FDI對(duì)我國(guó)貨幣金融環(huán)境影響的格蘭杰分析

摘 要：外商直接投資（FDI）對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有重大的影響。外商直接投資和貨物出口增加使我國(guó)外匯儲(chǔ)備加快增長(zhǎng)，進(jìn)而影響我國(guó)的貨幣基礎(chǔ)，并最終對(duì)貨幣金融環(huán)境產(chǎn)生影響。利用2001-2013年的外商投資、貨物出口和貨幣供應(yīng)量的月度數(shù)據(jù)，首先通過(guò)格蘭杰因果檢驗(yàn)?zāi)Ｐ蜋z驗(yàn)FDI與貨幣供應(yīng)量之間的因果關(guān)系，其次利用貢獻(xiàn)度和拉動(dòng)度兩個(gè)函數(shù)分析FDI對(duì)貨幣供給的貢獻(xiàn)和拉動(dòng)作用，以此來(lái)觀察外商直接投資對(duì)我國(guó)貨幣金融環(huán)境的影響。檢驗(yàn)結(jié)果表明外商直接投資是引起貨幣供應(yīng)量變化的格蘭杰原因，外商直接投資對(duì)我國(guó)貨幣供給具有明顯的貢獻(xiàn)和拉動(dòng)作用。FDI是引起我國(guó)貨幣金融環(huán)境變化的因素。

關(guān)鍵詞：FDI；貨幣金融環(huán)境；格蘭杰檢驗(yàn)；拉動(dòng)度與貢獻(xiàn)度

中圖分類號(hào)：F2

文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A

文章編號(hào)：1672-3198（2014）11-0003-04

1 問(wèn)題的提出

改革開(kāi)放以來(lái)，大量外商直接投資（FDI）的流入對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)高速增長(zhǎng)發(fā)揮了重要作用。2012年實(shí)際使用外商直接投資金額達(dá)到1117.2億美元，2013年為1175.86億美元，同比增長(zhǎng)5.25%。隨著FDI規(guī)模和數(shù)量的擴(kuò)大，F(xiàn)DI對(duì)資金流入國(guó)的影響也越來(lái)越突出，其對(duì)東道國(guó)貨幣金融環(huán)境的影響也成為社會(huì)廣泛關(guān)注的熱點(diǎn)。目前普遍認(rèn)為的觀點(diǎn)是只有間接投資會(huì)對(duì)貨幣金融環(huán)境產(chǎn)生影響，直接投資對(duì)金融環(huán)境的影響極為細(xì)小。例如，孫娜（2013）的研究以汽車行業(yè)為例，分析FDI對(duì)該產(chǎn)業(yè)的影響，指出FDI有利于提高產(chǎn)出數(shù)量和水平；賴明勇、包群（2003）的研究考察了我國(guó)1979～2000年的樣本數(shù)據(jù)，證明FDI對(duì)國(guó)內(nèi)技術(shù)進(jìn)步具有較大的技術(shù)外溢效應(yīng)；楊海生，賈佳（2005）等人的研究考察了外商直接投資對(duì)我國(guó)環(huán)境污染的影響，認(rèn)為外商直接投資已經(jīng)對(duì)我國(guó)環(huán)境保護(hù)產(chǎn)生了一定的負(fù)面影響；葉勁松、林娜（2009）的研究以寧波為例，分析了FDI與GDP之間的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)FDI與GDP之間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的相關(guān)關(guān)系，且雙方互為Granger意義上的因果關(guān)系；邵鋒祥、袁曉玲（2010）研究發(fā)現(xiàn)FDI與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、國(guó)內(nèi)資本之間并不存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系，而與勞動(dòng)力就業(yè)方面存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，認(rèn)為勞動(dòng)力有利于吸引外商直接投資。曾慧（2010）研究基于東道國(guó)的金融市場(chǎng)分析了FDI對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用，發(fā)現(xiàn)國(guó)內(nèi)金融市場(chǎng)可以通過(guò)技術(shù)創(chuàng)新實(shí)現(xiàn)效應(yīng)、人力資本轉(zhuǎn)移效應(yīng)、產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)效應(yīng)和增強(qiáng)投資效率效應(yīng)，并能推動(dòng)FDI促進(jìn)東道國(guó)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)；劉一歐、蘇紅莉（2012）運(yùn)用格蘭杰因果檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)FDI促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，但經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)吸引更多的外資作用不顯著；李衛(wèi)東、莫亞琳（2012）發(fā)現(xiàn)在控制了人口規(guī)模、人力資本、基礎(chǔ)設(shè)施和城市化進(jìn)程之后，廣西外商直接投資對(duì)促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有顯著作用；葉莉、郭繼鳴（2004），尹賢淑（2008），劉珊（2012）等人的研究都發(fā)現(xiàn)FDI對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有一定的貢獻(xiàn)作用。

上述研究主要集中在FDI促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、技術(shù)溢出、環(huán)境保護(hù)、勞動(dòng)就業(yè)的影響以及傳導(dǎo)機(jī)制等方面，除此之外，也有一部分學(xué)者分析了FDI與東道國(guó)金融環(huán)境之間的關(guān)系。李建偉（2007）認(rèn)為外商直接投資對(duì)東道國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)促進(jìn)作用的實(shí)現(xiàn)受到資金流入國(guó)金融市場(chǎng)的影響；倪克勤（2002）認(rèn)為外商直接投資深度和廣度的擴(kuò)展將有利于推動(dòng)國(guó)內(nèi)金融創(chuàng)新；趙奇?zhèn)ィ?010）考察發(fā)現(xiàn)隨著外資規(guī)模的增加，金融發(fā)展水平對(duì)資本配置效率的積極作用也得以強(qiáng)化；孫力軍（2008）認(rèn)為金融發(fā)展通過(guò)吸引外商直接投資，為外資企業(yè)提供金融服務(wù)，將潛在的溢出效應(yīng)轉(zhuǎn)化為生產(chǎn)力，有利于促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。但這些研究在探討FDI和金融環(huán)境關(guān)系時(shí)，主要集中在討論金融環(huán)境對(duì)外商直接投資單方面的作用，很少有學(xué)者從直接投資入手，用計(jì)量方法分析直接投資對(duì)我國(guó)貨幣金融環(huán)境的影響。

在開(kāi)放經(jīng)濟(jì)并實(shí)施資本市場(chǎng)封閉的條件下，長(zhǎng)達(dá)十幾年的外商直接投資政策的實(shí)施已經(jīng)嚴(yán)重影響到了我國(guó)的貨幣金融環(huán)境。從圖1的趨勢(shì)圖可知，外商直接投資、貨物出口和貨幣供應(yīng)量之間存在相近的增長(zhǎng)趨勢(shì)，因此我們猜測(cè)外商直接投資、貨物出口和貨幣供應(yīng)量之間存在一定的邏輯關(guān)系。

許多發(fā)展中國(guó)家的經(jīng)驗(yàn)也表明，在理想狀態(tài)下，F(xiàn)DI的引進(jìn)將直接轉(zhuǎn)化為東道國(guó)的進(jìn)口，并以貿(mào)易逆差的形式抵消了資本項(xiàng)目下形成的順差，從而不會(huì)引起外匯儲(chǔ)備的大幅變動(dòng)，也因此不會(huì)對(duì)貨幣金融環(huán)境產(chǎn)生影響。但是在我國(guó)，F(xiàn)DI的流入并未造成巨額的貿(mào)易逆差，相反，我國(guó)經(jīng)常性賬戶一直處于順差狀態(tài)，而且在FDI流入的同時(shí)我國(guó)外匯儲(chǔ)備也在逐年增加，而外匯儲(chǔ)備又是開(kāi)放性經(jīng)濟(jì)下一國(guó)的貨幣基礎(chǔ)，外匯儲(chǔ)備的增加導(dǎo)致貨幣基礎(chǔ)的變化勢(shì)必會(huì)對(duì)一國(guó)的貨幣金融環(huán)境產(chǎn)生影響。鑒于此，文章利用計(jì)量模型的方法來(lái)考察外商直接投資和貨幣金融環(huán)境之間的關(guān)系，為進(jìn)一步考察FDI的作用提供參考。

2 理論邏輯與數(shù)據(jù)說(shuō)明

2.1 理論邏輯

FDI對(duì)貨幣金融環(huán)境的影響主要體現(xiàn)在其對(duì)貨幣供應(yīng)量的影響上。而貨幣供應(yīng)量的多與少由一國(guó)的貨幣基礎(chǔ)決定，在開(kāi)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(chǔ)備組成，F(xiàn)DI通過(guò)增加?xùn)|道國(guó)的外匯儲(chǔ)備來(lái)對(duì)貨幣供應(yīng)量產(chǎn)生影響。

外商直接投資主要從兩個(gè)方面對(duì)一國(guó)貨幣供應(yīng)量產(chǎn)生影響。如圖2所示，一方面，F(xiàn)DI帶來(lái)的直接資本流入會(huì)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(chǔ)備并導(dǎo)致流通中的本幣增加；第二，F(xiàn)DI通過(guò)在東道國(guó)的生產(chǎn)和進(jìn)出口活動(dòng)得到大量外匯，同樣通過(guò)結(jié)匯的方式將外匯賣給央行，形成央行外匯儲(chǔ)備的同時(shí)增加一國(guó)的貨幣供給。FDI通過(guò)以上兩方面導(dǎo)致貨幣供應(yīng)量增加，并最終會(huì)對(duì)我國(guó)貨幣金融環(huán)境產(chǎn)生影響。以上兩個(gè)渠道的作用是文章研究的重點(diǎn)，此外，外商直接投資還通過(guò)一些其它的途徑對(duì)一國(guó)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(guó)國(guó)民經(jīng)濟(jì)的正常運(yùn)行，國(guó)民收入增加的同時(shí)會(huì)導(dǎo)致儲(chǔ)蓄的增加，外商直接投資通過(guò)增加儲(chǔ)蓄的方式增加了我國(guó)的貨幣供給；同樣，外商直接投資對(duì)我國(guó)的國(guó)內(nèi)資本產(chǎn)生“擠出效應(yīng)”，造成國(guó)內(nèi)資本的外逃，因此導(dǎo)致我國(guó)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(guò)其他途徑產(chǎn)生的對(duì)貨幣供應(yīng)量的影響為零。

因此，就我國(guó)而言，大量的外匯儲(chǔ)備主要來(lái)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(huì)導(dǎo)致外匯儲(chǔ)備的增加，進(jìn)而影響我國(guó)的貨幣基礎(chǔ)，并且最終對(duì)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(guó)獨(dú)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(guó)的貨幣金融環(huán)境，并與國(guó)內(nèi)銀行信貸擴(kuò)大一起，共同成為今天的通貨膨脹和房?jī)r(jià)高漲局面的影響因素之一。

2.2 數(shù)據(jù)說(shuō)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(kāi)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(shí)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(lái)源于商務(wù)部綜合司2001-2013年進(jìn)出口統(tǒng)計(jì)快報(bào)中各月的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)；外商直接投資數(shù)據(jù)來(lái)源于2001-2013年商務(wù)部投資司統(tǒng)計(jì)快報(bào)中各月的數(shù)據(jù)；貨幣供應(yīng)量數(shù)據(jù)M2取自中國(guó)人民銀行網(wǎng)站的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)。其中外商直接投資和貨物出口額的計(jì)量單位為“億美元”，而貨幣供應(yīng)量的計(jì)量單位為“億元”，為了增強(qiáng)檢驗(yàn)的準(zhǔn)確性，用來(lái)自美聯(lián)儲(chǔ)網(wǎng)站的經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)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。

2.3 數(shù)據(jù)處理

在所得數(shù)據(jù)的基礎(chǔ)上，對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行簡(jiǎn)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(guò)檢驗(yàn)X和M之間的關(guān)系來(lái)觀察FDI對(duì)我國(guó)貨幣金融環(huán)境的影響。由于數(shù)據(jù)的自然對(duì)數(shù)變換不僅不會(huì)改變其原有的協(xié)整關(guān)系并能夠使其趨勢(shì)線性化，而且還能夠消除時(shí)間序列數(shù)據(jù)存在的波動(dòng)異方差現(xiàn)象，因此對(duì)兩組數(shù)據(jù)進(jìn)行自然對(duì)數(shù)變化處理。將對(duì)數(shù)化之后的變量錄入計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)軟件eviews7.2，之后用eviews7.2對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行更深入的分析。

3 FDI對(duì)貨幣供應(yīng)量影響的格蘭杰分析

3.1 ADF單位根檢驗(yàn)

在進(jìn)行Granger因果檢驗(yàn)之前，為了避免出現(xiàn)“偽回歸”的問(wèn)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(shí)間序列往往是非平穩(wěn)的，因此有必要對(duì)LN（X）和LN（M）兩組數(shù)據(jù)進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，判斷時(shí)間序列的平穩(wěn)性，為模型下一步檢驗(yàn)打下基礎(chǔ)。本文采用ADF單位根檢驗(yàn)的方法來(lái)檢驗(yàn)所選取的變量是否存在隨機(jī)趨勢(shì)。ADF檢驗(yàn)結(jié)果如下表所示：

根據(jù)表1可知，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(shí)，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(shí)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(yàn)統(tǒng)計(jì)值小于對(duì)應(yīng)的臨界值，都通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，所以LN（X）和LN（M）二階差分序列同時(shí)達(dá)到平穩(wěn)，因此是I（2）過(guò)程。

3.2 協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)

進(jìn)行Granger因果檢驗(yàn)的前提是要求數(shù)據(jù)具有協(xié)整關(guān)系，通過(guò)上述ADF檢驗(yàn)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(yàn)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(huà)出其時(shí)序圖。分析時(shí)序圖可知，殘差序列K圍繞在某一固定值上下波動(dòng)，初步判斷序列K是平穩(wěn)的序列。

由表2可知，在水平情況下，對(duì)K序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，t統(tǒng)計(jì)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(zhǎng)期均衡的關(guān)系。

3.3 格蘭杰因果檢驗(yàn)

為了進(jìn)一步分析兩組變量之間的因果關(guān)系，對(duì)變量LN（X）和LN（M）進(jìn)行格蘭杰因果檢驗(yàn)。因?yàn)楦裉m杰因果檢驗(yàn)對(duì)于滯后期長(zhǎng)度的選擇有時(shí)很敏感，不同的滯后期可能得到不同的檢驗(yàn)結(jié)果，因此為了提高檢驗(yàn)的準(zhǔn)確性，有必要進(jìn)行不同滯后期長(zhǎng)度的檢驗(yàn)。分別令滯后期為2、3、4、5對(duì)LN（X）和LN（M）兩組數(shù)據(jù)進(jìn)行格蘭杰因果檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表3所示：

檢驗(yàn)結(jié)果表明，在滯后期為2、3、5、6、7、8時(shí)，LN（X）和LN（M）兩者是互為格蘭杰意義上的因果關(guān)系，其各滯后期下的P值均小于0.05；但當(dāng)滯后期為9時(shí)，情況出現(xiàn)變化，LN（X）是LN（M）的格蘭杰原因，而LN（M）不是LN（X）的格蘭杰原因。Granger因果檢驗(yàn)的結(jié)果說(shuō)明外商投資與貨物出口之和在很大程度上是引起貨幣供應(yīng)量變動(dòng)的Granger原因，該結(jié)論與之前的理論假設(shè)相一致，因此理論假設(shè)成立，即外商投資與貨物出口引起的外匯儲(chǔ)備增加成為引起貨幣供應(yīng)量M2增加的因素之一，外商直接投資會(huì)對(duì)我國(guó)的貨幣金融環(huán)境產(chǎn)生影響。

4 FDI對(duì)貨幣供應(yīng)量增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)和拉動(dòng)

上文的實(shí)證檢驗(yàn)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?jī)H僅證實(shí)了外商直接投資是引起貨幣供應(yīng)量增加的原因，卻沒(méi)有說(shuō)明外商直接投資對(duì)貨幣供應(yīng)量增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)和拉動(dòng)作用具體大小。雖然FDI對(duì)貨幣金融環(huán)境的影響無(wú)法量化，但是可以從其對(duì)貨幣供應(yīng)量的貢獻(xiàn)和拉動(dòng)作用上得到參考。為了衡量FDI對(duì)貨幣供應(yīng)量的拉動(dòng)作用并考察FDI對(duì)貨幣供應(yīng)量增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)，可以從FDI對(duì)貨幣供應(yīng)量增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)率和拉動(dòng)率兩個(gè)方面進(jìn)行量化分析。利用上文實(shí)證研究中的數(shù)據(jù)，考慮到短周期內(nèi)外商直接投資對(duì)貨幣供應(yīng)量增長(zhǎng)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(jì)算貢獻(xiàn)度和拉動(dòng)度。FDI對(duì)貨幣供應(yīng)量增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)率（Contribution Rate）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(duì)貨幣供應(yīng)量增長(zhǎng)的拉動(dòng)率（Pulling Rate）是指FDI對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)貢獻(xiàn)率與貨幣供應(yīng)量增長(zhǎng)率的乘積。

根據(jù)公式：

FDI對(duì)貨幣供應(yīng)量增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)率CR=X增加額M增加額=ΔxΔm

FDI對(duì)貨幣供應(yīng)量增長(zhǎng)的拉動(dòng)率PR=CR*M增速=CR*M增加額上一月M總額

可以計(jì)算出FDI對(duì)我國(guó)貨幣供應(yīng)量增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)，進(jìn)而可以判斷外商直接投資對(duì)我國(guó)貨幣金融環(huán)境的影響。

分析圖5可知如下幾點(diǎn)。第一，外商直接投資對(duì)我國(guó)貨幣供應(yīng)量的貢獻(xiàn)度和拉動(dòng)度在除2009年外的年份都為正，這說(shuō)明FDI對(duì)我國(guó)的貨幣供給會(huì)產(chǎn)生影響，且這種影響為正，即外商直接投資會(huì)導(dǎo)致我國(guó)貨幣供給增加；第二，2009年時(shí)貢獻(xiàn)度和拉動(dòng)度兩者同時(shí)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(guó)實(shí)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(dòng)度的變化趨勢(shì)是一致的，且從2002年以來(lái)，F(xiàn)DI對(duì)貨幣供應(yīng)量增長(zhǎng)的拉動(dòng)作用和貢獻(xiàn)作用是遞減的，2002年，貢獻(xiàn)度和拉動(dòng)度分別為20%和3.39%，而2013年的貢獻(xiàn)度和拉動(dòng)度分別為5.15%和0.7%。外商直接投資對(duì)貨幣供應(yīng)量增長(zhǎng)的拉動(dòng)度和貢獻(xiàn)度下降可能是由于近年來(lái)我國(guó)的對(duì)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(lái)的外匯儲(chǔ)備的增加；也可能是由于FDI中包括了商品形態(tài)的實(shí)物資產(chǎn)流入，且這部分實(shí)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(duì)貨幣供應(yīng)量產(chǎn)生影響減弱，從而導(dǎo)致FDI對(duì)貨幣金融環(huán)境的影響淡化。

5 結(jié)論

本文采用2001-2013年的月度時(shí)間序列數(shù)據(jù)，利用格蘭杰因果檢驗(yàn)?zāi)Ｐ秃拓暙I(xiàn)度、拉動(dòng)度函數(shù)分析了外商直接投資對(duì)我國(guó)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(guó)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(gè)央行換取本幣→外匯儲(chǔ)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(duì)貨幣供給具有明顯的貢獻(xiàn)和拉動(dòng)作用，但是近年來(lái)外商直接投資對(duì)貨幣供給的貢獻(xiàn)度逐漸降低，這與我國(guó)對(duì)外直接投資和進(jìn)口規(guī)模擴(kuò)大具有密切關(guān)系。考慮到企業(yè)進(jìn)口和對(duì)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(gè)央行換取本幣→外匯儲(chǔ)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(duì)貨幣金融環(huán)境的影響較之前較弱，這是因?yàn)榭紤]到了對(duì)外直接投資和企業(yè)進(jìn)口。

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