吳艷潔

摘 要：自1994年以來，我國不斷進(jìn)行市場(chǎng)化匯率制度改革，對(duì)外開放程度不斷加大，國內(nèi)經(jīng)濟(jì)和金融環(huán)境發(fā)生了巨大變化，以國際收支“雙順差”為顯著標(biāo)志的中國國際收支失衡問題愈演愈烈。與此同時(shí)，我國內(nèi)部經(jīng)濟(jì)出現(xiàn)居民儲(chǔ)蓄率過高、消費(fèi)內(nèi)需嚴(yán)重不足、通貨膨脹、經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)不合理的問題。本文試圖確定我國當(dāng)前經(jīng)濟(jì)失衡所處的狀態(tài)，并通過政策搭配解決內(nèi)外經(jīng)濟(jì)失衡。本文通過兩缺口模型對(duì)消費(fèi)、投資、儲(chǔ)蓄投資缺口與外部經(jīng)濟(jì)失衡進(jìn)行實(shí)證分析。首先實(shí)證檢驗(yàn)了兩缺口模型在我國的適用性，而后利用1995年到2015年的相關(guān)數(shù)據(jù)，對(duì)儲(chǔ)蓄投資缺口和貿(mào)易盈余這一組變量，和消費(fèi)、投資、貿(mào)易盈余這一組變量，分別進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)和格蘭杰因果檢驗(yàn)。

關(guān)鍵詞：內(nèi)外失衡；兩缺口模型；格蘭杰因果檢驗(yàn)

兩缺口模型為一國通過對(duì)外舉債彌補(bǔ)儲(chǔ)蓄投資缺口從而促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)提供了理論依據(jù)，是我國自20世紀(jì)80年代以來吸引外資大規(guī)模流入的重要理論依據(jù)（余昌勇，2013）。因此，本文選取兩缺口模型，分別分析了儲(chǔ)蓄投資失衡和消費(fèi)投資失衡與外部失衡的關(guān)系，并進(jìn)一步實(shí)證消費(fèi)投資失衡對(duì)外部失衡的影響。

實(shí)證方法借鑒陳樂一和邵成芳（2008）的分析思路。將外部經(jīng)濟(jì)失衡直接看作經(jīng)常項(xiàng)目余額，采用歷年進(jìn)出口貨物和服務(wù)的凈出口值為代理變量，表示為XM。消費(fèi)采用最終消費(fèi)額C，投資采用資本形成額I，儲(chǔ)蓄投資差額SI為儲(chǔ)蓄額減去資本形成額。由于1994年以前實(shí)現(xiàn)計(jì)劃經(jīng)濟(jì)特征的匯率制度，無法準(zhǔn)確反映國內(nèi)經(jīng)濟(jì)變量與國際收支水平的關(guān)系。因而，本文采用1995年到2016年的數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，數(shù)據(jù)來源為wind數(shù)據(jù)庫，計(jì)量軟件為Eviews 8.0。其中，1995年到2015年進(jìn)出口貨物和服務(wù)的凈出口XM與儲(chǔ)蓄投資差額SI具有相同的趨勢(shì)。與兩缺口模型的理論一致，表明國內(nèi)部門多余的儲(chǔ)蓄轉(zhuǎn)化為凈出口。

一、兩缺口模型的協(xié)整檢驗(yàn)

實(shí)證中采用單位根檢驗(yàn)和協(xié)整檢驗(yàn)，以驗(yàn)證變量間是否存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系。其中，單位根檢驗(yàn)采用ADF單位根檢驗(yàn)，協(xié)整檢驗(yàn)采用基于VAR的Johensen協(xié)整檢驗(yàn)。經(jīng)檢驗(yàn)，變量均為二階單整；變量XM和IS存在協(xié)整關(guān)系；變量XM、I和C也存在協(xié)整關(guān)系。

具體而言，XM與SI存在兩個(gè)協(xié)整方程，其中第一個(gè)具有協(xié)整意義。本文對(duì)XM與C、I進(jìn)行了兩次協(xié)整檢驗(yàn)，當(dāng)樣本期間為1995年到2015年時(shí)，不具有協(xié)整關(guān)系。經(jīng)分析，在2007年之前三個(gè)變量大體保持相同的向上走勢(shì)，2007年以后，XM明顯呈下降趨勢(shì)，這是由于美國次貸危機(jī)造成的，我國產(chǎn)品與服務(wù)凈出口在這一時(shí)期出現(xiàn)較大削減（徐楊，2012）。因而在1995年到2015年期間，三個(gè)變量不存在協(xié)整關(guān)系。因此，本文以2007年為分界點(diǎn)，重新分析1995年到2007年XM與C、I之間是否存在協(xié)整關(guān)系，經(jīng)協(xié)整檢驗(yàn)，三變量存在協(xié)整關(guān)系。

通過實(shí)證分析，本文得到兩組變量所對(duì)應(yīng)的長(zhǎng)期寫作關(guān)系，如（1）式和（2）式所示。

從（1）式中可得，兩缺口模型在中國具有適用性，儲(chǔ)蓄投資缺口與XM線性正相關(guān)，系數(shù)為1.06，統(tǒng)計(jì)性質(zhì)顯著。即增加一單位SI，XM會(huì)相應(yīng)增加1.06。表明中國多余的儲(chǔ)蓄轉(zhuǎn)化為凈出口，因此國內(nèi)儲(chǔ)蓄投資失衡會(huì)導(dǎo)致外部經(jīng)濟(jì)失衡。這與姜?。?006）的觀點(diǎn)一致，他認(rèn)為我國宏觀經(jīng)濟(jì)內(nèi)外失衡的根本原因在于內(nèi)部失衡。而（2）式是采用1995年到2007年的數(shù)據(jù)，分析了XM與I、C之間的長(zhǎng)期關(guān)系。其中I的系數(shù)為0.32，表明投資每增加一單位，凈出口增加0.32，統(tǒng)計(jì)性質(zhì)顯著。消費(fèi)的系數(shù)為負(fù)，可以解釋為國內(nèi)消費(fèi)需求增加，國內(nèi)吸收水平提高，會(huì)降低外部需求凈出口。從經(jīng)濟(jì)意義上看，投資的系數(shù)遠(yuǎn)大于消費(fèi)的系數(shù)，說明投資是影響我國凈出口的主要因素，管理國際收支順差可以從管理國內(nèi)投資的角度入手。

二、 XM、I、C、SI的格蘭杰因果檢驗(yàn)

為分析內(nèi)外部經(jīng)濟(jì)變量之間是否存在因果關(guān)系，本文對(duì)XM、I、C、SI進(jìn)行了格蘭杰因果檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表1所示。

結(jié)果表明，投資I與凈出口XM存在單向因果關(guān)系，內(nèi)部經(jīng)濟(jì)變量I是外部經(jīng)濟(jì)變量XM的格蘭杰原因，XM不是I的格蘭杰原因，與前文分析一致，即內(nèi)部經(jīng)濟(jì)變量導(dǎo)致了外部經(jīng)濟(jì)失衡?？赡苁怯捎谥袊鴥?nèi)外政策不對(duì)稱導(dǎo)致的，我國內(nèi)部經(jīng)濟(jì)對(duì)外部經(jīng)濟(jì)的反應(yīng)不敏感。內(nèi)部經(jīng)濟(jì)變量最終消費(fèi)C與XM之間同樣存在單向因果關(guān)系。此處也對(duì)兩個(gè)內(nèi)部經(jīng)濟(jì)變量C、I做了格蘭杰因果檢驗(yàn)，結(jié)果表明C是I的格蘭杰原因，而I不是C的格蘭杰原因。表明我國內(nèi)部經(jīng)濟(jì)中投資在某種程度上是根據(jù)國內(nèi)消費(fèi)需求進(jìn)行的，并不是完全盲目投資。另一方面，投資不是消費(fèi)的格蘭杰原因。這可能是由于我國居民儲(chǔ)蓄意愿較強(qiáng)，消費(fèi)意愿較弱，收入多用于儲(chǔ)蓄，并沒有帶動(dòng)消費(fèi)需求的增長(zhǎng)。

另外，貿(mào)易盈余與儲(chǔ)蓄投資缺口存在單向因果關(guān)系，與前文的分析結(jié)果一致。國內(nèi)過度的儲(chǔ)蓄會(huì)尋求海外市場(chǎng)，通過貨物的形式進(jìn)行投資，形成較大的貿(mào)易順差。并沒有證據(jù)表明貿(mào)易盈余對(duì)我國儲(chǔ)蓄投資缺口存在影響。

三、結(jié)論

本文實(shí)證檢驗(yàn)了兩缺口模型在我國的適用性，得出兩缺口模型在我國具有適用性，儲(chǔ)蓄投資缺口與貿(mào)易盈余存在系數(shù)接近于1的正向線性相關(guān)關(guān)系。在2007年以后，美國次貸危機(jī)的爆發(fā)使世界經(jīng)濟(jì)蕭條，中國凈出口XM明顯下降，不再與消費(fèi)C、投資I具有協(xié)整關(guān)系。通過Granger因果檢驗(yàn)，得到內(nèi)部經(jīng)濟(jì)變量I和C與外部經(jīng)濟(jì)變量XM具有單向格蘭杰因果關(guān)系；內(nèi)部經(jīng)濟(jì)變量C和I之間存在單向因果關(guān)系；貿(mào)易盈余與儲(chǔ)蓄投資缺口存在單向因果關(guān)系。因而，內(nèi)部經(jīng)濟(jì)變量確實(shí)是外部失衡的重要原因。

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