藍(lán)樂(lè)琴

摘 要： 匯率變動(dòng)影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的傳導(dǎo)機(jī)制是多方面的，本文利用Markov區(qū)制轉(zhuǎn)移向量自回歸模型識(shí)別中國(guó)經(jīng)濟(jì)變化的不同階段、估計(jì)區(qū)制之間的轉(zhuǎn)換概率和度量各階段的持續(xù)性，以此考察匯率改革以來(lái)人民幣匯率和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)變動(dòng)的非對(duì)稱性形態(tài)，并在此基礎(chǔ)上檢驗(yàn)人民幣匯率變動(dòng)影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的非線性動(dòng)態(tài)行為。研究表明，人民幣匯率變動(dòng)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響的方向和強(qiáng)度不僅依賴其變動(dòng)，而且依賴經(jīng)濟(jì)周期的具體階段，結(jié)合匯率政策和經(jīng)濟(jì)政策來(lái)判斷區(qū)制轉(zhuǎn)移和區(qū)制中的政策效果將有較好的參考價(jià)值。

關(guān)鍵詞： 人民幣匯率；FDI；經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)

中圖分類號(hào)： F8202 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼： A

文章編號(hào)： 1000176X（2015）09012107

一、引 言

近年來(lái)中國(guó)經(jīng)濟(jì)持續(xù)快速增長(zhǎng)，人民幣匯率自2005年匯率改革以來(lái)保持著較為明顯的升值趨勢(shì)，尤其是金融危機(jī)后全球經(jīng)濟(jì)復(fù)蘇疲軟，外商直接投資（FDI）放緩，人民幣匯率波動(dòng)增強(qiáng)使其對(duì)國(guó)際資本流動(dòng)和中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響也越來(lái)越顯著。一般認(rèn)為，開(kāi)放經(jīng)濟(jì)中的匯率作為兩國(guó)貨幣之間的比價(jià)，是國(guó)際直接投資的流向和規(guī)模的關(guān)鍵因素，而FDI則是匯率影響一國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的主要傳導(dǎo)途經(jīng)之一[1]。據(jù)此，研究人民幣匯率、FDI和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系，并進(jìn)一步認(rèn)識(shí)在不同狀態(tài)下變量相互間的影響和特征，對(duì)于進(jìn)一步完善人民幣匯率形成機(jī)制、促進(jìn)FDI流入和穩(wěn)定經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有重要意義。

針對(duì)匯率與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的研究文獻(xiàn)，大致分為兩種截然不同的觀點(diǎn)：一種觀點(diǎn)以Krugman和Taylor[2]為代表，提出貨幣升值是緊縮性的，即貶值促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。另一種觀點(diǎn)則認(rèn)為貨幣升值具有擴(kuò)張效應(yīng)，尤其對(duì)于發(fā)展中國(guó)家，如Kamin和Rogers[3]、Couharde和Sallenave[4]等研究得出貨幣貶值不利于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的結(jié)論。以上兩種觀點(diǎn)在經(jīng)驗(yàn)研究中都得到了證實(shí)，至于人民幣升值是緊縮性的還是擴(kuò)張性的，李未無(wú)[5]通過(guò)理論和實(shí)證分析認(rèn)為人民幣實(shí)際匯率貶值對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)起到了積極的促進(jìn)作用。趙永亮等[6]分析了匯率通過(guò)貿(mào)易、投資和資產(chǎn)負(fù)債表等不同渠道影響產(chǎn)出，其變動(dòng)對(duì)產(chǎn)出的影響程度大小和方向存在不確定性，取決于實(shí)際擴(kuò)張效應(yīng)和緊縮效應(yīng)的作用對(duì)比。但從國(guó)內(nèi)已有的文獻(xiàn)來(lái)看，大多學(xué)者如魏巍賢[7]、施建淮[8]等均支持人民幣升值是緊縮性的觀點(diǎn)，部分學(xué)者如李冬梅等[9]認(rèn)為人民幣匯率對(duì)中國(guó)GDP雖然有影響，但統(tǒng)計(jì)上不顯著。

對(duì)匯率與FDI關(guān)系的研究從理論上看，匯率主要通過(guò)相對(duì)生產(chǎn)成本機(jī)制和財(cái)富效應(yīng)機(jī)制影響FDI。在實(shí)證研究方面，匯率水平變動(dòng)和FDI關(guān)系尚無(wú)確切結(jié)論，多數(shù)學(xué)者如Klein和Rosengren[10]等的研究結(jié)論表明，東道國(guó)匯率貶值將促進(jìn)FDI的流入，而另一些學(xué)者如Schmidt和Broll[11]持相反的觀點(diǎn)，認(rèn)為東道國(guó)貨幣貶值將抑制FDI的流入。從中國(guó)國(guó)內(nèi)研究來(lái)看，學(xué)界普遍認(rèn)為人民幣貶值促進(jìn)FDI的流入，但也有學(xué)者如胡邦勇[12]研究結(jié)果表明人民幣貶值對(duì)吸引FDI的作用長(zhǎng)期內(nèi)不明顯，潘錫泉和郭福春[13]則認(rèn)為人民幣升值對(duì)FDI的流入具有明顯的促進(jìn)作用。

對(duì)于FDI與東道國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系，早期研究以Chenery的“雙缺口模型”為代表性理論，該模型認(rèn)為東道國(guó)通過(guò)引進(jìn)FDI既能因資本積累效應(yīng)而彌補(bǔ)儲(chǔ)蓄缺口，同時(shí)又能夠應(yīng)付由于外貿(mào)逆差而導(dǎo)致的外匯短缺?，F(xiàn)有研究大多數(shù)贊同F(xiàn)DI能促進(jìn)東道國(guó)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，如Hermes和Lensink[14]、Chakraborty和Nunnenkamp[15]均支持這種結(jié)論。但也有學(xué)者持不同觀點(diǎn)，Alfaro等[16]采用1975—1995年的多國(guó)數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，得出FDI對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響是不確定的。費(fèi)宇和王江[17]用面板平滑轉(zhuǎn)換模型分析了FDI對(duì)中國(guó)不同地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響，認(rèn)為FDI對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響是非線性的，F(xiàn)DI對(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的效應(yīng)是否顯著取決于該地區(qū)多種經(jīng)濟(jì)條件。

現(xiàn)有研究已取得較為豐富的成果，但也存在一些不足：絕大多數(shù)研究?jī)H在分析人民幣匯率、FDI以及經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的兩兩關(guān)系上，鮮有學(xué)者將三者結(jié)合起來(lái)考慮，且采用線性模型分析的居多，在兩兩關(guān)系討論時(shí)也未得出一致結(jié)論。本文認(rèn)為之所以存在差異性結(jié)論，是由于FDI或經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)變動(dòng)的方向受多種因素影響，這些影響有可能是較為復(fù)雜的，匯率因素影響只是其中的一種，此外所采用建模方法和數(shù)據(jù)的不同，得到的具體結(jié)論也不盡相同。為進(jìn)一步研究匯率與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系，須關(guān)注兩者間的傳導(dǎo)機(jī)制，F(xiàn)DI便是其中重要的傳導(dǎo)因素之一。由于匯率變動(dòng)在經(jīng)濟(jì)周期的不同階段可能具有不同的作用效果，鑒于此，本文在非線性框架下，利用帶有區(qū)制轉(zhuǎn)換特征的Markov區(qū)制轉(zhuǎn)移向量自回歸模型（Markov Switching Vector Autoregressive Model，MSVAR）分析匯率變動(dòng)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)，以期進(jìn)一步理解匯率變動(dòng)通過(guò)中間傳導(dǎo)因素FDI作用于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的規(guī)律。

二、模 型

20世紀(jì)90年代以來(lái)，中國(guó)的FDI在資本金融項(xiàng)目中所占比重越來(lái)越大，呈現(xiàn)快速增長(zhǎng)的趨勢(shì)，成為促進(jìn)中國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要力量。FDI促進(jìn)東道國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的機(jī)制實(shí)質(zhì)上屬于資本推動(dòng)，還包括技術(shù)外溢等效應(yīng)，對(duì)該國(guó)經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展的影響是多渠道的。本文僅分析資本項(xiàng)目下的FDI。參照Grtner[18]的理論模型框架，匯率作為政策工具對(duì)各政策目標(biāo)有著直接或間接的影響，進(jìn)而得出匯率變動(dòng)促進(jìn)或阻礙經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)取決于不同的經(jīng)濟(jì)條件，匯率貶值或升值對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在非線性效應(yīng)的可能。為此，本文以FDI作為傳導(dǎo)機(jī)制，構(gòu)建包含人民幣實(shí)際有效匯率、FDI和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的非線性MSVAR。

MSVAR模型描述的是經(jīng)濟(jì)行為在不同時(shí)期、不同狀態(tài)下所具有的不同特征和性質(zhì)，模型中的參數(shù)取決于由經(jīng)濟(jì)理論或經(jīng)濟(jì)現(xiàn)實(shí)等確定的經(jīng)濟(jì)所處的狀態(tài)或區(qū)制。假設(shè)zt為一個(gè)經(jīng)濟(jì)時(shí)間序列，其所建立的P階自回歸模型的形式為：

三、經(jīng)驗(yàn)分析和結(jié)果

（一）變量選取與主要變量的區(qū)制轉(zhuǎn)換特征

考慮到1994年中國(guó)進(jìn)行了人民幣匯率制度改革，本文選取季度數(shù)據(jù)，樣本期為1994年第1季度至2014年第1季度。所選擇的經(jīng)濟(jì)變量包括人民幣實(shí)際有效匯率、實(shí)際國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值和實(shí)際FDI。其中，人民幣實(shí)際有效匯率為2010年=100的數(shù)據(jù)序列，來(lái)源于各期國(guó)際金融統(tǒng)計(jì)年鑒IFS數(shù)據(jù)庫(kù)，數(shù)值變大表示匯率升值；由于缺乏季度國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值平減指數(shù)，實(shí)際GDP數(shù)據(jù)可通過(guò)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局公布的名義GDP數(shù)據(jù)及其累計(jì)增長(zhǎng)率計(jì)算得到；FDI額則需將美元計(jì)價(jià)先換算成人民幣計(jì)價(jià)（通過(guò)人民幣對(duì)美元加權(quán)平均匯率數(shù)據(jù)計(jì)算得出），進(jìn)而得到其每季度數(shù)據(jù)，再將變量除以CPI（經(jīng)2010年1月=100的定基計(jì)算后求得季度平均值）得到實(shí)際FDI。為使數(shù)據(jù)適合所采用的模型，處理數(shù)據(jù)時(shí)將實(shí)際GDP、實(shí)際FDI數(shù)據(jù)進(jìn)行X12季節(jié)調(diào)整，而后計(jì)算各自增長(zhǎng)率得到的變量分別衡量經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和FDI，對(duì)人民幣實(shí)際有效匯率數(shù)據(jù)進(jìn)行一階差分處理以衡量匯率變動(dòng)量。

采用MSVAR中的MSM-AR模型分別捕捉各個(gè)變量的區(qū)制轉(zhuǎn)變，涉及的變量分別為人民幣實(shí)際有效匯率變化率、FDI增長(zhǎng)率和實(shí)際GDP增長(zhǎng)率。如表1和表2所示，所有變量都是平穩(wěn)的，且跡檢驗(yàn)表明變量間存在顯著的協(xié)整關(guān)系。由于使用的模型估算參數(shù)相對(duì)較少，因而采用極大似然估計(jì)，并根據(jù)AIC、HQ及SC等信息準(zhǔn)則確定模型的自回歸階數(shù)p。

由表3可見(jiàn)，變量的變動(dòng)特征分為兩個(gè)區(qū)制，模型非線性檢驗(yàn)LR統(tǒng)計(jì)量皆顯著，說(shuō)明各變量在樣本期間存在明顯的非線性，模型設(shè)定為非線性是合理的。同一區(qū)制的持續(xù)期計(jì)算公式為D（si）=1/（1-pii），以匯率變量為例，升值狀態(tài)的持續(xù)期高于貶值狀態(tài)，貶值狀態(tài)得以維持的概率為0855，說(shuō)明貶值狀態(tài)的平均持續(xù)期約為7個(gè)季度（1/（1-0855）=6897）；升值狀態(tài)得以維持的概率為0890，意味著升值狀態(tài)的平均持續(xù)期約為9個(gè)季度（1/（1-0890）=9091）。同理，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)處于擴(kuò)張狀態(tài)的持續(xù)期要高于緊縮狀態(tài)的持續(xù)期，剩下樣本期間內(nèi)則處于平穩(wěn)增長(zhǎng)狀態(tài)。

（二）匯率變動(dòng)的非線性效應(yīng)

匯率影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有諸多傳導(dǎo)途徑，然而將這些傳導(dǎo)因素變量同時(shí)納入增長(zhǎng)模型并不妥當(dāng)，很可能引起多重共線性問(wèn)題，因此，本文只選取FDI作為匯率影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的主要傳導(dǎo)途經(jīng)，采取的形式為：Δreert→Δ

瘙 楋 dit→Δyt。遵循該變量順序考察人民幣實(shí)際有效匯率變動(dòng)影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的非線性效應(yīng)，根據(jù) AIC、HQ、SC準(zhǔn)則和LR值來(lái)確定MSVAR的最優(yōu)形式為一個(gè)MSMH-VAR模型，即運(yùn)用均值及異方差帶MSVAR依賴特性的MSMH-VAR模型作為研究的基礎(chǔ)，該模型的形式為：

zt-μ（st）=∑ p i=1 Ai（zt-i-μ（st-i））+ut

ut～NID（0，σ2） （4）

本文選取zt=（Δreert，Δ

瘙 楋 dit，Δyt）′，該模型設(shè)定表示產(chǎn)出增長(zhǎng)受FDI和實(shí)際有效匯率的共同影響。模型滯后階數(shù)可由AIC、HQ及SC等信息準(zhǔn)則確定，發(fā)現(xiàn)MSMH（2）-VAR（2）模型的解釋能力較強(qiáng)，采用極大似然估計(jì)法經(jīng)過(guò)有限次迭代，得到參數(shù)極大似然估計(jì)值、區(qū)制狀態(tài)和轉(zhuǎn)移概率估計(jì)，估計(jì)結(jié)果如表4所示。

表4 MSMH（2）-VAR（2）模型估計(jì)結(jié)果

參 數(shù) Δreert

Δ

瘙 楋 dit

Δyt

MSMH（2）-VAR（2）

區(qū)制1均值

0072（0846）

1087（7328）

2142（0419）

區(qū)制2均值

1310（1130）

1530（8931）

2663（0547）

自回歸系數(shù)

Δreert-1

0221（0128）

-1332（0823）

-0000（0026）

Δreert-2

-0070（0115）

-0842（0904）

-0068（0024）

Δ

瘙 楋 dit-1

0027（0017）

-0321（0146）

0005（0005）

Δ

瘙 楋 dit-2

0025（0016）

-0139（0117）

0013（0003）

Δyt-1

-0002（0442）

-1848（4418）

0221（0121）

Δyt-2

0667（0334）

-1786（2334）

0014（0092）

區(qū)制1標(biāo)準(zhǔn)差

1943

13127

0286

區(qū)制2標(biāo)準(zhǔn)差

1564

10684

0807

p00

0947

p11

0895

AIC

13893

對(duì)數(shù)似然值

-503812

LR統(tǒng)計(jì)量 42807

χ2（9） =[0000]* * χ2（11）=[0000]* * DAVIES=[0000]* *

注：括號(hào)里的數(shù)字為標(biāo)準(zhǔn)差。

由表4可知，非線性檢驗(yàn)LR統(tǒng)計(jì)量的伴隨概率值顯著，表明各變量在樣本期間內(nèi)存在非線性效應(yīng)，且各變量間的相互作用在中國(guó)宏觀經(jīng)濟(jì)運(yùn)行過(guò)程中發(fā)生了結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變。當(dāng)經(jīng)濟(jì)運(yùn)行到區(qū)制1（經(jīng)濟(jì)低位運(yùn)行，即緊縮狀態(tài)）時(shí)，人民幣實(shí)際匯率變動(dòng)、FDI和產(chǎn)出的平均增長(zhǎng)率分別為0072%、1087%和2142%，相比區(qū)制2（經(jīng)濟(jì)高位運(yùn)行，即擴(kuò)張狀態(tài)），變量在區(qū)制1變化程度較低。匯率和FDI的標(biāo)準(zhǔn)差在區(qū)制2時(shí)相對(duì)區(qū)制1的值較小，可知兩者在區(qū)制2時(shí)的波動(dòng)較低，而產(chǎn)出增長(zhǎng)在區(qū)制2的波動(dòng)則較高。以上表明，樣本期內(nèi)中國(guó)經(jīng)濟(jì)總體上符合宏觀經(jīng)濟(jì)運(yùn)行規(guī)律，且呈現(xiàn)出較為平穩(wěn)的增長(zhǎng)態(tài)勢(shì)。

人民幣匯率正向變動(dòng)（即升值）在樣本期間內(nèi)對(duì)FDI及產(chǎn)出增長(zhǎng)皆具有抑制作用，其影響存在一定的滯后，其中，滯后一期的匯率對(duì)FDI產(chǎn)生顯著的負(fù)向影響（系數(shù)為-1332），意味著人民幣升值會(huì)抑制FDI流入，符合相對(duì)生產(chǎn)成本機(jī)制和財(cái)富效應(yīng)機(jī)制理論中所闡述的一國(guó)匯率貶值會(huì)促進(jìn)FDI流入的觀點(diǎn)。滯后二期的匯率對(duì)產(chǎn)出增長(zhǎng)同樣也為負(fù)向影響（系數(shù)為-0068），且統(tǒng)計(jì)顯著，這與中國(guó)實(shí)際情況相符，匯率升值后將降低凈出口貿(mào)易，從而使經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)放緩，該結(jié)論與國(guó)內(nèi)部分學(xué)者如潘錫泉和郭福春[13]研究結(jié)論一致。FDI增長(zhǎng)與產(chǎn)出呈正相關(guān)關(guān)系，F(xiàn)DI滯后二期對(duì)產(chǎn)出增長(zhǎng)具有顯著的促進(jìn)作用（系數(shù)為0013），這也符合大多數(shù)文獻(xiàn)的結(jié)論。轉(zhuǎn)移概率矩陣為： 0947 00530105 0895 ，可見(jiàn)，各變量的不同區(qū)制之間具有一定的對(duì)應(yīng)關(guān)系，經(jīng)濟(jì)由區(qū)制1向區(qū)制2的轉(zhuǎn)移概率為0053，而區(qū)制2向區(qū)制1的轉(zhuǎn)移概率為0105，存在著轉(zhuǎn)移概率上的非對(duì)稱性。從區(qū)制狀態(tài)持續(xù)期估計(jì)如表5所示，經(jīng)濟(jì)處于低位運(yùn)行狀態(tài)區(qū)制1的持續(xù)性要大于高位運(yùn)行狀態(tài)區(qū)制2的持續(xù)性，區(qū)制2在樣本期內(nèi)的頻率為664%，其持續(xù)期為19個(gè)季度，而區(qū)制1頻率為336%，其持續(xù)期為9個(gè)季度。

在國(guó)內(nèi)外環(huán)境穩(wěn)定狀態(tài)下，區(qū)制1描述的經(jīng)濟(jì)低位運(yùn)行狀態(tài)的區(qū)制濾波和平滑概率，如圖1所示，區(qū)制2描述的經(jīng)濟(jì)高位運(yùn)行狀態(tài)的區(qū)制濾波和平滑概率，如圖2所示。

圖1 區(qū)制1的濾波和平滑概率

從圖1可以看出，中國(guó)經(jīng)濟(jì)在所研究的樣本區(qū)間內(nèi)，大多時(shí)期處于較為緊縮的低位運(yùn)行階段。各變量在1994—1998年間處在一段高位運(yùn)行期，擴(kuò)張區(qū)制概率接近于1，緊縮概率則接近于0，隨后開(kāi)始步入緊縮期， 在2005—2007年上半年再次進(jìn)入高位運(yùn)行狀態(tài)，受2008年金融危機(jī)影響，2008—2009年間出現(xiàn)一定程度的狀態(tài)頻繁轉(zhuǎn)換，最終在2009年年底后步入持續(xù)穩(wěn)定的較低速增長(zhǎng)的低位運(yùn)行時(shí)期。以上在樣本期內(nèi)模型得出的區(qū)制劃分總體上符合國(guó)內(nèi)經(jīng)濟(jì)環(huán)境變化的各個(gè)時(shí)期，且經(jīng)濟(jì)擴(kuò)張區(qū)制和緊縮區(qū)制概率未出現(xiàn)頻繁改變，表明在樣本期間各變量周期波動(dòng)的態(tài)勢(shì)是平穩(wěn)的。

圖2 區(qū)制2的濾波和平滑概率

（三）不同區(qū)制的脈沖響應(yīng)分析

為分析不同區(qū)制下匯率變動(dòng)對(duì)FDI和產(chǎn)出增長(zhǎng)的動(dòng)態(tài)響應(yīng)異同，采用累積脈沖響應(yīng)，F(xiàn)DI和產(chǎn)出增長(zhǎng)變動(dòng)對(duì)人民幣實(shí)際有效匯率變化的脈沖響應(yīng)，結(jié)果如圖3所示，由圖3可見(jiàn)，不同區(qū)制下實(shí)際有效匯率變化對(duì)FDI和產(chǎn)出波動(dòng)的影響各有不同，在區(qū)制1時(shí)匯率的一個(gè)新息變化使FDI波動(dòng)加劇，在1季度后FDI增長(zhǎng)達(dá)到負(fù)向最大值隨后向正方向變動(dòng)，3季度達(dá)到正向最大值后又向負(fù)方向運(yùn)動(dòng)并逐漸收斂直至消失。匯率變動(dòng)對(duì)產(chǎn)出增長(zhǎng)則具有顯著的負(fù)向作用，約2季度時(shí)達(dá)到負(fù)向最大值，而后逐漸穩(wěn)定趨于0。在區(qū)制2時(shí)，匯率變化使FDI和產(chǎn)出增長(zhǎng)在開(kāi)始時(shí)發(fā)生明顯的負(fù)向反應(yīng)，其余時(shí)期的響應(yīng)函數(shù)變化規(guī)律與區(qū)制1大致相同，但根據(jù)縱軸的刻度顯示可見(jiàn)兩個(gè)區(qū)制的響應(yīng)幅度有所差別，在區(qū)制2時(shí)的響應(yīng)程度略高于在區(qū)制1時(shí)的響應(yīng)程度，即經(jīng)濟(jì)高位運(yùn)行時(shí)期實(shí)際匯率變動(dòng)產(chǎn)生的影響要大于低位運(yùn)行時(shí)期，且對(duì)于FDI的影響也要大于對(duì)產(chǎn)出的影響?？傮w上看，這兩種狀態(tài)下實(shí)際匯率正向變動(dòng)不利于FDI和產(chǎn)出增長(zhǎng)，其影響是非對(duì)稱的。由此可見(jiàn)，支持“緊縮性貶值”的文獻(xiàn)認(rèn)為匯率升值將導(dǎo)致產(chǎn)出擴(kuò)張的觀點(diǎn)值得商榷，本文的經(jīng)驗(yàn)分析表明在中國(guó)無(wú)論人民幣匯率升值幅度如何，對(duì)于產(chǎn)出的影響在長(zhǎng)期內(nèi)都是負(fù)向的。

圖3 區(qū)制1、區(qū)制2時(shí)FDI和產(chǎn)出對(duì)匯率變化的脈沖響應(yīng)

如圖4所示，F(xiàn)DI對(duì)產(chǎn)出的影響在不同區(qū)制有著不同的特點(diǎn)，區(qū)制1時(shí)FDI增長(zhǎng)的一個(gè)正向沖擊在短期內(nèi)快速加劇產(chǎn)出增長(zhǎng)，在2季度時(shí)達(dá)到正向最大值，而在3季度時(shí)逆轉(zhuǎn)為負(fù)向最大值并持續(xù)一個(gè)季度，隨后逐漸向0收斂直至消失。在影響程度上，F(xiàn)DI變動(dòng)產(chǎn)生的正向影響要大于負(fù)向影響，且正向影響的持續(xù)時(shí)期也較長(zhǎng)，總的來(lái)看，F(xiàn)DI增長(zhǎng)有利于產(chǎn)出增長(zhǎng)。而在區(qū)制2時(shí)，F(xiàn)DI增長(zhǎng)的一個(gè)正向沖擊使產(chǎn)出增長(zhǎng)產(chǎn)生負(fù)向變化，在1季度內(nèi)減少（Δyt<0），2—3季度增加（Δyt>0），波動(dòng)至第4季度較小幅度的負(fù)增長(zhǎng)后逐漸收斂至0。綜上，在不同區(qū)制下FDI變動(dòng)的產(chǎn)出效應(yīng)存在明顯的非對(duì)稱性。

圖4 區(qū)制1、區(qū)制2時(shí)產(chǎn)出對(duì)FDI變化的脈沖響應(yīng)

四、結(jié)論與啟示

本文采用1994—2014年的季度數(shù)據(jù)，通過(guò)建立MSVAR經(jīng)驗(yàn)分析了以FDI作為傳導(dǎo)機(jī)制，人民幣實(shí)際有效匯率、FDI和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的相互間非線性和非對(duì)稱動(dòng)態(tài)關(guān)系，得出如下結(jié)論：

第一，人民幣匯率變動(dòng)、FDI和產(chǎn)出增長(zhǎng)在樣本期內(nèi)具有明顯的區(qū)制轉(zhuǎn)換特征，利用MSVAR可大致確定各變量在經(jīng)濟(jì)擴(kuò)張區(qū)制和緊縮區(qū)制之間轉(zhuǎn)變的可能和時(shí)間，從LR統(tǒng)計(jì)量的顯著性、轉(zhuǎn)換概率和平均持續(xù)期的不同可得出各變量波動(dòng)存在明顯的非線性特征。

第二，鑒于以上結(jié)論， 建立MSMH（2）-VAR（2）模型來(lái)考察匯率、FDI和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的動(dòng)態(tài)關(guān)系，結(jié)果表明，包含匯率、FDI和產(chǎn)出的經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)存在兩種不同的狀態(tài)，各變量在經(jīng)濟(jì)低位運(yùn)行時(shí)的變化程度即平均值較經(jīng)濟(jì)高位運(yùn)行時(shí)低；匯率和FDI在經(jīng)濟(jì)高位運(yùn)行時(shí)的波動(dòng)較低，而產(chǎn)出增長(zhǎng)在高位運(yùn)行時(shí)的波動(dòng)則較高。人民幣匯率升值對(duì)FDI及產(chǎn)出增長(zhǎng)皆具有抑制作用，滯后一期的匯率對(duì)FDI產(chǎn)生顯著的負(fù)向影響，滯后兩期的匯率對(duì)產(chǎn)出增長(zhǎng)同樣也具有顯著的負(fù)向影響，F(xiàn)DI滯后兩期對(duì)產(chǎn)出增長(zhǎng)則具有顯著的促進(jìn)作用。樣本期內(nèi)中國(guó)經(jīng)濟(jì)總體上呈現(xiàn)出較為平穩(wěn)的增長(zhǎng)態(tài)勢(shì)，經(jīng)濟(jì)處于低位運(yùn)行的持續(xù)性要大于經(jīng)濟(jì)處于高位運(yùn)行的持續(xù)性，區(qū)制劃分總體上符合國(guó)內(nèi)經(jīng)濟(jì)環(huán)境變化的各個(gè)時(shí)期。

第三，從非線性模型的脈沖響應(yīng)函數(shù)來(lái)看，無(wú)論在哪個(gè)區(qū)制，人民幣實(shí)際匯率正向變動(dòng)不利于FDI和產(chǎn)出增長(zhǎng)，但在兩種不同區(qū)制下匯率變動(dòng)的影響效果存在顯著差異，主要表現(xiàn)在影響程度上，經(jīng)濟(jì)高位運(yùn)行時(shí)期人民幣實(shí)際匯率變動(dòng)產(chǎn)生的影響要大于經(jīng)濟(jì)低位運(yùn)行時(shí)期，且對(duì)于FDI的影響也要大于對(duì)產(chǎn)出的影響；FDI變動(dòng)的產(chǎn)出效應(yīng)存在明顯的非對(duì)稱性。

以上結(jié)論對(duì)政府識(shí)別區(qū)制轉(zhuǎn)移進(jìn)而實(shí)行相應(yīng)的宏觀經(jīng)濟(jì)政策有著重要參考價(jià)值。需建立和完善中國(guó)宏觀經(jīng)濟(jì)監(jiān)控體系， 并充分考慮政策滯后性和提高政策預(yù)見(jiàn)性，從而能夠依據(jù)宏觀經(jīng)濟(jì)運(yùn)行現(xiàn)狀適時(shí)調(diào)控政策擴(kuò)張和收縮力度，減輕外在沖擊對(duì)經(jīng)濟(jì)的不利影響。同時(shí)，由于人民幣升值對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響存在不對(duì)稱性，政府制定和適時(shí)推出宏觀經(jīng)濟(jì)政策措施時(shí)需考慮在不同區(qū)制下的政策效果，采取非對(duì)稱的政策力度操作：當(dāng)經(jīng)濟(jì)處于低位運(yùn)行狀態(tài)時(shí)，人民幣匯率的傳導(dǎo)效應(yīng)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)起反方向作用力度較小，政策力度要稍小，反之，經(jīng)濟(jì)高位運(yùn)行時(shí)政策力度要稍大?？傊?，應(yīng)堅(jiān)持人民幣升值的主動(dòng)性、漸進(jìn)性與可控性，深化金融體制改革，充分發(fā)揮匯率政策的效用以保持經(jīng)濟(jì)平穩(wěn)較快發(fā)展。

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（責(zé)任編輯：于振榮）