FDI對我國國際收支結(jié)構(gòu)影響的實(shí)證分析

#FDI對我國國際收支結(jié)構(gòu)影響的實(shí)證分析孫迪(東吳商學(xué)院金融系20104210027)摘要：本文引用1985—2009年我國國際收支平衡表相關(guān)數(shù)據(jù)，通過實(shí)證分析我國實(shí)際利用外商對華直接投資情況對國際收支平衡表中經(jīng)常項(xiàng)目和資本與金融項(xiàng)目等的短期和長期作用狀態(tài)，得出以下結(jié)論：FDI對資本與金融項(xiàng)目的直接正效應(yīng)被其它各種因素弱化；短期內(nèi)FDI對貿(mào)易項(xiàng)的效應(yīng)時(shí)滯長于由于FDI存量累積造成的投資收益匯出效應(yīng)；另外，由于技術(shù)因素和結(jié)構(gòu)因素，短期內(nèi)FDI對經(jīng)常項(xiàng)目的正效應(yīng)并沒有及時(shí)完全的發(fā)揮；在長期，F(xiàn)DI與我國國際收支經(jīng)常項(xiàng)目差額、貿(mào)易項(xiàng)差額和總差額都有顯著的正相關(guān)關(guān)系。因此，面對國際收支的對外不平衡和FDI的復(fù)雜效應(yīng)，必須謹(jǐn)慎對待外商對華直接投資。關(guān)鍵字：FDI；E-G兩步法協(xié)整分析；ECM模型估計(jì)一、引言20世紀(jì)80年代末以來，由于我國內(nèi)外環(huán)境都有了很大改變，外商直接投資大量流入我國，從1985年至2009年累計(jì)使用FDI已達(dá)10000億美元左右。對一個(gè)相對落后的發(fā)展中國家來說，外商直接投資FDI對其經(jīng)濟(jì)的發(fā)展、產(chǎn)業(yè)升級、就業(yè)和對外貿(mào)易的開展都有著很大的影響。另外，更為明顯的是FDI對我國的國際收支也有著最直接的影響，F(xiàn)DI的流入對國際收支平衡表的資本與金融項(xiàng)目有最直接的正效應(yīng)。而對于經(jīng)常項(xiàng)目的影響則在于FDI大量流入貿(mào)易型生產(chǎn)加工業(yè)，很多企業(yè)將其兌換成人民幣于國內(nèi)市場購買生產(chǎn)設(shè)備、原材料和半成品，并沒有形成一定規(guī)模的外匯支出，然后通過制造出口產(chǎn)品創(chuàng)造大規(guī)模外匯收入，因此對貿(mào)易項(xiàng)目甚至經(jīng)常項(xiàng)目的順差同樣具有很大的正效應(yīng)。近年來，國際收支的雙順差是一直是我國經(jīng)濟(jì)對外不平衡的表現(xiàn)，而FDI又通過不同渠道對國際收支結(jié)構(gòu)產(chǎn)生很顯著的影響，因此本文認(rèn)為要想實(shí)現(xiàn)我國宏觀經(jīng)濟(jì)發(fā)展的對外均衡，對FDI與我國國際收支結(jié)構(gòu)間的短期作用狀態(tài)和及其長期趨勢的實(shí)證研究很有必要，特別是在當(dāng)前國際金融危機(jī)后暴露出來的我國經(jīng)濟(jì)對外有很大依賴的情況下，對FDI引入策略的研究也有很大的現(xiàn)實(shí)意義。鑒于此，本文將分別通過引入計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)中的對變量序列及其之間關(guān)系的協(xié)整檢驗(yàn)方法和誤差修正模型(ECM模型)對國際收支平衡表中的經(jīng)常項(xiàng)目差額、資本與金融項(xiàng)目差額、總順差額、貿(mào)易項(xiàng)目差額等變量與FDI之間的解釋與被解釋關(guān)系進(jìn)行實(shí)證分析。探討FDI在這種關(guān)系中究竟扮演怎樣的角色，這種關(guān)系在長期和短期的情況分別如何。二、相關(guān)文獻(xiàn)綜述國際收支雙順差現(xiàn)象在很多國家都存在，在我國近二十年以來這一現(xiàn)象更是非常顯著，對這一現(xiàn)象國內(nèi)外學(xué)者有很多不同的解釋與研究，其中FDI對國際收支結(jié)構(gòu)有重大影響的論點(diǎn)也被很多學(xué)者所接受。陳波(2006)在FDI與中國對外貿(mào)易的實(shí)證分析中通過構(gòu)建數(shù)理模型對中國1982—2003年間的數(shù)據(jù)進(jìn)行分析后表明，F(xiàn)DI與中國的出口之間有一定的正相關(guān)關(guān)系，但FDI對促進(jìn)中國出口的作用并不十分明顯，其原因在于跨國公司越來越多的搶占國內(nèi)市場，而增加出口并不是其主要戰(zhàn)略目標(biāo)，F(xiàn)DI主要呈市場導(dǎo)向。另外，F(xiàn)DI所形成的生產(chǎn)和出口對內(nèi)資形成的生產(chǎn)和出口構(gòu)成了“擠出效應(yīng)”。陳軼明(2007)在"FDI對東道國國際收支影響理論綜述”中對有關(guān)國際直接投資對國際收支結(jié)構(gòu)影響的理論進(jìn)行梳理和分析：重商主義的國際直接投資理論，美國經(jīng)濟(jì)學(xué)家錢納里(H.Chenery)和斯特勞特(A.Strout)于1966年提出的雙缺口模型理論，赫爾希曼(Hirschman)等經(jīng)濟(jì)學(xué)家結(jié)合經(jīng)濟(jì)發(fā)展過程中的技術(shù)、管理與企業(yè)家因素提出了三缺口模型，1974年保羅?斯特里(Paul.Streeten)在三缺口理論基礎(chǔ)之上結(jié)合稅收因素提出四缺口理論，經(jīng)濟(jì)民族主義和經(jīng)濟(jì)依附論，Kalecki和Sachs關(guān)于FDI流入和利潤收益流出的簡單動態(tài)模型，S?勞爾和P?斯特里頓于1977年提出了關(guān)于FDI的國際收支效應(yīng)度量模型，F(xiàn)DI的貿(mào)易替代、貿(mào)易互補(bǔ)效應(yīng)和熱錢、冷錢效應(yīng)等。提出就短期而言，國際收支均衡關(guān)系的變化取決于FDI的投資收益和貿(mào)易順差量兩者的共同作用，從長期看，F(xiàn)DI對國際收支的影響將大為減弱，并被融入進(jìn)資本市場。楊傳東，萬解秋(2007)在"FDI與我國國際收支變動趨勢研究”中指出外商直接投資FDI是直接進(jìn)入一國從事生產(chǎn)經(jīng)營活動的股權(quán)投資，它對一國的國際收支的短期影響主要集中在資本流入量、投資收益率、利潤匯出量和貿(mào)易盈余量等方面，短期內(nèi)我國的資本流入和貿(mào)易盈余引發(fā)了國際收支的雙順差，F(xiàn)DI出現(xiàn)了自我循環(huán)的格局。從長期看，資本流入量的遞減具有必然性，貿(mào)易盈余要受貿(mào)易條件變化影響，F(xiàn)DI引發(fā)國際收支的負(fù)效應(yīng)是可能的，但不必然，關(guān)鍵要看維持什么樣的FDI結(jié)構(gòu)和貿(mào)易政策，而從長期內(nèi)資本市場開放和匯率機(jī)制的市場化趨勢看，F(xiàn)DI對國際收支的影響將會減弱，并為資本市場體系所包容，其對于國際收支的負(fù)效應(yīng)或危機(jī)將被資本市場所融化。汪蓉(2009)在"FDI對我國國際收支的潛在風(fēng)險(xiǎn)分析”中通過從FDI對國際收支各項(xiàng)目的短期、長期可能影響分析，概括了FDI對國際收支平衡的潛在風(fēng)險(xiǎn)：抵消經(jīng)常項(xiàng)目差額，逆轉(zhuǎn)國際收支差額，影響國際收支差額結(jié)構(gòu)，加大人民幣匯率穩(wěn)定風(fēng)險(xiǎn)。從以上國內(nèi)外上世紀(jì)90年代以來對影響國際收支結(jié)構(gòu)比較直接的因素FDI的分析我們可以看出眾學(xué)者也存在不同的觀點(diǎn)，長期和短期的效應(yīng)也存在翻轉(zhuǎn)的可能。在短期FDI對國際收支各項(xiàng)的影響究竟如何，在長期對國際收支各項(xiàng)目的正效應(yīng)會不會發(fā)生翻轉(zhuǎn)，我國的引資策略如何調(diào)整？這些都是本文所要闡述的內(nèi)容，也是本文寫作的目的和意義所在。三、實(shí)證設(shè)計(jì)(一)模型選擇在處理時(shí)間序列數(shù)據(jù)時(shí)，我們還得考慮序列的平穩(wěn)性。如果一個(gè)時(shí)間序列的均值或自協(xié)方差函數(shù)隨時(shí)間而改變，那么該序列就是非平穩(wěn)的。對于非平穩(wěn)的數(shù)據(jù)，采用傳統(tǒng)的估計(jì)方法，可能會導(dǎo)致錯(cuò)誤的推斷，即偽回歸。若非平穩(wěn)序列經(jīng)過一階差分變?yōu)槠椒€(wěn)序列，那么該序列就為一階單整序列。對一組非平穩(wěn)但具有同階單整的序列而言，若它們的線性組合為平穩(wěn)序列，則稱該組合序列具有協(xié)整關(guān)系。對具有協(xié)整關(guān)系的序列，我們算出誤差修正項(xiàng)，并將誤差修正項(xiàng)的滯后一期看作一個(gè)解釋變量，連同其他反映短期波動關(guān)系的變量一起，建立誤差修正模型。建立誤差修正模型的步驟如下：首先，對單個(gè)序列進(jìn)行單根檢驗(yàn)，進(jìn)行單根檢驗(yàn)有兩種：ADF(AugumentDickey-Fuller)和DF(Dickey-Fuller)檢驗(yàn)法。若序列都是同階單整，我們就可以對其進(jìn)行協(xié)整分析。在此我們只介紹單個(gè)方程的檢驗(yàn)方法。對于多向量的檢驗(yàn)參見Johensen協(xié)整檢驗(yàn)。我們可以先求出誤差項(xiàng)，再建立誤差修正模型，也可以先求出向量誤差修正模型，然后算出誤差修正項(xiàng)。補(bǔ)充一點(diǎn)的是，誤差修正模型反映的是變量短期的相互關(guān)系，而組合序列的協(xié)整關(guān)系反映出變量間的長期的關(guān)系?；灸Ｐ蜆?gòu)建過程如下：首先，取因變量Y,自變量X，X、Y分別為時(shí)間序列。取其自然對數(shù)LNX、LNY。其次，對LNX、LNY兩組時(shí)間序列進(jìn)行ADF檢驗(yàn)，觀察兩組變量是否具有同階單整的特性。再次，利用E-G兩步法對LNX、LNY序列組合的長期協(xié)整關(guān)系進(jìn)行分析。第一步：LNY=a°+Bq*LNX+eq；第二步：對殘差項(xiàng)￡°做ADF檢驗(yàn)，得出LNY、LNX序列組合的長期協(xié)整關(guān)系。最后，引入誤差修正模型ECM對變量間的短期作用關(guān)系進(jìn)行估計(jì)。建立如下模型：DLNY=a+B*DLNX+5B*DLNX(-i)+58*DLNY(-i)+Y*ECM(-1)由于本文所用到的變量序列均為時(shí)間變量序列，而且根據(jù)各變量序列的序列圖可以看出它們都顯示出很明顯的不平穩(wěn)性，利用最小二乘法做簡單的線性回歸很可能造成偽回歸，得出錯(cuò)誤的結(jié)論。因此本文首先用ADF方法對各時(shí)間序列進(jìn)行序列的平穩(wěn)性檢驗(yàn)，如果各變量同階單整，再用E-G兩步法進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，最后建立誤差修正模型(ECM)。(二)樣本選擇、數(shù)據(jù)處理?樣本長度由于本文實(shí)證分析應(yīng)用我國實(shí)際利用外商直接投資FDI和國際收支各項(xiàng)的差額水平，主要探究FDI對國際收支各項(xiàng)差額的解釋，從上世紀(jì)80年代中期以來我國FDI和國際收支各項(xiàng)呈現(xiàn)出一定的相關(guān)性。所以，本文選擇1985年一2009年共計(jì)25年的年度數(shù)據(jù)作為樣本數(shù)據(jù)。?數(shù)據(jù)來源CA為國際收支平衡表中經(jīng)常項(xiàng)目差額，F(xiàn)A為國際收支平衡表中資本與金融項(xiàng)目差額，TS為CA、FA兩項(xiàng)差額之和，TR為國際收支平衡表中貿(mào)易項(xiàng)差額，數(shù)據(jù)來源于我國國家外匯管理局網(wǎng)站公布的我國國際收支平衡表經(jīng)常項(xiàng)目項(xiàng)差額得出；外商對華直接投資FDI，本文選取了國家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站公布的1985年至2009年每年實(shí)際利用的外商對華直接投資額作為解釋我國近年來國際收支結(jié)構(gòu)的解釋變量。四實(shí)證檢驗(yàn)（一）數(shù)據(jù)描述1?我國國際收支現(xiàn)狀由圖1可以看出我國國際收支的經(jīng)常賬戶差額、貿(mào)易項(xiàng)目額差和總差額規(guī)模在進(jìn)入21世紀(jì)后呈現(xiàn)出順差，并且都有很明顯的擴(kuò)大趨勢，而資本與金融項(xiàng)目的差額則呈現(xiàn)出比較復(fù)雜的趨勢。2?我國實(shí)際利用外資情況20世紀(jì)70年代末，中國開始了令中國發(fā)生翻天覆地變化的改革開放，中國的國內(nèi)外環(huán)境都發(fā)生了很大的變化，在引入外資特別是外商直接投資方面都得到了飛速的發(fā)展。2002年我國利用外商直接投資達(dá)527.43億美元,相比2001年增長了12.5%，一舉超過美國成為利用外資規(guī)模世界第一。至2009年底，我國累計(jì)利用外商直接投資金額累計(jì)10000多億美元，累計(jì)批準(zhǔn)外商直接投資項(xiàng)目66萬多個(gè)。連續(xù)在引入外資方面位居發(fā)展中國家首位，年度總規(guī)模位居世界前列。根據(jù)圖2，可以將本文所取的時(shí)間段分為三個(gè)階段，第一階段偏低，增長緩慢。第二階段，20世紀(jì)最后十年，這一階段FDI流入規(guī)模又進(jìn)入了一個(gè)新的增長期。年,100000四實(shí)證檢驗(yàn)（一）數(shù)據(jù)描述1?我國國際收支現(xiàn)狀由圖1可以看出我國國際收支的經(jīng)常賬戶差額、貿(mào)易項(xiàng)目額差和總差額規(guī)模在進(jìn)入21世紀(jì)后呈現(xiàn)出順差，并且都有很明顯的擴(kuò)大趨勢，而資本與金融項(xiàng)目的差額則呈現(xiàn)出比較復(fù)雜的趨勢。2?我國實(shí)際利用外資情況20世紀(jì)70年代末，中國開始了令中國發(fā)生翻天覆地變化的改革開放，中國的國內(nèi)外環(huán)境都發(fā)生了很大的變化，在引入外資特別是外商直接投資方面都得到了飛速的發(fā)展。2002年我國利用外商直接投資達(dá)527.43億美元,相比2001年增長了12.5%，一舉超過美國成為利用外資規(guī)模世界第一。至2009年底，我國累計(jì)利用外商直接投資金額累計(jì)10000多億美元，累計(jì)批準(zhǔn)外商直接投資項(xiàng)目66萬多個(gè)。連續(xù)在引入外資方面位居發(fā)展中國家首位，年度總規(guī)模位居世界前列。根據(jù)圖2，可以將本文所取的時(shí)間段分為三個(gè)階段，第一階段偏低，增長緩慢。第二階段，20世紀(jì)最后十年，這一階段FDI流入規(guī)模又進(jìn)入了一個(gè)新的增長期。年,100000800006000040000200000FDI20世紀(jì)90年代之前，這一階段FDI利用水平FDI大規(guī)模流入。第三節(jié)段，進(jìn)入新千年的第一個(gè)十-100000圖2.我國1985-2009年實(shí)際利用外國直接投資情況500000400000300000200000100000CAFATRTS圖1.我國1985-2009年國際收支結(jié)構(gòu)狀況（二）實(shí)證與結(jié)果分析1?平穩(wěn)性直觀檢驗(yàn)對取得的1985—2009年間的各變量的相關(guān)數(shù)值取自然對數(shù)］（負(fù)值的取絕對值求自然對數(shù)，然后取其所得對數(shù)值相反數(shù)），通過Eviews5.0軟件將各變量自然對數(shù)值的相關(guān)趨勢合成趨勢圖，如圖通過觀察各變量間的變動趨勢關(guān)系，可以發(fā)現(xiàn)總體上看國際收支經(jīng)常項(xiàng)目差額、對外貿(mào)易項(xiàng)目差額和國際收

支總差額的變動趨勢基本一致，而資本和金融項(xiàng)目差額則會經(jīng)常偏離總體趨勢，外商直接投資在1994年之前與國際收支各項(xiàng)目并沒有太大的相關(guān)性，1994年之后外商直接投資FDI和國際收支經(jīng)常項(xiàng)目差額CA、對外貿(mào)易項(xiàng)目差額TR和國際收支總差額TS的變動趨勢顯示出很強(qiáng)的相關(guān)性。但各變量的自然對數(shù)LNCA、LNFA、LNTR、LNTS、LNFDI顯示出明顯的非平穩(wěn)性。因此選擇1994年至2009年的數(shù)據(jù)，并且對各變量的自然對數(shù)進(jìn)行一階差分，得序列圖，如圖4?？梢钥闯鼋?jīng)過一階差分后的變量的自然對數(shù)DLNCA、DLNFA、DLNTR、DLNTS、DLNFDI顯示出比較顯著的平穩(wěn)性。圖4.為對各變量自然對數(shù)的一階差分得到的時(shí)間序列圖圖3.表示各變量間的變動趨勢關(guān)系2?平穩(wěn)性單位根檢驗(yàn)（ADF檢驗(yàn)）上述各變量的自然對數(shù)的一階差分序列圖已經(jīng)顯示出各變量的自然對數(shù)具有同階單整性。下面利用ADF檢驗(yàn)驗(yàn)證一下：在檢驗(yàn)時(shí)，依據(jù)赤池信息準(zhǔn)則（AIC）的最小化原則選擇滯后項(xiàng)，根據(jù)各變量自然對數(shù)的時(shí)間序列圖確定常數(shù)項(xiàng)和趨勢項(xiàng)的存在與否。ADF檢驗(yàn)結(jié)果如表1所示：變量LNCA檢驗(yàn)性質(zhì)水平一階表i檢驗(yàn)類型ADF模型中所有變量的檢驗(yàn)形式（ctn）（ct3）pDF檢驗(yàn)結(jié)果T統(tǒng)計(jì)量-3-250443臨界值—-3388330*（C0O）37289302740613***結(jié)論不平穩(wěn)平穩(wěn)一1LNCA、LNFA、LNTR、LNTS、LNFDI分別為CA、FA、TR、TS、FDI的自然對數(shù)。1NFA7k平ADF(c00)-3430776-3081002**平穩(wěn)LNTR水平ADF3202456-3388330*不平穩(wěn)一階(cL3)(000)-2970072-2740613***平穩(wěn)LNTS水平ADF(ct0)-1742720-3324976*不平穩(wěn)一階(000)-2962727-2740613***平穩(wěn)LNFDI7水平ADF(c00)-2214474-3324976*不平穩(wěn)一階—(ct0-2861028-2740613*平穩(wěn)注：檢驗(yàn)形式(ctn)中c代表常數(shù)項(xiàng)，t代表趨勢項(xiàng)，n代表滯后項(xiàng)。*、**、***分別表示1%、5%、10%的顯著水平。從表1可以看出：LNCA、LNTR、LNTS、LNFDI在10%的顯著水平下均接受了原假設(shè)，顯示出其非平穩(wěn)性。其次對變量LNCA、LNTR、LNTS、LNFDI進(jìn)行一階差分，這些變量序列在10%的顯著水平下為平穩(wěn)時(shí)間序列。LNFA為平穩(wěn)時(shí)間序列，因此它和LNFDI之間并不能通過協(xié)整分析構(gòu)造長期均衡模型。其經(jīng)濟(jì)意義就是FDI對資本與金融項(xiàng)目雖然有明顯的直接沖擊，但二者的總體相關(guān)性較弱，資本與金融項(xiàng)目受其他因素影響更為顯著。?協(xié)整檢驗(yàn)為分別了解：因變量LNCA、LNTR、LNTS與自變量LNFDI間是否存在長期均衡關(guān)系，分別對其做協(xié)整檢驗(yàn)：首先在LNCA與LNFDI間進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，利用E-G兩步法：第一步：對各變量進(jìn)行單整檢驗(yàn)，得LNCA、LNFDI同屬于一階單整I(1)。第二步：Eviews命令窗口輸入：LsLNCACLNFDI得：LNCA=-43.93892+5.026366LNFDI+e①(-7.243328)***(9.007290)***A.R2：0.842323D.W:1.736774Prob(F-statistic):0.000000n=16Seriesecm=resid對e做單位根檢驗(yàn)得：ADFTestStatistic-3.5059871%CriticalValue*-2.771926(00引5%CriticalValue-1.97402810%CriticalValue-1.602922通過E-G兩步法協(xié)整分析，可以發(fā)現(xiàn)LNCA和LNFDI之間存在長期均衡關(guān)系。同樣可以用類似的方法得到LNFDI與LNTR、LNTS的長期關(guān)系：LNTR=-28.62481+3.645284LNFDI+e②(-8.401812)***(11.63089)****A.R2：0.899516D.W:1.283735Prob(F-statistic):0.000000n=16LNTS=-26.05752+3.448356LNFDI1+e③(-6.672387)***(9.598678)***A.R2：0.858670D.W:1.106587Prob(F-statistic):0.000000n=16①、②、③可以看出外商直接投資與經(jīng)常項(xiàng)目、貿(mào)易項(xiàng)目和國際收支總差額之間還是有很大的相關(guān)性的，而且在長期看來，外商直接投資FDI對各項(xiàng)收支差額有比較大的正向沖擊，比較①、②得出FDI對經(jīng)常項(xiàng)目變動有更大的沖擊，這說明我國引進(jìn)外資的流向已趨向不同部門，并非局限于加工貿(mào)易部門，二者擬合優(yōu)度的比較說明現(xiàn)階段FDI對貿(mào)易差額的解釋程度更好一些。而對國際收支總差額的沖擊之所以最小，擬合優(yōu)度也相對較低，是因?yàn)橘Y本與金融項(xiàng)目差額受更復(fù)雜的因素的影響，F(xiàn)DI的變化并不能很好反應(yīng)資本項(xiàng)目的變化，雖然FDI屬于資本項(xiàng)目，對資本項(xiàng)目有直接沖擊，但資本項(xiàng)目的影響因素比較復(fù)雜，很大程度上削弱了FDI的直接沖擊效應(yīng)。4?誤差修正模型(ECM)估計(jì)協(xié)整分析只說明了變量間是否存在長期均衡關(guān)系，本文引入誤差修正模型作為協(xié)整檢驗(yàn)的繼續(xù)，分析變量間的短期作用狀態(tài)和這種作用偏離長期均衡狀態(tài)后的調(diào)整系數(shù)，構(gòu)造如下三個(gè)誤差修正模型：a.LNCA和LNFDI間的ECM模型估計(jì)：DLNCA=0.288933+2.573317*DLNFDI-2.442876*DLNFDI(-1)+0.332027*DLNCA(-1)-1.0599426*ECM1(-1)(1.984906)*(2.845011)**(-1.557730)(2.261148)*(-4.828736)***R2:0.807805A.R2：0.722384D.W:2.086482n=14重新修正后的模型估計(jì)(將不顯著的變量剔除)：DLNCA=3.374822547*DLNFDI+0.2776829239*DLNCA(-1)-0.8669911822*ECM1(-1)(3.919647)***(2.158222)*(-5.139866)***R2：0.721724A.R2：0.671129D.W:1.566872n=14LNTR和LNFDI間的ECM模型估計(jì)：DLNTR=2.278853*DLNFDI-1.565364*DLNFDI(-1)-2.247298*DLNFDI(-2)+0.656367*DLNTR(-1)(3.543639)***(-1.536521)(-1.938938)(2.291318)*+0.586139*DLNTR(-2)-1.023541*ECM1(-1)(2.705367)**(-3.564634)***TOC\o"1-5"\h\zR2：0.757804A.R2:0.584807D.W:2.215729n=13重新修正后的模型估計(jì)(將不顯著的變量剔除)：DLNTR=2.295095491*DLNFDI+0.3175729349*DLNTR(-2)-0.5835262475*ECM2(-1)(3.317171)***(1.930652)*(-2.532905)**R2:0.550734A.R2:0.460881D.W:1.532397n=13LNTS和LNFDI間的ECM模型估計(jì)：DLNTS=2.807258*DLNFDI-2.261574*DLNFDI(-2)+0.572832*DLNTS(-2)-0.580822*ECM3(-1)(3.396765)***(-2.018602)*(2.387364)**(-2.258456)*R2：0.592044A.R2:0.456058D.W:2.411585n=13a、b、c中的誤差修正項(xiàng)ECM的系數(shù)分別為-0.8669911822、-0.5835262475、-0.580822說明三個(gè)模型由短期非均衡狀態(tài)向長期均衡調(diào)整的速度都比較快。a中變量LNFDI(-1)對經(jīng)常項(xiàng)目差額的影響不顯著，這說明短期內(nèi)FDI滯后變量和經(jīng)常項(xiàng)目差額CA并沒有太大的相關(guān)性，反而前一期的經(jīng)常項(xiàng)目差額和當(dāng)期差額有很強(qiáng)的正相關(guān)性。b模型顯示外商直接投資對貿(mào)易項(xiàng)差額滯后效應(yīng)不顯著。C模型中外商直接投資的對國際收支項(xiàng)目總差額的滯后效應(yīng)雖然很顯著，但呈負(fù)效應(yīng)。五、結(jié)論與政策建議本文通過實(shí)證分析得出，外商對華直接投資FDI對國際收支各項(xiàng)有顯著的影響，但這種影響狀態(tài)呈現(xiàn)出比較復(fù)雜的情況：1?在短期內(nèi)FDI對對外貿(mào)易項(xiàng)的效應(yīng)時(shí)滯長于由于FDI存量累積造成的投資收益逆差的效應(yīng)，投資收益匯出風(fēng)險(xiǎn)的確存在，但FDI對貿(mào)易項(xiàng)的效應(yīng)在長期依然呈正效