２０１１年第１期 中山大学学报（社会科学版） Ｎｏ．１ ２０ｌｌ 第５１卷 ＪＯＵＲＮＡＬ ＯＦ ＳＵＮ ＹＡＴ—ＳＥＮ ＵＮＩＶＥＲＳＩＴＹ Ｖｏ１．５１ （总２２９期） （ＳＯＣＩＡＬ ＳＣＩＥＮＣＥ ＥＤＩＴＩＯＮ） Ｇｅｎｅｒａｌ Ｎｏ．２２９ 人民币汇率波动、ＦＤＩ流人对出口影响之分析木 黄静波，曾昭志 摘要：有别于已有文献单独研究人民币汇率波动或者ＦＤＩ流入对出口的影响，利用１９９７年１月一２０ｏ９ 年７月的月度数据，使用ＡＲＤＬ ＥＣＭ模型和边界协整检验分析了人民币汇率波动、ＦＤＩ流入和人民币汇率制 度改革等对我国出口的长期影响和短期影响。研究发现：ＦＤＩ流入在长期对我国出口有促进作用，人民币实 际有效汇率上升在长期对我国出口有阻碍作用，在短期对出口影响不显著；人民币汇率波动幅度在长期对出 口影响不够显著，但是汇率制度改革后人民币汇率波动幅度上升短期对出口产生了负面影响；人民币汇率制 度改革在长期对出口影响不显著。 关键词：人民币汇率波动；ＦＤＩ流人；出口；ＡＲＤＬ—ＥＣＭ模型；边界协整 中图分类号：Ｆ８３０．７３／Ｆ７４６．１２ 文献标识码：Ａ 文章编号：１０００—９６３９（２０１１）０１—０１９２—０８ 一、引言 二、文献回顾 汇率、ＦＤＩ和出口是开放的宏观经济的三个 就汇率波动、ＦＤＩ对出口的影响而言，已有研 重要变量，它们对实现一国经济的均衡增长具有 究主要包括两部分。一部分文献研究汇率波动对 极其重要的意义。全球贸易失衡在西方国家更多 出口的影响，主要分析汇率水平变化和汇率波动 地被解读为人民币汇率低估带来的“中国制造” 幅度对出口的影响，得出的结论包括负面影响、正 倾销，以人民币汇率形成机制为借口的贸易摩擦 面影响和不确定三种。国内学者研究人民币汇率 频繁出现，西方国家不断对人民币汇率制度改革 波动对中国出口的影响得到的结论也不一致。卢 施加压力，甚至已经把人民币汇率问题变成了转 向前和戴国强（２００５）、封思贤（２００７）与谷宇和高 移国内矛盾的一种手段。然而，中国学者通过对 铁梅（２００７）等认为人民币汇率波动会对出口造 ＦＤＩ流入研究发现，外资企业出口占了我国出口 成显著影响；邱嘉锋（２００９）认为人民币汇率波动 的６０％左右，中国大量的出口是国际产业转移的 对出口影响不显著；封福育（２０１０）运用门限回归 结果，显然，人民币汇率问题并不是国际产业转移 模型分析发现，不同的波动幅度对我国出口贸易 的根本动因。但是，上述分歧是源于各自单独分 的影响呈不对称特征。 析人民币汇率波动或者ＦＤＩ流入对我国出口的影 另一部分文献研究ＦＤＩ对出口的影响。主 响，如果同时考虑两个因素对出口的影响，得出的 要分析ＦＤＩ的出口效应，不同类型ＦＤＩ流人对出 结论无疑会更让人信服。 口影响不同，结论主要有“替代关系论”、“互补 收稿日期：２０１０—０８—０６ 基金项目：国家软科学研究项目（２００９ＧＸＳ５Ｂ０６３） 作者简介：黄静波（１９５８一），男，广东顺德人，经济学博士，中山大学岭南学院教授、博士生导师（广州５１０２７５）； 曾昭志（１９８０～），男，江西金溪人，中山大学岭南学院博士研究生（广州５１０２７５）。 １９２ 人民币汇率波动、ＦＤＩ流入对出口影响之分析 关系论”和“不确定性关系论”。国内学者研究 个优点：一是检验简单，在滞后期可以识别的情况 ＦＤＩ流入与中国出口关系时得出的结论也不一 下允许用ＯＬＳ估计；二是边界检验不像约翰逊和 致，古广东（２００８）、黄烨菁等（２００８）和周靖祥等 乔瑟里尔斯（Ｊｏｈａｎｓｅｎ和Ｊｕｓｅｌｉｕｓ，１９９０）的协整检 （２００７）认为ＦＤＩ流人促进了出口贸易增长；李 验那样要求变量必须是Ｉ（０）或者Ｉ（１）的同阶单 真（２００９）实证发现ＦＤＩ对我国真实出口贸易额 整，Ｉ（０）或Ｉ（１）的混合也可以使用边界协整检 有替代作用。 验；三是在有限样本下，边界检验相对更有效。另 但是已有文献存在以下不足：第一，在研究内 外，ＡＲＤＬ—ＥＣＭ模型较好地解决了变量的内生性 容上，已有文献基本上只是单独分析汇率波动对 问题和滞后期选择问题。因此，本文将用边界检 出口的影响或者ＦＤＩ对出口的影响，很少同时分 验分析变量之间的长期均衡关系，用ＡＲＤＬ—ＥＣＭ 析汇率波动和ＦＤＩ对出口的影响。第二，在研究 模型估计变量的短期动态影响。 方法上，已有文献一般使用ＶＡＲ模型和ＡＲＭＡ （一）样本选择和数据来源 模型进行研究。但是ＶＡＲ模型涉及大量的内生 因为实际有效汇率不仅考虑所有双边名义汇 变量和外生变量的选择、滞后期的确定、趋势项的 率的相对变动情况，而且还剔除通货膨胀对货币 确定等问题，使研究结论具有不确定性（Ｐｅｓａｒａｎ， 本身价值变动的影响，能够综合地反映一国出口 ２００１；陈云、何秀红，２００８）。ＡＲＭＡ模型要求变量 商品的国际竞争力，所以本文选择人民币实际有 是平稳时间序列，很多宏观经济变量都很难满足 效汇率为解释变量，其他变量用ＣＰＩ调整为实际 这一要求，如果差分以后再估计模型难以得出准 值。 确的长期均衡关系。陈云等（２００８）和王宇雯 本文选择的样本期间为１９９７年１月一２００９ （２００９）虽然用ＡＲＤＬ—ＥＣＭ模型分析了人民币汇 年７月的月度数据。其中，出口额、实际利用外商 率波动对出口结构的影响，但是没有考虑ＦＤＩ流 直接投资累计额和人民币兑美元基准汇率的数据 人因素。 来源于ＲＥＳＳＥＴ金融研究数据库，前两者的单位 有别于已有文献，本文将在以下几个方面展 为百万美元。人民币实际有效汇率的数据来源于 开研究：第一，同时分析人民币汇率波动、ＦＤＩ流 世界银行④，ＣＰＩ的月度数据来源于巨灵数据库。 入对我国出口贸易的影响，既包括汇率波动、ＦＤＩ （二）变量说明和预处理 对出口的直接影响，也包括汇率波动通过ＦＤＩ对 第一，出口额。第一步，借鉴陈云等（２００８） 出口的问接影响；第二，使用洪乔依安里斯等 的方法，先用人民币兑美元基准汇率把出口额换 （Ｈｏｎｄｒｏｙｉａｎｎｉｓ ｅｔ ａ１．，２００８）介绍的实际汇率变动 算成以人民币表示的数值。第二步，用ＣＰＩ数据 百分比的移动标准差来估计人民币汇率波动幅 去除通货膨胀影响，得到本月扣除通货膨胀因素 度；第三，考察２００５年７月人民币汇率制度改革 后实际出口额的人民币金额。第三步，对变量进 对我国出口的影响；第四，使用帕萨冉等人（Ｐｅ— 行自相关分析，用Ｘ１１乘法模型对变量进行季节 ｓａｒａｍ ｅｔ ａ１．，２００１）提出的ＡＲＤＬ．ＥＣＭ模型和边 调整 。最后，对变量取对数记为Ｉｎ ＥＸＰＯＲＴ．。 界检验（ｂｏｕｎｄｓ ｔｅｓｔ）分析人民币汇率波动、ＦＤＩ流 第二，实际利用外商直接投资。第一步，先把 入和人民币汇率制度改革等对我国出口的长期和 原始数据中的实际利用外商直接投资累计额换算 短期影响。 成本月实际利用外商直接投资额。第二步，用人 民币兑美元基准汇率把实际利用外商直接投资换 三、实证分析 算成以人民币表示的数值。第三步，用ＣＰＩ数据 去除通货膨胀影响，得到本月扣除通货膨胀因素 弗苏等（Ｆｏｓｕ ｅｔ ａ１．，２００６）认为边界检验有三 后实际利用外商直接投资的人民币金额。第四 ①根据世界银行计算人民币实际有效汇率的方法，人民币实际有效汇率上升表示人民币升值。 ②交易日效应和节假日效应由系统根据显著性自动判断，对其他变量的季节调整采用同样的方法。 ｌ９３ 《中山大学学报》社会科学版２０１１年第１期 步，对变量进行自相关分析，用Ｘ１１乘法模型对 其中，解释变量Ｘ ＝（Ｉｎ ＦＤＩ ，Ｉｎ ＲＥＥＲ ，Ｉｎ 变量进行季节调整。最后，对变量取对数记为ｌｎ ＶＭＡ ，Ｉｎ ＥＤ ，Ｉｎ ＶＤ ）‘， 为时问趋势项Ｔ的系 ＦＤＩ 。 数，Ｂ为解释变量的系数向量，ｅ 为随机扰动项。 第三，人民币实际有效汇率。对人民币实际 根据Ｐｅｓａｒａｎ等（２００１）提出的第五种模型（含无 有效汇率进行自相关分析，经检验不存在季节性 限制的截距和趋势项），结合本文具体研究对象， 因素，对其取对数记为Ｉｎ ＲＥＥＲ 。 设定有条件的ＡＲＤＬ—ＥＣＭ模型如下： 第四，人民币汇率波动幅度。第一步，经检验 ＰＯ一１ 发现样本期内人民币实际有效汇率无ＡＲＣＨ或 Ａｌｎ ＥＸＰＯＲＴ ＝∑３，ｉＡｌｎ ＥＸＰＯＲＴ ＋ １ ｌ 者ＧＡＲＣＨ效应①。第二步，使用前置八阶移动标 ｐｌ一１ Ｐ２—１ 准差计算人民币汇率波动幅度，具体计算方法见 ∑ ２Ｉ ０ Ａｌｎ ＦＤＩ 一ｉ＋∑ｐ３１ ０ ｉＡｌｎ ＲＥＥＲ 一 ＋ 公式（１），所需数据往前推８个月。最后，对变量 Ｐ３—。１ Ｐ４ １ 取对数记为Ｉｎ ＶＭＡ．。 ∑３４，Ａｌｎ ＶＭＡ ＋∑ｐ ｉＡｌｎ ＥＤ ＋ １ ０ １：Ｏ ｒ １ ８ ．１ Ｉ／２ Ｐ５—１ ＶＭＡｔ 【言ｋ∑（ＲＥＥＲ ＋ 一ＲＥＥＲ ）２Ｊ（１） ∑３６Ｉ ０ ｉＡｌｎ ＶＤ ＋８ｏｌｎ ＥＸＰＯＲＴｆ＿Ｉ＋ 第五，交互项Ｉｎ ＥＤ 和Ｉｎ ＶＤ ②。第一步，借 ８ｌＩｎ ＦＤＩｔｌ＋６２Ｉｎ ＲＥＥＲｔｌ＋６３Ｉｎ ＶＭＡｔｌ＋ —鉴王宇雯（２００９）的研究方法，考察２００５年７月人 ８４Ｉｎ ＥＤｔ１＋８５Ｉｎ ＶＤｔ１＋ｅ＋ｐｏＴ＋Ｕｔ （６） 民币汇率制度改革对出口的影响，设立虚拟变量 边界检验第一步就是确定模型最优滞后期 ＤＵＭＭＹ，具体定义见（２）式： Ｐ，用ＯＬＳ估计（６）式的差分项部分④，然后通过联 ＤＵＭＭＹ＝ 合检验增加滞后１期的水平变量得到Ｆ统计量 ｆ＝０，１９９７年１月—２ｏ０５年７月 ，一 值，根据Ｐｅｓａｒａｎ等（２００１）给出的临界值分布表 【＝１，２００５年８月＿＿２００９年７月 判断原假设Ｈ。：６。＝８ ＝８：＝６ ＝８ ＝８５＝０是否 第二步，为了反映汇率制度改革后人民币汇 成立。如果Ｆ统计量大于临界值上界，则拒绝原 率水平变化和汇率波动幅度对出口的影响，设定 假设，存在协整关系；如果Ｆ统计量小于临界值下 人民币实际有效汇率和虚拟变量的交互项为ｌｎ 界，则接受原假设，不存在协整关系；如果Ｆ统计 ＥＤ．，汇率波动幅度和虚拟变量的交互项为ｌｎ 量介于上界和下界之间，则无法做出判断。 ＶＤ．，具体定义见（３）式和（４）式④： 第二步就是在确定存在长期均衡关系后，可 Ｉｎ ＥＤ。＝ＤＵＭＭＹ Ｉｎ ＲＥＥＲ （３） 用自回归分布滞后（Ａｕｔｏｒｅｇｒｅｓｓｉｖｅ Ｄｉｓｔｒｉｂｕｔｅｄ Ｉｎ ＶＤ ＝ＤＵＭＭＹ：ｌ＝Ｉｎ ＶＭＡ （４） Ｌａｇ，ＡＲＤＬ）方法估计出口方程并得到具体的模型 （三）实证模型设定 形式⑤，具体为ＡＲＤＬ（Ｐｏ，Ｐｌ，Ｐ２，Ｐ３，Ｐ４，Ｐ５）： 为了分析人民币实际有效汇率水平变化、汇率 Ｐ０ 波动幅度、ＦＤＩ流人和人民币汇率制度改革对我国 Ｉｎ ＥＸＰＯＲＴ ＝∑ｈｏｉ＝ｌ Ｉｎ ＥＸＰＯＲＴ ＋ 出口的影响，结合以往研究，设定如下出口方程： Ｐｌ Ｐ２ Ｐ３ Ｉｎ ＥＸＰＯＴＲ ＝ｅ＋ｃｔＴ＋ｐｘ ＋８ｔ （５） ∑入ｌ Ｉｎ ＦＤＩ ＋∑ ２Ｉｎ ＲＥＥＲ ＋∑ｈ３Ｉｎ ＶＭＡ【＿＿＋ ①限于篇幅，本文不列出详细检验结果。 ⑦本来应该用ＦＤＩ ＲＥＥＲ 和ＦＤＩ ＶＭＡ 两个交互项来反映汇率波动通过ＦＤＩ间接对出口产生的影响，但是对 变量取对数后，两个交互项的影响就合并到ＩｎＦＤＩ 、ｌｎＲＥＥＲ。和ｌｎＶＭＡ 变量的影响当中。所以在最终的模型当中并没有 出现这两个交互项。 ③注意：此处不是ｉｎ（ＤＵＭＭＹ ＲＥＥＲ ）和Ｉｎ（ＤＵＭＭＹ￥ＶＭＡ ），因为不可以对零取对数。 ④这一估计结果本身并不重要，主要是用来检验增加滞后ｌ期的水平变量是否显著，即检验是否存在长期均衡关系。 ⑤给定Ｐ值，Ｍｉｃｒｏｉｆｔ ４．１会自动估计Ｐ“ 个方程，并依据ＡＩＣ准则或ＳＢＣ准则估计出模型（７）的具体形式。一般 依据ＡＩＣ准则和ＳＢＣ准则估计出的模型会有差别，可根据模型估计的标准误差进行取舍。ｋ为自变量个数。 １９４ 人民币汇率波动、ＦＤＩ流入对出口影响之分析 ∑ｈ４Ｉｎ ＥＤ ＋∑ｈ５Ｉｎ ＶＤ ＋ｃ＋ｐ。Ｔ＋ｕ （７） 第三步就是得到变量之间的长期均衡关系和 短期动态影响，长期均衡模型见（８）式，ＥＣＭ模型 见（９）式： ＥＣＭ ＝ｉｎ ＥＸＰＯＲＴ ＋∈１Ｉｎ ＦＤＩ ＋∈２Ｉｎ ＲＥＥＲ ＋ （四）单位根检验 在进行边界检验之前，必须先对变量进行单 位根检验以确定单整阶数，因为对于Ｉ（０）或者Ｉ （１）的序列可以运用模型（６），但是超过Ｉ（２）的 序列则不能使用该模型进行估计，否则会出现伪 回归。因此，本文先对所有变量进行平稳性检验， 因为ＡＤＦ检验结果会随着滞后期和检验形式的 不同具有较大差异，所以本文同时进行ＡＤＦ检验 ∈３ｉｎ ＶＭＡ ＋∈４Ｉｎ ＥＤ ＋（５Ｉｎ ＶＤ ＋ｃ＋８０Ｔ Ｐ０一Ｉ （８） Ａｌｎ ＥＸＰＯＲＴ ＝∑ｐ１ｉ Ａｌｎ ＥＸＰＯＲＴ ＋ ｌ ｌ Ｐｌ・・Ｉ Ｐ２——１ 和ＰＰ检验（Ｐｈｉｌｌｉｐｓ和Ｐｅｒｒｏｎ，１９８８），把ＡＤＦ检验 ∑ｐ ｉＡｌｎ ＦＤＩ 一ｉ＋∑ｐ 。Ａｌｎ ＲＥＥＲ。一 ＋ ｌ ０ ｌ：０ 和ＰＰ检验得到的统计量值和麦金农（ＭａｃＫｉｎ— ｎｏｎ，１９９６）给出的临界值进行比较，如果大于临界 Ｐ３—・Ｉ Ｐ４——１ Ｐ５——１ ∑ｔ３４ｉＡｌｎ ＶＭＡ 一 ＋∑ｐ ｉＡｌｎ ＥＤ ｉ＋∑ｐ Ａｌｎ ｌ ０ Ｉ ０ ｉ ０ 值则接受原假设，存在单位根；否则拒绝原假设， 序列平稳。具体检验结果见表１。 ＶＤ ｉ＋ＸＥＣＭ Ｉ 一一（９） 表１单位根检验结果 注： ￥ 、 、 分别表示在１％、５％和１０％的显著性水平上拒绝存在单位根过程。结果由Ｅｖｉｅｗｓ ６．０给出，根据ＡＩＣ 最小准则选择检验形式。 从表１可以看出，ＡＤＦ检验和ＰＰ检验得到 的结果基本相同。两种检验结果都表明，出口额 得模型（６）估计的ＡＩＣ值和ＳＢＣ值都最大 ，则 选择该滞后期为模型（６）的最优滞后期；如果 Ｉｎ ＥＸＰＯＲＴ．、人民币实际有效汇率Ｉｎ ＲＥＥＲ 、交互 项Ｉｎ ＶＤ．和Ｉｎ ＥＤ 在１％的显著性水平上是Ｉ （１）。ＡＤＦ检验表明ｌｎＶＭＡ 在１０％的显著性水 ＡＩＣ值和ＳＢＣ值选择的最优滞后期不一致，则 选取两者之间所有的滞后期进行边界检验，但 是应该排除不论是否包含趋势项时都存在残差 平上是平稳时间序列，ＰＰ检验表明实际利用外商 直接投资Ｉｎ ＦＤＩ 和ｌｎＶＭＡ 在１％的显著水平上 是平稳时问序列。所以，没有变量超过Ｉ（２），可 以进行边界协整分析。 （五）边界协整检验和估计结果 １阶和４阶序列相关的滞后期，否则模型设定可 能存在错误。因此，本文将借鉴Ｆｏｓｕ等（２００６） 的做法，根据从一般到具体的建模方法，尽量选 择多个可能的滞后期估计模型并进行比较，最 终选出一个最优滞后期。考虑到月度数据的特 先给定一个最大的滞后期Ｐ，然后从１到Ｐ 点和参考陈云等（２００８）的研究，本文先给定模 型（６）的最大滞后期Ｐ＝７，通过对模型（６）的ＯＬＳ 估计和残差序列相关检验，得到具体结果如表２ 所示。 逐个对模型（６）进行ＯＬＳ估计，得到每个模型的 ＡＩＣ和ＳＢＣ值，并对每一个滞后期模型进行残差 １阶和４阶序列相关检验，如果某一滞后期Ｐｉ使 ①ＡＩＣ ＝ＬＬ 一Ｓｐ，ＳＢＣ ＝ＬＬ 一（ｓ ／２）ｉｎ Ｎ，ＬＬ 为最大似然估计值，Ｓｐ为待估系数的自由度，Ｎ为样本容量。此 时，ＡＩＣ值和ＳＢＣ值分别取最大值时表示模型的最优估计，而非惯用的最小值准则（王宇雯，２００９）。 １９５ 《中山大学学报》社会科学版２０１１年第１期 注：ｘ 和 （４）分别表示滞后１期和滞后４期残差序列相关ＬＭ统计量， 、 显著性水平上残差序列相关，结果由Ｍｉｃｒｏｆｉｔ ４．１软件给出，下同。 、 分别表示在１０％、５％和１％的 从表２可以看出，模型（６）不论是否包含趋 选择Ｐ＝２，３，４，５进行比较分析。接下来，分别用 ＯＬＳ方法估计模型（６）的差分项部分，然后检验 势项，滞后２期的模型ＡＩＣ值和ＳＢＣ值都最大， 但此时模型存在１阶和４阶残差序列相关，因此， 为了不失一般性，根据从一般到具体的建模方法， 增加滞后１期的水平变量并得到联合显著性检验 的Ｆ统计量值，具体结果见表３。 表３ Ｆ统计量值和边界检验结果 注： 、 分别表示在１％和５％显著性水平上存在协整关系，临界值来源于Ｐｅｓａｒａｎ等（２００１）的附表ＣＩ（ｉｉｉ）（含无 约束的截距项和无趋势项）和附表ｃＩ（ｖ）（含无约束的截距项和趋势项）①，自变量个数ｋ＝５。 从表３可以看出，当Ｐ＝２时，在无趋势项时 Ｆ统计量值为３．９２，大于５％显著性水平临界值 的上界３．７９，所以在５％显著性水平上存在协整 水平上都存在协整关系。 因为Ｐ：２，３，４，５时都存在长期均衡关系，所 以针对每个滞后期分别用ＡＲＤＬ方法估计出口方 程并依据ＡＩＣ或者ＳＢＣ准则得到具体的ＡＲＤＬ 关系；在有趋势项时Ｆ统计量值为５．３８，大于１％ 显著性水平临界值的上界５。２３，所以在１％显著 性水平上存在协整关系。同理，当Ｐ＝３时，不论 是否包含趋势项模型（６）的水平变量在５％显著 性水平上都存在协整关系；当Ｐ＝４，５时，不论是 否包含趋势项模型（６）的水平变量在１％显著性 模型形式，再根据模型估计标准误差和模型诊断 结果选择最优的Ｐ值和具体的ＡＲＤＬ模型。经过 比较，本文最终选择Ｐ＝５时依据ＡＩＣ准则选取的 模型ＡＲＤＬ（５，４，１，３，１，２）②，并得到表４描述的 变量之间长期均衡关系。 表４长期均衡关系 注：Ｍｉｃｒｏｆｉｔ ４．１用ＩＮＰＴ表示截距，［］内为系数显著性水平的Ｐ值。 从表４可以看出，Ｉｎ ＦＤＩ 、Ｉｎ ＲＥＥＲ 、Ｉｎ 期均衡关系，实际利用外商直接投资增加１％将 导致出口增长０．７４％，人民币实际有效汇率上升 ＶＭＡ 、Ｉｎ ＥＤ 、Ｉｎ ＶＤ 与Ｉｎ ＥＸＰＯＲＴ 之间存在长 ①②Ｐｅｓａｒａｎ，Ｍ．Ｈａｓｈｅｎ，Ｙｏｎｇｃｈｅｏ！Ｓｈｉｎ，ａｎｄ Ｒｉｃｈａｒｄ Ｊ．Ｓｍｉｔｈ．，２００１，１６：２８９—３２６ 在此不给出Ｐ＝２，３，４时模型估计结果和比较过程，如有需要可与作者联系。 人民币汇率波动、ＦＤＩ流入对出口影响之分析 １％将导致出口下降４．４５％，人民币汇率波动幅 增加短期会导致本期出口增速下降，主要是因为 度加大对出口具有负面影响，但是在１４％的水平 新增加的ＦＤＩ不能立刻形成出口能力，ＦＤＩ对出 上才显著。Ｉｎ ＥＤ 和Ｉｎ ＶＤ 的系数统计上不显 口的影响存在滞后效应。人民币实际有效汇率短 著，说明在长期人民币汇率形成机制改革对出口 期对出口影响不显著，说明长期的趋势性汇率水 并没有显著影响。 平变化才是影响出口的主要原因。滞后２期的汇 基于Ａｔ｛ｏｉｌ（５，４，１，３，１，２）模型可以得到表５ 率波动幅度短期对出口有正面影响，但是汇率制 的ＥＣＭ模型估计结果。表５给出了解释变量对 度改革后汇率波动幅度短期对出口变为负面影 出口的短期动态影响，模型的Ｒ 为０．４６，模型拟 响，可能原因是汇率制度改革加大了人民币汇率 合程度较好，误差修正项的系数为一０．１５，说明出 浮动区间，短期使企业面临汇率剧烈波动风险从 口能以１５％的速度调整对长期均衡的偏离，即经 而减少出口。Ａｌｎ ＥＤ．系数为０．０４并且显著，说 过６个多月的时间可完成对长期均衡偏离的调 明汇率制度改革后人民币实际有效汇率上升短期 整。出口的差分滞后变量与本期出口增长呈负相 对出口有微弱的促进作用，可能原因是汇率制度 关关系，说明前期出口增长过快会导致本期出口 改革后企业对人民币汇率有持续升值预期，为规 增长速度下降。滞后１期到滞后３期的ＦＤＩ流人 避人民币继续升值的风险企业短期会加大出口。 表５ ＥＣＭ模型估计结果 解释变量 系数 标准差 Ｔ统计量 △Ｉｎ ＥＸＰＯＲＴＩ＿Ｉ 一０．６５ ０．０９ —７．２２［０．０００］ Ａｌｎ ＥＸＰＯＲＴ 一０．３２ ０．１ —３．１１『０．ＯＯ２］ Ａｌｎ ＥＸＰＯＲＴＨ 一０．２５ ０．１ —２．５５［０．０１２］ Ａｌｎ ＥＸＰＯＲＴＩ＿４ —０．１７ ０．０８ —２．１９［０．０３］ Ａｌｎ ＦＤＩ ０．Ｏ１ ０．０３ ０．５６『０．５７９］ Ａｌｎ ＦＤＩ ｌ 一０．１１ ０．０３ —３．３１［０．Ｏ０１］ Ａｌｎ ＦＤＩ 一２ —０．０６ ０．０３ —１．７４［０．０８４］ Ａｌｎ ＦＤＩ 一０．０５ ０．０３ —１．８７［０．Ｏ６３］ Ａｌｎ ＲＥＥＲ 一０．０４ ０．２９ —０．１５［０．８８２］ Ａｌｎ ＶＭＡ．０．０３ ０．０３ ０．８３『０．４０６１ △ｌｎ Ｖ１ＶＩＡｌ＿１ —０．０３ ０．０３ 一Ｉ．１９ｆ０．２３６］ Ａｌｎ ＶＭＡ㈠０．０５ ０．０２ １．９３［０．０５６］ Ａｌｎ ＥＤ ０．０４ ０．０２ ２．４３［０．０１６］ Ａｌｎ ＶＤ 一０．１１ ０．０４ —２．５３［０．０１３］ Ａｌｎ ＶＤｌ＿Ｉ 一０．０３ ０．０２ —１．３８ｆ０．１６９］ Ｔ ０．Ｏ０１ ０．６９Ｅ～３ ２．０６ｌ ０．０４１ ｌ ＩＮＰＴ ５．１３ １．０１ ５．０８１ ０．０００ ｌ ＥＣＭ｝＿ｌ 一０．１５ ０．０５ —２．９６［０．００４］ ＥＣＭ ＝ｌｎ ＥＸＰＯＲＴ．一０．７４１ｎ ＦＤＩ．＋４．４５１ｎ ＲＥＥＲ。＋０．３１１ｎ ＶＭＡ ＋０．０４１ｎ ＥＤ。一０．２２１ｎ ＶＤ。一０．ＯＩＴ一３３．８２ Ｒ ：０．５５，Ｒ ＝０．４６，ＡＩＣ＝２２６．７７，ＳＢＣ＝１８５．１８，ＤＷ＝２．０６ ｘ２ （１２）＝８．０７［０．７８］， ２ＦＦ（１）：０．６９［Ｏ．４０６］，ｘ２ （２）＝５０．１１［０．００Ｏ］，ｘ２Ｈ（１）＝３．７６［Ｏ．０５２］ 注：△表示差分，ｘ （１２）、ｘ （１）、ｘ２ （２）、）Ｃ２ （１）分别是模型残差无１２阶序列相关、模型设定无误、残差正态分布和无 异方差检验的卡方统计量值①，［］内为相应的显著性水平Ｐ值。 （六）模型稳定性检验 认为在大样本下都是渐进分布，本文每个变量具 从模型诊断结果可以看出，模型设定无误，模 有１５１个样本观测值，因此，这个问题不影响模型 型估计的残差不存在１２阶序列相关，但是模型拒 的结论。为了检验模型设定的最终可靠性，利用 绝了残差服从正态分布的假设。陈云等（２００８） 模型估计的递归残差累计和（ＣＵＳＵＭ检验）与递 ①它们分别是残差序列相关的ＬＭ检验、Ｒａｍｓｅｙ的ＲＥＳＥＴ检验、ＪＢ检验和Ｗｈｉｔｅ异方差检验。 《中山大学学报》社会科学版２０１１年第１期 归残差平方累计和（ＣＵＳＵＭＳＱ检验）对模型结构 出口产生了负面影响。 （３）ＦＤＩ流入对出口的促进作用存在时滞， 的参数稳定性进行检验，具体的检验结果见图１ 和图２。 ９９７Ｍ６ ｌ９９９Ｍ７ ２０００Ｍ８ ２００３Ｍ９ ２００５Ｍ１０ ２００７Ｍ１ １ ２Ｏ０７Ｍ７ Ｔｈｅ ｓｔｒａｉｇｈｔ ｌｉｎｅｓ ｒｅｐｒｅｓｅｎｔ ｃｒｉｔｉｃａｌ ｂｏｕｎｄｓ ａｔ ５％ｓｉｇｎｉｆｉｃａｎｃｅ ｌｅｖｅｌ 图１ ＣＵＳＵＭ检验 １ｌｉｅ ｓｔｒａｉｇｈｔ ｌｉｎｅｓ ｒｅｐｒｅｓｅｎｔ ｃｎｔｉｃａｌ ｂｏｕｎｄｓ ａｔ，％ｓｉｇｎｉｌｉｃａｎｃｅ ｌｅ＇￣ｅｌ 图２ ＣＵＳＵＭＳＱ检验 如图ｌ和图２所示，两条直线表示５％显著 性水平的边界线，在整个考察的时间区问内，递归 残差累计和与递归残差累计平方和的曲线变化都 位于５％显著性水平的边界区间内，说明在５％显 著性水平上模型参数估计是稳定和可靠的。 四、总结和建议 （一）结论 本文通过对１９９７年１月—２００９年７月期间 样本数据的实证分析，得到以下主要结论： （１）从长期来看，ＦＤＩ流人对我国出口有促进 作用，人民币实际有效汇率上升对我国出口有阻 碍作用，两者对我国出口都具有显著的解释能力， 单纯分析某一因素对我国出口的影响将遗漏重要 信息，尤其是人民币实际有效汇率趋势性变化对 出口负面影响弹性较大，因为人民币实际有效汇 率上升不但直接降低出口商品的国际竞争力，还 会通过影响ＦＤＩ流人类型变化间接减少出口。人 民币实际有效汇率短期对出口影响不显著。 （２）人民币汇率波动幅度在长期对出口影响 不够显著，说明我国长期以来人民币汇率波动幅 度并没有达到显著地影响企业出口的程度，但是 汇率制度改革后人民币汇率波动幅度上升短期对 １９８ ＦＤＩ流人需要经过前期投入和生产过程后才能形 成出口能力，所以ＦＤＩ流人短期反而不利于出口 增长。 （４）人民币汇率制度改革在长期对出口影响 并不显著，说明在样本考察期间人民币汇率制度 改革对出口并没有造成显著影响。 针对前述分析，从ＦＤＩ与出口存在互补关系 可以看出，流入我国的ＦＤＩ是以垂直型或者出口 平台型为主，因此国际产业转移是导致我国出口 增加的一个重要原因。从人民币实际有效汇率在 长期对出口存在较大负面影响可以看出，人民币 汇率升值在长期将直接降低我国出口商品的国际 竞争力，同时会导致市场导向型ＦＤＩ流人增加 （黄静波和曾昭志，２０１０），从而降低ＦＤＩ对出口 的促进作用，趋势性的人民币升值会导致我国出 口下降。西方国家要求人民币汇率制度进一步改 革其实就是要求人民币继续升值，当人民币升值 达到一定程度时，会抵消我国出口产品的低成本 优势，并改变ＦＤＩ流人结构，那将对我国出口贸易 产生不可逆转的影响。 （二）建议 （１）不必介意短期的人民币升值，但是应该 警惕所谓的人民币长期升值论。加强外汇市场人 民币汇率的双向浮动，而非单一的人民币汇率升 值运动。在面对中国和平崛起时，西方政治势力 欲借助于人民币长期大幅度的升值以遏制中国出 口增长，此举无疑是要让中国承受国际经济秩序 和国际金融秩序不公平的恶果。 （２）应该遵循自主、渐进和可控的原则进行 人民币汇率制度改革，逐步加大人民币汇率波动 弹性，使企业逐步增强管理汇率波动风险的能力， 提高国际化管理水平。 （３）在招商引资时，提高外商直接投资进入 的技术和环保门槛，减少高能耗、低附加值的ＦＤＩ 流人；同时，鼓励中国企业多“走出去”进行对外 直接投资和产业结构转移，提高中国出口产品的 非成本竞争优势。 （４）倡导建立新的国际经济和金融秩序，不 能完全以牺牲出口为代价去实现贸易平衡，坚持 推动国际贸易和投资自由化战略，反对抹黑中国 进口高科技产品和进行对外直接投资目的的行 为，要求西方国家放宽中国进口高科技产品和对 人民币汇率波动、ＦＤＩ流入对出口影响之分析 其进行直接投资的限制，从而逐步解决国际贸易 失衡问题。 ［参考文献］ Ｆｏｓｕ Ｏｔｅｎｇ—Ａｂａｙｉｅ Ｅｒｉｃ，ａｎｄ Ｊｏｓｅｐｈ Ｍａｇｎｕｓ Ｆｒｉｍｐｏｎｇ． Ｂｏｕｎｄｓ Ｔｅｓｔｉｎｇ Ａｐｐｒｏａｃｈ ｔｏ Ｃｏｉｎｔｅｇｒａｔｉｏｎ：Ａｎ Ｅｘａｍｉｎａｔｉｏｎ ｏｆ Ｆｏｒｅｉｇｎ Ｄｉｒｅｃｔ Ｉｎｖｅｓｔｍｅｎｔ，Ｔｒａｄｅ，ａｎｄ Ｇｒｏｗｔｈ Ｒｅｌａｔｉｏｎｓｈｉｐｓ． Ａｍｅｒｉｃａｎ Ｊｏｕｒｎａｌ ｏｆ Ａｐｐｌｉｅｄ Ｓｃｉｅｎｃｅｓ，２００６，３（１１）： ２０７９－－２０８５． Ｈｏｎｄｒｏｙｉａｎｎｉｓ Ｇｅｏｒｇｅ，Ｐ．Ａ．Ｖ．Ｂ．Ｓｗａｍｙ，Ｇｅｏｒｇｅ Ｔａｖｌａｓ， ａｎｄ Ｍｉｃｈａｅｌ Ｕｌａｎ．Ｓｏｍｅ Ｆｕｒｔｈｅｒ Ｅｖｉｄｅｎｃｅ ｏｎ Ｅｘｃｈａｎｇｅ—ｒａｔｅ Ｖｏｌａｔｉｌｉｔｙ ａｎｄ Ｅｘｐｏｒｔｓ．Ｒｅｖｉｅｗ ０ｆ Ｗｏｄｄ Ｅｃｏｎｏｍｉｃｓ。２００８． １４４（１）：１５１—１８０． Ｊｏｈａｎｓｅｎ Ｓｏｒｅｎ，ａｎｄ Ｋａｔａｒｉｎａ Ｊｕｓｅｌｉｕｓ．Ｍａｘｉｍｕｍ Ｌｉｋｅｌｉｈｏｏｄ Ｅｓｔｉｍａｔｉｏｎ ａｎｄ Ｉｎｆｅｒｅｎｃｅ ｏｎ Ｃｏｉｎｔｅｇｒａｔｉｏｎ Ｗｉｔｈ Ａｐｐｌｉｃａｔｉｏｎｓ ｔｏ Ｔｈｅ Ｄｅｍａｎｄ Ｆｏｒ Ｍｏｎｅｙ．Ｏｘｆｏｒｄ Ｂｕｌｌｅｔｉｎ ｏｆ Ｅｃｏｎｏｍｉｃｓ ａｎｄ Ｓｔａｔｉｓｔｉｃｓ，１９９０，５２（２）：１６９—２１０． ＭａｃＫｉｎｎｏｎ Ｊａｍｅｓ．Ｇ．Ｎｕｍｅｒｉｃａｌ Ｄｉｓｔｉｒｂｕｔｉｏｎ Ｆｕｎｃｔｉｏｎｓ ｆｏｒ Ｕｎｉｔ Ｒｏｏｔ ａｎｄ Ｃｏｉｎｔｅｇｒａｔｉｏｎ Ｔｅｓｔｓ．Ｊｏｕｒｎａｌ ｏｆ Ａｐｐｌｉｅｄ Ｅｃｏｎｏ－ ｍｅｔｉｒｃｓ，１９９６，ｌ１（６）：６０１＿＿６１８． Ｐｅｓａｒａｎ，Ｍ．Ｈａｓｈｅｎ，Ｙｏｎｇｃｈｅｏｌ Ｓｈｉｎ，ａｎｄ Ｒｉｃｈａｒｄ Ｊ．Ｓｍｉｔｈ． Ｂｏｕｎｄｓ Ｔｅｓｔｉｎｇ Ａｐｐｒｏａｃｈｅｓ ｔｏ 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