马翔 高奇

2001年来，中国经常项目和资本项目“双顺差”持续扩大，国际间贸易摩擦进一步加剧，人民币面临较大的升值压力。中国政府审时度势，于2005年7月21日宣布人民币汇率形成机制改革，开始实行以市场供求为基础，参考一篮子货币进行调节，对人民币汇率浮动进行动态管理和调节。在人民币升值预期下，毋庸置疑对中国经济乃至区域经济无论是从宏观上还是微观上都会产生一定的影响。宁波市作为计划单列市，其经济地位不言而喻。本文选取了衡量宁波外向型经济发展水平的四个经济变量：外贸进口依存度、外贸出口依存度、利用外资依存度和对外直接投资依存度，通过规范和实证研究，论述了人民币真实有效汇率变动对四个依存度的影响，并采用多元协整技术分别就汇率变动对这些自变量的长、短期影响程度，最后在此基础上提出有关结论及宁波发展外向型经济的政策建议。

外向型经济是指面向国际市场，根据比较利益原则，广泛参与国际分工、国际交换和国际竞争，通过扩大进出口，利用国外资源、资金、技术和管理经验等，大力开展对外经济交流，积极调整产业结构，促进产业、产品结构优化，为实现区域经济发展而建立的经济结构和经济运行体系。衡量外向型经济水平高低主要经济指标包括：区域进出口贸易和资金的国际流动^[1]。

国内外汇率变动对外向型经济的影响的研究理论与文献很少，大都是通过这样两个层面的思路完成的：一是研究汇率变动对国际贸易收支的影响；二是探讨汇率变动对国际直接投资的影响。

在“汇率变动对国际贸易收支”的研究上，传统国际收支理论认为，汇率变动会影响贸易商品的相对价格，以改变商品贸易的供求关系，从而影响贸易收支。这种影响的前提条件是进口商品的需求弹性和出口商品的需求弹性之和大于1，这就是所谓的“马歇尔一勒纳条件（MarshaU-Lener ConditiOn）”^[2]。在实际经济环境下，汇率变动作用于国际收支，由于时滞存在，不能迅速产生影响，需要一定时间调整，即存在“J曲线效应”^[3]。Mile（1979）通过建立简约式模型，采用合并、无关回归分析了汇率变动与国际收支关系，认为汇率变动不会对国际收支产生影响，仅仅只能改变资产组合中各资产的比例关系。后来，Haynes（1986）在简约式模式基础上，提出了结构式模式，他同时采用两模式对美日之间的汇率变动和国际收支关系进行了论证，结果发现：日元汇率变动对美国对日本的出口产生影响，而对日本对美国的出口的影响不显著。接着，Manvah和Klein（1996）对1977~1992年的季度数据，分析了汇率变动与国际收支关系，发现前几个季度具有J曲线效应。然而Baharumshah（2001）则持不同观点，他以1980~1996年马来西亚和美国、日本的双边贸易收支的季度数据为样本，利用协整技术研究发现短期内并不存在J曲线效应，并指出汇率对国际收支的影响不确定，J曲线效应不会一直存在。

在“汇率变动对国际直接投资”的研究上，传统的国际投资理论对直接投资动因的研究，主要集中在跨国公司对外投资的动因和东道国的区位优势方面。如Hymer（1960）的市场不完善理论、Vernon（1966）的产品周期理论、BUCkley &CaSSon（1976）的内部化理论、Dunning（1976）的国际生产折衷理论、Kojima（1978）的边际产业扩张理论。传统的FDl理论几乎都假定国际投资过程中的汇率固定不变，汇率水平如果波动也不会对国际直接投资产生重大影响，汇率及汇率变化对FDl的影响一直被忽略了。即使汇率发生波动，也可以选择各种金融衍生工具来对其投资进行风险规避。后来，关于汇率与直接投资的研究越来越引起经济学家的重视。CUShman（1985，1987）的对生产成本效应理论认为，汇率水平的变动对东道国生产成本产生一定影响。当其他因素不变时，本币贬值将会降低当地相对于外国的生产成本，特别是劳动成本，而这种成本的降低会提高FDI的资本回报率，从而促进FDI的流入。接着，Froot和Stein（1991）提出的“相对财富假说”认为：东道国货币贬值能够提高外国投资者的相对财富，从而更有利于他们并购东道国的企业。但是这一理论的建立，在资本市场不完全前提下只能解释汇率变动对跨国并购类FDI的影响，并不适用于对新设类FDI的合理解释。随后，Frool &Stein（1991）、Klein &ROSengren（1992）、Blonigen（1997）认为本币汇率的变化与FDI之间存在着逆向因果关系。即货币升值时，FDI流入量会下降；反之，FDI流入量则会上升。原因在于一国货币贬值，投资者持有本币的相对价值会上升，意味着可以用相同的财富购买到更多的东道国资产，这无疑会促进外商投资流入的增加。Froot &Stein对汇率变动与FDl流动关联性的研究给予我们两个启示：第一，当财富效应不必区分汇率变动对不同类型FDI的效应时，他们的实证研究为不同类型的FDI对汇率变化可能做出的反应提供了证据；第二，与影响厂商财富的其他要素相比，要将相对财富收益和货币变动区分开来进行实证研究是很难的（Blonigen，1997）。最后，看涨期权理论的提出为解释汇率与直接投资提供了新的视角。此理论把FDI视为跨国公司购买的一种真实看涨期权（Real Call OPtion），执行投资的回报就是期权的预期利润的折现值，实行投资决策的成本就是FDI投资的沉淀成本（SUnk Cost）。英国学者Dixil和PindyCk（1994）在该领域有较为全面而深入的探讨。

在“汇率变动对国际贸易收支”的研究上，国内学者也进行了一些研究。戴祖祥（1997）以中国1986~1999年的数据为样本，发现了中国的进出口需求价格弹性之和大于1，满足马歇尔一勒纳条件，得出结论是人民币升值会恶化贸易收支，反之会改善。后来，谢建国（2002）利用协整技术研究了汇率对中国国际贸易收支的影响，认为人民币汇率对贸易收支没有显著影响。接着，任兆璋（2004）以研究了人民币汇率对中日国际贸易收支的影响，发现并不存在长期稳定关系。

在国内关于汇率与直接投资的研究是被忽视的。虽然近期逐步受到重视，但总的来说研究并不深入。涉及此类研究的文献大致分为三类：一类是仅仅谈到汇率的影响。Chen&Lin基于1991~2002年中国与中国台湾省的汇率与国际直接投资数据，在Dixit（1989）真实期权理论分析框架的基础上，分别研究了人民币汇率变动对台湾地区流入大陆直接投资的影响，认为人民币升值会导致成本导向型FDI减少，市场导向型FDI增加。但不足的是，没有研究汇率与直接投资的因果及其长短期动态关系。其他的如国内学者钱钢（1998）、程惠芳（1998）、陈浪南（1999）等、徐康宁、王剑（2002）、崔柏烈（2002）、安永芳（2003）、许志英（2003）、张运昌（2003）、张谊浩（2003）、邢予青（2003）、程惠芳、翁杰（2003）、龚秀国（2004）、黄志勇（2005）、张文、杨泽文（2006）、陈帮能（2006）、罗忠洲（2006）、谢皓和杜莉（2007）^[4]从各个角度研究了汇率与直接投资关系，但是大都存在几点瑕疵：一是汇率大都采用名义汇率或者简单实际汇率，没有真实反映中国实际有效汇率水平；其次，对汇率与国际直接投资的因果关系没有实质深入，也没有系统研究两者的长短期关系，因此，可能实证结果存在偏误；最后就是国内文献对汇率与某区域外向型经济关系还很少涉及。

近年来，国际上频频对人民币汇率施加压力。截至2009年末，国家外汇储备余额为2.399万亿美元，较2008年同比增长23.28%。2009年外汇储备月均增长达到了419亿美元，虽不及上半年月均468亿美元的增速，但仍超过2007年月均增长385亿美元的水平。在贸易顺差方面，2007年就达到了创纪录的2622.0亿美元，同比增长47.7%，2008年为了缓解升值压力，2009年累计贸易顺差有所收窄，额度为1961亿美元，比上一年减少1020亿美元，2010年1~2月虽然仍然呈现贸易顺差，但是217.6亿美元的顺差规模已经同比下降超过50%^[5]。2005年人民币汇率形成机制改革以来，人民币汇率出现“有升有贬”的双向波动特征，弹性幅度不断增大，呈现小幅缓步上扬的趋势。对于一个开放环境下快速追赶型的经济实体，本币汇率的调整是平衡内外经济的基本价格变量。随着经济全球化的深入，实际汇率的调节作用日益重要。根据巴拉萨一萨缪尔森效应理论，经济追赶型中可贸易部门劳动生产率通常增长较快，本币实际汇率会通过物价较快上升而表现出升值趋势。中国经济多年持续高增长，符合开放条件的追赶型大国标准，然而人民币汇率走势不符常态，显示出了形态的独特性，表现为人民币名义汇率先贬后升的趋势。在1994年汇率并轨以前，中国分别实行了固定汇率制度与双轨汇率制度，人民币名义汇率与均衡实际汇率基本上呈贬值趋势，且贬值幅度较大，14年累计贬值69.74%。1994年中国实行了以市场供求为基础的、有管理的浮动汇率制度以后，人民币名义汇率趋于相对稳定的状态，出现了小幅升值态势（见图1），特别是2005年7月21日我国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，人民币汇率不再盯住单一美元，形成了更富弹性的人民币汇率机制。

图1 人民币名义有效与实际有效汇率HP滤波图（1994M01-2010M02）

数据来源：国际清算银行（BlS），lambda、Trend、CyCle分别表示波长、趋势成分与周期成分。NEERSM与REERSM分别表示人民币名义有效汇率与实际有效汇率经指数平滑后的时间序列数据^[6]。

另一方面，宁波的外向型经济规模一直处于上升趋势，2009年全市实现外贸自营进出口总额608.1亿美元，虽比上年下降10.4%，比一季度、上半年和前三季度分别回升13.4、11.9、7.4个百分点。其中出口386.5亿美元，比上年下降16.6%，比一季度、上半年和前三季度分别回升4.5、6.4、4.7个百分点；进口221.6亿美元，比上年增长3.1%，比一季度、上半年和前三季度分别回升32.0、24.3、14.0个百分点；在利用外资方面，2009年全年全市合同利用外资34.2亿美元，比上年下降17.0%，实际利用外资22.1亿美元，下降13.1%^[7]。

从往年汇率与外向型经济变动趋势来看，似乎1991年以来人民币实际汇率（用CPl指数调整后的实际汇率）仅与宁波进、出口贸易额依存度的历史趋势一直保持了反方向关系。那么，人民币汇率变动与宁波市外向型经济指标规模究竟是正向关系、负向关系还是关系不能确定？

首先，模型与变量设定。假定其他经济变量不变的条件下，研究汇率变动对外商直接投资方式的影响，用CPI调整后多边外部实际汇率代表实际汇率，即：

在（1）式中，P_d表示本国的价格水平；P_f表示国外价格水平。这里采用CPI指数测算的外部实际汇率（直接标价法）。BEER表示双边外部实际汇率；明表示本国对各国进出口贸易额占本国对外贸易总额的比重确定各国权重。

用IM/GDP，EX/GDP，FDI/GDP，ODI/GDP分别代表宁波贸易收支中的进口额依存度、出口额依存度、实际利用外商合资依存度和境外直接投资依存度。这里采用1991~2006年的数据来研究人民币实际汇率变动对这四种变量的影响。为了消除异方差性，对各年度数据系列求对数后，再进行检验，分别记为LnREER、LnIM/GDP、LnEX/GDP、LnFDl/CDP和LnO-DI/GDP。

宁波市进出口贸易、实际利用外资和对外直接投资数据均来源于《1992~2009年宁波市国民经济和社会发展统计公报》，实际有效（名义）汇率是以2005年（2005=100）为基期的人民币有效汇率指数，数据来源BlS国际金融统计公布的月度数据合并而成。所有数据都经过了平滑与调整，部分没有公布数据采用季度数据进行简单加权平均的方法计算得到。各时间系列为了消除系列的异方差性，对各个系列进行HP滤波，即对各变量系列取对数后再求出趋势值。

1.平稳性检验。

对在协整分析之前，首先利用ADF检验进行序列的平稳性检验，借助Eveiws5.1，可以得到结果（见表1）。

表1 各变量ADF检验

注：表1中*、**、***分别表示1%、5%、10%显著水平下的拒绝原假设；检验形式（C，T，L）分别表示ADF检验模型中的常数项、时间趋势项和滞后阶数，其中滞后阶数根据AlC值和SC值最小原则确定；DW检验是在5%显著水平下，查得d_t=1.395，d_u=1.937，一阶差分均不存在自相关性。

从表1可以看出，各系列在各显著水平下均是非平稳系列，其一阶差分在各显著水平下均是一阶单整系列，记为1（1），从而可以进行协整分析。

2.协整检验。

使用Johansen检验方法与极大似然估计来检验各经济变量是否存在协整关系。由于Johansen检验方法对滞后阶数相当敏感，可以根据AIC（Akaike Information Criterion）和SIC（Schwarz Information CriIerion）最小值原则确定滞后阶数。同时残差项通过了ARCH检验不存在异方差性，利用LM检验残差系列不存在自相关性。结果表明，IM/GDP，EX/GDP，FDI/GDP，ODI/GDP，均当P=2时是最优的，所以协整滞后阶数选择I。发现各系列在各显著水平下均是非平稳系列，其一阶差分在各显著水平下均是一阶单整系列，记为1（1），从而可以进行协整分析。协整关系反映了各研究变量之间存在一种长期稳定的均衡关系，从经济意义上，这种协整关系的存在表示其他变量的变化会影响另一变量的变化。利用JohanSen检验方法与极大似然估计来检验各经济变量是否存在协整关系，发现各变量存在协积关系。

3.Engle-Granger因果检验。

经过分析发现，人民币实际汇率的变动与IM/GDP，EX/GDP，FDI/GDP，ODI/GDP具有长期均衡关系。那么实际汇率变动是不是导致这些变量变动的原因呢？利用EngIe-Granger因果检验，结果如表2。

表2 人民币汇率变动与宁波市ODI的因果检验

注：表2是在5%的显著水平下，原假设H₀为是列变量不是行变量的Granger原因，括号外数值表示各变量滞后项显著性检验的X²值，括号里的数字表示相应的概率。表明IM’、EX’、FDI’和ODI’分别表示：IM/GDP，EX/GDP，FDI/GDP，0Dl/GDP。

从表2可以看出，人民币汇率变动构成了宁波市进出口贸易依存度的格兰杰原因，那不是结果，而汇率变动与宁波利用外资依存度、境外直接投资依存度不互为格兰杰因果关系。说明短期内，人民币汇率变动对宁波企业的进出口贸易的依存度影响较大，反过来宁波企业的进出口贸易的依存度对人民币汇率变动并不产生影响，同时，人民币汇率变动并不对宁波市的国际资本流动产生显著影响。

4.采用误差修正模型估计。

如果包含在VAR模型中的变量存在协整关系，则我们可以建立包括误差修正项在内的误差修正模型（ECM），以此来研究模型的短期动态特征，误差修正项的大小表明了从非均衡向长期均衡状态调整的速度。利用最大特征值和迹统计量进行协整检验，发现最大特征值和迹统计量均在5%显著水平下拒绝了原假设，说明人民币实际有效汇率变动与IM/GDP，EX/GDP.FDI/GDP.ODI/GDP具有协整关系，意味着各变量都是遵循随机游走的非平稳系列，但是它们之间具有长期均衡关系。从短期看，协整向量在分析短期动态模型时应该加入误差纠正项。最终得出ECM方程（滞后1期）为：

表3 估计的误差修正模型

从表3来看，前两个回归方程拟合优度比较高，不存在系列相关性，属于白噪声系列。T统计值说明，各回归方程中解释变量对被解释变量都是显著的。在四个回归方程中，宁波对外贸易收支的上一年的误差纠正系数都比较高，说明从非均衡回归到均衡的速度较快，而其国际资本流动的上一年的误差纠正系数报告，说明纠正速度比较慢。其中，前两个回归方程说明了，人民币汇率变动对宁波进出口贸易依存度的影响比较大，直接标价法下人民币汇率每下降1个百分点，即升值1%，对进出口贸易依存度的影响是同方向的，都分别增加了0.3465%和0.5964%个单位的进出口贸易依存度，而且可以看出，人民币升值对宁波出口贸易依存度的影响要大于进口贸易依存度。从后两个回归方程拟合程度来看，人民币汇率变动对境外直接投资依存度的影响是不显著的，说明人民币真实有效汇率变动不对宁波外资依存度产生显著影响。

宁波作为港口城市，外向型经济比重较大。本文通过多元协整等技术分析了人民币实际有效汇率变动对宁波外向型经济的影响，在其他条件不变情况下，汇率也是影响区域外向型经济发展的一个变量，具体得出的结论是：

（一）人民币汇率变动仅构成了宁波市进出口贸易依存度的格兰杰原因，而汇率变动与宁波利用外资依存度、境外直接投资依存度不互为格兰杰因果关系。说明短期内，人民币汇率变动对宁波企业的进出口贸易的依存度影响较大，而对国际直接投资流入或流出依存度的影响不显著。(www.daowen.com)

（二）人民币汇率变动对宁波市进出口贸易依存度的影响比较大，人民币升值或贬值对进出口贸易依存度的影响是同方向的，而且对宁波出口贸易依存度的影响比对进口贸易依存度的影响更敏感一些。

（三）人民币汇率变动对宁波市利用外资依存度与境外直接投资依存度的影响是不显著的，与传统汇率和资本投资理论上的结论是不一致的。一个可能的解释就是宁波内资依存度比较高；外资到宁波投资的汇率弹性很小；宁波境外直接投资的规模还不是很大。

据此，本文认为，在人民币升值预期下，宁波在发展外向型经济时应注意以下几个问题：

第一，人民币持续升值导致了宁波对外贸的依存度加大，进出口贸易对宁波GDP的贡献越来越大，但是随着人民币汇率管制的逐步放开，汇率的内生性增强，汇率的波动势必影响外贸的依存度，因此，在宏观层面，外贸政策的制定应以宁波的进出口贸易结构优化为目标，抑制以高投资为支撑的外贸单纯数量扩张；应把外贸增长方式的转变放在更加突出的位置，避免货币错配（Currency MiSmatCh）对宁波经济的“大涨大落”，做到经济可持续的稳定协调发展。在微观层面，鼓励进出口贸易企业进行主动货币管理（ACtiVeCUrrenCy Management）。

第二，汇率对宁波外资依存度影响是不显著的，因此，在宏观政策上应以优化外资结构为导向；在微观外资政策上，可以多鼓励企业走出去，特别是成本导向型企业，大力培育“宁波创造”，变“宁波制造”为“宁波创造”，提高宁波产品的知名度、美誉度和市场占有率，以提高宁波企业的核心竞争力和风险控制能力，同时也可以引导市场导向型企业来宁波投资。

第三，提高外向型经济政策的对称性，应该打破以往在外贸“奖出限入”、外资“奖人限出”的格局，也应该恢复内资的国民待遇地位。

第四，宁波外向型经济规模应保持一定的度，过高比例的外贸、外资依存度不利宁波本地企业的发展，也会带来产业、贸易、投资等结构问题。

（马翔 浙江大学宁波理工学院经贸分院讲师、经济学博士
高奇 中南财经政法大学经济学院博士研究生）

主要参考文献：

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[2]龚秀国.人民币汇率与外来直接投资.上海财经大学学报，2004（1）

[3]林伯强.人民币均衡实际汇率的估计与实际汇率错位的测算.经济研究，2002（12）

[4]卢锋.人民币实际汇率之谜（1979~2005）——基于事实比较和文献评述的观察.经济学季刊，2006（3）

[5]卢锋，韩晓亚.长期经济成长与实际汇率的演变.经济研究，2006（7）

[6]卢向前，戴国强.人民币实际汇率波动对我国进出口的影响：1994~2003.经济研究，2005（5）

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[8]邱立成，文军.民币汇率水平的高低与波动对外国直接投资的影响.经济科学.2006（l）

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[12]项本武.中国对外直接投资：决定因素与经济效应的实证研究.北京：社会科学文献出版社，2005

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[14]Blonigen，Bruce A，“Firm Specific Assets and the Link Between Exchange Rate and Foreign Direct Investment.”American Economic Review，Vol.87，No.3，1997

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[16]Dunning，John.H.Trade，Location of Economic Activity and the MNEs: A Search for an Eclectic Ap-proch.London: MacmiIlan，1978

[17]Goklberg，L.S.& Klein，M.W.u Foreign Direct Investment，Trade and Realex change Rate Linkages in Southeast Asia and Latin America，NBER Working Paper，1997

注释

[1]其实衡量外向经济水平高低还包括：主导产业和支柱产业的出口比重及其产品的市场占有率、企业的国际化程度、投资环境评价指标、区域出口增长速度和经济增长速度、制度、政策的偏向性等。本文为了实证的需要，就选取了区域进出口贸易额和资金的国际流动额这两个指标，详细可以参阅杨公朴等著：《外向型经济概论》，上海：上海社会科学出版社，1998年。

[2]马歇尔-勒纳条件是由英国经济学家马歇尔与勒纳推导出来的，这个条件所要说明的是在供给弹性无穷大的情况（即国内外价格不变）下，贬值能够改善贸易收支的进出口需求弹性。

[3]本国货币贬值后，最初发生的情况往往正好相反，经常项目收支状况反而会比原先恶化，进口增加而出口减少。这一变化被称为“J曲线效应”。其原因在于最初的一段时期内由于消费和生产行为的“粘性作用”，进口和出口的贸易量并不会发生明显的变化，但由于汇率的改变，以外国货币计价的出口收入相对减少，以本国货币计价的进口支出相对增加，从而造成经常项目收支逆差增加或是顺差减少。经过一段时间后，这一状况开始发生改变，进口商品逐渐减少，出口商品逐渐增加，使经常项目收支向有利的方向发展，先是抵消原先的不利影响，然后使经常项目收支状况得到根本性的改善。

[4]详细参阅中南财经政法大学新华金融保险学院主编，聂名华、马翔著第三章：《汇率与国际直接投资》。

[5]数据来源中国人民银行公布的季度金融统计快报。

[6]在商业周期文献中，Hodrick-Prescott（H-P）滤波器被广泛用于产生变量的趟势和周期成分。尽管H-P滤波器存在所谓的样本端点问题和对平滑参数的高度依赖性，但考虑到本研究使用的样本观察数据相对较多，故这些问题的影响也相对较小。根据BIS公布的以2005年基期（2005=100）的1994M01-2010M02月度数据，进行指数平滑（Exponential Smoothing），由于是月度数据，非线性趋势较明显，在可以用Eviews5.0做HP滤波（Hodrick-Prescott Filter）抹平非线性趋势分析图。

[7]数据来源宁波市统计周公布的《1992~2009年宁波市国民经济和社会发展统计公报》。