黎偉(悉尼大學)

20世紀90年代以來，中國的人民幣匯率總共經歷了四個階段的重大改革。第一階段是1981—1993年匯率的“雙軌制”期間。第二階段是1994—2005年，可分為兩個時期：1994—1996年，人民幣雙重匯率被合并，管理的浮動匯率和“單一匯率”制度得到執(zhí)行；1997—2005年，人民幣匯率實際上是匯率制度盯住美元。第三階段從2005年7月21日匯率改革到2015年參照調整，以一籃子貨幣的浮動匯率制度開始實施，由于雷曼危機期間出現(xiàn)，從2008年下半年開始，我國回到了美元的匯率制度，2010年6月匯率改革重新開始。2012年4月16日，人民幣匯率對美元的中國銀行的外匯現(xiàn)貨市場的波動幅度顯著變化。第四階段，隨著中國資本賬戶的逐步開放，人民幣國際化的步伐加快，人民幣定價機制的市場化改革不斷深化，2015年8月11日我國進一步完善美元兌人民幣匯率中間價的報價機制。對外直接投資激增和人民幣波動兩種變化始于2005年。與此同時人民幣貶值不僅促進了出口，還推動了我國企業(yè)對外直接投資。因此，本文將著重研究人民幣匯率變動對我國投資東南亞貿易是否存在關系及存在何種關系，旨在了解與探究人民幣匯率變動對我國投資東南亞貿易如何產生作用，并就此為我國投資東南亞貿易提出建議，為如何應對匯率變動產生的影響起到啟示作用。

1 人民幣匯率變動與我國東南亞貿易投資現(xiàn)狀

2010年正式啟動的中國-東盟自由貿易區(qū)，中國與東盟之間的貿易和投資發(fā)展迅速(Handa et al.,2011)。與此同時，由于“一帶一路”倡議的實施，中國在東南亞國家的直接投資一直有非常大的提升(Rajia,2012)。

1.1 我國對東南亞國家的直接投資流量分析

我國提出“一帶一路”之前，在東南亞地區(qū)的直接投資總體呈上升趨勢，但規(guī)模相對較小，增長速度有所放緩。2007—2012年，在流量和庫存方面，新加坡一直是中國第一個在東南亞直接投資的國家(Rajia,2012;Chaudhary et al.,2016)。在流量方面，中國在東南亞國家投資成倍增長，從2007年9.68億美元增加至2010年的26.98億美元，上漲了3倍左右。同時，與東盟自貿區(qū)合作以來，我國對東南亞國家的投資額仍保持2倍左右的增長速度。從我國對東南亞各國的投資額來看，2008—2012年，在新加坡的中國投資已超過70億美元，但其他國家在該地區(qū)的投資通常約500萬美元，文萊低于100萬美元，這一階段東帝汶只是投資已經開始尚未成為規(guī)模。2012年，國家在東南亞對中國的直接投資超過10億美元，僅新加坡和印度尼西亞。

然而，提出了“一帶一路”倡議之后，中國的直接投資流向11個東南亞國家，2018年為136.83億美元，略有下降，但與2012年相比，增長了近70億美元。2018年，中國、越南、老撾、馬來西亞、新加坡、印尼直接投資流向東南亞超過10億美元，是2012年的兩倍。值得注意的是，2011年以來，中國的直接投資流向菲律賓已呈下降趨勢，并在2015年恢復后迅速跌至負值，可能是中國南海問題對兩國關系的負面影響延伸到了投資領域。

1.2 我國對東南亞國家的直接投資存量分析

從存量方面來看，我國對東南亞國家的投資存量呈大幅上漲趨勢，從2007年39.54億美元增加至2010年的143.58億美元，上漲了3倍左右。同時，與東盟自貿區(qū)合作以來，我國對東南亞國家的投資額仍保持2倍左右的增長速度。從投資額來看，我國對東南亞的投資主要集中在新加坡，2012年我國對其投資存量已達到123.83億美元，但在文萊和菲律賓及東帝汶甚少進行投資。“一帶一路”倡議提出后，2018年我國對東南亞11國的直接投資存量達到1030.25 億美元，比2012年增加800多億美元，并呈逐年上升趨勢。在這11國中，投資存量以新加坡為首，占其中的500.94 億美元，占比超過50%；第二位的是印度尼西亞，為128.11億美元；在馬來西亞和老撾的投資額居第三位和第四位，分別為83.87億美元和83.10億美元，我國對東帝汶的投資存量最少，為1.67億美元。

2 人民幣匯率變動對我國東南亞貿易投資影響的實證分析

2.1 模型選擇與構建

近年來，人民幣匯率變化波動對中國對外直接投資產生影響。本文在Froot and Stein標準模型的基礎上應用面板信息建立仿真模型，選擇人民幣匯率水平和GDP水平的解釋變量來解釋我國在東盟國家直接投資。除此之外，為了避開量綱差異造成的影響，對數(shù)據(jù)信息對外直接投資OFDI和GDP均取對數(shù)成立標準模型，具體如下：

由于人民幣匯率變動對我國投資東南亞貿易的影響存在滯后性，所以模型為：

其中，RE為人民幣實際匯率；GDP為國內生產總值；樣本空間為2007—2018年，涵蓋了這12年中國對東盟各國的對外直接投資流量。

2.2 變量選擇與說明

2.2.1 對外直接投資(OFDI)

在東盟十國中，本文選取中國的對外直接投資總額(以萬美元計算)?？紤]到數(shù)據(jù)的可用性，在對外直接投資(流量)的年度數(shù)據(jù)系列中選擇，數(shù)據(jù)來自商務部。

2.2.2 國內生產總值(GDP)

GDP能更加良好地代表我國的經濟產業(yè)總體規(guī)模和社會經濟進步。除此之外，一個國家經濟綜合發(fā)展實力的提高一般會提升對外直接投資的水平。從國家統(tǒng)計分析年鑒獲得數(shù)據(jù)信息。

2.2.3 人民幣匯率水平(RE)

所用的人民幣匯率是人民幣對美元名義匯率的數(shù)據(jù)處理后，人民幣對美元的實際匯率。實際交換速率由RE表示，并且1994年被選擇作為基期。

2.3 實證分析與結果

2.3.1 人民幣匯率變動對我國投資東南亞貿易總額的影響

面板數(shù)據(jù)是各個單獨的橫截面在連續(xù)的時間周期的時間序列數(shù)據(jù)。因此，平穩(wěn)性檢驗和每個序列的變量之間的協(xié)整檢驗運行建立了面板模型之前，需要選擇F檢驗模型。本文按照這樣的步驟進行檢驗并建立模型。

(1) ADF單位根檢驗

在可變排布序列實行ADF調試時，假設ADF數(shù)值高于相互對應的臨界數(shù)值時，則零假設建立，并接受零假設，時間排布序列是不穩(wěn)定的；假設ADF數(shù)值低于相互對應的臨界數(shù)值時，原假設被拒絕，原假設是不準確的，時間排布序列是平穩(wěn)的（見表1）。

表1 對各時間序列進行ADF檢驗輸出結果

由EVIEWS自動輸出的最終分析結果可知，最后通過對各個變量展開ADF檢驗說明：通過1階差分，全國生產經濟總產值、人民幣真實匯率和對東盟投資都在1%的明顯性綜合水平下，每個變量的ADF測試數(shù)值均低于臨界數(shù)值，因此每個變量都是平穩(wěn)的，隨后可展開協(xié)整檢驗。

(2)協(xié)整檢驗

依據(jù)標準模型成立了協(xié)整運算方程式，之后展開典型數(shù)學線性回歸，檢驗回歸運算結果的殘差排布序列是否平穩(wěn)。檢驗最終結果如表2所示。

表2 數(shù)據(jù)協(xié)整檢驗

由表2可知，該模型在一定程度上擬合了所選的自變量和響應變量LN(OFDIit)，盡管該擬合效果依然需要提升。同時Z統(tǒng)計量基本上都通過了檢驗，只有截距項的p值為0.1247，未通過顯著性檢驗，則人民幣匯率變化與我國投資東南亞之間的關系為：

由結果可以看出，當前一期人民幣匯率的彈性系數(shù)為0.0523，也就是說人民幣升值 1%，我國對東南亞貿易投資將提高 0.0523%；滯后一期人民幣匯率的彈性系數(shù)為0.1228，也就是說人民幣升值 1%，我國對東南亞貿易投資將提高 0.1228%，且比當前一期的效應更強；而當前一期國內生產總值每上升 1%，我國對東南亞貿易投資增加0.7835%；滯后一期國內生產總值每上升 1%，我國對東南亞貿易投資增加0.9219%，同樣的，滯后一期的國內生產總值對我國投資東南亞貿易的影響作用要大。說明，人民幣匯率改變和全國生產經濟總產值都會對中國投資東南亞形成非常嚴重的干擾。

(3)格蘭杰因果相互聯(lián)系檢驗

經過以上協(xié)整檢驗說明，以上標準模型運算方程式中的每個變量之間是長時間平衡穩(wěn)定關系，隨后對以上標準模型運算方程式中的有關變量做格蘭杰因果檢驗（見表3）。

表3 回歸方程各變量之間的格蘭杰因果檢驗

由表3可知，我國國內生產總值增加會提高對東南亞的貿易投資，并且人民幣匯率升值會促進我國對東南亞的貿易投資，但滯后一期的效應要比當前一期強。為更好地考察人民幣匯率對東南亞各國直接投資的影響，本文選取我國對東南亞直接投資額最高的新加坡和直接投資額最低的東帝汶的數(shù)據(jù)，檢驗人民幣匯率變動對其直接投資額的影響。

2.3.2 人民幣匯率變動對我國對新加坡貿易投資額的影響

面板數(shù)據(jù)信息是各截斷面?zhèn)€體在一段持續(xù)時間內的時間序列排布數(shù)據(jù)，因此在成立面板標準模型前要展開每個排布序列的穩(wěn)定性檢驗，包括各個變量之間的協(xié)整檢驗，之后經過F檢驗選擇標準模型。本文根據(jù)這類步驟順序展開檢驗并成立標準模型。

(1) ADF單位根檢驗

在針對變量排布序列展開ADF檢驗時，假設ADF數(shù)值高于相互對應的臨界數(shù)值，則原假設建立，接受原假設，時間排布序列不平穩(wěn)；假設ADF數(shù)值低于相互對應的臨界數(shù)值，則拒絕原假設，原假設不建立，時間排布序列是平穩(wěn)的（見表4）。

由EVIEWS自動輸出的最終分析結果可知，最后通過對各個變量展開ADF檢驗說明：通過1階差分，全國生產經濟總產值、人民幣真實匯率和對新加坡投資都在1%的明顯性綜合水平下，每個變量的ADF測試數(shù)值均低于臨界數(shù)值，因此每個變量都是平穩(wěn)的，隨后可展開協(xié)整檢驗。

表4 對各時間排布序列展開ADF檢驗自動輸出最終結果

(2)協(xié)整檢驗

依據(jù)標準模型成立協(xié)整運算方程式，之后展開典型數(shù)學線性回歸，檢驗回歸運算結果的殘差排布序列是否平穩(wěn)。檢驗結果如表5所示。

表5 數(shù)據(jù)協(xié)整檢驗

由表5 可知，該模型從一定程度上擬合了所選自變量和響應變量，同時Z統(tǒng)計量基本上都通過了檢驗，只有截距項的p值為0.0147，但是在10%的顯著性水平上也是符合要求的，則人民幣匯率變化與我國投資新加坡之間的關系為：

由結果可以看出，當前一期人民幣匯率的彈性系數(shù)為0.2788，也就是說人民幣升值 1%，我國對新加坡投資將提高0.2788%；滯后一期人民幣匯率的彈性系數(shù)為0.4132，也就是說人民幣升值 1%，我國對東南亞貿易投資將提高 0.4132%，且比當前一期的效應更強；而當前一期國內生產總值每上升1%，我國對東南亞貿易投資增加0.7780%；滯后一期國內生產總值每上升 1%，我國對東南亞貿易投資增加0.8881%，同樣的，滯后一期的國內生產總值對我國投資東南亞貿易的影響作用要大。說明，人民幣匯率變化和我國國內生產總值均會對我國投資新加坡產生影響，且人民幣匯率變動對新加坡直接貿易投資的影響高于對東南亞投資總額的影響，是因為我國對東南亞的貿易投資主要集中在新加坡，且遠遠高于東南亞其他國家，所以影響作用更顯著。

本文在數(shù)據(jù)上的分析依然具有一定的局限性。第一，由于時間和文章論述的有限性，該模型所選用的自變量數(shù)量仍存在有一定的提升空間。提升有效的自變量將會進一步優(yōu)化目前模型的擬合優(yōu)度。第二，該模型的建立過于簡單，嘗試高級別的模型將有助于提升預測能力。然而，利用這一簡單模型對數(shù)據(jù)進行初步分析將有助于理解數(shù)據(jù)的表現(xiàn)和為進一步分析提供標桿參考。因此，運用該簡單模型進行初步預測分析依然是有用的。其次，該模型所選自變量亦表現(xiàn)出了其對響應變量解釋的幫助。

(3)格蘭杰因果關系檢驗

經過以上協(xié)整檢驗說明，以上標準模型運算方程式中的每個變量之間是長時間平衡穩(wěn)定關系，隨后對以上標準模型運算方程式的有關變量做格蘭杰因果檢驗（見表6）。

表6 回歸運算方程式各變量相互之間的格蘭杰因果檢驗

由表6可知，我國國內生產總值增加會提高對新加坡的貿易投資，并且人民幣匯率升值會促進我國對新加坡投資，但滯后一期的效應要比當前一期強。

3 結語

通過建立面板模型，本文討論了人民幣匯率變動對中國與東盟十國對外直接投資的影響。結果顯示，人民幣升值和國內生產總值的提升推動中國在東南亞的貿易投資，即中國經濟實力的上升促進了中國企業(yè)“走出去”。另外，人民幣升值對新加坡的貿易投資效應較強烈，且存在一定的滯后性。結合實證標準模型的研究分析結果和啟迪，本文提出以下意見：

(1)加快推動中國匯率市場交易化改革創(chuàng)新。無論是人民幣的貶值還是迅速改變，都不益于對外直接投資的增加，匯率的交易市場有益于人民幣穩(wěn)定，進而推動對外直接投資。(2)充分把握人民幣加入SDR創(chuàng)造的機遇，推進人民幣全球化。(3)增強匯率經濟風險全面控制管理和高效、科學、先進地運營管理匯率預期。2016年，資金流出已非常慘重，人民幣貶值的壓力持續(xù)加大，意味著成本和“走出去”的中國企業(yè)的風險正在增加。因此，中國應有效管理監(jiān)管和政策水平，以預防和控制匯率風險的市場預期。