摘要
汇率变动的宏观经济效应是一个倍受争论但又不可回避的课题。20世纪90年代以来,随着我国经济开放度的不断提高和出口导向型经济发展战略的实施,我国的进出口贸易迅速增长,国内经济发展日益依赖于国际市场,较高的对外依存度也使得我国经济中相当大的比例暴露于汇率风险之中。人民币实际有效汇率变动会影响我国的进出口贸易和外商直接投资,尤其是实际有效汇率的升值将直接导致我国出口产品竞争力下降,进而引致我国出口减少和出口导向型的外商直接投资减少,并进一步影响到我国的产出和就业。
开放经济条件下,汇率变动会通过对外贸易渠道、外商投资渠道、资产负债表渠道以及心理预期渠道等对一国的产出和就业产生影响。我国是一个面积大国,且不同地区之间存在较大的非均衡性,在进出口规模和吸引外商直接投资水平方面也存在较大差异。这种地区之间的异质性,为本文分析人民币实际有效汇率变动对我国不同地区实际产出和就业影响的差异性提供了研究视角。
首先,本文基于协整的向量误差修正模型(VECM)以及Granger因果检验、脉冲响应函数等分析技术实证检验了我国实际产出、实际出口额、实际利用FDI和人民币实际有效汇率四个变量之间的长期均衡关系和短期动态调整关系。实证检验的结果表明,我国实际产出、实际出口额、实际利用FDI和人民币实际有效汇率四个变量之间存在唯一长期均衡关系。短期内人民币实际有效汇率变动主要对出口产生负向冲击,并与出口、FDl一起对实际产出产生负向冲击。
考虑到我国经济发展的地区非均衡性,我们认为忽视地区之间的差异将可能导致对所讨论问题的认识不足以及产生经验分析结果上的偏误。我国不同地区之间的经济差异,主要表现在地区经济规模及发展水平、对外开放程度、进出口额与吸引FDI流入规模等方面。由此,我们判断人民币实际有效汇率变动也会对我国不同地区的产出和就业产生差异性的影响。
进而,本文以拓展的开放经济生产函数为理论框架,分别建立人民币实际有效汇率变动影响我国地区实际产出和地区就业的省际面板数据模型,利用面板数据的分析方法对地区实际产出和地区就业的计量模型分别进行了相关检验和分析。经验实证的结果表明,无论是从省际层面来看还是通过划分不同经济区域来看,人民币实际有效汇率变动对我国不同地区的实际产出和就业的影响均具有显著的差异性。从29个省(直辖市、自治区)层面来看,产出的汇率弹性系数为负的地区有17个,为正的地区有12个,省际间的产出汇率弹性系数的均值、标准差和离散系数分别为—0.147、0.436和—2.961；就业的汇率弹性系数为负的地区有16个,为正的地区有13个,省际间的就业汇率弹性系数的均值、标准差和离散系数分别为-0.061、0.326和-5.363。从经济四区域划分来看,东、中、西和东北地区实际产出的汇率弹性系数分别为-0.262、-0.130、-0.321和-0.128,就业的汇率弹性系数分别为-0.274、0.034、-0.130和-0.182。经济八区域划分的计量结果同样显示出地区产出和就业的汇率弹性系数具有较大差异。四区划的估计结果反映出,人民币实际有效汇率升值,将会拉大我国西部地区与东部地区之间的经济差距,同时会加大我国尤其是东部地区的劳动力就业压力。
再次,根据汇率变动主要通过对外贸易和外商直接投资两大中间传导渠道对产出和就业产生影响的作用机制,本文通过构建影响我国地区出口、地区进口和地区外商直接投资的计量方程,从实证的角度分别检验了人民币实际有效汇率变动影响我国不同地区出口、进口和吸引外商直接投资的差异性。经验研究的结果证实了对外贸易和外商直接投资这两大中间传导渠道的作用。人民币实际有效汇率变动对我国不同地区出口、进口和利用外商直接投资的影响均具有较大的差异性。从29个省(直辖市、自治区)层面来看,出口的汇率弹性系数为负的地区有26个,为正的地区有3个,省际间的出口汇率弹性系数的均值、标准差和离散系数分别为-1.079、0.815和-0.757；进口的汇率弹性系数为负的地区有26个,为正的地区有3个,省际间的进口汇率弹性系数的均值、标准差和离散系数分别为-1.618、1.378和-0.852；FDI的汇率弹性系数为负的地区有15个,为正的地区有14个,省际间的FDI汇率弹性系数的均值、标准差和离散系数分别为-0.570、2.169和-3.804。从经济四区域划分来看,东、中、西和东北地区出口的汇率弹性系数分别为-0.726、-1.568、-1.172和-1.093,进口的汇率弹性系数分别为-0.894、-1.910、-1.363和-1.365,FDI的汇率弹性系数分别为-0.438、-0.711、-1.328和-0.035。经济八区域划分的计量结果同样显示出地区出口、进口和FDI的汇率弹性系数具有较大差异。四区划的估计结果反映出,人民币实际有效汇率变动对我国中部地区的出口和进口影响程度最大,对西部地区的FDI流入影响程度最大,而对东部地区的出口、进口和FDI流入影响程度均相对较小。
最后,在对全文进行总结分析的基础上,提出了相关政策建议。
The macroeconomic effect of foreign exchange rate change is a contentious yet unavoidable topic. Since 1990's, with China's economy becoming more open and the export-oriented strategy of economy development put into practice, China's foreign trade has grown rapidly and China's economy has become more reliant on international market. As a result, a large proportion of China's economy is exposed to foreign exchange risk. The change of RMB REER will influence China's foreign trade and FDI. In particular, the appreciation of RMB REER will directly weaken the competitiveness of China's products, reduce export and export-oriented FDI, and consequently influence China's output and labor demand.
In an open economy, exchange rate change will influence output and employment through foreign trade, foreign investment, balance sheet effect and expectation. In China, the development of different regions is unbalanced, so that these regions differ a lot in their foreign trade scale and their ability to attract FDI. This heterogeneity across regions provides a perspective for us to study the different impact of RMB REER change on the real output and employment of different regions.
Above all, this paper analyzes the long-term equilibrium relation of China's real output, real export, FDI utilization and RMB REER with co-integrated Vector Autoregression (VAR) model, and examines their short-term dynamic with Error Correction Model (ECM), Granger causality test, impulse response and other techniques. Empirical results show that there is only one long-term equilibrium relation among China's real output, real export, FDI utilization and RMB REER. The change of RMB REER has a significant negative impact on real output. In the short run, the major change in REER has a negative impact on exports, and with exports, FDI have a negative impact on actual output.
Considering the unbalanced economy development across different regions, it might lead to biased empirical results and insufficient understanding of the topic if we ignore regional differences. Since regions are different in terms of economy scale and development, openness to foreign market, import and export volume and FDI inflow, we judge that the change of RMB REER will have different impact on the output and employment of different regions across China.
Then, in the framework of extended production function for open economy, we build panel data models across regions regarding the respective impact of RMB REER change on the real output and employment of different regions, and use techniques for panel data analysis to test and analyze the econometric models of regional real output and employment. Empirical results show that the impact of RMB REER change on real output and employment varies significantly across regions no matter whether the region here is defined by provinces or by economic regions. If we define region by 29 provinces, municipalities directly under the Central Government and autonomous regions, the elasticity of output to exchange rate for 17 provinces is negative, while the figure for the other 12 provinces is positive. The elasticity of output to exchange rate averages -0.147 across different provinces with a standard deviation of 0.436 and a variation coefficient of -2.961. Also, among the 29 provinces, the elasticity of employment to exchange rate for 16 provinces is negative, while the figure for the other 13 provinces is positive. The elasticity of output to exchange rate averages-0.061 across different provinces with a standard deviation of 0.326 and a variation coefficient of -5.363. If we define region by four large regions-East China, Central China, West China and North-east China, the elasticity of real output to exchange rate is -0.262,-0.130,-0.321 and -0.128 respectively, and the elasticity of employment to exchange rate is -0.274,0.034,-0.130 and -0.182 respectively. If we divide China into eight economic regions, econometric results also demonstrate that the elasticity of output and employment to exchange rate varies significantly across regions. The estimate for the model of four regions shows that RMB REER appreciation will widen the economic gap between West China and East China, and will increase pressure on China's employment, especially on employment in East China.
In addition, considering that exchange rate change works on output and employment mainly through foreign trade and FDI, this paper establishes econometric equations that capture the impact of RMB REER change on export, import and FDI across different regions, and empirically examines the different impact of RMB REER change on export, import and FDI for different regions. Empirical results verify the intermediary and transmission role of foreign trade and FDI. The impact of RMB REER change on export, import and FDI varies significantly across regions. In the model of 29 provinces, the elasticity of export to exchange rate for 26 provinces is negative, the figure for the other 3 is positive, and the elasticity of export to exchange rate averages -1.079 across the 29 provinces with a standard deviation of 0.815 and a variation coefficient of -0.757. The elasticity of import to exchange rate for 26 provinces is negative, the figure for the other 3 is positive, and the elasticity of import to exchange rate averages -1.618 across the 29 provinces with a standard deviation of 1.378 and a variation coefficient of -0.852. The elasticity of FDI to exchange rate for 15 provinces is negative, the figure for the other 14 is positive, and the elasticity of FDI to exchange rate averages -0.570 across the 29 provinces with a standard deviation of 2.619 and a variation coefficient of -3.804. In the model of four economic regions, the elasticity of export to exchange rate for East China, Central China, West China and North-east China is -0.726,-1.568,-1.172 and-1.093 respectively, the elasticity of import to exchange rate is -0.894,-1.910,-1.363 and-1.365 respectively, and the elasticity of FDI to foreign exchange is -0.438,-0.711,-1.328 and -0.035 respectively. The econometric results for the model of eight regions also show that the elasticity of export, import and FDI to exchange rate varies greatly across different regions. The estimate for the model of four regions shows that RMB REER change has the largest impact on the export and import of Central China and on the FDI of West China, and have small impact on the export, import and FDI of East China. Finally, we make a summary of the paper and conclude with policy suggestions.
引文
1自1979年颁布《中外合资经营企业法》以来,我国在吸引外商直接投资方面取得了举世瞩目的成就,尤其是1992年邓小平南巡讲话后,伴随着我国对外开放政策的进一步推进,外商直接投资流入额出现大幅飙升。
2由于改革开放初期对数据的统计尚不完善,缺少FDI的数据,故分析实际利用FDI金额的增长情况时用1985年的FDI数据进行替代。
3该数据为截至2010年9月30日的升值幅度,不包含汇改当日升值2%。对其他货币,如人民币对欧元较汇改当日升值了9.4%。
4现在美国面临的主要难题是失业,每6个美国人就有1个发现自己找不到全职的工作。在某些社会群体中,失业率达到了12%、14%、15%,其中包括很多男性和很多美国黑人。在美国的密西根和在其他工业地区都出现了这样的严重情况。一些政客便将失业难题归为政治问题并找其他人责备(以推卸责任)。参见“比调整人民币汇率更重要的事——专访诺贝尔经济学奖得主斯蒂格利茨”,《财经国家周刊》2010年3月。
5如2008年国际金融危机引发的金融风暴造成世界主要经济体经济下滑,对世界纺织贸易和纤维加工量均占1/3的中国纺织业造成了巨大打击,尤其是以出口(加工)为主的沿海地区纺织和服装业,再加上成本上升,许多中小纺织企业一时难以维计,珠三角一带更是出现了大量“倒闭潮”,并由此进一步引发了失业率增高等民生与社会问题。国家发改委中小企业司的统计显示,2008年上半年全国有6.7万家规模以上的中小企业倒闭；广东省外经贸委的统计显示,2008年1—9月广东省企业关闭总数为7148家。同时,国际金融危机爆发后,仅2008年上半年,我国纺织企业因人民币对美元升值直接减少出口结汇收入近500亿元。
6在经济高速增长时期,生产率的较快提高和经常项目出超往往会引起本国货币升值,同时外国资本的持续流入也会引起本币升值。巴拉萨—萨缪尔森效应便是从生产率角度指出经济增长能够促使汇率升值。
7经济增长理论和发展经济学走出困境,得益于分析技术的进步和经济思想的创新,代表性著作为罗默(Romer,1986)和卢卡斯(Lucas,1988)所做的开创性贡献。这些文献将规模报酬递增、不完全竞争,以及人力资本等因素引入增长模型,对不同国家不同发展阶段经济发展绩效的差异,给出了符合主流经济学分析水平的解释,从而使增长理论在理论的严格性和对现实世界的解释力方面前进了一大步。
8从经济学的发展看,理论研究和经验研究是相互促进、相互推动的。一方面,理论研究为经验研究提供了依据和指导；另一方面,经验研究在用来检验理论的同时,更可以用来佐证和推演理论,为理论研究的发展提供检验依据。
9姜波克(2007)指出,“中国是一个发展中大国,人口众多,一切政策手段都离不开中国经济的质量增长和数量增长这个目标,因此,汇率政策的长期目标是经济增长。”
1从该研究方法得出的结论看,或有限支持出口导向型增长假说(Dutt and Ghosh,1996; Xu,1996),或不支持该假说(Jung and Marshell,1985;Afexntiou and Serletis,1991;Bahmani et..1991),或认为实际出口和实际GDP之间存在互为因果的双向关系(Bahmani and Alse,1993; Jin.1995).产生不同结论的主要原因在于上述研究采用的检验模型不同。有些研究仅检验了出口和产出两者之间的简单关系(Dutt and Ghosh,1996;Xu,1996),有些研究采用出口增广的新古典生产函数,考察新增长理论中教育、技术进步以及能源消费等变量的影响。值得注意的是,在双变量框架下进行Granger因果检验可能会出现模型设定误差,而计量经济学的最新研究成果显示,Granger因果检验本身与模型选择和函数形式有密切关系。
2进口对于经济增长的作用方面的研究可以分为两类,一类是对“进口导向型经济增长”命题所进行的假设检验(Coe and Helpman,1995; Keller,2001),另一类是对“进口导向型经济增长”内在机理的解释,这一研究集中表现为新贸易理论中强调进口贸易对技术进步或全要素生产率的影响,进而最终作用经济增长(Grossman and Helpman,1991; Lawrence and Weinstein,1999)。
3即FDI内含的人力资本、R&D投入等因素通过各种渠道导致技术的非自愿扩散,促进了当地的生产率增长,进而对东道国的长期经济增长作出贡献。外资溢出效应既沿行业路径发生也按地区路径发生(Haskel et al.,2002),即外资溢出不仅是行业现象,也是一种地理现象。
5该研究的不足是,模型过于简单,仅考虑了汇率增量预期对就业增长率的影响,同时汇率选择的是美元兑人民币汇率,而非人民币实际有效汇率,且是年度数据。
6这段时期,汇率的年波动幅度在多数年份都低于1%,最高的也仅为3.1%。因而,汇率的稳定性可降低就业对汇率变动的敏感性。汇率的这种稳定应当是反映市场环境因素变化的动态的稳定,而非静态的固定不变,也是一种长期意义上的稳定。
7当时的汇率变动更加接近政府行为,反映政府的政策意图,因而汇率的调整会产生明显的信号传递效应,公众反映反而更加强烈。
8外部冲击因素包括技术进步和产出波动。外部冲击对工资与就业的影响取决于劳动力供给弹性。如果劳动力供给弹性无限大,那么外部冲击只会影响就业；如果劳动力供给完全无弹性,则只会影响工资。
9当年FDI流入量增加1个百分点,出口将增加约0.15个百分点；上一年度FDI增加1个百分点,进口将减少约0.14个百分点。
1内部双轨制指官方汇率与贸易内部结算汇率并存,其中官方汇率为1美元=1.5元人民币,贸易内部结算汇率为1美元=2.8元人民币；爬行钉住加自由浮动双轨制指官方汇率与外汇调剂汇率并存。其中,以外汇留成制为基础的外汇调剂市场的发展,对促进企业出口创汇、外商投资企业的外汇收支平衡和中央银行调节货币流通均起到了积极作用。
2自2007年5月21日起,银行间即期外汇市场人民币兑美元交易价日浮动幅度由3‰扩大至5‰。
3多个国际组织和中央银行提供实际有效汇率数据,但不同的机构在样本国选择、数据采集、计算方法等方面存在着一定差异。附录一列出了一些机构(国家)实际有效汇率样本国选择情况。
4同时还比较了BIS公布的人民币实际有效汇率指数与名义有效汇率指数的相关性,二者相关系数达到0.89。
5折美元人均GDP为3744美元。由2009年人民币对美元汇率年平均价6.8310折算而得。
6人均GDP是衡量一国国民收入分配和福利水平较为常用的指标。对于欠发达国家尤其是转型国家,由于非市场作用下的分配十分显著,人均GDP指标可能会低估真实产出水平,而劳均GDP能更好地反映产出水平和分配。对于地区差异,泰尔指数(Theil entropy)用于衡量地区人均GDP的差异,其计算公式为Tx=∑Yiln(Yi/Pi),Yi为第ⅰ个地区人均GDP占所有地区的份额,Pⅰ为第ⅰ个地区人口数量占所有地区人口总额的比例(Kumar and Barua,1996)。基尼系数用于衡量地区人均收入水平的差异,其危险警戒线水平为0.4。
7“十一五”期间,我国《地区协调发展的战略和政策》将内地划分为东部、中部、西部和东北四大板块。在此之前划分为传统上的东、中、西部,东部包含辽宁,中部包含吉林和黑龙江。另有一些学者从研究的角度将全国划分为八大综合经济区(洪兴建,2010),分别为东北综合经济区、北部沿海综合经济区、东部沿海综合经济区、南部沿海经济区、黄河中游综合经济区、长江中游综合经济区、大西南综合经济区、大西北综合经济区,详见本章附录。
8汇率升值具有淘汰落后企业和落后产能的机制。
9如魏巍贤(2006)通过建立可计算一般均衡模型研究了人民币升值对中国经济的影响,认为人民币升值对我国的进出口、实际GDP、总就业、城乡居民消费等均具有重要影响。
10根据已有研究(卢向前,2005),在中国存在出口汇率弹性大于进口汇率弹性的现象。
11与分别建立(产出,出口,汇率)和(产出,FDI,汇率)的三变量模型相比,建立(产出,出口,FDI,汇率)的四变量模型,考虑到了FDI对出口的影响。这符合我国“出口导向型”FDI的特征。
12无约束的向量自回归模型(Vector autoregressive model, VAR),是由Sims(1980)提出的,通过采用多方程联系的形式,在模型的每一个方程中,内生变量对模型的全部内生变量的滞后项进行回归,从而估计全部内生变量的动态关系。13具体计算方法为,先由统计局公布的2001年CPI月度环比数据推算出以2001年1月为基期(2001年1月=100)的年度各月定基数据,然后利用各期CPI(上年同月=100)的增长率向前和向后推算出2001年1月为100的月度CPI定基数据,再转换为1990年为基期(1990=100)的CPI定基月度数据,最后计算每季度的(算术)平均值,并转换为以2005年为基期(2005=100)的CPI定基季度数据。
14这五个国家和地区分别为香港、英属维尔京群岛、日本、美国、台湾,截至2008年累计实际利用FDI分别为3495.7亿美元、901亿美元、653.8亿美元、596.5亿美元和476.6亿美 元,合计累计实际利用FDI达6123.6亿美元,占全部累计实际利用FDI比重为71.6%。
15由于缺少英属维尔京群岛的CPI数据,以英国的CPI代替之。
16对于FDI数额,使用流量还是存量是一个有争议的问题。在生产领域中,发挥作用的是FDI存量。但本文主要考虑汇率变动对FDI流入的影响,对于已经流入境内的FDI,则假设不受汇率变动的影响,故文中分析仍旧使用流量概念的FDI。作为对比,我们分别以FDI流入总量和经永续盘存法处理后的FDI存量替代FDI流量进行检验,发现对于数据序列的性质和结果并未造成影响。
17脉冲响应函数(Impulse Response Function,IRF),用于衡量来自随机扰动项的一个标准差冲击对内生变量当前和未来取值的影响。
18此外,还有一些研究中用于衡量影响地区经济差异的指标,包括：(非)国有经济固定资产投资占全社会固定资产投资总额的比例,或(非)国有经济产出占总产出的比例,用以衡量经济转型的市场化程度；政府消费支出占GDP的比例,用以衡量政府对地方产出干预的程度；地区信贷规模以及及(人均)储蓄规模等指标,用以衡量区域金融发展水平
19一般地,FDI还可以通过进一步影响技术进步,从而进入生产函数。如可建立FDI内生化技术进步模型：At=Bt(1+ηSt)FDIη。
20由于重庆2007年才成立直辖市,故将其并入四川；西藏由于外资参与极少且数据不全,故做了忽略。文中其他部分做相同处理。
21之所以选择1994年之后的数据进行分析,是考虑到1994年1月1日起人民币汇率体制改革,实行以市场供求为基础的单一的有管理的浮动汇率制度。同时,由于一些变量缺乏2009年的数据,所以样本期到2008年。
22 T*Ln(FDIP)的引入参考了姚树洁、冯根福和韦开蕾(2006)的模型设定,H*Ln(FDIP)的引入参考了沈坤荣和耿强(2001)的模型设定。
23变系数模型的残差平方和为S1=0.023050,变截距模型的残差平方和S2=0.851023,无个体影响的混合数据模型的残差平方和S3=3.907137。依据F[(N-1)(k+1),N(T-k-1)]和求得：F2=43.6313,F1=10.1464。查F分布表,可分别得到1%、5%和10%显著性水平下的临界值,比较可知：F2>Fz(o.01)(336,87)=1.52112,拒绝假设H2；F1>F1(0.01)(308,87)=1.52575,进一步拒绝假设H1。从而认为样本数据符合变截距模型。需要说明的是,上述S1、S2和S3均为加权GLS估计下的残差平方和。
24对于“个体数多、时间短”的面板数据类型,设定个体固定效应模型是恰当的。通常,变截距模型的固定影响和随机影响两种情形的选择,一个直观的判断标准是,若样本仅是总体的一(小)部分,如果想以样本结果对总体进行分析,则应该选用随机影响模型,即把反映截面差异的特定常数项看作是跨截面成员的随机分布,如从制造业或其中某个行业中随机抽取的50家样本企业；若样本构成研究对象的总体,则宜选用固定效应模型。此处是对中国各省进行比较分析,数据包括了所有的省份(重庆并入四川,西藏由于外资参与极少且数据不全做了忽略),所以使用固定影响模型进行分析是合理的。
25全国八大经济区域划分是由国务院发展研究中心发展战略和区域经济研究部提出的。划分经济区域应该达到两个目标,一是区域内部具有一定的相似性,二是区域之间应该体现出差异性。区域数目过少往往达不到第一个目标,不便于分析区域差别和制定有针对性的区域政策；而区域数目过多则很难实现第二个目标,失去了经济区域划分的意义。八大经济区域划分下,每个区域内自然条件和资源禀赋相似、社会结构相近、空间上义相互毗邻,从而较好地实现了上述划分。
26具体区域划分及包含省(市、自治区),详见本章附录。
盯作为对比,附录中列示了全国和四区划产出的Stata估计结果。
28不同地区的个体效应反映在截距项上差异明显,总体上表现为东部地区省(市)具有止的较大截距项,而西部地区省(自治区)则多数表现为负的截距项。东部、中部、西部和东北部四个地区各省(市、自治区)的截距项的平均值分别为0.2374、-0.0008、-0.2742和0.1240。
29此处有：dLn(Y):(?)。
1名义工资对劳动力市场的非均衡作出调整,名义价格对商品市场的非均衡作出调整。但这种调整是非常缓慢的,以至于不能保证劳动力总是保持充分就业、商品市场总是保持出清。
2由消费需求和投资需求所构成的有效需求低于社会总供给水平。
3拉弗曲线图中,当税率为零时,税收为零；当税率为100%时,税收亦为零,因为全部收入要上缴,无人愿意生产或提供服务。税率从100%沿BDE曲线下降,经济产出增加,政府税收增加,当税率为E时,经济产出最大,税收最高。拉弗曲线体现了供给学派关于有必要实行大幅度减税的政策主张,但并未说明E点的税率值,从而无法得到最适宜的减税幅度。
4具体措施包括建立就业机构对失业人员进行职业培训,降低最低工资标准,实行负所得税政策,鼓励劳动力流动等。
5无论是处于竞争均衡的西方工业化国家还是处于结构转换的发展中国家的经济增长进程都证明了经济增长与就业增长之间的这种互动机制。
6依据效率理论,经济增长主要有以下模式：纯粹依赖投入增加的经济增长、技术效率提高的经济增长、规模经济性(规模效率)增长、技术进步推动的经济增长、资源优化配置效率提高的经济增长。
7现代经济理论认为,经济增长是就业增长的最重要的内生变量。如凯恩斯主义学派就强调充分就业是在政府运用积极的财政政策与货币政策刺激投资需求,进而带动经济增长的基础之上实现的；发展经济学的二元经济结构理论也认为随着发展中国家工业化的进行,农业剩余劳动力会向第二、第三产业转移,从而在整个国民经济内实现充分就业。
81962年美国著名经济学家阿瑟·奥肯通过对美国经济进行经验研究,发现经济增长和失业率之间存在反向变动的规律,国民生产总值每上升2%-3%,失业率就会下降1%。
9新古典主义经济增长模型以索洛模型作为代表,其主要论证充分就业平衡增长路径的存在性和稳定性。该模型的结论表明,潜在的经济增长率取决于劳动增长率和技术进步率,特别地,如果关于充分就业平衡增长路径的结论成立,那么就业增长与经济增长就必然是一致的。
10经济增长并不必然带来就业增长,相反在一定条件下,经济增长可能成为抑制就业的因素(程永宏,2005)。
11技术进步有两种类型：一种是节约劳动型和资本密集型的技术进步,它在经济增长中会产生就业挤出效应,降低经济增长的就业效应,因此技术进步率、资本投入增长率均与就业增长率负相关。另一种是劳动密集型技术进步,它在经济增长中会增加就业。因为技术进步能大大增加社会产出,提高社会的人均收入水平并导致社会消费结构的改变和产业结构的演进,尤其是具有劳动密集型特征的第三产业的发展,长期来看具有就业增长效应,技术进步还会 催生新的就业增长点(杨淑华,2007)。
12她同时认为,我国劳动就业每增长1%,大约能带来经济增长0.63%。李睿：“我国经济增长与就业的关系”,北方经济,2009,4：25—27。
13宋保庆,人民币实际有效汇率变动对宏观就业量影响的实证分析——基于联立方程组的数量研究,统计教育,2009,9：38-41(48)。
14就业弹性=就业增长率／经济增长率。张车伟、蔡昉(2002)和姚战棋、夏杰长(2005)分别对我国经济增长的就业弹性呈下降趋势作了论述。
15关于我国就业弹性的变动原因,有以下儿种代表性观点：一是技术进步论(齐建国,2000；阎革,2002),认为技术进步使创造一个单位GDP所使用的劳动力相对减少,就业弹性不可避免会趋向稳定下降；二是产业就业结构调整论(张本波,2002;张车伟、蔡防,2002),认为经济发展过程中产业结构的优化调整会带来劳动力就业结构的变动；三是经济增长方式改变的影响(汤光华,1999),即生产方式从外延式扩大再生产向内含式扩大再生产转变,产生资本对劳动的“挤出”效应；四是宏观制度变迁的影响(汤光华,1999；冯煜,2002),从计划经济体制向市场经济体制转型,由经济结构调整、企业机构改革、工业化与城市化进程等所产生的失业问题。
16不同行业和不同部门对就业的吸纳程度有很大差别。20世纪90年米以来,资本纷纷投入IT行业和汽车制造业等资本密集型行业,那些原本在80年代对就业作出贡献的食品加工和制造、饮料制造、家具制造等传统劳动密集型行业,在国家经济结构调整的大背景下也朝着内涵式扩大再生产方式转变,从而产生资本对劳动的挤出。
17目前,我国的技术进步主要依赖以下途径,其一是依赖引进设备,提高生产的技术水平,其二是依赖FDI的技术外溢。
18如范言慧、宋旺(2005)是以制造业作为研究对象,曾莹(2006)、张德远(2008)是以15个制造业作为研究对象；在研究方法上,曾莹(2006)和张德远(2008)采用行业面板数据进行估计,林筱文等(2009)、沙文兵(2010)和王孝成(2010)则分别利用VAR和VECM技术进行分析;另外,他们的研究区间也有所不同。
19她同时还指出,虽然汇率对国内就业存在一定影响,但从统计上看这种影响对大多数行业而言并不显著,分行业模型看60%行业的就业对汇率冲击并不敏感,从面板模型看15个行业的就业汇率弹性不显著。这意味着汇率并不是决定国内就业的核心变量。
20他对对阿根廷、墨西哥、巴西、智利四个国家1980-2003年各年失业率、国内生产总值、滞后两年的实际有效汇率、通货膨胀等数据作了回归,结果表明,一国货币实际升值10%将导致两年后失业率增加5.6%。
21 Hua, Ping,2007. "Real Exchange Rate and Manufacturing Employment in China." China Economic Review, Vol.18(3), PP.335-353.
22如对于资本和劳动的投入替代渠道,Camp and Goldberg(2001)称为“资源配置”,Frenkel(2004)称为“劳动密集度”,Hua(2007)称为“技术渠道”；Hua(2007)提出的“效率渠道”包括“X效率”和Klein and Triest(2000)提出的“开放度”。
23汇率变化通过产品出口机制对就业的效应还受到产品在国际上的市场结构——定价能力和需求弹性的影响。企业的产品定价能力越强,那么企业就可以通过定价调整来冲抵汇率变化对价格的影响,从而产品的需求变化较小,汇率对就业的冲击就减少。需求弹性大的产品需求受汇率变化而变化的程度大,从而就业变化也较大,例如同样的情况下,耐用品或奢侈品的出口受汇率的影响要大于一般的消费品。就我国的情况看,虽然Marshall-Lerner(M-L)条件是否成立还存在争论,但多数研究倾向于认为1994年外汇体制改革以来M-L条件在我国是成立的,如卢向前、戴国强(2005)的实证研究发现,1994-2003年我国产品的出口需求弹性大于1。
24 如 Branson and Love(1986)认为,20世纪80年代初期的美元升值提高了美国产品的相对价格,减低了它们在国际市场的竞争力,使得美国的产品需求减少,从而就业减少。
25汇率调整不仅能够改变产品的相对价格,而且能够改变原材料的价格。当企业生产过程中投入进口原材料(非劳动要素)时,本币币值的相对变化能够引起生产成本的变化,从而引 起产品供给及劳动需求的变化。如Campa and Goldberg(2001)认为,货币升值降低了进口非劳动要素的相对价格,从而产生进口非劳动要素对劳动要素的替代而使劳动需求减少。但Kandi and Mirzaie(2003)认为,由于货币升值降低了进口原材料价格,从而降低了生产成本,提高劳动边际产出价值和增加劳动需求。出现这种不一致的原因是隐含的假定不同,前者认为进口非劳动要素与劳动是替代的,而后者的生产函数假定进口非劳动要素与劳动是互补的。这与工业化程度相关,在工业化国家的资本密集型行业,进口非劳动要素与劳动是互补的,而在工业化程度低的发展中国家,由于高劳动密集的原因,进口非劳动要素(资本)与本国劳动是替代的。因此,这个传导机制的就业效应理论上是不确定的。
26巴曙松、王群(2009)认为实际汇率的变动可能通过价格信号的传递、贸易渠道的传递和外商直接投资的传递三条路径引致产业结构调整。参见：巴曙松、王群,“人民币实际有效汇率对我国产业、就业结构影响的实证分析”,财经理论与实践,2009,30(159)：2-7。
27如果FDI投资于出口部门,东道国的升值将可能使其蒙受损失,而如果FDI投资于依赖进口原材料或进口技术的部门,则会从东道国货币升值中带来额外的收益。
28哈维·莱宾斯坦在《配置效率与X效率》文中提出X效率,包括企业内部和外部的动机效率以及非交易性投入要素的效率。
29如卿石松(2009)认为1996年我国实施的以“减员增效”为特征的国有企业改革就是面对当时国内需求不足、汇率上升等因素造成的外部竞争加剧的一种反映。
30Hua(2007)的实证研究发现,1993-2002年人民币升值确实通过劳动效率改进渠道抑制了我国制造业就业的增长。
31在金融市场不完善的发展中国家或新兴市场经济国家,企业的资产负债比是企业投资决策,继而劳动雇佣决策的一个决定因素。例如,Galindo, Izquierdo and Montero(2007)实证考察了存在大量美元债务的巴西、智利和阿根廷等9个拉美国家的情况,发现尽管货币贬值有利于总体就业的增长,但在高美元负债的行业,货币贬值对就业增长的效应降低,甚至出现了反向的结果,原因是货币贬值加剧了企业的负债和财政压力,从而减少了企业的投资和劳动雇佣。
32例如,Burgess and Knetter(1998)对G-7国家的比较研究发现,虽然所有国家的货币升值都对制造业就业有负面影响,但制造业就业受汇率波动影响的程度和就业调整的速度在不同国家存在较大的差异。其中,英国和美国制造业就业受汇率的影响程度最大、速度最快,而德国制造业就业受到的影响最小、调整速度最慢。他认为这是由于不同国家劳动力市场不同,就业汇率弹性以及就业调整速度在不同国家是不同的。
33根据形式设定检验方法(N=29,κ=12,T=15),计算得到两组F统计量：F2=657.9961,F1=32.3452。通过查F分布表,可分别得到1%、5%和10%显著性水平下的临界值,通过比较可知：F2>F2(0.01)(364,58)=1.6582,F1>F1(0.01)(336,58)=1.6617。
34作为对比,附录中列示了全国和四区划产出的Stata估计结果。
35这一结果表明,人民币升值并未对我国中部地区就业产生理论上预期的不利影响。
36二者的就业弹性系数均仅在10%的显著性水平下显著。且从15个行业整体看,就业汇率弹性不显著。
37熊威,“人民币名义汇率波动对城镇就业量的影响分析”,工业技术经济,2009,28(4)：151--154。
38沙文兵,“基于VAR模型的人民币有效汇率就业效应”,商业研究,2010,2：187-190。
39王孝成,人民币实际汇率与中国就业——基于内生劳动力供给模型的实证研究,世界经济研究,2010,2：37-43。
40由于规模经济程度低,我国生产型出口企业大都是“以销定产”,即根据接到的订单进行生产和雇佣工人。近儿年来,由于人民币升值较快,导致了出口企业的部分订单流失,同时订单也变得金额减小、周期加快。企业反映多数订单周期由之前的6个月改为了3个月。
41陈晅(2001)、蔡昉和王德文(2004)、丁明智(2005)、张二震和任志成(2005)的研究均表明,FDI对缓解我国就业压力起了重要作用。蔡昉、王德文(2004)认为,FDI不仅推 动了中国产品结构、产业结构和技术结构转型,同时还对增加就业、促进劳动力市场发育、以及人力资本积累具有积极作用。
1货币贬值导致贸易收支的变化,取决于两个因素,一是由贬值引起的进出口商品单位价格的变化,另一个是由进出口商品单位价格的变化引起进出口商品数量的变化。马歇尔—勒纳 条件指出,一国货币贬值后,只有当出口商品的需求价格弹性与进口商品的需求价格弹性之和大于1时,该国的贸易收支才能改善
2对于该贸易收支方程,当毕肯戴克—罗宾逊-梅茨勒条件(Bickerdike-Robinson-Metzler Condition)得到满足时,汇率贬值可以改善一国的贸易收支,即：其中,η表示国内进口需求的价格弹性(绝对值),ε表示国内出口供给的价格弹性,ηf和εf分别表示外国的进口需求弹性与出口供给弹性。当汇率贬值时贸易收支平衡且供给弹性无穷大,则毕肯戴克-罗宾逊-梅茨勒条件退化为马歇尔-勒纳条件。需要指出的是,即使毕肯戴克-罗宾逊-梅茨勒条件满足,dB/dRER并不一定只取某一特定的符号,贸易收支在向长期均衡的动态调整时也有可能出现先恶化后改善的“J曲线效应”
3如,Baharumshah (2001)使用协整技术分别分析了马来西亚和美国、马来西亚和日本的双边贸易收支,样本选择1980-1996年的季度数据,结果发现实际有效汇率和双边贸易收支之间存在长期稳定的均衡关系。Bahmani-Oskooee (2001)采用E-G两步法研究了中东国家真实汇率和贸易收支之间的关系,证明实际汇率贬值可以改善贸易收支。
4他们的计量结果显示,中国出口额和进口额对人民币汇率的弹性分别为-1.8809和1.9593。
5出现结论不同的原因之一是,他们使用的模型和样本期间均有差异。如谢建国、陈漓高(2002)是利用1978-2000年的年度数据,通过协整分析和冲击分解进行的；卢向前、戴国强(2005)是利用1994-2003年的数据,采用协整向量自回归的方法进行的。同时,卢向前、戴国强(2005)认为马歇尔-勒纳条件在中国成立,人民币实际汇率波动对进出口的影响存在J曲线效应；而叶永刚、胡利琴(2006)认为人民币有效汇率对中美贸易收支和中日贸易收支均不存在J曲线效应。此外,谢建国、陈漓高(2002)的研究结论还认为,汇率政策不是调节国际收支的有效手段,中国贸易收支在短期主要取决于国内需求状况,在长期则取决于国内供给状况。
6张茵、万广华(2005)的研究结论表明,实际冲击(包括国外供给冲击、国内供给冲击和相对需求冲击)是影响中国贸易余额的主要因素,名义冲击对实际汇率具有重要影响,即政府有可能通过名义贬值造成人民币实际低估,但汇率变动对贸易余额影响不大,人民币重估或其他货币性手段不足以解决所谓的中国“贸易失衡”问题。曾铮、张亚斌(2007)的主要结论为,人民币实际汇率升值对中国整体出口影响较小,同时对劳动密集型产品出口的影响大于资本密集型产品,从而在对出口总量没有大幅度影响的情况下,人民币汇率升值将对中国整体出口商品结构的优化升级具有积极作用,其促推路径主要源于人民币汇率升值有利于提升资本密集型产品的价格国际竞争力和促进资本密集型产业的发展。
7制度因素影响地区间出口差异的机制表现在：其一,不同地区的制度环境差异会导致合约实施的效率有所差异,由此影响到该地区的劳动分工范围和程度以及劳动分工所体现出的生产效率产生差异；其二,地方政府之间的“政绩晋升”所导致的GDP锦标赛式竞争(这是中国在渐进式改革开放进程中的一个凸显现象),以及财政分权所导致的地区间财税竞争使得不同省份地区之间存在地方保护和市场分割现象(陈钊等,2004;周黎安,2007),造成了省与省之间的高贸易壁垒,也固化了中国低技术含量、低附加值、劳动密集型行业的出口优势,而高技术含量、高附加值、资本或技术密集型行业则被挤出；其三,由于历史、文化、地理和自然禀赋等条件的差异,造成中国地区之间出口的运输成本和交易成本等存在差异,从而造成不同省份不同行业出口优势的差异。
8这里,没有按照对五国(地区)各自出口额占我国出口总额的比重进行加权平均,而是利用对五国(地区)各自出口额占我国总出口额的比重进行加权平均后,再除以对五国(地区)合计出口额占我国出口总额的比重。这样处理的好处是,不仅考虑了五国(地区)对我国出口的需求,也将五国(地区)对我国出口的占比考虑在内。
9一般来说,一个国家或地区的市场经济规模越大,出口量相应越大；反之则越小。
10从1997-2006年,外商投资企业的进出口占我国出口和进口的比重均在40%以上,尤其是加入世界贸易组织(WTO)后,这一比重更是达到50%以上(谷宇,高铁梅,2007)。
11杨迤(2000)、王少平和封福育(2006)、卢锋(2006)等的研究均表明,FDI对我国进出 口具有着重要作用。
12姚树洁、韦开蕾：“中国经济增长、外商直接投资和出口贸易的互动实证分析”,《经济学(季刊)》,2007年10月,第7卷第1期。
13GMM估计的基本思想是寻找正交性条件。由于正交性条件的个数多于方程估计参数的个数,所以要对不同的止交性条件给予一个权重,基本的原则是对估计准确度较差的给予较小权重,而对准确性较高的给予较大权重。
14基准模型中有4个解释变量,即κ=4。根据形式设定检验方法(N=29,K=4,T=15),计算得到两组F统计量：F2=113.228,F1=14.538。通过查F分布表,可分别得到1%、5%和10%显著性水平下的临界值,比较可知F2>F2(o.01)(149,290)=1.392,F1>F1(o.01)(112,290)=1.425。从而得出在给定1%的显著性水平下,样本数据符合变系数模型。
15以国际市场为主要需求主体的外向型经济发展模式内在地要求通过长期压低劳动力成本(薪酬水平)保持产品在国际市场的低成本优势。我国出口商品具有成本优势,本质上是劳动力成本比较优势。据比较,1998年我国服务业工资仅是欧盟平均工资的1/20,制造业是欧盟的1/24,与美国的差距则更大
16严重的地方保护主义所造成的市场分割现象,直接导致国外市场进入成本低于本国外地市场进入成本,造成本土企业既无法依托国内市场发挥规模经济效应,同时义面临高昂的地区市场进入成本。不同省份地区之间存在地方保护和市场分割现象,一是造成省与省之间的高贸易壁垒,二是固化了我国低技术含量、低附加值、劳动密集型行业的出口竞争优势,而高技术含量、高附加值、资本或技术密集型行业被挤出(陈钊等,2004；周黎安,2007)。
17据调研中了解,厦华电子便是其中一个案例。
18他们认为,无论是东部地区,还是中西部地区,制度因素都是影响我国行业出口差异的重要因素。此外,在东部地区,资本禀赋是影响行业出口的重要因素,劳动力禀赋不是影响行业出口的重要因素；在中西部地区,劳动力禀赋是影响行业出口的重要因素,而资本禀赋不是影响行业出口的重要因素；西部地区的劳动力禀赋对行业出口的影响效应似乎要高于中部地区,远高于东部地区。
19外资企业在我国投资生产并进行出口贸易主要有两种方式：一种是外资企业依赖于从我国国内企业采购中间产品和原材料,生产出成品后以一般贸易的方式出口；另一种是外资企业以加工贸易的方式进口中间产品和原材料,生产出成品后以加工贸易方式出口,而后者义是外资企业出口的主要方式。
20李建伟、余明(2003)的研究表明,人民币实际有效汇率每升值一个百分点,会导致滞后3个月的进口总额和滞后8个月的一般贸易进口分别提高0.5643个和1.4787个百分点。同时,他们的还有还认为,人民币实际有效汇率与出口总额和一般贸易出口存在显著负向相关关系,人民币汇率每贬值一个百分点,会刺激滞后5个月的出口总额和一般贸易出口分别提高0.6615个和1.4972个百分点。
21基准模型中有3个解释变量,即K=3。利用形式设定检验方法(N=29,K=3,t=15),求得两个F统计量分别为F2=75.911,F1=7.319。通过查F分布表,可分别得到1%、5%和10%显著性水平下的临界值,比较可得,F2>F2(0.01)(112,319)=1.4172,F1>F1(0.01)(84,319)=1.4685。从而得出在给定1%的显著性水平下,样本数据符合变系数模型。
22不过,谷宇、高铁梅(2007)利用的价格分别是相对出口价格和相对进口价格,而非人民币汇价。同时,他们是在研究人民币汇率波动对我国进出口的影响时得出这一结论的。在他们的研究中,相对出口价格指数,为商品出口价格指数除以世界出口价格指数；相对进口价格指数,为商品进口价格指数除以CPI。
23即由于价格粘性的存在,升值导致贸易收支先改善再恶化。何新华、吴海英、刘仕国(2003)也论述了人民币升值后,受进出口相对价格以及国内产出水平下降的影响,人民币进出口额均呈现下降态势。但由于J曲线效应,以人民币计价的出口额下降幅度在最初的五个季度内要小于以人民币计价的进口的下降幅度,之后出口下降幅度超过进口下降幅度。他同时指出,约在五年后两者下降幅度之差稳定至0.35个百分点左右。
1根据有关跨国公司投资的经济学理论,追求利润最大化的投资者选择在一国进行直接投资,一是为了减少交易成本的基础上开发本地市场(市场导向型),注重的是投资所在地的市场环境,二是为了利用该国低廉的要素资源进行产品加工后返销来源国或其他国家(出口导向型),追求的是在这一生产环节上的成本最小化(Benassg-Quere et al.,1999; Athukorala and Rajapatirana,2003; Nakamura and Oyama,1998)。Nakamura and Oyama (1998)论述了东道国货币变动对于市场导向型和出口导向型的FDI具有不同影响。他认为,对于市场导向型FDI,在其他影响因素保持不变的前提下,为减少交易成本,东道国货币的升值将引致FDI流入的增加；相比之下,出口导向型FDI追求的是生产环节上的成本最小化,因而东道国货币的贬值,至少是汇率的稳定将引致FDI的增加。此外,东道国货币贬值对于FDI产生的效应还受到FDI的产业分布影响,如果FDI投资于出口产业部门,东道国货币贬值将可能带来额外收益,但如果投资于过多依赖进口原材料与技术的产业部门,则可能遭受东道国货币贬值的损失。
2关于这方面的研究,如：黄志刚(2009)运用一般均衡两国模型,研究了当FDI进入实际生产部门之后,如何影响贸易平衡和汇率水平。
3尽管外汇远期交易和期权交易等金融衍生工具的发展为企业规避汇率风险提供了条件,但直接投资收益的不确定性不仅来自于汇率风险,市场供需的波动也会导致投资收益的变化,在直接投资收益不确定的情况下,金融手段无法覆盖所有的汇率风险。此外,采用金融手段进行风险规避也增加了直接投资企业的交易成本。
4在国际资本流动加快的背景下,我国吸收FDI流入的速度和绝对规模都呈现快速增长。据联合国公布的((2008世界投资报告》显示,2007年在全球接受FDI流入的排名中,中国名列第六,仅次于美国、英国、法国、加拿大和荷兰,在发展中国家名列第一
5若按照东部、中部和西部的三区域划分,辽宁省也为东部地区。在全国四区划中,东北部地区的辽宁省在早前的三区划中为东部地区,吉林省和黑龙江省在三区划中为中部地区。
61999年3月,《国务院关于进一步推进西部大开发的若干意见》提出要实施西部大开发战略,加快中西部地区发展。2003年3月,胡锦涛在主持召开中共中央政治局会议时指出,促进中部地区崛起,是中国促进区域协调发展总体战略的重大任务,事关经济社会全局和全面建设小康社会全局；2004年3月和2005年3月,温家宝在政府工作报告中均提出,要促进中部地区崛起,充分发挥中部地区的区位优势和综合经济优势。2003年8月,温家宝在长春市主持召开振兴东北老工业建设的战略会议,指出支持东北地区等老工业基地加快调整、改造,实行东西互动,带动中部,促进区域经济协调发展。
7东部地区吸引了较多的高技术含量FDI的一个事例为：在通信设备、计算机及其他电子设备制造业中,外资投资绝大多数分布在沿海地区,其中广东、江苏、上海、天津、北京和福建的外资企业总资产占全国该行业外资企业总资产的88.14%；而在信息传输、计算机服务和软件业中,北京、上海、广东、浙江和江苏地区的外资企业总资产占全国该行业外资企业总资产的近90%(高敏雪,2008)。
8对丁汇率波动的剧烈程度的测度方法一般有两种。一种是依据过去(年度)实际汇率变化百分比的移动标准差来估计,另一种是运用GARCH模型来测度。尽管前一种方法更常用,但后一种方法对于测度汇率的波动程度更具比较优势(Amuedo-Catalina and Pozo,2001)。 GARCH模型是由Bollerslev (1986)在Engle (1982)的ARCH模型基础上发展起来的,GARCH(p,q)模型如下：GARCH(p,q)模型通过让数据决定合适的参数值,使得权重富有弹性。
9同第三章,用高等教育在校学生数／年末人口数作为人力资本H的替代变量。不同的是,这里的H是指各省(市、自治区)的地区人力资本变量。
10严格来讲,交通包含铁路、公路和水路,衡量交通状况的最简单方法是将这三种交通方式的总里程数作转换加总(如Liu et al.,1977; Fleisher and Chen,1997;姚树洁、韦开蕾,2007)。但在进行数据搜寻时发现多省(市、自治区)缺少铁路里程数据,且就全国的交通里程而言,公路是最主要的交通方式(全国铁路、公路和水路长度的比率是1.00：16.84：1.90)。故利 用公路里程作为交通的替代变量是可行的。与此同时,考虑到每一种运输方式的运输能力在各省(市、自治区)是不同的,仅利用公路里程数作为交通的替代变量也会存在一些小的误差。
11基准模型中有5个解释变量,即κ=5。根据形式设定检验方法(N=29,κ=5,T=15),计算得到两组F统计量：F2=27.391,F1=9.197。通过查F分布表,可分别得到1%、5%和10%显著性水平下的临界值,比较可知F2>F2(0.01)(168,261)=1.379,F1>F1(0.01)(140,261)=1.402。从而得出在给定1%的显著性水平下,样本数据符合变系数模型。
12随着经济全球化的不断推进,越过边界的跨国投资和跨国并购迅猛增长,许多跨国公司开始在全球范围内寻找生产成本最低的区位,并在全球范围内销售其产品。这种新的形势下出口导向型的FDI在不断增加。据统计,1992年外资企业出口占我国出口的比重为20.44%,2005年已经上升到了58.03%(郭熙保、罗知,2009)。
13吸引FDI的三大因素：一是投资对象国的政策环境因素,包括经济、政治与社会稳定性,对FDI进入与运作的规则,对外国企业的待遇标准,市场结构政策(竞争、合并与收购),FDI的国际协定,私有化政策,贸易政策,税收政策等。二是经济决定因素,包括市场因素(市场规模与人均收入,市场增长率,接近区域市场与国际市场的程度,消费者偏好,市场结构),资源与资产因素(自然资源,劳动力资源,技术与创新,基础设施),效率因素(资源与资产的成本,劳动生产率,其他生产成本,与区域内其他国家的经济融合度)。三是商业便利因素,包括投资促进因素,投资动力,官员腐败及行政无效率引起的成本,社会生活舒适程度,投资后服务。根据这些衡量标准,汇率本身仅通过对成本计算的影响间接地作用于直接投资。(联合国贸易与发展讨论会,1998)。蒋殿春、张宇(2008)认为制度环境因素对于投资于不同地区的FDI及其溢出效应的发挥具有重要影响。
14“垂直型”FDI认为跨国公司进行国外直接投资的动因在于获得东道国较低的(劳动)要素成本,对东道国来说往往是出口导向型的,一般不受东道国市场规模的影响。“水平型”FDI认为跨国公司进行国外直接投资的动因是降低交易成本争夺更大市场份额,所针对的目标市场要么是向其出口成本很高、要么是在当地建厂成本较低的地区。
15他认为,FDI投资效率在地区之间的显著差距,也是造成我国区域经济差距继续扩大的一个重要原因。FDI的投入产出效率取决于该地区经济对FDI的敏感度,影响的主要因素通常包括：地区产业结构、地区投资乘数、地区资源状况、当地经济体制改革情况等。而FDI数量主要取决于外商对投资收益的预测和判断,主要包括当地外资优惠政策、劳动力价格、劳动力素质、生产成本、市场规模、国际投资形势以及汇率变动等因素。
16从1994年以来人民币汇率变动对外资流入的影响看,人民币小幅升值并没有对我国FDI流入产生消极影响。对此的一种理论解释是,人民币汇率升值,会影响劳动力成本优势,从而阻碍外资流入。而我国的劳动力成本在近20年来一直保持着较低水平(劳动力成本仅相当于美国的5%),并未出现明显上涨(蔡昉,2007)。这种劳动力成本优势主要源自二元经济中农村大量剩余劳动力的转移。此外,20世纪90年代以来,发达国家的跨国公司投资中国,主要看重的是中国国内巨大的市场潜力,人民币升值虽然提高了外商投资的成本,同时也提高了以外币表示的外商投资企业在本地的销售收入。因此,人民币变动虽然对FDI具有直接影响,但小幅变动对利用外资的影响并不大。这也是我国政策部门提出保持人民币汇率基本稳定、避免出现剧烈波动和大幅升值的政策取向所在。
1据估计,我国现在的城镇失业人口在2200-3300万,城镇失业率在10%以上。
2较高的对外贸易依存度,导致我国经济发展日益依赖于国际市场,从而使得经济中相当大的比例暴露于汇率风险之中。1994-2007年,我国的进出口贸易额占GDP的比重从42.3%上升到了62.7%,东部11省(市)更是从59.9%上升至92.7%。这使得企业的经营业绩、进而劳动力需求易丁受到汇率变动的影响。
3解决就业的方式不外乎有三种：增加就业需求,适度降低就业供给,完善劳动力市场机制和运转效率。经济的快速增长能够有效带动就业。参见：龚玉泉、袁志刚,中国经济增长与就业增长的非一致性及其形成机理,经济学动态,2002,10：35-39。
4随着农民工外出打工的增加以及城市户籍管理制度的放松,我国劳动力市场分割的局面已大大改善,全国统一的劳动力市场正逐步形成。
5发展中国家单靠劳动密集型产品出口而实现向发达国家水平的收敛是不可能的(刘易斯,1984),只有选择与其要素禀赋即比较优势相符合的发展战略,通过从发达国家引进技术快速实现产业和技术的升级,才能实现向发达国家的收敛(林毅夫,2002、2005)。同时,单纯依靠出口贸易绝对数量的增长而非出口产品质量的提升来拉动经济增长的模式,在长期必然会导致该国贸易条件的恶化,最终使其陷入“贫困化”增长的怪圈。
6从日本占中国对外贸易的比重看,由1994年的20%大幅跌落到2007年10%的水平。相反,日本长期储蓄率较高,外汇储备水平居全球第二,未来具有较高的进口能力。如果中日双方能够通过不断利益诉求换取双方长期合作规则的建立,日本能做到政治和对外政策的革新,中日之间的贸易潜力以及货币合作潜力将可能在未来得到发挥。
7据第一财经日报的调查显示,2007、2008年分别有35%和40%的企业认为汇率是对出口影响最大的因素,由丁人民币升值导致企业的出口竞争力明显减弱,利润显著下降。参见：杨燕青,“当人民币升值遭遇‘一揽子困扰”’,《第一财经日报》,2008-0721。
8 Polterovich, Victor and Popov, Vladimir,2002. "Accumulation of Foreign Exchange Reserves and Long Term Growth." New Economic School, Moscow, Russia. Http://www.nes.ru/english/about/10th-Anniversary/papers-pdf/Popov-Polterovich.pdf.
9这方面我们应该借鉴国际经验,吸取日元在1985年迫于国际压力而急剧升值,从而导致日本“泡沫经济”以及20世纪90年代经济长期低迷和失业率上升的教训。
10阿根廷在2002-2007年经济和就业高速增长的一个主要原因,便是得益于其以维持稳定和竞争性的实际有效汇率为重点的宏观经济政策。参见：Roberto, Frenkel and Martin, Rapetti, (2008) "Five Years of Competitive and Stable Real Exchange Rate in Argentina,2002-2007." International Review of Applied Economics, Vol.22(2), PP.215-226.
11人民币汇率改革会是一个长期渐进的过程。从长期看,人民币汇率要真止形成以市场供求为基础的、有管理的浮动汇率制度,必须在一系列的经济金融实力得到进一步发展、一系列的微观经济金融运作机制得到改革、民众的市场经济意识和风险防范意识进一步加强后才有可能达到。当前我国仍要从现实的经济状况和内外部经济环境出发米选择自己的汇率制度模式,因此在短期内人民币汇率不会发生本质上的突变。
12即逐步建立起人民币“单一钉住美元→参考一篮子货币→整合参考一篮子货币的浮动区间”的汇率机制。最初可将人民币兑一篮子货币的浮动区间定为3%,并随着经济发展和汇率改革渐进地逐步放宽该浮动区间。如此做法,不仅扩大了人民币兑各主要国际货币的实际上的波动区间,也可逐渐淡化美元在篮子货币中的作用,强化欧元和日元的作用。同时,也能保持人民币整体币值的相对稳定。如人民币对美元出现大幅升值,可能使人民币兑美元汇率的浮动区间超过3%,但人民币兑欧元或日元及其他货币可能不升反跌,从而使人民币兑一篮子货币的汇率仍能维持在3%的浮动区间内。这一措施将使我国在当前人民币汇率制度安排下既具有一定的稳定性,同时义具有一定的灵活性,能比较好地实现汇率稳定性与灵活性之间的权衡。
13目前,美元汇率正处丁贬值阶段,美元指数也处于较低水平。因此,可选择美元贬值趋势结束后,美元指数走出低估开始进入上升时期时的某个时机,将人民币与美元“脱钩”。
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