中国的贸易、外国直接投资与实际汇率的动态关系分析

1、PAGE PAGE 16投稿领域：国际经济学扮中国的贸易、外国直接投资与把实际汇率的动态关系分析戴金平 王晓天（南开大学国际经济研究所）按The Analyses 啊of the 凹Dynamic颁 阿Relation岸ships between唉 China颁把s Trade , 昂Foreign Direc爸t Investment 八and Real Exch哀ange Rate 哀Dai Jinping 耙Wang Xiaotian敖 稗 (Institute o翱f 碍International芭 Economics, N傲ankai Uni叭versity, Tian芭jin, 3

2、00071)作者简介：罢戴金平蔼（1965-），女，汉族，扳河北沧州人。南开大学教授，碍博士生导师，南开大学国际经柏济研究所所长，南开大学跨国版公司研究中心副主任，南开大安学深圳金融金融工程学院副院挨长。1994年于南开大学国巴际经济研究所毕业获经济学博暗士学位。1996-1997哀于英国格林威治大学从事博士扮后研究，2001-2002芭于美国哥伦比亚大学作福布莱岸特学者。主要研究领域：国际哀经济学和金融学。在核心期刊啊发表论文40余篇，曾获省部八级科研奖励多项，曾主持财政扮部、教育部重大课题多项。懊王晓天霸（1974-），男，满族，懊辽宁铁岭人，南开大学经济学罢院金融学专业博士研究生，讲班师

3、，主要研究方向：国际金融坝、金融市场和宏观经济。在哎数量经济技术经济研究国办际金融研究、国际经济评拔论南开经济研究等核心笆刊物发表论文10余篇。 盎中国的贸易、外国直接投资与疤实际汇率的动态关系分析戴金平 王晓天（南开大学经济学院）澳摘要：扳我国贸易收支、外国直接投资颁与汇率之间的关系很大程度上奥体现了经常项目、资本金融项安目与汇率之间的关系。伴本文基于向量自回归模型对中扳国的般贸易收支、扳FDI霸与实际汇率三者关系进行了动搬态分析，实证结果显示三者之胺间长期内存在互为因果的关系爸。长期来看案FDI袄对贸易余额有一定的改善作用败；人民币实际贬值的艾J岸曲线效应明显，贬值改善贸易癌余额的时滞大约

4、为两年。出口岸空间的大小不是影响啊FDI熬的主要因素，实际汇率的稳定巴有利于吸引唉FDI稗。啊贸易收支的顺差和败FDI隘的大量流入是近来人民币升值唉压力的重要来源，人民币的升安值在一定时期内不会恶化我国摆的贸易收支，但会对FDI的艾流入产生一定的负面影响。班关键词：贸易收支 盎 FDI傲 实际汇率 动态关系 半VAR八模型傲中图分类号：F831.6 吧 文献标识码：A笆Th笆e Analyses of笆 the 斑Dynamic办 鞍Relation邦ships between跋 China敖扳s Trade , 扮Foreign Direc艾t Investment 暗and Real Ex

5、ch白ange Rate 案Abstract:巴 The relation瓣ships among T蔼rade flows, f班oreign direct隘 investment (班FDI) and exch板ange rate lar办gely form a p拜icture of cur耙rent account 哎,capital and 氨finance accou懊nt and exchan笆ge rate蔼跋s linkage in 靶China. The pa袄per analyses 凹the 芭dynamic板 瓣relation般ships between昂 trad

6、e balanc拜e , FDI and r傲eal exchange 疤rate in China柏 based on a v霸ector autoreg捌ressive (VAR)扳 model. The e坝mpirical resu隘lt 唉approve芭s the 癌reciprocal芭 盎cause熬 班and袄 -蔼effect蔼 relationship埃s among the t按hree variable熬s in consider佰ation in the 翱long term. FD跋I improves th搬e trade balan澳ce in the lon

7、扒g run. FDI im岸proves the tr安ade balance i敖n the long ru啊n. The improv阿ement of a re拔al depreciati矮on of RMB on 巴the trade bal靶ance lags for暗 about two ye哎ars, which is扮 J-curve effe罢ct. The expor肮t volume have拔 no significa碍nt effect on 拌FDI. On the o柏ther hand the袄 埃stability扮 of the real 耙exchang

8、e rate白 is an incent安ive to FDI. T瓣he recent pre颁ssure of RMB拌扮s appreciatio绊n largely res艾ts with trade办 surplus and 百massive FDI i凹nflows. The a捌ppreciation o半f RMB will no败t 安deteriorate敖 the trade ac班count but it 颁will have a 熬negative按 effect on FD傲I inflows in 唉a certain 凹period挨 of time.氨Key

9、words:半 trade balanc把e; foreign di盎rect investme般nt ; real exc扮hange rate ;碍 邦Dynamic Linka罢ges; vector a霸utoregressive挨 model芭JEL Classific办ation: 岸F470, F210, C氨510一、引言哎1994年以来，我国持续保安持了经常项目和资本金融项目凹双顺差的国际收支格局，引起瓣了国内经济学界和政策决策层爸的热切关注。疤近一段时期,人民币汇率再度奥成为国内外经济界矮讨靶论的癌焦白点俺。2005年7月21日中国奥人民银行的公告声明，我国开耙始实行以市场

10、供求为基础、参败考一篮子货币进行调节、有管百理的浮动汇率制度。人民币汇傲率不再盯住单一美元，实行更拔富弹性的人民币汇率制度。人熬民币兑美元即日升值了1.9瓣%，即调整到1美元对8.1氨1人民币，但是市场普遍预期绊人民币会有更大幅度的升值。安消除升值预期将是长期而且更拜为艰巨的工作。人民币升值的般压力与国际收支的百“摆双顺差鞍”拔是直接相关的，人民币升值对邦于经常项目和资本金融项目将坝产生什么样的影响无疑是人民半币汇率调整要考虑的主要问题。这样的格局迫切要求我们对版于我国经常项目、资本金融项败目与汇率的关系形成相对完整邦的认识。癌国际收支与汇率的关系是国际哀经济理论探讨的一个主线和核挨心问题。国

11、际收支理论，如弹芭性论、吸收论、货币论、结构暗论以及内外协调理论都将汇率芭对于国际收支的影响和调节作唉用作为核心问题。汇率理论也唉将两者的关系置于突出重要的爸地位，耙特别是汇率的国际收支说专门瓣研究国际收支对于汇率的影响按。绊国际收支均衡和汇率稳定都是拌一国宏观经济调控的重要目标啊。贸易和外国直接投资在国际傲收支中无论是从比重还是活跃瓣程度看都占有相当的地位，自埃然分别成为经常项目和资本金爱融项目中人们关注的焦点。特斑别是在我国资本项目还没实行澳可兑换的条件下，翱FDI在资本金融项目中占很八大比重，是近年来资本金融项按目顺差的主导因素，因此我国稗的澳贸易、蔼FDI俺与汇率之间的关系在很大程度拜

12、上体现了经常项目、资本金融八项目与汇率的关系，正是基于百这样一个前提，本文就通过对般我国贸易收支、胺FDI和汇率之间关系的探讨摆来分析我国国际收支与人民币罢汇率之间的关系。傲成熟的国际收支理论显示，半贸易、FDI与实际汇率之间有着紧密的联系，它们之间相把互影响相互作用，贸易差额与隘FDI既可能存在相互融资和邦补充关系，也可能存在相互替熬代关系，同时它们又都受实际胺汇率的影响，反过来又都影响坝实际汇率。但是现有的理论分盎别从不同的角度分析它们的关拌系，得出了不同甚至是完全相拜悖的论断，对于它们之间的因果关系是没有明确结论的。阿实证分析可以在相当程度上针扳对一定时期内一国经济的实际八情况对理论的分

13、析形成补充。哎Froot芭和霸Stein挨(1991)研究发现，美国芭19701980年涌入的八大规模霸FDI跋应归功于同一时期疲软的美元扒。相反，拜Gol绊dberg蔼和氨Kolstad搬(1994)对于美国等发达哀国家的实证分析则发现汇率贬胺值对于稗FDI拜没有任何大的或显著的影响。癌Agnes爸和矮Lionel奥等（2001）针对发展中国皑家的实证研究显示汇率的波动白不利于吸引耙FDI柏。同时也有人关注国际收支内矮部熬FDI碍和经常帐户的关系，如班M半axwell背 (靶1996翱)的实证结果显示邦FDI摆从长期来看有利于发展中国家矮经常帐户的改善。隘国内关于对外贸易、爱FDI坝与汇率关

14、系的相关研究也取得板了一些成果。李海菠（200霸3）的协整分析认为人民币实爱际汇率与对外贸易存在着长期拌的均衡关系。相反，谢建国和半陈漓高（2002）对于人民挨币汇率和贸易关系的协整分析疤认为人民币贬值对贸易收支的胺改善并没有明显影响。王志鹏靶（2002）的实证分析认为啊FDI霸在一定程度上引起了我国实际稗汇率的升值。戴金平和冯蕾（翱2003）利用分布滞后模型颁分析我国各地区碍FDI邦对当地出口的贡献率的差异。爱以上研究一个共同特点是分别罢研究贸易、岸FDI颁与汇率之间的两两关系，这样班做无疑有利于简化分析。但同时三者之间相互作用相互依赖凹的关系随着金融交易在国际经凹济交易中地位的提升日益紧密

15、扮，单独其中两个变量的关系研扳究常常有碍于问题的深入分析班。所以国外已经有一些学者将袄三者放在一个框架下研究。比胺如霸Obstfeld百(1984)建立了一个理论八框架分析资本流动、经常项目半和汇率的关系，得出结论：随扒着资本项目的自由化，资本流敖动短期内会导致本币实际升值蔼，同时经常项目会出现赤字，巴长期会导致本币实际贬值和对埃外债务增加。柏Goldberg澳 和把Klein班（1997）从实证研究的角哀度运用面板数据(板Panel Data把)方法考察贸易、敖FDI霸与实际汇率的关系，发现东南埃亚国家实际汇率对贸易和跋FDI俺都有影响，而且靶FDI佰对贸易也有促进作用。相反拉拔美发展中国家

16、实际汇率对昂FDI隘没有太大影响，埃FDI捌对贸易的促进作用也很微弱。岸Goldberg 捌和扳Klein按基于面板数据方法的分析无疑鞍是非常有益的。但是面板数据办方法先验地假定了他们之间的绊单向因果关系分别建立单一方阿程的做法有一定缺陷。由于三挨者之间可能存在互相影响的双翱向因果关系，单一方程不能完柏整地描述这种关系。白本文拟运用向量自回归模型敖（坝Vector Autore艾gressive Mode办l傲 简称挨VAR熬）从实证研究角度搬分析哀贸易、澳FDI鞍与汇率之间相互依赖的双向因霸果关系，巴VAR奥模型的优势就是用来估计联合傲内生变量的动态关系。班本文第二部分对于向量自回归柏模型中

17、相关变量的基本情况和碍数据处理进行说明。第三部分版对于三变量的平稳性和协整关埃系进行检验的基础上建立了向隘量误差修正模型。第四部分基拜于建立的向量误差修正模型进啊行格兰杰因果关系检验，同时皑考察系统的脉冲响应函数。第笆五部分是结论和政策建议。二、实证分析方法与数据芭向量自回归（安VAR坝）模型是俺1980芭年由西姆斯皑（肮Sims背）提出来的。这种模型采用多摆方程联立的形式，它是用模型败中所有内生当期变量对它们的扮若干滞后值进行回归，从而估翱计全部内生变量的动态关系。敖不但具有联立方程对多个经济伴变量相互影响进行分析的优点般，同时由于VAR模型的解释坝变量不包括任何当期变量，所皑以与联立方程模

18、型有关的问题败在VAR模型中都不存在（颁张晓峒，2000）。摆 含有巴N爱个变量滞后摆k扳期的昂VAR俺模型表示如下：扒 背Y碍t哀 = 疤 + 癌1唉 瓣Y阿t阿-1扒 + 芭2 柏Y霸t傲-绊2肮 + + 伴k斑 疤Y巴t摆-办k板 + 般u挨t蔼, 袄u办t霸 板 IID (扮0爸, 捌)岸 伴 俺 胺 熬 吧其中 岸Y邦t芭 =办 阿(耙y1版, 芭t傲 奥y皑2, 按t胺 扳y按N懊, 昂t按)哀 爱Y挨t肮为埃N碍1阿阶时间序列列向量。哎 胺为巴N爱1爸阶常数项列向量。扒1爸, 敖 , 安k肮 均为按N邦N柏阶参数矩阵，败u叭t啊 盎 IID (阿0耙, 般)傲 是氨N稗1耙阶随机

19、误差列向量。岸 如果氨VAR傲模型的内生变量都含有单位根阿，当这些变量存在协整关系时蔼则上述系统可以改写为向量误捌差修正模型（Vector 板Error Correct扒ion Model 简称扮VEC癌）。Y胺t按 暗=袄 敖 捌Y暗t傲-1胺 + 岸1盎 癌Y颁t袄-1叭 + 搬2坝 奥Y颁t胺-摆2靶 白+ 袄艾 + 叭k唉-1盎 把Y叭t 班- (靶k班-1)昂 +败 伴u拜t罢 瓣 哀 伴 斑 艾称为压缩矩阵（影响矩阵），胺 = 耙 案 拔暗。懊其中矮是协整矩阵，败 矮是调整系数矩阵。靶 哀和氨 氨都是笆N暗r白阶矩阵。表示有捌r敖个协整向量，奥1办, 阿2吧 俺 ,坝 疤r把，存在

20、佰r坝个协整关系。此估计方法由邦Johansen邦（1995）提出。佰在本文的实证模型中定义内生昂变量序列爸Y疤t百 =艾 版(耙EX敖，FDI八 阿，矮ER岸 埃)瓣其中般EX肮为反映贸易收支的净出口，熬FDI板为外国直接投资，俺ER坝 板为实际汇率。败为满足哎VAR奥模型对数据样本容量的要求，啊同时也为避免年度数据掩盖变熬量在一年内发生的波动，本文邦分析所采用的样本为1996靶年1月到2003年12月的扳月度数据，数据来源于各期的案中国人民银行统计季报和案中国经济景气月报，美国吧的数据来源于美国统计月报安（颁Monthly 隘Bulletin of S哎tatistics哀）。本文用移动平

21、均差分法对傲样本数据进行了季节调整以消稗除季节性因素对模型的影响，肮图1是季节调整后的净出口、拔FDI和笆实际汇率的趋势图。 巴图1 经季节调整的净出口E疤X（亿美元）、外商直接投资把FDI（亿美元）八和人民币对美元的实际汇率E背R阿1996年到1997第一季伴度年我国的外贸收支顺差较小隘且波动较大，面临着较为严峻稗的形势。从1997年起为了拌克服亚洲金融危机给中国出口熬贸易所造成的不利影响,我国扒开始加大了对出口贸易的奖励岸力度。在奖励性贸易政策的刺埃激下，同时由于亚洲金融危机挨的影响还未显现,我国出口贸翱易迅速增长。亚洲金融危机人按民币没有采取贬值措施的滞后氨影响使得1999年到200瓣1

22、上半年贸易顺差在较低水平埃徘徊。由于世界经济形势的逐懊渐好转，案200澳1第四季度起把,我国对外贸易保持了强劲增敖长绊，捌2002年我国安贸易顺差袄达到靶304.3扳亿美元，年增长率达到熬34.95岸%熬，但2003年贸易收支的波芭动加剧，余额减少为254.凹7亿美元。扒1996年的FDI规模为4岸17.3亿美元,伴 1997年中国成功地抵御懊了亚洲金融危机，大量外资继捌续流入疤，1998年达到454.6笆亿美元，这也哎与芭FD把I柏从周边国家流出有关。随着危摆机国家经济的逐渐复兴和中国佰经济的持续低迷，1999年跋到2000年氨外商澳直接肮投资大幅度下降。氨2001年以来随着对中国经般济增长

23、的信心的逐步恢复，同半时由于加入WTO的谈判取得啊实质性进展，斑“皑入世懊”肮效应在利用外资中开始显现出碍来。2001年外商直接投资败实现了14.7的恢复性增敖长，达到历史最高水平。20坝02年跋外肮商直接投稗资金额邦达到袄527啊.啊43亿美元，矮利用外商直接投资额首次超过把美国，跃居世界首位。伴2003年外柏商直接投白资535.05亿美元，同比板增长 1.4拔5扳%靶。佰同时也应注意到2003年年版度内斑FDI拜流入额的波动很大。扳实际汇率是反映一国国际竞争啊力状况的指标，其计算方法为阿：实际汇率=名义汇率*（外肮国物价指数/本国物价指数）扳，实际汇率上升意味着本币对笆外币的实际贬值，实际

24、汇率下版降则意味着本币对外币的实际柏升值。由于美国是中国的最大氨出口国和FDI的主要来源国般之一，同时鉴于美元在国际金拔融体系的关键货币地位，我们蔼以对美元的实际汇率反映人民柏币的实际汇率水平。1994唉年为基期计算人民币对美元的暗实际汇率，采用的计算公式为罢：实际汇率=名义汇率*（美懊国消费价格指数/中国消费价班格指数），之所以选取消费价白格指数（CPI），因为各国案间消费品的价格可比性远高于百生产资料，同时我国的消费价版格指数比生产资料价格指数更拜周全可靠。从人民币对美元的板实际汇率的走势看，尽管19斑96年以来人民币对美元名义佰汇率维持了稳定，但由于两国爱物价水平的变化，1996年懊到1

25、997年5月，人民币对摆美元处于实际升值状态，之后埃一直到2003年的2月总体傲走势是对美元实际贬值，20袄03年3月以后由于中国物价盎水平较为迅速的回升，人民币扮对美元出现较大幅度的升值，啊2003年底相对于2003瓣年2月升值幅度达9.28%背。背三、贸易、FDI与实际汇率盎之间关系的协整分析扒协整安（Cointegretio艾n）稗的概念是20世纪80年代由爸恩格尔稗氨格兰杰（白Engel-Granger扮）提出的。实际上某些非平稳笆经济变量的线性组合有可能是案平稳的，非平稳经济变量间存阿在的这种长期稳定的均衡关系疤称作搬协整关系哎。半首先对变量的平稳性进行检验爸，同时考察变量的单整阶数

26、，昂即对变量及其差分进行单位根挨检验。单位根检验拌由表1时间序列EX坝,昂 FDI翱 挨,拜 ER般的单位根检验结果捌可以看出，时间序列伴 霸EX巴,埃 FDI般 拔,扳 ER氨经过一阶差分平稳，所以是一隘阶单整序列。2协整检验邦时间序列扮EX佰, FDI百 俺,按 ER斑的单整阶数相同，可能存在协艾整关系，即变量之间长期稳定扮的比例关系。本文使用Joh凹anson（1995）多变百量协整检验方法对岸时间序列贸易收支凹EX肮，佰外国直接投资半 FDI八和唉实际汇率敖ER澳进行协整检验。Johans扳on协整检验是一种基于向量疤自回归模型的检验方法，在进邦行协整检验以前，必须首先确坝定VAR模型

27、的结构。碍表1 扒 靶 扳时间序列翱EX耙, FDI,阿 ER翱 氨的单位根检验变量ADF统计量5%临界值1%临界值AICSC检验形式(c,t,k)结论EX-2.5414-2.8932-3.50317.71457.8800（c,0,4）不平稳FDI-0.6377-1.9436-2.58507.89587.9775(0,0,2)不平稳ER-1.4604-3.4581-4.0591-2.5854-2.4493（c,t,2）不平稳EX-5.3128*-2.8936-3.5.397.78937.9559（c,0,4）平稳FDI-9.6873*-1.9436-2.58837.73687.8190(0,0

28、,2)平稳ER-4.1032*-3.4586-4.0602-2.5563-2.4193（c,t,2）平稳俺 爱说明： （1）检验形式中的傲c矮和氨t拔表示带有常数项和趋势项，凹k扳表示滞后阶数；（2）滞后期癌k的选择标准是以肮AIC吧 和芭SC拜值最小为准则；（3）敖袄表示变量序列的一阶差分；（柏4）*表示在1%显著水平上白拒绝非平稳假设。瓣用赤池（巴Akaike傲）信息准则 芭(扒AIC吧)吧或用施瓦茨（摆Schwartz捌）准则 挨(背SC佰)氨 选择最大滞后期胺k碍值，选择芭k把值的原则是在增加暗k值的过程中使傲AIC八的值或瓣SC拌的值达到最小。袄同时我们知道佰在斑VAR阿模型中适当加

29、大班k叭值（增加滞后变量个数），可霸以消除误差项中存在的自相关阿。但从另一方面看，癌k板值又不宜过大。摆k伴值过大会导致自由度减小，直疤接影响模型参数估计量的有效伴性。最后选择哎k背=10。同时，用Q统计量检按验残差序列有无自相关，怀特颁（White）检验和ARC爸H统计量检验是否存在异方差俺，JB（Jarque-Be霸ra）检验残差的正态性，结隘果表明在5%的显著水平上各拜方程回归的残差序列均满足正翱态性，不存在自相关和异方差疤。爸 稗 通过模型选择的联合检癌验，确定最合适的协整检验模皑型为协整空间中有常数项、有百线性趋势项，数据空间有线性耙趋势项。把Johanson协整检验结笆果（见表2）

30、显示变量之间有澳且只有一个协整关系。昂表2 败 斑 Johanso阿n协整检验结果特征值迹（trace）统计量5%水平临界值原假设H0备择假设H10.225446.1291*42.44r=0r10.182724.929125.32r1r20.09398.183112.25r2R=3澳说明：*表示在5%的显著矮水平上拒绝原假设摆3向量误差修正模型和按协整关系胺三者之间存在一个协整关系，稗因此可以建立包含一个协整方爱程的向量误差修正（VEC）邦模型。模型结构选择保持与J矮ohanson协整检验结构矮的一致性。由于单个参数估计吧值的解释是很困难的，同时意耙义也不大，我们这里就省略向袄量误差修正模型具

31、体形式，只澳写出相应的协整关系式。澳估计出的胺三变量的协整(长期)关系为协整关系式之所以选择EX为被解释变量，因为在以FDI和ER为被解释变量的协整关系中，检验解释变量的回归系数的显著性的t统计量不理想。案：吧 伴 啊 盎 （1）班(3.2872) 般 艾(5.4008)伴 百 靶 稗式（1）下面括号内的数字为百相应系数的t统计量。案由此可以得出，长期来看，F爱DI和实际汇率都是贸易收支邦的重要影响因素，FDI的增啊加有利于贸易余额的改善；实拜际汇率上升，即本币对美元的岸实际贬值长期内可以改善贸易唉收支，这说明随着我国进出口靶商品的需求弹性提高，已经逐艾步可以满足马歇尔-勒纳条案件(Marsh

32、all-Le鞍rner Conditio百n)。把四、矮贸易、FDI与实际汇率的动绊态关系：拔格兰杰因果关系检验和脉冲响癌应分析凹基于建立的向量误差修正模型佰，为了更好的观察贸易、安FDI昂与实际汇率之间的动态关系，奥可以进行格兰杰因果关系检验格兰杰因果关系是经济研究领域因果关系的一种计量经济学定义，而且这种方法本身也在完善中，所反映的因果关系与真实的因果关系结构不一定一致。但这种方法目前是一种重要而有效的检验因果关系的计量分析工具。斑，同时考察系统的脉冲响应函败数昂(Impulse R啊esponse碍 Functions)拌。1格兰杰因果关系检验办我们运用格兰杰因果关系检验奥目的是对理论模

33、型中得出的三瓣者作为一个经济系统互为因果板的关系进行验证，同时它又可白以和后面的脉冲响应的分析相罢互补充和印证。首先就结合本耙文的模型对这种方法进行一点跋简单的说明。阿本文建立的向量误差修正模型白的形式如下：安 （隘2）八 （3按）埃 胺（4）扮以方程（2）为例，若接受原扳假设鞍：班（i=1,2，八芭10)，则称短期内坝FDI皑不是矮EX拜的格兰杰原因，若拒绝翱，则意味着拔FDI袄是靶EX奥的格兰杰原因。类似的结论适把用于原假设暗：拜（i=1,2，捌斑10)对于拜ER办短期内是否是摆EX跋格兰杰原因的检验。若接受假芭设阿：艾（i=1,2，鞍懊10)则表示扒FDI昂（或袄ER隘）即使通过协整关系

34、亦不构成瓣EX盎的格兰杰原因，也可以称之为熬：从长期看，般FDI扮（或傲ER邦）亦不是胺EX稗的格兰杰原因。若拒绝疤，说明从长期看，拌FDI俺（或啊ER办）通过系统的协整关系构成矮EX班的格兰杰原因。同样的讨论适百用于系统中的方程(3)和(爱4)。罢误差修正模型中各方程的误差巴修正项系数瓣、和把的显著性的t统计量分别为-岸3.9701，3.8995白和2.4777，都通过了1摆%水平的显著性检验，这说明拌三个变量间在长期内存在互为敖因果的关系，这进一步印证了盎理论模型中的结论。吧表3 啊 把格兰杰短期因果关系的检验结隘果原假设H0F统计量显著性水平结论1.EX不是ER的 Granger原因3.

35、638710.01592拒绝H02.ER不是EX的 Granger原因5.804250.00427拒绝H03.FDI不是ER的Granger原因1.136010.33917接受H04.ER不是FDI的Granger原因2.603720.04517拒绝H05.FDI不是EX的Granger原因3.180190.02800拒绝H06.EX不是FDI的Granger原因1.526200.20209接受H0罢说明：表中的结论是基于显著吧性水平0.05阿短期因果关系的检验中原假设扒1的拒绝说明，贸易收支是实把际汇率的格兰杰原因，原假设扳3 的接受说明，短期内FD盎I在5%的显著性水平上不是拔实际汇率的格

36、兰杰原因。但误挨差修正项的系数显著表明长期拔内贸易收支和FDI都是实际懊汇率的格兰杰原因。所以对于懊当前的人民币汇率问题可以认哎为贸易顺差无论是短期还是长伴期都形成了人民币升值的压力袄，而FDI流入主要是在长期罢内形成了人民币升值的压力。叭原假设2和4 的拒绝说明，柏实际汇率的变动显著地构成贸巴易收支和FDI的格兰杰原因凹，这说明我们的确应该重视人敖民币汇率的变动可能对贸易收巴支和FDI产生的影响，具体啊的影响方向通过后面脉冲响应耙的分析可以得出结论。原假设笆5的拒绝说明FDI的变动是佰贸易收支变动的重要原因。原办假设6的接受说明短期内贸易俺收支不是FDI的格兰杰原因 原假设5的拒绝和原假设6

37、的接受所得出的结论与后面脉冲相应的分析结论是相互支持的，这里从短期格兰杰因果关系的角度佐证了后面脉冲响应进行的详细分析中得出的FDI对我国净出口有着重要贡献和出口空间的大小不是影响外资流入的主要因素的结论。坝。哀格兰杰因果关系检验只是说明八和验证了三者因果关系，具体跋的影响过程和方向可以借助脉佰冲响应函数进行分析。2脉冲响应函数分析搬脉冲响应函数描述一个内生变碍量对误差冲击的反应。具体地版说，它描述的是在随机误差项绊上施加一个标准差大小的新息爱（扮Innovation绊）冲击后对内生变量的当期值矮和未来值所带来的影响。耙以前学者在研究脉冲响应时大败多采用懊Cholesky岸分解技术，从而使误差

38、项正交扳化(背Orthogonalise岸d靶)。但挨Cholesky蔼分解有个缺陷，即它是非唯一矮的，这将导致冲击识别的任意拌性。也就是说，对系统内变量哎排序的不同，会得出不同的结把果。为此，半Koop、Pesaran 哀and Potter跋 （1996）、巴Pesaran and S岸hin岸（1998）等提议了另一种拌方法懊案一般脉冲响应（挨Generalized半 Impulse Resp盎onse碍），它避免了正交化对变量排扮序的依赖性。一般脉冲响应函佰数见附录1。柏我们就采用一般脉冲响应方法柏来进行脉冲响应分析。为了直耙观形象地刻画变量间的相互影拌响，我们正文中列示了脉冲响埃应函

39、数的曲线图，相应的数据懊表见附表1，我们的分析适当叭结合了相应的数据表。傲 按 扮 矮图2 EX对ER一个标准哎差冲击的响应 图昂3 EX对FDI一个标准稗差冲击的响应（1）实际汇率与贸易收支搬 图2显示人民币实际巴贬值短期内会恶化贸易余额，耙经过一段时滞后才能改善贸易爸余额，这就是所谓吧“隘J曲线效应把”矮。西方国家贬值改善贸易余额稗的时滞大约是半年到一年（姜挨波克，1999）。但我国这败一时滞长达24个月，也就是唉几乎两年的时间。一方面这印蔼证了协整分析中得出的人民币岸实际贬值长期内可以改善贸易阿收支的结论。另一方面也说明哎，由于进出口的价格弹性与西吧方国家相比仍然较低，出口供背给和进口需

40、求的调整也比较慢肮，因而导致贬值改善贸易余额捌的时滞较长。绊相反的情形可以推知人民币的罢实际升值在相当的时期内不会俺恶化我国的贸易收支，贸易收般支问题在短期不必成为人民币傲升值的顾虑。按（2）外国直接投资与对外贸袄易斑 新贸易理论运用产业爸组织理论的范畴，如不完全竞疤争、规模收益递增、产品差异昂化以及跨国公司理论发展所揭唉示的跨国投资的动机与利益从坝理论上分析了佰FDI按与对外贸易之间存在的互补共拜生关系。该关系突出体现在碍FDI败对对外贸易的促进效应上。从佰出口看，总量分析及分行业分百析结果都证明,外国投资对东哀道国出口具有显著的带动作用巴(板Graham和 Krugm板an案,1993)。

41、外国投资企业敖本身一般具有较强的国际市场熬导向，加之对国内企业的示范凹带动作用。因而，摆FDI翱与东道国出口具有强相关性。拜而颁FDI爸与东道国进口的相互关系研究搬表明，相关性不如与出口的关捌联密切，但由于外国直接投资企业从母公司进口中间产品、搬资本品及劳务的倾向较强，敖FDI叭因而可增加东道国进口(搬Hill摆,1990)。笆图3显示靶FDI隘增加对贸易余额的作用波动较败大，单从曲线图很难判断其趋败势，结合数据表计算波动的算挨术平均数，可以判断前8个月鞍总体上是减少贸易余额，8个败月之后总体上是改善贸易余额唉，长期内综合看来对贸易余额阿是有一定的改善作用的前8个月FDI对贸易余额产生的冲击的

42、平均数为-3.90976， 8个月之后对贸易余额的冲击的平均数为17.91357，总体上对贸易余额的冲击的平均数为14.00381。碍。贸易余额的波动可能的原因般就是癌FDI班促进出口的同时，也增加了我办国的进口。外资进入的初期，捌由于外国直接投资企业还不具埃备出口与生产能力，而同时又捌需要大量从母公司进口中间产颁品、资本品及劳务，而俺FDI伴对我国的出口带动作用还没有爸体现出来，所以外资进入的初笆期对贸易余额的影响总体上是搬负面的。随着爸FDI稗对出口带动作用逐步显现，对俺出口额的促进作用逐步超过对袄进口的带动效应，拔FDI肮对贸易余额的改善作用就逐步巴得到体现。百图4 外国直接投资企业出安

43、口份额的演变唉 班数据来源：根据中国统计摘半要2004绘制伴从实际情况看，中国啊FDI般具有一定的出口导向型特征。扮近几年来，外商投资企业已成办为阿我国爱对外贸易中的一支重要力量。挨2003年白外商投资企业进出口总额占全邦国进出口总额的比重爸为55.49伴，笆而1986白年艾只有4.04瓣，其中，外商投资企业的出坝口总额占全国出口总额的比重瓣由1986埃年隘的1.71鞍增长到扳2003俺年的疤54.84耙般（见图4）澳。八外国投资企业对中国出口的贡矮献,一方面是通过进入出口导碍向性产业,直接扩大了中国出柏口产业的规模,强化了中国出斑口产业的国际竞争力；另一方瓣面,外国投资企业还通过产业瓣链的作

44、用,对其上游、下游产颁业产生连锁效应，带动东道国唉出口竞争力的提高和出口量的鞍增长。这种出口导向型的胺FDI拌对我国扩大出口规模、优化出哀口结构、提升行业技术水平、坝促进产业升级、增强国际竞争伴力发挥了十分积极的作用（戴班金平，1999）。岸图5显示我国贸易收支冲击会霸造成FDI一定的波动，而且邦这种冲击随着滞后期的延长有哎放大效应，但没有明显规律可澳循。这也在一定程度反映尽管百FDI邦具有较为明显的出口导向型特般征，但出口空间的大小不是影暗响外资流入的主要因素肮。扮我们可以这样判断：吸引FD稗I可能依然是较高的投资利润率、较低的劳动力成本、对外捌资的优惠政策和潜在的巨大市阿场等国内特定因素(

45、挨Country-speci邦fic Determina矮nts of FDI岸)。 碍（3）实际汇率与外国直接投半资靶 实际汇率对于对霸FDI伴的影响，有一些学者进行过研碍究。归纳起来主要有财富渠道芭和生产成本渠道效应。把Froot 版和哎Stein挨（1991）就曾详细阐述了瓣汇率的财富效应：当瓣FDI俺的东道国相对于母国货币贬值百时，将使相同数量的外资购买败更多东道国的商品，从而吸引扮FDI奥的流入。关于生产成本渠道熬Culem皑（1998）指出，汇率的不捌同引起相对劳动成本的变化，佰当东道国货币相对于母国货币癌贬值时，意味着相同数量的外啊资将可能雇用更多的劳动力，袄从而吸引外资流入。摆

46、 艾 奥 背图5 FDI对EX一个标邦准差冲击的响应 图摆6 FDI对ER一个标准盎差冲击的响应 靶图6显示实际汇率上升即人民柏币贬值对FDI一定时期（1傲9个月）内会有促进作用，说拜明与人民币的贬值相联系的财按富效应和生产成本效应显著地稗促进了搬FDI挨。但长期内（19个月以后）皑会造成FDI的波动，甚至造成袄FDI斑的下降。其中的原因笔者认为挨是由于实际汇率的波动会增加靶投资者的投资风险，会对疤FDI拔的投资信心产生影响，从而引啊起FDI的波动甚至减少，这敖一点在发展中国家体现得更为耙明显。由此我们也可以得出结翱论，长期来看实际汇率的稳定疤和币值坚挺有利于吸引昂FDI板。相反的情形，人民币

47、实际升矮值会在一定时期内对外资的流版入产生一定的负面影响。但汇拜率调整后随着人们对于人民币唉变动预期的减弱是有利于吸引拔FDI俺的。霸 拜 败 碍 碍 艾图7 ER对EX一个标准吧差冲击的响应 图伴8 ER对FDI一个标准芭差冲击的响应瓣（4）对外贸易、外国直接投哎资与实际汇率变动哀图7显示贸易的顺差会导致一哎定时期内实际汇率下降，即人巴民币的实际升值。这与理论模鞍型的预期是一致的。阿图8显示FDI的增加初期会扒导致人民币小幅度实际贬值，盎一定时期（大约一年半的时间安）后导致人民币实际升值。我哀们认为FDI初期会导致人民哎币小幅贬值是与其在初期总体般上是减少贸易余额直接相关的翱，这与前面的分析

48、相一致。蔼长期来看FDI的增加会导致白人民币的实际升值与其改善国俺际收支有关，同时这也是与摆“背巴拉萨-萨缪尔森八（搬Balassa-扒S佰amuelson扮 懊）袄效应哎”癌（伴S邦amuelson耙，1964）所谓“巴拉萨-萨缪尔森效应”即当一个国家贸易品生产部门比非贸易品部门的生产率增长更快时,非贸易品部门工资的提高超过本部门生产率提高，这个国家将会有更高的价格水平, 根据购买力平价即实际汇率升值。实际汇率的变动反映了一国范围内贸易与非贸易部类生产力增长的相对差异。班联系在一摆起的。由于我国一贯的政策是碍引导外资投资于工业部门摆(蔼主要是贸易品生产品部门吧) 肮而非服务行业拜(鞍主要是非

49、贸易品部门拌)邦，昂我们可以做这样的解释疤: 爸外资的进入引起了我国贸易品疤部门的的技术进步版, 埃从而提高了贸易品部门的劳动霸生产率巴, 八进而使我国实际汇率升值。氨可以说，贸易顺差和半FDI罢大量引入都是人民币升值压力板的重要源泉。这里的分析进一袄步验证了格兰杰因果分析中的昂结论。五、结论与政策建议邦疤、罢贸易、外国直接投资和汇率构拔成一个相互影响的经济系统，捌针对任何一个变量的政策或措暗施的实行，都要考虑对另外两颁个紧密相关变量的冲击和影响挨。挨中国的贸易、氨FD敖I爱和实际汇率之间存在长期的动颁态均衡关系。长期来看，搬FDI斑的增加有利于贸易余额的改善癌，人民币实际贬值长期内可以捌改善

50、贸易收支。败FDI皑进入的初期，外国直接投资企奥业进口带动效应超过出口带动霸效应，所以外资进入的初期（傲大约前8个月）对贸易余额的摆影响总体上是负面的。随着外爸资出口带动作用的增强，8个盎月之后总体上是改善贸易余额盎的。长期内综合看来啊FDI扳对贸易余额是有一定的改善作唉用的。罢随着我国进出口商品的需求弹昂性逐步提高，已经逐步可以满扒足马歇尔-勒纳条件。但人傲民币实际贬值的案“办J敖曲线效应奥”跋明显，贬值改善贸易余额的时埃滞大约为两年，大大长于西方爸国家。寄希望于本币低估和低暗价销售两种纯价格竞争策略不摆能快速有效地改善贸易帐户。柏通过调整实际汇率调节贸易收稗支必须充分考虑其时滞效应，岸慎重

51、而行。我们应该减弱对外搬贸易中对价格竞争手段的依赖俺，提高产品的科技含量，增强跋质量观念，以提高我国出口商啊品的竞争力。袄斑、尽管叭FDI罢具有一定的出口导向型特征，傲但出口空间的大小不是影响外拔资流入的主要因素，吸引啊FDI巴可能依然是较高的投资利润率笆、较低的劳动力成本、对外资芭的优惠政策和潜在的巨大市场安等国内特定因素。实际汇率上芭升即人民币贬值对按FDI瓣短期内会有促进作用，但长期哎内由于实际汇率的波动会对F八DI的投资信心产生影响，造爱成百FDI版的波动，甚至造成半FDI般的下降。长期来看实际汇率的班稳定有利于吸引敖FDI癌。懊、尽管1996年以来人民皑币对美元名义汇率维持了稳定爱，

52、但实际汇率变动较大。贸易啊的顺差会导致一定时期内人民懊币的实际升值。摆FDI邦的增加初期会导致人民币小幅瓣度地实际贬值，一定时期（大懊约一年半的时间）后导致人民班币实际升值。败、人民币汇率问题是一个涉奥及我国政治经济各方面的深层拌次的问题，虽然我们不能根据鞍我们的实证结果进行简单的决蔼策，但本文的实证结果有助于班我们对该问题的判断。本文研拜究显示，贸易顺差和FDI大氨量流入是当前人民币升值压力隘的重要来源，贸易顺差无论是八短期还是长期都形成了人民币哎升值的压力，而FDI流入主傲要是在长期内形成了人民币升版值的压力；人民币升值在一定傲时期内不会恶化我国的贸易收班支，但会对罢FDI霸的流入产生一定

53、的负面影响。伴附录1 一般脉冲响应函数袄的公式艾其中，拜为误差向量哎的协方差矩阵；癌为澳矩阵对角线上的第j个元素；佰为式(1)变换出的向量移动绊平均模型（吧Vector Moving埃 Average傲,简称拔VMA把）的系数矩阵；为N维基本单位向量组中的第瓣j个向量。参考文献爱戴金平：外国直接投资与发矮展中国家的出口促进艾M佰搬，贵州人民出版社，拔贵阳阿，第1版，1999。坝戴金平、冯蕾：外国直接投跋资与中国的出口竞争力，肮南开经济研究J矮凹，2003年第5期。唉姜波克：国际金融学M摆肮，第79页，高等教育出版社啊，北京，第1版，1999。暗李海菠：人民币实际汇率与把中国对外贸易的关系，世柏

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