國際貨幣基金組織工作文件描述了作者正在進行的研究，并發表了以引起評論和鼓勵辯論。2024國際貨幣基金組織工作文件描述了作者正在進行的研究，并發表了以引起評論和鼓勵辯論。基金組織工作文件中表達的觀點是摘要：確定資本流入對增長和發展的因果影響一直是一個長期挑戰。本文提出了一種新的方法來研究資本流動對受援國新興和發展中經濟體的影響，使用變動份額工具并糾正間接流動。它發現貸款和債券流入對經濟表現的顯著有益影響，這在幾年后就實現了。它還1作者欠T。Ooda（日本國際合作銀行CEPR亞洲崛起研討會上提供的寶貴意見，以及該研討會的所有其他國際貨幣基金31Introduction3.1推動資本流入.......................4.2具有重述流的回歸...................A.2.對其他投資流入的回應...................A.3.對債券組合投資流入的反應.................A.4.對浮動制度下債券證券投資流入的反應.......56810121720214 D.1.的摘要統計信息BoP基于的樣本(以百分比為單位GDP)D.3.的摘要統計信息RB5CBS之二’slocalbankingsCPISIMF協調證券投資調查EMDELBS之二’slocalbankingstatisticsNBER國TIC財政部的國際資本USD美國.dollarVIX芝加哥6傳統觀點認為，資本流入對受援國經濟有利，因為它們幫助他們增長本流動-特別是外國直接投資（FDI）。與此同時，它們伴隨著逆轉、波動、繁榮-們也擔心資本流動的不利影響（特別是當資本流動不穩定時許多國家的當局對資本賬戶自由化采取了漸進的方法，并采用資本管制來限制資本流動（Fern'andezetal.，2016；IMF,然而，資本流動波動對受援國經濟的因果影響的程度仍然不確定；實分文獻都忽略了因果關系問題。本文試圖通過調查資本流入是否對受援國經濟表現產生積極的因果影響來填補這本文對文獻的貢獻是雙重的。首先，它提出了一種新的經驗方法來確定因果關系。估計資本流動的因果效應在經驗上具有挑戰性，主要是因為反向因果關系的潛力：如果資本流入可能推動受援國經濟，那么蓬勃發展的經濟體反過來更有可能吸引投資者的興趣和資本。因此，即使沒有資本流動對接受國經濟的因果影響，流入和經濟7(aBoP類別，主要包括跨境貸款)。并非所有的資本流動對受援國經濟都有相同的影響，因為它們在給定的貨幣政策利率下對國內融資條件的影響不同（Blachard等人。，2016)，并與各種風險Becer等人相關。（就穩定和治理而言，2007年）。由于吸收能力不均衡，尤其是在金融發展不完整且資本市場仍然存在缺陷的情況下，預計資本流動類型之間的這種差異效應也會有所不同（Baharmshah等人。，2017；Copelovitch和Siger，2017)。資本流入可能有助于克服這些缺陷，從而有助于經濟增長，但另一方面，淺薄的國內金融市場可能不足為了闡明資本流動的異質性影響，我利用了各種雙邊流動數據庫。特別是，由于Coppo我發現債券流入和“其他投資流入”對產出和投資有顯著的積極影響，這些影響需要幾年時間才能完全實現。這一結果與Blachard等人形成對比。（2017他從理論上進行了預測，并通過實證發現，只有非債券流動對受援國經濟有積極影響，而債券流入是收縮性的。這可能是由于19個新興市場的樣本較小，而我涵蓋了80多個國家，包括金融市場可能不太復雜的欠發達經濟體，貨幣政策傳導較弱，宏觀經濟政策反應不同。這種政策反應8本文的其余部分組織如下。下一節回顧了現有的理論和實證文獻。第3節詳細介紹了我的實證方法，而第4節介紹了我的主要結果。第5節總結了一些旨在促進資本流動的政策含義。為了方便讀者，附錄中報告了圖表從短期來看，資本流入通過兩個渠道影響經濟，正如蒙代爾-弗萊明模型所體現的那樣：貨幣升值和融資更便宜。前一種效應對凈出口具有收縮性，而后者對投資和消費具有擴張性（Blachard等人。，2015)。從長期來看，外國投資通常被認為是經濟增長的驅動因素，特別是在發展中經濟體-這是理論上建立在增長模型中的預期。國際資金流動被認為會加速發展中國家的資本積累，直到受援國資本的邊際產品與發達經濟體的邊際產品相等，從而導致經濟增長的過渡性增長。然而，最近的研究認為，由于金融摩擦，資本流入可能會被錯誤地分配給那些不一定是最有生產力的公司，并導致經濟增長放緩（Reis，2013；Gopiath等人。,2017)。我的論文側重Thereisanextensiveempiricallitariesthatlinkscapitalinflowstoeconiofcountriesover50years,ReinhartandReinhart(2008)findthatcapitalflowBonanzas（大量資本流了大量凈私人資本流入事件的類似模式。許多研究描述了資本流入和信貸增長之間的相關性（例如，門多薩和Terroes，2008年，2012年；Magd等人。,2014)。此外，還有一些研究可以根據資本流動的類型來區分宏觀9。(其中VIX指數和全球金融中心的經濟和金融狀況作為外部工具外債的外生增加導致產出缺口，通貨膨脹，股票價格和信貸增長的顯著增加，以及匯率的升值，基于股票的資本流動幾乎沒有統計上的顯著影響。Lae和1某些類型的資產和負債在iip中表現為外國直接投資，但行為類似于證券投資。例如，當一家日本公司的離岸子公司發行債券并借給母公司時，正常的國際收支統計數據將其記錄為對日本的外國直接投資，而實際上是一種證券投資。10之二的地區銀行統計數據(LBS)。他們報告說，粒狀工具變量“Gabaix和Koijen(2020)比基于以下因素的轉我的實證方法與Blanchard等人(2017)有很大不同，他們采用國家固定效應和全球資本流動之間的相互作用reduced-formpanelregressionΔUi,t=β?tγiγ+i,t(1)Σ11j=ij=i→i,t?1估計該模型的主要障礙是反向因果關系的可能性。資本流動會影響受援國經濟體，但相反，蓬勃發展的經濟體會吸引資本流動。因此，即使資本流動對增長或其他經濟指標沒有因果影響，它們仍然可能與其呈正相關。更廣換句話說，資本流入不能被認為是外生的。一個普通的最小二乘(OLS)（Barti，1991最近已實際適用于國際金融。這是因為有關雙邊投資頭寸的數據已在相對較長的時期內可用ΣΣP→i,tYP→i,tYi,t≡?U+γ+γ+ε(2)P→i,t?1→i,t?1iti,t P→i,t?1p→i,t?1可以定義為：i,tPgZ≡ΣPji,tPgZ≡ΣPj→i,t?1PΣ?∈{i,j}Pj→?,.摘自p→i,t?1，我假設它獨立于εi，t12j在第i國所收到的投資頭寸和第j國在世界其他地區的投資頭寸的增長率，不包括第i國。需要注意的是，工具Zi,tTheinstrumentisexpectedtoberelevanwelldocumentthatgravityfactors,such例如全球商業或金融周期。Aldasoro等人。(2023)發現，例如，基于跨境貸款的變動份額工具與全球金融周期相關。然而，國家和年份的固定效應應該涵蓋這樣的全球周期，因此考慮滿足排除限制是合理的-特別是我的樣本中的大多數國家都是相對封閉的經濟體，因此如果不通過資本流動，其他混雜因素（例如全球金融狀況或風2除了立即資本流入的影響，我也想調查中期的影響是如何演變的。資本流動的影響可能需要時間才能完全實2作為穩健性檢查，我還對一個樣本進行了回歸分析，該樣本僅限于具有靈活匯率制度的國家，這些國家與全球金融周期的隔離更好（Obstfeld等人，2019）。Ui,t+h=(h)ΔP→i,tpP→i,t?1→i,t?1+滯后+γ(h)+(h)+(h)iti,tt+h。主要的利息系數是β(h)，這可以解釋為對資本流入后h年的結果變量。資本流動的影響可以是持續的，所以我包括滯后。作為本地3.3.Data的國際收支(BoP)數據或科波拉等人的重述流量(2021年)。4對于雙邊投資頭寸(Pj→i,t)是構建IVs,Idrawfromvariousdatasets,whicharedescribedintherestofthissubsection.Moredetailsa構建IVfor證券投資（股票和債券）,我使用IMF的協調證券投資調查(CPIS).Thesurveycoversend-yearliabilitydatathatarederiv3在簡約和擬合之間的最佳權衡使我選擇了2個滯后；作為穩健性檢查，我檢查了解釋變量的第一個差異只有一個滯后的結果是相似的。此外，為了簡約，我不工具滯后的資本流動，滯后基本上中和了內生性的風險。4流入的定義是國內金融工具向外國居民的凈銷售；當該國金融賬戶中的負債增加時，它們是正的，如果負債減少，它們是負的。For直接投資,我使用IMF的協調直接投資調查的對外和對內直接投資頭寸。6與證券投資類似，我使用FDI責任(LBS).TheLBS自1977年以來，每季度提供位于報告國的國際活躍銀行的雙邊未償債權和負債。報告國的數量從i→j,t)=ip(5)利公司提供的貸款被視為法國向智利提供的貸款CBS，但從西班牙到智利LBS。因此，此數據集可能會創建更強5cpis還提供了按經濟體報告的負債價值。但是，有關證券投資持有量的雙邊數據更可靠，因為國家統計數據通常更容易了解外向證券的目的地，而不是傳入證券的來源。6CDIS和BOP/IIP數據不同。兩者都遵循《國際收支和國際投資頭寸手冊》第六版。但是，CDIS遵循方向性原則，而IIP和BOP使用資產/負債基礎，這對于反向投資很重要。在方向性原則下，公司對其直接投資者的投資（反向投資）與直接投資者的投資相抵。在BOP下，同一筆交易增加了該國的資產。新興市場的相對重要性。同樣，Bertautetal.(2019)估計CPIS由于公司債券，全球對新興債券和股票市場的敞口可能會低估大約三分之一。由于直接投資和證券由于數據集提供了重述的頭寸，但沒有重述的流量，我必須從潛在的估值效應和近似的F中抽象出來→i,t≈ΔUi,t=βg(P→i,t)p→i,t?1+i+t+i,t(6)雖然這個解釋變量(g(P→i,t)p→i,t?1)包含作為測量誤差的估值效應，IVEstimatorsshouldnotbeaffected.thevaluationeffectandbecomerelevantonlythroughit.My7數據可以在www.globalcapitalallocation.com上獲得。8這九個國家或地區是澳大利亞，加拿大，丹麥，歐洲貨幣聯盟，挪威，瑞典，瑞士，英國和美國/讓我們將流量近似為F(k)j→i,t~ΔPj→i,t—η→i,tPj→i,t/P→i,t?1。最后，該儀器是P(k)Zi,t≡jiΣF(k)j→i,t?1?∈{i,jΣF(k)P(k)PP(k)→i,t?1j→i,t?1(k)p→i,t?1在本節中，我分析了每種類型的資本流動對實直接投資流入與增長強烈且持續相關，即使在控制了年度和國家固定效應、因變量的滯后值和滯后流入之后，所有期限的系數都是顯著的正系數(表B.3)。相比之下，債券組合流入和其他投資流入的系數微不足道，短期內為正（h=0，1此后為負（表B.4和B.1）。股票組合投資在h=0時具有顯著的正系數，并且在其余范圍內保持為正（但不具有統計意義表B.2）。我轉向IVregressionstoinvestigatecausaleffects,focusedfirstonconfirmingthevalidityofmyinstruments.9結果對修剪選擇、國家選擇(例如。，減少小國并增加其他類型的資本流入作為滯后的控制變量。值素，這意味著特定國家新投資的接受者之間的分配與其現有投資存量之間的相關性較弱，進而削弱了IV。最后四列顯示LBS基于工具；一個百分點的GDP外源其他投資-to-GDP估計將上升約1.0個百分點GDPForthefirstthreeyearsandgrowfurtherinthefouryear.Theestimatedsizeofimpactinh=0matchesthesizeoftheexadenicinflforeignloansdonotcrowruitoutdome10與ols估計相比，前三年的iv系數更大。這與資本流入由推拉因素驅動的假設是一致的。資本流入有望提升gdp增長,gdp增長有望吸引資本流入，因此gdp增長可以用兩種方式表示為資本流入的增函數。這些ols產生這些函數的斜率的加權平均值。當資本流入對增長比增長對資本流入更敏感時，ols的估計值小于tsls的估計值（Saders等人。，2020年）。11結果匯總在脈沖響應圖上；詳細的回歸輸出可按需提供。thattheincreaseofforeignloanscausesadditionalcreditsupply.Whilecreditsupplyexpands,nonlegaloanratiodeclinesi觀變量（圖A.3我發現無論是真正的投資還是真正的私人消費，都不會從債券組合流入中得到顯著的影響即使在重述的情況下，股票組合投資的因果效應也無法確定。RBEP數據。IV證明太弱了，可能是因為已票比債券更大的估值效應使我的重建資本流動的近似值無效。將債券結果與文獻中先前的發現進行比較很有趣。然而，這一發現與Blanchard等人（2017）形成鮮明對比，他們發現債券流入對產出的負面影響很小，20升值引發的這種流動并沒有得到更寬松的融資條件的補償(與非債券工具不同)。12Toinvestigatethisfurther,I與布蘭查德等人(2017年)研究的19個新興市場相比,我的樣本更大,涵蓋了欠發達國家,這也許可以解釋為什文獻發現，資本流入對接受國的影響可能取決于Ui,t+h-Ui,t-1=(h)g(P→i,t)p→i,t-1+(h)+wg(P→i,t)p→i,t-1+滯后+γ(h)+(h)+(h)iti,t12在他們的模型中，當中央銀行將（短期）債券的收益率保持不變時，對國內債券的需求增加會導致匯率急劇升值。反過來，升值會引發貶值預期，從而推動國內非債券的收益上升，這是收縮性的。13我只對浮動匯率制度下的國家進行這些回歸；盡管如此，為了保持足夠的觀察結果，我使用了一個始終如一地涵蓋地平線的樣本h=.2.21當w為+當h變化時。圖A.5的底部面板繪制了其他投資流入與金融發展之間的相互作用系數（使用Sahay等人提出的匯總度量。,2015)。它顯示了當金融市場更加發達時，擴張影響是如何被抑制的。盡管這些因為F統計量較小，估計的重要性不如我的主要發現，但它們表明，并非所有資本流入都更具擴張性，金觀經濟變量如實際GDPandrealinvestment.Thesefindingsareconsistentwithmostoftheliterature,butfromthoseofBlanchardetal.(2017).14風險溢價是對私營部門和政府的貸款利率之間的利差。22由于它使用年度數據并估計經濟活動資本流入的中期反應，因此本文還涉及關于此類流動是否有助于發展以并不是所有的流量都會影響EMDE都一樣；而國家經常試圖吸引FDI因為金來源，他們還應該考慮吸引債務工具（債券和貸款這似乎與更顯著的增長紅利有關。其他流動很可能更具順周期性，因為它們可能會進入已經增長而促進增長的國家。最后，外源資本流入在經濟上顯著的積極影響也Addison,T.,G.Mavrotas,andM.McGillivray(2005).DevelopmentassistanceAizenman,J.,Y.Jinjarak,andD.Park(2011,October).Capitalflowsandeconomicgrowthinandcrack,1990-20Bartik,T.J.(1991).WhobenefitsfromstateandlocaleconomicdevelopmentpoliciesInstituteforEmploymentRBecker,T.,O.Jeanne,P.Mauro,J.D.Ostry,andR.Ranci'ere(2007).Countryinsurance:Theroleofdomesticpolicies.InC.W.Crowe,S.Johnson,J.D.Ostry,andJ.Zettelmeyer(Eds.),宏觀金融聯系，第15章，第429-472頁。華盛頓，直流:IMF.Blanchard,O.,J.D.Ostry,A.R.Ghosh,andM.Chamon(2theory,policyimplications,andsomeevidence.WorkingPaperBlanchard,O.,J.D.Ostry,A.R.Ghosh,andMpolicyimplications,andsomeevidence.IMF經濟評論6Borensztein,E.,J.DeGregorio,andJ.-W.Lee(1998).Howdoesforeigndirectinves濟學雜志45(1),Caballero,J.(2012,MaEvidenceonBonanzasincapitalinflowsanCardarelli,R.,S.Elekdag,andM.A.Kose(2010).Capitalinflows:MacroeconFernandez-Arias,E.(1996).ThenewwaveofprivaGabaix,X.andR.S.J.Koijen(2020,December).GNBER.IMF（2018）。審查關于資本流動自由Jord'a,O'.(2005).通過局部投影估計和推斷脈沖響應.美國經濟評論95(1),Korinek,A.(2012).Capitalflows,crities,andexternalities.InF.Allen,M.Aoki,J.P.Fitoussi,N.Kiyotaki,R.戈登和J.E.斯蒂格利茨(編輯)，全球宏觀經濟與金融,pp.98-117.London:PalgraveMacmillan.Lim,J.J.,S.Mohapatra,andM.Stocker(2014).Tinker,taper,qe,bye?theeffectodevelopingcountries.PolicyResearchWorkingPaper6820,WorlMassa,I.(2011).ImpactofmultilateraldevelopmentfinancialinstitutionsoneconomMendoza,E.G.andM.E.Terrones(2008,May).Ananalysticof工作文件18379，NBER.Mercado,R.(2018).Bilateralcapitalflows:gravity,push,andpull.TrinityEconomicsPapers0818,TrinityCollegeObstfeld,M.,J.D.Ostry,andM.S.Qureshi(2019).Atiethatbind:ReviewingthetriemmainemergingmarketecOstry,J.D.,A.R.Ghosh,M.Chamon,andM.S.Qureshi(2011).Capitalcontrols:whenandwhy?IMF經濟評論59(3),Portes,R.andH.Rey(2005).ThedetRajan,R.G.andA.Subramanian(2008).學評論90(4),經濟評論106(5),Reinhart,C.M.andV.R.Reinhart(2008).Capitalflowbonanzas:AncomposingviewofthepastandprReis,R.(2013).ThePortugueselunceandcrashandtSahay,R.,M.Cihak,P.N'Diaye,A.Barajas,D.AyalaPena,R.Bi,Y.Gao,A.Kyube,L.Nguyen,andSanders,N.J.,A.I.Barreca,andM.J.Neidell(2020).EstimatingcStock,J.andM.Yogo(2005).Testi圖A.1.世界總資本流動(在USD萬億)資料來源:IMFIIP數據圖A.2.對其他投資流入的反應Notes:這些圖表繪制了在年（第0年）資本流動后觀察到的每個變量的累積變化。陰影區域代表tsls估計值的90％的置信帶。當估計值超過繪圖區域時，不會顯示線條。在所有基礎回歸中，國家和年份固定效應都受到控制，標準誤差按國家聚集。圖A.3.對債券組合投資流入的反應Notes:這些圖表繪制了在年（第0年）資本流動后觀察到的每個變量的累積變化。陰影區域代表tsls估計值的90％的置信帶。當估計值超過繪圖區域時，不會顯示線條。在所有基礎回歸中，國家和年份固定效應都受到控制，標準誤差按國家聚集。圖A.4.浮動制度下債券組合投資流入的反應Notes:這些圖表繪制了在年（第0年）資本流動后觀察到的每個變量的累積變化。陰影區域代表tsls估計值的90％的置信帶。當估計值超過繪圖區域時，不會顯示線條。在所有基礎回歸中，國家和年份固定效應都受到控制，標準誤差按國家聚集。Notes:這些圖表繪制了在年（第0年）資本流動后觀察到的每個變量的累積變化。陰影區域代表tsls估計值的90％置信帶。當估計值超過繪圖區域時，不會顯示線條。在所有基礎回歸中，國家和年份的固定影響受到控制，標準誤差由國家/地區聚集表B.1.債券組合流入對實際貨幣的影響GDP隨著時間的推移(1)(7)債務流入/GDP-11.1L.債務流入/GDP-0.21??-0.31??-0.35??1.311.55L2.債務流入/GDP-0.17???-0.33???-0.47???-0.50??L.GDP增長0.25???0.32???0.31???0.31?L2.GDP增長-0.26??OLSOLSOLSOLSIVIVIVIV01230123N第一級魯棒F統計Notes:括號中按國家分列的標準誤差；?p<0.1,??p<0.05,???p<0.01.所有回歸包括國家和年份固定效應。表B.2.股票投資組合流入對實際價值的影響GDP隨著時間的推移(1)(5)(7)股權流入/GDP0.25?(1.41)(1.41)L.股權流入/GDP0.32?L2.股權流入/GDPL.GDP增長0.24???0.29???0.27??(0.17)0.23???0.28???0.27??L2.GDP增長-0.14?-0.30???-0.15?-0.30???OLSOLSOLSOLSIVIVIVIV01230123N第一級魯棒F統計Notes:括號中按國家分列的標準誤差；?p<0.1,??p<0.05,???p<0.01.所有回歸包括國家和年份固定效應。表B.3.影響FDI實際流入GDP隨著時間的推移(1)(5)(7)外國直接投資流入/GDP(1.79)L.FDI流入/GDP0.26??L2.外國直接投資流入/GDP-0.29???-0.21??實際GDP增長0.24???0.30???0.30??0.15??L2.實際GDP增長-0.26???(0.17)-0.28?OLSOLSOLSOLSIVIVIVIV01230123N第一級魯棒F統計Notes:括號中按國家分列的標準誤差；?p<0.1,??p<0.05,???p<0.01.所有回歸包括國家和年份固定效應。(1)0.28???0.41???-0.11?-0.11???-0.19???-0.16??-0.057??-0.13???-0.27???-0.34???-0.059?-0.13??-0.27???-0.34???L.GDP增長0.24???0.30???0.28??0.23???0.29???0.27??L2.GDP增長IVIVIVIV01230123NNotes:括號中按國家分列的標準誤差；?p<0.1,??p<0.05,???p<0.01.所有回歸包括國家和年份固定效應。表B.5.其他投資流入對一段時間內實際GDP的影響(CBS基于IV)(1)(7)1.64???2.27???-1.58???L.OI流入/GDP-0.11?-0.62???-0.90???0.55?-0.057??-0.13???-0.27???-0.34???-0.28???L.GDP增長0.24???0.30???0.28??0.17?0.32??L2.GDP增長OLSOLSOLSOLSIVIVIVIV01230123NNotes:括號中按國家分列的標準誤差；?p<0.1,??p<0.05,???p<0.01.所有回歸包括國家和年份固定效應。表B.6.隨著時間的推移，組合債券投資流入對實際GDP的影響(RBEP基于IV)(1)0.28??0.35?0.87??1.05???0.30??0.49???(0.11)0.25??0.40??0.49??L.GDP增長-0.63?-0.24???-0.47???-0.65?-0.27???-0.48???L2.GDP增長-0.55??-0.56???-0.67???-0.55??-0.57???-0.68???OLSOLSOLSOLSIVIVIVIV01230123NNotes:括號中按國家分列的標準誤差；?p<0.1,??p<0.05,???p<0.01.所有回歸都包括國家和地區年固定效應。表B.7.隨著時間的推移，證券投資流入對實際GDP的影響(RBEP基于IV)(1)(5)(7)股權流入/GDP-0.11??0.11???0.18???L.股權流入/GDP0.047??0.21???0.25???(0.17)L2.股權流入/GDP0.086??0.11???0.17???0.15???0.25?L.GDP增長-0.61?-0.19???-0.41???-0.64?(0.11)-0.34?L2.GDP增長(0.11)-0.53??-0.48??-0.60???-0.55??-0.44??-0.54??OLSOLSOLSOLSIVIVIVIV01230123N471471第一級魯棒F統計1.51.1Notes:括號中按國家分列的標準誤差；?p<0.1,??p<0.05,???p<0.01.所有回歸都包括國家和地區年固定效應。表B.8.其他投資流入效應與國內利差(11)(15)-0.69-1.08-3.36(1.17)-5.200.35-1.311.591.661.211.55-0.14-0.27-0.21(1.11)-0.63-0.55-0.065-0.21-0.30-0.35-0.46-1.03-1.73-1.83L.增長0.200.22L2.增長-0.28-0.40-0.15-0.45-0.47rGDP0rGDP1rGDP2rGDP3rGDP4rinvifs0123rinvifs401234N16.1Notes:括號中按國家分列的標準誤差；?p<0.1,??p<0.05,???p<0.01.這些回歸依賴于基于lbs的ivs。利差變量是私人利率和主權利率之間的差額。表B.9.其他投資流入效應與公共債務部門var.real增長實際投資增長實(1)(3)(5)(7)(10)(11)(12)(13)(14)(15)OI流入量/0.241.27(1.24)(1.22)(1.65)0.390.60OI流入量/×巨額公共債務-0.66-1.06-1.10-0.95-1.27-1.61-1.82-2.97(0.71)-0.47(0.17)-0.69-1.21-1.77L.OI流入/(0.11)0.29(1.11)L2.OI流入/-0.077-0.19-0.37-0.36-0.50-0.50-1.20-1.42-1.16(0.71)-0.11-0.23-0.37-0.51L.增長0.270.23(0.11)L2.增長(0.15)-0.50L.投資增長(0.17)-0.33-0.44-0.61(0.15)(0.17)L.消費增長0.41N0123251401234151012152317841574