第 3 期冯套柱等 : 基于产业结构视角的人民币实际有效汇率对 FDI 的影响引言人民币汇率制度最初是以市场供求为基础, 有管理的, 单一的浮动汇率制度自 2001 年中国正式加入世贸组织后, 我国经济进一步与世界经济融合, 单一的汇率制度不能反映经济的快速发展, 并且在某种程度

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1 第 34 卷第 3 期 20 年 05 月西安科技大学学报 JOURNALOFXI ANUNIVERSITYOFSCIENCEANDTECHNOLOGY Vol.34 No3 May20 文章编号 : (20) 基于产业结构视角的人民币实际有效汇率对 FDI 的影响二冯套柱, 黎靖 ( 西安科技大学管理学院, 陕西西安 ) 摘要 : 中国共产党十八届三中全会在中共中央关于全面深化改革若干问题的决定中明确提出 : 完善人民币汇率市场化形成机制, 推动资本市场双向开放, 放宽投资准入, 推进服务业领域有序开放, 放开服务业领域外资准入限制人民币汇率与 FDI 又一次成为讨论的热点问题, 继续推进人民币汇率市场化形成机制, 更为重要的是经济增长以侧重 GDP 为主转变为内涵式发展扩大外商投资领域有力推进经济结构战略性调整优化产业结构从产业结构的视角, 采用 Johansen 协整检验与 Granger 因果检验, 通过对人民币实际有效汇率与 FDI 的关系进行实证分析表明 : 人民币实际有效汇率对第一产业第二产业第三产业的 FDI 均存在长期均衡发展关系 ; 人民币实际有效汇率对第三产业的 FDI 影响最大, 其次是第一产业, 再次是第二产业关键词 : 实际有效汇率 ;FDI; 产业结构 ;Johansen 检验 ;Granger 因果中图分类号 :F832 文献标志码 :A InfluenceofRMBrealefectiveexchangerateon FDIbasedonperspectiveofindustrialstructure FENGTaozhu,LIJing (ColegeofManagement,Xi anuniversityofscienceandtechnology,xi an710054,china) Abstract:TheThirdPlenarySesionoftheeighteenthputforwardclearlyintheCCPdecisionofthesev eralisuesoncomprehensivelydeepeningthereform:improvethemarketizationformationmechanismof RMBexchangerate,promotethecapitalmarketstwowayopen,easetheinvestmentacces,andpromote theservicesectortoopenorderly,andopentheforeigninvestmentaccesoftheservicefield.rmbex changerateandfdibecomeahotisueonceagain,themarketizationformationmechanism shouldbe continuedtopushforward.themoreimportantisthateconomyfocusedongdpshouldbeshiftedtothe connotativedevelopment,expandtheareaofforeigninvestment,powerfulyimpelthestrategicadjustment ofeconomicstructureandoptimizetheindustrialstructure.thispapercariedouttheempiricalanalysis ontherelationshipofrmbrealefectiveexchangerateonfdiusingjohansencointegrationtestand Grangercausalitytestfromtheperspectiveofindustrialstructure.Finaly,thispaperconcludesthatthe longtermbalanceddevelopmentisexistedbetweenthermbrealefectiveexchangerateandthefdiof threeindustry;theefectofthermbrealefectiveexchangerateonfdiofthethirdindustryisthelar gest,andthesecondistheotherindustry. Keywords:realefectiveexchangerate;FDI;industrialstructure;Johansen;Granger 收稿日期 : 基金项目 : 国家自然科学基金 ( ); 陕西省教育厅科学研究计划 (11JK0055) 通讯作者 : 冯套柱 (1964-), 男, 陕西渭南人, 教授, fengtz@xust.edu.cn

2 第 3 期冯套柱等 : 基于产业结构视角的人民币实际有效汇率对 FDI 的影响引言人民币汇率制度最初是以市场供求为基础, 有管理的, 单一的浮动汇率制度自 2001 年中国正式加入世贸组织后, 我国经济进一步与世界经济融合, 单一的汇率制度不能反映经济的快速发展, 并且在某种程度上与经济发展的宏观目标不协调 [1] 2005 年, 中国人民银行宣布, 经国务院批准我国的汇率制度将进行改革 : 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 ; 不再是单一的浮动机制, 而是形成极富有弹性的人民币汇率制度改革以来, 人民币汇率的发展态势一直持续上升吸收外资是我国对外开放基本国策的重要内容, 推进人民币汇率改革, 完善人民币汇率市场化形成机制, 进一步落实对外开放政策, 发展国际金融市场, 是建设中国特色社会主义市场经济体制伟大实践之一 FDI 作为国际金融市场的重要组成部分, 近些年来,FDI 快速发展, 规模逐步扩大, 质量和水平不断提高, 取得了举世瞩目的成就据商务部通报,2013 年, 我国吸收外资平稳回升, 呈现稳定的发展态势, 全年实际使用外资亿美元, 同比增长 5.25%, 并具有 3 个显著特点 : 一是服务业实际使用外资首次占比过半, 达到 6.51 亿美元, 同比增长.15%, 在全国总量中的比重为 52.3%, 其中社会福利保障业电气机械修理业娱乐服务业增长较快 ; 制造业实际使用外资金额外资金额亿美元, 同比下降 6.78%, 在全国总量中的比重为 38.7%, 其加工炼焦及核燃料加工业, 水产品加工增长较快 ; 农林牧渔业实际使用外资金额 18 亿美元, 同比下降 12.71%, 在全国总量中的比重为 1.53%. 二是欧美对华投资回升较快, 美国对华实际投入外资金额亿美元, 同比增长 7.13%; 欧盟 28 国对华实际投入外资金额 72. 亿美元, 同比增长 18.07% 三是中西部地区实际使用外资增长高于全国平均水平中部地区实际使用外资金额 101 亿美元, 同比增长 8.79%; 西部地区实际使用外资金额亿美元, 同比增长 6.96%; 东部地区实际使用外资金额亿美元, 同比增长 4.72%. 在全国吸收外资总量中, 东中西部地区所占比重分别为 78.45%,.7% 和 6.85%. 中西部地区占比首次超过 20%. 中国人民银行行长周小川在十八大会议上表示, 将继续推进人民币汇率改革, 主要目的是为了增加贸易便利化北京大学中国战略研究中心研究员郭夏认为, 中国现在已经到了一个拐点, 以侧重 GDP 为主的经济应该转向以 FDI 为主他在做客经济热点面对面栏目时表示 : 今后在考量各地经济发展的时候, 应该把 FDI 作为一个很重要的衡量指标可见人民币汇率与 FDI 之间的关系一直以来都是国际经济研究的热点问题,Froot 与 Stein 发现引致更多 FDI 的原因是美元汇率的贬值 [2] Caves 的研究也证明, 投资国货币相对美元的升值, 是解释投资国对美国直接投资的重要原因之一 [3-4] 国内也有许多学者分析了两者的关系, 邱立成和刘文军分析得出人民币贬值能够促进 FDI 的流入 [5] 胡邦勇实证分析了实际汇率变动与我国 FDI 之间的关系, 得出短期内人民币实际汇率贬值将使 FDI 增加 [6] 然而大部分的学者都是从宏观主体的视角分析人民币实际汇率与 FDI 的相互关系, 较少有学者从产业结构的视角分析研究两者的关系党的十八大报告指出, 推进经济结构战略性调整是加快转变经济发展方式的主攻方向, 必须以改善需求结构优化产业结构, 因此基于不同产业的视角分析人民币实际有效汇率与 FDI 之间的关系具有重要的现实意义文中选取了年的相关数据, 从不同产业结构的视角对人民币实际有效汇率对 FDI 的关系进行实证分析, 力求探索人民币实际有效汇率对不同产业 FDI 的影响和相互关系一方面, 可以为国际金融与不同行业的国际贸易提供理论支持 ; 另一方面, 为我国汇率市场化政策走向与不同产业结构的 FDI 投资利用以及产业结构调整优化提供参考和借鉴 1 FDI 与我国产业结构的发展现状 1.1 我国三次产业结构的发展现状我国三次产业结构的发展趋势与大部分工业国发展趋势相一致从图 1 可以看出, 年三大产业占 GDP 比重的变化, 我国产业结构总体趋势是第一产业持续下降, 第二产业相对稳定, 第三产业平稳增长就数据而言, 从 1997 年到 2011 年, 第一产业由近 20% 下降到 10%, 第二产业维持在 40% ~50% 之间, 第三产业由 30% 多上升到近 50%. 总体上看, 我国的产业结构变迁基本符合产业结构调整的基本规律, 逐步摆脱了第一

3 358 西安科技大学学报 20 年产业基础薄弱第二产业发展不均衡水平低下的现状, 第一产业比重下降, 第二产业比重上升, 产业结构逐渐趋于合理, 基本实现了产业结构调整与合理化阶段的任务, 并向优化和升级的方向发展, 国民增长主要由第一产业第二产业增长开始转变为由第二产业带动 [7] 图年三大产业占 GDP 的比重 Fig.1 ThreeindustryintheshareofGDP duringtheyear 数据来源 : 国家统计局数据库 1.2 FDI 与我国产业结构的发展现状总体来看,FDI 投向 3 次产业的占比趋势 : 第一产业占比低 ; 第二产业占比逐年上升 ; 第二产业占比相对平稳!"# $%& 图年 FDI 与我国产业结构发展趋势 Fig.2 TrendsofFDIandChina sindustrialstructure duringtheyear 数据来源 : 国家统计局数据库从图 2 可以看出, 年 FDI 与我国产业结构发展趋势,FDI 的实际投资额呈现上升趋势, 在三大产业中以投向第二产业为主, 第二产业的实际投资额占 FDI 实际投资额的 50% 以上, 2005 年出现下滑, 年金融危机期间出现上升后趋于平稳 ; 而第三产业的实际投资额低于第二产业, 年第三产业的实际投资额占 FDI 还不足 30%,2001 年中国正式加入 WTO 以后, 服务市场的开放度提高, 第三产的实际投资额逐年上升, 从最初 2001 年的万美元 (23.05%) 增长到 2011 年的万美元 (48.%), 涨幅高达 5 倍之多第一产业的实际投资额占 FDI 的实际投资额极低且发展平稳, 可见第一产业并非 FDI 的重点 [7] 2 人民币实际有效汇率对不同产业 FDI 的实证分析 2.1 模型的建立根据人民币实际有效汇率与 FDI 的相互影响关系, 建立计量经济模型 lny=α+βlnx+γ. 其中 lny 是指某个行业 FDI 的对数值 ;lnx 是指人民币实际有效汇率的对数值 ;α 为常数项 ;γ 为残差项建立该计量模型对数据进行对数处理主要是为了减少数据样本的异方差性 [8-9] 2.2 样本的选取与数据的来源为了从不同产业结构的角度考察 FDI 受汇率的影响情况, 特别从第一产业第二产业第三产业中分别选取典型也是比较热点的 5 个行业农林牧渔业制造业建筑业金融业和房地产业, 通过收集人民币实际有效汇率和相关行业 FDI 数据, 其中, 农林牧渔业制造业建筑业和房地产业样本数据区间为 1997 年至 2011 年, 金融行业的样本数据区间为 1999 年至 2011 年, 各行业 FDI 数据来源于国家统计局数据库, 人民币实际有效汇率来源于国际清算银行 (BIS) 数据库 2.3 时间序列数据的平稳性检验现实经济中, 大部分时间序列数据受多种因素影响往往都是非平稳序列, 若直接进行回归分析可能导致伪回归现象, 因此, 在首先要对变量进行平稳性检验采用 ADF 单位根检验法分别对农林牧渔业 lny 1, 制造业 lny 2, 建筑业 lny 3, 金融业 lny 4, 房地产业 lny 5 以及人民币实际有效汇率 lnx 变量的时间序列进行平稳性检验, 结果见表 1. 从表 1 的 ADF 单位根检验结果可以看出, 对于时间序列数据的单位根检验, 其 ADF 统计值为 , 皆大于在 10% 水平下的临界值 ,5% 水平下的临界值以及 1% 水平下的临界值 , 且其 P 值为 , 表明无论在 1%,5% 还是在 10% 的置信水平下, 都不能拒绝农林牧渔业 FDI 原时间序列 lny 存在单位根的假设, 因此, 应该接受农林牧渔业 FDI 时间序列存在单位根的原假设, 即可以认为农林牧渔业 FDI 时间序列是非平稳的同理, 制造业, 建筑业, 金融业, 房地产业以及人民币实

4 第 3 期冯套柱等 : 基于产业结构视角的人民币实际有效汇率对 FDI 的影响 359 际有效汇率 lnx 的时间序列也是非平稳的表 1 原始序列 ADF 单位根检验结果 Tab.1 ADFunitroottestresultsoftheoriginalsequence 显著水平下的检验值变量检验形式 (C,T,K) ADF 检验值 P 值 1% 水平 5% 水平 10% 水平检验结果 lny 1 (C,0,0) 不平稳 lny 2 (C,0,0) 不平稳 lny 3 (C,T,0) 不平稳 lny 4 (C,0,0) 不平稳 lny 5 (C,0,0) 不平稳 lnx (C,0,0) 不平稳注 :C 表示截距项 ;T 表示趋势项 ;K 表示滞后项得到各变量的时间序列都是非平稳的, 为确定其是否为单整的时间序列, 继续对各变量的一阶差分序列进行 ADF 单位根检验, 运用 EVIEWS 软件分析, 结果见表 2. 表 2 各变量一阶差分序列的 ADF 单位根检验结果 Tab.2 ADFunitroottestresultsofthefirstorderdiferencesequenceofthevariables 显著水平下的检验值变量检验形式 (C,T,K) ADF 检验值 P 值 1% 水平 5% 水平 10% 水平检验结果 Dlny 1 (C,0,5) 平稳 Dlny 2 (C,0,0) 平稳 Dlny 3 (C,T,0) 平稳 Dlny 4 (C,0,0) 平稳 Dlny 5 (C,0,0) 平稳 Dlnx (C,0,0) 平稳由以上分析可知, 时间序列 lny 1 一阶差分时间序列 D 的 ADF 检验统计量为 , 小于 10% 的置信水平下的临界值 , 因此, 在 10% 的显著水平下, 可以拒绝 D 时间序列存在单位根的原假设, 即农林牧渔业 FDI 一阶差分时间序列 D 是平稳的, 因此农林牧渔业 FDI 时间序列是一阶单整的时间序列同理, 制造业, 建筑业, 金融业房地产业以及人民币实际有效汇率 lnx 的时间序列也都是一阶单整时间序列 2.4 Johansen 协整检验若时间序列满足同阶单整的条件, 那么这些非平稳时间序列的线性组合可以是平稳的, 即可能存在协整关系,Johansen 协整检验能够揭示不同经济变量之间的一种长期稳定的均衡关系由以上平稳性检验结果可知, 农林牧渔业制造业, 建筑业, 金融业房地产业以及人民币实际有效汇率 lnx 都是一阶单整时间序列, 因此, 可以进一步研究它们之间是否存在协整关系以下利用 Johans en 协整检验法来检验各行业 FDI 与汇率之间的协整关系运用 EVIEWS 软件, 根据 Trace 检验方法首先得到的农林牧渔业与 lnx 协整检验结果见表 3. 表 3 lny 1 与 lnx 的迹检验结果 Tab.3 Traceinspectionresultsoflny 1 andlnx None Atmost 注 : 表示在 0.05 显著水平下拒绝原假设从表 3 可以看出, 当原假设为与 lnx 不存在协整关系时, 即检验的统计量为 , 大于 5% 显著性水平下的临界值 , 并且其 P 值为 0.04, 由此拒绝不存在协整关系的假设 ; 而当原假设为与 lnx 至多有一个协整关系时, 迹检验的统计量为 , 小于显著性水平为 5% 的临界值 , 且 P 值为 , 由此不能拒绝最多有一个协整关系的假设因此, 可以认为农林牧渔业 FDI 与人民币实际有效汇率在长期存在一个协整关系

5 360 西安科技大学学报 20 年同时, 根据协整关系得到的 Johansen 协整方程为 lny 1 = lnx. 以上 Johansen 协整分析结果显示农林牧渔业 FDI 与人民币实际有效汇率之间存在长期稳定的均衡发展关系也就是说, 人民币实际有效汇率的升值从长期来看, 会增加农林牧渔业 FDI 的流入, 人民币实际有效汇率对农林牧渔业 FDI 存在着正向的影响关系 ; 人民币实际有效汇率每升值一个单位, 农林牧渔业 FDI 就相应地增加个单位同理, 利用 Trace 检验方法得到制造业, 建筑业, 金融业, 房地产业与人民币实际有效汇率 lnx 的协整检验结果分别见表 4~7. 表 4 lny 2 与 lnx 的 Trace 检验结果 Tab.4 Traceinspectionresultsofln2andlnx None Atmost 注 : 表示在 0.05 显著水平下拒绝原假设 Johansen 协整方程 lny 2 = lnx. 表 5 lny 3 与 lnx 的 Trace 检验结果 Tab.5 Traceinspectionresultsoflny 3 andlnx None Atmost 注 : 表示在 0.05 显著水平下拒绝原假设 Johansen 协整方程 lny 3 = lnx. 表 6 lny 4 与 lnx 的 Trace 检验结果 Tab.6 Traceinspectionresultsoflny 4 andlnx None Atmost 注 : 表示在 0.05 显著水平下拒绝原假设 Johansen 协整方程 lny 5 = lnx. 表 7 lny 5 与 lnx 的 Trace 检验结果 Tab.7 Traceinspectionresultsoflny 5 andlnx None Atmost 注 : 表示在 0.05 显著水平下拒绝原假设从以上检验结果可以看出, 制造业 FDI, 建筑业 FDI 和房地产业 FDI 与人民币实际有效汇率之间均存在长期稳定的均衡发展关系即人民币实际有效汇率的升值从长期来看, 会增加制造业 FDI, 建筑业 FDI 和房地产业 FDI 的流入, 人民币实际有效汇率对制造业 FDI. 建筑业 FDI 和房地产业 FDI 均存在着正向的影响关系 ; 而从表 6 的检验结果显示最大特征根明显小于 5% 的临界值 , 说明金融业 FDI 与人民币实际有效汇率之间不存在协整关系 ( 均衡发展关系 ) 2.5 Granger 因果检验通过以上协整检验表明农林牧渔业 FDI, 制造业 FDI, 建筑业 FDI, 房地产业 FDI 与人民币实际有效汇率之间均存在协整关系即长期稳定的均衡发展关系但是, 它们之间在长期是否存在相互引导作用, 则需要利用 Granger 因果关系检验来验证 Granger 因果关系检验正是用来检验一个变量的过去行为在影响另一个变量的当前行为, 还是双方的过去行为在相互影响着对方的当前行为运用 Eviews 软件进行 Granger 因果检验, 结果见表 8. 表 8 Granger 因果关系检验结果 Tab.8 Testresultsofgrangercausality 原假设观测数 F 统计量 P 值不是引起 lnx 变化的 Granger 原因不是引起 lnx 变化的 Granger 原因不是引起 lnx 变化的 Granger 原因不是引起 lnx 变化的 Granger 原因不是引起 lnx 变化的 Granger 原因从表 8 可以看出, 对于 lnx 不是引起 lny 1 变化的 Granger 原因的检验, 其 P 值为 , 小于 0.1, 故在 10% 的显著性水平下可以拒绝原假设, 也就是人民币实际有效汇率对农林牧渔业的 FDI

6 第 3 期冯套柱等 : 基于产业结构视角的人民币实际有效汇率对 FDI 的影响 361 存在因果关系, 对于 lny 1 不是引起 lnx 变化的 Granger 原因的检验, 其 P 值为 , 故不能拒绝原假设, 也就是农林牧渔业的 FDI 对人民币实际有效汇率不存在因果关系同理, 可以看出, 在文中所选择的样本时间区间内, 人民币实际有效汇率对制造业 FDI, 建筑业 FDI, 金融业 FDI, 房地产业 FDI 都不存在显著的因果关系 3 结论综上所述, 文中利用相关变量时间序列数据, 运用 Eviews 计量经济学分析软件, 采用平稳性检验 Johansen 协整检验和 Granger 因果检验得出以下几点结论人民币实际有效汇率与第一产业 ( 农林牧渔业 )FDI 第二产业 ( 制造业和建筑业 )FDI 第三产业 ( 房地产业 )FDI 均存在长期均衡的发展关系, 且都存在正向影响作用 ; 与第三产业 ( 金融业 )FDI 不存在协整关系即均衡的发展关系在 10% 的显著性水平下, 人民币实际有效汇率只是第一产业 ( 农林牧渔业 )FDI 变动的原因对比人民币实际有效汇率对各行业 FDI 的影响系数可知, 人民币实际有效汇率的变动对第三产业 ( 房地产业 )FDI 影响最大, 其后依次是第一产业 ( 农林牧渔业 ) 第二产业 ( 建筑业和制造业 ) 基于上述结论, 文中在优化产业结构方面提出几点对策建议 1) 进一步完善人民币汇率市场化机制, 推动产业结构升级在经济全球化的今天, 我国产业结构的发展和国外经济波动息息相关, 而汇率作为连接的桥梁, 对其将产生极为重要的影响因此, 我国要推进经济结构战略性调整, 除了要考虑供求关系以外, 还必须考虑汇率变化, 这样才能使我国的产业结构体系更加完整 2) 随着人民币升值引导 FDI 发展来推动产业结构升级从上文可以明显看出自 2005 年汇率改革以后, 随着人民币的升值,FDI 发展规模与日俱增, 尤其是第三产业 FDI 的发展更是突飞猛进因此, 我国在制定产业结构相关政策时, 要考虑到 FDI 的因素, 使得在人民币升值的背景下,FDI 的发展对产业结构的进一步调整起到促进作用 3) 借助于人民币汇率的变化来改善产业结构协调发展人民币汇率的变化对不同产业 FDI 的影响是不同的我国在进行产业结构调整时, 要针对其各自的特点, 借助于人民币汇率的改革促进产业结构协调发展参考文献 References [1] 李婧. 人民币汇率制度的改革取向及退出战略 [J]. 国际经济评论,2003(1-2): LIJing.Theregimereformorientationandexitstrategies ofrmbexchangerate[j].internationaleconomicre view,2003(1-2): [2] FrootK,SteinJ.Exchangeratesandforeigndirectin vestment:animperfectcapitalmarketapproach[r]. NBERWorkingPaper,1991(106): [3] CavesRE.Internationalcorporation:theindustrialeco nomicsofforeigninvestment[j].economica,1971. [4] CavesRE.Multinationalenterpriseandeconomicanaly sis[m].cambridgeuniversitypres,1982. [5] 邱立成, 刘文军. 人民币汇率水平的高低与波动对外国直接投资的影响 [J]. 经济科学,2006(1): QIULicheng,LIUWenjun.Theinfluenceofthelevel ofrmbexchangerateandthefluctuationonfdi[j]. EconomicScience,2006(1): [6] 胡邦勇. 实际汇率变动对我国 FDI 的影响 [J]. 统计与决策,2007(252): HUBangyong.Theimpactofthechangesinthereal exchangerateonfdiinchina[j].statisticsanddeci sion,2007(252): [7] 郭克莎. 外商直接投资对我国产业结构的影响研究 [J]. 管理世界,2000(2): GUOKesha.TheimpactofFDIontheindustrialstruc ture[j].managementworld,2000(2): [8] 高铁梅. 计量经济分析方法与建模 Eviews 应用及实例 [M]. 北京 : 清华大学出版社,2006. GAOTiemei.Econometricanalysismethodandmodel ing:eviewsapplicationandtheinstance[m].beijing: TsinghuaUniversityPres,2006. [9] 冯套柱, 黎靖. 人民币实际有效汇率对外商直接投资影响的实证研究 [J]. 财会月刊,2012(27): FENGTaozhu,LIJing.TheinfluenceoftheRMBreal efectiveexchangerateonfdi[j].accountingmonth ly,2012(27): [10] 殷虹, 金永红. 计量经济学原理与方法 [M]. 北京 : 清华大学出版社,2010. YINHong,JINYonghong.Econometrictheoryandme thods[m].beijing:tsinghuauniversitypres,2010.

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