基于双缺口模型的我国经常账户余额影响因素分析

An Analysis of Influencing Factors on China’s Current Account Balance Based on Double Domestic Saving-Investment GAPs Model

摘要: 对经常项目失衡与国内储蓄投资缺口之间的关系进行分析，结果表明：长期来看，私人和政府二部门的储蓄投资缺口对外部失衡均有显著正向的、大体相同的效应，新增固定资产投资的正向效应较弱；短期来看，私人部门和政府部门的储蓄投资缺口对外部失衡的正向效应很小，新增固定资产投资的负向效应几乎为零。说明解决中国内外均衡问题不应只看居民储蓄率高于世界水平一个方面，而应当将居民部门、企业部门和政府部门三者的储蓄投资放在同等重要的位置予以解析。

Abstract: The analysis of the relationship between current account imbalance and domestic sav-ing-investment gaps suggests that both private and government sector’s saving-investment gaps have about similar conspicuous directional effects; the newly added fixed asset investment exerts relatively smaller effect in long-term, while in short-term, the two sector’s saving-investment gaps tend to impose only miniature directional impact on external imbalance, and the effect of newly added fixed asset investment comes near zero. The results indicate that solutions to China’s internal balance and external balance not only require concerning the higher Chinese household’s saving rate, but equally need dialysis of household’s, government’s, and firm’s saving-investments simul-taneously.

1. 引言

对中国来说，融入世界经济和参与到全球经济一体化的过程不仅加强了同外界在商品与服务上的贸易往来，也使得中国与世界在资本市场和产品市场上的联系越来越紧密。中国目前的内外部经济失衡正是这种联系的反映和外在表现。长期以来存在的贸易顺差和资本账户盈余累积了巨大的外汇储备规模，致使人民币面临持续升值的压力，不仅授外界指责中国以把柄，也通过国内外失衡的传导机制影响国内的经济运行。因此，深入地考察和分析我国目前的内外均衡问题的现实意义是无可置疑的。

2. 相关文献综述

中国的外部失衡问题涉及国内外许多宏观经济因素，与国内的储蓄消费习惯、金融市场发展、经济结构和政府政策息息相关。对于如何看待经济失衡问题，分析其诱因和影响以及如何调整和解决中国目前的外部失衡状况，不同学者也从不同的角度进行了研究和解读。

有一些学者认为中国外部失衡有其合理性和客观必然性，如杨盼盼和徐建炜(2014) [1] 在分析了较长时期的全球失衡现象后认为外部失衡并不是新近的现象，一国在快速成长时期出现经常项目盈余是正常现象，在经济增长到达一定阶段这种失衡状况会有所缓解。同样的，张纯威(2008) [2] 也认为中国的狭义外部失衡是以内生性为主，而内生性主要来自于国外，短期内不可对外部失衡现象使用政策手段强行逆转，否则将引起经济运行和金融市场的动荡，应将政策重点转向调整和规避外部项目失衡对于国内经济协调发展的负向冲击。

还有学者从内部失衡的角度对中国的经常项目余额顺差进行了分析。高储蓄率、高投资率在中国长期存在，储蓄投资缺口分析对于考察中国的外部失衡现象有着重要的意义。李津，王刚和李泽广(2010) [3] 使用了两元选择模型对导致中国经常项目失衡的机制进行实证分析，发现中国的外部失衡存在一定的结构性和持续性，同时也印证了储蓄投资缺口假说在国内是成立的。造成我国储蓄投资缺口的原因有很多，包括文化、习惯、体制政策各个方面的因素。张勇和李政军(2015) [4] 研究了在开放经济条件下货币体制对于解决中国储蓄投资缺口问题的作用，他们认为目前我国的货币体制是以金融约束和国家支持汇率为主要特征的，要调整国内储蓄投资缺口，需要对其进行建立在改变预算软约束基础之上的市场化改革。毛健(2015) [5] 认为失衡的根源在于国内的投资限制，鼓励民间资本进行垄断性行业对改善国内失衡有着积极作用，同时他也发现金融摩擦在一定程度上有利于缓和目前市场上供给过剩的局面。胡朝晖和李石凯(2013) [6] 在研究美国经济外部失衡中表示美国的外债务显著扩张根本原因在于美国经济的内部失衡，而对外债务的根本作用在于弥补美国政府部门财政缺口与私人部门储蓄投资缺口。在经济景气阶段，美国私人部门储蓄投资缺口会扩大，工商企业会增加对外负债弥补储蓄投资缺口；在经济衰退阶段，美国政府部门财政缺口会扩大，政府部门会增加对外负债弥补财政缺口。宋红军(2011) [7] 认为倾向于将来消费的消费倾斜动机是我国经常项目顺差的重要原因。任亚男等(2008) [8] 认为中国人口年龄结构转变所带来的劳动力抚养负担的减轻促使了经常项目差额的增加。王叙果(2006) [9] 认为我国长期存在的金融约束是造成经常项目失衡的重要原因，从储蓄投资缺口的研究角度为解决中国外部失衡问题提供了新的思路。

当然还有其他视角分析外部失衡，比如从比较优势、国际分工和贸易模式入手，考察其对中国的国际收支账户的影响。廖泽芳和毛伟(2015) [10] 就从附加值贸易的角度考察了中国不同行业的部门在全球价值链中的地位，分析了中国的国际分工比较优势和外部失衡现象之间的关系。另外，金融市场和制度发展也与中国的国际收支账户息息相关，如王博和刘澜飚(2013) [11] 对中国的外部失衡调整渠道进行实证研究，结果发现由于国际货币体系的不合理以及中国特殊的对外金融资产结构，估值效应等金融调整渠道对于我国的外部失衡有负面效应，且这种负面效应有不断增加的趋势。张明(2010) [12] 将美国的经常账户赤字归因于美元汇率高估与出口管制，将中国的经常账户盈余归因于人民币汇率低估与扭曲的出口退税制度。

综上可以看出，具体到中国的经常项目外部失衡问题上，许多学者都选择了从宏观层面和国家内部失衡的角度分析解释其原因和外在表现。究竟是什么机制导致了这些失衡的状况，以及是否应该采取相应的政策手段、采取何种政策方法缓解和解决这个问题，目前学界尚无统一的看法。本文主要从国内储蓄与投资的失衡视角分析国际收支中的经常项目余额，通过建立居民、企业和政府三部门的投资储蓄缺口模型分析其对经常项目余额的影响，然后重点考察中国的外部失衡与国内投资储蓄之间的动态关系。

3. 经常项目投资储蓄缺口

若Y为国内生产总值，C为消费，G为政府采购，I为投资，EX-IM为净出口，则根据支出法计算开放经济下的国内生产总值有：

$Y=C\text{+}I+G+\left(EX-IM\right)$，亦即 $EX-IM=Y-\left(C+I+G\right)$

令经常项目余额 $CA=EX-IM$，将上式简单变换后有：

$CA=S-I$

此式表明，一国经常项目余额与该国国内储蓄投资缺口相关。当一国储蓄大于投资，国内资本流出，形成经常项目顺差；当一国储蓄小于投资，国内资本不足以满足本国投资需求，国际资本流入，形成经常项目逆差。将上述等式进一步按部门分解：

$CA=S-I=\left(Y-C-T\right)+\left(T-G\right)-\left(I_P+I_G\right)=\left(S_P-I_P\right)+\left(S_G-I_G\right)$

将等式两边分别除以国内生产总值，可以得到各部分储蓄投资缺口占GDP比重对经常项目占GDP比重的贡献：

$\frac{CA}{\text{GDP}}=\frac{S_P-I_P}{\text{GDP}}+\frac{S_G-I_G}{\text{GDP}}=G_P+G_G$

其中， $G_P$ 为私人部门投资储蓄缺口对经常项目占GDP比重的贡献， $G_G$ 为政府部门投资储蓄缺口对经常项目占GDP比重的贡献。

4. 中国的储蓄、投资缺口现状

和多数发展中国家一样，中国的储蓄率和投资率始终比较高。如图1所示，从1992年至2017年期间，中国的储蓄率和投资率一直保持在30%以上。尤其是储蓄率，从2000年之后一直占当年国内生产总值50%左右的高位。整体来看，中国的储蓄率高于投资率，储蓄与投资差额为正，投资储蓄缺口占GDP比重平均在5%左右。

Figure 1. China’s saving rate, investment rate, and ratios of saving-investment Gaps to GDP from 1992 to 2017

图1. 1992~2017年中国储蓄率投资率与经常项目余额占GDP比率

图2和图3提供了1992年至2017年中国企业、居民和政府三部门的储蓄率和投资率的变动趋势。数据来源于国家统计局(NBS)基于国民收入核算实物交易的资金流量表，其中企业部门数据为非金融企业部门和金融机构数据之和。数据统计存在3年滞后期。

Figure 2. China’s firm, government, and household saving rates from 1992 to 2017

图2. 1992~2017年中国企业政府住户储蓄率

从图2中可以看出。在国民总储蓄中，企业和住户部门储蓄率较高，政府储蓄率占比相对较低。居民部门储蓄率从2000年开始占GDP比重在20%以上，并且仍存在逐年递增的趋势。居民部门的储蓄在2013年的实际资金流量已达到13.7万亿元，2017年攀升至18.1万亿元。企业部门的储蓄率同样占比平均在20%左右，略少于居民部门储蓄。但从绝对数量角度看，企业部门的储蓄呈上升趋势，在2013年达到11.5万亿，2017年攀升至17.4万亿元。政府部门的储蓄率相较其他两个部门占GDP比重较小，平均约为5%。在2001年之前，政府部门储蓄率为负，实际资金流量约为−1000亿左右，2002年开始，政府储蓄为正值并且呈现出快速增长的态势，到2013年流量达到近3万亿元，2017年回落至2.8万亿元。

Figure 3. China’s firm, government, and household saving rates from 1992 to 2017

图3. 1992~2017年分部门投资率变动情况

图3为1992年到2017年中国的企业、住户和政府三部门的投资率的变动情况。数据同样来源于基于国民收入核算实物交易资金流量表的资本形成总额项目。折线图显示，企业部门的投资率占GDP比重较高，其次是居民部门，政府部门的投资率占比相对较少。企业部门包含非金融企业部门和金融机构，投资率在进入新世纪后呈现出增长态势，从2000年的24.1%快速增长，到2009年占GDP比重高达31.78%，之后一直维持在30%左右的比重。企业投资的资金流量的绝对值也从2000年的2.4万亿增长到2013年的17.3万亿，到2017年已达到25.9万亿。居民部门的投资率从2000年后增长的年份多于跌落的年份，2005年达到11.68%，2013年达到12.46%，2017年跌落至6.22%万亿元。政府部门的投资率相较其他两部门占比较少，且自2006年以来，稳定在GDP比重的4.7%左右。自金融危机后，由于实行经济刺激计划，政府部门的投资率在2009年占比达到5.61%，2017年攀升至6.52%高位，说明政府部门的投资增速与国内生产总值增速一致。

图4显示了企业、居民和政府三部门储蓄投资缺口占国内生产总值的比重变动情况。可以看出，居民部门的储蓄率远高于投资率，缺口占GDP比重在10%至15%之间波动。比较而言，企业部门的储蓄投资缺口呈现负值，说明企业部门的投资率高于储蓄率。可以看出，从2000年到2017年，企业部门的投资储蓄缺口整体上呈现出上升的趋势，其绝对值和GDP占比的变动趋势一致，在2012年达到−68147亿元，2013年虽稍有回落，但依然达−58112亿元，到2017年攀升至−85855.4万亿元。

政府部门的储蓄投资缺口随宏观经济波动时正时负。在2000年到2006年为负值，说明政府投资率大于储蓄率。到2007年时储蓄投资缺口转为正值，占到GDP比重的1.38%，说明储蓄率大于投资率。2009年至2010年，由于政府投资在金融危机期间大幅增加以刺激经济，缺口呈现负值，即投资率高于储蓄率。2011年至2014年储蓄投资缺口为正值，其均值占GDP比重约为0.65%。在2015年~2017年期间储蓄投资缺口为负值，平均占GDP比重约为2%。

Figure 4. China’s firm, government, and household saving-investment GAPs from 1992 to 2017

图4. 1992~2017年分部门储蓄投资缺口变动情况

整体来看，政府部门的储蓄率和投资率大致相当，缺口规模不大，缺口的资金流量值在2012年达到−3769亿元，至2017年高达−25490.85亿元，占GDP的比重达3.11%。

5. 实证分析

前文分析表明，即一国经常项目余额等于私人部门储蓄投资缺口加政府部门储蓄投资缺口之和，用公式表示：

$CA=\left(S_P-I_P\right)+\left(S_G-I_G\right)$

根据公式，我们将储蓄投资缺口分为政府部门储蓄投资缺口和私人部门的储蓄投资缺口。其中政府部门的储蓄投资缺口计算口径保持不变，但私人部门的储蓄投资缺口是由企业部门的储蓄投资缺口和住户部门的储蓄投资缺口合并而成。

5.1. 模型设计

从资金流量表上看，由于大部分住户部门的储蓄会通过金融机构转化为企业投资，住户部门储蓄加非金融企业储蓄(收入)与金融企业的储蓄(收入)，减去住户部门的投资加非金融企业投资与金融企业的投资，就是私人部门的储蓄投资缺口。同时，由宏观经济储蓄投资恒等式可知，全社会新增固定资产投资归根结底来自企业、住户与政府三部门的储蓄，无疑会影响经常项目余额，所以我们在实证分析经常账户余额时，将考察期每年的新增固定资产投资也纳入模型。这样，我们在借助Eviews软件实证分析企业、居民和政府三个部门的储蓄投资缺口对经常项目余额的影响时，就要采用多元回归的计量模型，即：

$c{a}_t=b_0+b_{1}g{g}_t+b_{2}g{p}_t+b_{3}n{i}_t+{\mu }_t$

其中， $c{a}_t$ 为被解释变量，表示中国的经常项目余额； $g{g}_t,g{p}_t,n{i}_t$ 为解释变量，分别表示一国政府部门的投资储蓄缺口、私人部门的投资储蓄缺口和全社会新增固定资产投资； ${\mu }_t$ 为随机扰动项。样本期为1992年至2017年，样本数26。具体变量描述见表1。

5.2. 因果关系检验

若同时考虑模型的序列相关性和赤池信息准则，我们发现5阶滞后的检验模型不存在1阶自相关性，AIC的值也比较小。因果检验结果如表2所示：

Table 1. Variables’ definition and description

表1. 变量设定与描述

数据来源：Wind；ca、gg、gp资金流量表，由著者自己整理算出。

Table 2. Statistics of Granger causality tests on 5 lags lengths of variables

表2. 滞后长度为5的格兰杰因果关系检验

从检验结果可知，政府部门的投资储蓄缺口gg、私人部门的投资储蓄缺口gp和全社会新增固定资产投资ni是经常项目余额ca的格兰杰(Granger)原因，反之不成立：私人部门的投资储蓄缺口gp是政府部门的投资储蓄缺口gg和全社会新增固定资产投资ni的格兰杰(Granger)原因，gg、gp、ni与ca不构成双向因果关系，决定中国经常项目余额变化的主要因素是政府部门投资储蓄缺口、私人部门的投资储蓄缺口与全社会新增固定资产投资。

5.3. 协整检验与长期均衡方程

为了避免出现伪回归，需要对时间序列数据进行单位根检验以判断各序列的平稳性。经检验，各变量原序列均不平稳，存在单位根。经过一阶差分ADF检验结果显示，各变量在1%显著性水平下均为一阶单整，具体见表3。

Table 3. Results of unit root tests of variables

表3. 各变量单位根检验结果

注：***表示在1%的显著性水平下拒绝原假设，**表示在5%的显著性水平下拒绝原假设，*表示在1%的显著性水平下拒绝原假设。

既然原序列ca、gg、gp、ni经平稳性检验均为一阶单整，说明它们满足协整检验的前提，可以采用普通最小二乘法进行回归估计，结果表示成公式(1)：

$\begin{array}{l}c{a}_t=-45.712+0.146g{g}_t+0.143g{p}_t+0.013n{i}_t\\ t=\left(-1.442\right)\left(22.347\right)\left(36.513\right)\left(11.212\right)\\ {\bar{R}}^2=0.9534DW=1.834F=95.179LM\left(1\right)=0.211\end{array}$ (1)

对公式(1)估计残差序列E进行单位根检验，结果如下：

Table 4. Results of unit root tests of regression residuals series E

表4. 回归残差序列E单位根检验结果

由表4可知：ADF = −4.409392，小于不同检验水平的3个临界值，因此残差序列E是平稳序列。从而判定经常项目余额、政府部门投资储蓄缺口、私人部门的投资储蓄缺口与全社会新增固定资产投资之间存在协整关系，其对应的长期均衡方程就是模型(1)。

图5显示了模型(1)的拟合值与实际值的拟合效果以及模型的预测效果。

方程(1)表示从长期来看，政府部门的储蓄投资缺口每增加一个单位，经常账户余额增加0.146个单位；私人部门的储蓄投资缺口每增加一个单位，经常账户余额增加0.143个单位；全社会新增固定资产投资每增加一个单位，经常账户余额增加0.013个单位。

Figure 5. The coherency degree of actual value and fitted value of Model (1)

图5. 模型(1)的拟合值与实际值的拟合效果

5.4. 短期均衡：误差修正模型

既然已知原序列ca、gg、gp、ni之间存在协整关系，我们就可以建立误差修正模型，运用Eviews估计结果如公式(2)所示：

$\begin{array}{l}\Delta c{a}_t=100.257+0.100245\Delta g{g}_t+0.0611\Delta g{p}_t-0.0128\Delta n{i}_t-1.1306ec{m}_{t-1}\\ t=\left(0.872\right)\left(3.615\right)\left(2.686\right)\left(-1.025\right)\left(-2.4113\right)\\ {\bar{R}}^2=0.5463DW=2.0226F=7.623\end{array}$ (2)

模型通过显著性检验，其中政府部门的储蓄投资缺口、私人部门的储蓄投资缺口的符号和长期均衡方程符号一致。在上面的短期修正模型中，全社会新增固定资产投资符号和在长期均衡方程中相反。误差修正项系数为负，符合反向修正机制。

模型(2)的实际值与拟合值的拟合效果及预测效果如图6所示。它反映了经常账户余额受政府储蓄投资缺口、私人部门的储蓄投资缺口与全社会新增固定资产投资影响的短期波动规律，为分析和预测我国经常项目余额提供了较好的理论模式。

Figure 6. The consistency degree of actual value and fitted value of Model (2)

图6. 模型(2)的实际值与拟合值的拟合效果

从回归结果(2)可以看出，政府部门的储蓄投资缺口、私人部门的储蓄投资缺口的短期变动对我国经常项目余额存在正向影响。政府部门的储蓄投资缺口、私人部门的储蓄投资缺口内每增加1%，短期内经常项目余额将依次增加0.1%、0.06%。全社会新增固定资产投资的短期变动对我国经常项目余额存在负向影响。全社会新增固定资产投资每增加1%，短期内经常项目余额将减少0.013%。此外，短期调整系数是显著的，这表明每年实际发生的经常项目余额与长期均衡值的偏差中的1.13%被修正。

6. 总结

本文从宏观视角分析了国内储蓄投资缺口与外部失衡之间的关系，将国民经济划分为企业、居民和政府三个部门考察了中国的高储蓄率、高投资率的现状，并通过建立私人部门的储蓄投资缺口、政府部门的储蓄投资缺口和全社会新增固定资产投资模型对外部失衡中经常项目失衡进行了OLS回归分析。结果表明，私人部门的储蓄投资缺口、政府部门的储蓄投资缺口和全社会新增固定资产投资对外部失衡均有显著的正向影响。其中私人部门与政府部门的储蓄投资缺口的正向效应大体相同，均为0.14左右。全社会新增固定资产投资对外部失衡的正向效应只有0.013左右。

在进一步对中国的经常项目余额进行分析时，通过建立向量误差修正模型对变量间的短期动态关系进行了分析。实证结果表明，经常项目余额和私人部门的储蓄投资缺口、政府部门的储蓄投资缺口、全社会新增固定资产投资间存在长期协整关系，且各变量均存在短期修正机制。

最后，本文仅仅从三部门的投资储蓄缺口以及经常项目余额与新增固定资产投资的视角分析了外部失衡现象，没有触及更深层次的体制与政策、金融市场发展、内部经济结构等因素，这些是有待在其他相关文章进一步思考和研究的课题。