李欣欣　黄安仲

摘要：文章采用2005年到2015年的月度数据，运用协整与误差修正模型研究人民币实际汇率和汇率波动对中哈直接投资的影响，结果发现：在长期内人民币升值能够促进我国对哈萨克斯坦直接投资，汇率波动剧烈不利于我国对哈萨克斯坦直接投资；在短期内人民币升值会抑制我国对哈萨克斯坦直接投资，汇率波动剧烈有利于我国对哈萨克斯坦直接投资。根据实证分析的结果，提出改革人民币汇率制度、完善金融市场建设、推进人民币国际化进程等优化我国对哈萨克斯坦直接投资的相关政策建议。

关键词：实际汇率；直接投资；GARCH模型；协整检验；误差修正模型

从1992年建交开始，我国对哈萨克斯坦直接投资的发展越来越迅速，直接投资总额在2012年达到了241亿美元。当前，“丝绸之路经济带”又给我国与哈萨克斯坦经济合作带来了更大的发展机遇，我国对哈萨克斯坦直接投资的规模势必也会越来越大。我国对哈萨克斯坦调整GDP后的直接投资总体呈先上升后下降的趋势：2005～2006，2007～2010，2011～2012这三个阶段都是上升的，2006～2007，2010～2011，2013～2015这三个阶段都是下降的。

当前阶段，人民币升值压力不断增大，坚戈贬值预期不断增加。人民币实际汇率在2005年1月～2009年7月波动上升，2009年8月～2015年7月变化浮动较小，比较平稳，2015年8月～2015年12月呈剧烈上升趋势。

另外，人民币兑坚戈的汇率波动呈现不确定趋势，汇率波动率整体在0.9～1.1范围内波动，但是在2015年10月，11月，12月和2014年4月和2009年4月波动比较剧烈，在2009年5月和2014年5月波动比较小。人民币和坚戈两种货币汇率之间的频繁变动是否会对我国对哈萨克斯坦直接投资产生影响以及产生什么样的影响？本文将对这一问题进行分析。

一、人民币兑坚戈汇率波动的GARCH检验

计量经济学一般用ARMA、GARCH或SV模型来测算变量的波动性，本文人民币实际汇率波动率是通过GARCH模型测算出来的。误差项存在条件异方差性是GARCH模型的前提条件，所以首先运用LM方法来检验模型（2）是否存在GARCH效应。根据GARCH的要求，检验分为三个步骤：

第一步，对汇率原始数据进行ADF检验，旨在判断统计数据是否具有稳定性。因为在应用 GARCH 模型时，变量必须是平稳的，且在0.05的显著性水平下，检验结果表明，时间序列数据RERt接受存在一个单位根的原假设，表明这个数据序列不平稳。变量的一阶差分ΔRERt不接受存在一个单位根的原假设，也就是说这序列具有平稳性，且在0.05的显著性水平下。因此，变量的一阶差分符合GARCH 模型对数据的要求。

第二步，变量的自相关性检验。如果时间序列各期值之间存在着相关关系即存在自相关性，模型参数估计值就不具有最优性。本文选用相关图和Q统计量检验方法来检验DRERt时间序列是否存在自相关性，检验结果见图1。

通过观察序列的相关图和偏相关图，发现该序列存在1阶自相关性，说明DRERt时间序列只与它的前一期值相关。本文采用广义差分法来修正DRERt的1阶自相关性问题。

对其进行AR（1）估计得：

DRERt=17.76496+1.068640DERt-1

R2=0.976991F=5477.551（1）

R2值很高，F统计值也很大，表明该模型的统计量很显著，整体拟合优度很高，说明该模型选择是合理的。

第三步，人民币汇率波动的GARCH-LM检验。

在0.01的显著性水平下，模型（2）的误差项序列一直到滞后4阶都存在GARCH效应。本文选用2阶滞后阶数建立AR（1）-GARCH（2）模型如下：

均值方程：

DRERt=26.39854+0.990932DRERt-1+εt（2）

方差方程：

δ■■=1.066018+0.469073δ■■-0.161154

δ■■

R2=0.970847 F=150.8566

AIC=2.412050（3）

R2和F值比较大，AIC值比较小，方差方程中的拟合优度比较好，各个系数的统计量也很显著。为了检验该方程的误差项是否存在条件异方差性，再进行GARCH-LM 检验。检验结果表明（检验结果见表1），拒绝原假设的概率随着滞后阶数的增加而增大，表明该方程不存在条件异方差性。因此本文使用AR（1）-GARCH（2） 模型计算出来的方差方程（3）作为人民币实际汇率波动值。

二、人民币汇率及其波动对中哈直接投资的影响

（一）模型构建

为了考察人民币兑坚戈汇率水平及汇率波动是否影响了中国对哈萨克斯坦直接投资，本文建立计量模型如下：

OFDIt=C+β1RERt+β2VOLt+μ（4）

OFDIt代表中国对哈萨克斯坦的直接投资，RERt衡量的是人民币兑坚戈汇率的真实水平，VOLt是人民币兑坚戈实际汇率的替代变量。

对外直接投资存在市场规模效应，当其他因素不变时，一国的经济规模会影响该国对外直接投资的发展。因此，本文使用中国对哈萨克斯坦直接投资选用OFDI与实际GDP的比值作为衡量指标。人民币兑坚戈实际汇率能真实地反映出人民币的实际购买力，所以本文选用人民币兑坚戈实际汇率来衡量我国人民币汇率水平。对外直接投资不仅受汇率水平的影响，也受到汇率波动率的影响，所以本文选用汇率波动率VOLt作为模型的控制变量。

（二）变量的解释及数据来源

中国对哈萨克斯坦直接投资（OFDIt）。本文选用《中国统计年鉴》（2016）中2005～2015年的国内生产总值和国内生产总值指数年度数据，以及哈萨克斯坦国家银行网站中的中国对哈萨克斯坦直接投资的2005～2016的年度数据。先用国内生产总值和国内生产总值指数的比值计算出我国实际GDP，然后计算出OFDI与实际GDP的比值作为中国对哈萨克斯坦直接投资的年度数据，接着通过Eviews軟件将年度数据转换为月度数据，最终得出2005～2015年中国对哈萨克斯坦直接投资的样本数据。

人名币汇率（RERt）。本文从哈萨克斯坦国家银行网站获得2005～2015年人民币兑坚戈名义月度汇率和哈萨克斯坦的月度CPI，从wind咨询网站上获取我国2005～2015年的CPI月度数据。先计算计算哈萨克斯坦CPI与我国CPI的比值，再乘以同期人民币名义汇率，最终得出人民币兑坚戈实际月度汇率。

汇率波动率（VOLt）。本文运用人民币实际汇率数据通过GARCH计量模型计算出人民币汇率波动率。

（三）ADF检验

当模型存在非平稳变量数据时，传统的计量经济分析可能会出现伪回归现象，检验统计结果很可能会无效，由此推出的结论也可能是不正确的，所以事先检验模型中变量数据是否具有平稳性非常重要。本文运用ADF检验方法来检验模型中的变量是否具有平稳性。

在0.05的显著性水平下，时间序列数据OFDIt、RERt和VOLt全部都接受存在一個单位根的原假设，表明这三个数据序列都不平稳。时间序列ΔOFDIt、ΔRERt和ΔlnVOLt在0.05的显著性水平下，ΔOFDIt、ΔRERt和VOLt全都不接受存在一个单位根的原假设，也就是说这三个序列都具有平稳性。ΔOFDIt、ΔRERt和ΔlnVOLt都是一阶单整变量。

（四）协整检验

为了分析人民币兑坚戈实际汇率以及汇率波动率与我国对哈萨克斯坦直接投资是否存在长期均衡关系，本文选用协整检验来研究该三变量之间存在的关系，检验结果见表2，35.00487>29.79707，即迹统计量大于5%水平下的临界值，则不接受原假设。表明ΔOFDIt、ΔRERt和ΔlnVOLt三变量存在协整关系。

■=0.020464RERt-3.021303VOLt（5）

实际汇率对我国对哈直接投资的系数为正，表明实际汇率与我国对哈直接投资呈正相关关系，即人民币升值可以刺激我国对哈萨克斯坦直接投资的增长。具体而言，实际汇率水平每上升1个单位即人民币每升值一个单位，就可以提高我国0.020464个单位的对哈萨克斯坦直接投资。汇率波动对我国对哈萨克斯坦直接投资的系数为负，表明汇率波动与我国对哈萨克斯坦直接投资呈负向相关关系。具体来说，汇率波动水平每上升（下降）1个单位，我国的对哈萨克斯坦直接投资将降低（提升）3.021303个单位。

（五）建立向量误差修正模型（VECM）

为了分析人民币兑坚戈实际汇率以及汇率波动率与我国对哈萨克斯坦直接投资是否存在短期均衡关系，本文选用VECM模型来检验三变量之间的短期关系，结果表明模型的对数似然函数值为257.5350，AIC和SC的值分别为-4.3397405和-4.148788，模型整体的拟合优度较高，解释能力较好。该模型回归结果表明我国对哈萨克斯坦直接投资水平在很大程度上会受到实际汇率水平和汇率波动率的影响。误差修正机制要求误差修正项系数应该在-1到0之间，只有这样才存在调整机制。本模型的误差修正项系数是-0.000106满足该要求，所以可以修正-0.0106%的每期实际发生的中国对哈萨克斯坦直接投资水平与长期均值的偏差。人民币实际汇率和汇率波动率对中国对哈萨克斯坦直接投资的短期弹性系数分别为-0.004527和0.0016，即短期内人民币升值不能促进我国对哈萨克斯坦的直接投资，汇率波动增大在短期内有利于我国对哈萨克斯坦的直接投资。人民币汇率和汇率波动率短期系数都明显小于长期系数，所以我国对哈萨克斯坦直接投资受到人民币汇率与汇率波动率的影响是长期的。总而言之，人民币升值在长期内对我国对哈萨克斯坦直接投资起到了一个促进的作用，在短期内不利于我国对哈萨克斯坦直接投资；汇率波动在长期内对我国对哈萨克斯坦直接投资起到抑制作用，在短期内对我国对哈萨克斯坦直接投资起到促进作用。

三、结论及政策建议

本文研究发现，人民币实际汇率、汇率波动率和我国对哈萨克斯坦直接投资三变量之间存在长期稳定均衡关系。在长期内，人民币升值有利于我国对哈萨克斯坦的直接投资，汇率波动不利于我国对哈萨克斯坦的直接投资；在短期内，人民币升值不利于我国对哈萨克斯坦的直接投资，汇率波动率对我国对哈萨克斯坦的直接投资起到促进作用。

（一）改革人民币汇率制度

我国应加快人民币汇率市场化，使人民币的汇率形成机制更加灵活，并且在长期内保持人民币平稳增值。相对稳定的人民币汇率水平可以在一定程度上降低企业投资的汇率风险，提高企业的投资信心。虽然人民币贬值有利于外资的流入，但是可能会引起其他国家的报复行为，不利于我国经济的长期稳定发展。

（二）完善金融市场建设

我国金融市场相对其他发达国家在很多方面仍然不完善，企业规避汇率风险的方法比较欠缺。因此，我国应该尽快完善金融市场的建设，为企业规避汇率风险提供多样化的金融衍生工具。此外，企业也应该不断提高金融衍生工具的熟练度，进而能够根据具体的汇率风险情况选择最优的金融衍生工具。

（三）推进人民币国际化进程

一国的货币如果是国际货币，从结算、汇兑等方面均能有利于本国企业对外投资。从长期来看，货币国际化能够在一定程度上降低本国企业对外直接投资中遇到的汇率风险。当前，亚洲基础设施投资银行创始成员国共有 57 个，我国作为亚投行的发起国应该借此时机促使人民币走出去，推进人民币国际化进程。

参考文献：

[1]Kun-Ming Chen，Chia-Ching Lin， Shu-Fei Yang.Exchange rate movements， foreign direct investment，and domestic R&D;[J].Research in World Economy， 2015（01）.

[2]胡泽俊，赵昊.人民币汇率及其波动对FDI 产业分布的影响分析[J].统计与决策，2013（04）.

[3]陆文香.人民币汇率波动对广西FDI影响的实证研究[J].区域金融研究， 2013（02）.

[4]刘磊，张猛.汇率变动对日本在亚洲FDI的影响[J].商业研究，2013（03）.

[5]刘磊，张猛.汇率变动对日本在亚洲FDI的影响[J].商业研究，2013（03）.

*基金项目：教育部国别研究基地项目《哈萨克斯坦社会热点问题研究》。

（作者单位：李欣欣，江苏师范大学商学院；黄安仲，江苏师范大学淮海发展研究院）