯的負向反應，其余時期的響應函數變化規律與區制1大致相同，但根據縱軸的刻度顯示可見兩個區制的響應幅度有所差別，在區制2時的響應程度略高于在區制1時的響應程度，即經濟高位運行時期實際匯率變動產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出的影響?？傮w上看，這兩種狀態下實際匯率正向變動不利于FDI和產出增長，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出擴張的觀點值得商榷，本文的經驗分析表明在中國無論人民幣匯率升值幅度如何，對于產出的影響在長期內都是負向的。

圖3 區制1、區制2時FDI和產出對匯率變化的脈沖響應

如圖4所示，FDI對產出的影響在不同區制有著不同的特點，區制1時FDI增長的一個正向沖擊在短期內快速加劇產出增長，在2季度時達到正向最大值，而在3季度時逆轉為負向最大值并持續一個季度，隨后逐漸向0收斂直至消失。在影響程度上，FDI變動產生的正向影響要大于負向影響，且正向影響的持續時期也較長，總的來看，FDI增長有利于產出增長。而在區制2時，FDI增長的一個正向沖擊使產出增長產生負向變化，在1季度內減少（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，在不同區制下FDI變動的產出效應存在明顯的非對稱性。

圖4 區制1、區制2時產出對FDI變化的脈沖響應

四、結論與啟示

本文采用1994—2014年的季度數據，通過建立MSVAR經驗分析了以FDI作為傳導機制，人民幣實際有效匯率、FDI和經濟增長的相互間非線性和非對稱動態關系，得出如下結論：

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

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

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

以上結論對政府識別區制轉移進而實行相應的宏觀經濟政策有著重要參考價值。需建立和完善中國宏觀經濟監控體系， 并充分考慮政策滯后性和提高政策預見性，從而能夠依據宏觀經濟運行現狀適時調控政策擴張和收縮力度，減輕外在沖擊對經濟的不利影響。同時，由于人民幣升值對經濟增長的影響存在不對稱性，政府制定和適時推出宏觀經濟政策措施時需考慮在不同區制下的政策效果，采取非對稱的政策力度操作：當經濟處于低位運行狀態時，人民幣匯率的傳導效應對經濟增長起反方向作用力度較小，政策力度要稍小，反之，經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，充分發揮匯率政策的效用以保持經濟平穩較快發展。

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（責任編輯：于振榮）