影響ＦＤＩ的貨幣金融論文

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1理論邏輯與數據說明

1．1理論邏輯

FDI對貨幣金融環境的影響主要體現在其對貨幣供應量的影響上。而貨幣供應量的多與少由一國的貨幣基礎決定，在開放經濟條件下，決定貨幣供應量的貨幣基礎由銀行信貸和外匯儲備組成，FDI通過增加東道國的外匯儲備來對貨幣供應量產生影響。外商直接投資主要從兩個方面對一國貨幣供應量產生影響。一方面，FDI帶來的直接資本流入會導致企業所持有的外匯增加，企業將外匯賣給中央銀行換成本幣，形成央行的外匯儲備并導致流通中的本幣增加；第二，FDI通過在東道國的生產和進出口活動得到大量外匯，同樣通過結匯的方式將外匯賣給央行，形成央行外匯儲備的同時增加一國的貨幣供給。FDI通過以上兩方面導致貨幣供應量增加，并最終會對我國貨幣金融環境產生影響。以上兩個渠道的作用是文章研究的重點，此外，外商直接投資還通過一些其它的途徑對一國貨幣供應量產生影響。例如，外商直接投資有利于促進一國國民經濟的正常運行，國民收入增加的同時會導致儲蓄的增加，外商直接投資通過增加儲蓄的方式增加了我國的貨幣供給；同樣，外商直接投資對我國的國內資本產生“擠出效應”，造成國內資本的外逃，因此導致我國貨幣供給的減少。文章將FDI影響貨幣供應量的其他方式和渠道不考慮在研究范圍之內，并假設外商直接投資通過其他途徑產生的對貨幣供應量的影響為零。因此，就我國而言，大量的外匯儲備主要來源于出口貿易和外商直接投資，外商直接投資和出口貿易會導致外匯儲備的增加，進而影響我國的貨幣基礎，并且最終對貨幣供應量產生影響。在上述邏輯的基礎上，理論假設：中國獨特的外商直接投資政策造成的外匯和外資的大量流入，嚴重影響到中國的貨幣金融環境，并與國內銀行信貸擴大一起，共同成為今天的通貨膨脹和房價高漲局面的影響因素之一。

1．2數據說明

本文采用貨物出口、外商直接投資和貨幣供應量等三類數據。受限于僅有2001年開始的進出口月度數據，因此文章采用的是2001年到2013年以月為劃分的156組月度數據，包括實際使用外商直接投資額、貨物出口和貨幣供應量等。貨物出口數據來源于商務部綜合司2001－2013年進出口統計快報中各月的統計數據；外商直接投資數據來源于2001－2013年商務部投資司統計快報中各月的數據；貨幣供應量數據M2取自中國人民銀行網站的統計數據。其中外商直接投資和貨物出口額的計量單位為“億美元”，而貨幣供應量的計量單位為“億元”，為了增強檢驗的準確性，用來自美聯儲網站的經濟統計數據———2001－2013年人民幣兌美元的各月均衡匯率，將貨物出口和FDI數據折算為以“億元”單位。

1．3數據處理

在所得數據的基礎上，對數據進行簡單的處理并定義兩組變量X和M。X為解釋變量，是外商直接投資額和貨物出口額之和；M為被解釋變量，是貨幣供應量。我們通過檢驗X和M之間的關系來觀察FDI對我國貨幣金融環境的影響。由于數據的自然對數變換不僅不會改變其原有的協整關系并能夠使其趨勢線性化，而且還能夠消除時間序列數據存在的波動異方差現象，因此對兩組數據進行自然對數變化處理。將對數化之后的變量錄入計量經濟學軟件eviews7．2，之后用eviews7．2對數據進行更深入的分析。

2FDI對貨幣供應量影響的格蘭杰分析

2．1ADF單位根檢驗

在進行Granger因果檢驗之前，為了避免出現“偽回歸”的問題，必須保證所使用的數據是平穩的。但多數情況下的時間序列往往是非平穩的，因此有必要對LN（X）和LN（M）兩組數據進行單位根檢驗，判斷時間序列的平穩性，為模型下一步檢驗打下基礎。本文采用ADF單位根檢驗的方法來檢驗所選取的變量是否存在隨機趨勢。水平情況下，LN（X）和LN（M）都是非平穩的序列；在一階差分時，LN（X）依舊是非平穩的，但LN（M）則變為平穩的序列；在二階差分的時候，1％的顯著性水平下，LN（X）和LN（M）的二階差分序列•2（LN（X））和Δ2（LN（M））的ADF檢驗統計值小于對應的臨界值，都通過顯著性檢驗，所以LN（X）和LN（M）二階差分序列同時達到平穩，因此是I（2）過程。

2．2協整關系檢驗

進行Granger因果檢驗的前提是要求數據具有協整關系，通過上述ADF檢驗可知LN（X）和LN（M）的二階差分序列是平穩的，因此符合協整關系檢驗的前提。首先求得LN（X）和LN（M）的殘差序列，將所得殘差保存在名稱為K的序列中，并畫出其時序圖。分析時序圖可知，殘差序列K圍繞在某一固定值上下波動，初步判斷序列K是平穩的序列。在水平情況下，對K序列進行單位根檢驗，t統計量小于1％顯著性水平下的MacKinnon臨界值，從而拒絕原假設，表明殘差序列不存在單位根，是平穩序列，因此可知LN（X）和LN（M）之間存在協整性，兩者之間存在長期均衡的關系。

2．3格蘭杰因果檢驗

為了進一步分析兩組變量之間的因果關系，對變量LN（X）和LN（M）進行格蘭杰因果檢驗。因為格蘭杰因果檢驗對于滯后期長度的選擇有時很敏感，不同的滯后期可能得到不同的檢驗結果，因此為了提高檢驗的準確性，有必要進行不同滯后期長度的檢驗。

3FDI對貨幣供應量增長的貢獻和拉動

上文的實證檢驗證明，外商直接投資與貨幣供應量之間存在格蘭杰意義上的因果關系。值得注意的是，上文的研究僅僅證實了外商直接投資是引起貨幣供應量增加的原因，卻沒有說明外商直接投資對貨幣供應量增長的貢獻和拉動作用具體大小。雖然FDI對貨幣金融環境的影響無法量化，但是可以從其對貨幣供應量的貢獻和拉動作用上得到參考。為了衡量FDI對貨幣供應量的拉動作用并考察FDI對貨幣供應量增長的貢獻，可以從FDI對貨幣供應量增長的貢獻率和拉動率兩個方面進行量化分析。利用上文實證研究中的數據，考慮到短周期內外商直接投資對貨幣供應量增長的作用表現不明顯，因此將月度數據折算成年度數據計算貢獻度和拉動度。FDI對貨幣供應量增長的貢獻率（ContributionRate）是變量X（FDI＋貨物出口）的增量與變量M（貨幣供應量M2）的增量之比，FDI對貨幣供應量增長的拉動率（PullingRate）是指FDI對經濟增長貢獻率與貨幣供應量增長率的乘積。第一，外商直接投資對我國貨幣供應量的貢獻度和拉動度在除2009年外的年份都為正，這說明FDI對我國的貨幣供給會產生影響，且這種影響為正，即外商直接投資會導致我國貨幣供給增加；第二，2009年時貢獻度和拉動度兩者同時為負，這是由于2008年全球金融危機后出口和FDI減少導致的，2009年我國實際使用外商直接投資總額為900．34億美元，同比下降3％，貨物出口僅12019．3億美元，同比下降16％；第三，貢獻度和拉動度的變化趨勢是一致的，且從2002年以來，FDI對貨幣供應量增長的拉動作用和貢獻作用是遞減的，2002年，貢獻度和拉動度分別為20％和3．39％，而2013年的貢獻度和拉動度分別為5．15％和0．7％。外商直接投資對貨幣供應量增長的拉動度和貢獻度下降可能是由于近年來我國的對外直接投資和進口規模的擴大沖淡了外商直接投資和出口帶來的外匯儲備的增加；也可能是由于FDI中包括了商品形態的實物資產流入，且這部分實物資產占據了FDI的很大部分，而直接以資金形式流入的FDI占比較少，形成的外匯供給也因此減少，對貨幣供應量產生影響減弱，從而導致FDI對貨幣金融環境的影響淡化。

4結論

本文采用2001－2013年的月度時間序列數據，利用格蘭杰因果檢驗模型和貢獻度、拉動度函數分析了外商直接投資對我國貨幣金融環境的影響，得出如下結論。第一，外商直接投資是引起我國貨幣供應量變化的原因，其作用機制如下：外商直接投資和貨物出口→企業外匯收入增加→企業將外匯賣個央行換取本幣→外匯儲備增加（貨幣供應量增加）→貨幣金融環境產生變化。第二，外商直接投資對貨幣供給具有明顯的貢獻和拉動作用，但是近年來外商直接投資對貨幣供給的貢獻度逐漸降低，這與我國對外直接投資和進口規模擴大具有密切關系。考慮到企業進口和對外直接投資之后的FDI作用機制如下：外商直接投資和貨物出口外直接投資和貨物進口→出口外匯收入進口外匯支出→企業將外匯賣個央行換取本幣→外匯儲備增加（貨幣供應量增加）→貨幣金融環境產生變化。在此作用機制下的FDI對貨幣金融環境的影響較之前較弱，這是因為考慮到了對外直接投資和企業進口。

作者：何宗輝安佳湛楊灝單位：北京郵電大學經濟管理學院