導(dǎo)語：影響ＦＤＩ的貨幣金融論文一文來源于網(wǎng)友上傳，不代表本站觀點，若需要原創(chuàng)文章可咨詢客服老師，歡迎參考。

1理論邏輯與數(shù)據(jù)說明

1．1理論邏輯

FDI對貨幣金融環(huán)境的影響主要體現(xiàn)在其對貨幣供應(yīng)量的影響上。而貨幣供應(yīng)量的多與少由一國的貨幣基礎(chǔ)決定，在開放經(jīng)濟(jì)條件下，決定貨幣供應(yīng)量的貨幣基礎(chǔ)由銀行信貸和外匯儲備組成，FDI通過增加?xùn)|道國的外匯儲備來對貨幣供應(yīng)量產(chǎn)生影響。外商直接投資主要從兩個方面對一國貨幣供應(yīng)量產(chǎn)生影響。一方面，F(xiàn)DI帶來的直接資本流入會導(dǎo)致企業(yè)所持有的外匯增加，企業(yè)將外匯賣給中央銀行換成本幣，形成央行的外匯儲備并導(dǎo)致流通中的本幣增加；第二，F(xiàn)DI通過在東道國的生產(chǎn)和進(jìn)出口活動得到大量外匯，同樣通過結(jié)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(dǎo)致貨幣供應(yīng)量增加，并最終會對我國貨幣金融環(huán)境產(chǎn)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(yīng)量產(chǎn)生影響。例如，外商直接投資有利于促進(jìn)一國國民經(jīng)濟(jì)的正常運(yùn)行，國民收入增加的同時會導(dǎo)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(nèi)資本產(chǎn)生“擠出效應(yīng)”，造成國內(nèi)資本的外逃，因此導(dǎo)致我國貨幣供給的減少。文章將FDI影響貨幣供應(yīng)量的其他方式和渠道不考慮在研究范圍之內(nèi)，并假設(shè)外商直接投資通過其他途徑產(chǎn)生的對貨幣供應(yīng)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(mào)易和外商直接投資，外商直接投資和出口貿(mào)易會導(dǎo)致外匯儲備的增加，進(jìn)而影響我國的貨幣基礎(chǔ)，并且最終對貨幣供應(yīng)量產(chǎn)生影響。在上述邏輯的基礎(chǔ)上，理論假設(shè)：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(yán)重影響到中國的貨幣金融環(huán)境，并與國內(nèi)銀行信貸擴(kuò)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(shù)據(jù)說明

本文采用貨物出口、外商直接投資和貨幣供應(yīng)量等三類數(shù)據(jù)。受限于僅有2001年開始的進(jìn)出口月度數(shù)據(jù)，因此文章采用的是2001年到2013年以月為劃分的156組月度數(shù)據(jù)，包括實際使用外商直接投資額、貨物出口和貨幣供應(yīng)量等。貨物出口數(shù)據(jù)來源于商務(wù)部綜合司2001－2013年進(jìn)出口統(tǒng)計快報中各月的統(tǒng)計數(shù)據(jù)；外商直接投資數(shù)據(jù)來源于2001－2013年商務(wù)部投資司統(tǒng)計快報中各月的數(shù)據(jù)；貨幣供應(yīng)量數(shù)據(jù)M2取自中國人民銀行網(wǎng)站的統(tǒng)計數(shù)據(jù)。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(yīng)量的計量單位為“億元”，為了增強(qiáng)檢驗的準(zhǔn)確性，用來自美聯(lián)儲網(wǎng)站的經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計數(shù)據(jù)———2001－2013年人民幣兌美元的各月均衡匯率，將貨物出口和FDI數(shù)據(jù)折算為以“億元”單位。

1．3數(shù)據(jù)處理

在所得數(shù)據(jù)的基礎(chǔ)上，對數(shù)據(jù)進(jìn)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(yīng)量。我們通過檢驗X和M之間的關(guān)系來觀察FDI對我國貨幣金融環(huán)境的影響。由于數(shù)據(jù)的自然對數(shù)變換不僅不會改變其原有的協(xié)整關(guān)系并能夠使其趨勢線性化，而且還能夠消除時間序列數(shù)據(jù)存在的波動異方差現(xiàn)象，因此對兩組數(shù)據(jù)進(jìn)行自然對數(shù)變化處理。將對數(shù)化之后的變量錄入計量經(jīng)濟(jì)學(xué)軟件eviews7．2，之后用eviews7．2對數(shù)據(jù)進(jìn)行更深入的分析。

2FDI對貨幣供應(yīng)量影響的格蘭杰分析

2．1ADF單位根檢驗

在進(jìn)行Granger因果檢驗之前，為了避免出現(xiàn)“偽回歸”的問題，必須保證所使用的數(shù)據(jù)是平穩(wěn)的。但多數(shù)情況下的時間序列往往是非平穩(wěn)的，因此有必要對LN（X）和LN（M）兩組數(shù)據(jù)進(jìn)行單位根檢驗，判斷時間序列的平穩(wěn)性，為模型下一步檢驗打下基礎(chǔ)。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(jī)趨勢。水平情況下，LN（X）和LN（M）都是非平穩(wěn)的序列；在一階差分時，LN（X）依舊是非平穩(wěn)的，但LN（M）則變?yōu)槠椒€(wěn)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(tǒng)計值小于對應(yīng)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(dá)到平穩(wěn)，因此是I（2）過程。

2．2協(xié)整關(guān)系檢驗

進(jìn)行Granger因果檢驗的前提是要求數(shù)據(jù)具有協(xié)整關(guān)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(wěn)的，因此符合協(xié)整關(guān)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(wěn)的序列。在水平情況下，對K序列進(jìn)行單位根檢驗，t統(tǒng)計量小于1％顯著性水平下的MacKinnon臨界值，從而拒絕原假設(shè)，表明殘差序列不存在單位根，是平穩(wěn)序列，因此可知LN（X）和LN（M）之間存在協(xié)整性，兩者之間存在長期均衡的關(guān)系。

2．3格蘭杰因果檢驗

為了進(jìn)一步分析兩組變量之間的因果關(guān)系，對變量LN（X）和LN（M）進(jìn)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(jié)果，因此為了提高檢驗的準(zhǔn)確性，有必要進(jìn)行不同滯后期長度的檢驗。

3FDI對貨幣供應(yīng)量增長的貢獻(xiàn)和拉動

上文的實證檢驗證明，外商直接投資與貨幣供應(yīng)量之間存在格蘭杰意義上的因果關(guān)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(yīng)量增加的原因，卻沒有說明外商直接投資對貨幣供應(yīng)量增長的貢獻(xiàn)和拉動作用具體大小。雖然FDI對貨幣金融環(huán)境的影響無法量化，但是可以從其對貨幣供應(yīng)量的貢獻(xiàn)和拉動作用上得到參考。為了衡量FDI對貨幣供應(yīng)量的拉動作用并考察FDI對貨幣供應(yīng)量增長的貢獻(xiàn)，可以從FDI對貨幣供應(yīng)量增長的貢獻(xiàn)率和拉動率兩個方面進(jìn)行量化分析。利用上文實證研究中的數(shù)據(jù)，考慮到短周期內(nèi)外商直接投資對貨幣供應(yīng)量增長的作用表現(xiàn)不明顯，因此將月度數(shù)據(jù)折算成年度數(shù)據(jù)計算貢獻(xiàn)度和拉動度。FDI對貨幣供應(yīng)量增長的貢獻(xiàn)率（ContributionRate）是變量X（FDI＋貨物出口）的增量與變量M（貨幣供應(yīng)量M2）的增量之比，F(xiàn)DI對貨幣供應(yīng)量增長的拉動率（PullingRate）是指FDI對經(jīng)濟(jì)增長貢獻(xiàn)率與貨幣供應(yīng)量增長率的乘積。第一，外商直接投資對我國貨幣供應(yīng)量的貢獻(xiàn)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(chǎn)生影響，且這種影響為正，即外商直接投資會導(dǎo)致我國貨幣供給增加；第二，2009年時貢獻(xiàn)度和拉動度兩者同時為負(fù)，這是由于2008年全球金融危機(jī)后出口和FDI減少導(dǎo)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(xiàn)度和拉動度的變化趨勢是一致的，且從2002年以來，F(xiàn)DI對貨幣供應(yīng)量增長的拉動作用和貢獻(xiàn)作用是遞減的，2002年，貢獻(xiàn)度和拉動度分別為20％和3．39％，而2013年的貢獻(xiàn)度和拉動度分別為5．15％和0．7％。外商直接投資對貨幣供應(yīng)量增長的拉動度和貢獻(xiàn)度下降可能是由于近年來我國的對外直接投資和進(jìn)口規(guī)模的擴(kuò)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(tài)的實物資產(chǎn)流入，且這部分實物資產(chǎn)占據(jù)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(yīng)量產(chǎn)生影響減弱，從而導(dǎo)致FDI對貨幣金融環(huán)境的影響淡化。

4結(jié)論

本文采用2001－2013年的月度時間序列數(shù)據(jù)，利用格蘭杰因果檢驗?zāi)Ｐ秃拓暙I(xiàn)度、拉動度函數(shù)分析了外商直接投資對我國貨幣金融環(huán)境的影響，得出如下結(jié)論。第一，外商直接投資是引起我國貨幣供應(yīng)量變化的原因，其作用機(jī)制如下：外商直接投資和貨物出口→企業(yè)外匯收入增加→企業(yè)將外匯賣個央行換取本幣→外匯儲備增加（貨幣供應(yīng)量增加）→貨幣金融環(huán)境產(chǎn)生變化。第二，外商直接投資對貨幣供給具有明顯的貢獻(xiàn)和拉動作用，但是近年來外商直接投資對貨幣供給的貢獻(xiàn)度逐漸降低，這與我國對外直接投資和進(jìn)口規(guī)模擴(kuò)大具有密切關(guān)系?？紤]到企業(yè)進(jìn)口和對外直接投資之后的FDI作用機(jī)制如下：外商直接投資和貨物出口外直接投資和貨物進(jìn)口→出口外匯收入進(jìn)口外匯支出→企業(yè)將外匯賣個央行換取本幣→外匯儲備增加（貨幣供應(yīng)量增加）→貨幣金融環(huán)境產(chǎn)生變化。在此作用機(jī)制下的FDI對貨幣金融環(huán)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(yè)進(jìn)口。

作者：何宗輝安佳湛楊灝單位：北京郵電大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院