人民幣匯率、FDI與我國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的非線性效應(yīng)--

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1、人民幣匯率、FDI與我國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的非線性效應(yīng)?? 　　內(nèi)容提要：近年來(lái)，人民幣匯率變動(dòng)對(duì)外商直接投資（FDI）流入和我國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的影響日趨顯著。本文運(yùn)用馬爾科夫區(qū)制轉(zhuǎn)移向量自回歸（MS-VAR）模型，實(shí)證分析2004-2016年人民幣匯率變動(dòng)通過(guò)FDI路徑對(duì)中國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的非線性影響效應(yīng)。研究結(jié)果表明：人民幣匯率變動(dòng)對(duì)中國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響依賴經(jīng)濟(jì)周期具體階段而呈現(xiàn)出兩區(qū)制特征，其中區(qū)制1、區(qū)制2分別代表經(jīng)濟(jì)狀態(tài)波動(dòng)平緩區(qū)制和經(jīng)濟(jì)狀態(tài)波動(dòng)劇烈區(qū)制，并且不同區(qū)制下變量間具有不同的動(dòng)態(tài)關(guān)系。脈沖響應(yīng)函數(shù)的結(jié)果顯示，區(qū)制1中人民幣升值促進(jìn)了FDI流入，推動(dòng)了產(chǎn)

2、業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)，區(qū)制2中則相反，并且兩區(qū)制下FDI流入對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整均發(fā)揮了積極作用，但區(qū)制2中的響應(yīng)程度明顯大于區(qū)制1。因此，保持人民幣匯率在合理均衡水平上的基本穩(wěn)定，避免人民幣匯率波動(dòng)幅度過(guò)大，增加FDI流入，有助于推動(dòng)我國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級(jí)。 下載論文網(wǎng) 　　關(guān)鍵詞：人民幣匯率；FDI；產(chǎn)業(yè)結(jié)??；MS-VAR模型 　　中圖分類號(hào)：F830文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A文章編號(hào)：1001-148X（2017）06-0170-07 　　人民幣匯率和我國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整是當(dāng)前經(jīng)濟(jì)領(lǐng)域的熱點(diǎn)問(wèn)題，而FDI通常被視為連通匯率變動(dòng)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整之間的橋梁。近年來(lái)我國(guó)正處于轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式、推動(dòng)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化

3、升級(jí)的關(guān)鍵階段，外商直接投資（FDI）對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響效應(yīng)日益顯現(xiàn)。自2005年7月人民幣匯率制度改革至2013年底，人民幣匯率持續(xù)保持明顯的升值趨勢(shì)并且波動(dòng)幅度不斷擴(kuò)大，但從2014年開(kāi)始，以美元計(jì)價(jià)的人民幣匯率又轉(zhuǎn)向持續(xù)大幅貶值的態(tài)勢(shì)，其對(duì)FDI流入以及產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的影響也更加顯著。是否選擇放開(kāi)人民幣匯率波動(dòng)區(qū)間，讓其緩慢抑或快速升值（或貶值），是人民幣匯率制度改革進(jìn)程中難以回避的問(wèn)題。FDI是匯率影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的主要傳導(dǎo)路徑之一，那么，基于FDI路徑的人民幣匯率變動(dòng)對(duì)中國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響作用機(jī)制如何？人民幣匯率變動(dòng)又對(duì)FDI流入產(chǎn)生了什么影響？深入了解在不同狀態(tài)下人民幣匯率、FDI對(duì)于產(chǎn)業(yè)結(jié)

4、構(gòu)調(diào)整的影響和特征，對(duì)于進(jìn)一步推進(jìn)人民幣匯率制度改革、促進(jìn)FDI流入和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。 　　一、文獻(xiàn)回顧 　　匯率對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)影響效應(yīng)的研究文獻(xiàn)主要集中在“匯率-FDI-產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)”的傳導(dǎo)方式方面，大概分為三個(gè)層次。 　　關(guān)于匯率水平變化（貨幣升值或貶值）對(duì)FDI的影響一直存在分歧。其中一種觀點(diǎn)以Cushman（1985）[1]的“相對(duì)成本效應(yīng)理論”和Froot & Stein（1991）[2]的“相對(duì)財(cái)富效應(yīng)理論”為基礎(chǔ)，認(rèn)為東道國(guó)匯率升值會(huì)增加本國(guó)商品生產(chǎn)的相對(duì)成本，降低外商投資資本的利潤(rùn)回報(bào)，同時(shí)也會(huì)縮小外國(guó)投資者的相對(duì)財(cái)富，因此匯率升值不利于FDI的流入。邱立成和

5、劉文軍（2006）[3]等通過(guò)實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)人民幣升值導(dǎo)致了我國(guó)FDI流入減少。另一種以Campa（1993）[4]為代表的觀點(diǎn)主張匯率升值有助于FDI流入，其認(rèn)為東道國(guó)貨幣越堅(jiān)挺，則該國(guó)市場(chǎng)未來(lái)收益的期望值也越高，F(xiàn)DI流入會(huì)相應(yīng)增加。潘錫泉和郭福春（2012）[5]在人民幣匯率與FDI的動(dòng)態(tài)時(shí)變效應(yīng)研究中也得出了類似的結(jié)論。學(xué)者們?cè)趨R率波動(dòng)幅度對(duì)FDI的影響效應(yīng)上同樣未能達(dá)成共識(shí)。Dixit & Pindyck（1994）[6]根據(jù)風(fēng)險(xiǎn)偏好理論認(rèn)為，匯率波動(dòng)擴(kuò)大了商品生產(chǎn)方面的風(fēng)險(xiǎn)，增加了預(yù)期收益的不確定性，因此匯率波動(dòng)不利于FDI的流入。反對(duì)方代表人物Cushman（1985）[1]從期權(quán)

6、理論出發(fā)，發(fā)現(xiàn)在匯率波動(dòng)幅度較大時(shí)，通過(guò)FDI在本國(guó)生產(chǎn)比向該國(guó)出口可以回避匯率風(fēng)險(xiǎn)，同時(shí)其驗(yàn)證了美國(guó)的匯率波動(dòng)幅度與FDI流入之間存在正相關(guān)關(guān)系。 　　對(duì)于FDI對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響，一部分學(xué)者認(rèn)為FDI流入優(yōu)化了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。陳望遠(yuǎn)和黃金波（2012）的研究得出結(jié)論：FDI對(duì)我國(guó)第一產(chǎn)業(yè)增加值影響不顯著，對(duì)第二產(chǎn)業(yè)中的制造業(yè)以及第三產(chǎn)業(yè)中絕大部分行業(yè)具有顯著作用，因此FDI流入可以推動(dòng)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化。聶愛(ài)云和陸長(zhǎng)平（2012）[7]實(shí)證檢驗(yàn)了我國(guó)FDI與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)FDI流入對(duì)第二、三產(chǎn)業(yè)比重的負(fù)、正效應(yīng)總體上優(yōu)化了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，同時(shí)FDI對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整效應(yīng)呈邊際遞減趨勢(shì)。李曉鐘（201

7、4）[8]就FDI對(duì)我國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的直接與間接效應(yīng)研究發(fā)現(xiàn)，F(xiàn)DI流入促進(jìn)了第三產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)改善與第二、三產(chǎn)業(yè)內(nèi)部結(jié)構(gòu)升級(jí)，使得勞動(dòng)密集型產(chǎn)業(yè)逐步向技術(shù)、資本密集型產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移。另一部分學(xué)者則提出反對(duì)意見(jiàn)。Barry（2001）[9]認(rèn)為FDI流入存在負(fù)溢出效應(yīng)。徐曉虹（2006）[10]就1991-2003年FDI對(duì)我國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的長(zhǎng)短期效應(yīng)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，結(jié)果顯示FDI對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)的非均衡發(fā)展影響顯著。孫權(quán)（2016）利用我國(guó)2003-2012年的省級(jí)面板數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，發(fā)現(xiàn)FDI對(duì)我國(guó)的產(chǎn)業(yè)高級(jí)化與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化均存在顯著的負(fù)相關(guān)，并且FDI流入導(dǎo)致我國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)陷入低層次固化的困境。 　　大多數(shù)學(xué)者

8、認(rèn)為人民幣匯率升值對(duì)我國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)具有重要的推動(dòng)作用，人民幣升值將促使資源重新配置，使之朝著更加有利于第三產(chǎn)業(yè)的方向發(fā)展并抑制了第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占GDP比重增長(zhǎng)，從而促進(jìn)我國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級(jí)，如譚小芬和姜?b?b（2012）[11]、徐偉呈和范愛(ài)軍（2012）[12]。但是目前學(xué)術(shù)界關(guān)于人民幣匯率波動(dòng)幅度對(duì)中國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)影響效應(yīng)的研究文獻(xiàn)較少，并且大多以人民幣升值作為研究背景和變量。如郭寧寧（2012）[13]證明了人民幣匯率升值及波動(dòng)彈性加大抑制了FDI對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整積極作用的發(fā)揮。劉春梅（2013）認(rèn)為放開(kāi)人民幣匯率波動(dòng)區(qū)間、人民幣大幅升值不利于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化。方顯倉(cāng)和孫琦（2013）[14]

9、、屠莉佳（2014）[15]分別考察了人民幣升值對(duì)上海市和浙江省產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響，均得出了人民幣的適度升值助推產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級(jí)的結(jié)論。 　　現(xiàn)有文獻(xiàn)資料對(duì)匯率、FDI與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的關(guān)系研究更多的考慮匯率水平值而非波動(dòng)值，在研究方法上，主要采用一般VAR模型、格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)等線性模型的研究方法，較少考慮它們之間的非線性關(guān)系。面對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)運(yùn)行的不同時(shí)期人民幣匯率、FDI與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)可能具有不同的狀態(tài)特征，有必要考察不同狀態(tài)下人民幣匯率、FDI對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響。本文在相關(guān)研究的基礎(chǔ)上，通過(guò)構(gòu)建MS-VAR非線性模型與脈沖響應(yīng)函數(shù)，實(shí)證檢驗(yàn)變量間存在的非線性效應(yīng)。 　　二、研究方法與變量選取

10、 　?。ㄒ唬┭芯糠椒? 　　研究人民幣匯率、FDI對(duì)我國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響，考慮到不同的經(jīng)濟(jì)運(yùn)行時(shí)期變量存在著波動(dòng)平緩與波動(dòng)劇烈兩種狀態(tài)，它們之間可能呈現(xiàn)出非線性的特征。因此，采用線性模型形式可能無(wú)法準(zhǔn)確描述三者具有的動(dòng)態(tài)關(guān)系，MS-VAR模型為解決這類問(wèn)題提供了方法。1980年，Christopher Sims提出了VAR（Vector Auto-regression）模型，其可以研究不同變量之間的互動(dòng)關(guān)系。Hamilton（***）[16]把Markov鏈與一般VAR模型相結(jié)合，使模型可以描繪不同經(jīng)濟(jì)階段、不同狀態(tài)下變量間存在的不同的動(dòng)態(tài)關(guān)系。因此MS-VAR模型被稱為馬爾科夫轉(zhuǎn)移向量自回歸（

11、Markov Switching Vector Auto-regression）模型，亦稱作區(qū)制轉(zhuǎn)移向量自回歸（Regime Switching Vector Auto-regression）模型。?/用該模型能夠更好地?cái)M合出匯率、FDI與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)之間的非線性關(guān)系。 　　本文使用人民幣匯率（y1）、FDI（y2）、第二產(chǎn)業(yè)比重（y3）和第三產(chǎn)業(yè)比重（y4）來(lái)建立MS-VAR模型，這些變量可以構(gòu)成4維時(shí)間序列yt=（y1t，y2t，y3t，y4t），在狀態(tài)st下該時(shí)間序列可構(gòu)建滯后p階的MS-VAR（p）模型，表達(dá)式如下： 　　yt=v（st）+∑pk=1Ak（st）yt-k+εtt∈（1，

12、N）（1） 　　其中，擾動(dòng)項(xiàng)εt～NID（0，∑（st））；v代表截距項(xiàng)；st表示時(shí)間t時(shí)的不可觀測(cè)的狀態(tài)隨機(jī)變量，本文取值區(qū)間是 　　Symbol{A@ 1，2 　　Symbol}A@ ，當(dāng)st=1時(shí)是平穩(wěn)期，當(dāng)st=2時(shí)屬非平穩(wěn)期，且其區(qū)制轉(zhuǎn)移的概率為： 　　Pij=P{st=j|st-1=i，∑[DD（]2[]j=1[DD）]Pi，j=1}i，j∈1，2（2） 　　其中，Pij是當(dāng)期狀態(tài)i上期狀態(tài)為j的概率。并且兩區(qū)制下的22型馬爾科夫轉(zhuǎn)移概率矩陣P22表示如下： 　　P22=P11P12P21P22（3） 　　其中，對(duì)于任意的i 　　SymbolNC@ 　　Symbo

13、l{A@ 1，2 　　Symbol}A@ ，有Pi1+Pi2=1；Pij表示的兩種經(jīng)濟(jì)區(qū)制狀態(tài)間的轉(zhuǎn)移概率，可以通過(guò)不同區(qū)制狀態(tài)的概率轉(zhuǎn)移來(lái)刻畫匯率、FDI與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)之間的結(jié)構(gòu)性轉(zhuǎn)變與非線性變化特征。 　　本文對(duì)于MS-VAR（p）模型估計(jì)運(yùn)用EM算法來(lái)實(shí)現(xiàn)。根據(jù)均值、截距、系數(shù)及方差是否隨著時(shí)變參數(shù)S的變化而不同，MS-VAR模型擁有多種表現(xiàn)形式，所以需要結(jié)合研究的實(shí)際情況及相關(guān)評(píng)價(jià)準(zhǔn)則來(lái)合理確定最優(yōu)形式。 　?。ǘ┳兞空f(shuō)明與數(shù)據(jù)來(lái)源 　　樣本數(shù)據(jù)的選取應(yīng)兼?zhèn)淇傻眯院蜏?zhǔn)確性，因此本文采用2004年第一季度至2016年第四季度的季度數(shù)據(jù)作為研究的樣本區(qū)間。人民幣名義匯率（E）用間接標(biāo)

14、價(jià)法來(lái)表示①，匯率變量選取一人民幣折合美元的月度平均匯率來(lái)衡量并轉(zhuǎn)換為季度名義匯率值。為剔除價(jià)格因素的影響，需要對(duì)名義變量進(jìn)行CPI平減處理得到實(shí)際值，則人民幣實(shí)際匯率（ER）=ECPI*/CPI，其中CPI*、CPI分別代表美國(guó)和中國(guó)的消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)，且均以2003年12月為基期進(jìn)行了定基調(diào)整。對(duì)于以美元計(jì)價(jià)的外商直接投資（FDI）額月度名義數(shù)據(jù)，同樣將其換算為以人民幣計(jì)價(jià)的季度數(shù)據(jù)，同理得到實(shí)際FDI=名義FDI/CPI?？紤]到我國(guó)第一產(chǎn)業(yè)占GDP的比重較小，因此本文使用第二產(chǎn)業(yè)、第三產(chǎn)業(yè)的季度增加值占季度國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的比重來(lái)衡量我國(guó)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，分別記為SI和TI。另外對(duì)所有變量數(shù)據(jù)均使用

15、Cencus-X12方法進(jìn)行季節(jié)性調(diào)整，以消除季節(jié)因素帶來(lái)的負(fù)面影響。針對(duì)各變量時(shí)間序列可能出現(xiàn)異方差性問(wèn)題，根據(jù)文獻(xiàn)通常做法對(duì)變量進(jìn)行對(duì)數(shù)化調(diào)整，各變量取其自然對(duì)數(shù)分別記為：LER、LFDI、LSI和LTI。再對(duì)變量對(duì)數(shù)進(jìn)行一階差分處理，則DLER可視作人民幣匯率波動(dòng)幅度，DLFDI表示FDI流入變動(dòng)，DLSI、DLTI反映了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的波動(dòng)狀況。 　　本文中人民幣名義匯率取自中國(guó)人民銀行網(wǎng)站，CPI*、CPI與FDI等相關(guān)數(shù)據(jù)來(lái)源于同花順數(shù)據(jù)庫(kù)，SI和TI數(shù)據(jù)通過(guò)查詢國(guó)家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站獲悉。 　　三、實(shí)證結(jié)果與分析 　?。ㄒ唬﹩挝桓鶛z驗(yàn) 　　為了避免時(shí)間序列數(shù)據(jù)可能受到虛假回歸問(wèn)題的干擾

16、，因此構(gòu)建MS-VAR模型首先需要進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，我們?cè)贓views80軟件上運(yùn)用ADF方法對(duì)變量序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，單位根檢驗(yàn)的具體結(jié)果見(jiàn)表1。 　　由表1可以看出，一階差分后的變量DLER、DLFDI、DLSI和DLTI均在1%的顯著性水平上滿足平穩(wěn)性要求，因此時(shí)間序列是高度平穩(wěn)的，不會(huì)出現(xiàn)虛假回歸的現(xiàn)象，這是運(yùn)用MS-VAR模型進(jìn)行有效分析的前提。 　　（二）MS-VAR模型的選擇 　　根據(jù)AIC、HQ與SC等信息準(zhǔn)則取值最小的原則，我們使用Eviews80軟件將VAR模型的最優(yōu)滯后階數(shù)選擇為2階。對(duì)于MS-VAR模型的區(qū)制個(gè)數(shù)，考慮到現(xiàn)實(shí)經(jīng)濟(jì)環(huán)境中人民幣匯率客觀存在著升值和貶值兩

17、種狀態(tài)，F(xiàn)DI流入具有快速增加與平穩(wěn)增加兩種情況，同時(shí)第二產(chǎn)業(yè)與第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占GDP比重也可以劃分為波動(dòng)較大與波動(dòng)較小兩種不同狀態(tài)，因此本文把MS-VAR模型的區(qū)制個(gè)數(shù)亦確定為2個(gè)。 　　MS-VAR模型根據(jù)截距、系數(shù)、均值及方差隨區(qū)制狀態(tài)轉(zhuǎn)移的變動(dòng)情況擁有不同的形式，表2初步篩選出5種MS-VAR模型，包括MSI-VAR（截距變動(dòng)）、MSA-VAR（系數(shù)變動(dòng)）、MSIA-VAR（截距和系數(shù)變動(dòng)）、MSIH-VAR（截距和方差變動(dòng)）以及MSH-VAR（方差變動(dòng)）。我們可以將其與線性VAR模型相比較以選取適合人民幣匯率、FDI和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)關(guān)系的最優(yōu)模型。 　　由表2獲知，雖然MSIA（2）-

18、VAR（2）模型的對(duì)數(shù)似然值（LL）與似然比線性檢驗(yàn)值（LR）最大，但是MSH（2）-VAR（2）模型的AIC、HQ和SC準(zhǔn)則均是最小的，其LL與LR值相比于其余模型也較優(yōu)，并且根據(jù)MSH（2）-VAR（2）模型輸出Chi（10）=[00000]**、Chi（12）=[00000]**和DAVIES=[00000]**知其擬合效果顯著優(yōu)于線性VAR模型。綜合考慮，MSH（2）-VAR（2）模型的解釋能力更強(qiáng)，因此本文將其選擇為反映人民幣匯率、FDI對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)影響效應(yīng)的最優(yōu)模型。 　?。ㄈ㎝SH（2）-VAR（2）模型回歸結(jié)果分析 　　本文使用OX-MSVAR軟件包在Givewin平臺(tái)上進(jìn)

19、行操作，得到的MSH（2）-VAR（2）模型的回歸參數(shù)估計(jì)結(jié)果如表3所示。 　　根據(jù)表3中MSH（2）-VAR（2）模型的回歸結(jié)果，DLSI與DLTI方程在區(qū)制1中的標(biāo)準(zhǔn)差均小于其在區(qū)制2中的標(biāo)準(zhǔn)差。故而區(qū)制1代表了人民幣匯率與第二、三產(chǎn)業(yè)比重波動(dòng)較小以及FDI流入相對(duì)平緩的經(jīng)濟(jì)狀態(tài)，而區(qū)制2則反映了變量波動(dòng)幅度較為劇烈的時(shí)期。 　　對(duì)于DLSI的回歸方程，滯后1期的人民幣匯率變動(dòng)對(duì)當(dāng)期第二產(chǎn)業(yè)比重存在顯著的正向效應(yīng)，即假使滯后1期的人民幣匯率升值，則會(huì)在當(dāng)期產(chǎn)生0195188的動(dòng)能推動(dòng)當(dāng)期第二產(chǎn)業(yè)比重上升，相反滯后2期的人民幣匯率變動(dòng)對(duì)當(dāng)期第二產(chǎn)業(yè)比重變動(dòng)具有顯著的負(fù)向作用，總體而言滯后

20、期的人民幣匯率升值會(huì)導(dǎo)致當(dāng)期第二產(chǎn)業(yè)比重下降。滯后1期的FDI流入變動(dòng)對(duì)當(dāng)期第二產(chǎn)業(yè)比重變動(dòng)帶來(lái)微弱的負(fù)面影響，滯后2期的FDI變動(dòng)對(duì)當(dāng)期第二產(chǎn)業(yè)比重存在顯著負(fù)作用，因此前期FDI流入增長(zhǎng)使得當(dāng)期第二產(chǎn)業(yè)比重存在下降趨勢(shì)。從滯后1期和滯后2期的第二產(chǎn)業(yè)變動(dòng)對(duì)當(dāng)期第二產(chǎn)業(yè)比重都具有顯著正向影響可以看出，第二產(chǎn)業(yè)比重變動(dòng)存在慣性特征。最后滯后1期與滯后2期的第三產(chǎn)業(yè)波動(dòng)對(duì)當(dāng)期第二產(chǎn)業(yè)比重變動(dòng)均產(chǎn)生負(fù)效應(yīng)，但滯后1期時(shí)的影響不顯著，綜合來(lái)看前期第三產(chǎn)業(yè)比重增加會(huì)減少當(dāng)期第二產(chǎn)業(yè)占GDP的比重。 　　對(duì)于DLTI的回歸方程，滯后1期時(shí)的人民幣匯率變動(dòng)對(duì)當(dāng)期第三產(chǎn)業(yè)比重產(chǎn)生顯著負(fù)向作用，而滯后2期的匯

21、率變動(dòng)對(duì)當(dāng)期第三產(chǎn)業(yè)比重的顯著效應(yīng)為正并且效應(yīng)系數(shù)更大，綜合2期影響，前期人民幣匯率升值將促使當(dāng)期第三產(chǎn)業(yè)比重上升。至于FDI對(duì)第三產(chǎn)業(yè)比重的影響，滯后1期的FDI流入變動(dòng)對(duì)當(dāng)期第三產(chǎn)業(yè)比重變動(dòng)的影響系數(shù)為-0000379，而滯后2期時(shí)的FDI流入變動(dòng)對(duì)當(dāng)期第三產(chǎn)業(yè)比重變動(dòng)的影響系數(shù)是0002840，并且滯后1到2期的影響都是顯著的，因此總體上滯后期FDI流入增加可能會(huì)提高當(dāng)期第三產(chǎn)業(yè)比重。滯后1期和滯后2期的第二產(chǎn)業(yè)比重變動(dòng)對(duì)第三產(chǎn)業(yè)比重均存在顯著負(fù)影響，可知滯后期的第二產(chǎn)業(yè)波動(dòng)對(duì)當(dāng)期第三產(chǎn)業(yè)變動(dòng)表現(xiàn)出反向效應(yīng)。同時(shí)2個(gè)滯后期中的第三產(chǎn)業(yè)比重增加在一定程度上帶動(dòng)了當(dāng)期第三產(chǎn)業(yè)比重?cái)U(kuò)大，但滯后

22、1期時(shí)影響很微弱，這說(shuō)明了第三產(chǎn)業(yè)比重增長(zhǎng)也存在著某種慣性趨勢(shì)。 　?。ㄋ模﹨^(qū)制具體特征分析 　　表4和表5分別展示了兩狀態(tài)的區(qū)制轉(zhuǎn)移概率矩陣以及兩區(qū)制分別包含的樣本數(shù)量、區(qū)制出現(xiàn)的頻率和平均持續(xù)期情況?？梢钥闯?，經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)維持在區(qū)制1中的概率為08007，具有較高的穩(wěn)定性，并且區(qū)制1包含的樣本數(shù)量為349個(gè)，頻率為較高的07539，平均持續(xù)期為502個(gè)季度。經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)處于區(qū)制2中的持續(xù)概率較區(qū)制1低，為03897，且區(qū)制2包含的樣本數(shù)量是141個(gè)，頻率為較低的02461，平均持續(xù)期為164個(gè)季度。同時(shí)區(qū)制轉(zhuǎn)移概率矩陣顯示，從區(qū)制1轉(zhuǎn)移至區(qū)制2的概率是01993，由區(qū)制2向區(qū)制1轉(zhuǎn)換的概率為相

23、對(duì)較高的06103。以上表明區(qū)制1較區(qū)制2更加穩(wěn)定，人民幣匯率、FDI與產(chǎn)業(yè)比重等變量處在區(qū)制1中的持續(xù)時(shí)間也更長(zhǎng)，并且變量由波動(dòng)劇烈的區(qū)制2狀態(tài)向波動(dòng)平緩的區(qū)制1狀態(tài)過(guò)渡的概率要大于其反轉(zhuǎn)的概率。 　　圖1為兩區(qū)制的概率圖?？梢垣@知，觀測(cè)樣本大多數(shù)分布在區(qū)制1中，區(qū)制1為經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)平穩(wěn)，即人民幣匯率與第二、三產(chǎn)業(yè)比重波動(dòng)較為平穩(wěn)，F(xiàn)DI流入平緩的時(shí)期。而變量波動(dòng)較為劇烈的區(qū)制2所包含的樣本個(gè)數(shù)相對(duì)較少，主要包括2004年第四季度至2005年第一季度，人民幣匯率改革后的2005年第四季度至2006年第一季度，2006年第三季度至2007年第一季度，次貸危機(jī)及其演變成的全球性金融危機(jī)的2007年

24、第四季度至2008年第一季度、2008年第四季度至2009年第一季度以及經(jīng)濟(jì)環(huán)境較不穩(wěn)定的2014年前兩季度和2015年第四季度至2016年上半年等，表現(xiàn)為人民幣匯率、FDI流入以及產(chǎn)業(yè)比重波動(dòng)幅度較大。 　　（五）脈沖響應(yīng)分析 　　運(yùn)用脈沖響應(yīng)函數(shù)能夠更好地展示人民幣匯率、FDI對(duì)我國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的動(dòng)態(tài)沖擊效應(yīng)，可以清楚地比較不同區(qū)制下變量間響應(yīng)關(guān)系的異同。本文僅分析FDI與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對(duì)人民幣匯率變動(dòng)的非線性響應(yīng)以及產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對(duì)FDI流入變動(dòng)的非線性響應(yīng)。 　　圖2展示了兩區(qū)制下FDI流入對(duì)人民幣實(shí)際匯率水平值變動(dòng)一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差新息的正向沖擊（人民幣匯率升值）的累積響應(yīng)情況②?？梢钥闯?，F(xiàn)DI

25、受到人民幣匯率一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的正沖擊后，其響應(yīng)路徑與響應(yīng)程度在兩區(qū)制中存在明顯差異，在區(qū)制2中的響應(yīng)幅度更大、沖擊程度也更強(qiáng)。區(qū)制1中，在人民幣匯率沖擊的前兩個(gè)季度，F(xiàn)DI流入出現(xiàn)負(fù)響應(yīng)，然后經(jīng)過(guò)快速上升與短暫振蕩后，累積正響應(yīng)在第8個(gè)季度到達(dá)最大值003左右，之后緩慢衰減調(diào)整并在第20個(gè)季度附近收斂；與區(qū)制1不同，區(qū)制2內(nèi)FDI一開(kāi)始就表現(xiàn)出最大正響應(yīng)，隨后迅速下降至第8季度到達(dá)最大負(fù)響應(yīng)，接著逐步上升并在第20個(gè)季度處于收斂狀態(tài)，負(fù)響應(yīng)維持在-00225左右，正向沖擊的影響消失。大部分情況下，區(qū)制1中人民幣升值會(huì)促使FDI流入增加，而區(qū)制2中則相反。 　　圖3展示了兩區(qū)制下第二、三產(chǎn)業(yè)比重對(duì)

26、人民幣實(shí)際匯率變動(dòng)一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差新息的正向沖擊（人民幣匯率升值）的累積響應(yīng)情況。容易看出，DLSI與DLTI的響應(yīng)情況在兩區(qū)制中也完全不同。對(duì)第三產(chǎn)業(yè)比重的響應(yīng)而言，人民幣匯率的一個(gè)正沖擊使得第三產(chǎn)業(yè)比重首先發(fā)生正響應(yīng)，之后經(jīng)過(guò)幾個(gè)季度的波動(dòng)后在第12個(gè)季度累積響應(yīng)達(dá)到峰值，并在第20個(gè)季度后收斂，累積正響應(yīng)值維持在00022左右。而在區(qū)制2中，第三產(chǎn)業(yè)比重變動(dòng)對(duì)匯率沖擊的響應(yīng)為負(fù)，其在第3個(gè)季度累積負(fù)響應(yīng)最大，然后經(jīng)過(guò)衰減與振蕩后最終于24個(gè)季度收斂，負(fù)響應(yīng)保持在約-00044。第二產(chǎn)業(yè)比重的響應(yīng)路徑在兩區(qū)制中呈現(xiàn)出與第三產(chǎn)業(yè)比重大體對(duì)稱的情形，這符合樣本期內(nèi)我國(guó)第一產(chǎn)業(yè)占GDP比重較小且穩(wěn)定故

27、而第二、三產(chǎn)業(yè)比重出現(xiàn)此消彼長(zhǎng)的態(tài)勢(shì)?？偠灾趨^(qū)制1人民幣匯率升值導(dǎo)致第二產(chǎn)業(yè)比重降低、第三?a業(yè)比重提高，區(qū)制2中則相反，并且區(qū)制2中的響應(yīng)程度更大。 　　圖4展示了兩區(qū)制下第二產(chǎn)業(yè)比重和第三產(chǎn)業(yè)比重對(duì)FDI變動(dòng)一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差新息的正沖擊（FDI流入增加）的累積響應(yīng)情況。區(qū)制1中，F(xiàn)DI一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的正沖擊導(dǎo)致第三產(chǎn)業(yè)比重發(fā)生正響應(yīng)，第8個(gè)季度累積正響應(yīng)最大并在第16個(gè)季度趨于穩(wěn)定水平。FDI在區(qū)制2中的響應(yīng)與區(qū)制1類似，只不過(guò)其追蹤期開(kāi)始的前4個(gè)季度的變動(dòng)響應(yīng)為負(fù)。第二產(chǎn)業(yè)比重關(guān)于FDI一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差沖擊的負(fù)向響應(yīng)在兩區(qū)制中也具有相似性，從追蹤期開(kāi)始負(fù)響應(yīng)快速增大，在第8季度左右累積負(fù)響應(yīng)到

28、達(dá)谷底，然后緩慢衰減在第20個(gè)季度處收斂，同樣從縱坐標(biāo)數(shù)值來(lái)看，區(qū)制2下的響應(yīng)程度要大于區(qū)制1。綜合來(lái)看，兩區(qū)制下FDI流入增加對(duì)第二產(chǎn)業(yè)比重與第三產(chǎn)業(yè)比重分別產(chǎn)生負(fù)向作用和正向作用，這對(duì)于我國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級(jí)具有積極的影響，并且在區(qū)制2中，這種影響程度要更大一些。 　　四、結(jié)論及政策建議 　　本文利用我國(guó)2004年第一季度至2016年第四季度的季度數(shù)據(jù)，通過(guò)構(gòu)建MSH（2）-VAR（2）模型，在樣本區(qū)間內(nèi)實(shí)證檢驗(yàn)分析了不同區(qū)制下以FDI為路徑的人民幣匯率變動(dòng)對(duì)中國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的非線性影響，得到的主要結(jié)論如下： 　　1.MSH（2）-VAR（2）模型的回歸結(jié)果顯示，總體而言，滯后期的人

29、民幣匯率變動(dòng)對(duì)當(dāng)期第二、三產(chǎn)業(yè)比重分別存在顯著的負(fù)向和正向作用，即如果人民幣匯率上升，將會(huì)導(dǎo)致第二產(chǎn)業(yè)比重下降、第三產(chǎn)業(yè)比重上升；FDI對(duì)第二產(chǎn)業(yè)比重的影響滯后1期不顯著、滯后2期顯著，F(xiàn)DI對(duì)第三產(chǎn)業(yè)比重的影響在滯后1到2期中均顯著，并且FDI變動(dòng)的作用系數(shù)顯示FDI流入增加也可能導(dǎo)致第二產(chǎn)業(yè)比重降低、第三產(chǎn)業(yè)比重升高，這有助于我國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級(jí)調(diào)整。 　　2.兩區(qū)制的非線性模型表明，2004年第一季度至2016年第四季度內(nèi)，我國(guó)的經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)大體可以劃分為兩個(gè)區(qū)制。其中區(qū)制1表示人民幣匯率、FDI流入以及產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)波動(dòng)相對(duì)平緩的狀態(tài)，而區(qū)制2則表示變量波動(dòng)較為劇烈的狀態(tài)。大部分樣本位于區(qū)制

30、1中，區(qū)制2包含的時(shí)間段較少，區(qū)制1較區(qū)制2更加穩(wěn)定，并且經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)由區(qū)制2狀態(tài)向區(qū)制1狀態(tài)過(guò)渡的概率要大于其反轉(zhuǎn)的概率。 　　3.脈沖響應(yīng)函數(shù)的分析結(jié)果顯示，變量在不同的經(jīng)濟(jì)狀態(tài)下具有不同的動(dòng)態(tài)關(guān)系。在區(qū)制1中，人民幣匯率升值對(duì)FDI流入具有促進(jìn)作用，相反區(qū)制2中則存在抑制效應(yīng)。在兩區(qū)制中，F(xiàn)DI流入增加均導(dǎo)致了第二產(chǎn)業(yè)比重下降、第三產(chǎn)業(yè)比重上升，這有助于我國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化調(diào)整。在變量波動(dòng)平穩(wěn)的區(qū)制1中，人民幣匯率升值促進(jìn)了我國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)，而在變量波動(dòng)較為劇烈的區(qū)制2中，匯率升值則不利于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)朝更好的形態(tài)發(fā)展。區(qū)制2下變量的響應(yīng)程度大于區(qū)制1。 　　匯率、FDI對(duì)我國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整具

31、有重要的影響，保持人民幣匯率的基本穩(wěn)定（波動(dòng)幅度平緩），可以使FDI流入處于正常狀態(tài)，有利于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級(jí)，而且對(duì)整個(gè)宏觀經(jīng)濟(jì)的穩(wěn)定也發(fā)揮著至關(guān)重要的作用。因此，對(duì)于優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，本文提出以下措施： 　　1.保持人民幣匯率在合理均衡水平上的基本穩(wěn)定，避免人民幣匯率波動(dòng)幅度過(guò)大。實(shí)證結(jié)果表明，人民幣匯率波動(dòng)幅度過(guò)大，將促使更多的外商直接投資加速逃離，不利于外部資本、技術(shù)等對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的推進(jìn)，對(duì)我國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級(jí)帶來(lái)負(fù)面效應(yīng)。同時(shí)匯率波動(dòng)幅度過(guò)大也會(huì)給經(jīng)濟(jì)社會(huì)帶來(lái)一系列的不利影響，如對(duì)出口行業(yè)的沖擊，以及對(duì)我國(guó)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)帶來(lái)消極影響。因此，放任人民幣匯率波動(dòng)幅度讓其快速升值或貶值的做法是操

32、之過(guò)急的。控制人民幣波動(dòng)幅度，保持人民幣匯率的穩(wěn)步、漸進(jìn)升值，有助于我國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化調(diào)整。 　　2.增加FDI流入。FDI對(duì)我國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整具有積極的影響，因此要建立健全FDI引進(jìn)的法律法規(guī)，規(guī)范、統(tǒng)一外資立法，完善外資并購(gòu)的相關(guān)法律和規(guī)章制度，執(zhí)法部門也應(yīng)加大對(duì)知識(shí)產(chǎn)權(quán)的保護(hù)力度，為外商投資創(chuàng)造良好的制度環(huán)境。同時(shí)要擴(kuò)大FDI的投資目的地，由于FDI在我國(guó)中西部的比重和規(guī)模較小，國(guó)家也應(yīng)推動(dòng)外資更多地進(jìn)入中西部地區(qū)，根據(jù)中西部地區(qū)特有的自然資源和人力資源優(yōu)勢(shì)，挖掘FDI投資潛力。積極引導(dǎo)FDI進(jìn)入金融保險(xiǎn)、交通運(yùn)輸、教育文化等相關(guān)產(chǎn)業(yè)，這有利于發(fā)揮這些產(chǎn)業(yè)的帶動(dòng)引領(lǐng)作用。 　　注釋：

33、 　?、僭陂g接標(biāo)價(jià)法下，匯率值增大表示人民幣升值，這有助于解釋下文中脈沖響應(yīng)函數(shù)的經(jīng)濟(jì)意義。 　　②本文中脈沖響應(yīng)函數(shù)用累積響應(yīng)的形式表示，因此當(dāng)累積值幅度不變時(shí)說(shuō)明了沖擊的影響消失，下同。 　　參考文獻(xiàn)： 　　[1]Cushman，D.O. Real Exchange Rate Risk，Expectations and the Level of Direct Investment[J].Review of Economics & Statistics，1985，67（2）：297-308. 　　[2]Froot，K.，Stein，J. Exchange Rates and Fore

34、ign Direct Investment：An Imperfect Capital Market Approach[J].Quarterly Journal of Economics，1991，106（4）： 1191-1217. 　　[3]邱立成，劉文軍.人民幣匯率水平的高低與波動(dòng)對(duì)外國(guó)直接投資的影響[J].經(jīng)濟(jì)科學(xué)，2006（1）：74-84. 　　[4]Campa，J.M. Entry by Foreign Firms in the United States under Exchange Rate Uncertainty[J].Review of Economics & Stat

35、istics，1993，75（4）：614-622. 　　[5]潘錫泉，郭福春.升值背景下人民幣匯率、FDI與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)動(dòng)態(tài)時(shí)變效應(yīng)研究[J].世界?濟(jì)研究，2012（6）：24-29. 　　[6]Dixit，R. K.，Pindyck，R. S. Investment under Uncertainty[M].Princeton：Princeton University Press，1994，25-41. 　　[7]聶愛(ài)云，陸長(zhǎng)平.制度約束、外商投資與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)調(diào)整――基于省際面板數(shù)據(jù)的實(shí)證研究[J].國(guó)際貿(mào)易問(wèn)題，2012（2）：136-145. 　　[8]李曉鐘.FDI對(duì)我國(guó)產(chǎn)

36、業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級(jí)的影響[J].社會(huì)科學(xué)家，2014（9）：6-12. 　　[9]Barry，F(xiàn). Foreign Direct Investment，Agglomerations and Demonstration Effects：An Empirical Investigation＼[R＼].CEPR Discussion Paper，No.2907，2001. 　　[10]徐曉虹.外國(guó)直接投資與中國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的實(shí)證分析[J].國(guó)際貿(mào)易問(wèn)題，2006（9）：67-73. 　　[11]譚小芬，姜?b?b.人民幣匯率升值的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整效應(yīng)――基于VAR模型的實(shí)證研究[J]. 宏觀經(jīng)濟(jì)研究，

37、2012（3）：48-54. 　　[12]徐偉呈，范愛(ài)軍.人民幣實(shí)際有效匯率變動(dòng)的中國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)效應(yīng)[J].世界經(jīng)濟(jì)研究，2012（6）：9-15. 　　[13]郭寧寧.人民幣升值對(duì)FDI流入與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化影響的實(shí)證分析[J].北京市經(jīng)濟(jì)管理干部學(xué)院學(xué)報(bào)，2012（2）：10-15. 　　[14]方顯倉(cāng)，孫琦.人民幣實(shí)際匯率變動(dòng)與上海產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化[J].社會(huì)科學(xué)，2013（7）：61-69. 　　[15]屠莉佳.人民幣升值對(duì)于推動(dòng)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級(jí)的思考――基于浙江省的實(shí)證分析[J]. 浙江金融，2014（2）：70-74. 　　[16]Hamilton，J. A New Appro

38、ach to the Economic Analysis of Nonstationary Times Series and the Business Cycle[J]. Econometrica，***，57（2）：357-384. 　　Nonlinear Effects of RMB Exchange Rate and FDI on China′s Industrial Structure： 　　An Empirical Study based on MS-VAR Model 　　WANG Bao-qian，HU Tong 　?。˙usiness School，Hohai Univ

39、ersity，Nanjing 211100，China） 　　Abstract：RMB exchange rate and China′s industrial structure adjustment are hot issue in the current economic field. The paper analyzes the nonlinear effect of RMB exchange rate through FDI path on China′s industrial structure adjustment from 2004 to 2016 by using Mark

40、ov Regime Switching Vector Auto-regression （MS-VAR） model. The results show that the impact of RMB exchange rate fluctuation on China′s industrial structure depends on the specific stage of the economic cycle and presents the characteristics of the two regimes， in which the regime 1 and the regime 2

41、 represent the gentle and violent economic fluctuation system respectively， and there are different dynamic relationships among the variables under different regimes. The results of impulse response function show that the appreciation of RMB in regime 1 has promoted the inflow of FDI， promoted the o

42、ptimization and upgrading of industrial structure， regime 2 is the opposite， and the inflow of FDI under the two-regime system has played a positive role in the industrial structure adjustment. But the degree of response in regime 2 is significantly greater than that in regime 1. Therefore，maintaini

43、ng the basic stability of the RMB exchange rate at a reasonable level of equilibrium to avoid excessive fluctuations in the RMB exchange rate， and increasing the inflow of FDI，will help to promote the optimization and upgrading of China′s industrial structure. 　　Key words：RMB exchange rate；FDI；industrial structure；MS-VAR model 　?。?任編輯：周正）