基于靜態(tài)和動態(tài)影響的我國國際收支實證研究

■趙穎嵐 王言

一、前言和文獻綜述

改革開放后，隨著我國經(jīng)濟的快速發(fā)展，我國國際收支也發(fā)生了明顯的變化，特別是20世紀(jì)90年代以來開始快速上升，2004年后猛增，至2010年達到2.8萬億美元，2013年高達3.8萬億美元。高國際收支順差給我國經(jīng)濟帶來多方面的影響:拉動就業(yè)，促進經(jīng)濟發(fā)展，提高我國的國際地位;但同時又推動人民幣持續(xù)升值，產(chǎn)生國際貿(mào)易摩擦，不利于我國經(jīng)濟結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型和經(jīng)濟長期持續(xù)發(fā)展。因此，我國國際收支高順差的現(xiàn)象受到了國內(nèi)的廣泛關(guān)注，眾多學(xué)者對其原因進行了研究，提出了平衡國際收支的政策。國際收支理論有許多，例如彈性理論、乘數(shù)理論、吸收理論和貨幣理論等。其中凱恩斯主義認(rèn)為經(jīng)濟增長會減少國際收支，但這與我國的實際情況不相符合。而貨幣主義認(rèn)為經(jīng)濟增長會增加國際收支，可能可以解釋我國的現(xiàn)實，但是國內(nèi)從貨幣理論角度實證研究的文章還相對較少。20世紀(jì)60年代貨幣理論開始興起，占據(jù)國際收支理論的主要位置。完整的國際收支的貨幣理論最先是由Johnson[1]提出的，通過建立模型，從貨幣角度討論影響國際收支的原因，認(rèn)為經(jīng)濟增長會增加貨幣需求從而正向影響國際收支，而國內(nèi)基礎(chǔ)貨幣的增加會增加貨幣供給從而負(fù)向影響國際收支。厲以寧等[2]使用我國季度數(shù)據(jù)，以外匯儲備代表國際收支，工業(yè)生產(chǎn)總值代表經(jīng)濟增長，考察了國際收支與經(jīng)濟增長、國內(nèi)信貸的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟增長和國內(nèi)信貸增長都會減少國際收支。賀金凌[3]運用Kendall和Spearman非參數(shù)檢驗方法，發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟增長與國際收支有正相關(guān)關(guān)系，而國內(nèi)信貸擴張與國際收支不存在相關(guān)關(guān)系。姜波克等[4]認(rèn)為我國貨幣的不均衡導(dǎo)致了國際收支不均衡的現(xiàn)象。丁騁騁等[5]以貿(mào)易收支代表國際收支，運用格蘭杰因果檢驗方法發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟增長和國內(nèi)信貸擴張都是我國貿(mào)易收支的格蘭杰原因，經(jīng)濟增長使我國貨幣需求大于國內(nèi)信貸增加產(chǎn)生的貨幣供給，產(chǎn)生了貿(mào)易收支順差。蔡素貞[6]采用E－G兩步法實證檢驗了貨幣理論模型，得出和丁騁騁等相似的結(jié)論。

綜上所述，前人的研究，主要都采用外匯儲備或貿(mào)易收支中的一項來代表國際收支，難以全面地考察國際收支貨幣理論;實證方法基于格蘭杰因果檢驗和最小二乘法，實證結(jié)果缺乏穩(wěn)健性;研究的是經(jīng)濟增長和國內(nèi)信貸對國際收支的靜態(tài)影響，沒有深入考察其動態(tài)的影響，不能對不同階段國際收支的作用機制加以區(qū)別研究。因此，本文把外匯儲備和貿(mào)易收支同時作為國際收支的代理變量來考察，使用Johansen協(xié)整檢驗方法考察經(jīng)濟增長和信貸擴張對國際收支的靜態(tài)影響關(guān)系，使用VAR模型脈沖響應(yīng)和滾動回歸的方法考察經(jīng)濟增長和信貸擴張對國際收支的動態(tài)影響關(guān)系。

二、設(shè)立計量模型

Johnson[1]推導(dǎo)出了關(guān)于國際收支的貨幣分析法的理論模型:

其中，BP表示國際收支，D表示基礎(chǔ)貨幣國內(nèi)部分，R表示基礎(chǔ)貨幣國外部分，gY表示經(jīng)濟增長，gD表示國內(nèi)信貸。

參考厲以寧[2]選取國際儲備表示國際收支差額，國內(nèi)生產(chǎn)總值表示經(jīng)濟增長，金融機構(gòu)貸款表示國內(nèi)信貸，我們設(shè)立本文實證部分的如下計量模型1:

IR表示我國國際儲備的變化率，GDP表示我國國內(nèi)生產(chǎn)總值的變化率，DCredit表示我國國內(nèi)信貸的變化率。預(yù)期β1＞0，我國國內(nèi)生產(chǎn)總值增長會增加貨幣需求，推動我國國際儲備的增加。預(yù)期β2＜0，我國國內(nèi)信貸增長會增加貨幣供給，減少我國國際儲備。

我們參考丁騁騁等[5]選取貿(mào)易收支差額表示國際收支差額，設(shè)立如下計量模型2:

TB表示我國貿(mào)易收支差額的變化率，等式右邊的解釋變量與計量模型1相同。預(yù)期β1＞0，我國國內(nèi)生產(chǎn)總值增長會推動我國貿(mào)易收支差額的增加。預(yù)期β2＜0，我國國內(nèi)信貸增加會減少我國貿(mào)易收支差額。

三、實證分析

(一)數(shù)據(jù)來源和變量說明

本文數(shù)據(jù)的時間區(qū)間是從1983年到2013年。具體各變量的說明、計算過程和數(shù)據(jù)來源見表1。

表1 變量描述與數(shù)據(jù)來源

(二)數(shù)據(jù)分析

表2 變量統(tǒng)計性描述

表2給出了各變量的統(tǒng)計特性描述。總體上說，國際儲備和貿(mào)易收支差額波動較大，GDP和國內(nèi)信貸波動較小。國際儲備變化率最小為 －67.8%，最大為143.5%，平均值為28.7%。我國國際儲備增長較快。貿(mào)易收支差額變化率最小為－4.98%，最大為7.6%，平均值為1.75%。我國貿(mào)易收支差額增長比較穩(wěn)定，相對于其他變量增長較慢。GDP變化率最小為6.2%，最大為36.4%，平均值為16.5%。我國經(jīng)濟增長速度較快。國內(nèi)信貸變化率最小為6%，最大為36.1%，平均值為19.3%。我國國內(nèi)信貸增長較快，大于經(jīng)濟增長速度，小于外匯儲備增長速度。

(三)單位根檢驗

大多數(shù)宏觀經(jīng)濟變量具有趨勢特征，往往不平穩(wěn)，如果在這些不平穩(wěn)變量基礎(chǔ)上進行OLS回歸，會產(chǎn)生“偽回歸”，得到的回歸結(jié)果不可靠。因此，實證之前應(yīng)該進行單位根檢驗。我們在EVIEWS 7.2下，使用常見的ADF檢驗和PP檢驗兩種檢驗方法，對所有被解釋和解釋變量做了單位根檢驗。結(jié)果如表3:

表3 單位根檢驗結(jié)果

表3的檢驗結(jié)果表明:國際儲備變化率平穩(wěn)，貿(mào)易收支差額變化率、GDP變化率和國內(nèi)信貸變化率均為一階單整的不平穩(wěn)變量。故不能用傳統(tǒng)的OLS估計方法來估計模型1和模型2，因此本文使用檢驗不平穩(wěn)變量的Johansen協(xié)整方法來估計模型1和模型2。

(四)模型1協(xié)整檢驗

表4 模型1協(xié)整檢驗結(jié)果

從表4的結(jié)果可以看出，模型1在0.1%的水平上顯著，具有協(xié)整關(guān)系，把協(xié)積向量標(biāo)準(zhǔn)化為 [1，－8.11，4.455，19.833]，模型 1 的計量關(guān)系如下:

我國的國際儲備變化率與GDP變化率、國內(nèi)信貸變化率存在一個均衡關(guān)系:GDP變化率每增加1%，我國的國際儲備變化率增加8.11%;國內(nèi)信貸變化率每增加1%，我國的國際儲備變化率減少4.455%。當(dāng)我國經(jīng)濟快速發(fā)展的時候，我國國際收支差額會大幅增加。當(dāng)我國國內(nèi)信貸快速增加的時候，貨幣供給量隨之快速增加，會減少我國國際收支差額。

(五)模型2協(xié)整檢驗

從表5的結(jié)果可以看出，模型2在0.33%的水平上顯著，具有協(xié)整關(guān)系，把協(xié)積向量標(biāo)準(zhǔn)化為 [1，－1.73，1.39]，模型2的計量關(guān)系如下:

表5 模型2協(xié)整檢驗結(jié)果

我國的貿(mào)易收支差額變化率與GDP變化率、國內(nèi)信貸變化率存在一個均衡關(guān)系:GDP變化率每增加1%，我國的貿(mào)易收支差額變化率增加1.73%;國內(nèi)信貸變化率每增加1%，我國的貿(mào)易收支差額變化率減少1.39%。

模型1和模型2的實證結(jié)果可以解釋改革開放后在我國經(jīng)濟快速增長的時候伴隨著大量外匯儲備和貿(mào)易收支順差的現(xiàn)象。這是因為我國經(jīng)濟增長較快，導(dǎo)致對貨幣的需求大于同期貨幣的供給，按照貨幣主義理論會產(chǎn)生國際收支順差。

(六)VAR模型平穩(wěn)性檢驗

圖1 模型1VAR模型的平穩(wěn)性

圖2 模型2VAR模型的平穩(wěn)性

由于做VAR模型脈沖響應(yīng)要求建立的VAR模型是平穩(wěn)的，我們先考察了VAR模型的平穩(wěn)性。從圖1和圖2的結(jié)果可以看出，模型1和模型2的VAR模型的單位根都在單位圓之內(nèi)，具有平穩(wěn)性。

(七)脈沖響應(yīng)實證分析

圖3 GDP對國際儲備的脈沖響應(yīng)

圖4 國內(nèi)信貸對國際儲備的脈沖響應(yīng)

從圖3可以看出，GDP變化率產(chǎn)生一單位的正向沖擊后，國際儲備第一期不發(fā)生變化，第二期正向變化0.6個單位，然后，正向變化迅速增大，第4期達到最大的18.9個單位，隨后逐漸趨向穩(wěn)定的正向變化。從圖4可以看出，國內(nèi)信貸變化率產(chǎn)生一單位的正向沖擊后，國際儲備第一期不發(fā)生變化，第二期負(fù)向變化－7.35個單位，然后，負(fù)向變化迅速增大，第三期達到最大的－17.86個單位，隨后逐漸趨向穩(wěn)定的負(fù)向變化。實證結(jié)果與理論分析也一致，GDP變化增大，短期內(nèi)對國際收支的影響很小，在中長期使國際收支增加，并且有永久的正向影響;國內(nèi)信貸變化增大，短期內(nèi)對國際收支的影響也很小，在中長期使國際收支減少，并且有永久的負(fù)向影響。

圖5 GDP對貿(mào)易收支的脈沖響應(yīng)

圖6 國內(nèi)信貸對貿(mào)易收支的脈沖響應(yīng)

從圖5可以看出，GDP變化率產(chǎn)生一單位的正向沖擊后，貿(mào)易收支第一期不發(fā)生變化，第二期為負(fù)，然后迅速轉(zhuǎn)為正向變化，隨后趨向穩(wěn)定的正向變化。從圖6可以看出，國內(nèi)信貸變化率產(chǎn)生一單位的正向沖擊后，貿(mào)易收支第一期不發(fā)生變化，第二期負(fù)向變化，第四期達到最大的負(fù)向變化，隨后趨向穩(wěn)定的負(fù)向變化。實證結(jié)果與理論分析也基本一致，GDP變化增大，短期內(nèi)對國際收支的影響很小，甚至?xí)p少國際收支，中長期使國際收支增加，有永久的正向影響;國內(nèi)信貸變化增大，短期內(nèi)對國際收支的影響很小，中長期使國際收支減少，有永久的負(fù)向影響。

我國國際收支存在動態(tài)變化的過程，那如何用貨幣理論來解釋呢?本文進一步使用滾動回歸估計方法考察了GDP變化率和國內(nèi)信貸變化率對我國國際收支的隨時間變化的動態(tài)系數(shù)。

(八)模型1的動態(tài)分析

圖7 模型1的動態(tài)影響系數(shù)

從圖7可以看出，在1997年以前，GDP變化率和國內(nèi)信貸變化率對外匯儲備有一定的負(fù)向影響，而當(dāng)時我國外匯儲備總體規(guī)模較小，故其增長速度較慢;1998年到2003年，GDP變化率對外匯儲備有較大的正向影響，而國內(nèi)信貸變化率對外匯儲備有較大負(fù)向影響，同時人民幣匯率比較穩(wěn)定，我國的外匯儲備增長速度仍然較慢。2004年以后，GDP變化率和國內(nèi)信貸變化率對外匯儲備均有較大的正向影響，同時人民幣匯率也比較穩(wěn)定，導(dǎo)致我國外匯儲備迅猛增加。隨后幾年GDP變化率和國內(nèi)信貸變化率對外匯儲備的影響逐漸下降，人民幣匯率逐漸升值，我國外匯儲備增速也下降。2013年GDP變化率和國內(nèi)信貸變化率對外匯儲備的影響又上升，人民幣匯率升值速度下降，我國外匯儲備增速反彈到15.4%。

(九)模型2的動態(tài)分析

圖8 模型2的動態(tài)影響系數(shù)

從圖8可以看出，1991年到1998年，我國GDP變化率和國內(nèi)信貸變化率對貿(mào)易收支變化率都有一定的負(fù)向影響，這期間我國貿(mào)易收支差額較小，逆差和順差互現(xiàn)。而1994年人民幣匯率體制大刀闊斧改革，人民幣匯率大幅貶值，導(dǎo)致我國貿(mào)易收支出現(xiàn)順差。從1999年到2005年，GDP變化率負(fù)向影響貿(mào)易收支，國內(nèi)信貸變化率正向影響貿(mào)易收支。在這期間，由于人民幣匯率比較穩(wěn)定，經(jīng)濟和國內(nèi)信貸穩(wěn)定增長，各自對貿(mào)易收支的影響相反，我國貿(mào)易收支應(yīng)該比較穩(wěn)定，這也與實際情況相符合。從2006年開始，GDP變化率對貿(mào)易收支的正向影響迅速增大，而國內(nèi)信貸變化率對貿(mào)易收支的影響也由負(fù)向轉(zhuǎn)為正向。在人民幣匯率比較穩(wěn)定的情況下，經(jīng)濟的快速增長和國內(nèi)信貸的增加同時推動了貿(mào)易收支順差的快速上升。從2009年開始，GDP變化率和國內(nèi)信貸變化率對貿(mào)易收支的影響逐漸下降，在其共同作用下，加上人民幣匯率已經(jīng)進入升值的通道，我國貿(mào)易收支順差有所下降。

四、結(jié)論和啟示

(一)結(jié)論

實證結(jié)果表明:無論采用外匯儲備還是貿(mào)易收支作為國際收支代理變量，整體上符合貨幣分析法的理論分析。從模型1的協(xié)整檢驗結(jié)果表明:我國經(jīng)濟增長會增加我國的外匯儲備，國內(nèi)信貸擴張會減少我國的外匯儲備。模型2的協(xié)整檢驗結(jié)果表明:我國經(jīng)濟增長會增加我國的貿(mào)易收支差額，國內(nèi)信貸擴張會減少我國的貿(mào)易收支差額。

對模型1和模型2做VAR模型脈沖響應(yīng)分析，實證結(jié)果表明:短期內(nèi)，GDP變化率和信貸變化率的正向沖擊并不影響國際收支;隨著時間的推移，GDP變化率正向影響國際收支，并具有永久的正向影響，信貸變化率負(fù)向影響國際收支，并具有永久的負(fù)向影響。

滾動回歸結(jié)果表明:隨著時間推移，經(jīng)濟增長和信貸擴張對國際收支的影響的變化較大，我國國際收支的動態(tài)變化大都可以用貨幣理論來解釋。1993年到1998年GDP變化率和信貸變化率對國際收支的影響較小，當(dāng)時國際收支的變化主要可由人民幣匯率的變動來解釋;1999年到2004年GDP變化率和信貸變化率對國際收支為負(fù)面影響，當(dāng)時的國際收支較為穩(wěn)定;從2005年開始，GDP變化率和信貸變化率對國際收支都為正向影響，國際收支差額迅速上升;2009年，其影響都下降，國際收支差額從高位下降。

(二)啟示

我國近幾年的國際收支順差產(chǎn)生的主要原因是我國經(jīng)濟的快速增長使得對貨幣的需求較大。這解釋了我國經(jīng)濟快速增長伴隨國際收支順差的現(xiàn)實情況。因此，隨著我國經(jīng)濟逐漸步入“中速增長”階段，我國國際收支仍然會出現(xiàn)順差，但是會保持在一定的水平上，可能不會再出現(xiàn)大幅上升的情況。

國內(nèi)信貸的增加整體上會增加貨幣供給，從而減少國際收支順差，而且近幾年國內(nèi)信貸對國際收支的影響由正轉(zhuǎn)負(fù)，因此，可以通過適度提高信貸增長率的方法來減少我國目前較高的國際收支順差。同時，國內(nèi)中長期信貸才對國際收支有顯著影響，因此提高信貸增長率的時候一定要預(yù)判未來幾年我國宏觀經(jīng)濟的變化。

除了經(jīng)濟增長和信貸擴張以外，人民幣匯率對國際收支也有明顯影響。人民幣匯率應(yīng)該繼續(xù)漸進地升值，一方面可以減少我國的國際收支順差，另一方面會推動我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整和經(jīng)濟發(fā)展方式的轉(zhuǎn)變。

[1]Johnson，H.G.The monetary approach to balance－ of－ paymentstheory. JournalofFinancialand Quantitative Analysis， 1972， 7(02).

[2]厲以寧，秦宛順.中國對外經(jīng)濟與國際收支研究[M].北京:國際文化出版公司，1991.

[3]賀金凌.經(jīng)濟增長、貨幣供給與外匯儲備:貨幣均衡理論的檢驗[J].世界經(jīng)濟，2000，(10).

[4]姜波克，楊長江.國際金融學(xué)[M].北京:高等教育出版社，2004.

[5]丁騁騁，張立軍.中國的經(jīng)濟高增長與國際收支順差何以并存——基于貨幣分析法的解釋[J].財經(jīng)科學(xué)，2010， (4).

[6]蔡素貞.全球經(jīng)濟不平衡下中國國際收支現(xiàn)狀分析[D].昆明:云南財經(jīng)大學(xué)，2011.