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一、模型構(gòu)建和數(shù)據(jù)收集

（一）計量模型現(xiàn)有的研究文獻(xiàn)表明，F(xiàn)DI的流入主要受GDP、匯率波動、實際匯率水平、對人民幣匯率預(yù)期等因素的影響（金洪飛等，2012）。本文首先考慮這幾個因素綜合對FDI的影響，構(gòu)建一般意義的普適模型如下：其中，F(xiàn)G表示當(dāng)年外商直接投資中的實際使用外資數(shù)占當(dāng)年GDP的比重，GR表示經(jīng)濟(jì)增長率，VOL表示匯率波動，RER表示人民幣實際匯率，EX表示經(jīng)濟(jì)主體對匯率的預(yù)期。1b、2b、3b、4b表示解釋變量的絕對變化引起被解釋變量FG的絕對變化，u表示其他干擾項，如宗教信仰、政策、環(huán)境等。

（二）變量解釋1.FG。按照國際貨幣基金組織（IMF）的定義，F(xiàn)DI是指一國的投資者持有資本用于他國的生產(chǎn)或經(jīng)營，并掌握一定經(jīng)營控制權(quán)的投資行為。由于FDI是熱錢流入途徑之一，且匯改以來人民幣一直處于升值的趨勢，所以FDI中含有規(guī)模較大的熱錢量就成為必然。為了盡量減少這一因素的影響，本文所用FDI流入值為實際使用外資額，而不是合同利用數(shù)。同時，為了消除經(jīng)濟(jì)規(guī)模因素對FDI的影響采用FG，這樣可以單純地比較金融危機(jī)后人民幣實際匯率波動對FDI流入的影響。2.RER。實際匯率是一國商品和勞務(wù)價格對另一國商品和勞務(wù)價格的概括性度量，它比名義匯率更加準(zhǔn)確地反映了真實情況，本文實際匯率計算如下：（三）樣本選取和數(shù)據(jù)來源樣本跨度為1994~2012年間，所采用的國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）、外商直接投資額（FDI）、中國居民消費價格指數(shù)（CPI）等原始數(shù)據(jù)來自中國統(tǒng)計年鑒，直接標(biāo)價法下的人民幣對美元的月名義匯率來自中國外匯管理局網(wǎng)站，以及在進(jìn)行數(shù)據(jù)調(diào)整時所用到的美國消費價格指數(shù)（CPI*）來自美國的網(wǎng)站（http：///），其中FDI使用的是實際使用外資。模型中被解釋變量FG，解釋變量VOL、RER、EX均通過相關(guān)原始數(shù)據(jù)整理生成。

二、后危機(jī)時代人民幣實際匯率波動對我國FDI流入影響的實證分析

（一）描述性分析1.外商直接投資額許滌龍等（2009）測量FDI中的熱錢規(guī)模時，認(rèn)為FDI中的異常增加值即為熱錢量。從圖1可以看出，1994~2012年間外商直接投資額總體上是在波動中上升且沒有顯著的異常增加的情況，這也說明了本文所使用的實際使用外資額受熱錢因素的影響較少。最高額出現(xiàn)在2011年，為7,493億元，其中主要因為除了改革開放以來我國一直堅持的“引進(jìn)來”的政策，還有我國持續(xù)穩(wěn)定的高速經(jīng)濟(jì)增長吸引了外商投資。而在2011年以后出現(xiàn)了下降的趨勢，2012年總的FDI投資額為7,051億元。這是2008年金融危機(jī)后首次出現(xiàn)下降趨勢，由于“J曲線效應(yīng)”使金融危機(jī)這一影響因素出現(xiàn)滯后效應(yīng)。圖2中FG從總體上看是在波動中下降的。這是因為我國GDP的增長速度超過FG的增長速度。在2008年金融危機(jī)后，F(xiàn)G首次下降到突破0.02，并一直保持下降的趨勢。2.人民幣實際匯率1994~2012年間，我國人民幣升值從總體上看緩慢上升。人民幣兌美元的名義匯率和實際匯率在1995~2006年保持基本穩(wěn)定的狀態(tài)。1995年名義匯率為835.1:100，實際匯率為320.64:100，2006年名義匯率為797.18:100，實際匯率為341.22:100。而在2005年后，匯率下降速度增快，即人民幣升值加速。最低值出現(xiàn)在2012年，其名義匯率為631.25:100,實際匯率為250.03:100。這是因為我國實行了以市場供求為基礎(chǔ)參考一籃子貨幣進(jìn)行有效管理的浮動匯率制度，人民幣兌美元匯率更具有彈性。自2006年至2012年，人民幣對美元累計升值約為21%。3.實際匯率的波動從圖4可以清楚地看出，從2005年我國匯率制度改革以來，人民幣實際匯率的波動幅度非常大，人民幣匯率更具彈性。在2008年其標(biāo)準(zhǔn)差最大，達(dá)到5.72。4.國內(nèi)生產(chǎn)總值國內(nèi)生產(chǎn)總值從總體上看一直呈現(xiàn)上升趨勢，最高值在2012年，達(dá)到519,322億元。但就其名義增長率來說，在1994~1999年間，一直處于下降趨勢。而在1999~2012年間，名義增長率一直呈波動狀態(tài)，其最低值是在發(fā)生金融危機(jī)后的2009年，為0.0855。5.人民幣實際匯率預(yù)期在1994~2012年間，Skew系數(shù)的最大值是在2001年，為1.243；最小值是在2010年，為-0.823.

（二）平穩(wěn)性檢驗本文采用的數(shù)據(jù)是時間序列數(shù)據(jù)，且采用最小二乘法估計參數(shù)。由于大多數(shù)時間序列是不平穩(wěn)的，有可能出現(xiàn)虛假回歸。因此，在進(jìn)行回歸前，本文利用Eviews6.0對5個變量進(jìn)行ADF單位根檢驗，結(jié)果如表1。模型中的變量除了RER都通過了平穩(wěn)性檢驗，RER經(jīng)一階差分后也通過了平穩(wěn)性檢驗。為了保證模型中所有變量都平穩(wěn)，防止出現(xiàn)虛假回歸，需將解釋變量RER一階差分。

（三）鄒氏斷點檢驗鄒氏檢驗法是用于判斷結(jié)構(gòu)在預(yù)先給定的時點是否發(fā)生了變化的一種方法。由于本文主要考察后危機(jī)時代人民幣實際匯率波動對FDI的影響是否發(fā)生了變化，所以在進(jìn)行鄒氏檢驗時，選取2008年為轉(zhuǎn)折點。利用Eviews進(jìn)行鄒氏檢驗的結(jié)果見表2。從表2可知，P＜α（0.01）拒絕原假設(shè)，數(shù)據(jù)存在變化，說明后危機(jī)時代人民幣實際匯率波動對FDI的影響發(fā)生了變化。這可能是以下兩方面原因造成的。一方面，與許多深受金融危機(jī)影響的經(jīng)濟(jì)體相比，金融危機(jī)對中國的經(jīng)濟(jì)并未產(chǎn)生太大的影響，中國仍然保持較快的經(jīng)濟(jì)增長速度。在這種情況下，人民幣匯率波動與其他經(jīng)濟(jì)體疲軟的經(jīng)濟(jì)狀況相比，跨國公司會更加關(guān)注中國的經(jīng)濟(jì)前景而忽略人民幣匯率波動的不利影響，將資金轉(zhuǎn)到中國投資，此時，中國也成為了國際資金的“避風(fēng)港”。另一方面，人民幣匯率波動對貿(mào)易會產(chǎn)生不利影響，可以將其看成貿(mào)易壁壘，但在金融危機(jī)前，中國并未采取明顯的貿(mào)易保護(hù)政策，所以很多外國出口商會忽略這種不利影響。金融危機(jī)后，各國相繼在不同程度上采取貿(mào)易保護(hù)措施，跨國公司為了防止中國在貿(mào)易上采取保護(hù)措施，進(jìn)一步增加商品流入中國的困難，在這種程度上，跨國公司選擇直接投資。為了證實上面的兩種推測，需在原模型中引入金融危機(jī)這一虛擬變量進(jìn)行實證回歸驗證。

（四）計量分析結(jié)果1.模型調(diào)整鑒于前文對模型分析的結(jié)果，將（1）模型中的變量RER取一階差分，以使數(shù)據(jù)平穩(wěn)。由前文可知，研究的經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)發(fā)生了變化，但鄒氏檢驗法不能明確這種結(jié)構(gòu)的變化是來自截距項還是來自斜率項。所以進(jìn)一步進(jìn)行虛擬變量的檢驗，將原模型調(diào)整為：2.實證回歸如表3，從回歸結(jié)果看，模型調(diào)整后的擬合優(yōu)度很高，能夠解釋FG變動86%左右的原因；D.W值達(dá)到1.91，表明不存在序列相關(guān)的跡象；模型還通過了F檢驗，表明模型的線性關(guān)系顯著；D1的p值＜a(0.1),拒絕原假設(shè)，2008年后和2008年前相比，截距發(fā)生了變化；D1*VOL的p值＜a(0.1)，拒絕原假設(shè)，2008年后和2008年前相比，斜率發(fā)生了變化；其余解釋變量都在10%的顯著性水平上通過了t檢驗。在整個考查年度（1994~2012年），人民幣實際匯率的增長率對FDI占GDP的比重（FG）系數(shù)為-0.0423%，即人民幣每年貶值增長率1%，F(xiàn)DI占GDP的比重（FG）每年就降低0.0423%；EX的系數(shù)表明如果有對人民幣匯率上升1%（即人民幣貶值1%）的預(yù)期，F(xiàn)DI占GDP的比重（FG）就降低0.4594%；VOL與D1*VOL的系數(shù)分別為-0.3388%、0.4142%，相加得2008年后VOL的系數(shù)得0.0754%。D1和C的值分別為-0.026805、0.050760，相加得2008年后截距值為0.023955。得到的回歸方程如下：比較上面兩個方程可知，金融危機(jī)前后的截距項發(fā)生了變化，金融危機(jī)本身這一經(jīng)濟(jì)因素使得FDI占GDP的比重（FG）下降了2.6805%。這是因為危機(jī)爆發(fā)后，全球經(jīng)濟(jì)深受影響，這必然導(dǎo)致外商投資積極性下降，使我國FDI也受到一定程度的影響。

從回歸方程（8）可知，2008年金融危機(jī)前，人民幣匯率波動對FDI占GDP的比重（FG）有顯著的負(fù)面影響，且影響系數(shù)為-0.3388%。這一方面是因為人民幣匯率波動使得跨國公司面臨的風(fēng)險加大了，增加了跨國公司以母國貨幣衡量收益的不確定，從而放大直接投資收益風(fēng)險。外商直接投資不同于間接投資那樣可以通過套期保值手段規(guī)避風(fēng)險。對于風(fēng)險厭惡型的跨國公司而言，當(dāng)匯率波動時，會選擇等待或減少投資。另一方面，匯率波動增加了企業(yè)收集信息的價值，此時企業(yè)也會減少投資。方程（9）表明，后危機(jī)時代，人民幣匯率波動對FDI占GDP的比重有顯著的正面影響，其影響系數(shù)為0.0754%。這一結(jié)果恰好證實了前面的推論。一方面，金融危機(jī)后中國成為資金的“避風(fēng)港”，跨國公司會忽略人民幣實際匯率的波動，看好我國經(jīng)濟(jì)前景，將資金投入我國。另一方面，為了規(guī)避貿(mào)易保護(hù)，金融危機(jī)后各國都相應(yīng)采取貿(mào)易保護(hù)措施，匯率波動作為一種貿(mào)易壁壘，當(dāng)波動幅度過大時，外國出口商會認(rèn)為這是中國政府貿(mào)易保護(hù)的信息，后期會有更大的匯率波動，為了規(guī)避后期可能會出現(xiàn)的更大貿(mào)易壁壘，外國出口商會選擇直接投資。這兩種原因都使得匯率波動對FDI的流入有正面的影響。

三、結(jié)論與啟示

為了探討后危機(jī)時代人民幣實際匯率波動對我國FDI流入的影響方向及大小是否發(fā)生了變化，本文采用1994～2012年的時間序列數(shù)據(jù)，其中，為了盡量減小FDI中熱錢因素的影響，選取了FDI中實際利用外資數(shù)。用鄒氏斷點檢驗法檢驗了2008年后人民幣實際匯率與FDI流入的經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)，結(jié)果是確實發(fā)生了變化，在此基礎(chǔ)上，在模型中引入金融危機(jī)這一虛擬變量進(jìn)行實證回歸，得出如下結(jié)論：（1）金融危機(jī)前，匯率波動抑制了FDI的流入，這一結(jié)果印證了現(xiàn)有的研究結(jié)論，本文從“規(guī)避匯率風(fēng)險”和“增加企業(yè)收集信息成本”這兩個角度進(jìn)行了解釋。（2）金融危機(jī)后，匯率波動促進(jìn)FDI的流入。本文用金融危機(jī)后“中國成為資金‘避風(fēng)港’”和“外國出口商規(guī)避貿(mào)易壁壘”這兩個主要原因解釋了這一結(jié)果。

其中，中國之所以能成為外資的“避風(fēng)港”，是因為金融危機(jī)后，中國政府采取一系列積極應(yīng)對措施，最大限度降低了金融危機(jī)對我國經(jīng)濟(jì)的沖擊，跨國公司更加看好我國的經(jīng)濟(jì)環(huán)境，從而忽略匯率波動的不利影響。通過本文的研究結(jié)果得到如下啟示：人民幣實際匯率可以有較大幅度的波動，這樣既可以增加人民幣的彈性，使人民幣實際匯率更加貼近市場實際匯率水平，又不會減少FDI的流入，但前提是，在世界經(jīng)濟(jì)普遍不景氣的大環(huán)境下，中國政府應(yīng)該繼續(xù)保持經(jīng)濟(jì)環(huán)境的相對穩(wěn)定，使跨國公司的投資盡可能較少系統(tǒng)性風(fēng)險，增加外商直接投資的信心。同時，還應(yīng)實施從“數(shù)量引資”到“質(zhì)量引資”的戰(zhàn)略轉(zhuǎn)變，使得FDI更加有利于我國經(jīng)濟(jì)的發(fā)展與穩(wěn)定，形成積極的循環(huán)模式。

作者：李青婷葛和平單位：南京信息工程大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院