人民币升值对国际资本流动的影响

进入,与这一时期的短期国际资本流动的规模相比，有很大的差距，这说明国际资本主要是通过其他途径绕过资本管制进入中国的。

非贸易及FDI资本流动2000150010005000-500-10001980198119821983198419851986198719881989199019911992199319941995199619971998199920002001200220032004200520062007非贸易及FDI资本流动 图2

数据来源：根据各年《中国统计年鉴》计算整理

三、变量定义和数据处理

鉴于长期和短期资本流动的不同特点，本文的实证研究将长期资本流动（FDI）和短期资本流动（SCF）分开进行讨论，以更细致地观察人民币汇率及其预期的变动对我国国际资本流动的影响。基于相关理论和已有研究，本文选取以下变量，对影响我国国际资本流动的各种因素进行定量分析。

1.数据说明

（1）因变量：长期资本流动（FDI）和短期资本流动（SCF）。用FDI净流入表示长期资本流动。短期国际资本流动（SCF）的测算采用公式：短期国际资本流动=外汇储备增加额﹣（货物贸易净出口额+服务贸易净出口额）﹣净FDI资本流入。通过这一公式计算的短期国际资本流动又称为非贸易和FDI国际资本流动，结果为正表示资本净流入，结果为负表示资本净流出。

（2）自变量：根据国际资本流动决定理论，我国国际资本的净流入会受到人民币汇率（ER）、预期汇率（EE）、利率差（IR）、国内经济增长（G）等因素的影响。人民币汇率升值，资本流入可获得升值收益，二者正相关；汇率预期反映了汇率未来变动趋势的预测，资本净流入与其呈正相关；国内外利率差越大，为套取利差收益的资本净流入越多，二者城正相关；国内经济增长可以增加投资的盈利，为投资回报提供保障，因此国际资本净流入与其相关性也为正。

①汇率水平（ER）。汇率是决定国际资本流动的重要因素。一国货币的升值，意味着其国外购买力提高及外资在本国购买力下降，这将抑制外国投资的流入并鼓励本国对外投资。但另一方面，一国货币的坚挺显示出该国具有稳定的投资环境，从而吸引长期投资资本流入。同时，短期资本也是更多地向货币持续升值或者有着很高升值预期的国家流入。本文以美元对人民币汇率作为汇率水平。在当前人民币对美元采用直接标价法的情况下，汇率数据和国际资本流动之间应该是负相关的。

②汇率预期（EE）。汇率预期也会影响国际资本流动特别是短期国际资本流动。在1997年到2005年之间，在我国政府承诺人民币对外不贬值的情况下，人民币汇率走势高度平稳，年度最大的波动幅度只有20个基点。而在2005年7月汇改以后，虽然是由管理的浮动，人民币的波动幅度也不太大。由此，名义汇率的影响力较难体现，而汇率预期对于短期游资的影响力远大于汇率本身的影响。本文选取人民币兑美元无本金交割远期（NDF）（一年期）

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表示人民币汇率预期。该远期汇率以升水和贴水表示，我们将其折算为人民币兑美元远期变动率（NDFR）：

NDFRt?(NDFRt/1000?Et)/Et?1

③经济增长率（G）。宏观经济状况也是影响国际资本流动的一个重要因素。对于国际资本流动，特别是FDI，经济的成长性和投资环境的稳定性是其投资回报的可靠保障，资本必然向经济发展快速稳定的地方流动，因此经济增长与国际资本净流入应该呈正相关性。考虑到现在中国所吸引得FDI中很大部分是投资到出口加工贸易行业，本文以中国工业增加值（IPC）增长率作为经济增长率的代表。

④利率差（IR）。利率的变动将导致国际资本流动的变化。本文模型中的利率差为中美名义利率差。我们选取美国的基准利率联邦基准利率作为美元利率的代表。我国利率选取了比较有代表性的一年期定期存款利率。由于一国利率水平是以一国经济走势为调整依据的，中美两国利率的这种走势，反映了两国经济周期的不一致性，这种不一致性将会改变汇率预期，诱发无风险套利行为，由此引发我国国际资本流动的波动性。

2.数据来源

本文的实证分析采用2000年1月至2007年12月的月度数据估计长期资本流动FDI和短期资本流动SCF的协整方程。计算资本流动采用的中国国际货币储备来源于IMF的国际金融统计数据（IFS），进出口贸易、进出口商品差额数据来源于海关总署月度数据，美元兑人民币远期（一年）NDF来源于Reuters数据库，工业增加值（IPC）来源于国家统计局网站。中国法定存款利率和美国联邦基金利率分别来源于中国人民银行和美联储。

①

四、基于VAR模型方法的实证检验

计量方法上本文主要采用向量自回归（VAR）模型进行实证分析。国际资本流动与汇率、经济增长等宏观变量之间是一种互为影响、互为因果的关系，传统的OLS计量方法通常还不能对变量之间互为因果的动态关系做出有效估计，而向量自回归（VAR）方法能较好地克服这种缺陷。

VAR方法要求数据的平稳性，只有平稳数据或同阶非平稳数据，才能采用该方法进行分析，我们首先对变量的平稳性作检验。

1.单位根检验 本文采取扩展的迪基—富勒方法（ADF）来进行序列的单位根检验，滞后阶数的选取采用赤池准则（AIC），临界值采用Mackinnon临界值。

表1 变量的ADF检验

变量 ADF检验 t检验值 FDI SCF ER EE G IR ①

临界值 （5%） -1.758 -2.986 -2.466 -3.629 -3.323 -2.079 AIC 0.378 -1.766 2.388 -7.157 1.579 2.503 检验形式 平稳性 否 否 否 否 否 否 -0.575 -2.638 -1.628 -2.109 -2.578 -1.977 (c,t,1) (c,0,0) (c,0,0) (c,t,1) (c,t,1) (c,0,2) 从数据来看，FDI、短期资本流动(SCF)、工业增加值增速（IPCN）都有季节波动因素，在此处运用了移动平均加法模型加以剔除。

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△FDI △SCF △ER △EE △G △IR -5.291 -2.989 -3.802 -3.722 -4.223 -3.092 -1.961 -2.842 -3.075 -3.218 -3.237 -2.899 -0.624 -1.671 2.574 -7.256 -2.328 -1.506 (0,0,5) (c,0,0) (c,t,0) (c,t,1) （c,t,0） (c,0,1) 是 是 是 是 是 是 注：（1）检验形式中的c和t表示带有常数项和趋势项，k表示滞后阶数；（2）滞后期k的选择标准是以AIC和SC值最小为准则；（3）△表示变量序列的一阶差分。

从表1的ADF检验结果可以看出，各个序列均是非平稳序列；其一阶差分在5%的显著水平上均是平稳的，即各个变量均是一阶单整序列，从而可以进行协整分析。

2.Johansen特征根检验

选用Johansen-Juselius多元协整分析技术进行协整分析。本文主要根据AIC和SC准则来选取VAR模型的最优滞后阶数k，同时残差项通过ARCH检验不存在异方差，利用LM检验残差序列不存在自相关性，利用J-B检验正态性。根据检验结果，为了完整反映所构造模型的动态特征，两方程均设定最大滞后阶数k=3。

本文协整方程不含时间趋势项，而含截距项。所以对两个方程进行Johansen特征根协整检验。检验结果如下：

表2 FDI方程Johansen特征根检验结果

协整阶数 协整关系数 特征值 迹检验统计量 5%显著水平下的临界值 （1，3） None* Atmost1 Atmost2 Atmost3 Atmost4 0.307108 0.218034 0.116157 0.081813 0.027093 73.02431 41.47252 20.32139 9.702516 2.362099 69.81889 47.85613 29.79707 15.49471 3.841466 0.0271 0.1741 0.4013 0.3043 0.1243 概率值 表3 SCF方程Johansen特征根检验结果

协整阶数 协整关系数 特征值 迹检验统计量 5%显著水平下的临界值 （1，3） None* Atmost1 Atmost2 Atmost3 0.411530 0.322759 0.224081 0.036485 50.85657 28.58531 12.21673 1.561010 47.85613 29.79707 15.49471 3.841466 0.0254 0.0685 0.1468 0.2115 概率值 注：*表示能够拒绝原假设的检验。

3.脉冲响应函数分析

脉冲响应函数方法（impulse response function, IRF）是分析当一个误差项发生变化时，或者说模型受到某种冲击时对系统的动态影响。脉冲响应函数能直观反映VAR模型估计的数量关系，描述VAR模型中一个内生变量的冲击给其它变量所带来的影响，便于直观考察变量间的动态关系。

图3显示了FDI和短期资本流动（SCF）受人民币汇率、汇率预期、工业增加值增速变动、利率差等因素扰动时的冲击反应。人民币汇率水平和利率差对FDI流入的冲击为负，汇率预期和工业增加值增速的冲击影响均为正。在短期资本流入的脉冲响应中，各因素的影响

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均为正。

图3 FDI和SCF脉冲响应函数分析

人民币升值，在短期内对FDI流入的影响不大，但可能改变的是外资流入的结构。在人民升值的预期下，外资将减少对贸易产品制造业和高新技术产业的投资，而加速对我国企业资产或股权实施并购，增加外商对我国房地产市场和股票交易市场的投资，以获取资产增值和人民币升值的双重收益。但从长期来看，人民币升值将会抑制FDI流入。由于具有较高返销比的跨国公司的销售收入较多以外币计价，但生产成本特别是劳动力成本却以人民币计价，所以人民币升值将会降低它们的竞争优势和利润空间。

在人民币升值的预期下，外商还会增加以套取人民币升值收益为目的短期资本的流入。目前，人民币尚未实现资本项下的自由兑换，国际短期资本的进入存在一定的困难，但外资可以通过曲折的途径进入，如以低价进口和高价出口的方式通过贸易渠道转移资本等。国际短期资本的流入和投机有可能脱离基本经济面而自我强化。在人民升值预期下，国际短期资本流人迅速增长，人民币升值压力进一步增大，如果货币管理部门提高本币利率或加大人民币升值幅度，投机获利成功，其他市场参与者纷纷介入，将引起国际短期资本流入的进一步增加，直至人民币升值预期发生逆转。一旦升值预期转变为贬值预期，则会造成资本的大量撤离和外流。

与短期资本流动对利率的敏感性不同，FDI形式的资本流动跟国内外利差是负相关的。从我国实际经济运行来看，1994年以后，我国的贷款利率逐年下调，但是我国FDI资金流入不但没有减少，反而逐年增加。原因是，FDI资金流入我国后，国内的利率就成为FDI在东道国生产经营的资本成本，而不是其预期收益。在我国，FDI形式的资金流动部分地利用了国内的储蓄，国内的贷款利率实际上成为FDI资金在我国从事生产经营所面临的资本成本的主要影响因素。如果我国的利率比较低，FDI资金进入后从事生产经营时所付出的资本成本就比较低，从而能够获得更多的利润。

4.方差分解

方差分解（variance decomposition）给出对VAR模型中的变量产生影响的每个随机扰动的相对重要性的信息。模型方差分解显示了各变量影响的相对大小。

从图4可以看出，在不考虑FDI流动自身贡献率的情况下，中国工业增加值增速对FDI的解释占第一位，其贡献率最后达到60%左右，汇率预期、汇率水平和利率因素分别解释了25%、10%和5%左右的变动。根据图4，不考虑短期资本流动的贡献率，中国工业增加值增速对短期资本流动的贡献率最大达到50%；其次是汇率预期，其贡献率是逐渐增加的，在第10期达到近20%；利率差的贡献率在15%左右；人民币汇率水平的贡献率较小，基本上解释了

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