对外直接投资对人民币实际汇率变动的影响

对外直接投资对人民币实际汇率变动的影响　黄超林　摘要：自汇率体制改革以来，人民币实际汇率呈快速升值趋势，与此同时，我国在对外开放的进程中，对外直接投资净流入快速增　长，两者之间是否存在着一定的影响关系呢，尤其是对外直接投资是否会影响人民币实际汇率的变化及如何影响？本文在对外直接投资能　使得名义汇率变动的结论基础上，采用１９９４－－２０１４年世界８９个国家的非平稳面板数据，通过两个回归模型实证分析了对外直接投资对人　民币实际汇率的影响，得出，对外直接投资的净流入会通过名义汇率的变动使得人民币实际汇率的升值，在对人民币实际汇率的研究中，　不能忽视对外直接投资对其带来的影响。　关键词：对外直接投资；人民币实际ｉｒ－率；名义汇率　引言　模型的设定　在对外直接投资能使得名义汇率变动的结论基础上，我们进行两步　对于开放经济体而言，实际汇率作为衡量一国经济竞争力的重要指　标，一直是学者及政策决策者重点关注内容。梳理现有实际汇率的文献　发现，关于实际汇率影响因素的研究更是丰富多彩，并取得了一些重要　实证回归，通过对比证明对外直接投资会通过名义汇率影响人民币实际　汇率其模型的设定如下：　Ｌｎｒｅｒ‘ｔ＝　０＋　１ＬｎｅＩ＋　２Ｌｎｇｏｖｌ＋　３Ｌｎｔｏｔｌ‘Ｅ＋ａ４ＵｒｂａｎｌＩ　，．，　。，的研究成果，最著名的莫过于由Ｂａｌａｓｓａ（１９６４）和Ｓａｍｕｅｌｓｏｎ（１９６４）　分别提出的巴拉萨一萨缪尔森效应，该理论认为可贸易部门的生产效率　＋　５Ｌｎｌａｂｏｒｌｌｌ＋ａ６Ｌｎｉｎｃｏｍｅ【ｌＩ＋　ｌｌＩ　＋ａ３Ｌｎｔｏｔ￣＋ＯｔＬｎｒｅｒ　＝　０＋　ｌ　。ＤＪ　Ｉ＋ａ２Ｌｎｇｏｖ￣４　ＵｒｂａｎｉＩｆ　，（１）　　，的提高会使得可贸易品的价格提高，由于劳动市场的自由流动，不可贸　易品的工资率也会上升，从而使得不可贸易品价格上升，实际汇率升　值。然而不同的学者通过实证检验对此理论持不同的意见，其中卢锋和　刘鎏（２００７）、胡德宝和苏基溶（２０１３）就认为中国存在巴拉萨——萨　缪尔森效应，而杨长江（２００２）、胡援成和曾超（２００４）认为中国不存　在巴拉萨——萨缪尔森效应。其次，Ｆｒｏｏｔ和Ｒｏｇｏｆ（１９９１）提出的弗如　特一罗格夫效应也实际汇率变动理论中的重要补充，该理论从政府角度　解释了实际汇率变动的原因，认为政府在消费中偏向于不可贸易品，从　而导致不可贸易品价格上升，实际汇率升值。还有的研究则比较的分　散。ＭａｃＤｏｎａｌ和Ｒｉｃｃｉ（２００３）表示净国外资产的变化会通过财富效应　影响实际汇率，本国国外净资产的增加会刺激本国不可贸易品的消费，　影响不可贸易品价格，进而影响实际汇率。Ｄｕ和Ｗｅｉ（２０１１）则提出　男多女少的性别比例失衡会导致不可贸易品相对价格下降和实际汇率贬　值。Ｅｎｇｅｌ（２０１１）和Ｓｉｒｉｃｈａｎｄ（２０１５）认为当本国利率相对外国利率　上升时，本国实际汇率会升值。　然而，相对于以上因素对实际汇率的研究，从对外直接投资角度分　析实际汇率变动的研究并不多见。Ｄｏｍｂｕｓｈ（１９７３）和Ｋｏｓｔｅｌｅｔｏｕ　（２ｏｏｏ）认为ＦＤＩ对实际汇率的影响关键取决于ＦＤＩ的流入是用来国内　消费还是用于资本的积累。ＡｔｈｕｋｏｒＭａ和Ｒａｊａｐａｔｉｒａｎａ（２００３）在对拉丁　美洲及亚洲国家的研究中发现，发展中国家ＦＤＩ的流入会使得实际汇率　贬值。王义中和金雪军（２００６）研究发现在短期内ＦＤＩ的流人不会对人　民币实际有效汇率产生影响，长期则会使得人民不实际有效汇率升值。　王叙果等（２０１２）通过基本划分，得出ＦＤＩ规模的扩大会使得实际有效　汇率升值。　中国自１９９４年实行汇率体制改革以来，人民币实际有效汇率进入　了快速升值通道，以２０１０年为１００为基准，那么人民已经从１９９４年的　６９．６４上升到２０１４年的１１９．０１，年均上涨２．７２％。另一方面，由于　．．＋ＯＬ５ＬｎｌａｂｏｒＩＩｌ＋　６Ｌｎｉｎｃｏｍｅ１．Ｉ＋　Ｉｌｌ　（２）　其中，Ｌｎｒｅｒ为人民币双边实际汇率自然对数，采用间接表示法，对　人民币双边实际汇率的测算，我们用到了ＧＤＰ平减指数；Ｌｎｅ为双边名　义汇率，采用间接法表示，Ｌｎｇｏｖ为外国政府支出占ＧＤＰ的比相对于中　国政府支出占ＧＤＰ的比的自然对数；Ｌｎｔｏｔ为外国贸易条件相对于中国　贸易条件的比的自然对数；Ｕｒｂａｎ为外国城市化率与中国城市化率的差，　城市化率为城镇人口占总人口的比；Ｌｎｌａｂｏｒ为外国劳动人口占比相对于　中国劳动人口占比的自然对数，ＦＤＩ为外国对外直接投资净流人占ＧＤＰ　的比与中国对外直接投资净流占ＧＤＰ的比的差因为对外直接投资净流　入有可能是负值，因此在这里采用差值表示相对对外直接投资；　Ｌｎｉｎｃｏｍｅ为外国相对中国人均收入的自然对数，ｓ为随机误差项；ｉ和￡分　别表示国家和时间。文章中需要用到变量数据均来自世界银行ＷＤＩ数　据库（ｈｔｔｐ：／／ｄａｔａｂａｎｋ．ｗｏｄｄｂａｎｋ．ｏｒｇ／ｄａｔａ）和ＢＶＤ系列数据库中的　ＥＩＵ　Ｃｏｕｎｔｒｙｄａｔａ数据库（ｈｔｔｐ：／／ｗｗｗ．ｃｏｕｎｔｒｙｄａｔａ．ｂｖｄｅｐ．ｃｏｍ）ｏ　数据说明　本文采用来自全世界８９个国家或地区１９９４—２０１４年的面板非平稳　数据做实证分析。模型中的变量政府收入、贸易条件、城市化、劳动人　口占比、人均收入都是在参考相关文献的基础上综合考虑的结果，下面　将介绍这些变量对实际汇率的影响原理。　（一）政府支出　对外开放的不断夸大，我国自外商直接投资净流入从１９９４年２９１．２０　亿人民币增长到２０１４年的５１８．４８亿元人民币，同样增长快速。那么　两者之间是否存在一定的影响关系呢，尤其是对外直接投资的净流入会　否造成人民币实际汇率的升值呢？　因此，本文基于理论研究上的欠缺以及对人民实际汇率更清楚认识　的需要，采用１９９４—２０１４年世界８９个国家或地区的面板数据，研究　ＦＤＩ对人民币双边实际汇率的影响。　ＦＤＩ对人民币实际汇率影响的实证分析　ＦＤＩ对人民币实际汇率的影响会由于ＦＤＩ用处的不同而不同，另一　方面。ＦＤＩ对实际汇率的影响可以通过影响名义汇率从而影响人民币实　际汇率，一国对外资本流人的增加会导致该国名义汇率的升值从而使得　实际汇率升值。由于本文采取的数据是面板数据，因此，探究的是ＦＤＩ　政府作为一个市场参与主体，其消费行为对市场产品需求的影响举　重若轻。一般认为，政府其支出中更加偏好于不可贸易品，因此，一国　政府支出的增加会导致其对不可贸易品需求的增加从而影响其价格导致　实际汇率升值。　（二）贸易条件　贸易条件对实际汇率变动的影响主要有收入效应和替代效应。收入　效应说明的是当一个国家的贸易条件改善时，即出口价格指数和进口价　格指数的比上升，意味着本国用进Ｉ＝１商品表示的收入提高了，从而会导　致对不可贸易品需求的增加，使得实际汇率升值。另一方面，一国贸易　条件的改善会使得进口产品相对于不可贸易品相对价格降低，从而使得　人们从消费不可贸易品转向消费进口产品，从而引起不可贸易品价格下　降，实际汇率贬值。因此，贸易条件对实际汇率变动的影响取决于收入　效应与替代效应的相对大小。　（三）城市化　是否会通过名义汇率进而影响到人民币实际汇率。　城市化对实际汇率的影响会通过供给和需求两方面同时起作用。在　供给方面，当一个国家的城市化水平不断的提高时，会伴随着越来越多　的劳动力向城市转移，其中，贸易品部门由于知识外溢、专业化生产、　规模经济等原因，相对生产率力提高更快，从而使得实际汇率升值。但　同时，更多的劳动力会使得资本劳动比下降，从而使得服务业部门的产　作者简介：黄超林（１９９１．０９一），男，汉，温州，学生，硕士，浙江工商大学，国际金融。　・１　９４・　ｕｓ　ｅｓｓ　品价格下降，实际汇率贬值。在需求方面，当城市化水平提高时，农村　人口进城后的消费结构会发生变化，相对于原有城市居民而言，这部分　的居民相对会更偏好非贸易品，如教育、娱乐、医疗等。这使得非贸易　品相对价格上升而实际汇率升值。因此，综述所述，城市化对实际汇率　变动方向的影响取决于以上影响效果的相对大小。　（四）人口年龄结构　的随机效应回归结果显示，除了劳动人口占比的系数变得不显著外，其　他所有控制变量的系数在１０％的显著性水平下均显著，且系数符号与回　归模型（１）中的结果一致。具体的看，政府支出、人均收入、贸易条　件的系数分别为一０．１６８４、一０．４６３８及一０．２６０６，表明相对于中国，　当我国的政府支出、人均收入以及贸易条件上升一单位时，人民币实际　汇率就会相应的贬值０．１６８４、０．４６３８及０．２６０６个单位。城市化的系　数为０．８１２３，意味着相对中国，外国城市化提高增加一单位时，人民　人口年龄结构可分为少年少年人口占比（０一ｌ４岁）、劳动人口占　比（１５—６４岁）、老年人口占比（６５岁以上）。人口年龄结构变化对实　际汇率的影响主要体现在消费结构上的差异。当一个国家的少年人口和　老年人口占比上升时，对其对非贸易品的需求会上升，例如，儿童需要　更多的教育，老人需要更多的护理保健等，因此非贸易品的价格会上　升，从而导致实际汇率升值。　（五）人均收入　人均收入对实际汇率的影响主要通过对不可贸易品的消费而传导，　当一国的人均收入上升时，对不可贸易品的需求也会上升，不可贸易品　的价格上升，从而实际汇率上升。　实证结果分析　币实际汇率就会升值０．８１２３。对外直接投资系数为一０．１８０９，说明相　对中国，外国对外直接投资净流人增加一单位时，人民币实际汇率就会　贬值０．１８０９。对比模型（１）和模型（２）的控制变量的回归系数，基　本上无明显变化，而名义汇率与对外直接投资的系数均为显著，且系数　符号符合理论预期，因此，回归的结果稳健。　结论　本文在对外直接投资能使得名义汇率变动的结论基础上，采用　１９９４－－２０１４年世界８９个国家的非平稳面板数据，通过两步实证回归探　究了对外直接投资对人民币实际汇率的影响，得出，中国对外直接投资　固定效应回归以及随机效应回归，并依据Ｈａｕｓｍａｎ检验确定最终回　归模型。所得的实证结果如下：　表１　人民币双边实际汇率的回归结果　ｌｎｒｅｒ　的净流人会使得名义汇率升值，从而使得人民币实际汇率升值。从汇率　体制的改革以来，人民币实际汇率进入了快速的上升通道，与此同时，　我国在不断的对外开放过程中，对外直接投资净流入呈持续增长现象。　在研究人民币实际汇率的影响因素过程中，不可忽视对外直接投资对其　产生的影响。（作者单位：浙江工商大学）　参考文献：　（１）　ＦＥ　一（２）　ＲＥ　ＦＥ　一Ｏ．１６ｏ６…　ＲＥ　一０．１６８４…　［１］　Ａｔｈｕｋｏｒａｌａ　Ｐｒｅｍａ—Ｃｈｒａ，Ｒａｊａｐａｔｉｒａｎａ　Ｓａｒａｔｈ．Ｃａｐｉｔａｌ　Ｉｎｆｌｏｗｓ　ａｎｄ　ｔｈｅ　Ｒｅａｌ　Ｅｘｃｈａｎｇｅ　Ｒａｔｅ：Ａ　Ｃｏｍｐａｒａｔｉｖｅ　Ｓｔｕｄｙ　ｏｆ　Ａｓｉａ　ａｎｄ　Ｌａｔｉｎ　Ａ－　０．１３３０…　一０．２１９５…　Ｌｎｇｏｖ　（０．０２９２）　一（０．０４９６）　～０．３３０８…　（０．０３００）　（０．０３００）　Ｌｎｉｎｃｏｍｅ　Ｕｒｂａｎ　０．４２６６…　（０．一０．４５４０…　一０．４６３８…　０２７１）　１５１０）　（０．０３２３）　１．５８７３…　（０．０２７９）　０．７８７６…　（０．０２７８）　０．８１２３…　１．Ｏ２７５…　（０．ｍｅｆｉｃａ［Ｊ］．Ｗ０ｄｄ　Ｅｃｏｎｏｍｙ，２００３，２６（４）：６１３—６３７．　［２］　Ｂａｌａｓｓａ，Ｂ．Ｔｈｅ　Ｐｕｒｃｈａｓｉｎｇ—Ｐｏｗｅｒ　Ｐａｒｉｔｙ　Ｄｏｃｔｉｒｎｅ：Ａ　Ｒｅａｐｐｒａｉｓｌ　ａ［Ｊ］．Ｔｈｅ　Ｊｏｕｒｎａｌ　ｏｆ　Ｐｏｌｉｔｉｃａｌ　Ｅｃｏｎｏｍｙ，１９６４，７２（６）：５８４—５９６．　［３］Ｄｏｍｂｕｓｃｈ　Ｒ．Ｍｏｎｅｙ，ｄｅｖａｌｕａｔｉｏｎ　ａｎｄ　ｎｏｎ—ｔｒａｄｅ　ｇｏｏｄｓ［Ｊ］．Ａ－　ｍｅｒｉｃａｎ　Ｅｃｏｎｏｍｉｃ　Ｒｅｖｉｅｗ，１９７３，（６３）：８７１—８８０．　（０．１９４７）　一０．２８４１　（０．１５２９）　Ｏ．１０６８　（０．１５２７）　Ｏ．０８ｌ８　Ｌｎｌａｂｏｒ　Ｌ０．Ｏ４８６‘　（０．１０６３）　—（Ｏ．１４７７）　一０．４２５８…　（０．１０９３）　一０．２６０１…　（０．１０９１）　一０．２６０６…　［４］　Ｄｕ　Ｑ．，Ｗｅｉ　Ｓ．Ｊ．Ｓｅｘ　Ｒａｔｉｏｓ　ｎｄ　ａＥｘｃｈａｎｇｅ　Ｒａｔｅｓ［Ｊ］．Ｓｏｃｉｌａ　Ｓｃｉ　ｅｎｃｅ　Ｅｌｅｃｔｒｏｎｉｃ　Ｐｕｂｌｉｓｈｉｎｇ，２０１　１．　Ｏ．２７１８…　ｎｔｏｔ　Ｌｎｅ　（０．０２０４）　（０．０３９２）　０．６８８４…　（０．０２１０）　（０．０２１０）　０．１Ｏ２７…　（０．Ｏ１１６）　ＬｎＦＤＩ　（Ｏ．０１３７）　一［５］　Ｅｎｇｅｌ，Ｃ．Ｍ．Ｔｈｅ　Ｒｅａｌ　Ｅｘｃｈａｎｇｅ　Ｒａｔｅ，Ｒｅａｌ　Ｉｎｔｅｒｅｓｔ　Ｒａｔｅｓ，ａｎｄ　ｔｈｅ　Ｒｉｓｋ　Ｐｒｅｍｉｕｍ［Ｊ］．Ｓｏｃｉａｌ　Ｓｃｉｅｎｃｅ　Ｅｌｅｃｔｒｏｎｉｃ　Ｐｕｂｌｉｓｈｉｎｇ，２０１　１．　［６］　Ｆｒｏｏｔ，Ｋ．Ａ．ａｎｄ　Ｒｏｇｏｆｆ．Ｋ．Ｇｏｖｅｒｎｍｅｎｔ　Ｃｏｎｓｕｍｐｔｉｏｎ　ａｎｄ　ｔｈｅ　Ｒｅａｌ　Ｅｘｃｈａｎｇｅ　Ｒａｔｅ：Ｔｈｅ　Ｅｍｐｉｉｃａｌｒ　Ｅｖｉｄｅｎｃｅ．０．１７４６　一０．１８０９’　Ｈａｒｖａｒｄ　Ｂｕｓｉｎｅｓｓ　（０．０８９７）　０．７９４９…　０．２１０９…　０．９４１８…　（０．０９０１）　０．８６３６…　Ｓｃｈｏｏｌ，１９９１．　［７］　Ｋｏｓｔｅｌｅｔｏｕ　Ｎ，Ｌｉａｒｇｏｖａｓ　Ｐ．Ｆｏｒｅｉｇｎ　Ｄｉｒｅｃｔ　Ｉｎｖｅｓｔｍｅｎｔ　ａｎｄ　Ｒｅａｌ　Ｅｘ．　（０．０３４０）　Ｒ　Ｎ　（０．０６５８）　０．２１１ｌ　１４１３　（０．０３１５）　Ｏ．３４９７　１４０７　（０．２５０９）　０．３４９６　ｃｈａｎｇｅ　Ｒａｔｅ　Ｉｎｔｅｒｌｉｎｋａｇｃｓ［Ｊ］．Ｏｐｅｎ　Ｅｃｏｎｏｍｉｅｓ　Ｒｅｖｉｅｗ，２０００，ｌ１　［８］　（２）：１３５—１４８．　Ｍａｃｄｏｎａｌｄ　Ｒ，Ｒｉｃｃｉ　Ｌ　Ａ．ＰＰＰ　ａｎｄ　ｔｈｅ　Ｂａｌａｓｓａ　Ｓａｍｕｅｌｓｏｎ　Ｅｆｆｅｃｔ　０．３８ｌ９　［Ｊ］．Ｉｍｆ　Ｗｏｒｋｉｎｇ　Ｐａｐｅｍ．２００１．　［９］　Ｒｏｇｏｆｆ　Ｋ．Ｔｈｅ　Ｐｕｒｃｈａｓｉｎｇ　Ｐｏｗｅｒ　Ｐｕｚｚｌｅ［Ｊ］．Ｊｏｕｒｎａｌ　ｏｆ　Ｅｃｏｎｏｍｉｃ　Ｌｉｔｅｒａｔｕｒｅ，１９９６．　Ｈａｕ￣ｎＲｎ　０．ｏｏ００　０．３１５８　注：表中各个变量系数下面的括号中是标准差，　、　和　［１０］　Ｓａｍｕｅｌｓｏｎ，Ｐ．Ａ．Ｔｈｅｏｒｅｔｉｃａｌ　Ｎｏｔｅｓ　Ｏｎ　Ｔｒａｄｅ　Ｐｒｏｂｌｅｍｓ『Ｊ１．Ｔｈｅ　Ｒｅｖｉｅｗ　ｏｆ　Ｅｃｏｎｏｍｉｃｓ　ａｎｄ　Ｓｔａｔｉｓｔｉｃｓ，１９６４，４６：１４５—１５４．　分别对应１％、５％和１０％的显著性水平。Ｈａｕｓｍａｎ显示的结果是Ｐ值。　表１显示的是实证回归的结果，其中（１）表示的是名义汇率和其　他不可贸易因素与人民币实际汇率的回归模型，（２）表示的是对外直　接投资和其他不可贸易因素与人民币实际汇率的回归模型。ＦＥ代表着　固定效应模型，ＲＥ代表着随机效应模型。从模型的角度看，名义汇率　与实际汇率的回归中豪斯曼检验值为０．００００，表示强烈支持固定效应，　而将名义利率替换成对外直接投资后，在对模型的豪斯曼检验时发现，　其Ｐ值为０．３１５８，替换变量后的回归更适合于随机效应模型。从解释　变量的回归系数来看，模型（１）中固定效应回归结果显示，所有的解　释变量在１０％的显著性水平下均显著，其中，政府支出、人均收入的系　数均为负的，这于我们的理论分析相一致，我国政府消费的增加、人均　收入的增长都会通过增加不可贸易品的消费使得我国不可贸易价格上　升，人民币实际汇率升值。城市化的系数为正，说明我国的城市化主要　通过资本劳动比的改变影响不可贸易品价格，从而影响人民币实际汇　率。劳动人口占比的系数为负，说明我国劳动人口的增加会相对减少不　可贸易品的消费，不可贸易品价格下降，人民币实际汇率贬值。贸易条　件系数为负，说明我国品贸易条件对实际汇率的影响中收入效应大于替　代效应。名义汇率的系数为正，同样与理论分析相一致。模型（２）中　［１１］　Ｓｉｒｉｃｈａｎｄ，Ｋ．，Ｖｉｖｉａｎ，Ａ．，Ｗｏｈａｒ，Ｍ．Ｅ．Ｅｘａｍｉｎｉｎｇ　ｒｅｌａ　ｉｎ—　ｔｅｒｅｓｔ　ｐａｒｉｔｙ：ｗｈｉｃｈ　ｃｏｍｐｏｎｅｎｔ　ｒｅｖｅｒｔｓ　ｑｕｉｃｋｅｓｔ　ａｎｄ　ｉｎ　ｗｈｉｃｈ　ｒｅｇｉｍｅ？　［Ｊ］．Ｉｎｔｅｒｎａｔｉｏｎａｌ　Ｒｅｖｉｅｗ　ｏｆ　Ｆｉｎａｎｃｉｌａ　Ａｎａｌｙｓｉｓ，２０１５，３９（５）：　７２—８３．　［１２］　［１３］　［１４］　［１５］　［１６］　胡德宝，苏基溶．政府消费、贸易条件、生产率与人民币汇率　基于巴拉萨一萨缪尔森效应的扩展研究［Ｊ］．金融研究，　２０１３（１Ｏ）：４２—５４．　胡援成，曾超．中国汇率制度的现实选择及调控［Ｊ］．金融研　究，２０ｏ４（１２）：５９—７４．　卢锋，刘鎏．我国两部门劳动生产率增长及国际比较（１９７８—　２００５）——巴拉萨一萨缪尔森效应与人民币实际汇率关系的重　新考察［Ｊ］．经济学，２００７（２）：３５７＿３８０．　王叙果，范从来，戴枫．中国外汇资本流动结构对实际有效汇　率影响的实证研究［Ｊ］．金融研究，２０１２，０４期：７１—８３．　王义中，金雪军．外商直接投资、实际ｉｒ－率升值与政策选择一　基于中国的经验研究［Ｊ］．数量经济技术经济研究，２００６（８）：　——７８—７９．　ｓｉｎ商ｅＳｓＩ．１　９５・