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1、投稿领域：国际经济学中国的贸易、外国直接投资与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）The Analyses of the Dynamic Relationships between Chinas Trade , Foreign Direct Investment and Real Exchange Rate Dai Jinping Wang Xiaotian (Institute of International Economics, Nankai University, Tianjin, 300071)作者简介：戴金平（1965-），女，汉族，河北沧州人。南开大学教
2、授，博士生导师，南开大学国际经济研究所所长，南开大学跨国公司研究中心副主任，南开大学深圳金融金融工程学院副院长。1994年于南开大学国际经济研究所毕业获经济学博士学位。1996-1997于英国格林威治大学从事博士后研究，2001-2002于美国哥伦比亚大学作福布莱特学者。主要研究领域：国际经济学和金融学。在核心期刊发表论文40余篇，曾获省部级科研奖励多项，曾主持财政部、教育部重大课题多项。王晓天（1974-），男，满族，辽宁铁岭人，南开大学经济学院金融学专业博士研究生，讲师，主要研究方向：国际金融、金融市场和宏观经济。在数量经济技术经济研究国际金融研究、国际经济评论南开经济研究等核心刊物发表论
3、文10余篇。 中国的贸易、外国直接投资与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）摘要：我国贸易收支、外国直接投资与汇率之间的关系很大程度上体现了经常项目、资本金融项目与汇率之间的关系。本文基于向量自回归模型对中国的贸易收支、FDI与实际汇率三者关系进行了动态分析，实证结果显示三者之间长期内存在互为因果的关系。长期来看FDI对贸易余额有一定的改善作用；人民币实际贬值的J曲线效应明显，贬值改善贸易余额的时滞大约为两年。出口空间的大小不是影响FDI的主要因素，实际汇率的稳定有利于吸引FDI。贸易收支的顺差和FDI的大量流入是近来人民币升值压力的重要来源，人民币的升值在一定时期内不会恶
4、化我国的贸易收支，但会对FDI的流入产生一定的负面影响。关键词：贸易收支 FDI 实际汇率 动态关系 VAR模型中图分类号：F831.6 文献标识码：AThe Analyses of the Dynamic Relationships between Chinas Trade , Foreign Direct Investment and Real Exchange Rate Abstract: The relationships among Trade flows, foreign direct investment (FDI) and exchange rate largely form
5、a picture of current account ,capital and finance account and exchange rates linkage in China. The paper analyses the dynamic relationships between trade balance , FDI and real exchange rate in China based on a vector autoregressive (VAR) model. The empirical result approves the reciprocal cause and
6、 -effect relationships among the three variables in consideration in the long term. FDI improves the trade balance in the long run. FDI improves the trade balance in the long run. The improvement of a real depreciation of RMB on the trade balance lags for about two years, which is J-curve effect. Th
7、e export volume have no significant effect on FDI. On the other hand the stability of the real exchange rate is an incentive to FDI. The recent pressure of RMBs appreciation largely rests with trade surplus and massive FDI inflows. The appreciation of RMB will not deteriorate the trade account but i
8、t will have a negative effect on FDI inflows in a certain period of time.Key words: trade balance; foreign direct investment ; real exchange rate ; Dynamic Linkages; vector autoregressive modelJEL Classification: F470, F210, C510一、引言1994年以来，我国持续保持了经常项目和资本金融项目双顺差的国际收支格局，引起了国内经济学界和政策决策层的热切关注。近一段时期,人民币
9、汇率再度成为国内外经济界讨论的焦点。2005年7月21日中国人民银行的公告声明，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，实行更富弹性的人民币汇率制度。人民币兑美元即日升值了1.9%，即调整到1美元对8.11人民币，但是市场普遍预期人民币会有更大幅度的升值。消除升值预期将是长期而且更为艰巨的工作。人民币升值的压力与国际收支的“双顺差”是直接相关的，人民币升值对于经常项目和资本金融项目将产生什么样的影响无疑是人民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于我国经常项目、资本金融项目与汇率的关系形成相对完整的认识。国际收支与汇
10、率的关系是国际经济理论探讨的一个主线和核心问题。国际收支理论，如弹性论、吸收论、货币论、结构论以及内外协调理论都将汇率对于国际收支的影响和调节作用作为核心问题。汇率理论也将两者的关系置于突出重要的地位，特别是汇率的国际收支说专门研究国际收支对于汇率的影响。国际收支均衡和汇率稳定都是一国宏观经济调控的重要目标。贸易和外国直接投资在国际收支中无论是从比重还是活跃程度看都占有相当的地位，自然分别成为经常项目和资本金融项目中人们关注的焦点。特别是在我国资本项目还没实行可兑换的条件下，FDI在资本金融项目中占很大比重，是近年来资本金融项目顺差的主导因素，因此我国的贸易、FDI与汇率之间的关系在很大程度上
11、体现了经常项目、资本金融项目与汇率的关系，正是基于这样一个前提，本文就通过对我国贸易收支、FDI和汇率之间关系的探讨来分析我国国际收支与人民币汇率之间的关系。成熟的国际收支理论显示，贸易、FDI与实际汇率之间有着紧密的联系，它们之间相互影响相互作用，贸易差额与FDI既可能存在相互融资和补充关系，也可能存在相互替代关系，同时它们又都受实际汇率的影响，反过来又都影响实际汇率。但是现有的理论分别从不同的角度分析它们的关系，得出了不同甚至是完全相悖的论断，对于它们之间的因果关系是没有明确结论的。实证分析可以在相当程度上针对一定时期内一国经济的实际情况对理论的分析形成补充。Froot和Stein(199
12、1)研究发现，美国19701980年涌入的大规模FDI应归功于同一时期疲软的美元。相反，Goldberg和Kolstad(1994)对于美国等发达国家的实证分析则发现汇率贬值对于FDI没有任何大的或显著的影响。Agnes和Lionel等（2001）针对发展中国家的实证研究显示汇率的波动不利于吸引FDI。同时也有人关注国际收支内部FDI和经常帐户的关系，如Maxwell (1996)的实证结果显示FDI从长期来看有利于发展中国家经常帐户的改善。国内关于对外贸易、FDI与汇率关系的相关研究也取得了一些成果。李海菠（2003）的协整分析认为人民币实际汇率与对外贸易存在着长期的均衡关系。相反，谢建国和
13、陈漓高（2002）对于人民币汇率和贸易关系的协整分析认为人民币贬值对贸易收支的改善并没有明显影响。王志鹏（2002）的实证分析认为FDI在一定程度上引起了我国实际汇率的升值。戴金平和冯蕾（2003）利用分布滞后模型分析我国各地区FDI对当地出口的贡献率的差异。以上研究一个共同特点是分别研究贸易、FDI与汇率之间的两两关系，这样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的关系随着金融交易在国际经济交易中地位的提升日益紧密，单独其中两个变量的关系研究常常有碍于问题的深入分析。所以国外已经有一些学者将三者放在一个框架下研究。比如Obstfeld(1984)建立了一个理论框架分析资本流动、经
14、常项目和汇率的关系，得出结论：随着资本项目的自由化，资本流动短期内会导致本币实际升值，同时经常项目会出现赤字，长期会导致本币实际贬值和对外债务增加。Goldberg 和Klein（1997）从实证研究的角度运用面板数据(Panel Data)方法考察贸易、FDI与实际汇率的关系，发现东南亚国家实际汇率对贸易和FDI都有影响，而且FDI对贸易也有促进作用。相反拉美发展中国家实际汇率对FDI没有太大影响，FDI对贸易的促进作用也很微弱。Goldberg 和Klein基于面板数据方法的分析无疑是非常有益的。但是面板数据方法先验地假定了他们之间的单向因果关系分别建立单一方程的做法有一定缺陷。由于三者之
15、间可能存在互相影响的双向因果关系，单一方程不能完整地描述这种关系。本文拟运用向量自回归模型（Vector Autoregressive Model 简称VAR）从实证研究角度分析贸易、FDI与汇率之间相互依赖的双向因果关系，VAR模型的优势就是用来估计联合内生变量的动态关系。本文第二部分对于向量自回归模型中相关变量的基本情况和数据处理进行说明。第三部分对于三变量的平稳性和协整关系进行检验的基础上建立了向量误差修正模型。第四部分基于建立的向量误差修正模型进行格兰杰因果关系检验，同时考察系统的脉冲响应函数。第五部分是结论和政策建议。二、实证分析方法与数据向量自回归（VAR）模型是1980年由西姆斯
16、（Sims）提出来的。这种模型采用多方程联立的形式，它是用模型中所有内生当期变量对它们的若干滞后值进行回归，从而估计全部内生变量的动态关系。不但具有联立方程对多个经济变量相互影响进行分析的优点，同时由于VAR模型的解释变量不包括任何当期变量，所以与联立方程模型有关的问题在VAR模型中都不存在（张晓峒，2000）。 含有N个变量滞后k期的VAR模型表示如下： Yt = m + P1 Yt-1 + P2 Yt-2 + + Pk Yt-k + ut, ut IID (0, W) 其中 Yt = (y1, t y2, t yN, t) Yt为N1阶时间序列列向量。 m为N1阶常数项列向量。P1, ,
17、Pk 均为NN阶参数矩阵，ut IID (0, W) 是N1阶随机误差列向量。 如果VAR模型的内生变量都含有单位根，当这些变量存在协整关系时则上述系统可以改写为向量误差修正模型（Vector Error Correction Model 简称VEC）。DYt = P Yt-1 + G1 DYt-1 + G2 DYt-2 + + Gk-1 DYt - (k-1) + ut P 称为压缩矩阵（影响矩阵），P = a b 。其中b是协整矩阵，a 是调整系数矩阵。a 和b 都是Nr阶矩阵。表示有r个协整向量，b1, b2 , br，存在r个协整关系。此估计方法由Johansen（1995）提出。在本
18、文的实证模型中定义内生变量序列Yt = (EX，FDI ，ER )其中EX为反映贸易收支的净出口，FDI为外国直接投资，ER 为实际汇率。为满足VAR模型对数据样本容量的要求，同时也为避免年度数据掩盖变量在一年内发生的波动，本文分析所采用的样本为1996年1月到2003年12月的月度数据，数据来源于各期的中国人民银行统计季报和中国经济景气月报，美国的数据来源于美国统计月报（Monthly Bulletin of Statistics）。本文用移动平均差分法对样本数据进行了季节调整以消除季节性因素对模型的影响，图1是季节调整后的净出口、FDI和实际汇率的趋势图。 图1 经季节调整的净出口EX（亿
19、美元）、外商直接投资FDI（亿美元）和人民币对美元的实际汇率ER1996年到1997第一季度年我国的外贸收支顺差较小且波动较大，面临着较为严峻的形势。从1997年起为了克服亚洲金融危机给中国出口贸易所造成的不利影响,我国开始加大了对出口贸易的奖励力度。在奖励性贸易政策的刺激下，同时由于亚洲金融危机的影响还未显现,我国出口贸易迅速增长。亚洲金融危机人民币没有采取贬值措施的滞后影响使得1999年到2001上半年贸易顺差在较低水平徘徊。由于世界经济形势的逐渐好转，2001第四季度起,我国对外贸易保持了强劲增长，2002年我国贸易顺差达到304.3亿美元，年增长率达到34.95%，但2003年贸易收支
20、的波动加剧，余额减少为254.7亿美元。1996年的FDI规模为417.3亿美元, 1997年中国成功地抵御了亚洲金融危机，大量外资继续流入，1998年达到454.6亿美元，这也与FDI从周边国家流出有关。随着危机国家经济的逐渐复兴和中国经济的持续低迷，1999年到2000年外商直接投资大幅度下降。2001年以来随着对中国经济增长的信心的逐步恢复，同时由于加入WTO的谈判取得实质性进展，“入世”效应在利用外资中开始显现出来。2001年外商直接投资实现了14.7的恢复性增长，达到历史最高水平。2002年外商直接投资金额达到527.43亿美元，利用外商直接投资额首次超过美国，跃居世界首位。2003
21、年外商直接投资535.05亿美元，同比增长 1.45%。同时也应注意到2003年年度内FDI流入额的波动很大。实际汇率是反映一国国际竞争力状况的指标，其计算方法为：实际汇率=名义汇率*（外国物价指数/本国物价指数），实际汇率上升意味着本币对外币的实际贬值，实际汇率下降则意味着本币对外币的实际升值。由于美国是中国的最大出口国和FDI的主要来源国之一，同时鉴于美元在国际金融体系的关键货币地位，我们以对美元的实际汇率反映人民币的实际汇率水平。1994年为基期计算人民币对美元的实际汇率，采用的计算公式为：实际汇率=名义汇率*（美国消费价格指数/中国消费价格指数），之所以选取消费价格指数（CPI），因为
22、各国间消费品的价格可比性远高于生产资料，同时我国的消费价格指数比生产资料价格指数更周全可靠。从人民币对美元的实际汇率的走势看，尽管1996年以来人民币对美元名义汇率维持了稳定，但由于两国物价水平的变化，1996年到1997年5月，人民币对美元处于实际升值状态，之后一直到2003年的2月总体走势是对美元实际贬值，2003年3月以后由于中国物价水平较为迅速的回升，人民币对美元出现较大幅度的升值，2003年底相对于2003年2月升值幅度达9.28%。三、贸易、FDI与实际汇率之间关系的协整分析协整（Cointegretion）的概念是20世纪80年代由恩格尔格兰杰（Engel-Granger）提出的
23、。实际上某些非平稳经济变量的线性组合有可能是平稳的，非平稳经济变量间存在的这种长期稳定的均衡关系称作协整关系。首先对变量的平稳性进行检验，同时考察变量的单整阶数，即对变量及其差分进行单位根检验。1 单位根检验由表1时间序列EX, FDI , ER的单位根检验结果可以看出，时间序列 EX, FDI , ER经过一阶差分平稳，所以是一阶单整序列。2协整检验时间序列EX, FDI , ER的单整阶数相同，可能存在协整关系，即变量之间长期稳定的比例关系。本文使用Johanson（1995）多变量协整检验方法对时间序列贸易收支EX，外国直接投资 FDI和实际汇率ER进行协整检验。Johanson协整检验
24、是一种基于向量自回归模型的检验方法，在进行协整检验以前，必须首先确定VAR模型的结构。表1 时间序列EX, FDI, ER 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
25、.9436-2.58837.73687.8190(0,0,2)平稳ER-4.1032*-3.4586-4.0602-2.5563-2.4193（c,t,2）平稳 说明： （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；（4）*表示在1%显著水平上拒绝非平稳假设。用赤池（Akaike）信息准则 (AIC)或用施瓦茨（Schwartz）准则 (SC) 选择最大滞后期k值，选择k值的原则是在增加k值的过程中使AIC的值或SC的值达到最小。同时我们知道在VAR模型中适当加大k值（增加滞后变量个数），可
26、以消除误差项中存在的自相关。但从另一方面看，k值又不宜过大。k值过大会导致自由度减小，直接影响模型参数估计量的有效性。最后选择k=10。同时，用Q统计量检验残差序列有无自相关，怀特（White）检验和ARCH统计量检验是否存在异方差，JB（Jarque-Bera）检验残差的正态性，结果表明在5%的显著水平上各方程回归的残差序列均满足正态性，不存在自相关和异方差。 通过模型选择的联合检验，确定最合适的协整检验模型为协整空间中有常数项、有线性趋势项，数据空间有线性趋势项。Johanson协整检验结果（见表2）显示变量之间有且只有一个协整关系。表2 Johanson协整检验结果特征值迹（trace）
27、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说明：*表示在5%的显著水平上拒绝原假设3向量误差修正模型和协整关系三者之间存在一个协整关系，因此可以建立包含一个协整方程的向量误差修正（VEC）模型。模型结构选择保持与Johanson协整检验结构的一致性。由于单个参数估计值的解释是很困难的，同时意义也不大，我们这里就省略向量误差修正模型具体形式，只写出相应的协整关系式。估计出的三变量的协整(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
28、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。： （1）(3.2872) (5.4008) 式（1）下面括号内的数字为相应系数的t统计量。由此可以得出，长期来看，FDI和实际汇率都是贸易收支的重要影响因素，FDI的增加有利于贸易余额的改善；实际汇率上升，即本币对美元的实际贬值长期内可以改善贸易收支，这说明随着我国进出口商品的需求弹性提高，已经逐步可以满足马歇尔-勒纳条件(Marshall-Lerner Condition)。四、贸易、FDI与实际汇率的动态关系：格兰杰因果关系检验和脉冲响应分析基于建立的向量误差修正模型，为了更好的观察贸易、FDI与实际汇率之间的动态关系，
29、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。，同时考察系统的脉冲响应函数(Impulse Response Functions)。1格兰杰因果关系检验我们运用格兰杰因果关系检验目的是对理论模型中得出的三者作为一个经济系统互为因果的关系进行验证，同时它又可以和后面的脉冲响应的分析相互补充和印证。首先就结合本文的模型对这种方法进行一点简单的说明。本文建立的向量误差修正模型的形式如下： （2） （3） （4）以方程（2）为例，
30、若接受原假设：（i=1,2，10)，则称短期内FDI不是EX的格兰杰原因，若拒绝，则意味着FDI是EX的格兰杰原因。类似的结论适用于原假设：（i=1,2，10)对于ER短期内是否是EX格兰杰原因的检验。若接受假设：（i=1,2，10)则表示FDI（或ER）即使通过协整关系亦不构成EX的格兰杰原因，也可以称之为：从长期看，FDI（或ER）亦不是EX的格兰杰原因。若拒绝，说明从长期看，FDI（或ER）通过系统的协整关系构成EX的格兰杰原因。同样的讨论适用于系统中的方程(3)和(4)。误差修正模型中各方程的误差修正项系数、和的显著性的t统计量分别为-3.9701，3.8995和2.4777，都通过了
31、1%水平的显著性检验，这说明三个变量间在长期内存在互为因果的关系，这进一步印证了理论模型中的结论。表3 格兰杰短期因果关系的检验结果原假设H0F统计量显著性水平结论1.EX不是ER的 Granger原因3.638710.01592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
32、接受H0说明：表中的结论是基于显著性水平0.05短期因果关系的检验中原假设1的拒绝说明，贸易收支是实际汇率的格兰杰原因，原假设3 的接受说明，短期内FDI在5%的显著性水平上不是实际汇率的格兰杰原因。但误差修正项的系数显著表明长期内贸易收支和FDI都是实际汇率的格兰杰原因。所以对于当前的人民币汇率问题可以认为贸易顺差无论是短期还是长期都形成了人民币升值的压力，而FDI流入主要是在长期内形成了人民币升值的压力。原假设2和4 的拒绝说明，实际汇率的变动显著地构成贸易收支和FDI的格兰杰原因，这说明我们的确应该重视人民币汇率的变动可能对贸易收支和FDI产生的影响，具体的影响方向通过后面脉冲响应的分析
33、可以得出结论。原假设5的拒绝说明FDI的变动是贸易收支变动的重要原因。原假设6的接受说明短期内贸易收支不是FDI的格兰杰原因 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。格兰杰因果关系检验只是说明和验证了三者因果关系，具体的影响过程和方向可以借助脉冲响应函数进行分析。2脉冲响应函数分析脉冲响应函数描述一个内生变量对误差冲击的反应。具体地说，它描述的是在随机误差项上施加一个标准差大小的新息（Innovation）
34、冲击后对内生变量的当期值和未来值所带来的影响。以前学者在研究脉冲响应时大多采用Cholesky分解技术，从而使误差项正交化(Orthogonalised)。但Cholesky分解有个缺陷，即它是非唯一的，这将导致冲击识别的任意性。也就是说，对系统内变量排序的不同，会得出不同的结果。为此，Koop、Pesaran and Potter （1996）、Pesaran and Shin（1998）等提议了另一种方法一般脉冲响应（Generalized Impulse Response），它避免了正交化对变量排序的依赖性。一般脉冲响应函数见附录1。我们就采用一般脉冲响应方法来进行脉冲响应分析。为了直观
35、形象地刻画变量间的相互影响，我们正文中列示了脉冲响应函数的曲线图，相应的数据表见附表1，我们的分析适当结合了相应的数据表。 图2 EX对ER一个标准差冲击的响应 图3 EX对FDI一个标准差冲击的响应（1）实际汇率与贸易收支 图2显示人民币实际贬值短期内会恶化贸易余额，经过一段时滞后才能改善贸易余额，这就是所谓“J曲线效应”。西方国家贬值改善贸易余额的时滞大约是半年到一年（姜波克，1999）。但我国这一时滞长达24个月，也就是几乎两年的时间。一方面这印证了协整分析中得出的人民币实际贬值长期内可以改善贸易收支的结论。另一方面也说明，由于进出口的价格弹性与西方国家相比仍然较低，出口供给和进口需求的
36、调整也比较慢，因而导致贬值改善贸易余额的时滞较长。相反的情形可以推知人民币的实际升值在相当的时期内不会恶化我国的贸易收支，贸易收支问题在短期不必成为人民币升值的顾虑。（2）外国直接投资与对外贸易 新贸易理论运用产业组织理论的范畴，如不完全竞争、规模收益递增、产品差异化以及跨国公司理论发展所揭示的跨国投资的动机与利益从理论上分析了FDI与对外贸易之间存在的互补共生关系。该关系突出体现在FDI对对外贸易的促进效应上。从出口看，总量分析及分行业分析结果都证明,外国投资对东道国出口具有显著的带动作用(Graham和 Krugman,1993)。外国投资企业本身一般具有较强的国际市场导向，加之对国内企业
37、的示范带动作用。因而，FDI与东道国出口具有强相关性。而FDI与东道国进口的相互关系研究表明，相关性不如与出口的关联密切，但由于外国直接投资企业从母公司进口中间产品、资本品及劳务的倾向较强，FDI因而可增加东道国进口(Hill,1990)。图3显示FDI增加对贸易余额的作用波动较大，单从曲线图很难判断其趋势，结合数据表计算波动的算术平均数，可以判断前8个月总体上是减少贸易余额，8个月之后总体上是改善贸易余额，长期内综合看来对贸易余额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
38、均数为14.00381。贸易余额的波动可能的原因就是FDI促进出口的同时，也增加了我国的进口。外资进入的初期，由于外国直接投资企业还不具备出口与生产能力，而同时又需要大量从母公司进口中间产品、资本品及劳务，而FDI对我国的出口带动作用还没有体现出来，所以外资进入的初期对贸易余额的影响总体上是负面的。随着FDI对出口带动作用逐步显现，对出口额的促进作用逐步超过对进口的带动效应，FDI对贸易余额的改善作用就逐步得到体现。图4 外国直接投资企业出口份额的演变 数据来源：根据中国统计摘要2004绘制从实际情况看，中国FDI具有一定的出口导向型特征。近几年来，外商投资企业已成为我国对外贸易中的一支重要力
39、量。2003年外商投资企业进出口总额占全国进出口总额的比重为55.49，而1986年只有4.04，其中，外商投资企业的出口总额占全国出口总额的比重由1986年的1.71增长到2003年的54.84（见图4）。外国投资企业对中国出口的贡献,一方面是通过进入出口导向性产业,直接扩大了中国出口产业的规模,强化了中国出口产业的国际竞争力；另一方面,外国投资企业还通过产业链的作用,对其上游、下游产业产生连锁效应，带动东道国出口竞争力的提高和出口量的增长。这种出口导向型的FDI对我国扩大出口规模、优化出口结构、提升行业技术水平、促进产业升级、增强国际竞争力发挥了十分积极的作用（戴金平，1999）。图5显示
40、我国贸易收支冲击会造成FDI一定的波动，而且这种冲击随着滞后期的延长有放大效应，但没有明显规律可循。这也在一定程度反映尽管FDI具有较为明显的出口导向型特征，但出口空间的大小不是影响外资流入的主要因素。我们可以这样判断：吸引FDI可能依然是较高的投资利润率、较低的劳动力成本、对外资的优惠政策和潜在的巨大市场等国内特定因素(Country-specific Determinants of FDI)。 （3）实际汇率与外国直接投资 实际汇率对于对FDI的影响，有一些学者进行过研究。归纳起来主要有财富渠道和生产成本渠道效应。Froot 和Stein（1991）就曾详细阐述了汇率的财富效应：当FDI的
41、东道国相对于母国货币贬值时，将使相同数量的外资购买更多东道国的商品，从而吸引FDI的流入。关于生产成本渠道Culem（1998）指出，汇率的不同引起相对劳动成本的变化，当东道国货币相对于母国货币贬值时，意味着相同数量的外资将可能雇用更多的劳动力，从而吸引外资流入。 图5 FDI对EX一个标准差冲击的响应 图6 FDI对ER一个标准差冲击的响应 图6显示实际汇率上升即人民币贬值对FDI一定时期（19个月）内会有促进作用，说明与人民币的贬值相联系的财富效应和生产成本效应显著地促进了FDI。但长期内（19个月以后）会造成FDI的波动，甚至造成FDI的下降。其中的原因笔者认为是由于实际汇率的波动会增加
42、投资者的投资风险，会对FDI的投资信心产生影响，从而引起FDI的波动甚至减少，这一点在发展中国家体现得更为明显。由此我们也可以得出结论，长期来看实际汇率的稳定和币值坚挺有利于吸引FDI。相反的情形，人民币实际升值会在一定时期内对外资的流入产生一定的负面影响。但汇率调整后随着人们对于人民币变动预期的减弱是有利于吸引FDI的。 图7 ER对EX一个标准差冲击的响应 图8 ER对FDI一个标准差冲击的响应（4）对外贸易、外国直接投资与实际汇率变动图7显示贸易的顺差会导致一定时期内实际汇率下降，即人民币的实际升值。这与理论模型的预期是一致的。图8显示FDI的增加初期会导致人民币小幅度实际贬值，一定时期
43、（大约一年半的时间）后导致人民币实际升值。我们认为FDI初期会导致人民币小幅贬值是与其在初期总体上是减少贸易余额直接相关的，这与前面的分析相一致。长期来看FDI的增加会导致人民币的实际升值与其改善国际收支有关，同时这也是与“巴拉萨-萨缪尔森（Balassa-Samuelson ）效应”（Samuelson，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。联系在一起的。由于我
44、国一贯的政策是引导外资投资于工业部门(主要是贸易品生产品部门) 而非服务行业(主要是非贸易品部门)，我们可以做这样的解释: 外资的进入引起了我国贸易品部门的的技术进步, 从而提高了贸易品部门的劳动生产率, 进而使我国实际汇率升值。可以说，贸易顺差和FDI大量引入都是人民币升值压力的重要源泉。这里的分析进一步验证了格兰杰因果分析中的结论。五、结论与政策建议、贸易、外国直接投资和汇率构成一个相互影响的经济系统，针对任何一个变量的政策或措施的实行，都要考虑对另外两个紧密相关变量的冲击和影响。中国的贸易、FDI和实际汇率之间存在长期的动态均衡关系。长期来看，FDI的增加有利于贸易余额的改善，人民币实际
45、贬值长期内可以改善贸易收支。FDI进入的初期，外国直接投资企业进口带动效应超过出口带动效应，所以外资进入的初期（大约前8个月）对贸易余额的影响总体上是负面的。随着外资出口带动作用的增强，8个月之后总体上是改善贸易余额的。长期内综合看来FDI对贸易余额是有一定的改善作用的。随着我国进出口商品的需求弹性逐步提高，已经逐步可以满足马歇尔-勒纳条件。但人民币实际贬值的“J曲线效应”明显，贬值改善贸易余额的时滞大约为两年，大大长于西方国家。寄希望于本币低估和低价销售两种纯价格竞争策略不能快速有效地改善贸易帐户。通过调整实际汇率调节贸易收支必须充分考虑其时滞效应，慎重而行。我们应该减弱对外贸易中对价格竞争
46、手段的依赖，提高产品的科技含量，增强质量观念，以提高我国出口商品的竞争力。、尽管FDI具有一定的出口导向型特征，但出口空间的大小不是影响外资流入的主要因素，吸引FDI可能依然是较高的投资利润率、较低的劳动力成本、对外资的优惠政策和潜在的巨大市场等国内特定因素。实际汇率上升即人民币贬值对FDI短期内会有促进作用，但长期内由于实际汇率的波动会对FDI的投资信心产生影响，造成FDI的波动，甚至造成FDI的下降。长期来看实际汇率的稳定有利于吸引FDI。、尽管1996年以来人民币对美元名义汇率维持了稳定，但实际汇率变动较大。贸易的顺差会导致一定时期内人民币的实际升值。FDI的增加初期会导致人民币小幅度地实际贬值，一定时期（大约一年半的时间）后导致人民币实际升值。、人民币汇率问题是一个涉及我国政治经济各方面的深层次的问题，虽然我们不能根据我们的实证结果进行简单的决策，但本文的实证结果有助于我们对该问题的判断。本文研究显示，贸易顺差和FDI大量流入是当前人民币升值压力的重要来源，贸易顺差无论是短期还是长期都形成了人民币升值的压力，而FDI流入主要是在长期内形成了人民币升值的压力；人民币升值在一定时期内不会恶化我国的贸易收支，但会对FDI的流入产生一定的负面影响。附录1 一般脉冲响应函数的公式其中，为误差向量的协方差矩阵；为矩阵对角线上的第j个元素；为式(1)变换出的
