■ 阮澤偉 張維佳 副教授（暨南大學經(jīng)濟學院 廣州 510632）

引言

通貨膨脹，意指一般物價水平在某一時期內(nèi)，連續(xù)性地以相當?shù)姆壬蠞q的狀態(tài)，又稱為物價上升。近年來，通貨膨脹日益成為焦點問題，尤其是2008年金融危機后，在2008年9月雷曼兄弟倒閉后，美聯(lián)儲已經(jīng)實行了四次量化寬松政策。2012年12月12日美國聯(lián)邦儲備委員會宣布了第四次量化寬松的貨幣政策（QE4），以進一步支持經(jīng)濟復蘇。隨著第四輪量化寬松政策的提出，將使全球低息環(huán)境和充裕的流動性持續(xù)一段更長時間，可能會為新興市場經(jīng)濟體系再次帶來通脹和資產(chǎn)價格的壓力。

美元貶值對發(fā)展中國家造成的影響尤為明顯，2008年新興市場與發(fā)展中國家的通貨膨脹率平均為9.2%。金融危機之前，我國對外貿(mào)易依存度已高達了60%以上，盡管2013年我國的外貿(mào)依存度回落到46%，但是面對美元貶值引發(fā)的全球性通貨膨脹，我國必然不可能獨善其身。由于美元的貶值，人民幣對美元的匯率上升，投資者為了追求利益最大化，導致大量的熱錢流入中國，加劇了中國的通貨膨脹。同時，在國內(nèi)出臺的4萬億投資的救市措施，盡管在當時拉動了中國的經(jīng)濟，但同時也提高了通貨膨脹。2011年7月份，通貨膨脹高達6.5%，對人民生活產(chǎn)生較大影響。

同時，中國作為吸收外商直接投資最大的國家，也未能避免在次貸危機中遭受嚴重的影響，F(xiàn)DI的流入量出現(xiàn)減少的情況。在2008年金融危機爆發(fā)到2009年7月，我國實際使用外商投資是連續(xù)負增長的。在此期間，我國的居民消費價格指數(shù)（CPI）也一直是負增長狀態(tài)。圖1為居民消費價格指數(shù)增幅、貨幣供應(yīng)量與外商直接投資增長率的折線圖。

從圖1中可以看出，2009年貨幣供應(yīng)量的增長率突然提高，但是CPI并不是立刻就增加的，而是有一個滯后時間；在圖中還可以發(fā)現(xiàn)，F(xiàn)DI和CPI也有一定的關(guān)聯(lián)，尤其在2005年之后波動關(guān)系尤為明顯。所以，本文研究貨幣供應(yīng)量、外商直接投資對居民消費價格指數(shù)的影響具有現(xiàn)實意義。此外，時間跨度中包含了金融危機、歐洲債務(wù)危機等重大事件增加了研究它們之間關(guān)系的必要性。

居民消費價格指數(shù)與貨幣供應(yīng)量、外商直接投資有關(guān)，通貨膨脹的影響因素也一直是國內(nèi)外研究的焦點。黃新飛、舒元（2007）通過理論分析得出FDI會通過貨幣供應(yīng)量、國內(nèi)投資等因素，從而引發(fā)通貨膨脹。通過采用中國季度的數(shù)據(jù)，基于向量自回歸模型（VAR），在此基礎(chǔ)上運用協(xié)整分析和ECM等方法發(fā)現(xiàn)外商直接投資會通過國內(nèi)投資、國際收支、貨幣供應(yīng)量和國際貿(mào)易等一些因素來引發(fā)通貨膨脹。所得的結(jié)論是：外匯儲備、貨幣供應(yīng)量和國內(nèi)投資促進了通貨膨脹率的上升，而貿(mào)易開放度卻抑制了通貨膨脹，最后得出在長期內(nèi)，外商直接投資每增長一個百分點就會引起通貨膨脹上漲0.24個百分點。王凱、龐震（2009）采用1996年到2008年間的月度時間序列數(shù)據(jù)，分析了FDI、貨幣供應(yīng)量與中國通貨膨脹的動態(tài)關(guān)系，其結(jié)果表明：貨幣供應(yīng)量會影響我國的通貨膨脹，貿(mào)易開放度的提高，導致了貨幣供應(yīng)量的提高，從而使物價進一步上漲；并通過格蘭杰因果關(guān)系檢驗得知，貿(mào)易開放度是通貨膨脹和貨幣供應(yīng)量的的格蘭杰原因，而貨幣供應(yīng)量和通貨膨脹存在著雙向的因果關(guān)系。謝太鋒、路偉（2013）采用我國1990年到2012年的時間序列數(shù)據(jù)，進行VAR估計，在單位根檢驗和協(xié)整檢驗的基礎(chǔ)上，利用Granger因果檢驗和脈沖響應(yīng)函數(shù)對我國的廣義貨幣供應(yīng)量、狹義貨幣供應(yīng)量與居民消費價格指數(shù)的聯(lián)系進行了實證分析。其結(jié)論是：廣義貨幣供應(yīng)量和狹義貨幣供應(yīng)量都和居民消費價格指數(shù)存在正相關(guān)關(guān)系，但是兩者之間存在差異，狹義貨幣量的正相關(guān)關(guān)系要大于廣義貨幣量的正相關(guān)關(guān)系；另一方面，兩者對居民消費價格指數(shù)的滯后影響也是不同的，廣義貨幣供應(yīng)量在滯后三期后達到最大影響，狹義貨幣量是滯后四期達到最大影響。

圖1 居民消費價格指數(shù)增幅、貨幣供應(yīng)量與外商直接投資增長率折線圖

申菊梅、高岳林（2010）選取樣本時間間隔為1999年1月至2008年12月的時間序列數(shù)據(jù)，研究三種不同口徑的貨幣供應(yīng)量（M0、M1、M2）與居民消費價格指數(shù)之間的關(guān)系，通過平穩(wěn)性檢驗、格蘭杰因果關(guān)系檢驗分析貨幣供應(yīng)量與居民消費價格指數(shù)之間的時滯關(guān)系。研究結(jié)果表明，三種不同口徑的貨幣供應(yīng)量的增長率在不同的滯后期都是居民消費價格增長率的Granger原因；但從相關(guān)系數(shù)表來看，貨幣供應(yīng)量的增長率與居民消費價格增長率之間的相關(guān)系數(shù)不大，就是說不同口徑的貨幣供應(yīng)量和居民消費價格不存在非常強的相關(guān)性。宋建江、胡國（2010）采用1986年到2008年的年度數(shù)據(jù)，采用圖示法和相關(guān)性檢驗。研究結(jié)果顯示，M2和CPI存在Granger因果關(guān)系并且相關(guān)性較強；在不同的時間階段中，1997年到2008年的相關(guān)性強于1986年到1996年的相關(guān)性。

圖2 AR根圖

在新時期研究貨幣供應(yīng)量、外商直接投資對居民消費價格指數(shù)的影響，以及相互之間的因果關(guān)系仍具有現(xiàn)實意義。本文擬采用1990年至2013年的年度時間序列數(shù)據(jù)，在單位根檢驗和Johansen協(xié)整檢驗的基礎(chǔ)上，利用Granger因果關(guān)系檢驗廣義貨幣供應(yīng)量、外商直接投資和居民消費價格指數(shù)之間的因果聯(lián)系，并利用脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解方法研究M2和FDI對居民消費價格指數(shù)的影響。由此，得出三者之間的關(guān)系。

表1 變量的單位根檢驗結(jié)果

實證研究

（一）變量選取、數(shù)據(jù)來源及處理

本文采用1990年到2013年的年度數(shù)據(jù)，分別用居民消費價格指數(shù)（CPI）、廣義貨幣供應(yīng)量（M2）和實際利用外資金額（FDI）表示物價水平、貨幣供應(yīng)量和外商直接投資。為了避免偽回歸和減少異方差，居民消費價格指數(shù)取其增幅，貨幣供應(yīng)量和實際利用外資金額取它們的增長率。其中實際利用外資金額用年平均匯率換算成人民幣。

表2 VAR模型滯后期長度選擇準則

表3 協(xié)整檢驗結(jié)果（跡統(tǒng)計量）

（二）變量的平穩(wěn)性檢驗

表4 Granger因果關(guān)系檢驗

為了避免時間序列數(shù)據(jù)產(chǎn)生的為回歸現(xiàn)象，我們有必要先對數(shù)據(jù)進行平穩(wěn)性檢驗，其目的是檢驗序列是否平穩(wěn)。對經(jīng)濟數(shù)據(jù)進行單位根檢驗時，通常會采取ADF檢驗、DF檢驗和PP檢驗，又因為ADF檢驗允許殘差序列存在高階序列相關(guān)性，所以本文采用ADF檢驗。

由表1可得，△CPI、△M2和△FDI在5%的顯著性水平下是平穩(wěn)的時間序列，因此，△CPI、△M2和△FDI均為1（1）過程，滿足了VAR模型的必要條件。

（三）VAR模型滯后期的選擇

單位根檢驗的結(jié)果表明，VAR模型中所有的經(jīng)濟變量都是1（1）單整，滿足協(xié)整檢驗的前提。根據(jù)AIC和SC信息最小化的標準來設(shè)定協(xié)整模型，以及確定該模型的滯后期為多少，以此來選擇VAR模型的最佳滯后階數(shù)，結(jié)果如表2所示。

5個統(tǒng)計量各自給出的最小滯后期用“*”表示，表2顯示，有三個評價指標選擇了滯后三期，有兩個評價指標選擇了滯后四期，所以選擇VAR（3）模型較為合理

（四）研究變量的協(xié)整檢驗

根據(jù)AIC和SC準則檢驗確定VAR滯后階數(shù)是三，因此本文使用3個滯后期，即得出貨幣供應(yīng)量、外商直接投資與居民消費價格指數(shù)組成的無約束VAR模型的滯后期是3個。由于協(xié)整檢驗的滯后階數(shù)等于無約束VAR模型的最優(yōu)滯后階數(shù)減1，因此該模型的協(xié)整檢驗取滯后階數(shù)為2，結(jié)果如表3所示。而變量的標準化協(xié)整向量為（1.000000，-1.081702，-0.285267），相對應(yīng)的協(xié)整方程為：

（五）Granger因果關(guān)系檢驗

不能根據(jù)協(xié)整檢驗來推斷三者之間的因果關(guān)系，因此本文采用Granger因果檢驗來判斷物價水平（CPI）、貨幣供應(yīng)量（M2）和外商直接投資（FDI）之間是否存在因果關(guān)系。

由表4可得，在5%的顯著性水平下，貨幣供應(yīng)量是居民消費價格指數(shù)上升的Granger原因，而居民消費價格指數(shù)不是貨幣供應(yīng)量的Granger原因；在1%的顯著性水平下，外商直接投資對居民消費價格指數(shù)具有顯著Granger影響，而居民消費價格指數(shù)并不是外商直接投資的Granger原因；在5%的顯著性水平下，貨幣供應(yīng)量和外商直接投資存在雙向Granger因果關(guān)系。

（六）VAR模型的平穩(wěn)性檢驗

在對VAR模型進行脈沖響應(yīng)函數(shù)分析之前，需要確定模型是否是穩(wěn)定的，否則是不能做脈沖響應(yīng)函數(shù)分析的，從圖2AR根圖可以看出，所以點都在單位園內(nèi)，說明VAR模型是穩(wěn)定的。

（七）脈沖響應(yīng)函數(shù)

圖3 脈沖響應(yīng)圖

表5 物價水平的方差分解結(jié)果

脈沖響應(yīng)函數(shù)是用于衡量來自隨機擾動項的一個標準差沖擊對內(nèi)生變量當前和未來取值的影響。由于VAR模型是一種非理論性的模型，為了分析當一個誤差項發(fā)生變化，或者說模型受到某種沖擊時對系統(tǒng)的動態(tài)影響，本文利用脈沖響應(yīng)函數(shù)分析VAR模型中的一個內(nèi)生變量的沖擊對其他內(nèi)生變量所帶來的影響，采用廣義脈沖方法得到的脈沖響應(yīng)圖如圖3所示。

圖3的左邊是居民消費價格指數(shù)對自身的脈沖響應(yīng)函數(shù)，在居民消費價格指數(shù)自身一單位標準差的沖擊，滯后三期后開始對本身產(chǎn)生影響，在滯后第五期達到最大值，從第七期開始影響開始趨于0；圖3的中間是居民消費價格指數(shù)對廣義貨幣供應(yīng)量的脈沖響應(yīng)函數(shù)，居民消費價格指數(shù)在受到貨幣供應(yīng)量一單位標準差的正向沖擊后，在短期內(nèi)就產(chǎn)生較大的影響，并在滯后第二期達到最大，從第二期到第七期都有比較大的影響，第七期后影響趨于0，這說明貨幣供應(yīng)量對居民消費價格指數(shù)能在短期內(nèi)就產(chǎn)生影響，并且持續(xù)的時間較長；圖3的右邊代表的是居民消費價格指數(shù)對外商直接投資的脈沖響應(yīng)函數(shù)，居民消費價格指數(shù)在受到外商直接投資一單位標準差的正向沖擊后，消費價格指數(shù)開始上升，并且在第二期達到最大值，第二期到第四期維持在了一個比較高的影響水平，第四期到第六期開始減少，并且之后趨于0。因此，貨幣供應(yīng)量和外商直接投資都對居民消費價格指數(shù)都具有較大的影響，尤其是貨幣供應(yīng)量產(chǎn)生的影響不僅大而且持續(xù)時間長。

（八）方差分解

脈沖響應(yīng)函數(shù)描述的是貨幣供應(yīng)量和外商直接投資的沖擊給消費價格指數(shù)帶來的影響，而方差分析是通過分析每一種結(jié)構(gòu)沖擊對物價水平變化的貢獻度，進而來評價不同指標沖擊的重要性。

表5是三個變量的VAR跨時為10的方差分解，由其可得：在第一期時，一個變量的所有變動都是來自其本身的，因此第一個數(shù)字是100%；三個變量其本身的影響還是占據(jù)了主要地位，開始比較大，后期逐步穩(wěn)定在60%左右；對于貨幣供應(yīng)量和外商直接投資，經(jīng)過了三期后，兩者對消費價格指數(shù)的影響都達到了最大，之后分別穩(wěn)定在23%和14%附近，兩者相比較，貨幣供應(yīng)量對物價水平的影響大于外商直接投資。

結(jié)論與建議

鑒于居民消費價格指數(shù)的相關(guān)理論和實證研究的基礎(chǔ)上，本文采用了1990年到2013年的年度數(shù)據(jù)，利用VAR模型、單整檢驗、Johansen檢驗、格蘭杰因果關(guān)系檢驗、脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解模型研究貨幣供應(yīng)量、外商直接投資和物價水平三者之間的關(guān)系，得出結(jié)論：

貨幣供應(yīng)量是引起居民消費價格指數(shù)上漲的主要原因，具有直接的影響，并且在5%的顯著性水平上通過格蘭杰因果關(guān)系檢驗。此外，由脈沖響應(yīng)函數(shù)可以看出，貨幣供應(yīng)量對居民消費價格指數(shù)的影響需要滯后一定時期內(nèi)才發(fā)生，而且沖擊作用比較大。這一實證結(jié)果也符合我們所知道的紙幣流通規(guī)律，即流通中紙幣數(shù)量過多所引起紙幣貶值和物價上漲的現(xiàn)象，也成為通貨膨脹。

外商直接投資也是居民消費價格指數(shù)上漲的一個原因，存在單向的格蘭杰因果關(guān)系。同樣，在滯后一期后會對居民消費價格指數(shù)產(chǎn)生正相關(guān)作用，但影響程度不及貨幣供應(yīng)量。這一點在方差分解分析中可以看出，貨幣供應(yīng)量占近24%，而外商直接投資占約14%。這可能是因為，貨幣供應(yīng)量能直接促進居民消費價格指數(shù)的上漲；而外商直接投資是間接起作用的，它可以促進外匯儲備的增長，而外匯儲備的增加，使我國的貨幣投放總量增加，從而來影響通貨膨脹的水平。

通過Granger因果檢驗發(fā)現(xiàn)，貨幣供應(yīng)量和外商直接投資是雙向Granger因果關(guān)系。從前面分析可知，外商直接投資可以通過外匯儲備的增加來增加貨幣供應(yīng)量，所以是貨幣供應(yīng)量的原因；另一方面，貨幣供應(yīng)量的增加，使人民幣貶值，從而外國投資商在中國投資的成本就會降低，進而促進外商直接投資，這就是貨幣供應(yīng)量增加對外商直接投資的正效應(yīng)。這解釋了為什么兩者之間是互為Granger因果關(guān)系。

通過本文的實證分析發(fā)現(xiàn)：貨幣供應(yīng)量和外商直接投資均會對居民消費價格指數(shù)產(chǎn)生影響。所以，不正確的貨幣政策和外商直接投資制度都會對人民日常生活產(chǎn)生干擾。因此，為了保證物價的穩(wěn)定。一方面，需要堅持把貨幣供應(yīng)量作為一個中介，通過一系列貨幣政策的實施來控制市場上流通的貨幣量，使貨幣供應(yīng)量的增速與我國經(jīng)濟發(fā)展要求相符合，從而在發(fā)展經(jīng)濟的同時也控制了物價。另一方面，國內(nèi)企業(yè)應(yīng)響應(yīng)黨的十七大報告中提出的“走出去”戰(zhàn)略，鼓勵企業(yè)在國外投資，也就是FDI逆向流動。從而來緩解國內(nèi)外匯儲備過多所導致的貨幣供應(yīng)量不斷增加的一個現(xiàn)狀，這也在一定程度上可以穩(wěn)定國內(nèi)的物價水平，減輕受美國量化寬松政策的影響。

1.黃新飛，舒元.基于VAR 模型的FDI與中國通貨膨脹的經(jīng)驗分析[J].世界經(jīng)濟，2007（10）

2.王凱，龐震.貿(mào)易開放度、貨幣供應(yīng)量與中國通貨膨脹關(guān)系的實證檢驗[J].西北農(nóng)林科技大學學報（社會科學版），2009（9）

3.謝太鋒，路偉.我國貨幣供應(yīng)量與物價關(guān)系的實證分析[J].理論探索，2013（6）

4.申菊梅，高岳林.我國貨幣供應(yīng)量對居民消費價格指數(shù)影響的時滯關(guān)系檢驗[J].經(jīng)濟縱橫，2010（8）

5.宋建江，胡國.我國貨幣供應(yīng)量與通貨膨脹關(guān)系的實證分析[J].上海金融，2010（8）