■ 阮澤偉 張維佳 副教授（暨南大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院 廣州 510632）

引言

通貨膨脹，意指一般物價(jià)水平在某一時(shí)期內(nèi)，連續(xù)性地以相當(dāng)?shù)姆壬蠞q的狀態(tài)，又稱為物價(jià)上升。近年來(lái)，通貨膨脹日益成為焦點(diǎn)問題，尤其是2008年金融危機(jī)后，在2008年9月雷曼兄弟倒閉后，美聯(lián)儲(chǔ)已經(jīng)實(shí)行了四次量化寬松政策。2012年12月12日美國(guó)聯(lián)邦儲(chǔ)備委員會(huì)宣布了第四次量化寬松的貨幣政策（QE4），以進(jìn)一步支持經(jīng)濟(jì)復(fù)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(dòng)性持續(xù)一段更長(zhǎng)時(shí)間，可能會(huì)為新興市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)體系再次帶來(lái)通脹和資產(chǎn)價(jià)格的壓力。

美元貶值對(duì)發(fā)展中國(guó)家造成的影響尤為明顯，2008年新興市場(chǎng)與發(fā)展中國(guó)家的通貨膨脹率平均為9.2%。金融危機(jī)之前，我國(guó)對(duì)外貿(mào)易依存度已高達(dá)了60%以上，盡管2013年我國(guó)的外貿(mào)依存度回落到46%，但是面對(duì)美元貶值引發(fā)的全球性通貨膨脹，我國(guó)必然不可能獨(dú)善其身。由于美元的貶值，人民幣對(duì)美元的匯率上升，投資者為了追求利益最大化，導(dǎo)致大量的熱錢流入中國(guó)，加劇了中國(guó)的通貨膨脹。同時(shí)，在國(guó)內(nèi)出臺(tái)的4萬(wàn)億投資的救市措施，盡管在當(dāng)時(shí)拉動(dòng)了中國(guó)的經(jīng)濟(jì)，但同時(shí)也提高了通貨膨脹。2011年7月份，通貨膨脹高達(dá)6.5%，對(duì)人民生活產(chǎn)生較大影響。

同時(shí)，中國(guó)作為吸收外商直接投資最大的國(guó)家，也未能避免在次貸危機(jī)中遭受嚴(yán)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(jī)爆發(fā)到2009年7月，我國(guó)實(shí)際使用外商投資是連續(xù)負(fù)增長(zhǎng)的。在此期間，我國(guó)的居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)（CPI）也一直是負(fù)增長(zhǎng)狀態(tài)。圖1為居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)增幅、貨幣供應(yīng)量與外商直接投資增長(zhǎng)率的折線圖。

從圖1中可以看出，2009年貨幣供應(yīng)量的增長(zhǎng)率突然提高，但是CPI并不是立刻就增加的，而是有一個(gè)滯后時(shí)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(dòng)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(duì)居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)的影響具有現(xiàn)實(shí)意義。此外，時(shí)間跨度中包含了金融危機(jī)、歐洲債務(wù)危機(jī)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(fèi)價(jià)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(guó)內(nèi)外研究的焦點(diǎn)。黃新飛、舒元（2007）通過理論分析得出FDI會(huì)通過貨幣供應(yīng)量、國(guó)內(nèi)投資等因素，從而引發(fā)通貨膨脹。通過采用中國(guó)季度的數(shù)據(jù)，基于向量自回歸模型（VAR），在此基礎(chǔ)上運(yùn)用協(xié)整分析和ECM等方法發(fā)現(xiàn)外商直接投資會(huì)通過國(guó)內(nèi)投資、國(guó)際收支、貨幣供應(yīng)量和國(guó)際貿(mào)易等一些因素來(lái)引發(fā)通貨膨脹。所得的結(jié)論是：外匯儲(chǔ)備、貨幣供應(yīng)量和國(guó)內(nèi)投資促進(jìn)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(zhǎng)期內(nèi)，外商直接投資每增長(zhǎng)一個(gè)百分點(diǎn)就會(huì)引起通貨膨脹上漲0.24個(gè)百分點(diǎn)。王凱、龐震（2009）采用1996年到2008年間的月度時(shí)間序列數(shù)據(jù)，分析了FDI、貨幣供應(yīng)量與中國(guó)通貨膨脹的動(dòng)態(tài)關(guān)系，其結(jié)果表明：貨幣供應(yīng)量會(huì)影響我國(guó)的通貨膨脹，貿(mào)易開放度的提高，導(dǎo)致了貨幣供應(yīng)量的提高，從而使物價(jià)進(jìn)一步上漲；并通過格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)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(guó)1990年到2012年的時(shí)間序列數(shù)據(jù)，進(jìn)行VAR估計(jì)，在單位根檢驗(yàn)和協(xié)整檢驗(yàn)的基礎(chǔ)上，利用Granger因果檢驗(yàn)和脈沖響應(yīng)函數(shù)對(duì)我國(guó)的廣義貨幣供應(yīng)量、狹義貨幣供應(yīng)量與居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)的聯(lián)系進(jìn)行了實(shí)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(fèi)價(jià)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(duì)居民消費(fèi)價(jià)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(dá)到最大影響，狹義貨幣量是滯后四期達(dá)到最大影響。

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

申菊梅、高岳林（2010）選取樣本時(shí)間間隔為1999年1月至2008年12月的時(shí)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(fèi)價(jià)格指數(shù)之間的關(guān)系，通過平穩(wěn)性檢驗(yàn)、格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)分析貨幣供應(yīng)量與居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)之間的時(shí)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(zhǎng)率在不同的滯后期都是居民消費(fèi)價(jià)格增長(zhǎng)率的Granger原因；但從相關(guān)系數(shù)表來(lái)看，貨幣供應(yīng)量的增長(zhǎng)率與居民消費(fèi)價(jià)格增長(zhǎng)率之間的相關(guān)系數(shù)不大，就是說(shuō)不同口徑的貨幣供應(yīng)量和居民消費(fèi)價(jià)格不存在非常強(qiáng)的相關(guān)性。宋建江、胡國(guó)（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(yàn)。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(qiáng)；在不同的時(shí)間階段中，1997年到2008年的相關(guān)性強(qiáng)于1986年到1996年的相關(guān)性。

圖2 AR根圖

在新時(shí)期研究貨幣供應(yīng)量、外商直接投資對(duì)居民消費(fèi)價(jià)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(shí)意義。本文擬采用1990年至2013年的年度時(shí)間序列數(shù)據(jù)，在單位根檢驗(yàn)和Johansen協(xié)整檢驗(yàn)的基礎(chǔ)上，利用Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)廣義貨幣供應(yīng)量、外商直接投資和居民消費(fèi)價(jià)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(duì)居民消費(fèi)價(jià)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(yàn)結(jié)果

實(shí)證研究

（一）變量選取、數(shù)據(jù)來(lái)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(fèi)價(jià)格指數(shù)（CPI）、廣義貨幣供應(yīng)量（M2）和實(shí)際利用外資金額（FDI）表示物價(jià)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(fèi)價(jià)格指數(shù)取其增幅，貨幣供應(yīng)量和實(shí)際利用外資金額取它們的增長(zhǎng)率。其中實(shí)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(zhǎng)度選擇準(zhǔn)則

表3 協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果（跡統(tǒng)計(jì)量）

（二）變量的平穩(wěn)性檢驗(yàn)

表4 Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)

為了避免時(shí)間序列數(shù)據(jù)產(chǎn)生的為回歸現(xiàn)象，我們有必要先對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，其目的是檢驗(yàn)序列是否平穩(wěn)。對(duì)經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)進(jìn)行單位根檢驗(yàn)時(shí)，通常會(huì)采取ADF檢驗(yàn)、DF檢驗(yàn)和PP檢驗(yàn)，又因?yàn)锳DF檢驗(yàn)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(yàn)。

由表1可得，△CPI、△M2和△FDI在5%的顯著性水平下是平穩(wěn)的時(shí)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(yàn)的結(jié)果表明，VAR模型中所有的經(jīng)濟(jì)變量都是1（1）單整，滿足協(xié)整檢驗(yàn)的前提。根據(jù)AIC和SC信息最小化的標(biāo)準(zhǔn)來(lái)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(lái)選擇VAR模型的最佳滯后階數(shù)，結(jié)果如表2所示。

5個(gè)統(tǒng)計(jì)量各自給出的最小滯后期用“*”表示，表2顯示，有三個(gè)評(píng)價(jià)指標(biāo)選擇了滯后三期，有兩個(gè)評(píng)價(jià)指標(biāo)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(yàn)

根據(jù)AIC和SC準(zhǔn)則檢驗(yàn)確定VAR滯后階數(shù)是三，因此本文使用3個(gè)滯后期，即得出貨幣供應(yīng)量、外商直接投資與居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)組成的無(wú)約束VAR模型的滯后期是3個(gè)。由于協(xié)整檢驗(yàn)的滯后階數(shù)等于無(wú)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(yàn)取滯后階數(shù)為2，結(jié)果如表3所示。而變量的標(biāo)準(zhǔn)化協(xié)整向量為（1.000000，-1.081702，-0.285267），相對(duì)應(yīng)的協(xié)整方程為：

（五）Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)

不能根據(jù)協(xié)整檢驗(yàn)來(lái)推斷三者之間的因果關(guān)系，因此本文采用Granger因果檢驗(yàn)來(lái)判斷物價(jià)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(fèi)價(jià)格指數(shù)上升的Granger原因，而居民消費(fèi)價(jià)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(duì)居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)具有顯著Granger影響，而居民消費(fèi)價(jià)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(yàn)

在對(duì)VAR模型進(jìn)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(diǎn)都在單位園內(nèi)，說(shuō)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(jià)水平的方差分解結(jié)果

脈沖響應(yīng)函數(shù)是用于衡量來(lái)自隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差沖擊對(duì)內(nèi)生變量當(dāng)前和未來(lái)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(dāng)一個(gè)誤差項(xiàng)發(fā)生變化，或者說(shuō)模型受到某種沖擊時(shí)對(duì)系統(tǒng)的動(dòng)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(gè)內(nèi)生變量的沖擊對(duì)其他內(nèi)生變量所帶來(lái)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(fèi)價(jià)格指數(shù)對(duì)自身的脈沖響應(yīng)函數(shù)，在居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)自身一單位標(biāo)準(zhǔn)差的沖擊，滯后三期后開始對(duì)本身產(chǎn)生影響，在滯后第五期達(dá)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(fèi)價(jià)格指數(shù)對(duì)廣義貨幣供應(yīng)量的脈沖響應(yīng)函數(shù)，居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)在受到貨幣供應(yīng)量一單位標(biāo)準(zhǔn)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(dá)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(shuō)明貨幣供應(yīng)量對(duì)居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)能在短期內(nèi)就產(chǎn)生影響，并且持續(xù)的時(shí)間較長(zhǎng)；圖3的右邊代表的是居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)對(duì)外商直接投資的脈沖響應(yīng)函數(shù)，居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)在受到外商直接投資一單位標(biāo)準(zhǔn)差的正向沖擊后，消費(fèi)價(jià)格指數(shù)開始上升，并且在第二期達(dá)到最大值，第二期到第四期維持在了一個(gè)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(duì)居民消費(fèi)價(jià)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(shí)間長(zhǎng)。

（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(fèi)價(jià)格指數(shù)帶來(lái)的影響，而方差分析是通過分析每一種結(jié)構(gòu)沖擊對(duì)物價(jià)水平變化的貢獻(xiàn)度，進(jìn)而來(lái)評(píng)價(jià)不同指標(biāo)沖擊的重要性。

表5是三個(gè)變量的VAR跨時(shí)為10的方差分解，由其可得：在第一期時(shí)，一個(gè)變量的所有變動(dòng)都是來(lái)自其本身的，因此第一個(gè)數(shù)字是100%；三個(gè)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(duì)于貨幣供應(yīng)量和外商直接投資，經(jīng)過了三期后，兩者對(duì)消費(fèi)價(jià)格指數(shù)的影響都達(dá)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(duì)物價(jià)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(fèi)價(jià)格指數(shù)的相關(guān)理論和實(shí)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(yàn)、Johansen檢驗(yàn)、格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)、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(jià)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(fèi)價(jià)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(yàn)。此外，由脈沖響應(yīng)函數(shù)可以看出，貨幣供應(yīng)量對(duì)居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)的影響需要滯后一定時(shí)期內(nèi)才發(fā)生，而且沖擊作用比較大。這一實(shí)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(jià)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(fèi)價(jià)格指數(shù)上漲的一個(gè)原因，存在單向的格蘭杰因果關(guān)系。同樣，在滯后一期后會(huì)對(duì)居民消費(fèi)價(jià)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(diǎn)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?yàn)?，貨幣供?yīng)量能直接促進(jìn)居民消費(fèi)價(jià)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(jìn)外匯儲(chǔ)備的增長(zhǎng)，而外匯儲(chǔ)備的增加，使我國(guó)的貨幣投放總量增加，從而來(lái)影響通貨膨脹的水平。

通過Granger因果檢驗(yàn)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(chǔ)備的增加來(lái)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(guó)投資商在中國(guó)投資的成本就會(huì)降低，進(jìn)而促進(jìn)外商直接投資，這就是貨幣供應(yīng)量增加對(duì)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(shí)證分析發(fā)現(xiàn)：貨幣供應(yīng)量和外商直接投資均會(huì)對(duì)居民消費(fèi)價(jià)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(huì)對(duì)人民日常生活產(chǎn)生干擾。因此，為了保證物價(jià)的穩(wěn)定。一方面，需要堅(jiān)持把貨幣供應(yīng)量作為一個(gè)中介，通過一系列貨幣政策的實(shí)施來(lái)控制市場(chǎng)上流通的貨幣量，使貨幣供應(yīng)量的增速與我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展要求相符合，從而在發(fā)展經(jīng)濟(jì)的同時(shí)也控制了物價(jià)。另一方面，國(guó)內(nèi)企業(yè)應(yīng)響應(yīng)黨的十七大報(bào)告中提出的“走出去”戰(zhàn)略，鼓勵(lì)企業(yè)在國(guó)外投資，也就是FDI逆向流動(dòng)。從而來(lái)緩解國(guó)內(nèi)外匯儲(chǔ)備過多所導(dǎo)致的貨幣供應(yīng)量不斷增加的一個(gè)現(xiàn)狀，這也在一定程度上可以穩(wěn)定國(guó)內(nèi)的物價(jià)水平，減輕受美國(guó)量化寬松政策的影響。

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