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1、人民幣匯率、FDI與我國產(chǎn)業(yè)結構的非線性效應?? 　　內(nèi)容提要：近年來，人民幣匯率變動對外商直接投資（FDI）流入和我國產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整的影響日趨顯著。本文運用馬爾科夫區(qū)制轉(zhuǎn)移向量自回歸（MS-VAR）模型，實證分析2004-2016年人民幣匯率變動通過FDI路徑對中國產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整的非線性影響效應。研究結果表明：人民幣匯率變動對中國產(chǎn)業(yè)結構的影響依賴經(jīng)濟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)濟狀態(tài)波動平緩區(qū)制和經(jīng)濟狀態(tài)波動劇烈區(qū)制，并且不同區(qū)制下變量間具有不同的動態(tài)關系。脈沖響應函數(shù)的結果顯示，區(qū)制1中人民幣升值促進了FDI流入，推動了產(chǎn)

2、業(yè)結構優(yōu)化升級，區(qū)制2中則相反，并且兩區(qū)制下FDI流入對產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整均發(fā)揮了積極作用，但區(qū)制2中的響應程度明顯大于區(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幅度過大，增加FDI流入，有助于推動我國產(chǎn)業(yè)結構的優(yōu)化升級。 下載論文網(wǎng) 　　關鍵詞：人民幣匯率；FDI；產(chǎn)業(yè)結??；MS-VAR模型 　　中圖分類號：F830文獻標識碼：A文章編號：1001-148X（2017）06-0170-07 　　人民幣匯率和我國產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整是當前經(jīng)濟領域的熱點問題，而FDI通常被視為連通匯率變動與產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整之間的橋梁。近年來我國正處于轉(zhuǎn)變經(jīng)濟發(fā)展方式、推動產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化

3、升級的關鍵階段，外商直接投資（FDI）對產(chǎn)業(yè)結構的影響效應日益顯現(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并且波動幅度不斷擴大，但從2014年開始，以美元計價的人民幣匯率又轉(zhuǎn)向持續(xù)大幅貶值的態(tài)勢，其對FDI流入以及產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整的影響也更加顯著。是否選擇放開人民幣匯率波動區(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程中難以回避的問題。FDI是匯率影響產(chǎn)業(yè)結構的主要傳導路徑之一，那么，基于FDI路徑的人民幣匯率變動對中國產(chǎn)業(yè)結構的影響作用機制如何？人民幣匯率變動又對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對于產(chǎn)業(yè)結

4、構調(diào)整的影響和特征，對于進一步推進人民幣匯率制度改革、促進FDI流入和產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化升級具有重要的現(xiàn)實意義。 　　一、文獻回顧 　　匯率對產(chǎn)業(yè)結構影響效應的研究文獻主要集中在“匯率-FDI-產(chǎn)業(yè)結構”的傳導方式方面，大概分為三個層次。 　　關于匯率水平變化（貨幣升值或貶值）對FDI的影響一直存在分歧。其中一種觀點以Cushman（1985）[1]的“相對成本效應理論”和Froot & Stein（1991）[2]的“相對財富效應理論”為基礎，認為東道國匯率升值會增加本國商品生產(chǎn)的相對成本，降低外商投資資本的利潤回報，同時也會縮小外國投資者的相對財富，因此匯率升值不利于FDI的流入。邱立成和

5、劉文軍（2006）[3]等通過實證研究發(fā)現(xiàn)人民幣升值導致了我國FDI流入減少。另一種以Campa（1993）[4]為代表的觀點主張匯率升值有助于FDI流入，其認為東道國貨幣越堅挺，則該國市場未來收益的期望值也越高，F(xiàn)DI流入會相應增加。潘錫泉和郭福春（2012）[5]在人民幣匯率與FDI的動態(tài)時變效應研究中也得出了類似的結論。學者們在匯率波動幅度對FDI的影響效應上同樣未能達成共識。Dixit & Pindyck（1994）[6]根據(jù)風險偏好理論認為，匯率波動擴大了商品生產(chǎn)方面的風險，增加了預期收益的不確定性，因此匯率波動不利于FDI的流入。反對方代表人物Cushman（1985）[1]從期權

6、理論出發(fā)，發(fā)現(xiàn)在匯率波動幅度較大時，通過FDI在本國生產(chǎn)比向該國出口可以回避匯率風險，同時其驗證了美國的匯率波動幅度與FDI流入之間存在正相關關系。 　　對于FDI對產(chǎn)業(yè)結構的影響，一部分學者認為FDI流入優(yōu)化了產(chǎn)業(yè)結構。陳望遠和黃金波（2012）的研究得出結論：FDI對我國第一產(chǎn)業(yè)增加值影響不顯著，對第二產(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流入可以推動產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化。聶愛云和陸長平（2012）[7]實證檢驗了我國FDI與產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整的關系，發(fā)現(xiàn)FDI流入對第二、三產(chǎn)業(yè)比重的負、正效應總體上優(yōu)化了產(chǎn)業(yè)結構，同時FDI對產(chǎn)業(yè)結構的調(diào)整效應呈邊際遞減趨勢。李曉鐘（201

7、4）[8]就FDI對我國產(chǎn)業(yè)結構的直接與間接效應研究發(fā)現(xiàn)，F(xiàn)DI流入促進了第三產(chǎn)業(yè)結構改善與第二、三產(chǎn)業(yè)內(nèi)部結構升級，使得勞動密集型產(chǎn)業(yè)逐步向技術、資本密集型產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移。另一部分學者則提出反對意見。Barry（2001）[9]認為FDI流入存在負溢出效應。徐曉虹（2006）[10]就1991-2003年FDI對我國區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的長短期效應進行實證檢驗，結果顯示FDI對區(qū)域經(jīng)濟的非均衡發(fā)展影響顯著。孫權（2016）利用我國2003-2012年的省級面板數(shù)據(jù)進行分析，發(fā)現(xiàn)FDI對我國的產(chǎn)業(yè)高級化與產(chǎn)業(yè)結構合理化均存在顯著的負相關，并且FDI流入導致我國產(chǎn)業(yè)結構陷入低層次固化的困境。 　　大多數(shù)學者

8、認為人民幣匯率升值對我國產(chǎn)業(yè)結構升級具有重要的推動作用，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，從而促進我國產(chǎn)業(yè)結構的優(yōu)化升級，如譚小芬和姜?b?b（2012）[11]、徐偉呈和范愛軍（2012）[12]。但是目前學術界關于人民幣匯率波動幅度對中國產(chǎn)業(yè)結構影響效應的研究文獻較少，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彈性加大抑制了FDI對產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整積極作用的發(fā)揮。劉春梅（2013）認為放開人民幣匯率波動區(qū)間、人民幣大幅升值不利于產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化。方顯倉和孫琦（2013）[14]

9、、屠莉佳（2014）[15]分別考察了人民幣升值對上海市和浙江省產(chǎn)業(yè)結構的影響，均得出了人民幣的適度升值助推產(chǎn)業(yè)結構轉(zhuǎn)型升級的結論。 　　現(xiàn)有文獻資料對匯率、FDI與產(chǎn)業(yè)結構的關系研究更多的考慮匯率水平值而非波動值，在研究方法上，主要采用一般VAR模型、格蘭杰因果關系檢驗等線性模型的研究方法，較少考慮它們之間的非線性關系。面對我國經(jīng)濟運行的不同時期人民幣匯率、FDI與產(chǎn)業(yè)結構變動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對產(chǎn)業(yè)結構的影響。本文在相關研究的基礎上，通過構建MS-VAR非線性模型與脈沖響應函數(shù)，實證檢驗變量間存在的非線性效應。 　　二、研究方法與變量選取

10、 　　（一）研究方法 　　研究人民幣匯率、FDI對我國產(chǎn)業(yè)結構的影響，考慮到不同的經(jīng)濟運行時期變量存在著波動平緩與波動劇烈兩種狀態(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法準確描述三者具有的動態(tài)關系，MS-VAR模型為解決這類問題提供了方法。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關系。Hamilton（***）[16]把Markov鏈與一般VAR模型相結合，使模型可以描繪不同經(jīng)濟階段、不同狀態(tài)下變量間存在的不同的動態(tài)關系。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擬合出匯率、FDI與產(chǎn)業(yè)結構之間的非線性關系。 　　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）來建立MS-VAR模型，這些變量可以構成4維時間序列yt=（y1t，y2t，y3t，y4t），在狀態(tài)st下該時間序列可構建滯后p階的MS-VAR（p）模型，表達式如下： 　　yt=v（st）+∑pk=1Ak（st）yt-k+εtt∈（1，

12、N）（1） 　　其中，擾動項εt～NID（0，∑（st））；v代表截距項；st表示時間t時的不可觀測的狀態(tài)隨機變量，本文取值區(qū)間是 　　Symbol{A@ 1，2 　　Symbol}A@ ，當st=1時是平穩(wěn)期，當st=2時屬非平穩(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)濟區(qū)制狀態(tài)間的轉(zhuǎn)移概率，可以通過不同區(qū)制狀態(tài)的概率轉(zhuǎn)移來刻畫匯率、FDI與產(chǎn)業(yè)結構之間的結構性轉(zhuǎn)變與非線性變化特征。 　　本文對于MS-VAR（p）模型估計運用EM算法來實現(xiàn)。根據(jù)均值、截距、系數(shù)及方差是否隨著時變參數(shù)S的變化而不同，MS-VAR模型擁有多種表現(xiàn)形式，所以需要結合研究的實際情況及相關評價準則來合理確定最優(yōu)形式。 　　（二）變量說明與數(shù)據(jù)來源 　　樣本數(shù)據(jù)的選取應兼?zhèn)淇傻眯院蜏蚀_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

14、價法來表示①，匯率變量選取一人民幣折合美元的月度平均匯率來衡量并轉(zhuǎn)換為季度名義匯率值。為剔除價格因素的影響，需要對名義變量進行CPI平減處理得到實際值，則人民幣實際匯率（ER）=ECPI*/CPI，其中CPI*、CPI分別代表美國和中國的消費者價格指數(shù)，且均以2003年12月為基期進行了定基調(diào)整。對于以美元計價的外商直接投資（FDI）額月度名義數(shù)據(jù)，同樣將其換算為以人民幣計價的季度數(shù)據(jù)，同理得到實際FDI=名義FDI/CPI?？紤]到我國第一產(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內(nèi)生產(chǎn)總值的比重來衡量我國的產(chǎn)業(yè)結構，分別記為SI和TI。另外對所有變量數(shù)據(jù)均使用

15、Cencus-X12方法進行季節(jié)性調(diào)整，以消除季節(jié)因素帶來的負面影響。針對各變量時間序列可能出現(xiàn)異方差性問題，根據(jù)文獻通常做法對變量進行對數(shù)化調(diào)整，各變量取其自然對數(shù)分別記為：LER、LFDI、LSI和LTI。再對變量對數(shù)進行一階差分處理，則DLER可視作人民幣匯率波動幅度，DLFDI表示FDI流入變動，DLSI、DLTI反映了產(chǎn)業(yè)結構的波動狀況。 　　本文中人民幣名義匯率取自中國人民銀行網(wǎng)站，CPI*、CPI與FDI等相關數(shù)據(jù)來源于同花順數(shù)據(jù)庫，SI和TI數(shù)據(jù)通過查詢國家統(tǒng)計局網(wǎng)站獲悉。 　　三、實證結果與分析 　　（一）單位根檢驗 　　為了避免時間序列數(shù)據(jù)可能受到虛假回歸問題的干擾

16、，因此構建MS-VAR模型首先需要進行平穩(wěn)性檢驗，我們在Eviews80軟件上運用ADF方法對變量序列進行單位根檢驗，單位根檢驗的具體結果見表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，因此時間序列是高度平穩(wěn)的，不會出現(xiàn)虛假回歸的現(xiàn)象，這是運用MS-VAR模型進行有效分析的前提。 　?。ǘ㎝S-VAR模型的選擇 　　根據(jù)AIC、HQ與SC等信息準則取值最小的原則，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。對于MS-VAR模型的區(qū)制個數(shù)，考慮到現(xiàn)實經(jīng)濟環(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較大與波動較小兩種不同狀態(tài)，因此本文把MS-VAR模型的區(qū)制個數(shù)亦確定為2個。 　　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）、MSA-VAR（系數(shù)變動）、MSIA-VAR（截距和系數(shù)變動）、MSIH-VAR（截距和方差變動）以及MSH-VAR（方差變動）。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)結構關系的最優(yōu)模型。 　　由表2獲知，雖然MSIA（2）-

18、VAR（2）模型的對數(shù)似然值（LL）與似然比線性檢驗值（LR）最大，但是MSH（2）-VAR（2）模型的AIC、HQ和SC準則均是最小的，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，因此本文將其選擇為反映人民幣匯率、FDI對產(chǎn)業(yè)結構影響效應的最優(yōu)模型。 　?。ㄈ㎝SH（2）-VAR（2）模型回歸結果分析 　　本文使用OX-MSVAR軟件包在Givewin平臺上進

19、行操作，得到的MSH（2）-VAR（2）模型的回歸參數(shù)估計結果如表3所示。 　　根據(jù)表3中MSH（2）-VAR（2）模型的回歸結果，DLSI與DLTI方程在區(qū)制1中的標準差均小于其在區(qū)制2中的標準差。故而區(qū)制1代表了人民幣匯率與第二、三產(chǎn)業(yè)比重波動較小以及FDI流入相對平緩的經(jīng)濟狀態(tài)，而區(qū)制2則反映了變量波動幅度較為劇烈的時期。 　　對于DLSI的回歸方程，滯后1期的人民幣匯率變動對當期第二產(chǎn)業(yè)比重存在顯著的正向效應，即假使滯后1期的人民幣匯率升值，則會在當期產(chǎn)生0195188的動能推動當期第二產(chǎn)業(yè)比重上升，相反滯后2期的人民幣匯率變動對當期第二產(chǎn)業(yè)比重變動具有顯著的負向作用，總體而言滯后

20、期的人民幣匯率升值會導致當期第二產(chǎn)業(yè)比重下降。滯后1期的FDI流入變動對當期第二產(chǎn)業(yè)比重變動帶來微弱的負面影響，滯后2期的FDI變動對當期第二產(chǎn)業(yè)比重存在顯著負作用，因此前期FDI流入增長使得當期第二產(chǎn)業(yè)比重存在下降趨勢。從滯后1期和滯后2期的第二產(chǎn)業(yè)變動對當期第二產(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)波動對當期第二產(chǎn)業(yè)比重變動均產(chǎn)生負效應，但滯后1期時的影響不顯著，綜合來看前期第三產(chǎn)業(yè)比重增加會減少當期第二產(chǎn)業(yè)占GDP的比重。 　　對于DLTI的回歸方程，滯后1期時的人民幣匯率變動對當期第三產(chǎn)業(yè)比重產(chǎn)生顯著負向作用，而滯后2期的匯

21、率變動對當期第三產(chǎn)業(yè)比重的顯著效應為正并且效應系數(shù)更大，綜合2期影響，前期人民幣匯率升值將促使當期第三產(chǎn)業(yè)比重上升。至于FDI對第三產(chǎn)業(yè)比重的影響，滯后1期的FDI流入變動對當期第三產(chǎn)業(yè)比重變動的影響系數(shù)為-0000379，而滯后2期時的FDI流入變動對當期第三產(chǎn)業(yè)比重變動的影響系數(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流入增加可能會提高當期第三產(chǎn)業(yè)比重。滯后1期和滯后2期的第二產(chǎn)業(yè)比重變動對第三產(chǎn)業(yè)比重均存在顯著負影響，可知滯后期的第二產(chǎn)業(yè)波動對當期第三產(chǎn)業(yè)變動表現(xiàn)出反向效應。同時2個滯后期中的第三產(chǎn)業(yè)比重增加在一定程度上帶動了當期第三產(chǎn)業(yè)比重擴大，但滯后

22、1期時影響很微弱，這說明了第三產(chǎn)業(yè)比重增長也存在著某種慣性趨勢。 　?。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，頻率為較高的07539，平均持續(xù)期為502個季度。經(jīng)濟系統(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，頻率為較低的02461，平均持續(xù)期為164個季度。同時區(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)時間也更長，并且變量由波動劇烈的區(qū)制2狀態(tài)向波動平緩的區(qū)制1狀態(tài)過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，觀測樣本大多數(shù)分布在區(qū)制1中，區(qū)制1為經(jīng)濟系統(tǒng)平穩(wěn)，即人民幣匯率與第二、三產(chǎn)業(yè)比重波動較為平穩(wěn)，F(xiàn)DI流入平緩的時期。而變量波動較為劇烈的區(qū)制2所包含的樣本個數(shù)相對較少，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，次貸危機及其演變成的全球性金融危機的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)比重波動幅度較大。 　?。ㄎ澹┟}沖響應分析 　　運用脈沖響應函數(shù)能夠更好地展示人民幣匯率、FDI對我國產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整的動態(tài)沖擊效應，可以清楚地比較不同區(qū)制下變量間響應關系的異同。本文僅分析FDI與產(chǎn)業(yè)結構對人民幣匯率變動的非線性響應以及產(chǎn)業(yè)結構對FDI流入變動的非線性響應。 　　圖2展示了兩區(qū)制下FDI流入對人民幣實際匯率水平值變動一個標準差新息的正向沖擊（人民幣匯率升值）的累積響應情況②?？梢钥闯?，F(xiàn)DI

25、受到人民幣匯率一個標準差的正沖擊后，其響應路徑與響應程度在兩區(qū)制中存在明顯差異，在區(qū)制2中的響應幅度更大、沖擊程度也更強。區(qū)制1中，在人民幣匯率沖擊的前兩個季度，F(xiàn)DI流入出現(xiàn)負響應，然后經(jīng)過快速上升與短暫振蕩后，累積正響應在第8個季度到達最大值003左右，之后緩慢衰減調(diào)整并在第20個季度附近收斂；與區(qū)制1不同，區(qū)制2內(nèi)FDI一開始就表現(xiàn)出最大正響應，隨后迅速下降至第8季度到達最大負響應，接著逐步上升并在第20個季度處于收斂狀態(tài)，負響應維持在-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

26、人民幣實際匯率變動一個標準差新息的正向沖擊（人民幣匯率升值）的累積響應情況。容易看出，DLSI與DLTI的響應情況在兩區(qū)制中也完全不同。對第三產(chǎn)業(yè)比重的響應而言，人民幣匯率的一個正沖擊使得第三產(chǎn)業(yè)比重首先發(fā)生正響應，之后經(jīng)過幾個季度的波動后在第12個季度累積響應達到峰值，并在第20個季度后收斂，累積正響應值維持在00022左右。而在區(qū)制2中，第三產(chǎn)業(yè)比重變動對匯率沖擊的響應為負，其在第3個季度累積負響應最大，然后經(jīng)過衰減與振蕩后最終于24個季度收斂，負響應保持在約-00044。第二產(chǎn)業(yè)比重的響應路徑在兩區(qū)制中呈現(xiàn)出與第三產(chǎn)業(yè)比重大體對稱的情形，這符合樣本期內(nèi)我國第一產(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)此消彼長的態(tài)勢。總而言之，在區(qū)制1人民幣匯率升值導致第二產(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FDI變動一個標準差新息的正沖擊（FDI流入增加）的累積響應情況。區(qū)制1中，F(xiàn)DI一個標準差的正沖擊導致第三產(chǎn)業(yè)比重發(fā)生正響應，第8個季度累積正響應最大并在第16個季度趨于穩(wěn)定水平。FDI在區(qū)制2中的響應與區(qū)制1類似，只不過其追蹤期開始的前4個季度的變動響應為負。第二產(chǎn)業(yè)比重關于FDI一個標準差沖擊的負向響應在兩區(qū)制中也具有相似性，從追蹤期開始負響應快速增大，在第8季度左右累積負響應到

28、達谷底，然后緩慢衰減在第20個季度處收斂，同樣從縱坐標數(shù)值來看，區(qū)制2下的響應程度要大于區(qū)制1。綜合來看，兩區(qū)制下FDI流入增加對第二產(chǎn)業(yè)比重與第三產(chǎn)業(yè)比重分別產(chǎn)生負向作用和正向作用，這對于我國產(chǎn)業(yè)結構的優(yōu)化升級具有積極的影響，并且在區(qū)制2中，這種影響程度要更大一些。 　　四、結論及政策建議 　　本文利用我國2004年第一季度至2016年第四季度的季度數(shù)據(jù)，通過構建MSH（2）-VAR（2）模型，在樣本區(qū)間內(nèi)實證檢驗分析了不同區(qū)制下以FDI為路徑的人民幣匯率變動對中國產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整的非線性影響，得到的主要結論如下： 　　1.MSH（2）-VAR（2）模型的回歸結果顯示，總體而言，滯后期的人

29、民幣匯率變動對當期第二、三產(chǎn)業(yè)比重分別存在顯著的負向和正向作用，即如果人民幣匯率上升，將會導致第二產(chǎn)業(yè)比重下降、第三產(chǎn)業(yè)比重上升；FDI對第二產(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變動的作用系數(shù)顯示FDI流入增加也可能導致第二產(chǎn)業(yè)比重降低、第三產(chǎn)業(yè)比重升高，這有助于我國產(chǎn)業(yè)結構的優(yōu)化升級調(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)，我國的經(jīng)濟系統(tǒng)大體可以劃分為兩個區(qū)制。其中區(qū)制1表示人民幣匯率、FDI流入以及產(chǎn)業(yè)結構波動相對平緩的狀態(tài)，而區(qū)制2則表示變量波動較為劇烈的狀態(tài)。大部分樣本位于區(qū)制

30、1中，區(qū)制2包含的時間段較少，區(qū)制1較區(qū)制2更加穩(wěn)定，并且經(jīng)濟系統(tǒng)由區(qū)制2狀態(tài)向區(qū)制1狀態(tài)過渡的概率要大于其反轉(zhuǎn)的概率。 　　3.脈沖響應函數(shù)的分析結果顯示，變量在不同的經(jīng)濟狀態(tài)下具有不同的動態(tài)關系。在區(qū)制1中，人民幣匯率升值對FDI流入具有促進作用，相反區(qū)制2中則存在抑制效應。在兩區(qū)制中，F(xiàn)DI流入增加均導致了第二產(chǎn)業(yè)比重下降、第三產(chǎn)業(yè)比重上升，這有助于我國產(chǎn)業(yè)結構的優(yōu)化調(diào)整。在變量波動平穩(wěn)的區(qū)制1中，人民幣匯率升值促進了我國產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化升級，而在變量波動較為劇烈的區(qū)制2中，匯率升值則不利于產(chǎn)業(yè)結構朝更好的形態(tài)發(fā)展。區(qū)制2下變量的響應程度大于區(qū)制1。 　　匯率、FDI對我國產(chǎn)業(yè)結構調(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)結構的優(yōu)化升級，而且對整個宏觀經(jīng)濟的穩(wěn)定也發(fā)揮著至關重要的作用。因此，對于優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結構，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幅度過大。實證結果表明，人民幣匯率波動幅度過大，將促使更多的外商直接投資加速逃離，不利于外部資本、技術等對產(chǎn)業(yè)結構的推進，對我國產(chǎn)業(yè)結構的優(yōu)化升級帶來負面效應。同時匯率波動幅度過大也會給經(jīng)濟社會帶來一系列的不利影響，如對出口行業(yè)的沖擊，以及對我國的經(jīng)濟增長帶來消極影響。因此，放任人民幣匯率波動幅度讓其快速升值或貶值的做法是操

32、之過急的?？刂迫嗣駧挪▌臃龋３秩嗣駧艆R率的穩(wěn)步、漸進升值，有助于我國產(chǎn)業(yè)結構的優(yōu)化調(diào)整。 　　2.增加FDI流入。FDI對我國產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整具有積極的影響，因此要建立健全FDI引進的法律法規(guī)，規(guī)范、統(tǒng)一外資立法，完善外資并購的相關法律和規(guī)章制度，執(zhí)法部門也應加大對知識產(chǎn)權的保護力度，為外商投資創(chuàng)造良好的制度環(huán)境。同時要擴大FDI的投資目的地，由于FDI在我國中西部的比重和規(guī)模較小，國家也應推動外資更多地進入中西部地區(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，挖掘FDI投資潛力。積極引導FDI進入金融保險、交通運輸、教育文化等相關產(chǎn)業(yè)，這有利于發(fā)揮這些產(chǎn)業(yè)的帶動引領作用。 　　注釋：

33、 　?、僭陂g接標價法下，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函數(shù)的經(jīng)濟意義。 　?、诒疚闹忻}沖響應函數(shù)用累積響應的形式表示，因此當累積值幅度不變時說明了沖擊的影響消失，下同。 　　參考文獻： 　　[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

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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）