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摘 要：本文基于2005年汇率改革后几年内的情况建立VAR模型，分析人民币汇率与对外直接投资的关系，得出对外直接投资的增加与不同期的汇率的共同作用促使着外汇汇率不断下降这一结论。
关键词：汇率改革；VAR模型；外汇汇率；对外直接投资
中图分类号：F830.92 文献标识码：A doi:10.3969/j.issn.1672-3309（x）.2011.10.14 文章编号：1672-3309（2011）10-33-03
一、引言
关于汇率波动、FDI对出口的影响这些问题，已有的研究主要包括两部分:一部分文献研究汇率波动对出口的影响，主要分析汇率水平变化和汇率波动幅度对出口的影响，得出的结论包括正面影响、负面影响和不确定三种。以封思贤(2007)为代表的一部分学者，通过构建计量模型认为人民币汇率波动会对出口造成显著影响，然而也有部分学者认为人民币汇率波动对出口影响不显著，如邱嘉锋(2009)和封福育(2010)分别通过分析影响人民币汇率因素和运用门限回归模型得出，不同的波动幅度对我国出口贸易的影响呈不对称特征。另一部分文献研究FDI对出口的影响，主要分析FDI的出口效应，不同类型FDI流入对出口影响不同，结论主要有“替代关系论”、“互补关系论”和“不确定性关系论”。国内学者研究FDI流入与中国出口关系时得出的结论也不一致，李真(2009)通过实证分析发现FDI对我国真实出口贸易额有替代作用；古广东(2008)、周靖祥等(2007)认为，通过FDI的流入能促进出口贸易量增长。
但是已有文献还存在着不足:首先，在研究内容上，已有文献基本上只是单方面的分析汇率波动对出口的影响或者FDI对出口的影响，很少同时分析汇率波动和FDI对出口的影响。王宇雯(2009)虽然运用计量模型分析了人民币汇率波动对出口结构的影响，但是没有考虑FDI流入因素的影响。其次，在研究方法上，已有文献一般使用ARMA模型进行研究。ARMA模型要求变量是平稳时间序列，很多宏观经济变量都很难满足这一要求，如果差分以后再估计模型难以得出准确的长期均衡关系。
二、汇率改革的进程
(一)汇率改革的内部因素
人民币汇率改革的最大背景就是我国外汇储备持续增长、外汇储备余额已超过正常的储备要求，然而高额的外汇储备主要来自贸易顺差和热钱的流入。国际上通常认为，一个国家的外汇储备数额以满足3个月的进口外汇需求为宜。我国2005年的进口总额为6600亿美元(海关数)，以此计算，我国3个月的进口外汇需求约为1650亿美元，这与8000多亿美元的外汇储备相比，显然大大超过了正常的外汇需求[1]。但是，在高额的外汇储备背后也隐含着一些问题。
首先，高额的外汇储备反映我国的贸易顺差逐年增加，这一方面导致我国能源、资源的逐年减少，促使我国的自身环境条件逐渐不能满足这种出口结构下的出口高增长；另一方面，长期的大额顺差也引起我国与相关国家的贸易摩擦以及国民福利的恶化。
其次，外汇占款的增加，促使通货膨胀程度的加大。由于企业外汇收入大部分都要按规定从银行兑换为人民币。贸易顺差会导致企业外汇收入增大，从而使央行被动地增大人民币投放，对控制国内物价水平造成不利影响。
再次，由于外汇储备币种的单一性，进一步增加了其贬值的风险。我国的外汇储备主要以美元为主，一旦发生金融危机，美元贬值，就会导致我国外汇储备的缩水，外汇储备越多损失越大。
最后，高额的外汇储备还使得国际游资预期人民币升值，从而通过各种渠道进入国内，进一步推高中国的外汇储备。这些都成为了人民币升值的内部压力[2]。
（二）汇率改革的外部诱因
西方发达国家，尤其是美国施压人民币升值是2005年人民币汇率改革的重要外因。近几年，中国在双边贸易中一直保持顺差的高增长，美国认为影响了自己的制造业与出口，而国际上普遍认为人民币事实上实行了盯住美元的固定汇率制度。因此，美国等不断指责我国汇率政策，不断施加压力，要求人民币升值。美国将其经常项目赤字降罪于人民币币值低估，希望通过人民币升值来改变本国经常项目赤字问题。美国国会议员提交法案，动议向所有在美出售的中国产品征收惩罚性关税27.5%，除非人民币做出相应金额的升值。
与此同时，近年来随着金融全球化程度的逐步提高，国内金融市场对外开放程度的逐渐加强，促使合法和违规的资本大量涌入。由于国际收支和外汇储备的经常波动，导致中央银行必须经常被动的参与外汇买卖，这就造成货币供应量被市场上的外汇需求所左右，进一步反映出原有的固定汇率制度已经不能满足现有货币政策制定者对于政策独立性的要求[3]。
（三）汇改内容
在此背景下，为建立和完善我国社会主义市场经济体制，充分发挥市场在资源配置中的基础性作用，建立健全以市场供求为基础的、有管理的浮动汇率制度，经国务院批准，中国人民银行于2005年7月21日发布了完善人民币汇率形成机制改革相关事宜公告:
1、自2005年7月21日起，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，形成更富弹性的人民币汇率机制。
2、中国人民银行于每个工作日闭市后公布当日银行间外汇市场美元等交易货币对人民币汇率的收盘价，作为下一个工作日该货币对人民币交易的中间价格。
3、2005年7月21日19时，美元对人民币交易价格调整为1美元兑8.11元人民币，升值2%，并作为次日银行间外汇市场上外汇指定银行之间交易的中间价，外汇指定银行可自此时起调整对客户的挂牌汇价。
4、现阶段，每日银行间外汇市场美元对人民币的交易价仍在人民银行公布的美元交易中间价上下千分之三的幅度内浮动，非美元货币对人民币的交易价在人民银行公布的该货币交易中间价上下一定幅度内浮动。纵观人民币汇率此次改革，主要有两点内容：一是人民币汇率不再单一盯住美元，而是参照若干主要货币，依据贸易、外商直接投资和外债来源比重等因素分别赋予不同的权重，组成一个货币篮子；二是人民币对美元的汇率上调2%，继续实行美元交易中间价上下浮动0.3%[4]。
三、实证分析
为了对人民币汇率与贸易条件之间的关系进行比较深入的考察，需要通过计量模型对其进行定量分析。根据分析问题的需要本文选择VAR（向量自回归）模型进行实证分析，分析软件是Eviews6.0。
（一）计量模型的选取和数据的来源
本文目的是分析汇率变动和贸易条件之间的关系，选取VAR（向量自回归）模型比较合适。因为传统结构模型的建立方法需要利用经济理论来描述经济变量之间的关系，这在很大程度上限制了对变量之间关系的准确度量，为了避免这一问题，非结构化的建模方法得到广泛应用。VAR 模型就是一种比较常用的非结构化多方程模型，其可以分析经济变量之间的相互关系，并且能够进行脉冲响应和方差分解的分析。VAR(p)模型的一般表达式为：
Yt=A1Yt-1+A2Yt-2+...+ApYt-p+BXt+εt 其中t=1,2,3...T，Y和X都是向量，Y是内生变量，X是外生变量，p是滞后阶数，t是样本数据的个数。A和B都是系数矩阵，ε是残差项。
本文选取了中国2005年7月到2010年12月的FDI值、加权的人民币对美元的外汇汇率的月度数据，数据来源于中经网数据库。为了消除变量之间单位不同所造成的影响，以及反映变量的动态变化，本文以变量的同比增长率为数据建立VAR模型，其中ER表示外汇汇率的同比增长率，FDI表示对外直接投资的同比增长率。
（二）单位根检验
注：Δ表示一阶差分序列，检验类型(c,t,k)表示ADF检验模型中是否包括常数项c、时间趋势项t 以及滞后阶数k。由于我们所研究的变量表现为相对数，所以在模型中均不含趋势项；滞后阶数的确定准则为SIC准则。本表数据根据EViews6.0 计算结果整理所得。
通过单位根检验，可以得知本文所采用的数据时间序列平稳，符合回归分析的条件。
（三）协整检验
本文采用Johansen(1995)基于VAR 的协整检验方法对模型系统中的变量进行协整检验，在建立VAR模型之后，通过协整检验得到表2所示数据：
通过表2数据可知，原假设2个变量之间不存在长期均衡关系，该假设在5%显著性水平下已被拒绝，同理，下面的原假设也被拒绝，这说明它们之间存在一个协积关系。
（四）格兰杰因果关系
注: 检验所依据的VAR 模型最优滞后阶数由VAR 模型残差的序列相关性与系数排除性检验共同确定为3(最大设定4);lag(ER)代表格兰杰因果关系检验中等式右侧所有ER项的滞后期(其他价格指数表示法类似);原假设是没有格兰杰因果关系;表中报告的是Wald显著性检验统计量的p 值。
在5%的显著性水平下，在第一列中，FDI不是ER的格兰杰原因的原假设下，0.0186<0.05,拒绝原假设，即FDI是ER的格兰杰原因。在第二列中，0.1261>0.05,故接受原假设，即ER不是FDI的格兰杰原因。由此可知，FDI的变化在一定程度上影响着ER值的变化，他们之间具备一定的传导机制。
（五）脉冲响应函数
图1 脉冲响应分析
通过图1可以看出，FDI先对ER产生了负的冲击，之后逐渐趋于稳定；这说明随着FDI增加，本国投资者在境外投资增加，使得发放到市场上的人民币减少，外汇增多，人民币升值，进而导致外汇汇率下降。同样的，ER首先对FDI产生正和负的冲击，可见ER对FDI的冲击开始是不明确的，但是一段时间后，ER对FDI的影响逐渐趋于稳定。ER对自身的冲击，先是具有一定的正向冲击，一段时间后，逐渐趋于平稳，但仍是正的冲击。反观FDI对自身的冲击则是波浪式的，但是随着时间的流逝，其对自身的冲击逐渐减小，最终达到稳定状态。
四、结论
通过实证分析可以得出，对外直接投资在一定程度上影响着汇率的变化，对外直接投资的增加促使着外汇汇率的下降。然而，我们不可忽视的是，不同期的汇率也会对自身产生一定的影响作用，且该影响作用是正向的，即汇率将不断下降。因此，我们可知，在汇率改革的结束之后，人民币将不断升值。不仅如此，实行以市场供求为基础、参考一篮子货币进行调解、有管理的浮动汇率制度，有利于人民币汇率弹性增强，外汇市场活力加大。
(责任编辑：方 涵）
参考文献：
[1] 姜波克.国际金融新编[M].复旦大学出版社，2001.
[2] 黄静波、曾昭志.人民币汇率波动对我国FDI流入的影响[J].国际金融研究，2010，(05)．
[3]杨雪峰.人民币汇率升值的波动效应与稳定机制研究[D].复旦大学. 2007.
[4] 仇高擎.人民币汇制改革对我国商业银行影响及其对策[J].新金融，2005，(11)
关键词：汇率改革；VAR模型；外汇汇率；对外直接投资
中图分类号：F830.92 文献标识码：A doi:10.3969/j.issn.1672-3309（x）.2011.10.14 文章编号：1672-3309（2011）10-33-03
一、引言
关于汇率波动、FDI对出口的影响这些问题，已有的研究主要包括两部分:一部分文献研究汇率波动对出口的影响，主要分析汇率水平变化和汇率波动幅度对出口的影响，得出的结论包括正面影响、负面影响和不确定三种。以封思贤(2007)为代表的一部分学者，通过构建计量模型认为人民币汇率波动会对出口造成显著影响，然而也有部分学者认为人民币汇率波动对出口影响不显著，如邱嘉锋(2009)和封福育(2010)分别通过分析影响人民币汇率因素和运用门限回归模型得出，不同的波动幅度对我国出口贸易的影响呈不对称特征。另一部分文献研究FDI对出口的影响，主要分析FDI的出口效应，不同类型FDI流入对出口影响不同，结论主要有“替代关系论”、“互补关系论”和“不确定性关系论”。国内学者研究FDI流入与中国出口关系时得出的结论也不一致，李真(2009)通过实证分析发现FDI对我国真实出口贸易额有替代作用；古广东(2008)、周靖祥等(2007)认为，通过FDI的流入能促进出口贸易量增长。
但是已有文献还存在着不足:首先，在研究内容上，已有文献基本上只是单方面的分析汇率波动对出口的影响或者FDI对出口的影响，很少同时分析汇率波动和FDI对出口的影响。王宇雯(2009)虽然运用计量模型分析了人民币汇率波动对出口结构的影响，但是没有考虑FDI流入因素的影响。其次，在研究方法上，已有文献一般使用ARMA模型进行研究。ARMA模型要求变量是平稳时间序列，很多宏观经济变量都很难满足这一要求，如果差分以后再估计模型难以得出准确的长期均衡关系。
二、汇率改革的进程
(一)汇率改革的内部因素
人民币汇率改革的最大背景就是我国外汇储备持续增长、外汇储备余额已超过正常的储备要求，然而高额的外汇储备主要来自贸易顺差和热钱的流入。国际上通常认为，一个国家的外汇储备数额以满足3个月的进口外汇需求为宜。我国2005年的进口总额为6600亿美元(海关数)，以此计算，我国3个月的进口外汇需求约为1650亿美元，这与8000多亿美元的外汇储备相比，显然大大超过了正常的外汇需求[1]。但是，在高额的外汇储备背后也隐含着一些问题。
首先，高额的外汇储备反映我国的贸易顺差逐年增加，这一方面导致我国能源、资源的逐年减少，促使我国的自身环境条件逐渐不能满足这种出口结构下的出口高增长；另一方面，长期的大额顺差也引起我国与相关国家的贸易摩擦以及国民福利的恶化。
其次，外汇占款的增加，促使通货膨胀程度的加大。由于企业外汇收入大部分都要按规定从银行兑换为人民币。贸易顺差会导致企业外汇收入增大，从而使央行被动地增大人民币投放，对控制国内物价水平造成不利影响。
再次，由于外汇储备币种的单一性，进一步增加了其贬值的风险。我国的外汇储备主要以美元为主，一旦发生金融危机，美元贬值，就会导致我国外汇储备的缩水，外汇储备越多损失越大。
最后，高额的外汇储备还使得国际游资预期人民币升值，从而通过各种渠道进入国内，进一步推高中国的外汇储备。这些都成为了人民币升值的内部压力[2]。
（二）汇率改革的外部诱因
西方发达国家，尤其是美国施压人民币升值是2005年人民币汇率改革的重要外因。近几年，中国在双边贸易中一直保持顺差的高增长，美国认为影响了自己的制造业与出口，而国际上普遍认为人民币事实上实行了盯住美元的固定汇率制度。因此，美国等不断指责我国汇率政策，不断施加压力，要求人民币升值。美国将其经常项目赤字降罪于人民币币值低估，希望通过人民币升值来改变本国经常项目赤字问题。美国国会议员提交法案，动议向所有在美出售的中国产品征收惩罚性关税27.5%，除非人民币做出相应金额的升值。
与此同时，近年来随着金融全球化程度的逐步提高，国内金融市场对外开放程度的逐渐加强，促使合法和违规的资本大量涌入。由于国际收支和外汇储备的经常波动，导致中央银行必须经常被动的参与外汇买卖，这就造成货币供应量被市场上的外汇需求所左右，进一步反映出原有的固定汇率制度已经不能满足现有货币政策制定者对于政策独立性的要求[3]。
（三）汇改内容
在此背景下，为建立和完善我国社会主义市场经济体制，充分发挥市场在资源配置中的基础性作用，建立健全以市场供求为基础的、有管理的浮动汇率制度，经国务院批准，中国人民银行于2005年7月21日发布了完善人民币汇率形成机制改革相关事宜公告:
1、自2005年7月21日起，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，形成更富弹性的人民币汇率机制。
2、中国人民银行于每个工作日闭市后公布当日银行间外汇市场美元等交易货币对人民币汇率的收盘价，作为下一个工作日该货币对人民币交易的中间价格。
3、2005年7月21日19时，美元对人民币交易价格调整为1美元兑8.11元人民币，升值2%，并作为次日银行间外汇市场上外汇指定银行之间交易的中间价，外汇指定银行可自此时起调整对客户的挂牌汇价。
4、现阶段，每日银行间外汇市场美元对人民币的交易价仍在人民银行公布的美元交易中间价上下千分之三的幅度内浮动，非美元货币对人民币的交易价在人民银行公布的该货币交易中间价上下一定幅度内浮动。纵观人民币汇率此次改革，主要有两点内容：一是人民币汇率不再单一盯住美元，而是参照若干主要货币，依据贸易、外商直接投资和外债来源比重等因素分别赋予不同的权重，组成一个货币篮子；二是人民币对美元的汇率上调2%，继续实行美元交易中间价上下浮动0.3%[4]。
三、实证分析
为了对人民币汇率与贸易条件之间的关系进行比较深入的考察，需要通过计量模型对其进行定量分析。根据分析问题的需要本文选择VAR（向量自回归）模型进行实证分析，分析软件是Eviews6.0。
（一）计量模型的选取和数据的来源
本文目的是分析汇率变动和贸易条件之间的关系，选取VAR（向量自回归）模型比较合适。因为传统结构模型的建立方法需要利用经济理论来描述经济变量之间的关系，这在很大程度上限制了对变量之间关系的准确度量，为了避免这一问题，非结构化的建模方法得到广泛应用。VAR 模型就是一种比较常用的非结构化多方程模型，其可以分析经济变量之间的相互关系，并且能够进行脉冲响应和方差分解的分析。VAR(p)模型的一般表达式为：
Yt=A1Yt-1+A2Yt-2+...+ApYt-p+BXt+εt 其中t=1,2,3...T，Y和X都是向量，Y是内生变量，X是外生变量，p是滞后阶数，t是样本数据的个数。A和B都是系数矩阵，ε是残差项。
本文选取了中国2005年7月到2010年12月的FDI值、加权的人民币对美元的外汇汇率的月度数据，数据来源于中经网数据库。为了消除变量之间单位不同所造成的影响，以及反映变量的动态变化，本文以变量的同比增长率为数据建立VAR模型，其中ER表示外汇汇率的同比增长率，FDI表示对外直接投资的同比增长率。
（二）单位根检验
注：Δ表示一阶差分序列，检验类型(c,t,k)表示ADF检验模型中是否包括常数项c、时间趋势项t 以及滞后阶数k。由于我们所研究的变量表现为相对数，所以在模型中均不含趋势项；滞后阶数的确定准则为SIC准则。本表数据根据EViews6.0 计算结果整理所得。
通过单位根检验，可以得知本文所采用的数据时间序列平稳，符合回归分析的条件。
（三）协整检验
本文采用Johansen(1995)基于VAR 的协整检验方法对模型系统中的变量进行协整检验，在建立VAR模型之后，通过协整检验得到表2所示数据：
通过表2数据可知，原假设2个变量之间不存在长期均衡关系，该假设在5%显著性水平下已被拒绝，同理，下面的原假设也被拒绝，这说明它们之间存在一个协积关系。
（四）格兰杰因果关系
注: 检验所依据的VAR 模型最优滞后阶数由VAR 模型残差的序列相关性与系数排除性检验共同确定为3(最大设定4);lag(ER)代表格兰杰因果关系检验中等式右侧所有ER项的滞后期(其他价格指数表示法类似);原假设是没有格兰杰因果关系;表中报告的是Wald显著性检验统计量的p 值。
在5%的显著性水平下，在第一列中，FDI不是ER的格兰杰原因的原假设下，0.0186<0.05,拒绝原假设，即FDI是ER的格兰杰原因。在第二列中，0.1261>0.05,故接受原假设，即ER不是FDI的格兰杰原因。由此可知，FDI的变化在一定程度上影响着ER值的变化，他们之间具备一定的传导机制。
（五）脉冲响应函数
图1 脉冲响应分析
通过图1可以看出，FDI先对ER产生了负的冲击，之后逐渐趋于稳定；这说明随着FDI增加，本国投资者在境外投资增加，使得发放到市场上的人民币减少，外汇增多，人民币升值，进而导致外汇汇率下降。同样的，ER首先对FDI产生正和负的冲击，可见ER对FDI的冲击开始是不明确的，但是一段时间后，ER对FDI的影响逐渐趋于稳定。ER对自身的冲击，先是具有一定的正向冲击，一段时间后，逐渐趋于平稳，但仍是正的冲击。反观FDI对自身的冲击则是波浪式的，但是随着时间的流逝，其对自身的冲击逐渐减小，最终达到稳定状态。
四、结论
通过实证分析可以得出，对外直接投资在一定程度上影响着汇率的变化，对外直接投资的增加促使着外汇汇率的下降。然而，我们不可忽视的是，不同期的汇率也会对自身产生一定的影响作用，且该影响作用是正向的，即汇率将不断下降。因此，我们可知，在汇率改革的结束之后，人民币将不断升值。不仅如此，实行以市场供求为基础、参考一篮子货币进行调解、有管理的浮动汇率制度，有利于人民币汇率弹性增强，外汇市场活力加大。
(责任编辑：方 涵）
参考文献：
[1] 姜波克.国际金融新编[M].复旦大学出版社，2001.
[2] 黄静波、曾昭志.人民币汇率波动对我国FDI流入的影响[J].国际金融研究，2010，(05)．
[3]杨雪峰.人民币汇率升值的波动效应与稳定机制研究[D].复旦大学. 2007.
[4] 仇高擎.人民币汇制改革对我国商业银行影响及其对策[J].新金融，2005，(11)