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1、第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展程度，人民幣匯率的外資吸引影響分析 摘　要：長期以來，我國就將外資的利用置于重要的戰(zhàn)略高度上，新時期，在人民幣升值壓力仍然存在的大背景下，在金融危機后全球經(jīng)濟體大洗牌的大格局下，中國應(yīng)對其他國家對外資資源的爭奪，將進(jìn)行新的思考。本文基于1985年—2011第三產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟貢獻(xiàn)率、中國實際有效匯率和外商直接投資的數(shù)據(jù)，構(gòu)建誤差修正模型。結(jié)果顯示，長期來看，人民幣匯率與第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值對災(zāi)際利用外資值呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系。短期內(nèi)，誤差修正項將對波動的均衡進(jìn)行反向修正，而第三產(chǎn)業(yè)貢獻(xiàn)率與實際有效匯率的增長對這種修正作用產(chǎn)生削弱影

2、響。 關(guān)鍵詞：FDI ECM 匯率 波動 根據(jù)2012年聯(lián)合國貿(mào)易和發(fā)展組織（UNCTAD）發(fā)布的世界投資報告，2011年，全球外國直接投資（FDI）達(dá)1.5萬億，同比增長17%，這仍然低于2007年危機前的最高水平，增速放緩跡象明顯。2011年全年，中國實際利用外資1160.11億美元，較2010年增長9.72%，再創(chuàng)歷史新高，但這一增長數(shù)字低于全球增長水平。外資來源地仍然高度集中。在外資來源中，受美國國內(nèi)經(jīng)濟環(huán)境與歐元危機影響，歐美在華投資仍顯疲軟?！　?012年，中國吸收外資面臨的國內(nèi)外形勢復(fù)雜嚴(yán)峻。外圍環(huán)境經(jīng)濟不確定性的持續(xù)影響，除中國外的其他

3、新興市場相繼形成，危機下資金分散投資的需求增加。國內(nèi)經(jīng)濟發(fā)展也面臨外需疲弱、部分企業(yè)融資難、局部用工矛盾突出、經(jīng)營成本上漲等問題。外商直接投資穩(wěn)規(guī)模、調(diào)結(jié)構(gòu)的壓力將會加大。在這一背景下，世界各主要經(jīng)濟體采取了積極甚至于激進(jìn)的引資政策，以求能在供需矛盾突出的市場中獲得投資。如何維持外資吸引力，保持外資利用的健康、持續(xù)，具有重要的意義。一、文獻(xiàn)基礎(chǔ)　　田素華（2004）利用1992年至2001年上海三大產(chǎn)業(yè)利用外資的占比數(shù)據(jù)，得出外商直接投資與實際利用外資對產(chǎn)業(yè)的結(jié)構(gòu)的產(chǎn)生不同的影響，外商直接投資的上升將導(dǎo)致第二產(chǎn)業(yè)比重的下降，而實際利用外資與第一產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)出比重負(fù)相關(guān)，現(xiàn)第二、第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)出比重正相

4、關(guān)。宋昶（2009）認(rèn)為，外資的利用使中國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)嚴(yán)重失衡，而人民幣升值對外資結(jié)構(gòu)產(chǎn)生了直接和間接的影響。Klein Rosengren（1992）、Blonigen（1997）基于拍賣隨機模型，認(rèn)為本幣貶值將引起FDI的增加。認(rèn)為直接投資基礎(chǔ)設(shè)施對外資的吸引力。國內(nèi)學(xué)者錢鋼（1998）認(rèn)為，不同的匯率政策對FDI的流入有不同的影響。在固定匯率制度下，F(xiàn)DI基本不存在匯率風(fēng)險，在自有的浮動匯率制度下，因為匯率存在高度波動性將導(dǎo)致FDI流入風(fēng)險增大。張志超（2002）亦將匯率因素納入資本流動的研究范疇，認(rèn)為人民幣的升值預(yù)期有利于資本的流入?！　∧壳暗难芯勘砻魍赓Y對一國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，以及其中的第三產(chǎn)業(yè)

5、的發(fā)展存在相關(guān)關(guān)系。而本文研究第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展、實際有效匯率對外資流入內(nèi)在關(guān)系，以及相應(yīng)的波動關(guān)聯(lián)性。 二、數(shù)據(jù)的選擇和處理　　本文用TRD表示中國第三產(chǎn)業(yè)貢獻(xiàn)率，用FDI來表示直接利用外資，用REX來表示人民幣實際有效匯率（間接標(biāo)價法）。數(shù)據(jù)來源于中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫，世界銀行數(shù)據(jù)庫。所有數(shù)據(jù)以2000年為基期，使用平減指數(shù)剔除價格因素,從1985年—2011年，共27個樣本。另外，為消除數(shù)據(jù)中存在的異方差，分別對所有變量取自然對數(shù)，生成相應(yīng)計量變量： LTRD、 LFDI 和 REX。1.單位根檢驗　　為避免序列單位根造成的非平穩(wěn)性導(dǎo)致偽回歸的出現(xiàn)，對各序列進(jìn)行單位根檢驗。經(jīng)過ADF和PP方法

6、檢驗發(fā)現(xiàn)，序列LTRD、LFDI、LREX都是存在單位根，為非平穩(wěn)序列，而一階差分序列△DLTRD、△DLFDI、△DLREX則拒絕了存在單位根的原假設(shè)、為平穩(wěn)序列，全部序列同階（一階）單整?！　⊥ㄟ^單位根檢驗，各序列為同階單整，符合協(xié)整檢驗的前提條件。為了證明序列與FDI與各解釋變量REX、TRD有著長期的均衡關(guān)系，經(jīng)過Johansen方法進(jìn)行協(xié)整檢驗,序列LFDI、LREX、LTRD存在協(xié)整關(guān)系 　　由長期來看，LTRD和LREX對LFDI存在顯著的影響。第三產(chǎn)業(yè)貢獻(xiàn)率每增加1%，將會使外商直接投資增長3.68%，而人民幣實際有效匯率每增長1%，則會引起外商直接投資6.68%的增長。其中

7、， 對ecm進(jìn)行ADF和PP檢驗，拒絕存在單位根的原假設(shè)，水平ecm為平穩(wěn)序列，證明序列LFDI、LER、LTRD存在長期的均衡關(guān)系。3.誤差修正模型的構(gòu)建　　Hendry（1993）動態(tài)建模理論認(rèn)為，建立一個代表數(shù)據(jù)生成過程（DGP）和自回歸分布滯后模型的（ADL）的計量模型，再步簡化，最后達(dá)到包含變量間長期穩(wěn)定關(guān)系的模型。由于序列樣本不多，初始階數(shù)設(shè)為2，建立如下最小二乘回歸：對上式進(jìn)行不顯著變量的逐步剔除，得到以下的回歸式 引入ecm，變量取一階差分，對模型進(jìn)行修正，剔除不顯著變量，得到如下模型，R2=0.73，擬合良好： 4.模型描述　　長期來看，第三產(chǎn)業(yè)貢獻(xiàn)率與實際有效匯率每增

8、長1%，將分別刺激FDI產(chǎn)生2.06%與3.52%的增長.從短期來看，ecm項反映了短期波動的影響，其系數(shù)絕對值大小表明當(dāng)模型偏離長期均衡時的修正力度?！　〉谌a(chǎn)業(yè)貢獻(xiàn)率增速波動對FDI增速波動形成滯后一期的直接正向影響，這表明，外資對流向地區(qū)的第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展較為敏感。由于第三產(chǎn)業(yè)貢獻(xiàn)率的提高，較大程度得益于經(jīng)濟體金融活動的開放與活躍，外來資本因此獲得更大的投機空間，第三產(chǎn)業(yè)貢獻(xiàn)率每增長1%，修正力將降低2.06%?！　《嗣駧艑嶋H匯率波動并不對FDI的波動產(chǎn)生直接影響，但這種影響將間接地表現(xiàn)在經(jīng)濟修正力上。以人民幣實際有效匯率上升為例，人民幣實際有效匯率每上升1%，經(jīng)濟修正力將減弱3.53%。

9、幣值上升，促使資金熱錢流入，以及高幣值下相應(yīng)的繼續(xù)上升預(yù)期，在一定程度上將提高本地區(qū)投資的不確定性?！　?nèi)部經(jīng)濟結(jié)構(gòu)穩(wěn)定，貨幣匯率平穩(wěn)的經(jīng)濟體，將對外商投資具有較大的吸引力。維持第三產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟貢獻(xiàn)率的平穩(wěn)健康上升，防止較大的增速減緩為停滯，合理分配好第三產(chǎn)業(yè)中非金融與金融產(chǎn)業(yè)的比重，形成內(nèi)生互相促進(jìn)優(yōu)質(zhì)體系，提高外資利用效率。2.堅持浮動匯率制度，合理應(yīng)對人民幣升值壓力，促進(jìn)幣值上升期的平穩(wěn)性，可控性?！　? 參考文獻(xiàn)[1] 夏良科.匯率、匯率制度與對外直接投資—國際的經(jīng)驗和中國的實證[D].南開大學(xué) 天津 2010[2] 葛琳琳.協(xié)整分析和ECM模型在青海省最終消費與經(jīng)濟增長實證分析的應(yīng)用[J]. 商業(yè)文化 2011年 第3期 132