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 18背投稿领域：国际半经济学懊中国的贸易、外挨国直接投资与实唉际汇率的动态关艾系分析笆戴金平 王晓办天阿（南开大学国际阿经济研究所）疤The Ana哎lyses o碍f the 颁Dynamic班 矮Relatio靶n唉ships b哎etween 班China盎吧s Trade捌 , 阿Foreign昂 Direct斑 Invest艾ment an胺d Real 拔Exchang稗e Rate 肮Dai Jin挨ping W矮ang Xia盎otian 隘 (Insti芭tute of芭 岸Interna笆tional敖 Econom柏ics, Na稗nkai Un翱i袄

2、versity败, Tianj靶in, 300耙071)作者简介：癌戴金平昂（1965-）胺，女，汉族，河笆北沧州人。南开斑大学教授，博士艾生导师，南开大阿学国际经济研究佰所所长，南开大氨学跨国公司研究肮中心副主任，南芭开大学深圳金融爱金融工程学院副埃院长。1994捌年于南开大学国盎际经济研究所毕白业获经济学博士背学位。1996鞍-1997于英爱国格林威治大学胺从事博士后研究败，2001-2叭002于美国哥敖伦比亚大学作福懊布莱特学者。主版要研究领域：国稗际经济学和金融挨学。在核心期刊拜发表论文40余绊篇，曾获省部级傲科研奖励多项，班曾主持财政部、隘教育部重大课题伴多项。笆王晓天爱（1974-

3、）八，男，满族，辽扒宁铁岭人，南开坝大学经济学院金拌融学专业博士研袄究生，讲师，主爱要研究方向：国佰际金融、金融市笆场和宏观经济。背在数量经济技熬术经济研究敖国际金融研究把、国际经济评吧论南开经济把研究等核心刊安物发表论文10癌余篇。 碍中国的贸易、外背国直接投资与实蔼际汇率的动态关跋系分析摆戴金平 王晓佰天氨（南开大学经济叭学院）笆摘要：碍我国贸易收支、暗外国直接投资与艾汇率之间的关系扒很大程度上体现邦了经常项目、资奥本金融项目与汇邦率之间的关系。吧本文基于向量自熬回归模型对中国阿的翱贸易收支、疤FDI皑与实际汇率三者坝关系进行了动态矮分析，实证结果袄显示三者之间长阿期内存在互为因扮果的关系

4、。长期捌来看半FDI癌对贸易余额有一氨定的改善作用；白人民币实际贬值背的耙J靶曲线效应明显，笆贬值改善贸易余癌额的时滞大约为案两年。出口空间拌的大小不是影响胺FDI懊的主要因素，实叭际汇率的稳定有捌利于吸引办FDI昂。翱贸易收支的顺差爸和巴FDI唉的大量流入是近霸来人民币升值压翱力的重要来源，埃人民币的升值在碍一定时期内不会敖恶化我国的贸易邦收支，但会对F拌DI的流入产生佰一定的负面影响安。安关键词：蔼贸易收支 伴 FDI靶 实际汇率 动懊态关系 肮VAR霸模型芭中图分类号：F敖831.6 敖 文献标案识码：A笆Th岸e Analy挨ses of 办the 熬Dynamic昂 隘Relatio

5、背n罢ships b罢etween 跋China柏胺s Trade搬 , 奥Foreign颁 Direct矮 Invest把ment an皑d Real 蔼Exchang稗e Rate 凹Abstrac疤t:拌 The re笆lations班hips am瓣ong Tra爸de flow跋s, fore埃ign dir挨ect inv邦estment伴 (FDI) 白and exc邦hange r盎ate lar稗gely fo败rm a pi摆cture o艾f curre胺nt acco熬unt ,ca坝pital a癌nd fina版nce acc爱ount an凹d excha案nge

6、 rat按e摆隘s linka爱ge in C背hina. T隘he pape拔r analy拌ses the岸 佰dynamic矮 哀relatio盎n拜ships b扒etween 柏trade b爱alance 版, FDI a挨nd real肮 exchan氨ge rate般 in Chi摆na base哎d on a 佰vector 澳autoreg板ressive稗 (VAR) 按model. 扳The emp霸irical 霸result 扮approve岸s the 懊recipro唉cal摆 氨cause颁 绊and背 -鞍effect隘 relati叭onships班 am

7、ong 捌the thr靶ee vari艾ables i碍n consi扮deratio瓣n in th笆e long 搬term. F俺DI impr拔oves th白e trade斑 balanc拌e in th熬e long 般run. FD碍I impro拔ves the皑 trade 芭balance按 in the瓣 long r巴un. The瓣 improv伴ement o坝f a rea跋l depre皑ciation傲 of RMB板 on the疤 trade 稗balance笆 lags f笆or abou办t two y癌ears, w案hich is阿 J-curv

8、敖e effec凹t. The 胺export 扮volume 跋have no澳 signif氨icant e凹ffect o百n FDI. 肮On the 肮other h岸and the般 疤stabili绊ty柏 of the阿 real e拜xchange跋 rate i拌s an in爱centive吧 to FDI俺. The r安ecent p奥ressure傲 of RMB白稗s appre埃ciation叭 largel安y rests爸 with t蔼rade su背rplus a矮nd mass唉ive FDI爱 inflow岸s. The 柏appreci艾ation

9、 o般f RMB w哀ill not艾 扳deterio肮rate扳 the tr胺ade acc俺ount bu疤t it wi巴ll have阿 a 隘negativ斑e奥 effect阿 on FDI扒 inflow奥s in a 澳certain碍 案period跋 of tim挨e.半Key wor绊ds:熬 trade 凹balance鞍; forei捌gn dire癌ct inve哎stment 哎; real 背exchang版e rate 绊;拌 跋Dynamic啊 Linkag板es; vec巴tor aut芭oregres爸sive mo鞍del碍JEL Cla矮ssif

10、ica啊tion: 岸F470, F扮210, C5瓣10一、引言皑1994年以来耙，我国持续保持熬了经常项目和资霸本金融项目双顺隘差的国际收支格艾局，引起了国内阿经济学界和政策俺决策层的热切关爱注。颁近一段时期,人鞍民币汇率再度成鞍为国内外经济界扒讨隘论的吧焦颁点伴。2005年7拜月21日中国人叭民银行的公告声埃明，我国开始实按行以市场供求为奥基础、参考一篮八子货币进行调节阿、有管理的浮动板汇率制度。人民百币汇率不再盯住懊单一美元，实行芭更富弹性的人民袄币汇率制度。人案民币兑美元即日傲升值了1.9%把，即调整到1美半元对8.11人碍民币，但是市场澳普遍预期人民币佰会有更大幅度的鞍升值。消除升

11、值扒预期将是长期而绊且更为艰巨的工邦作。人民币升值邦的压力与国际收埃支的摆“唉双顺差佰”拜是直接相关的，版人民币升值对于爱经常项目和资本爸金融项目将产生把什么样的影响无隘疑是人民币汇率案调整要考虑的主疤要问题。这样的绊格局迫切要求我坝们对于我国经常八项目、资本金融熬项目与汇率的关拔系形成相对完整矮的认识。暗国际收支与汇率安的关系是国际经盎济理论探讨的一巴个主线和核心问氨题。国际收支理捌论，如弹性论、办吸收论、货币论斑、结构论以及内案外协调理论都将笆汇率对于国际收摆支的影响和调节拌作用作为核心问爱题。汇率理论也摆将两者的关系置氨于突出重要的地安位，版特别是汇率的国版际收支说专门研半究国际收支对于

12、埃汇率的影响扒。昂国际收支均衡和笆汇率稳定都是一岸国宏观经济调控搬的重要目标。贸扳易和外国直接投傲资在国际收支中埃无论是从比重还皑是活跃程度看都绊占有相当的地位罢，自然分别成为哎经常项目和资本澳金融项目中人们板关注的焦点。特昂别是在我国资本芭项目还没实行可案兑换的条件下，肮FDI在资本金芭融项目中占很大案比重，是近年来坝资本金融项目顺挨差的主导因素，版因此我国的巴贸易、啊FDI拜与汇率之间的关盎系在很大程度上拌体现了经常项目坝、资本金融项目安与汇率的关系，八正是基于这样一案个前提，本文就澳通过对我国贸易爱收支、矮FDI和汇率之疤间关系的探讨来奥分析我国国际收败支与人民币汇率罢之间的关系。耙成熟

13、的国际收支翱理论显示，百贸易、FDI与暗实际汇率之间有俺着紧密的联系，办它们之间相互影芭响相互作用，贸凹易差额与FDI班既可能存在相互伴融资和补充关系柏，也可能存在相吧互替代关系，同昂时它们又都受实伴际汇率的影响，办反过来又都影响埃实际汇率。但是绊现有的理论分别耙从不同的角度分哀析它们的关系，爸得出了不同甚至坝是完全相悖的论懊断，对于它们之拜间的因果关系是哎没有明确结论的佰。胺实证分析可以在案相当程度上针对敖一定时期内一国笆经济的实际情况巴对理论的分析形般成补充。爸Froot稗和翱Stein癌(1991)研安究发现，美国1拜970198版0年涌入的大规俺模哀FDI芭应归功于同一时蔼期疲软的美元

14、。捌相反，疤Gol哀dberg班和熬Kolstad盎(1994)对捌于美国等发达国皑家的实证分析则拔发现汇率贬值对搬于芭FDI阿没有任何大的或扒显著的影响。盎Agnes拔和霸Lionel败等（2001）皑针对发展中国家奥的实证研究显示拌汇率的波动不利柏于吸引翱FDI把。同时也有人关爸注国际收支内部阿FDI八和经常帐户的关跋系，如案M疤axwell挨 (摆1996半)的实证结果显叭示叭FDI把从长期来看有利矮于发展中国家经巴常帐户的改善。埃国内关于对外贸蔼易、拔FDI啊与汇率关系的相绊关研究也取得了稗一些成果。李海按菠（2003）癌的协整分析认为俺人民币实际汇率凹与对外贸易存在版着长期的均衡关版

15、系。相反，谢建板国和陈漓高（2盎002）对于人懊民币汇率和贸易拔关系的协整分析伴认为人民币贬值哎对贸易收支的改靶善并没有明显影安响。王志鹏（2碍002）的实证暗分析认为搬FDI芭在一定程度上引芭起了我国实际汇拌率的升值。戴金扒平和冯蕾（20扒03）利用分布阿滞后模型分析我岸国各地区疤FDI拌对当地出口的贡板献率的差异。办以上研究一个共袄同特点是分别研扮究贸易、佰FDI鞍与汇率之间的两爱两关系，这样做斑无疑有利于简化矮分析。但同时三半者之间相互作用罢相互依赖的关系唉随着金融交易在氨国际经济交易中耙地位的提升日益敖紧密，单独其中隘两个变量的关系柏研究常常有碍于爸问题的深入分析版。所以国外已经翱有一

16、些学者将三办者放在一个框架巴下研究。比如芭Obstfel八d败(1984)建芭立了一个理论框捌架分析资本流动百、经常项目和汇哎率的关系，得出奥结论：随着资本胺项目的自由化，唉资本流动短期内安会导致本币实际柏升值，同时经常版项目会出现赤字澳，长期会导致本瓣币实际贬值和对柏外债务增加。俺Goldber拌g挨 和氨Klein埃（1997）从背实证研究的角度奥运用面板数据(办Panel D伴ata半)方法考察贸易霸、斑FDI哀与实际汇率的关巴系，发现东南亚安国家实际汇率对般贸易和袄FDI肮都有影响，而且傲FDI盎对贸易也有促进跋作用。相反拉美邦发展中国家实际癌汇率对氨FDI背没有太大影响，爱FDI瓣对

17、贸易的促进作哀用也很微弱。懊Goldber哎g 袄和佰Klein拜基于面板数据方按法的分析无疑是矮非常有益的。但吧是面板数据方法矮先验地假定了他板们之间的单向因百果关系分别建立岸单一方程的做法疤有一定缺陷。由暗于三者之间可能胺存在互相影响的凹双向因果关系，傲单一方程不能完艾整地描述这种关扒系。暗本文拟运用向量皑自回归模型败（背Vector 巴Autoreg阿ressive霸 Model按 简称芭VAR笆）从实证研究角扮度氨分析芭贸易、芭FDI半与汇率之间相互佰依赖的双向因果霸关系，岸VAR艾模型的优势就是耙用来估计联合内柏生变量的动态关奥系。瓣本文第二部分对佰于向量自回归模捌型中相关变量的氨基

18、本情况和数据爱处理进行说明。板第三部分对于三霸变量的平稳性和扮协整关系进行检隘验的基础上建立爱了向量误差修正吧模型。第四部分八基于建立的向量爸误差修正模型进傲行格兰杰因果关稗系检验，同时考板察系统的脉冲响败应函数。第五部碍分是结论和政策奥建议。捌二、实证分析方敖法与数据胺向量自回归（埃VAR绊）模型是坝1980捌年由西姆斯绊（八Sims皑）提出来的。这埃种模型采用多方百程联立的形式，把它是用模型中所瓣有内生当期变量坝对它们的若干滞胺后值进行回归，佰从而估计全部内皑生变量的动态关罢系。不但具有联肮立方程对多个经半济变量相互影响碍进行分析的优点胺，同时由于VA扮R模型的解释变啊量不包括任何当昂期变

19、量，所以与阿联立方程模型有败关的问题在VA凹R模型中都不存佰在（鞍张晓峒，200翱0）。阿 含有绊N埃个变量滞后办k柏期的芭VAR背模型表示如下：奥 隘 岸Y笆t把 = 拜 + 摆1蔼 耙Y凹t按-1白 + 胺2 靶Y邦t敖-熬2岸 + + 翱k鞍 皑Y凹t拜-佰k啊 + 癌u隘t芭, 哀u鞍t凹 办 IID (阿0扮, 把)八 凹 袄 阿 吧 巴其中 邦Y埃t佰 =矮 搬(板y爸1鞍, 办t澳 扮y皑2, 巴t版 澳y矮N阿, 吧t氨)把 胺Y扒t板为坝N伴1按阶时间序列列向办量。艾 胺为俺N袄1吧阶常数项列向量傲。捌1瓣, 艾 , 敖k爸 均为版N瓣N跋阶参数矩阵，捌u扒t扒 傲 IID

20、(佰0办, 巴)背 是百N盎1靶阶随机误差列向啊量。邦 如果败VAR把模型的内生变量扒都含有单位根，绊当这些变量存在袄协整关系时则上爸述系统可以改写扳为向量误差修正瓣模型（Vect版or Erro矮r Corre肮ction M隘odel 简称把VEC傲）。皑Y袄t拌 捌=稗 翱 暗Y板t拜-1暗 + 氨1八 班Y岸t背-1扳 + 跋2疤 哎Y啊t哎-扒2岸 笆+ 绊隘 + 背k耙-1稗 搬Y柏t 把- (颁k奥-1)皑 +氨 叭u艾t吧 癌 靶 拜 艾 绊 稗称为压缩矩阵（拌影响矩阵），啊 = 安 暗 胺版。斑其中百是协整矩阵，爱 袄是调整系数矩阵板。把 叭和傲 靶都是敖N伴r哎阶矩阵。表示

21、有澳r傲个协整向量，肮1耙, 扳2安 爸 ,巴 办r挨，存在靶r百个协整关系。此霸估计方法由百Johanse安n坝（1995）提案出。伴在本文的实证模拔型中定义内生变盎量序列拌Y搬t盎 =罢 艾(蔼EX疤，FDI邦 扮，叭ER案 氨)傲其中背EX办为反映贸易收支稗的净出口，般FDI邦为外国直接投资暗，暗ER隘 俺为实际汇率。把为满足瓣VAR斑模型对数据样本瓣容量的要求，同耙时也为避免年度疤数据掩盖变量在半一年内发生的波佰动，本文分析所伴采用的样本为1矮996年1月到爸2003年12翱月的月度数据，跋数据来源于各期跋的中国人民银暗行统计季报和白中国经济景气拜月报，美国的瓣数据来源于美国扮统计月报

22、（懊Monthly傲 蔼Bulleti笆n of St啊atistic败s邦）。本文用移动耙平均差分法对样暗本数据进行了季版节调整以消除季八节性因素对模型暗的影响，般图1是季节调整把后的净出口、艾FDI和扮实际汇率的趋势敖图。熬 败 哀图1 经季节调斑整的净出口EX把（亿美元）、外板商直接投资FD柏I（亿美元）伴和人民币对美元隘的实际汇率ER隘1996年到1肮997第一季度扳年我国的外贸收哀支顺差较小且波柏动较大，面临着靶较为严峻的形势爸。从1997年八起为了克服亚洲爱金融危机给中国斑出口贸易所造成袄的不利影响,我叭国开始加大了对拌出口贸易的奖励罢力度。在奖励性傲贸易政策的刺激隘下，同时由于亚

23、拌洲金融危机的影碍响还未显现,我唉国出口贸易迅速隘增长。亚洲金融唉危机人民币没有罢采取贬值措施的吧滞后影响使得1靶999年到20氨01上半年贸易扳顺差在较低水平敖徘徊。由于世界唉经济形势的逐渐肮好转，艾200耙1第四季度起蔼,我国对外贸易碍保持了强劲增长俺，巴2002年我国案贸易顺差皑达到百304.3俺亿美元，年增长阿率达到版34.95傲%巴，但2003年矮贸易收支的波动佰加剧，余额减少隘为254.7亿捌美元。奥1996年的F傲DI规模为41熬7.3亿美元,颁 1997年中笆国成功地抵御了班亚洲金融危机，柏大量外资继续流啊入爸，1998年达艾到454.6亿阿美元，这也板与班FD胺I奥从周边国家

24、流出拌有关。随着危机岸国家经济的逐渐耙复兴和中国经济霸的持续低迷，1绊999年隘到2000年岸外商爱直接暗投资大幅度下降吧。暗2001年以来皑随着对中国经济案增长的信心的逐袄步恢复，同时由岸于加入WTO的爱谈判取得实质性昂进展，坝“瓣入世扒”氨效应在利用外资拜中开始显现出来矮。2001年外蔼商直接投资实现拜了14.7的袄恢复性增长，达拜到历史最高水平绊。2002年般外摆商直接投罢资金额昂达到拌527扮.伴43亿美元，班利用外商直接投唉资额首次超过美办国，跃居世界首柏位。凹2003年外拌商直接投把资535.05艾亿美元，同比增邦长 1.4霸5巴%癌。稗同时也应注意到坝2003年年度邦内佰FDI八

25、流入额的波动很矮大。伴实际汇率是反映跋一国国际竞争力扒状况的指标，其盎计算方法为：实叭际汇率=名义汇啊率*（外国物价矮指数/本国物价办指数），实际汇扮率上升意味着本昂币对外币的实际胺贬值，实际汇率案下降则意味着本安币对外币的实际耙升值。由于美国吧是中国的最大出背口国和FDI的阿主要来源国之一白，同时鉴于美元岸在国际金融体系奥的关键货币地位邦，我们以对美元捌的实际汇率反映疤人民币的实际汇百率水平。199佰4年为基期计算捌人民币对美元的扳实际汇率，采用翱的计算公式为：摆实际汇率=名义百汇率*（美国消阿费价格指数/中伴国消费价格指数拜），之所以选取颁消费价格指数（败CPI），因为版各国间消费品的罢价

26、格可比性远高摆于生产资料，同案时我国的消费价跋格指数比生产资翱料价格指数更周跋全可靠。从人民阿币对美元的实际案汇率的走势看，稗尽管1996年蔼以来人民币对美鞍元名义汇率维持斑了稳定，但由于颁两国物价水平的板变化，1996叭年到1997年癌5月，人民币对懊美元处于实际升跋值状态，之后一白直到2003年爸的2月总体走势芭是对美元实际贬碍值，2003年唉3月以后由于中班国物价水平较为跋迅速的回升，人笆民币对美元出现八较大幅度的升值拌，2003年底耙相对于2003哎年2月升值幅度傲达9.28%。皑三、贸易、FD吧I与实际汇率之搬间关系的协整分般析白协整坝（Cointe捌gretion耙）矮的概念是20

27、世敖纪80年代由恩爸格尔柏把格兰杰（肮Engel-G办ranger把）提出的。实际八上某些非平稳经败济变量的线性组哎合有可能是平稳翱的，非平稳经济百变量间存在的这办种长期稳定的均捌衡关系称作矮协整关系稗。袄首先对变量的平邦稳性进行检验，搬同时考察变量的按单整阶数，即对稗变量及其差分进扳行单位根检验。单位根检验坝由表1时间序列扮EX白,隘 FDI盎 凹,拔 ER安的单位根检验结拌果叭可以看出，时间罢序列挨 颁EX按,跋 FDI拜 把,艾 ER巴经过一阶差分平绊稳，所以是一阶安单整序列。2协整检验拜时间序列皑EX矮,唉 FDI懊 扒,癌 ER奥的单整阶数相同巴，可能存在协整矮关系，即变量之芭间长期

28、稳定的比昂例关系。本文使搬用Johans芭on（1995阿）多变量协整检疤验方法对凹时间序列贸易收捌支邦EX稗，般外国直接投资背 FDI佰和艾实际汇率俺ER敖进行协整检验。半Johanso傲n协整检验是一板种基于向量自回盎归模型的检验方氨法，在进行协整斑检验以前，必须安首先确定VAR搬模型的结构。笆表1 搬 叭 案 隘 扮时间序列岸EX瓣, FDI,稗 ER佰 袄的单位根检验背变量伴ADF袄统计量半5%邦临界值翱1%昂临界值颁AIC笆SC埃检验形式佰(班c,t,k稗)巴结论盎EX巴-2.5414爱-2.8932埃-3.5031瓣7.7145按7.8800敖（c,0,4）拜不平稳百FDI奥-0.

29、6377伴-1.9436半-2.5850把7.8958斑7.9775爸(0,0,2)癌不平稳败ER摆-1.4604八-3.4581罢-4.0591白-2.5854半-2.4493氨（c,t,2）芭不平稳颁绊EX笆-5.3128叭*哎-2.8936奥-3.5.39绊7.7893埃7.9559安（c,0,4）霸平稳伴凹FDI败-9.6873邦*胺-1.9436伴-2.5883笆7.7368安7.8190氨(0,0,2)绊平稳埃埃ER八-4.1032稗*爱-3.4586傲-4.0602岸-2.5563哎-2.4193岸（c,t,2）哀平稳安 霸说明： （1）啊检验形式中的爱c伴和芭t案表示带有常数项

30、澳和趋势项，稗k哀表示滞后阶数；昂（2）滞后期k拌的选择标准是以啊AIC爱 和板SC矮值最小为准则；扳（3）板敖表示变量序列的班一阶差分；（4翱）*表示在1%伴显著水平上拒绝败非平稳假设。办用赤池（氨Akaike拔）信息准则 白(拜AIC氨)埃或用施瓦茨（坝Schwart奥z啊）准则 瓣(凹SC昂)背 选择最大滞后傲期矮k柏值，选择翱k袄值的原则是在增白加啊k阿值的过程中使扒AIC拜的值或盎SC艾的值达到最小。拜同时我们知道办在白VAR癌模型中适当加大吧k霸值（增加滞后变拔量个数），可以般消除误差项中存版在的自相关。但澳从另一方面看，叭k颁值又不宜过大。澳k般值过大会导致自袄由度减小，直接跋影

31、响模型参数估俺计量的有效性。背最后选择俺k巴=10。同时，矮用Q统计量检验肮残差序列有无自埃相关，怀特（W坝hite）检验熬和ARCH统计半量检验是否存在叭异方差，JB（昂Jarque-碍Bera）检验般残差的正态性，霸结果表明在5%唉的显著水平上各八方程回归的残差氨序列均满足正态挨性，不存在自相懊关和异方差。邦 疤 通过模型哀选择的联合检验半，确定最合适的岸协整检验模型为奥协整空间中有常颁数项、有线性趋佰势项，数据空间昂有线性趋势项。百Johanso拔n协整检验结果氨（见表2）显示吧变量之间有且只捌有一个协整关系俺。吧表2 扮 埃 敖 艾 Joh唉anson协整懊检验结果版特征值凹迹（tra

32、ce翱）统计量柏5%水平临界值败原假设唉H哎0案备择假设百H般1芭0.2254百46.1291版*办42.44澳r=0啊r矮败1澳0.1827耙24.9291艾25.32俺r佰芭1哀r半奥2办0.0939凹8.1831坝12.25拜r拌艾2艾R=3叭说明：*表示百在5%的显著水俺平上拒绝原假设伴3向量误差修哎正模型和爸协整关系唉三者之间存在一安个协整关系，因叭此可以建立包含芭一个协整方程的癌向量误差修正（凹VEC）模型。澳模型结构选择保盎持与Johan隘son协整检验懊结构的一致性。办由于单个参数估疤计值的解释是很半困难的，同时意白义也不大，我们哎这里就省略向量岸误差修正模型具鞍体形式，只写出

33、坝相应的协整关系翱式。巴估计出的氨三变量的协整(八长期)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。柏：拜 昂 伴 艾 叭 班 唉 爱 （1）胺(3.2872靶) 跋 背(5.4008爱)扮 跋 版 拜式（1）下面括版号内的数字为相艾应系数的t统计俺量。傲由此可以得出，澳长期来看，FD扮I和实际汇率都背是贸易收支的重癌要影响因素，F邦DI的增加有利癌于贸易余额的改白善；实际汇率上斑升，即本币对美靶元的实际贬值长背期内可以改善贸芭易收支，这说明啊随着我国进出口按商品的需求弹性蔼提高，已经逐步爱可以满足马

34、歇尔澳-勒纳条件(柏Marshal隘l-Lerne百r Condi癌tion)。吧四、败贸易、FDI与澳实际汇率的动态碍关系：案格兰杰因果关系般检验和脉冲响应挨分析拌基于建立的向量蔼误差修正模型，伴为了更好的观察扮贸易、翱FDI坝与实际汇率之间耙的动态关系，可捌以进行格兰杰因埃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。搬，同时考察系统跋的脉冲响应函数版(Impuls疤e R隘esponse唉 Functi暗ons)隘。鞍1格兰杰因果拔

35、关系检验傲我们运用格兰杰背因果关系检验目八的是对理论模型版中得出的三者作版为一个经济系统唉互为因果的关系捌进行验证，同时昂它又可以和后面背的脉冲响应的分碍析相互补充和印矮证。首先就结合案本文的模型对这扒种方法进行一点拌简单的说明。佰本文建立的向量哎误差修正模型的靶形式如下：挨 搬 （2袄）皑 拌 （3）坝 办 （胺4）肮以方程（2）为背例，若接受原假半设白：暗（i=1,2，啊佰10)，则称短柏期内班FDI凹不是拔EX叭的格兰杰原因，搬若拒绝耙，则意味着叭FDI把是爱EX拔的格兰杰原因。疤类似的结论适用佰于原假设办：扒（i=1,2，碍半10)对于办ER岸短期内是否是败EX斑格兰杰原因的检叭验。若

36、接受假设凹：氨（i=1,2，班案10)则表示笆FDI皑（或摆ER爱）即使通过协整扳关系亦不构成斑EX俺的格兰杰原因，耙也可以称之为：瓣从长期看，艾FDI半（或笆ER傲）亦不是俺EX隘的格兰杰原因。拌若拒绝蔼，说明从长期看扮，埃FDI颁（或暗ER跋）通过系统的协袄整关系构成百EX蔼的格兰杰原因。吧同样的讨论适用哎于系统中的方程按(3)和(4)敖。霸误差修正模型中安各方程的误差修爸正项系数扮、邦和霸的显著性的t统稗计量分别为-3拔.9701，3澳.8995和2绊.4777，都懊通过了1%水平癌的显著性检验，耙这说明三个变量疤间在长期内存在搬互为因果的关系哎，这进一步印证办了理论模型中的唉结论。俺表

37、3 班 百 芭 格兰俺杰短期因果关系巴的检验结果办原假设H稗0岸F巴统计量白显著性水平氨结论碍1.吧EX伴不是叭ER爸的 Grang碍er原因肮3.63871搬0.01592胺拒绝奥H皑0霸2.傲ER瓣不是坝EX把的 Grang暗er原因蔼5.80425胺0.00427班拒绝背H蔼0拔3.癌FDI疤不是艾ER哀的Grange叭r原因隘1.13601扒0.33917昂接受板H鞍0摆4.扳ER绊不是芭FDI捌的Grange俺r原因岸2.60372耙0.04517瓣拒绝板H暗0熬5.氨FDI蔼不是案EX扮的Grange敖r原因肮3.18019澳0.02800氨拒绝巴H背0挨6.办EX拜不是奥FDI隘

38、的Grange敖r原因佰1.52620靶0.202坝09半接受奥H俺0斑说明：表中的结八论是基于显著性颁水平0.05板短期因果关系的岸检验中原假设1般的拒绝说明，贸巴易收支是实际汇埃率的格兰杰原因芭，原假设3 的隘接受说明，短期蔼内FDI在5%哀的显著性水平上捌不是实际汇率的靶格兰杰原因。但拔误差修正项的系隘数显著表明长期办内贸易收支和F白DI都是实际汇挨率的格兰杰原因扳。所以对于当前啊的人民币汇率问绊题可以认为贸易扳顺差无论是短期碍还是长期都形成凹了人民币升值的般压力，而FDI败流入主要是在长翱期内形成了人民埃币升值的压力。挨原假设2和4 盎的拒绝说明，实般际汇率的变动显摆著地构成贸易收艾支

39、和FDI的格拔兰杰原因，这说背明我们的确应该挨重视人民币汇率颁的变动可能对贸鞍易收支和FDI翱产生的影响，具背体的影响方向通耙过后面脉冲响应败的分析可以得出叭结论。原假设5稗的拒绝说明FD扮I的变动是贸易隘收支变动的重要爱原因。原假设6啊的接受说明短期岸内贸易收支不是啊FDI的格兰杰佰原因 原假设5的拒绝和原假设6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。哎。傲格兰杰因果关系氨检验只是说明和唉验证了三者因果翱关系，具体的影胺响过程和

40、方向可俺以借助脉冲响应败函数进行分析。俺2脉冲响应函办数分析傲脉冲响应函数描板述一个内生变量扮对误差冲击的反叭应。具体地说，盎它描述的是在随碍机误差项上施加把一个标准差大小稗的新息（罢Innovat把ion八）冲击后对内生凹变量的当期值和奥未来值所带来的把影响。氨以前学者在研究挨脉冲响应时大多稗采用叭Cholesk班y俺分解技术，从而熬使误差项正交化岸(捌Orthogo奥nalised百)。但肮Cholesk扳y版分解有个缺陷，绊即它是非唯一的稗，这将导致冲击叭识别的任意性。傲也就是说，对系奥统内变量排序的白不同，会得出不吧同的结果。为此叭，疤Koop、Pe矮saran a隘nd Pott绊e

41、r半 （1996）啊、胺Pesaran般 and Sh拜in耙（1998）等白提议了另一种方跋法傲扒一般脉冲响应（巴General伴ized搬 Impuls啊e Respo拔nse艾），它避免了正摆交化对变量排序坝的依赖性。一般爸脉冲响应函数见绊附录1。俺我们就采用一般皑脉冲响应方法来八进行脉冲响应分斑析。为了直观形澳象地刻画变量间瓣的相互影响，我扮们正文中列示了氨脉冲响应函数的叭曲线图，相应的袄数据表见附表1邦，我们的分析适皑当结合了相应的哀数据表。傲 跋 扮 耙 伴图2 EX对熬ER一个标准差拜冲击的响应 笆 图3 笆 EX对FDI斑一个标准差冲击奥的响应敖（1）实际汇率凹与贸易收支艾 图

42、2显哎示人民币实际贬唉值短期内会恶化百贸易余额，经过肮一段时滞后才能爸改善贸易余额，笆这就是所谓邦“哀J曲线效应翱”霸。西方国家贬值捌改善贸易余额的坝时滞大约是半年按到一年（姜波克昂，1999）。爱但我国这一时滞吧长达24个月，熬也就是几乎两年办的时间。一方面哀这印证了协整分巴析中得出的人民背币实际贬值长期啊内可以改善贸易懊收支的结论。另跋一方面也说明，懊由于进出口的价案格弹性与西方国吧家相比仍然较低敖，出口供给和进爸口需求的调整也碍比较慢，因而导百致贬值改善贸易耙余额的时滞较长阿。隘相反的情形可以半推知人民币的实跋际升值在相当的隘时期内不会恶化蔼我国的贸易收支胺，贸易收支问题安在短期不必成为

43、暗人民币升值的顾鞍虑。艾（2）外国直接肮投资与对外贸易懊 新贸易哎理论运用产业组昂织理论的范畴，靶如不完全竞争、班规模收益递增、吧产品差异化以及吧跨国公司理论发碍展所揭示的跨国癌投资的动机与利搬益从理论上分析挨了挨FDI昂与对外贸易之间颁存在的互补共生瓣关系。该关系突皑出体现在哀FDI佰对对外贸易的促霸进效应上。从出邦口看，总量分析叭及分行业分析结爱果都证明,外国芭投资对东道国出肮口具有显著的带佰动作用(背Graham和袄 Krugma皑n佰,1993)。搬外国投资企业本敖身一般具有较强般的国际市场导向半，加之对国内企敖业的示范带动作板用。因而，蔼FDI把与东道国出口具邦有强相关性。而翱FDI

44、靶与东道国进口的拜相互关系研究表哎明，相关性不如碍与出口的关联密熬切，但由于外国癌直接投资企业从阿母公司进口中间佰产品、资本品及板劳务的倾向较强翱，拔FDI懊因而可增加东道俺国进口(奥Hill傲,1990)。拔图3显示摆FDI跋增加对贸易余额蔼的作用波动较大扮，单从曲线图很按难判断其趋势，稗结合数据表计算拔波动的算术平均翱数，可以判断前耙8个月总体上是暗减少贸易余额，芭8个月之后总体板上是改善贸易余唉额，长期内综合笆看来对贸易余额柏是有一定的改善摆作用的前8个月FDI对贸易余额产生的冲击的平均数为-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

45、平均数为14.00381。袄。贸易余额的波背动可能的原因就艾是隘FDI版促进出口的同时拔，也增加了我国拔的进口。外资进百入的初期，由于疤外国直接投资企班业还不具备出口拌与生产能力，而埃同时又需要大量阿从母公司进口中鞍间产品、资本品笆及劳务，而拌FDI坝对我国的出口带半动作用还没有体稗现出来，所以外巴资进入的初期对邦贸易余额的影响伴总体上是负面的斑。随着岸FDI败对出口带动作用芭逐步显现，对出案口额的促进作用般逐步超过对进口耙的带动效应，板FDI跋对贸易余额的改芭善作用就逐步得斑到体现。班图4 外国直白接投资企业出口碍份额的演变巴 拜数据来源：根据奥中国统计摘要板2004绘制白从实际情况看，八中

46、国岸FDI版具有一定的出口暗导向型特征。肮近几年来，外商罢投资企业已成为安我国奥对外贸易中的一案支重要力量。斑2003年案外商投资企业进八出口总额占全国按进出口总额的比翱重柏为55.49捌，摆而1986颁年熬只有4.04懊，其中，外商坝投资企业的出口啊总额占全国出口班总额的比重拌由1986啊年疤的1.71疤增长到案2003绊年的半54.84案八（见图4）鞍。澳外国投资企业对埃中国出口的贡献肮,一方面是通过般进入出口导向性背产业,直接扩大靶了中国出口产业霸的规模,强化了巴中国出口产业的矮国际竞争力；另芭一方面,外国投耙资企业还通过产巴业链的作用,对暗其上游、下游产澳业产生连锁效应拜，带动东道国出

47、板口竞争力的提高暗和出口量的增长颁。这种出口导向暗型的笆FDI班对我国扩大出口矮规模、优化出口巴结构、提升行业跋技术水平、促进摆产业升级、增强暗国际竞争力发挥拌了十分积极的作昂用（戴金平，1稗999）。办图5显示我国贸芭易收支冲击会造八成FDI一定的埃波动，而且这种佰冲击随着滞后期按的延长有放大效扮应，但没有明显唉规律可循。这也八在一定程度反映坝尽管吧FDI俺具有较为明显的霸出口导向型特征鞍，但出口空间的坝大小不是影响外把资流入的主要因敖素暗。佰我们可以这样判胺断：吸引FDI蔼可能依然是较高扒的投资利润率、澳较低的劳动力成扳本、对外资的优霸惠政策和潜在的按巨大市场等国内扮特定因素(氨Count

48、ry拔-specif胺ic Dete伴rminant办s of FD背I把)。 翱（3）实际汇率扳与外国直接投资扒 实际汇爱率对于对懊FDI扳的影响，有一些拌学者进行过研究胺。归纳起来主要笆有财富渠道和生背产成本渠道效应案。耙Froot 吧和霸Stein昂（1991）就吧曾详细阐述了汇佰率的财富效应：岸当澳FDI败的东道国相对于办母国货币贬值时扒，将使相同数量拌的外资购买更多罢东道国的商品，笆从而吸引啊FDI拔的流入。关于生翱产成本渠道癌Culem半（1998）指颁出，汇率的不同绊引起相对劳动成坝本的变化，当东胺道国货币相对于敖母国货币贬值时隘，意味着相同数蔼量的外资将可能鞍雇用更多的劳动搬力

49、，从而吸引外拌资流入。跋 敖 般 芭 佰图5 FDI罢对EX一个标准吧差冲击的响应 绊 图6 跋 FDI对ER斑一个标准差冲击八的响应 跋图6显示实际汇矮率上升即人民币靶贬值对FDI一版定时期（19个摆月）内会有促进扮作用，说明与人翱民币的贬值相联岸系的财富效应和奥生产成本效应显挨著地促进了奥FDI奥。但长期内（1蔼9个月以后）会稗造成FDI的波邦动，甚至造成搬FDI八的下降。其中的碍原因笔者认为是扒由于实际汇率的伴波动会增加投资碍者的投资风险，跋会对霸FDI澳的投资信心产生爱影响，从而引起凹FDI的波动甚巴至减少，这一点佰在发展中国家体扒现得更为明显。搬由此我们也可以奥得出结论，长期颁来看实

50、际汇率的爸稳定和币值坚挺啊有利于吸引稗FDI柏。相反的情形，颁人民币实际升值把会在一定时期内澳对外资的流入产八生一定的负面影澳响。但汇率调整耙后随着人们对于板人民币变动预期捌的减弱是有利于巴吸引版FDI叭的。爱 瓣 颁 跋 胺 扳 癌图7 ER对柏EX一个标准差碍冲击的响应 爱 图8 瓣 ER对FDI埃一个标准差冲击碍的响应哎（4）对外贸易八、外国直接投资捌与实际汇率变动暗图7显示贸易的扮顺差会导致一定啊时期内实际汇率摆下降，即人民币挨的实际升值。这唉与理论模型的预胺期是一致的。版图8显示FDI懊的增加初期会导癌致人民币小幅度胺实际贬值，一定捌时期（大约一年爱半的时间）后导扳致人民币实际升吧值

51、。我们认为F傲DI初期会导致暗人民币小幅贬值碍是与其在初期总癌体上是减少贸易疤余额直接相关的伴，这与前面的分袄析相一致。爸长期来看FDI按的增加会导致人白民币的实际升值肮与其改善国际收吧支有关，同时这扒也是与扮“岸巴拉萨-萨缪尔肮森岸（奥Balassa疤-叭S拔amuelso搬n拜 斑）叭效应靶”白（拔S傲amuelso巴n班，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

52、。懊联系在一般起的。由于我国般一贯的政策是引班导外资投资于工矮业部门安(昂主要是贸易品生百产品部门绊) 靶而非服务行业哎(斑主要是非贸易品翱部门邦)疤，哎我们可以做这样拔的解释啊: 吧外资的进入引起般了我国贸易品部胺门的的技术进步把, 罢从而提高了贸易敖品部门的劳动生氨产率袄, 熬进而使我国实际奥汇率升值。案可以说，贸易顺奥差和癌FDI捌大量引入都是人邦民币升值压力的耙重要源泉。这里鞍的分析进一步验挨证了格兰杰因果澳分析中的结论。伴五、结论与政策挨建议翱哎、拜贸易、外国直接爱投资和汇率构成摆一个相互影响的肮经济系统，针对蔼任何一个变量的矮政策或措施的实昂行，都要考虑对敖另外两个紧密相拌关变量的

53、冲击和板影响。芭中国的贸易、埃FD阿I扳和实际汇率之间鞍存在长期的动态背均衡关系。长期半来看，熬FDI罢的增加有利于贸哎易余额的改善，袄人民币实际贬值叭长期内可以改善耙贸易收支。袄FDI癌进入的初期，外岸国直接投资企业熬进口带动效应超绊过出口带动效应凹，所以外资进入挨的初期（大约前吧8个月）对贸易艾余额的影响总体叭上是负面的。随翱着外资出口带动俺作用的增强，8唉个月之后总体上按是改善贸易余额叭的。长期内综合案看来鞍FDI岸对贸易余额是有唉一定的改善作用癌的。拌随着我国进出口巴商品的需求弹性搬逐步提高，已经阿逐步可以满足马跋歇尔-勒纳条昂件。但人民币实碍际贬值的拌“扮J蔼曲线效应翱”昂明显，贬值

54、改善班贸易余额的时滞岸大约为两年，大板大长于西方国家八。寄希望于本币挨低估和低价销售哎两种纯价格竞争埃策略不能快速有板效地改善贸易帐盎户。通过调整实扮际汇率调节贸易挨收支必须充分考百虑其时滞效应，哎慎重而行。我们凹应该减弱对外贸哎易中对价格竞争懊手段的依赖，提奥高产品的科技含拔量，增强质量观蔼念，以提高我国巴出口商品的竞争霸力。柏邦、尽管捌FDI扮具有一定的出口埃导向型特征，但拜出口空间的大小摆不是影响外资流岸入的主要因素，吧吸引爸FDI背可能依然是较高爱的投资利润率、盎较低的劳动力成靶本、对外资的优般惠政策和潜在的袄巨大市场等国内扳特定因素。实际瓣汇率上升即人民案币贬值对啊FDI坝短期内会有

55、促进搬作用，但长期内把由于实际汇率的凹波动会对FDI笆的投资信心产生啊影响，造成扮FDI澳的波动，甚至造板成拜FDI柏的下降。长期来半看实际汇率的稳八定有利于吸引班FDI耙。皑、尽管199案6年以来人民币肮对美元名义汇率吧维持了稳定，但哀实际汇率变动较胺大。贸易的顺差稗会导致一定时期板内人民币的实际肮升值。拌FDI搬的增加初期会导啊致人民币小幅度拜地实际贬值，一凹定时期（大约一癌年半的时间）后叭导致人民币实际哎升值。奥、人民币汇率袄问题是一个涉及安我国政治经济各肮方面的深层次的阿问题，虽然我们柏不能根据我们的阿实证结果进行简袄单的决策，但本唉文的实证结果有拔助于我们对该问隘题的判断。本文吧研究

56、显示，贸易跋顺差和FDI大蔼量流入是当前人耙民币升值压力的板重要来源，贸易耙顺差无论是短期邦还是长期都形成矮了人民币升值的摆压力，而FDI跋流入主要是在长暗期内形成了人民阿币升值的压力；半人民币升值在一敖定时期内不会恶捌化我国的贸易收埃支，但会对唉FDI爱的流入产生一定背的负面影响。捌附录1 一般傲脉冲响应函数的拜公式绊其中，霸为误差向量拌的协方差矩阵；按为盎矩阵对角线上的稗第j个元素；皑为式(1)变换奥出的向量移动平吧均模型（昂Vector 爱Moving 矮Average跋,简称爸VMA伴）的系数矩阵；肮为N维基本单位拌向量组中的第j瓣个向量。参考文献摆戴金平：外国哎直接投资与发展澳中国家

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