影响ＦＤＩ的货币金融论文

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1理论逻辑与数据说明

1．1理论逻辑

FDI对货币金融环境的影响主要体现在其对货币供应量的影响上。而货币供应量的多与少由一国的货币基础决定，在开放经济条件下，决定货币供应量的货币基础由银行信贷和外汇储备组成，FDI通过增加东道国的外汇储备来对货币供应量产生影响。外商直接投资主要从两个方面对一国货币供应量产生影响。一方面，FDI带来的直接资本流入会导致企业所持有的外汇增加，企业将外汇卖给中央银行换成本币，形成央行的外汇储备并导致流通中的本币增加；第二，FDI通过在东道国的生产和进出口活动得到大量外汇，同样通过结汇的方式将外汇卖给央行，形成央行外汇储备的同时增加一国的货币供给。FDI通过以上两方面导致货币供应量增加，并最终会对我国货币金融环境产生影响。以上两个渠道的作用是文章研究的重点，此外，外商直接投资还通过一些其它的途径对一国货币供应量产生影响。例如，外商直接投资有利于促进一国国民经济的正常运行，国民收入增加的同时会导致储蓄的增加，外商直接投资通过增加储蓄的方式增加了我国的货币供给；同样，外商直接投资对我国的国内资本产生“挤出效应”，造成国内资本的外逃，因此导致我国货币供给的减少。文章将FDI影响货币供应量的其他方式和渠道不考虑在研究范围之内，并假设外商直接投资通过其他途径产生的对货币供应量的影响为零。因此，就我国而言，大量的外汇储备主要来源于出口贸易和外商直接投资，外商直接投资和出口贸易会导致外汇储备的增加，进而影响我国的货币基础，并且最终对货币供应量产生影响。在上述逻辑的基础上，理论假设：中国独特的外商直接投资政策造成的外汇和外资的大量流入，严重影响到中国的货币金融环境，并与国内银行信贷扩大一起，共同成为今天的通货膨胀和房价高涨局面的影响因素之一。

1．2数据说明

本文采用货物出口、外商直接投资和货币供应量等三类数据。受限于仅有2001年开始的进出口月度数据，因此文章采用的是2001年到2013年以月为划分的156组月度数据，包括实际使用外商直接投资额、货物出口和货币供应量等。货物出口数据来源于商务部综合司2001－2013年进出口统计快报中各月的统计数据；外商直接投资数据来源于2001－2013年商务部投资司统计快报中各月的数据；货币供应量数据M2取自中国人民银行网站的统计数据。其中外商直接投资和货物出口额的计量单位为“亿美元”，而货币供应量的计量单位为“亿元”，为了增强检验的准确性，用来自美联储网站的经济统计数据———2001－2013年人民币兑美元的各月均衡汇率，将货物出口和FDI数据折算为以“亿元”单位。

1．3数据处理

在所得数据的基础上，对数据进行简单的处理并定义两组变量X和M。X为解释变量，是外商直接投资额和货物出口额之和；M为被解释变量，是货币供应量。我们通过检验X和M之间的关系来观察FDI对我国货币金融环境的影响。由于数据的自然对数变换不仅不会改变其原有的协整关系并能够使其趋势线性化，而且还能够消除时间序列数据存在的波动异方差现象，因此对两组数据进行自然对数变化处理。将对数化之后的变量录入计量经济学软件eviews7．2，之后用eviews7．2对数据进行更深入的分析。

2FDI对货币供应量影响的格兰杰分析

2．1ADF单位根检验

在进行Granger因果检验之前，为了避免出现“伪回归”的问题，必须保证所使用的数据是平稳的。但多数情况下的时间序列往往是非平稳的，因此有必要对LN（X）和LN（M）两组数据进行单位根检验，判断时间序列的平稳性，为模型下一步检验打下基础。本文采用ADF单位根检验的方法来检验所选取的变量是否存在随机趋势。水平情况下，LN（X）和LN（M）都是非平稳的序列；在一阶差分时，LN（X）依旧是非平稳的，但LN（M）则变为平稳的序列；在二阶差分的时候，1％的显著性水平下，LN（X）和LN（M）的二阶差分序列•2（LN（X））和Δ2（LN（M））的ADF检验统计值小于对应的临界值，都通过显著性检验，所以LN（X）和LN（M）二阶差分序列同时达到平稳，因此是I（2）过程。

2．2协整关系检验

进行Granger因果检验的前提是要求数据具有协整关系，通过上述ADF检验可知LN（X）和LN（M）的二阶差分序列是平稳的，因此符合协整关系检验的前提。首先求得LN（X）和LN（M）的残差序列，将所得残差保存在名称为K的序列中，并画出其时序图。分析时序图可知，残差序列K围绕在某一固定值上下波动，初步判断序列K是平稳的序列。在水平情况下，对K序列进行单位根检验，t统计量小于1％显著性水平下的MacKinnon临界值，从而拒绝原假设，表明残差序列不存在单位根，是平稳序列，因此可知LN（X）和LN（M）之间存在协整性，两者之间存在长期均衡的关系。

2．3格兰杰因果检验

为了进一步分析两组变量之间的因果关系，对变量LN（X）和LN（M）进行格兰杰因果检验。因为格兰杰因果检验对于滞后期长度的选择有时很敏感，不同的滞后期可能得到不同的检验结果，因此为了提高检验的准确性，有必要进行不同滞后期长度的检验。

3FDI对货币供应量增长的贡献和拉动

上文的实证检验证明，外商直接投资与货币供应量之间存在格兰杰意义上的因果关系。值得注意的是，上文的研究仅仅证实了外商直接投资是引起货币供应量增加的原因，却没有说明外商直接投资对货币供应量增长的贡献和拉动作用具体大小。虽然FDI对货币金融环境的影响无法量化，但是可以从其对货币供应量的贡献和拉动作用上得到参考。为了衡量FDI对货币供应量的拉动作用并考察FDI对货币供应量增长的贡献，可以从FDI对货币供应量增长的贡献率和拉动率两个方面进行量化分析。利用上文实证研究中的数据，考虑到短周期内外商直接投资对货币供应量增长的作用表现不明显，因此将月度数据折算成年度数据计算贡献度和拉动度。FDI对货币供应量增长的贡献率（ContributionRate）是变量X（FDI＋货物出口）的增量与变量M（货币供应量M2）的增量之比，FDI对货币供应量增长的拉动率（PullingRate）是指FDI对经济增长贡献率与货币供应量增长率的乘积。第一，外商直接投资对我国货币供应量的贡献度和拉动度在除2009年外的年份都为正，这说明FDI对我国的货币供给会产生影响，且这种影响为正，即外商直接投资会导致我国货币供给增加；第二，2009年时贡献度和拉动度两者同时为负，这是由于2008年全球金融危机后出口和FDI减少导致的，2009年我国实际使用外商直接投资总额为900．34亿美元，同比下降3％，货物出口仅12019．3亿美元，同比下降16％；第三，贡献度和拉动度的变化趋势是一致的，且从2002年以来，FDI对货币供应量增长的拉动作用和贡献作用是递减的，2002年，贡献度和拉动度分别为20％和3．39％，而2013年的贡献度和拉动度分别为5．15％和0．7％。外商直接投资对货币供应量增长的拉动度和贡献度下降可能是由于近年来我国的对外直接投资和进口规模的扩大冲淡了外商直接投资和出口带来的外汇储备的增加；也可能是由于FDI中包括了商品形态的实物资产流入，且这部分实物资产占据了FDI的很大部分，而直接以资金形式流入的FDI占比较少，形成的外汇供给也因此减少，对货币供应量产生影响减弱，从而导致FDI对货币金融环境的影响淡化。

4结论

本文采用2001－2013年的月度时间序列数据，利用格兰杰因果检验模型和贡献度、拉动度函数分析了外商直接投资对我国货币金融环境的影响，得出如下结论。第一，外商直接投资是引起我国货币供应量变化的原因，其作用机制如下：外商直接投资和货物出口→企业外汇收入增加→企业将外汇卖个央行换取本币→外汇储备增加（货币供应量增加）→货币金融环境产生变化。第二，外商直接投资对货币供给具有明显的贡献和拉动作用，但是近年来外商直接投资对货币供给的贡献度逐渐降低，这与我国对外直接投资和进口规模扩大具有密切关系。考虑到企业进口和对外直接投资之后的FDI作用机制如下：外商直接投资和货物出口外直接投资和货物进口→出口外汇收入进口外汇支出→企业将外汇卖个央行换取本币→外汇储备增加（货币供应量增加）→货币金融环境产生变化。在此作用机制下的FDI对货币金融环境的影响较之前较弱，这是因为考虑到了对外直接投资和企业进口。

作者：何宗辉安佳湛杨灏单位：北京邮电大学经济管理学院