FDI对我国经常项目差额影响的实证分析

FDI对我国经常项目收支的影响： 基于1982-2006年数据的实证研究

顾国达 钟晶晶 李丹玉 (浙江大学经济学院，310027)

摘要：本文在明确我国经常项目结构特征，以及FDI对经常项目收支影响途径的基础上，利用VAR计量模型及Johansen协整检验模型，实证分析了1982年以来FDI对贸易收支以及经常项目收支变化的影响。研究显示我国国际收支经常项目和资本项目“双顺差”之间存在着内在联系，FDI通过推动加工贸易等途径使我国经常项目收支盈余增加，对贸易收支和经常项目收支均存在正影响，而FDI利润汇回所形成的收益账户赤字部分地抵消了其对贸易收支的正效应。 关键词: FDI 经常项目 贸易收支

The impact of FDI on China's current account in

the balance of payments: An Empirical Study

Abstract: This paper analyzes the characteristics of China’s current structure, and studies the channels that FDI can influence the current account. With the VAR model and Johansen co-integration test model, we measure the actual impact of FDI on the trade balance and current account balance changes since 1982. Studies show that there exists the "double surplus" internal links between China's international balance of payments current account and capital account. Through the promotion of processing trade and other ways, FDI could increase China's trade surplus, so that the current balance of payments surplus increased. But studies show that income account deficit formatted by the FDI profits remitted back will partially offset the positive effects of. trade balance.

Key words: FDI; Current Account; Balance of Payments

引言

改革开放以来，我国开放型经济发展迅速，国际化程度不断提高。与此同时，我国国际收支规模快速增加：1982－2007年的26年间，经常项目除1985年、1986年、1988年、1989年和1993年有少量逆差外，其余年份均为顺差；资本与金融项目除1983年、1984年和1998年逆差外，其余年份均为顺差，国际收支呈现出“双顺差”的失衡状态。至2007年12月，我国外汇储备资产已达到15282.5亿美元，国际收支结构事关一国经济的稳定健康发展，为此，中央政府多次将促进国际收支平衡作为我国的宏观调控目标之一。

从我国历年的国际收支平衡表可以看出，我国经常项目的顺差主要来源于贸

易顺差，资本与金融项目顺差则主要来自FDI的持续增长。根据开放的宏观经济理论，国际收支经常项目差额和资本项目差额之间存在着内在联系，FDI可通过对贸易和收益等账户对经常项目差额产生影响。因而，明确FDI对我国经常项目差额的影响，以在调节“双顺差”国际收支结构时综合考虑两大项目间联系具有重要的理论价值和现实意义。

一、 我国经常项目结构特征

国际收支经常项目涉及经济价值以及居民和非居民之间不包括金融账户在内的所有交易，还包括未得到任何回报而提供的或得到的经常性经济价值抵消账目。经常项目的收支包括四个方面：货物、服务、收益、经常转移。

图1 中国经常项目及其各组成部分收支（1982-2006年）

数据来源：国家外汇管理局《国际收支平衡表》各期。

我国1982年—2006年经常项目收支以及各次级账户的收支情况，如图1所示。从图1可见，自1982年起的多数年份，中国的经常项目均处于盈余状态。具体看，我们可以将经常项目按照其顺差和逆差的情况分为三个阶段：第一个阶段是1982—1984年，顺差减少阶段，经常项目顺差由1982年的56.74亿美元下降到20.30亿美元。第二阶段从1985年至1989年，为总体逆差阶段，在这段时间里，我国经常项目持续逆差。仅1987年出现少许顺差后即转入逆差。第三个阶段为总体顺差阶段，当进入20世纪90年代以后，我国经常项目除1993年的一次逆差外，其他各年均处于顺差。1997年经常项目顺差达到369.62亿美元的高点后连续四年顺差水平下降，2001年回落至174.05亿美元。进入2002年以后，经常项目顺差持续上升，到2006年底已达到2499亿美元。

从经常项目的各项组成部分来看，货物贸易即商品进出口贸易是我国经常项目最重要的组成部分。改革开放以后，货物贸易发展迅速。进出口贸易总额从1982年的771.3亿元发展到2007年的160861.2亿元。从货物贸易差额来看，在1982年—1984年间，我国货物贸易扭转了改革开放初期贸易逆差的局面，连续两年为顺差，1985—1989年贸易差额为逆差，1990年，出口开始超过进口，贸易出现顺差，但进出口贸易的规模在1991年、1992年连续缩小，到1993年，贸易再度出现逆差。1994年以后，我国长期持续处于贸易顺差的局面，并且自2001年我国加入世贸组织后急剧扩大。

改革开放以来我国服务贸易有了长足的进步。从贸易额上来看，服务贸易额从1982年的46.11亿美元增长到2006年的1928.3亿美元，年平均增长速度达到16.6%，但是从规模上来看，服务贸易相对货物贸易仍然较小。从服务贸易的差额来看，我国服务贸易结构可分为两个阶段：第一个阶段为顺差阶段，1982年—1994年间，除了1992年和1993年外，其他各年服务贸易都为顺差。第二个阶段为逆差阶段，从1995年开始，我国服务贸易持续逆差，至2006年服务贸易逆差已达88.3亿美元，与货物贸易2177.5亿美元的顺差形成了强烈的反差。

经常项目下的收益项目包括了职工报酬和投资收益两部分。投资收益包括直接投资项下的利润、利息收支和再投资收益、证券投资收益（股息、利息等）和其他投资收益（利息）。1982年—2006年，我国收益账户的特征可以划分为两个阶段。第一阶段为1982—1992年。除少数年份之外，收益账户皆表现为顺差。且数额较小。第二阶段为1993年至今，我国收益账户各年均为逆差，特别是1994-2002年，收益账户逆差占经常项目顺差比重约为32%，1995年和1996年超过了50%，表明经常项目次级账户形成的顺差约有三分之一被收益账户逆差冲减，而投资利润和红利等汇回形成的投资收益逆差又是导致收益账户逆差的主要原因。

经常转移项目包括所有非资本转移的转移项目，如侨汇、工人汇款、无偿捐赠、赔偿等项目。我国一直是一个经常转移的净接受国，并且这一顺差额还呈逐渐扩大的趋势，到2006年，该项目的顺差已达到292亿美元，我国居民个人在境外的侨汇收入是主要的顺差来源。

二、 FDI影响我国经常项目收支的途径分析

1982—2006年间我国吸收外国直接投资的规模从4.3亿美元增加到780.9亿美元，年均增长率为24.7%。这与我国积极引进外资的政策是密不可分的。外商直接投资进入我国主要有两种动因：一是出口导向型FDI，即在当前国际分工由

产业内贸易不断向产品内贸易发展的背景下，外商利用我国廉价的劳动力成本和原材料等将产品的生产加工环节转移到我国, 之后再出口到其他国家和地区；二是市场导向型FDI，即通过直接投资进入我国市场，从而绕开各种形式的贸易壁垒。出于这两种动因的FDI都将主要通过对我国贸易收支和收益项目的影响从而对经常项目差额产生影响。1 （一）FDI对我国贸易收支的影响

出口导向型FDI将主要通过促进我国加工贸易的发展直接引致贸易收支顺差，市场导向型FDI则主要通过减少我国的进口而促进贸易顺差。此外，两种形式的FDI还将通过对本土企业的溢出效应等带动我国企业的出口从而促进贸易顺差。据统计，2001-2005年，外商投资企业出口占我国总出口的比重分别为50.0%、52.2%、57.1%、54.8%和58.3%；外商投资企业进口占总进口的比重分别为51.7%、54.3%、56.2%、57.8%和58.7%。同期外商投资企业贸易顺差分别为74亿美元、97亿美元、84亿美元、140亿美元和567亿美元，占对外贸易顺差总额的32.8%、31.8%、33.1%、43.8%和55.6%。由此可见，外商投资企业已成为我国进出口贸易规模和贸易顺差的重要推动力量。以下将重点分析出口导向型FDI对我国贸易收支的影响。

（1）我国贸易顺差中加工贸易的贡献度

由于当代经济全球化特征在于国际分工基本单位从产品深入到工序环节和流程区段，为后进国参与国际分工谋求发展提供了有利的条件。中国在一段时期内的比较优势主要集中在产品内分工的内部装配、加工、制造等环节，因而参与全球分工的一个重要形态是通过加工贸易实现自身比较优势，由于加工贸易“两头在外，大进大出”的特性，将直接引起相当于国内加工增加值的贸易顺差。

改革开放以来，我国加工贸易累计顺差为6660多亿美元，非加工贸易累计逆差为3100多亿美元，可见如果没有加工贸易顺差就不可能有经常账户累计顺差。从加工贸易和非加工贸易余额变动和增长阶段来看，1990年我国加工贸易累计余额从逆差转变为顺差，到1994年累计顺差359亿美元，2006年达到6000多亿美元，成为中国经常项目收支的最大顺差项目。

1

由于我国经常项目中经常转移账户的规模较小，且与本文研究重点的联系不大，以下的研究中将忽略这一账户。

如图2所示，2000-2006年，我国贸易顺差总额为4153.56亿美元，加工贸易顺差总额达6729.61亿美元，对同期贸易顺差的贡献率为162.02%；一般贸易顺差总额为1199.18亿美元，对同期贸易顺差的贡献率仅为28.87%。除一般贸易和加工贸易外，其他贸易方式的总余额是逆差。而且，即使将一般贸易总额包括进来，除加工贸易外的其他贸易方式的总余额仍为逆差。

图2 中国各种贸易方式的顺差额（2000-2006年）

资料来源：《中国对外经济贸易年鉴》、《中国商务年鉴》各期。

注：本图中加工贸易仅包括来料加工装配贸易和进料加工贸易两类，由于出料加工贸易额较小，没有计算在内。

（2）FDI对我国加工贸易的影响

如前所述，加工贸易是我国贸易顺差的重要因素，而FDI与加工贸易之间存在着密切的联系。随着国际分工格局的变化，外商直接投资在我国加工贸易出口中的主体地位日益突出。如图3所示，2000-2005年我国加工贸易出口总值中有70%以上由外资企业承担或参与，且该比例逐年上升，表明中国现阶段在全球加工生产体系中的比较优势是吸引外商来华投资的关键动因之一。此外，FDI的技术溢出效应和示范效应对于国内加工企业提升产品竞争力、发挥比较优势、扩大出口也有一定程度的推动作用。

由此可见，FDI通过推动我国的加工贸易这一主要途径促进了我国贸易顺差的扩大。

图3 中国加工贸易出口企业类型分布（2000-2005年） 资料来源：中经网统计数据库。

（二）FDI对我国投资收益项目的影响

据商务部统计，20世纪90年代以来，我国外商直接投资利润汇回额已达3000多亿美元。随着外商直接投资利润积累的加快，投资利润和红利汇回的压力逐渐增大，直接导致了我国投资收益账户逆差的扩大。

直接投资收益取决于前期形成的投资存量和所处投资周期的位置。目前，我国仍处于大型跨国公司投资阶段，小规模的外资企业多属于制造业，利润率相对较低，且收益取得的滞后性较为明显。未来，FDI形成规模效益从而形成的利润汇出将在一定程度上侵蚀经常项目收支顺差。与此同时，我国对外直接投资尚未能形成一定的规模，且“走出去”的企业尚不具有较强的实力，难以弥补FDI利润汇回对收益账户逆差的影响。

综上，FDI对经常项目收支具有正反两方面的效应，一方面，FDI可通过推动加工贸易等途径促进我国的贸易顺差从而使经常项目收支盈余增加；另一方面，FDI的利润汇回使得投资收益账户持续逆差从而部分抵消了经常项目收支盈余。

三、 FDI对我国经常项目收支影响的实证分析

以下将建立计量模型，分别针对FDI对我国贸易收支和经常项目收支的影响进行实证分析，并通过两者的比较以明确FDI对我国经常项目收支的正反两方面影响。

(一)模型的建立

假设世界上只有两个国家: 我国和外国，即将世界上除我国外的其他国家看作一个整体。根据不完全替代理论（Goldstein and Khen，1985）建立进口方程，该理论假定作为研究对象的国家进出口商品和国内生产的商品不具有完全替代性。一国的进口需求函数是相对价格和实际收入的函数，即：

IM IM(Yd,Pdf)

（1）

其中，IM代表我国的进口需求, Yd表示我国的实际收入, Pdf表示以本国货币表示的进口品与本国产品的相对价格。

我国的出口即相当于外国的进口，可表示为： EX IMf IMf(Yf,Pfd)

（2）

其中，EX代表我国的出口, IMf表示外国的进口，Yf表示外国的实际收入, Pfd表示以外国货币表示的外国进口品与外国产品的相对价格。

由（1）、（2）式可得，国内的实际贸易收支为： TB TB(Yd,Yf,REER)

（3）

其中，REER为我国的实际有效汇率，代表我国和外国产品的相对价格。 由于本文重点考察FDI对我国经常项目差额的影响，将FDI引入（3）式，

TB TB(Yd,Yf,REER,FDI)

我们将利用来衡量影响贸易收支的各变量之间的长期

CA CA(Yd,Yf,REER,FDI)

均衡关系，并进一步利用以衡量影响经常项目收支的各变量之间的长期均衡关系（CA代表我国经常项目差额），进而可将FDI对贸易收支和经常项目收支的影响进行比较分析。

（二）数据处理

本文采用的数据为年度数据, 样本期为1982-2006年。用于分析的数据全部来自《中国统计年鉴》和《国际金融统计年鉴》的相关各期。其中：

贸易收支TB：利用美国的全社会零售价格指数生成相应的平减指数，对我国的出口总额和进口总额（以亿美元为单位）进行平减，得到以1990年美元表示的实际出口总额和进口总额，对其取自然对数，并将前者与后者相减得出。

经常项目收支CA：同贸易收支，将以1990年美元表示的经常项目贷方总额对数值减去借方总额对数值得出。

国内收入Yd：利用支出法统计的GDP及其指数生成GDP平减指数,，对现

价下的GDP（以亿元人民币为单位）进行调整，得到以1990年价格计算的实际GDP，并对其取自然对数。

外国收入Yf：1995年以来，美国、欧盟、日本、香港地区在我国进出口总额中所占的总比例基本持续在50%以上，由于大陆地区与香港地区经贸关系的特殊性，此处不宜将中港贸易作为双边贸易进行处理。因此选取美国、欧盟、日本三个国家（地区）进行分析。各国GDP采取以美元衡量的历年不变价GDP，并根据2000年各国占我国对外贸易权重指数加总而得。然后对其取自然对数。

实际有效汇率REER：为国内价格指数/进口价格指数。进口价格指数为(商品产地的批发物价指数*汇率)，由中国进口贸易伙伴国的商品批发物价指数乘以该国占我国进口贸易量的权数加总得到，并对其取自然对数。

外商直接投资FDI：利用美国的全社会零售价格指数生成相应的平减指数，对我国实际利用外资金额进行平减，得到以1990年美元表示的实际利用外资额，对其取自然对数。

上述原始数据取对数后，各变量均变为无量纲变量，可直接进入模型估算。 （三）FDI对贸易收支影响的实证分析

XX

令t表示由TB、Yd、Yf、REER、FDI构成的列向量。对于t，一个长度为p的无约束向量自回归(Unrestricted Vector Auto Regression，简称无约束VAR)

模型表示为：

p

Xt jXt j tt 1,2,...,T

j 1

(4)

其中

j

是系数矩阵, 是截距项, t是零均值的白噪声过程。T为样本容量。

1、单位根和协整检验

我们使用ADF统计量来进行单位根检验。检验过程中的滞后阶数可由AIC信息准则确定。由表1的检验结果可知，TB、Yd、Yf、REER、FDI各变量的时间序列中都只存在一个单位根，说明这些序列都是一阶单整序列。因而在此基础上可以继续检验这些变量之间的协整关系。

由于TB、Yd、Yf、REER和FDI已判定为一阶单整过程，因此可以在VAR模型中使用Johansen检验方法对各变量进行协整关系检验。首先需要确定VAR模型的结构形式，设定其中常数项和趋势项的位置。从时序变量的经济学含义出发，如果Xt不含非零的增长率，即没有线性确定性趋势，表明常数项必须约束在协整空间内；如果Xt含有非零的增长率，则无须这一约束；当Xt不仅含有非零的增长率，而且含有趋势项时，应将趋势项约束在协整空间内；否则，意味着Xt包含二次型趋势，即Xt是动态扩散的，这种情况在现实经济中几乎不会持续

出现（韩德瑞、秦朵，1998）。为此，我们通过检验以下三个依次包容的模型来确定最合适VAR模型的形式：

表1 TB、Y、Y、REER和FDI单位根检验结果

变量 TB

检验形式 （C,N,0） (C,T,0) （C,N,0） (C,T,0) （C,T,1） (N,N,1) (C,N,0) （N,N,1） (N,N,0) ADF检验统计量

-2.6568 -1.5621 -1.5749 -1.6460 -2.2031 -4.7891 -5.4218 -3.1619 -2.6144 5%临界值 -2.9981 -3.6220 -2.9981 -3.6220 -3.6329 -1.9580 -3.0049 -3.0123 -1.9572 Yd Yf

REER FDI D(TB) D(Yd）

D(Yf)

D(REER) 注：（1）本文所有检验均使用Eviewa5.0计量分析软件；（2）检验形式（C,T,K）分别表示单位根检验方程包括常数项、时间趋势和滞后阶数，N指不包括C和T；（3）D（.）表示各个变量的一阶差分形式。

模型1：常数项约束在协整空间内；

模型2：变量含有线性确定性趋势，即模型没有常数项的约束；

模型3：变量不仅含有线性确定性趋势，而且含有趋势项，即模型没有常数项的约束，但趋势项必须约束在协整空间内。

通过模型选择的联合检验，确定协整检验中允许数据有线性趋势，协整分析含截距项、无时间趋势项。

然后确定VAR模型的最佳滞后阶数，一般的方法是从较大的滞后阶数开始，通过对应的LM值、FPE值、AIC值、SC值、HQ值等确定。考虑到样本区间的限制，我们从最大滞后阶数k=3开始，并根据以上信息准则选择最佳滞后阶数为2。

根据表2的协整关系检验结果，拟检验的变量之间在5%的显著性水平上存在四个协整关系。标准化的协整估计方程为：

TB 0.48Yd 1.11Yf 0.74REER 0.22FDI

(0.004)(0.02)

(0.008)

(0.002)

（5）

括号内为对应变量的标准差。

根据估计方程(5)，贸易收支TB、国内收入Yd、外国收入Yf、实际有效汇率REER和FDI均显著的进入协整方程，表明这五个变量之间存在长期稳定的均衡关系。外国收入和FDI与贸易收支呈正相关关系，国内收入和实际有效汇率与贸易收支呈负相关关系。长期中，FDI每增长1%，贸易收支盈余增加或赤字减少0.22%。

表2 TB、Y、Y、REER和FDI的Johansen协整检验结果

特征值 0.9987 0.9621 0.7145 零假设（H） r=0 (*) r≤2 (*) r≤3 (*)

备选假设（H）

r=1 r=3 r=4 迹统计量 337.6433 95.2287 26.4982 5%临界值 69.8189 29.7971 15.4947 注：r代表协整向量个数。*表明在5%的显著性水平上拒绝零假设。

2、贸易收支的方差分解

VAR模型中各个内生变量的各期方差或标准差是其自身扰动及系统内其他扰动共同作用的结果，通过方差分解能够将VAR模型中任意一个内生变量的预测方差分解为各个变量随机冲击的贡献度。通过比较这些信息随时间的变化，就可以估计出各变量的作用程度。对我国贸易收支的方差分解结果如表3所示。

表3 贸易收支TB的方差分解

时期 1 2 3 4 5 6 7 8 9 S.E. 0.064897 0.090341 0.110415 0.117038 0.125599 0.132144 0.133499 0.136288 0.137043 0.139239

TB 18.39029 9.490364 10.29268 9.172053 8.729188 7.922735 7.814959 7.629231 7.554341 7.424091

YD 12.80545 47.72929 55.11464 54.54313 51.64846 46.65927 46.96021 46.14892 46.54793 46.51025

YF 15.80693 8.345226 6.132423 9.147089 8.249178 8.659618 8.835159 10.96116 10.86366 10.89483

REER 47.01494 30.38172 20.64903 18.93424 18.21377 19.99472 19.96368 19.37656 19.25085 19.85199

FDI 5.982395 4.053403 7.811226 8.203488 13.15941 16.76366 16.42599 15.88413 15.78322 15.31883

表3显示，在贸易收支的波动中，国内收入的影响处于12.8-55.1%之间，且这一贡献度基本稳定，贸易收支的波动50%左右是由国内收入冲击所致，但有一年的滞后期；外国收入的影响较小，当期达到了15.8%，而后减弱，基本处于10%左右；实际有效汇率的影响当期达到47%，而后逐渐减小至20%左右；FDI的影响处于4-16.8%之间；贸易收支其余部分的波动由自身波动解释。可见，国内收入、实际有效汇率和FDI冲击均是影响我国贸易收支波动的重要原因。

（四）FDI对经常项目收支影响的实证分析

Y

令t表示由CA、Yd、Yf、REER、FDI构成的列向量。建立VAR模型为：

Yt jYt j tt 1,2,...,T

j 1p

(6)

其中

j

是系数矩阵, 是截距项, t是零均值的白噪声过程。T为样本容量。

1、单位根和协整检验

如前文所示，Yd、Yf、REER和FDI变量均为一阶单整序列，在此对变量CA进行单位根检验，如表4所示。

表4 变量CA的单位根检验结果

变量 CA 检验形式 （C,N,0） ADF检验统计量

-2.8139 5%临界值 -2.9919 由表4的检验结果可知，变量CA的序列为一阶单整序列，因而在此基础上可以检验CA、Yd、Yf、REER、FDI这些变量之间的协整关系。

表5 CA、Y、Y、REER和FDI的Johansen协整检验结果

特征值 0.9184 0.8222 0.5045 0.4088 零假设（H0） r=0 (*) r≤1 (*) r≤2 (*)

r≤3 备选假设（H1）

R=1 r=2 r=3 r=4 迹统计量 120.4890 65.3413 27.3413 11.8940 5%临界值 60.0614 40.1749 24.2760 12.3209 注：r代表协整向量个数。*表明在5%的显著性水平上拒绝零假设。

根据表5的协整关系检验结果，拟检验的变量之间在5%的显著性水平上存在三个协整关系。标准化的协整估计方程为：

CA 0.14Yd 0.16Yf 0.37REER 0.18FDI

(0.08)

(0.05)

(0.05)

(0.04)

（7）

括号内为对应变量的标准差。

根据估计方程(7)，经常项目收支CA、国内收入Yd、外国收入Yf、实际有效汇率REER和FDI均显著的进入协整方程，表明这五个变量之间存在长期稳定的均衡关系。外国收入和FDI与经常项目收支呈正相关关系，国内收入和实际有效汇率与贸易收支呈负相关关系。长期中，FDI每增长1%，经常项目收支盈余增加或赤字减少0.18%。与协整方程（5）相比，FDI对经常项目收支的正效应较贸易收支为小，反映了FDI对收益账户的负向影响抵消了部分对贸易收支的正向作用。

2、经常项目收支的方差分解

对我国经常项目收支的方差分解结果如表6所示。

表6显示，在我国经常项目收支的波动中，国内收入的影响处于43.2-65.6%之间，是影响经常项目收支最主要的原因，可以解释当期经常项目收支变动的65.6%，随后降至40%左右并保持稳定；外国收入的影响处于6.1-14.6%之间；实际有效汇率的影响处于17%左右；FDI的影响处于14%左右；其余部分的波动由自身波动解释。

表6 经常项目收支CA的方差分解

时期 1 2 3 4 5 6 7 8 9 S.E. 0.110172 0.127806 0.133307 0.134507 0.135019 0.135404 0.135643 0.135766 0.135827 CA 10.011910 10.018829 10.029142 10.101540 10.204919 10.297279 10.365016 10.411037 10.441823 YD 65.58570 46.16820 43.79770 43.97867 43.80939 43.52389 43.33531 43.24182 43.19956 YF 6.133554 13.10424 14.59590 14.62052 14.51004 14.46929 14.47457 14.49524 14.51602 REER 11.52530 17.53394 17.23525 16.96481 17.24727 17.55696 17.71782 17.76807 17.76991 FDI 6.743531 13.17479 14.34200 14.33445 14.22838 14.15258 14.10728 14.08384 14.07268

四、 结论

我国国际收支经常项目和资本项目“双顺差”之间存在着内在联系。对贸易收支和经常项目收支的方差分解表明，FDI是贸易收支和经常项目收支波动的重要影响因素，能够解释贸易收支波动的4%-16.8%，经常项目收支波动的14%左右。此外，FDI对经常项目收支的影响是双向的，一方面，FDI通过推动加工贸易等途径促进我国的贸易顺差从而使经常项目收支盈余增加；另一方面，FDI的利润汇回使得投资收益账户持续逆差从而部分抵消了经常项目收支盈余。

总体来看，当前及今后一段时期，我国国际收支不平衡仍将存在。因此我国在调整“双顺差”国际收支结构时，应注意结合我国国情，统筹考虑外资政策和外贸政策的转变，重点应抓好以下几方面工作：

（1）调整引资政策，引导FDI流入。外资管理不仅要在数量上实现，更要采取切实措施对质量水平进行细分，真正发挥FDI的贸易结构优化升级作用。应在对国内资金充分挖掘利用的基础上，通过合理引进外资来弥补我国建设资金的不足。

（2）鼓励对外投资，支持企业“走出去”。具有国际竞争力的国内企业走出去，不仅可以获得汇回的红利，还可以降低非关税壁垒等贸易风险，带动设备、原材料出口，提供国际竞争力，改善经常项目收支。

（3）深化金融体制改革，完善汇率形成机制。随着外资数量的增多和我国技术的进步，外资对国内投资的替代效应会逐渐增强，溢出效应逐渐减弱，而其中本国的金融发展在引资和发挥FDI溢出效应方面又有着举足轻重的地位，因此必须深化金融体制改革。此外，完善汇率形成机制，稳定人民币汇率有助于企业稳定商品价格，进行商务谈判、对外投资，实现外汇收支平衡。

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FDI对我国经常项目收支的影响： 基于1982-2006年数据的实证研究

顾国达 钟晶晶 李丹玉

浙江大学经济学院

作者简介：

顾国达（1962-），男，浙江慈溪人，浙江大学经济学院国际经济学系主任，教授，博士生导师，主要研究

方向为国际贸易、世界经济。

Email：guguoda@ 联系电话：13957106352 通讯地址：310027 杭州市浙大路38号，浙江大学经济学院

钟晶晶（1982-），女，浙江杭州人，浙江大学经济学院，博士研究生，主要研究方向为国际经济。

Email：benin@ 联系电话：13857171816

李丹玉（1981-），女，湖北十堰人，浙江大学经济学院，博士研究生，主要研究方向为国际经济。

Email：liggxx@ 联系电话：13777825846

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