李新，鄒宏元

（西南財(cái)經(jīng)大學(xué)金融學(xué)院，四川成都610074）

●中國經(jīng)濟(jì)

中國經(jīng)常項(xiàng)目順差的影響因素研究
——基于雙缺口模型的實(shí)證分析

李新，鄒宏元

（西南財(cái)經(jīng)大學(xué)金融學(xué)院，四川成都610074）

文章在雙缺口模型的基礎(chǔ)上，進(jìn)一步分拆模型去尋找影響私人部門儲(chǔ)蓄-投資缺口進(jìn)而影響我國經(jīng)常賬戶余額的因素。并且對人均GDP、政府部門的財(cái)政余額、對私人部門投放的信貸余額、一國的實(shí)際利率以及撫養(yǎng)比率這五項(xiàng)指標(biāo)進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)和格蘭杰因果檢驗(yàn)；并建立VAR模型，分析其脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解結(jié)果。實(shí)證結(jié)果揭示了以上因素對我國經(jīng)常項(xiàng)目余額的長期影響方向和短期變動(dòng)的特點(diǎn)。

經(jīng)常賬戶余額；雙缺口模型；國民收入恒等式；協(xié)整檢驗(yàn)；VAR模型

自2005年以后，我國經(jīng)常項(xiàng)目余額一直保持著大幅盈余狀態(tài)，并且在2008年達(dá)到歷史峰值。此后雖然有所下降，但是經(jīng)常項(xiàng)目余額占GDP的比例仍然維持在4%以上，直至2012年，該比例降至2.6%，是近年來的最低水平。在全球失衡的大背景下，我國經(jīng)常項(xiàng)目不平衡的問題成為各界關(guān)注的重點(diǎn)和熱點(diǎn)問題。這其中的一個(gè)重要原因是由于近年來持續(xù)的經(jīng)常項(xiàng)目順差給我國實(shí)體經(jīng)濟(jì)中一些重要的宏觀經(jīng)濟(jì)變量及政策造成了很大的影響，比如：人民幣名義匯率、我國外匯儲(chǔ)備以及央行的貨幣政策。從經(jīng)濟(jì)學(xué)意義上來說，一個(gè)經(jīng)濟(jì)體的外部不平衡往往是由于該經(jīng)濟(jì)體內(nèi)部的不平衡所引起的。在宏觀經(jīng)濟(jì)學(xué)的理論中，從早期國際收支調(diào)節(jié)理論中的吸收論，再到后來提出的雙缺口模型（S－I=X－M），都是分析一國經(jīng)濟(jì)內(nèi)、外不平衡現(xiàn)象的重要理論。運(yùn)用這些理論或模型，就可以通過它們找到可能對我國經(jīng)常項(xiàng)目余額造成影響的因素。在此基礎(chǔ)之上，輔以實(shí)證分析的方法，能夠揭示各影響因素與經(jīng)常項(xiàng)目余額之間的相互關(guān)系。

一、文獻(xiàn)回顧

最早的經(jīng)常項(xiàng)目余額決定的理論可以追溯到西方學(xué)者提出的一系列國際收支決定理論，如休謨的價(jià)格-現(xiàn)金流動(dòng)機(jī)制、馬歇爾的彈性論以及亞歷山大等人提出的吸收論等。與上述傳統(tǒng)的靜態(tài)經(jīng)常項(xiàng)目分析理論不同，1995年Obstfeld和Rogoff［1］提出了經(jīng)常項(xiàng)目的跨期均衡理論，將動(dòng)態(tài)最優(yōu)化的思想內(nèi)嵌于其研究之中從而形成了現(xiàn)代流行的經(jīng)常項(xiàng)目動(dòng)態(tài)分析方法。

本文的研究切入點(diǎn)是雙缺口模型（S-I=X-M），其中“S-I”代表一國的儲(chǔ)蓄-投資缺口，而“X-M”代表一國的進(jìn)-出口缺口。這個(gè)理論的提出則可以追溯到Chenery和Bru?no（1962）［2］以及之后Chenery和Strout（1966）［3］的兩篇文章。近年來國內(nèi)不少學(xué)者開始使用雙缺口模型對中國經(jīng)常項(xiàng)目余額進(jìn)行研究。這些研究大致可以分為以下三類：

第一類，探討中國經(jīng)常項(xiàng)目失衡的情況。這類文章主要是通過建立計(jì)量模型，從整體上去分析“S-I”與“X-M”這兩者之間的統(tǒng)計(jì)關(guān)系。如蔡德榮等（2008）［4］、席洪偉等（2008）［5］則基于雙缺口模型，對我國的投儲(chǔ)差額和經(jīng)常賬戶失衡之間的關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證分析。陳傳興（2012）［6］等構(gòu)建了一個(gè)我國儲(chǔ)蓄-投資失衡之間與貿(mào)易不平衡之間的影響框架，并就前者失衡如何影響貿(mào)易失衡進(jìn)行了論述。

第二類，探討一國經(jīng)常項(xiàng)目余額的決定因素。這類文章除了把一國的總儲(chǔ)蓄、總投資作為解釋因子外，還加入了一國經(jīng)濟(jì)的開放度、相對經(jīng)濟(jì)增長率、國外凈資產(chǎn)等反映一國對外經(jīng)濟(jì)水平的指標(biāo)，更加詳細(xì)地研究了這些宏觀經(jīng)濟(jì)變量對我國經(jīng)常項(xiàng)目造成的影響。如翟曉英（2012）［7］在肯定了儲(chǔ)蓄-投資缺口可以對經(jīng)常項(xiàng)目余額造成影響的前提下，從眾多文獻(xiàn)的研究中選取了四個(gè)因素作為對中國經(jīng)常項(xiàng)目順差有影響的因素，并進(jìn)行了協(xié)整分析。孫長華（2011）［8］也是基于儲(chǔ)蓄-投資的視角，使用截面和面板回歸技術(shù)檢驗(yàn)不同收入國家組別一段時(shí)間內(nèi)經(jīng)常賬戶余額的變動(dòng)情況，并且定量地總結(jié)出八個(gè)因素對經(jīng)常項(xiàng)目余額的影響。

第三類，探討國民經(jīng)濟(jì)各部門之間的儲(chǔ)投缺口問題。這類文章旨在通過分部門的分析，研究“S-I”在不同部門之間的結(jié)構(gòu)性差別。甘小芳等（2011）［9］就采用計(jì)量方法，研究居民、企業(yè)、政府三個(gè)部門儲(chǔ)蓄-投資缺口結(jié)構(gòu)與經(jīng)常項(xiàng)目順差的關(guān)系及部門儲(chǔ)投缺口的影響因素。林桂軍、Ronald（2008）［10］則從宏觀、中觀、微觀三個(gè)層面將投儲(chǔ)差缺口分成政府、企業(yè)、個(gè)人部門進(jìn)行分類研究，明確指出每個(gè)部門投儲(chǔ)差的差異結(jié)構(gòu)。楊子暉等（2009）［11］則著重改進(jìn)了研究的計(jì)量方法，采用了新一代面板單位根檢驗(yàn)和面板協(xié)整的方法對24個(gè)發(fā)展中國家的投儲(chǔ)差進(jìn)行詳盡的分析，并得出發(fā)展中國家的儲(chǔ)蓄-投資相關(guān)系數(shù)較小的結(jié)論。

可以看到，國內(nèi)許多學(xué)者在雙缺口模型的基礎(chǔ)之上，也對中國的經(jīng)常項(xiàng)目余額與儲(chǔ)蓄-投資缺口之間的關(guān)系做了分析和說明。但這些分析主要是從整體上探討“S-I=X-M”這一等式的左邊與右邊的統(tǒng)計(jì)關(guān)系，即儲(chǔ)蓄投資的缺口與進(jìn)出口缺口之間的關(guān)系；或者是探討總儲(chǔ)蓄、總投資以及反映對外開放度的經(jīng)濟(jì)指標(biāo)與經(jīng)常項(xiàng)目余額的關(guān)系；再者是探討儲(chǔ)蓄投資缺口本身的結(jié)構(gòu)差異，比如不同部門之間的儲(chǔ)蓄-投資缺口的差異。本文認(rèn)為，如果能夠?qū)㈦p缺口模型作為理論框架，并通過細(xì)分模型從而對那些影響儲(chǔ)蓄-投資缺口的因素如何最終影響到經(jīng)常項(xiàng)目余額進(jìn)行全面分析和實(shí)證，將更能體現(xiàn)研究的經(jīng)濟(jì)學(xué)意義。因此，在借鑒現(xiàn)有文獻(xiàn)的基礎(chǔ)上，本文以分部門的雙缺口模型為框架，對其進(jìn)行再度分拆，細(xì)分出影響我國儲(chǔ)蓄-投資缺口的因素，然后再用計(jì)量手段去探究這些因素與經(jīng)常項(xiàng)目余額變動(dòng)之間的關(guān)系。

二、中國經(jīng)常項(xiàng)目余額的特征事實(shí)

我國自1982年開始編制國際收支平衡表；至今已經(jīng)歷了32年。我國經(jīng)常項(xiàng)目余額的特點(diǎn)可以從兩方面加以總結(jié)。

總體上看，我國經(jīng)常項(xiàng)目在32年中的27年為順差，只有五個(gè)年份出現(xiàn)逆差。其中，1982-1996年的這15年間，經(jīng)常項(xiàng)目余額既有順差也有逆差，并且其數(shù)目相對較小，大約在-120～140億美元之間波動(dòng)；1997-2001年這5年間，我國的經(jīng)常項(xiàng)目順差是一個(gè)總體增加，但是增幅逐漸減少的過程；自從我國在2001年底加入WTO以后，我國的經(jīng)常項(xiàng)目順差開始極速增加，由2002年的354億美元增加到2008年的4 206億美元，達(dá)到有統(tǒng)計(jì)以來的峰值，經(jīng)常項(xiàng)目余額占GDP之比超過10%；第四階段是2009年至今，一個(gè)明顯特點(diǎn)是順差逐步回落，經(jīng)常項(xiàng)目余額占GDP之比開始穩(wěn)步下降，并且其內(nèi)部的子項(xiàng)目結(jié)構(gòu)開始發(fā)生變化。圖1展示了1982年以來的經(jīng)常項(xiàng)目余額的絕對量及其占GDP比例的變化情況。

圖1 1982-2012經(jīng)常項(xiàng)目差額及其占GDP比例

分項(xiàng)目來看，組成經(jīng)常項(xiàng)目的四個(gè)子項(xiàng)目（貨物貿(mào)易、服務(wù)貿(mào)易、收益與經(jīng)常轉(zhuǎn)移）也分別有著各自不同的變動(dòng)趨勢。貨物貿(mào)易項(xiàng)下，其余額與經(jīng)常項(xiàng)目余額演變趨勢基本一致，這是因?yàn)樵谖覈慕?jīng)常項(xiàng)目順差里主要是以貨物貿(mào)易的順差為主，而這一局面是由于我國實(shí)行的出口導(dǎo)向型政策、低廉的勞動(dòng)力成本、低附加值產(chǎn)品代工的經(jīng)濟(jì)方式等眾多因素所共同決定的。而服務(wù)貿(mào)易的變動(dòng)則有所不同，特別是從2008年開始，服務(wù)貿(mào)易逆差余額每年都會(huì)大幅增加，這其中也反映了我國對外開放度的提高，居民和企業(yè)用匯的便利。收益項(xiàng)目余額在2001年以前正負(fù)交替變化，到2001年時(shí)達(dá)到最大值192億美元，自2009年開始至今，該項(xiàng)目出現(xiàn)較大的逆差，這主要是因?yàn)榻陙硗顿Y收益余額為負(fù)，其數(shù)值超過了職工報(bào)酬余額。

結(jié)合上述對我國經(jīng)常項(xiàng)目余額變動(dòng)的分析，可以看出，雖然經(jīng)常項(xiàng)目余額的統(tǒng)計(jì)性描述都是基于國際收支賬戶得出的，但是無論是經(jīng)常項(xiàng)目的總體或是子項(xiàng)目，都有著不同的變化規(guī)律，這些變動(dòng)情況或者是反映出我國宏觀經(jīng)濟(jì)環(huán)境、經(jīng)濟(jì)政策的變化，或者是體現(xiàn)了我國居民儲(chǔ)蓄、消費(fèi)行為的變化。因此我們需要構(gòu)建一個(gè)能聯(lián)系一個(gè)經(jīng)濟(jì)體內(nèi)部和外部情況的模型，并對這些變化進(jìn)行具體分析。

三、影響因素分解

我們的分析基礎(chǔ)是雙缺口模型，因此，分別寫出雙缺口模型的表達(dá)式和經(jīng)常項(xiàng)目余額的定義式如下：

其中，S表示儲(chǔ)蓄，I表示投資，CA表示經(jīng)常項(xiàng)目余額，X表示出口，M表示進(jìn)口。顯然，通過以上兩式可以將一國的經(jīng)常項(xiàng)目余額寫成如下形式：

（1）式即為從雙缺口模型推出的核心等式。進(jìn)一步地，我們按照儲(chǔ)蓄、投資的主體將（1）式分拆成私人部門和政府部門，并進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理，可以得到：

對于（2）式來說，我們就將經(jīng)常項(xiàng)目余額轉(zhuǎn)化成了與國內(nèi)宏觀經(jīng)濟(jì)相關(guān)的兩部門的儲(chǔ)蓄-投資缺口：即私人部門的儲(chǔ)蓄-投資缺口和政府部門的儲(chǔ)蓄-投資缺口。相對后者來說，我們更關(guān)注的是私人部門的儲(chǔ)蓄-投資缺口，這是因?yàn)樗饺瞬块T的儲(chǔ)蓄及投資活動(dòng)有跡可循，而政府部門作為決策和管理層，他們的儲(chǔ)蓄和投資行為受制于其制定的政策或者是國家需要，在實(shí)踐中并不完全遵從著經(jīng)濟(jì)學(xué)意義。

借鑒Sophocles的方法，對（2）式的等號右邊的第一項(xiàng)，即私人部門的儲(chǔ)蓄-投資缺口進(jìn)行再分解。由于私人部門的儲(chǔ)蓄-投資缺口的變化主要取決于儲(chǔ)蓄的變化，因此接下來我們主要分析各宏觀經(jīng)濟(jì)變量對私人部門儲(chǔ)蓄量的影響。根據(jù)宏觀經(jīng)濟(jì)學(xué)的理論和現(xiàn)有文獻(xiàn)的討論，對私人部門儲(chǔ)蓄-投資缺口（（Sp-Ip）/Y）造成影響的因素主要是：

（1）一國的人均GDP量。根據(jù)消費(fèi)理論，私人部門的儲(chǔ)蓄與其收入應(yīng)是顯著正相關(guān)的。按照甘小芳等（2011）［9］的測算，居民收入每增長一個(gè)百分點(diǎn)，居民儲(chǔ)蓄增加約1.31個(gè)百分點(diǎn)，并且我國居民收入增長部分中用于儲(chǔ)蓄的比例增長大于用于消費(fèi)的增長。因此，人均GDP的增長會(huì)使得私人部門的儲(chǔ)蓄-投資缺口擴(kuò)大。

（2）政府的儲(chǔ)蓄-投資缺口（（SG-IG）/Y）。我國政府的儲(chǔ)蓄-投資缺口一般比較穩(wěn)定，然而由于政府部門投資不斷加大，會(huì)“擠出”私人投資，從這個(gè)意義上說，私人部門的儲(chǔ)蓄-投資缺口反而會(huì)因此而增加。

（3）對私人部門投放的信貸余額（CR）。研究表明，對私人部門投放的信貸余額越多，就越能促進(jìn)其消費(fèi)水平，減少儲(chǔ)蓄，從而減少其儲(chǔ)蓄-投資缺口。

（4）一國的實(shí)際利率（RI）。實(shí)際利率的上升既會(huì)使儲(chǔ)蓄的回報(bào)增多，也會(huì)增加投資成本。所以一般認(rèn)為實(shí)際利率上升會(huì)使私人部門的儲(chǔ)蓄-投資缺口變得更大。

（5）一國人口的撫養(yǎng)比率（DP）。撫養(yǎng)比越高，說明在一個(gè)社會(huì)中其老年人口占比越高。在這種情形下，如果該國的老人儲(chǔ)蓄率較高，其私人部門儲(chǔ)蓄-投資缺口就高。孫奎立等（2009）［12］的研究指出，這一點(diǎn)符合當(dāng)今中國社會(huì)的現(xiàn)狀。

此外，由于影響IP/Y的因素，最終會(huì)通過（2）式影響到CA/Y，根據(jù)關(guān)于我國投資方面的文獻(xiàn)研究，可能對這一比例造成影響的宏觀經(jīng)濟(jì)因素主要是信貸可用性CP。而信貸可用性在算法上與上文中提到的對私人部門投放的信貸余額CR相似，并且CR也是CP的主要組成部分。故本文此處亦采用CR這一指標(biāo)代替CP。

至此，我們就以雙缺口模型為基礎(chǔ)，分解出了相關(guān)的主要影響因素。接下來為了進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，我們把（2）式改寫為半對數(shù)形式的估計(jì)方程如下：

四、實(shí)證分析及結(jié)果解讀

（一）數(shù)據(jù)及其來源

本文中涉及經(jīng)常項(xiàng)目余額的所有數(shù)據(jù)均來自國家外匯管理局網(wǎng)站的數(shù)據(jù)庫。名義GDP的數(shù)據(jù)以及名義的人均GDP均直接取自國家統(tǒng)計(jì)局公布的《2013中國統(tǒng)計(jì)年鑒》。政府儲(chǔ)蓄則嚴(yán)格按照定義，為政府經(jīng)常性收入中扣除了政府的消費(fèi)性支出的部分。政府投資有眾多估算方法，本文則將政府的投資性支出的數(shù)據(jù)作為政府投資的代理變量。這樣，政府儲(chǔ)投缺口則為政府儲(chǔ)蓄減去政府投資。以上所有關(guān)于政府收入和支出的數(shù)據(jù)均取自中國財(cái)政部公布的《中國財(cái)政年鑒》。對私人部門投放的信貸余額CR即一國的金融機(jī)構(gòu)對私人部門的貸款等確定性債權(quán)占GDP的比例；我國的實(shí)際利率RI則是用一年期貸款利率減去當(dāng)期CPI，以上兩組數(shù)據(jù)則來源于世界銀行官方網(wǎng)站的數(shù)據(jù)庫。撫養(yǎng)比包含了對14歲以下兒童和65歲以上老人的統(tǒng)計(jì)，其中1995年以前的部分年份由于數(shù)據(jù)缺失，則按照其前后趨勢進(jìn)行估計(jì)，數(shù)據(jù)來源于《2013中國統(tǒng)計(jì)年鑒》。諸變量的描述性統(tǒng)計(jì)如表1所示。

表1 變量的描述性統(tǒng)計(jì)

從表1中可以初步看出，諸變量的中位數(shù)與其平均值之間差別很小，說明變量的總體變化趨勢是平穩(wěn)的，其極值并沒有對序列造成顯著影響；從標(biāo)準(zhǔn)差與其平均數(shù)的比較來看，政府部門的儲(chǔ)蓄-投資缺口LnSI以及信貸可用性LnCR的整體波動(dòng)性最小。在現(xiàn)實(shí)中，這兩個(gè)變量的大小與相關(guān)部門的政策有著密切聯(lián)系，因而其穩(wěn)定性從側(cè)面反映出該變量受到人為因素影響的特點(diǎn)。

（二）實(shí)證分析

1.單位根檢驗(yàn)

由于本文中的宏觀經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)多為時(shí)間序列數(shù)據(jù)，為了避免“偽回歸”的問題，首先對所有變量做單位根檢驗(yàn)以判斷其平穩(wěn)性。單位根檢驗(yàn)的結(jié)果如表2所示。

表2 單位根檢驗(yàn)結(jié)果

從表2可知，諸變量原始序列的ADF統(tǒng)計(jì)量的值均無法拒絕存在單位根的零假設(shè)，即序列是非平穩(wěn)的。經(jīng)過一階差分后，在顯著性水平是5%的情形下，以上變量的一階差分序列均變?yōu)槠椒€(wěn)，為I（1）序列。

2．協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)

這里，考慮到變量的數(shù)量問題以及可能存在不止一個(gè)協(xié)整關(guān)系，本文采用Johansen（1995）基于向量自回歸模型的協(xié)整檢驗(yàn)方法對上述變量的長期穩(wěn)定關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)。進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)之前，為了確定基于VAR模型的最佳滯后期，本文通過LR、FPE、AIC、SC、HQ五個(gè)評價(jià)標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行最佳滯后期的選擇。由于年度樣本數(shù)據(jù)個(gè)數(shù)的限制，本文從最大滯后階數(shù)p=2開始，檢驗(yàn)結(jié)果見表3。

檢驗(yàn)結(jié)果顯示，以上指標(biāo)基本上一致認(rèn)為該模型中滯后期長度為2，故本文采用滯后期為2期的VAR模型。JJ協(xié)整檢驗(yàn)?zāi)Ｐ偷臏箅A數(shù)p-1是基于VAR（p）轉(zhuǎn)化而來的，而VAR模型的最優(yōu)滯后期為2，因此這就同時(shí)確認(rèn)了協(xié)整檢驗(yàn)的模型滯后階數(shù)確定為1。通過對模型的選擇進(jìn)行聯(lián)合檢驗(yàn)，確定協(xié)整檢驗(yàn)中允許數(shù)據(jù)有線性趨勢，協(xié)整分析中含時(shí)間趨勢項(xiàng)無截距項(xiàng)。

表3 滯后期檢驗(yàn)結(jié)果

表4 協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果

由表4可以看到，最大特征根統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)表明以上諸變量間存在著1個(gè)協(xié)整關(guān)系，且最大特征值表明在5%的顯著性水平上顯著。這意味著，以上解釋變量在長期中對于經(jīng)常項(xiàng)目余額有著不可忽視的影響。根據(jù)計(jì)量規(guī)則，我們選擇第一個(gè)協(xié)整方程，經(jīng)正規(guī)化后的協(xié)整方程如下：

1.37 RI+23.91lnDP+et

通過標(biāo)準(zhǔn)化協(xié)整方程我們發(fā)現(xiàn)，我國的人均GDP、政府部門的儲(chǔ)蓄-投資余額、對私人部門的信貸投放占GDP的比率、實(shí)際利率和總撫養(yǎng)比對我國的經(jīng)常項(xiàng)目余額具有長期協(xié)整關(guān)系。人均GDP量的增長率每增加1%，會(huì)使得經(jīng)常項(xiàng)目余額占GDP比率上升0.08%左右；政府部門的儲(chǔ)蓄-投資余額每增加1%，會(huì)使得經(jīng)常項(xiàng)目余額占GDP比率上升0.79%左右；對私部門信貸投放與實(shí)際利率的增加會(huì)引起經(jīng)常項(xiàng)目余額占GDP比率下降，而撫養(yǎng)比的上升使得我國經(jīng)常項(xiàng)目余額占比顯著提高。從協(xié)整方程的符號來看，除了實(shí)際利率這一指標(biāo)的符號和前述理論不一致以外，其余變量的符號均符合預(yù)期。從這個(gè)協(xié)整方程得出的結(jié)論還有：①政府部門的儲(chǔ)蓄-投資缺口的擴(kuò)大將會(huì)使得經(jīng)常項(xiàng)目順差呈同方向變動(dòng)，這一方面說明了我國政府部門儲(chǔ)蓄-投資缺口的變動(dòng)除了對私人部門儲(chǔ)蓄-投資缺口造成了較為顯著的影響，另一方面也說明了多年來我國政府在政策和資金使用上偏向于支持出口企業(yè)的現(xiàn)實(shí)情況。②人均GDP對于經(jīng)常項(xiàng)目余額的影響系數(shù)偏小，這表明人均GDP這個(gè)指標(biāo)并沒有明顯地通過影響到私人儲(chǔ)蓄和私人投資進(jìn)而影響到經(jīng)常項(xiàng)目余額，這也符合Chinn和Prasad（2000）［13］的一項(xiàng)實(shí)證研究結(jié)果，即國際收支的成長階段假說所提出的經(jīng)濟(jì)增長促進(jìn)經(jīng)常項(xiàng)目順差這一效應(yīng)在發(fā)展中國家并不顯著。③關(guān)于實(shí)際利率的系數(shù)為負(fù)這一點(diǎn)，可能是由于我國的利率尚未完全市場化，故而實(shí)際利率的變動(dòng)不能有效地使得私人部門相應(yīng)地改變其儲(chǔ)蓄和投資行為。從實(shí)證研究的角度說，即便在西方發(fā)達(dá)國家，多數(shù)學(xué)者的實(shí)證結(jié)果表明，實(shí)際利率的上升會(huì)造成私人部門儲(chǔ)蓄-投資缺口的擴(kuò)大，然而其回歸系數(shù)并不顯著，比如Sophocles等（2010）［14］的實(shí)證結(jié)果也符合這一點(diǎn)。

3．VAR模型估計(jì)與檢驗(yàn)

之前的分析表明諸變量間存在著長期的協(xié)整關(guān)系。而對于我們研究的問題本身來說，必須構(gòu)建一個(gè)統(tǒng)一的系統(tǒng)，并且分析諸變量在系統(tǒng)中是如何互相影響的，同時(shí)還要考慮到各因素的動(dòng)態(tài)關(guān)系，以及對于沖擊變化的反應(yīng)行為及持續(xù)時(shí)間。為了做到這一點(diǎn)，需要建立VAR（向量自回歸）模型，以及在此基礎(chǔ)上的脈沖響應(yīng)和方差分解以捕捉各變量之間動(dòng)態(tài)影響的大小、持續(xù)時(shí)間和相對程度。需要說明的是，為了更好地將經(jīng)常項(xiàng)目余額這一變量納入到VAR系統(tǒng)中，我們借鑒現(xiàn)有文獻(xiàn)的方法，把經(jīng)常項(xiàng)目余額處理成lnCA=ln（經(jīng)常項(xiàng)目貸方余額/經(jīng)常項(xiàng)目借方余額）的方式，類似的處理方法顧國達(dá)等（2009）［15］、劉偉等（2005）［16］的研究中也采用過。這樣既避免了經(jīng)常項(xiàng)目余額本身正負(fù)值交替變化以致無法對其直接取自然對數(shù)的問題，也可消除計(jì)量模型的異方差性。

（1）Granger因果檢驗(yàn)。為了進(jìn)一步驗(yàn)證各變量與經(jīng)常項(xiàng)目余額的短期因果關(guān)系，我們對其分別進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)，結(jié)果如表5所示。

表5 格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果

表5結(jié)果顯示，在5%的顯著性水平上，人均GDP、政府的儲(chǔ)蓄-投資缺口（SG-IG）/Y、對私人部門投放的信貸余額CR、一國人口的撫養(yǎng)比率DP與lnCA間均存在單向因果關(guān)系。而RI（實(shí)際利率）的格蘭杰因果性檢驗(yàn)結(jié)果說明，在短期內(nèi)，這個(gè)變量的滯后值無助于預(yù)測lnCA，因此，在接下來的分析中，去除這個(gè)變量。

（2）VAR模型的估計(jì)與穩(wěn)定性檢驗(yàn)。基于VAR模型的JJ協(xié)整檢驗(yàn)從統(tǒng)計(jì)上反映了變量之間可能存在的長期均衡關(guān)系。為了闡釋變量之間的動(dòng)態(tài)關(guān)系以及對外部沖擊的反應(yīng)程度，本文接下來通過VAR系統(tǒng)來研究各變量之間的影響。首先建立VAR模型并檢驗(yàn)其穩(wěn)定性，通過檢驗(yàn)后發(fā)現(xiàn)，其特征根全部位于單位圓內(nèi)，從而該VAR模型是平穩(wěn)的，也保證了后續(xù)脈沖響應(yīng)分析中標(biāo)準(zhǔn)差的有效性。接下來只給出最終的估計(jì)結(jié)果，如表6所示（括號內(nèi)為相應(yīng)變量的標(biāo)準(zhǔn)差）。估計(jì)結(jié)果顯示該VAR模型的可決系數(shù)為69.58%，擬合優(yōu)度相對較高，總體效果良好。

表6 VAR模型結(jié)果

（3）脈沖響應(yīng)函數(shù)分析。為了更加清晰地刻畫各個(gè)變量與經(jīng)常項(xiàng)目余額之間的動(dòng)態(tài)交互作用及受到?jīng)_擊后的行為特征，我們還需要借助脈沖響應(yīng)函數(shù)做進(jìn)一步的分析，圖2為經(jīng)常項(xiàng)目余額在受到其他因素沖擊后的脈沖響應(yīng)函數(shù)（采用喬萊斯基分解）。

圖2 脈沖響應(yīng)函數(shù)

從經(jīng)常項(xiàng)目余額對自身的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差信息的沖擊產(chǎn)生的脈沖響應(yīng)函數(shù)可以看出，當(dāng)在本期給lnCA一個(gè)單位標(biāo)準(zhǔn)差的正向沖擊后，第1期經(jīng)常項(xiàng)目余額就相應(yīng)產(chǎn)生一個(gè)正響應(yīng)，隨后正響應(yīng)逐漸減弱，并在第4期達(dá)到一個(gè)最小的響應(yīng)點(diǎn)，在此之后又開始上升，且正負(fù)交替變換，但總體而言其影響是保持逐漸減弱的趨勢。這表明本期的經(jīng)常項(xiàng)目余額的增加會(huì)讓接下來幾期的經(jīng)常項(xiàng)目余額有所增加，從實(shí)踐經(jīng)驗(yàn)看，這符合經(jīng)常項(xiàng)目變動(dòng)的特點(diǎn)，因?yàn)楫吘菇?jīng)常項(xiàng)目本身包含的主要成分是貿(mào)易余額，而貿(mào)易項(xiàng)目的數(shù)量、結(jié)構(gòu)與相關(guān)貿(mào)易品的生產(chǎn)和銷售有關(guān)，在短期內(nèi)不會(huì)有明顯的變化。經(jīng)常項(xiàng)目余額對信貸可用性的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差信息沖擊反應(yīng)在初期并不明顯，從第2期開始下降直到第4期達(dá)到最低值。這說明，根據(jù)我國的宏觀經(jīng)濟(jì)運(yùn)行狀況看來，私人部門獲得的信貸額度的增加對經(jīng)常項(xiàng)目余額的影響在最初兩期可以稍許地改善經(jīng)常項(xiàng)目余額，但到了中期則會(huì)惡化經(jīng)常項(xiàng)目余額，最終會(huì)惡化經(jīng)常項(xiàng)目余額，這個(gè)特性也與實(shí)際情況相吻合，因?yàn)樗饺瞬块T獲得銀行信貸支持以后，需要一段時(shí)間從事前期準(zhǔn)備工作，比如購置設(shè)備、招募人員、設(shè)立新廠，到最終投入生產(chǎn)并產(chǎn)出成品的階段需要經(jīng)歷一個(gè)過程。而經(jīng)常項(xiàng)目余額對于人均GDP的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差信息沖擊產(chǎn)生的脈沖響應(yīng)函數(shù)則很有意思，可以看出，在本期給人均GDP一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的正向沖擊后，第1期的經(jīng)常項(xiàng)目余額并沒有馬上增長，而是從第2期開始，逐步穩(wěn)定地增長。也就是說，本期人均GDP的增長并不是立即作用于私人部門的儲(chǔ)蓄-投資缺口，這可能是由于私人部門改變之前的消費(fèi)習(xí)慣需要時(shí)間，因而在收入增長后，私人部門的儲(chǔ)蓄-投資缺口逐步擴(kuò)大，進(jìn)而逐漸地改善經(jīng)常項(xiàng)目余額。接下來，在本期給總撫養(yǎng)比一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的正向沖擊后，在1～3期的時(shí)間內(nèi)，沖擊效應(yīng)為正，隨后變?yōu)樨?fù)值，直到第7期以后其響應(yīng)又變?yōu)檎怠Ｓ捎诳倱狃B(yǎng)比變化率的改變不會(huì)像其他因素那樣短時(shí)間內(nèi)產(chǎn)生效果，因此其響應(yīng)曲線最為平緩。最后，在本期給政府部門儲(chǔ)蓄-投資余額一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的正向沖擊后，在1～4期的時(shí)間內(nèi)，沖擊效應(yīng)為正，4～6期內(nèi)先下降，隨后上升，直到第6期結(jié)束，又變?yōu)檎?，這表明我國政府的儲(chǔ)投差在短期內(nèi)對于經(jīng)常項(xiàng)目余額有非常明顯的改善作用，但是到了中期其影響減弱且影響方向不恒定。

（4）方差分解。脈沖響應(yīng)函數(shù)反映了模型中諸變量的沖擊帶來的變化，而借助方差分解的方法，可以進(jìn)一步評價(jià)每一個(gè)內(nèi)生變量對方差預(yù)測的貢獻(xiàn)程度。圖3為lnCR、lnDP、lny、lnSI對LnCA的貢獻(xiàn)率（采用喬萊斯基分解）。

圖3 方差分解綜合效應(yīng)圖

從圖3可以清楚地看到，從第3期開始，各變量對lnCA方差預(yù)測的貢獻(xiàn)度就呈現(xiàn)出穩(wěn)定的態(tài)勢。除了經(jīng)常項(xiàng)目余額對自身貢獻(xiàn)度以外，最能夠預(yù)測lnCA方差的變量依次是lnSI、lny、lnCR和lnDP。這反映出，政府部門的儲(chǔ)蓄-投資余額變化率的變化對經(jīng)常項(xiàng)目余額變化率的貢獻(xiàn)度最高。此外，由于我國人均GDP的變化可以改善經(jīng)常項(xiàng)目余額，因此，其貢獻(xiàn)率也相對比較高；而對私人部門的信貸投放比的變化也是一個(gè)既可以增加私人儲(chǔ)蓄率又可以減少私人投資率的因子，因此這個(gè)變量的變化率所做出的貢獻(xiàn)也是比較明顯的；作為影響人口結(jié)構(gòu)的指標(biāo)，總撫養(yǎng)比的變化率對經(jīng)常項(xiàng)目余額的變化率的預(yù)測方差貢獻(xiàn)率最小，原因可能是因?yàn)槿丝诮Y(jié)構(gòu)的改變需要足夠長的時(shí)間才能引起某一代人的行為的改變，而不像其他因素那樣可以在中短期內(nèi)影響到經(jīng)常項(xiàng)目余額。

五、結(jié)論和啟示

本文基于雙缺口模型，以1982-2012年的中國宏觀經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)為樣本，對人均GDP、政府部門的儲(chǔ)蓄-投資余額、對私人部門的信貸投放占GDP的比率、實(shí)際利率和總撫養(yǎng)比與我國的經(jīng)常項(xiàng)目余額之間的關(guān)系進(jìn)行了理論探討和實(shí)證分析，其結(jié)論如下：

基于Johanse多變量協(xié)整檢驗(yàn)的結(jié)果表明，以上變量與經(jīng)常項(xiàng)目余額之間具有長期協(xié)整關(guān)系。從長期看，人均GDP越高，政府部門的儲(chǔ)蓄-投資余額越大，總撫養(yǎng)比越高，越能引起經(jīng)常項(xiàng)目余額的增加；而對私人部門的信貸投放占GDP的比、實(shí)際利率的變化率和經(jīng)常項(xiàng)目余額之間存在著反向關(guān)系。從標(biāo)準(zhǔn)方程的系數(shù)來看，政府部門的儲(chǔ)投缺口和總撫養(yǎng)比的系數(shù)相對較高，這就反映了在長期中，這兩者是我國經(jīng)常項(xiàng)目余額的主要影響因素。VAR模型穩(wěn)定后，脈沖響應(yīng)函數(shù)的測試和方差分解的分析結(jié)果則揭示了在四個(gè)解釋變量中，經(jīng)常項(xiàng)目余額對于人均GDP、政府部門的儲(chǔ)蓄-投資余額、對私人部門的信貸投放的變化反應(yīng)最為明顯，而在預(yù)測經(jīng)常項(xiàng)目余額變化率的方差所做出的貢獻(xiàn)方面，由大到小依次為政府部門的儲(chǔ)蓄-投資余額變化率、人均GDP的變化率、對私人部門的信貸投放比率的變化率和總撫養(yǎng)比的變化率。

根據(jù)本文的理論分析和實(shí)證結(jié)果，其政策含義在于：

第一，從我國目前存在的經(jīng)常項(xiàng)目長期順差這一現(xiàn)象來看，由于其主要影響因素為人均GDP、政府部門的儲(chǔ)蓄-投資余額、對私人部門的信貸投放占GDP的比率和總撫養(yǎng)比這類宏觀經(jīng)濟(jì)變量，且這些變量本身的變化趨勢比較穩(wěn)定，因此，短期內(nèi)不太容易改變這樣的格局。換句話說，如果要有效改變我國經(jīng)常項(xiàng)目的余額，一條更好的途徑可能是通過對經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)調(diào)整和經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式的轉(zhuǎn)變，這一點(diǎn)，也得到了學(xué)者們比較一致的共識，如徐迎軍（2008）［17］的研究。因此，一方面需要大力促進(jìn)我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)型與升級，提高我國出口產(chǎn)品的技術(shù)含量，增加其附加值從而以產(chǎn)品的內(nèi)在競爭力贏得經(jīng)常項(xiàng)目順差；另一方面需要逐步改變純粹的出口導(dǎo)向型策略，改變依靠低廉的人力、土地成本而帶來的加工貿(mào)易順差占主導(dǎo)的局面。

第二，本文的研究結(jié)論說明，眾多的宏觀經(jīng)濟(jì)變量可以通過改變微觀主體的儲(chǔ)蓄和投資行為，進(jìn)而影響到我國的經(jīng)常項(xiàng)目余額。因此，如果單單調(diào)整某一個(gè)經(jīng)濟(jì)指標(biāo)是很難對我國的對外不平衡現(xiàn)象做出緩解。比如說，單純地調(diào)整信貸投放總量，在短期內(nèi)難以對我國經(jīng)常項(xiàng)目余額產(chǎn)生巨大的影響，必須多管齊下，既要重視經(jīng)濟(jì)指標(biāo)的數(shù)量型管理，也要注重對私人部門預(yù)期的管理，還要考慮到多個(gè)經(jīng)濟(jì)變量之間的聯(lián)動(dòng)效應(yīng)。

第三，要調(diào)整內(nèi)需政策。本文結(jié)果說明，要改善外部失衡，首先需要改善國內(nèi)的儲(chǔ)蓄-投資缺口。因而對當(dāng)代中國來說，擴(kuò)大內(nèi)需成為當(dāng)務(wù)之急，劉紅忠（2013）［18］的基于經(jīng)常項(xiàng)目跨期方法的研究亦指出這一點(diǎn)。特別是在拉動(dòng)消費(fèi)增長方面，不但要進(jìn)一步加大金融市場開放，完善消費(fèi)信貸的傳導(dǎo)渠道，讓私人部門的消費(fèi)渠道更加通暢；更要從社會(huì)保障體系入手，改善社保、醫(yī)療等一些列影響私人部門消費(fèi)的體制環(huán)境，從根本上增加居民的消費(fèi)傾向。

第四，要注意傳統(tǒng)經(jīng)濟(jì)學(xué)理論在當(dāng)代中國的適用性問題。比如根據(jù)根據(jù)Modigliani的生命周期消費(fèi)理論，總撫養(yǎng)比的下降意味整個(gè)社會(huì)的消費(fèi)增量小于儲(chǔ)蓄增量，從而會(huì)擴(kuò)大私人部門的儲(chǔ)蓄-投資缺口。然而在中國，雖然總撫養(yǎng)比呈下降態(tài)勢，然而已有許多實(shí)踐和研究表明，我國年輕一代的消費(fèi)水平較高，這時(shí)，反而縮減了私人部門的儲(chǔ)蓄-投資缺口。因此，我們必須在制定政策時(shí)既考慮到一般性的經(jīng)濟(jì)學(xué)原理，又兼顧現(xiàn)實(shí)情況，做到科學(xué)性和可持續(xù)性的有機(jī)統(tǒng)一。

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［責(zé)任編輯：張兵］

A Research on the Factors Causing the Surplus of China’s Current Account Balance—An Empirical Analysis Based on Two-Gap Model

LI Xin，ZOU Hong-yuan
(School of Finance，Southwestern University of Finance and Economics，Chengdu 610074，China)

Based on Two-Gap model，the paper aims to investigate the factors which influence China’s current account bal?ance through finding the gap between private savings and private investment by further dividing the model into several parts.It also makes the cointegration test and Granger causality test on 5 factors，namely the GDP per capita，government fiscal bal?ance，credit to private sectors per GDP，real interest rate and total dependency ratio.Then it builds VAR model to analyze their impulse response functions and variance decomposition results.The empirical results reveal the impacts of these factors on long-term direction and characteristics of short-term movements of China’s current account balance.

current account balance；Two-Gap model；identity of national income；cointegration test；VAR model

F830

A

1007-5097（2014）06-0053-06

10.3969/j.issn.1007-5097.2014.06.010

2014-03-11

李新（1982-），男，安徽合肥人，博士研究生，研究方向：國際金融；

鄒宏元（1956-），男，四川成都人，教授，博士生導(dǎo)師，研究方向：國際金融理論與政策。