姜 巍

(廣東外語(yǔ)外貿(mào)大學(xué) 國(guó)際經(jīng)濟(jì)貿(mào)易中心，廣州 510006)

一、引言

開(kāi)放經(jīng)濟(jì)條件下，雙向FDI流動(dòng)是一國(guó)參與國(guó)際分工和競(jìng)爭(zhēng)的重要方式，也是一國(guó)宏觀經(jīng)濟(jì)運(yùn)行中不可缺少的組成部分。聯(lián)合國(guó)貿(mào)發(fā)會(huì)議 (UNCTAD)《2014年世界投資報(bào)告》指出，2013年中國(guó)FDI流入量較上一年增長(zhǎng)2.5%，達(dá)到1240億美元，繼續(xù)位居全球第二位;同時(shí)，F(xiàn)DI流出量較上一年增長(zhǎng)15%，達(dá)到1010億美元，連續(xù)兩年位列全球第三大對(duì)外投資國(guó)，并預(yù)期FDI流出量在最近2～3年內(nèi)將超過(guò)流入量。雙向FDI流動(dòng)在宏觀經(jīng)濟(jì)均衡發(fā)展中扮演著重要角色，F(xiàn)DI流入有利于彌補(bǔ)發(fā)展中國(guó)家的國(guó)內(nèi)資金不足、促進(jìn)國(guó)內(nèi)投資、推動(dòng)國(guó)際貿(mào)易和國(guó)內(nèi)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，但也會(huì)造成外匯儲(chǔ)備過(guò)剩和通貨膨脹壓力;而當(dāng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展到一定階段時(shí)，F(xiàn)DI的流出也將會(huì)在平衡國(guó)際收支、推動(dòng)貿(mào)易發(fā)展、優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)以及發(fā)揮技術(shù)外溢等方面發(fā)揮積極效應(yīng)。

雙向FDI流動(dòng)不僅會(huì)直接影響到宏觀經(jīng)濟(jì)的外部均衡狀況，而且與宏觀經(jīng)濟(jì)內(nèi)部均衡狀況如國(guó)內(nèi)價(jià)格水平之間存在密切關(guān)聯(lián)，圖1顯示了1982～2013年中國(guó)FDI流入與流出差額 (NFDI)增長(zhǎng)率與國(guó)內(nèi)通貨膨脹率 (INF)之間存在明顯的相關(guān)性。那么，開(kāi)放經(jīng)濟(jì)條件下FDI的流入和流出通過(guò)哪些渠道對(duì)國(guó)內(nèi)價(jià)格水平產(chǎn)生影響?改革開(kāi)放以來(lái)，中國(guó)FDI的大量流入是否對(duì)國(guó)內(nèi)價(jià)格上漲起到了推動(dòng)作用?擴(kuò)大FDI流出能否緩解外匯儲(chǔ)備過(guò)剩和通貨膨脹壓力?在當(dāng)前國(guó)內(nèi)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度放緩且通脹壓力加大的背景下，上述問(wèn)題的思考和研究，對(duì)于科學(xué)制定中國(guó)新型FDI戰(zhàn)略、推動(dòng)宏觀經(jīng)濟(jì)內(nèi)外均衡和持續(xù)發(fā)展具有一定的理論和現(xiàn)實(shí)意義。

圖1 中國(guó)FDI流入與流出差額增長(zhǎng)率和通貨膨脹率的相關(guān)性 (1982～2013)

二、文獻(xiàn)綜述

關(guān)于國(guó)際直接投資與國(guó)內(nèi)價(jià)格波動(dòng)關(guān)系的國(guó)外研究中，Demirhan和Masca(2008)基于38個(gè)發(fā)展中國(guó)家2000～2004年度數(shù)據(jù)，通過(guò)建立橫截面模型考察了發(fā)展中國(guó)家FDI流入量的決定因素及其影響效應(yīng)。結(jié)果表明，通脹率和稅率與FDI流入量呈顯著的負(fù)相關(guān)，勞動(dòng)成本和風(fēng)險(xiǎn)與FDI流入量呈負(fù)相關(guān)但不顯著，而人均GDP增長(zhǎng)率、每千人的電話主線量以及開(kāi)放度與FDI流入量呈顯著的正相關(guān)。Sayek(2009)從微觀角度出發(fā)建立了跨國(guó)公司投資決策動(dòng)態(tài)模型，認(rèn)為跨國(guó)公司可以通過(guò)在母國(guó)和東道國(guó)之間的投資轉(zhuǎn)換來(lái)縮小宏觀經(jīng)濟(jì)環(huán)境變化中的負(fù)面結(jié)果，將跨國(guó)公司投資轉(zhuǎn)換決策行為 (investment-smoothing behavior)與母國(guó)和東道國(guó)通貨膨脹之間的關(guān)系模型化，從更廣泛的意義上通過(guò)模型顯示，國(guó)內(nèi)和國(guó)外通貨膨脹的高低會(huì)影響到跨國(guó)公司在國(guó)內(nèi)直接投資和對(duì)外直接投資的選擇，國(guó)內(nèi)通貨膨脹率相對(duì)提高，會(huì)增加當(dāng)期消費(fèi)支出，提高國(guó)內(nèi)投資的機(jī)會(huì)成本，同時(shí)降低對(duì)外直接投資的機(jī)會(huì)成本，因此跨國(guó)公司會(huì)增加對(duì)外直接投資;與此類似，國(guó)外通貨膨脹率相對(duì)提高，會(huì)降低國(guó)內(nèi)投資的機(jī)會(huì)成本，投資就會(huì)從國(guó)外轉(zhuǎn)向國(guó)內(nèi)。這個(gè)關(guān)系機(jī)理進(jìn)一步表明，跨國(guó)公司可以將對(duì)外直接投資作為一種規(guī)避工具來(lái)緩解國(guó)內(nèi)通貨膨脹壓力。Nazir等 (2012)探討了資本流入對(duì)國(guó)內(nèi)通貨膨脹的影響，該研究運(yùn)用巴基斯坦1980～2010年的年度數(shù)據(jù)，采用單位根平穩(wěn)性檢驗(yàn)、協(xié)整檢驗(yàn)、誤差修正模型 (ECM)來(lái)研究FDI流入、匯款REM、出口EXP和通貨膨脹INF之間的長(zhǎng)期和短期關(guān)系，結(jié)果顯示上述變量之間存在長(zhǎng)期顯著的均衡關(guān)系，F(xiàn)DI流入和匯款流入在增加投資和消費(fèi)、促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的同時(shí)也會(huì)造成匯率波動(dòng)壓力，并帶來(lái)較高的通貨膨脹。

國(guó)內(nèi)學(xué)者裴長(zhǎng)洪 (1995)、王凌遠(yuǎn) (1996)運(yùn)用宏觀經(jīng)濟(jì)恒等式C+I+G+(X-M)≡Y≡C+S+T，從理論上分析FDI流入對(duì)國(guó)內(nèi)價(jià)格波動(dòng)或通貨膨脹的影響。王健超(2005)認(rèn)為FDI的引入可以通過(guò)增加外匯儲(chǔ)備和提高投資水平而引起價(jià)格水平上漲，并運(yùn)用中國(guó)1990～2003宏觀數(shù)據(jù)通過(guò)平穩(wěn)性檢臉、協(xié)整分析和誤差修正等方法，針對(duì)外商直接投資、貨幣供給和物價(jià)指數(shù)的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證分析，結(jié)果表明，外商直接投資與消費(fèi)者物價(jià)指數(shù)之間存在著明顯的正相關(guān)性，F(xiàn)DI是形成通貨膨脹的原因之一。黃新飛和舒元 (2007)認(rèn)為，F(xiàn)DI流入會(huì)通過(guò)國(guó)際收支、國(guó)內(nèi)投資、國(guó)際貿(mào)易和匯率渠道引發(fā)中國(guó)的通貨膨脹，并在多變量VAR模型的基礎(chǔ)上，采用中國(guó)1994～2004年44個(gè)季度數(shù)據(jù)，運(yùn)用協(xié)整分析和誤差修正等方法發(fā)現(xiàn)，在長(zhǎng)期內(nèi)，F(xiàn)DI每增長(zhǎng)1%會(huì)使通貨膨脹上漲0.24%，外匯儲(chǔ)備、貨幣供給量和國(guó)內(nèi)投資促進(jìn)了通貨膨脹，而貿(mào)易開(kāi)放度抑制了通貨膨脹。彭小兵和張寶帥 (2009)認(rèn)為FDI流入對(duì)通貨膨脹的傳導(dǎo)機(jī)理為:FDI流入↑→外匯儲(chǔ)備↑→央行人民幣投放↑→國(guó)內(nèi)貨幣供應(yīng)量↑→國(guó)內(nèi)物價(jià)水平↑;FDI流入↑→國(guó)內(nèi)配套需求↑→貨幣超量發(fā)行→通貨膨脹↑;FDI流入↑→總供給和總需求的失衡→國(guó)內(nèi)物價(jià)水平↑;并基于C-D生產(chǎn)函數(shù)，選取FDI變動(dòng)率K、外資企業(yè)勞動(dòng)力變動(dòng)率L、通貨膨脹率P、以及外資企業(yè)工資變動(dòng)率W為變量，通過(guò)協(xié)整檢驗(yàn)、格蘭杰因果檢驗(yàn)以及脈沖響應(yīng)函數(shù)等方法，實(shí)證分析了外商直接投資對(duì)中國(guó)通貨膨脹的影響。結(jié)果表明，外商直接投資與通貨膨脹之間存在長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系，外商直接投資是通貨膨脹的原因，外商直接投資變動(dòng)率能在較短的時(shí)間內(nèi)對(duì)通貨膨脹產(chǎn)生沖擊且時(shí)滯較長(zhǎng)。龐涓和歐陽(yáng)瑞青 (2012)從凱恩斯有效需求理論出發(fā)，認(rèn)為有效需求特別是投資需求的擴(kuò)大是導(dǎo)致物價(jià)上漲的最直接因素，而FDI作為一種關(guān)鍵的投資需求，其規(guī)模的擴(kuò)大必將推動(dòng)國(guó)內(nèi)物價(jià)上漲，并通過(guò)進(jìn)一步的實(shí)證分析表明，F(xiàn)DI是國(guó)內(nèi)通貨膨脹的格蘭杰原因，大量流入的FDI造成或推高了我國(guó)通貨膨脹，每增加1%的FDI流入，導(dǎo)致國(guó)內(nèi)通貨膨脹率上升0.098%。姬冬梅等 (2014)認(rèn)為，進(jìn)出口貿(mào)易與FDI會(huì)通過(guò)價(jià)格機(jī)制、外匯儲(chǔ)備、匯率機(jī)制、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)等渠道影響通貨膨脹，并運(yùn)用2001～2014年第一季度數(shù)據(jù)，基于VAR模型實(shí)證分析了進(jìn)出口貿(mào)易與FDI對(duì)中國(guó)通貨膨脹的影響，結(jié)果表明，長(zhǎng)期中，進(jìn)口和FDI會(huì)抑制通貨膨脹，而出口作用相反;FDI在長(zhǎng)期和短期中對(duì)通脹影響的方向相反。

上述國(guó)內(nèi)外文獻(xiàn)為深入探討中國(guó)雙向FDI流動(dòng)與國(guó)內(nèi)價(jià)格波動(dòng)的關(guān)系，以及如何通過(guò)雙向FDI的協(xié)調(diào)發(fā)展來(lái)緩解國(guó)內(nèi)通脹、實(shí)現(xiàn)宏觀經(jīng)濟(jì)均衡持續(xù)發(fā)展提供了有價(jià)值的參考，但也存在一定局限性:(1)國(guó)外文獻(xiàn)中針對(duì)FDI流動(dòng)和國(guó)內(nèi)價(jià)格波動(dòng)關(guān)系的研究角度比較分散，包括FDI流入的決定因素分析，從微觀角度探討國(guó)內(nèi)通貨膨脹對(duì)跨國(guó)公司國(guó)內(nèi)外投資轉(zhuǎn)換的影響，資本流入 (包括風(fēng)險(xiǎn)資本和個(gè)人資本)對(duì)國(guó)內(nèi)通貨膨脹的影響，開(kāi)放度對(duì)國(guó)內(nèi)通貨膨脹的影響等;(2)國(guó)內(nèi)學(xué)者更側(cè)重于從發(fā)展中東道國(guó)角度研究FDI流入對(duì)國(guó)內(nèi)價(jià)格波動(dòng)的影響，而從投資國(guó)角度對(duì)FDI流出與國(guó)內(nèi)價(jià)格波動(dòng)的關(guān)系研究相對(duì)較少。隨著改革開(kāi)放的不斷深入，中國(guó)已經(jīng)兼?zhèn)淞藮|道國(guó)和投資國(guó)雙重身份，雙向FDI都取得了巨大發(fā)展，并對(duì)國(guó)內(nèi)宏觀經(jīng)濟(jì)運(yùn)行帶來(lái)了重要影響，為此，從宏觀層面上深入研究雙向FDI流動(dòng)與國(guó)內(nèi)價(jià)格波動(dòng)的關(guān)系機(jī)理與實(shí)證顯得十分必要。本文在前人研究的基礎(chǔ)上，以開(kāi)放的凱恩斯主義AD-AS模型為理論框架，將FDI流入和FDI流出均視為內(nèi)生變量，從總需求和總供給兩個(gè)方面對(duì)中國(guó)雙向FDI流動(dòng)與國(guó)內(nèi)價(jià)格波動(dòng)的關(guān)系進(jìn)行機(jī)理分析和實(shí)證檢驗(yàn)，其主旨為進(jìn)一步探討中國(guó)FDI戰(zhàn)略轉(zhuǎn)型與政策制定提供一定的理論依據(jù)和實(shí)證支持。

三、作用機(jī)理

根據(jù)凱恩斯主義的AD-AS模型，在供給方面存在資源約束的情況下，總需求增加，會(huì)引起一般價(jià)格水平上漲，引發(fā)通貨膨脹;總需求減少，則會(huì)引起一般價(jià)格水平下降，甚至導(dǎo)致通貨緊縮。在封閉的AD-AS模型基礎(chǔ)上，我們引入商品和資本的國(guó)際流動(dòng)，將出口、進(jìn)口、FDI流入和FDI流出均視為內(nèi)生變量，建立開(kāi)放的AD-AS模型。從短期均衡分析來(lái)看，F(xiàn)DI流入和流出可以通過(guò)資本項(xiàng)目收支、進(jìn)出口貿(mào)易和國(guó)內(nèi)投資等渠道，從貨幣和實(shí)物兩個(gè)方面作用于宏觀總需求和總供給，并進(jìn)一步對(duì)國(guó)內(nèi)價(jià)格總水平產(chǎn)生影響 (作用機(jī)理如圖2所示)。

圖2 雙向FDI流動(dòng)對(duì)國(guó)內(nèi)價(jià)格波動(dòng)的作用機(jī)理

(一)資本項(xiàng)目收支渠道

開(kāi)放經(jīng)濟(jì)條件下，一國(guó)貨幣供給量與央行的貨幣政策、國(guó)際貿(mào)易和國(guó)際投資之間存在密切關(guān)系。在經(jīng)常項(xiàng)目收支余額一定時(shí)，如果FDI順差從而資本項(xiàng)目順差擴(kuò)大，這會(huì)導(dǎo)致國(guó)的外匯占款數(shù)量增加，在央行的貨幣政策一定時(shí)，可能會(huì)造成貨幣供給量增加，從而使總需求曲線向右移動(dòng)，進(jìn)一步促使國(guó)內(nèi)價(jià)格總水平上升，引發(fā)通貨膨脹;相反，其他條件一定，如果FDI順差減少或逆差增加，則可能會(huì)使本國(guó)貨幣供給量減少，總需求曲線向左移動(dòng)，進(jìn)一步促使國(guó)內(nèi)價(jià)格總水平下降。

(二)國(guó)際貿(mào)易渠道

雙向FDI流動(dòng)與一國(guó)的國(guó)際貿(mào)易之間存在或替代或互補(bǔ)的關(guān)系，并且進(jìn)一步通過(guò)國(guó)際貿(mào)易渠道對(duì)國(guó)內(nèi)價(jià)格波動(dòng)產(chǎn)生影響，雖然影響效應(yīng)是復(fù)雜的，但傳導(dǎo)機(jī)制可以大致歸納為兩個(gè)方面:從總需求視角來(lái)看，F(xiàn)DI的流入與流出，會(huì)對(duì)進(jìn)出口貿(mào)易產(chǎn)生正負(fù)效應(yīng)，從而影響到國(guó)際收支中經(jīng)常項(xiàng)目余額，并進(jìn)一步通過(guò)外匯儲(chǔ)備、外匯占款等變量影響到貨幣供給數(shù)量，最終對(duì)國(guó)內(nèi)價(jià)格總水平產(chǎn)生影響;從總供給視角來(lái)看，F(xiàn)DI的流入和流出，還可能會(huì)通過(guò)進(jìn)出口貿(mào)易中的價(jià)格傳導(dǎo)，影響到國(guó)內(nèi)生產(chǎn)成本和價(jià)格總水平，例如，隨著FDI流入，會(huì)形成對(duì)設(shè)備、零部件、原材料等初級(jí)產(chǎn)品的進(jìn)口促進(jìn)效應(yīng)，如果國(guó)際市場(chǎng)上糧食、石油、原材料等初級(jí)產(chǎn)品價(jià)格不斷上漲，必然會(huì)引起國(guó)內(nèi)相關(guān)產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)成本的上升，使總供給曲線左移，并最終可能引發(fā)通貨膨脹。

(三)國(guó)內(nèi)投資渠道

FDI流入的增加，一般會(huì)誘發(fā)國(guó)內(nèi)的基礎(chǔ)設(shè)施投資及相應(yīng)的國(guó)內(nèi)配套投資，一方面會(huì)加大政府財(cái)政支出和銀行信貸規(guī)模，從而使總需求曲線右移，國(guó)內(nèi)價(jià)格總水平上漲;另一方面，對(duì)投資品需求的增加，也會(huì)促使本國(guó)生產(chǎn)性資源如原材料和勞動(dòng)力的緊缺，促使糧食、能源、關(guān)鍵性生產(chǎn)資源的價(jià)格以及工資水平的上漲，使總供給曲線向左移動(dòng)，進(jìn)一步推動(dòng)國(guó)內(nèi)價(jià)格上漲，引發(fā)通貨膨脹。相反，F(xiàn)DI流出的擴(kuò)大，不但可以減少政府財(cái)政支出和銀行信貸規(guī)模，降低國(guó)內(nèi)過(guò)度投資，而且還能緩解供給方面的資源緊缺，從而對(duì)國(guó)內(nèi)通貨膨脹具有抑制作用。

從長(zhǎng)期均衡分析來(lái)看，F(xiàn)DI流入和流出會(huì)通過(guò)國(guó)內(nèi)資本形成、知識(shí)與技術(shù)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、競(jìng)爭(zhēng)機(jī)制等渠道作用于潛在的總產(chǎn)出，從而對(duì)長(zhǎng)期總供給曲線和價(jià)格總水平構(gòu)成影響。

四、基于VAR模型的實(shí)證檢驗(yàn)

(一)變量選取與VAR模型構(gòu)建

基于多變量的VAR模型，運(yùn)用協(xié)整分析和誤差修正模型方法對(duì)1982～2013年中國(guó)雙向FDI流動(dòng)與國(guó)內(nèi)價(jià)格波動(dòng)的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。向量自回歸VAR模型，就是把系統(tǒng)中的每個(gè)內(nèi)生變量作為系統(tǒng)中所有內(nèi)生變量滯后值的函數(shù)來(lái)構(gòu)建模型，從而將單變量自回歸模型推廣到有多元時(shí)間序列變量組成的向量自回歸模型?；谏鲜龆唐诰夥治鲋须p向FDI流動(dòng)對(duì)國(guó)內(nèi)價(jià)格波動(dòng)影響的傳輸渠道——資本項(xiàng)目收支、國(guó)際貿(mào)易和國(guó)內(nèi)投資，選取的內(nèi)生變量包括國(guó)內(nèi)價(jià)格總水平 (CPI)、FDI流入 (IFDI)、FDI流出 (OFDI)、貿(mào)易開(kāi)放度 (OPEN)、外匯儲(chǔ)備 (FER)以及國(guó)內(nèi)固定資產(chǎn)投資 (DFI)，其中，國(guó)內(nèi)價(jià)格總水平采用CPI定基指數(shù) (1978=100)來(lái)衡量，F(xiàn)DI流入和流出分別選取各自當(dāng)期流量值來(lái)表示，貿(mào)易開(kāi)放度指標(biāo)采用貨物進(jìn)出口總額與GDP之比，以此衡量進(jìn)出口貿(mào)易的發(fā)展水平，外匯儲(chǔ)備和國(guó)內(nèi)固定資產(chǎn)投資均采用當(dāng)期貨幣價(jià)值來(lái)表示。所有樣本年度數(shù)據(jù)來(lái)源于世界銀行數(shù)據(jù)庫(kù)、UNCTAD數(shù)據(jù)庫(kù)和中國(guó)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站。

為此構(gòu)建的 VAR(ρ)模型的數(shù)學(xué)表達(dá)式為:yt=A1yt-1+ … Aρyt-ρ+ εt，其 中，yt= ［CPI，IFDI，OFDI，OPEN，F(xiàn)ER，DFI］T，CPI、IFDI、OFDI、OPEN、FER、DFI為6個(gè)內(nèi)生變量，T為樣本個(gè)數(shù)，ρ為滯后階數(shù)，At-i為待估參數(shù)，i=1，2，…，ρ。

(二)平穩(wěn)性檢驗(yàn)

圖3 原始序列趨勢(shì)圖

圖4 一階差分序列趨勢(shì)圖

使用Eviews8軟件包，對(duì)所有樣本數(shù)據(jù)取自然對(duì)數(shù)以消除可能存在的異方差，得到新序列l(wèi)nCPI、lnIFDI、lnOFDI、lnOPEN、lnFER和lnDFI。為避免偽回歸，繼續(xù)對(duì)所涉及的時(shí)間序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn):(1)通過(guò)序列趨勢(shì)圖3和圖4初步判定，原始序列變量具有上升趨勢(shì)，是不平穩(wěn)的，但一階差分序列變量不具有上升趨勢(shì)，可能是平穩(wěn)的;(2)做ADF單位根檢驗(yàn)，即先對(duì)原序列進(jìn)行ADF單位根檢驗(yàn)，若存在單位根，再對(duì)其差分值進(jìn)行ADF單位根檢驗(yàn)，滯后階數(shù)k的選擇根據(jù)AIC和SC最小準(zhǔn)則、DW值接近于2的原則來(lái)確定。ADF單位根檢驗(yàn)結(jié)果如表1所示，所有原始序列變量在1%和5%顯著水平上都是非平穩(wěn)，所有一階差分變量在至少5%顯著水平上是平穩(wěn)的，因此，原序列為一階單整序列。

表1 時(shí)間序列變量的ADF單位根檢驗(yàn)結(jié)果

(三)協(xié)整分析

如果一組同階單整的非平穩(wěn)時(shí)間序列存在一個(gè)平穩(wěn)的線性組合，那么這組序列就是協(xié)整的，即它們之間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，通過(guò)上面分析，lnCPI、lnIFDI、lnOFDI、lnOPEN、lnFER和lnDFI六個(gè)變量均為一階單整，滿足協(xié)整分析的基本條件。為確定變量之間是否存在協(xié)整關(guān)系，采用JJ協(xié)整檢驗(yàn)，根據(jù)AIC和SC最小準(zhǔn)則，經(jīng)反復(fù)試驗(yàn)確定滯后階數(shù)為2，協(xié)整變量選項(xiàng)為3①，協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果如表2所示。

表2 JJ協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

表2中跡檢驗(yàn)和最大特征根檢驗(yàn)結(jié)果均顯示在5%和1%的顯著水平上變量之間存在5個(gè)協(xié)整關(guān)系，說(shuō)明中國(guó)國(guó)內(nèi)價(jià)格總水平與FDI流入、FDI流出、貿(mào)易開(kāi)放度、國(guó)際儲(chǔ)備和國(guó)內(nèi)固定資產(chǎn)投資等變量之間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，選擇第一個(gè)協(xié)整關(guān)系得到標(biāo)準(zhǔn)化協(xié)整方程如下:

協(xié)整方程 (1)中各變量系數(shù)的t統(tǒng)計(jì)量均通過(guò)了至少5%顯著水平的檢驗(yàn)，說(shuō)明中國(guó)雙向FDI流動(dòng)通過(guò)資本項(xiàng)目收支、進(jìn)出口貿(mào)易和國(guó)內(nèi)投資等渠道與國(guó)內(nèi)價(jià)格總水平之間形成長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系:長(zhǎng)期看，IFDI、FER、DFI對(duì)CPI具有顯著的正向推動(dòng)效應(yīng)，IFDI每增加1%，會(huì)推動(dòng)CPI上升約0.18%，F(xiàn)ER每增加1%，會(huì)促使CPI上升約0.11%，DFI每增加1%，會(huì)導(dǎo)致CPI上升約0.11%，其中FDI流入對(duì)CPI上漲的正向效應(yīng)最大;而IFDI和OPEN對(duì)CPI具有顯著的反向抑制效應(yīng)，OFDI每增加1%，會(huì)導(dǎo)致CPI下降約0.11%，OPEN每提高1%，會(huì)促使CPI下降約0.28%。

(四)誤差修正模型

如果包含在VAR模型中的變量存在協(xié)整關(guān)系，則可以建立包括誤差修正項(xiàng)在內(nèi)的ECM模型，ECM模型中既有描述變量間長(zhǎng)期關(guān)系的參數(shù)，又有描述變量間短期關(guān)系的參數(shù)，其中誤差修正項(xiàng)系數(shù)的大小表示誤差修正項(xiàng)對(duì)變量短期偏離的修正速度。建立ECM模型的參數(shù)包括滯后階數(shù)和選項(xiàng)的設(shè)定均應(yīng)與前面相應(yīng)的JJ協(xié)整檢驗(yàn)保持一致，利用Eviews8軟件包，省去系數(shù)未通過(guò)10%顯著水平t檢驗(yàn)的變量，得出中國(guó)國(guó)內(nèi)價(jià)格總水平與雙向FDI、貿(mào)易開(kāi)放度、國(guó)際儲(chǔ)備和國(guó)內(nèi)固定資產(chǎn)投資關(guān)系的ECM模型估計(jì)結(jié)果如下:

ECM模型 (2)的誤差修正項(xiàng)系數(shù)為負(fù)，符合反向修正機(jī)制，且通過(guò)了10%顯著水平的t檢驗(yàn)，說(shuō)明DlnCPIt受到長(zhǎng)期均衡關(guān)系的顯著影響;短期來(lái)看，國(guó)內(nèi)價(jià)格總水平可能會(huì)偏離它與雙向FDI流動(dòng)、貿(mào)易開(kāi)放度、國(guó)際儲(chǔ)備和國(guó)內(nèi)固定資產(chǎn)投資之間的長(zhǎng)期均衡水平，但它存在由短期偏離向長(zhǎng)期均衡調(diào)節(jié)的修正機(jī)制，且上一期非均衡誤差ecmt-1對(duì)本期價(jià)格波動(dòng)的修正速度為0.119。從方程中各變量的系數(shù)及檢驗(yàn)指標(biāo)看:(1)短期看，滯后一期的CPI、IFDI、FER和DFI對(duì)當(dāng)期的CPI均具有一定的正向推動(dòng)效應(yīng)，相應(yīng)的短期彈性分別為 0.648、0.074、0.047和0.357，其中CPI和DFI的短期彈性較大;(2)OFDI和OPEN對(duì)CPI的短期影響效應(yīng)不顯著。

五、結(jié)論與啟示

在雙向FDI流動(dòng)對(duì)國(guó)內(nèi)價(jià)格波動(dòng)的作用機(jī)理分析基礎(chǔ)上，基于多變量的VAR模型，運(yùn)用協(xié)整分析和誤差修正模型方法對(duì)1982～2013年中國(guó)雙向FDI流動(dòng)與國(guó)內(nèi)價(jià)格波動(dòng)的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，結(jié)論與啟示如下:

第一，短期看，滯后一期的CPI、IFDI、FER和DFI對(duì)當(dāng)期的CPI均具有正向推動(dòng)效應(yīng)，特別是CPI和DFI的短期彈性較大。此結(jié)果進(jìn)一步說(shuō)明，由于上一期的價(jià)格總水平和上一期的固定資產(chǎn)投資規(guī)模對(duì)本期的價(jià)格總水平影響較大，中國(guó)的通貨膨脹短期內(nèi)存在明顯的慣性和需求拉上因素。1992～1994年中國(guó)固定資產(chǎn)投資年增長(zhǎng)率分別高達(dá)44.4%、61.8%和30.4%，而1993～1995年的中國(guó)的通脹率分別為14.7%、24.1%和17.1%③，在持續(xù)的幾年內(nèi)，兩個(gè)指標(biāo)均處于歷史最高位，投資需求增長(zhǎng)與價(jià)格上漲之間具有明顯的正相關(guān)性。中國(guó)固定資產(chǎn)投資與GDP之比2007年已經(jīng)超過(guò)50%，2013年達(dá)到76.2%④，如此大規(guī)模的投資比例必然會(huì)加大財(cái)政和信貸的壓力的，同時(shí)也會(huì)造成生產(chǎn)資源的緊缺，帶來(lái)通貨膨脹風(fēng)險(xiǎn)。為此，中國(guó)應(yīng)注重長(zhǎng)期供給因素的合理調(diào)整，通過(guò)改善資源配置、推動(dòng)技術(shù)創(chuàng)新、調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)等，以促進(jìn)宏觀經(jīng)濟(jì)的均衡和持續(xù)發(fā)展。

第二，無(wú)論短期或長(zhǎng)期，IFDI對(duì)CPI均具有正向推動(dòng)效應(yīng)，相應(yīng)的短期彈性為0.074，長(zhǎng)期彈性為0.184。此結(jié)果進(jìn)一步說(shuō)明，中國(guó)FDI的大規(guī)模流入對(duì)國(guó)內(nèi)價(jià)格上漲起到一定程度的推動(dòng)作用，而且長(zhǎng)期的推動(dòng)效應(yīng)更為明顯。在供給方面不存在資源約束的前提下，F(xiàn)DI流入可以通過(guò)資本項(xiàng)目收支、國(guó)際貿(mào)易和國(guó)內(nèi)投資等渠道從貨幣和實(shí)物兩方面帶來(lái)總需求增加，在促進(jìn)國(guó)內(nèi)就業(yè)和產(chǎn)出增長(zhǎng)的同時(shí)不會(huì)造成明顯的通脹壓力;而當(dāng)供給方面出現(xiàn)資源短缺的情況下，F(xiàn)DI更多流入一方面會(huì)導(dǎo)致總需求增加，另一方面也會(huì)導(dǎo)致生產(chǎn)成本上漲，從而引發(fā)通貨膨脹。為此，中國(guó)應(yīng)適時(shí)轉(zhuǎn)變傳統(tǒng)的內(nèi)向FDI發(fā)展模式，從“被動(dòng)吸收數(shù)量型”向“主動(dòng)選擇質(zhì)量型”轉(zhuǎn)變，通過(guò)更多吸收技術(shù)型FDI流入，最大限度地發(fā)揮國(guó)際技術(shù)外溢效應(yīng)，進(jìn)一步優(yōu)化國(guó)內(nèi)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，提高國(guó)內(nèi)自主創(chuàng)新能力，促進(jìn)國(guó)內(nèi)潛在供給增長(zhǎng)。

第三，短期看，雖然OFDI和OPEN均對(duì)CPI的影響不顯著，但長(zhǎng)期看，OFDI和OPEN均對(duì)CPI具有顯著的反向抑制效應(yīng)，且相應(yīng)的長(zhǎng)期彈性分別為-0.109和-0.279。此結(jié)果進(jìn)一步說(shuō)明，總體而言，中國(guó)擴(kuò)大對(duì)外貿(mào)易和對(duì)外直接投資對(duì)于抑制通貨膨脹、保持經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定增長(zhǎng)具有一定的積極作用，特別是貿(mào)易開(kāi)放的積極效應(yīng)更為突出。而相對(duì)于外商直接投資和國(guó)際貿(mào)易發(fā)展而言，中國(guó)的對(duì)外直接投資起步較晚，規(guī)模和種類十分有限，為此，F(xiàn)DI流出對(duì)通貨膨脹的抑制效應(yīng)還有進(jìn)一步提高的可能性。在國(guó)際收支雙順差不斷擴(kuò)大、外匯儲(chǔ)備激增的情況下，中國(guó)應(yīng)繼續(xù)擴(kuò)大對(duì)外開(kāi)放，注重發(fā)展進(jìn)口貿(mào)易，同時(shí)鼓勵(lì)國(guó)內(nèi)企業(yè)“走出去”，更多地開(kāi)展技術(shù)尋求型和戰(zhàn)略資源尋求型對(duì)外直接投資，這不僅可以通過(guò)資本項(xiàng)目收支、進(jìn)出口貿(mào)易和國(guó)內(nèi)投資等渠道抑制國(guó)內(nèi)價(jià)格上漲，而且也可以通過(guò)人才和技術(shù)反饋、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)以及市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)等機(jī)制擴(kuò)大國(guó)內(nèi)潛在生產(chǎn)能力，從而確保國(guó)內(nèi)價(jià)格的長(zhǎng)期穩(wěn)定。

注釋:

①選項(xiàng)3:協(xié)整空間有常數(shù)項(xiàng)、無(wú)時(shí)間趨勢(shì)項(xiàng)。

②方程(1)和(2)中的＊＊＊、＊＊、*分別表示在1%、5%和10%的水平上顯著。

③數(shù)據(jù)來(lái)源于中國(guó)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒。

④根據(jù)中國(guó)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒中相關(guān)數(shù)據(jù)計(jì)算而得。

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