生產(chǎn)率沖擊與經(jīng)常項(xiàng)目失衡
——基于新開放宏觀經(jīng)濟(jì)學(xué)框架的研究

吳曉芳 謝建國(guó) 樊學(xué)瑞

(1.南京大學(xué) 商學(xué)院，江蘇 南京210093； 2.安徽財(cái)經(jīng)大學(xué) 國(guó)際經(jīng)濟(jì)貿(mào)易學(xué)院，安徽 蚌埠 233030； 3.蘭州大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，甘肅 蘭州730099)

全球經(jīng)常項(xiàng)目失衡，或稱“全球經(jīng)濟(jì)失衡”(global economic imbalance)，被概括為“一國(guó)擁有大量貿(mào)易赤字，而與該國(guó)貿(mào)易赤字相對(duì)應(yīng)的貿(mào)易盈余則集中在另一些國(guó)家”的經(jīng)濟(jì)狀態(tài)。近20年來，經(jīng)常項(xiàng)目赤字多出現(xiàn)在高收入國(guó)家，比如美國(guó)、葡萄牙、西班牙等(IMF，2017)，而經(jīng)常項(xiàng)目盈余則多出現(xiàn)在制造業(yè)規(guī)模較大的國(guó)家，比如德國(guó)、日本、中國(guó)等。2008年金融危機(jī)后，全球經(jīng)常項(xiàng)目失衡開始緩慢調(diào)整，并于2013年開始保持平穩(wěn)且略微收窄的趨勢(shì)，但截至目前，巨額、大量與持續(xù)的全球經(jīng)濟(jì)失衡仍為國(guó)際經(jīng)貿(mào)常態(tài)。

巨額貿(mào)易失衡會(huì)引發(fā)貿(mào)易摩擦，那么，全球經(jīng)常項(xiàng)目失衡是主要國(guó)家自身經(jīng)濟(jì)問題的投射，還是他國(guó)之罪？大量學(xué)者對(duì)此進(jìn)行了深入探討，并得出一系列有價(jià)值的成果。Blanchard et al.(2005)認(rèn)為，世界對(duì)美國(guó)金融資產(chǎn)外生需求的增加導(dǎo)致美國(guó)持續(xù)大規(guī)模赤字，從而造成全球經(jīng)濟(jì)失衡。Bernanke et al.(2005)提出“全球儲(chǔ)蓄假說”，認(rèn)為來自亞洲和石油輸出國(guó)的過剩儲(chǔ)蓄造成了全球經(jīng)濟(jì)失衡。Reinhardt et al.(2013)指出，資本賬戶充分開放的國(guó)家，收入水平越高，經(jīng)常項(xiàng)目越傾向于赤字，即收入水平的不均等導(dǎo)致全球經(jīng)濟(jì)失衡。另外，全球經(jīng)濟(jì)失衡還可能來自于實(shí)體經(jīng)濟(jì)之生產(chǎn)率沖擊，Glick et al.(1995)首次將生產(chǎn)率沖擊區(qū)分為國(guó)家特定生產(chǎn)率沖擊(country-specific productivity shocks)和世界生產(chǎn)率沖擊(world productivity shocks)(10)Glick et al.(1995)將各國(guó)生產(chǎn)率沖擊的加權(quán)平均水平定義為世界生產(chǎn)率沖擊，將各國(guó)生產(chǎn)率沖擊與世界生產(chǎn)率沖擊的離差定義為國(guó)家特定生產(chǎn)率沖擊。，并將兩者用于分析經(jīng)常項(xiàng)目的動(dòng)態(tài)演化，實(shí)證結(jié)果顯示，國(guó)家特定生產(chǎn)率沖擊對(duì)一國(guó)經(jīng)常項(xiàng)目的影響巨大。

鑒于全球經(jīng)常項(xiàng)目失衡的持續(xù)存在以及當(dāng)前全球貿(mào)易自由化遭遇前所未有的挑戰(zhàn)，本文基于新開放宏觀經(jīng)濟(jì)學(xué)框架構(gòu)建了經(jīng)常項(xiàng)目的跨期理論模型，并從國(guó)家特定生產(chǎn)率及世界生產(chǎn)率兩類異質(zhì)性生產(chǎn)率沖擊視角闡釋了全球經(jīng)常項(xiàng)目失衡之謎。

一、文獻(xiàn)綜述

國(guó)內(nèi)外學(xué)者從多個(gè)角度研究了全球經(jīng)常項(xiàng)目失衡的原因，比如Kraay et al.(2000)從暫時(shí)性收入沖擊、Mendoza et al.(2009)從金融發(fā)展及金融全球化、Reinhardt et al.(2013)從資本賬戶開放度及收入水平、Erauskin et al.(2017)從對(duì)外金融地位(11)Erauskin et al.(2017)將一國(guó)對(duì)外金融地位界定為該國(guó)對(duì)外是凈債權(quán)國(guó)還是凈債務(wù)國(guó)。等視角展開探討。相比較而言，從生產(chǎn)率沖擊角度進(jìn)行的研究起步較早，Glick et al.(1995)構(gòu)建了包含生產(chǎn)率沖擊的經(jīng)常項(xiàng)目跨期理論模型，后續(xù)學(xué)者在此基礎(chǔ)上進(jìn)行了持續(xù)拓展與驗(yàn)證。

Glick et al.(1995)分析了不同生產(chǎn)率沖擊(即國(guó)家特定生產(chǎn)率沖擊和世界生產(chǎn)率沖擊)對(duì)經(jīng)常項(xiàng)目的影響，并使用1961—1990年8個(gè)工業(yè)化國(guó)家(12)Glick et al.(1995)研究的8個(gè)工業(yè)化國(guó)家包括美國(guó)、日本、德國(guó)、法國(guó)、意大利、英國(guó)、加拿大、荷蘭。數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析，得出：國(guó)家特定生產(chǎn)率沖擊會(huì)顯著促進(jìn)經(jīng)常項(xiàng)目赤字，而世界生產(chǎn)率沖擊對(duì)經(jīng)常項(xiàng)目的作用方向不明確。這項(xiàng)研究具開創(chuàng)性，但關(guān)于世界生產(chǎn)率沖擊對(duì)經(jīng)常項(xiàng)目作用方向的檢驗(yàn)結(jié)果和理論假設(shè)并不一致，對(duì)此他們沒有給出明確的解釋。

在Glick et al.(1995)模型的基礎(chǔ)上，Decressin et al.(2008)引入受流動(dòng)性約束代理人，研究了不同資本市場(chǎng)一體化程度下，生產(chǎn)率沖擊對(duì)經(jīng)常項(xiàng)目的影響。他們利用1969—1998年意大利20個(gè)區(qū)、加拿大10個(gè)區(qū)、歐元區(qū)7個(gè)國(guó)家數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析，結(jié)果表明：生產(chǎn)率沖擊持續(xù)性越強(qiáng)，其對(duì)凈出口(14)由于國(guó)內(nèi)各區(qū)沒有經(jīng)常項(xiàng)目數(shù)據(jù)，用凈出口數(shù)據(jù)來替代。的反向作用就越大，即越有利于貿(mào)易赤字。

本文在Glick et al.(1995)模型的基礎(chǔ)上，采用1991—2014年65個(gè)國(guó)家(地區(qū))(15)本文65個(gè)國(guó)家(地區(qū))按照國(guó)際貨幣基金組織的分類，包括：31個(gè)發(fā)達(dá)國(guó)家(地區(qū))分別為澳大利亞、奧地利、比利時(shí)、加拿大、塞浦路斯、捷克、丹麥、愛沙尼亞、芬蘭、法國(guó)、德國(guó)、希臘、中國(guó)香港、冰島、以色列、意大利、日本、韓國(guó)、拉脫維亞、立陶宛、荷蘭、新西蘭、挪威、葡萄牙、新加坡、斯洛伐克、斯洛文尼亞、西班牙、瑞典、英國(guó)、美國(guó)；34個(gè)發(fā)展中國(guó)家(地區(qū))分別為阿根廷、伯利茲、巴西、保加利亞、智利、中國(guó)、哥倫比亞、哥斯達(dá)黎加、克羅地亞、厄瓜多爾、埃及、薩爾瓦多、危地馬拉、匈牙利、印度、印度尼西亞、牙買加、約旦、馬來西亞、墨西哥、摩洛哥、巴基斯坦、巴拿馬、秘魯、菲律賓、波蘭、俄羅斯、塞爾維亞、南非、泰國(guó)、土耳其、烏克蘭、烏拉圭、委內(nèi)瑞拉。數(shù)據(jù)考察了全要素生產(chǎn)率沖擊(16)Decressin et al.(2008)認(rèn)為制造業(yè)全要素生產(chǎn)率的計(jì)算相對(duì)服務(wù)業(yè)更加準(zhǔn)確，因此本文將研究視角集中于制造業(yè)全要素生產(chǎn)率沖擊。對(duì)經(jīng)常項(xiàng)目的影響。本文的貢獻(xiàn)主要體現(xiàn)在：(1)將包含生產(chǎn)率沖擊的經(jīng)常項(xiàng)目跨期理論模型用于研究發(fā)達(dá)國(guó)家(地區(qū))、發(fā)展中國(guó)家(地區(qū))間經(jīng)常項(xiàng)目失衡，是對(duì)該理論模型實(shí)際適用性的一個(gè)補(bǔ)充；(2)不同于Glick et al.(1995)的研究，本文基準(zhǔn)回歸和穩(wěn)健性檢驗(yàn)的結(jié)果均表明世界生產(chǎn)率沖擊會(huì)顯著改善經(jīng)常項(xiàng)目，這一結(jié)論與理論模型預(yù)期一致；(3)本文不僅使用時(shí)間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，以驗(yàn)證國(guó)家特定生產(chǎn)率和世界生產(chǎn)率沖擊的持續(xù)性，還使用面板單位根檢驗(yàn)全樣本和分樣本國(guó)家特定生產(chǎn)率沖擊的持續(xù)性，這實(shí)質(zhì)是對(duì)面板數(shù)據(jù)進(jìn)行的平穩(wěn)性檢驗(yàn)，能夠?yàn)閷?shí)證分析的可靠性提供有力支持。

二、經(jīng)常項(xiàng)目跨期理論模型

本文構(gòu)建包含生產(chǎn)率沖擊的經(jīng)常項(xiàng)目跨期理論模型，借鑒Glick et al.(1995)的理論模型，考慮一個(gè)小國(guó)多期開放經(jīng)濟(jì)模型，經(jīng)濟(jì)活動(dòng)開始于t期。

1.總供給

代表性廠商的生產(chǎn)函數(shù)為：

(1)

根據(jù)Abel et al.(1986)，代表性廠商會(huì)選擇投資路徑以最大化其未來利潤(rùn)的折現(xiàn)值，投資路徑遵循：

(2)

其中，0<β1<1, η>0, 0<λ<1。式(2)表明當(dāng)期投資取決于上期投資及未來生產(chǎn)率預(yù)期變化的折現(xiàn)值。

根據(jù)生產(chǎn)函數(shù)一階條件的線性近似，式(1)可轉(zhuǎn)變?yōu)椋?/p>

Yt?αAAt+αKKt+αIIt, αA,αK>0,αI<0

(3)

對(duì)上式求一階差分，可得：ΔYt=αAΔAt+αKΔKt+αIΔIt。

2.消費(fèi)

消費(fèi)者的目標(biāo)函數(shù)為：

(4)

其中，β為主觀折現(xiàn)率或個(gè)體偏好參數(shù)，cs為s期消費(fèi)量。

開放經(jīng)濟(jì)跨期貿(mào)易能夠滿足跨期預(yù)算約束，而經(jīng)常項(xiàng)目(CA)代表了跨期貿(mào)易。經(jīng)常項(xiàng)目恒等式為：

CAt=Bt+1-Bt=Yt+(r-1)Bt-Ct-Gt-It

(5)

r為世界利率水平+1， Bt為t期末國(guó)外凈資產(chǎn)余額。

將式(5)變換為：

rBt=Ct+Gt+It-Yt+Bt+1

(6)

上式消去Bt+1，由Bt+T+1=0，得到約束條件：

(7)

式(7)為小國(guó)開放經(jīng)濟(jì)消費(fèi)和投資的預(yù)算約束。

(8)

再根據(jù)等比數(shù)列求和，式(7)可轉(zhuǎn)化為：

(9)

(10)

設(shè)政府支出為外生變量并保持固定不變，即ΔGt+s=0，從而：

(11)

3.外生的生產(chǎn)率沖擊

設(shè)生產(chǎn)率沖擊遵循一階自回歸過程：

At=ρAt-1+εt

當(dāng)ρ=0，生產(chǎn)率沖擊短暫，不具有持續(xù)性，當(dāng)期產(chǎn)出增加，當(dāng)期投資不變(17)當(dāng)期投資的變化取決于t期對(duì)未來第t+s期生產(chǎn)率變化的預(yù)期，暫時(shí)性沖擊說明該預(yù)期為零，從而當(dāng)期投資不變。，永久性產(chǎn)出、消費(fèi)及投資不變，從而導(dǎo)致短期經(jīng)常項(xiàng)目順差擴(kuò)大。

當(dāng)ρ=1時(shí)，t期的生產(chǎn)率沖擊具有永久性，即εt+s=εt+s-1=εt+s-2=…=εt，其中s→+∞,也就是說生產(chǎn)率沖擊具有同質(zhì)性，得：ΔAt+s=ΔAt+s-1=ΔAt+s-2=…=ΔAt=εt。

從而式(2)可轉(zhuǎn)化為：

It=β1It-1+β2ΔAt

對(duì)上式進(jìn)行s期迭代，得到：

(12)

從而：

將上式分別代入式(11)，得到：

由ΔCAt=(r-1)ΔBt+ΔYt-ΔIt-ΔCt，及ΔYt=αkΔKt+αAΔAt=αkIt-1+αAΔAt

得：ΔCAt=(r-1)CAt-1+γ1It-1+γ2ΔAt

(13)

當(dāng)ρ<1時(shí)，ΔCAt=ΔYt-ΔIt-ΔCt+(r-1)CAt-1=(r-1)CAt-1+κ3It-1+

(14)

4.世界生產(chǎn)率沖擊

(15)

其中，0≤a、b≤1，將上式帶入式(13)和式(14)，使之得以修正：

(16)

(17)

通常，國(guó)家特定生產(chǎn)率沖擊具有永久性(ρ=1)，而世界生產(chǎn)率沖擊具有持續(xù)性(ρ<1)或暫時(shí)性(ρ=0)。

綜上所述，本文提出：

三、模型設(shè)定和數(shù)據(jù)說明

(一)模型設(shè)定

借鑒Glick et al.(1995)，將式(16)及式(17)轉(zhuǎn)化為計(jì)量方程，并增加影響經(jīng)常項(xiàng)目的其他因素，包括貿(mào)易開放度和相對(duì)收入水平。設(shè)立如下估計(jì)方程：

Δcait=α0+α1csgait+α2wgat+α3invit-1+α4toit+α5relagdpit+μi+εit

(18)

其中，經(jīng)常項(xiàng)目變動(dòng)率Δcait=ΔCAit-(rt-1)CAit-1=CAit-rtCAit-1，rt為世界實(shí)際利率，CAit為經(jīng)常項(xiàng)目余額占GDP的比重；csgait表示i國(guó)(地區(qū))t期特定生產(chǎn)率增長(zhǎng)率；wgat表示t期世界生產(chǎn)率增長(zhǎng)率，它為樣本各國(guó)(地區(qū))全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)率gait的算術(shù)加權(quán)平均水平，而csgait是gait與wgat的離差；invit-1表示i國(guó)(地區(qū))t-1期新設(shè)投資；toit表示i國(guó)(地區(qū))t期貿(mào)易開放度；relagdpit表示i國(guó)(地區(qū))t期相對(duì)美國(guó)人均GDP；μi表示個(gè)體效應(yīng)；εit表示誤差項(xiàng)，假設(shè)其服從獨(dú)立同分布(εit～N(0,σ2))。

(二)主要變量及數(shù)據(jù)說明

1.全要素生產(chǎn)率(TFP)指標(biāo)的構(gòu)建及測(cè)算

Solow(1957)提出采用柯布道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)測(cè)算全要素生產(chǎn)率(TFP)，且TFP為一個(gè)余值，即ln Ait=ln Yit-αln Kit-βln Lit。其中，α為資本產(chǎn)出彈性，β為勞動(dòng)產(chǎn)出彈性，A為全要素生產(chǎn)率，Y為實(shí)際產(chǎn)出，K為實(shí)際資本存量，L為從業(yè)人數(shù)。迄今，“索羅余值”仍是國(guó)內(nèi)外全要素生產(chǎn)率測(cè)算的最基本方法。其參數(shù)α、β的估計(jì)方法很多，比如普通最小二乘法(OLS)、固定效應(yīng)模型(FE)、隨機(jī)效應(yīng)模型(RE)以及廣義距估計(jì)法(GMM)等。一般認(rèn)為，應(yīng)根據(jù)不同的數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)及研究目的，選擇適宜的方法。田友春等(2017)的測(cè)算結(jié)果顯示，就宏觀面板數(shù)據(jù)而言，若研究旨在考察總量TFP增長(zhǎng)率的趨勢(shì)變化，那么方法的差異對(duì)測(cè)算結(jié)果影響不大。本文需測(cè)算全要素生產(chǎn)率的增長(zhǎng)率指標(biāo)，故選擇混合最小二乘法(pooled OLS)估計(jì)模型參數(shù)。

2.世界實(shí)際利率(rt)

根據(jù)Bergin et al.(2000)，世界實(shí)際利率為G7集團(tuán)實(shí)際利率的算術(shù)加權(quán)平均值，權(quán)重為各國(guó)實(shí)際GDP占G7集團(tuán)(20)G7集團(tuán)包括美國(guó)、英國(guó)、德國(guó)、法國(guó)、日本、意大利、加拿大?？侴DP的比重。各國(guó)實(shí)際利率為名義利率減去預(yù)期通貨膨脹率，名義利率使用貨幣市場(chǎng)年利率(interest rates of money market)或國(guó)庫(kù)券年利率(interest rates of government bonds)。CPI的變化率為通貨膨脹率，根據(jù)適應(yīng)性預(yù)期理論，設(shè)t期預(yù)期通貨膨脹率為t-1期現(xiàn)實(shí)通貨膨脹率。名義利率原始數(shù)據(jù)來自國(guó)際金融數(shù)據(jù)庫(kù)(IFS數(shù)據(jù)庫(kù))，CPI原始數(shù)據(jù)來自世界銀行WDI數(shù)據(jù)庫(kù)。

3.控制變量

本文選取的控制變量主要包括：新設(shè)投資(invit-1)，采用一國(guó)實(shí)際固定資產(chǎn)投資(fixed capital formation)占GDP的比重來衡量；貿(mào)易開放度(toit)，采用一國(guó)總貿(mào)易額占GDP的比重來衡量；相對(duì)人均GDP(relagdpit)，采用一國(guó)居民按收入法核算的人均GDP與美國(guó)人均GDP之比來衡量。經(jīng)常項(xiàng)目余額占GDP的比重及其他控制變量的原始數(shù)據(jù)均來自世界銀行WDI數(shù)據(jù)庫(kù)。

4.描述性統(tǒng)計(jì)分析

描述性統(tǒng)計(jì)分析結(jié)果列于表1。從中可見，數(shù)據(jù)基本符合跨國(guó)數(shù)據(jù)預(yù)期特征，包括國(guó)家特定生產(chǎn)率增長(zhǎng)率指標(biāo)csga。

表1 變量描述性統(tǒng)計(jì)

四、實(shí)證結(jié)果及分析

(一)基準(zhǔn)回歸結(jié)果

本文首先對(duì)全樣本及分樣本進(jìn)行回歸，分析異質(zhì)性生產(chǎn)率沖擊對(duì)經(jīng)常項(xiàng)目的作用方向，以此判斷生產(chǎn)率沖擊是否是導(dǎo)致全球經(jīng)濟(jì)失衡的重要原因，并考察金融危機(jī)是否能夠調(diào)整兩者之間的關(guān)系。

1.異質(zhì)性生產(chǎn)率沖擊對(duì)經(jīng)常項(xiàng)目的影響

本文使用1991—2014年65個(gè)國(guó)家(地區(qū))的數(shù)據(jù)估計(jì)計(jì)量模型(18)。在面板數(shù)據(jù)回歸中，首先利用F檢驗(yàn)(Cross-section F)來判斷混合回歸模型還是個(gè)體固定效應(yīng)模型適用，然后再利用豪斯曼檢驗(yàn)(Hausman test)來判斷個(gè)體固定效應(yīng)模型還是個(gè)體隨機(jī)效應(yīng)模型適用。表2報(bào)告了逐步回歸結(jié)果。

由表2可見，國(guó)家特定生產(chǎn)率沖擊csgait的參數(shù)估計(jì)值顯著為負(fù)，取值在-0.24～-0.172之間，即國(guó)家特定生產(chǎn)率每增長(zhǎng)1%，經(jīng)常項(xiàng)目赤字增加0.172%～0.24%。此與Glick et al.(1995)使用混合最小二乘法進(jìn)行估計(jì)所得的結(jié)果-0.26較為接近。世界生產(chǎn)率沖擊wgat的參數(shù)估計(jì)值顯著為正，取值接近0.5，即世界生產(chǎn)率每增長(zhǎng)1%，經(jīng)常項(xiàng)目盈余增加近0.5%。綜上，國(guó)家特定生產(chǎn)率沖擊及世界生產(chǎn)率沖擊對(duì)經(jīng)常項(xiàng)目作用方向的估計(jì)結(jié)果與理論模型一致。

為比較發(fā)達(dá)國(guó)家(地區(qū))和發(fā)展中國(guó)家(地區(qū))生產(chǎn)率沖擊對(duì)經(jīng)常項(xiàng)目影響的差異，本文設(shè)置發(fā)達(dá)國(guó)家(地區(qū))虛擬變量Di，并將Di與國(guó)家特定生產(chǎn)率增長(zhǎng)率csgait的交互項(xiàng)納入計(jì)量模型(18)，估計(jì)結(jié)果見表2。由表2，交互項(xiàng)參數(shù)估計(jì)值為負(fù)，但不顯著，說明發(fā)達(dá)國(guó)家(地區(qū))生產(chǎn)率沖擊對(duì)經(jīng)常項(xiàng)目的負(fù)向作用略大于發(fā)展中國(guó)家(地區(qū))。

注：Di為發(fā)達(dá)國(guó)家(地區(qū))虛擬變量，Di=1表示發(fā)達(dá)國(guó)家(地區(qū))，Di=0表示發(fā)展中國(guó)家(地區(qū))；*、**、***分別代表在10%、5%與1%的水平下通過顯著性檢驗(yàn)；參數(shù)估計(jì)值下面一行給出的是標(biāo)準(zhǔn)誤；觀測(cè)值缺失會(huì)導(dǎo)致有效樣本發(fā)生變化。

眾所周知，美國(guó)和中國(guó)是全球經(jīng)常項(xiàng)目失衡的核心，在2008年金融危機(jī)爆發(fā)前兩國(guó)的失衡不斷擴(kuò)大，那么生產(chǎn)率沖擊對(duì)兩國(guó)經(jīng)常項(xiàng)目又有何影響？本文設(shè)置中國(guó)虛擬變量DChina，其與國(guó)家特定生產(chǎn)率沖擊(csgait)的交互項(xiàng)納入計(jì)量模型(18)，估計(jì)結(jié)果見表3列(1)及列(2)。

表3 生產(chǎn)率沖擊作用于中國(guó)、美國(guó)及其他國(guó)家(地區(qū))經(jīng)常項(xiàng)目

注：DChina為中國(guó)虛擬變量，DChina=1表示中國(guó)，DChina=0表示除中國(guó)外的其他國(guó)家(地區(qū))；DUSA為美國(guó)虛擬變量，DUSA=1表示美國(guó)，DUSA=0表示除美國(guó)外的其他國(guó)家(地區(qū))。*、**、***分別代表在10%、5%與1%的水平下通過顯著性檢驗(yàn)；參數(shù)估計(jì)值下面一行給出的是標(biāo)準(zhǔn)誤。

根據(jù)表3列(1)的顯示，當(dāng)DChina=1時(shí)，csgait的參數(shù)估計(jì)值表明中國(guó)特定生產(chǎn)率沖擊會(huì)導(dǎo)致其經(jīng)常項(xiàng)目盈余增加；當(dāng)DChina=0時(shí)，csgait的參數(shù)估計(jì)值表明除中國(guó)以外的國(guó)家特定生產(chǎn)率沖擊會(huì)導(dǎo)致它們經(jīng)常項(xiàng)目赤字增加。表3列(2)的實(shí)證結(jié)果與列(1)一致。同樣設(shè)置美國(guó)虛擬變量DUSA，將其與csgait的交互項(xiàng)納入計(jì)量模型(18)，參數(shù)估計(jì)結(jié)果見表3列(3)和列(4)。與中國(guó)不同，該結(jié)果顯示美國(guó)生產(chǎn)率沖擊會(huì)導(dǎo)致美國(guó)經(jīng)常項(xiàng)目赤字一定程度增加。以上說明國(guó)家特定生產(chǎn)率沖擊是造成全球經(jīng)濟(jì)失衡的重要原因。本文還估計(jì)了生產(chǎn)率沖擊對(duì)中國(guó)以外發(fā)展中國(guó)家(地區(qū))及美國(guó)以外發(fā)達(dá)國(guó)家(地區(qū))經(jīng)常項(xiàng)目的影響，結(jié)果見表3列(5)至列(8)，csgait及wgait的參數(shù)估計(jì)結(jié)果與表2基本一致，并且表明同樣的國(guó)家特定生產(chǎn)率沖擊會(huì)導(dǎo)致發(fā)達(dá)國(guó)家(地區(qū))的經(jīng)常項(xiàng)目赤字規(guī)模大于發(fā)展中國(guó)家(地區(qū))。

綜上，本文認(rèn)為國(guó)家特定生產(chǎn)率沖擊是造成全球經(jīng)常項(xiàng)目失衡的重要原因，一方面它會(huì)導(dǎo)致中國(guó)經(jīng)常項(xiàng)目順差一定程度地?cái)U(kuò)大，另一方面也會(huì)導(dǎo)致美國(guó)等發(fā)達(dá)國(guó)家經(jīng)常項(xiàng)目赤字加重。另外，世界生產(chǎn)率沖擊并不能調(diào)節(jié)全球經(jīng)常項(xiàng)目失衡，因?yàn)樗m然導(dǎo)致發(fā)達(dá)國(guó)家(地區(qū))赤字減少，但同時(shí)又會(huì)造成發(fā)展中國(guó)家(地區(qū))盈余增加。

2.金融危機(jī)對(duì)兩者之間關(guān)系的調(diào)節(jié)

2008年金融危機(jī)后，全球經(jīng)濟(jì)失衡得到了調(diào)節(jié)和收縮，那么能否認(rèn)為金融危機(jī)的爆發(fā)會(huì)自動(dòng)調(diào)節(jié)全球經(jīng)濟(jì)失衡呢？本文設(shè)置1997年?yáng)|南亞金融危機(jī)虛擬變量D1997，時(shí)間變量year>1997時(shí)，D1997取值為1，否則取值為0。計(jì)量模型(18)中加入D1997與國(guó)家特定生產(chǎn)率增長(zhǎng)率(csgait)的交互項(xiàng)，分別估計(jì)全樣本、發(fā)展中國(guó)家(地區(qū))以及發(fā)達(dá)國(guó)家(地區(qū))，結(jié)果見表4。同樣，設(shè)置2008年全球金融危機(jī)虛擬變量，將其與csgait的交互項(xiàng)納入計(jì)量模型(18)，估計(jì)結(jié)果也列示于表4。不難發(fā)現(xiàn)，交互項(xiàng)的參數(shù)估計(jì)值基本上都顯著小于零，說明金融危機(jī)后發(fā)達(dá)國(guó)家(地區(qū))經(jīng)常項(xiàng)目赤字相對(duì)危機(jī)前增加，發(fā)展中國(guó)家(地區(qū))經(jīng)常項(xiàng)目盈余相對(duì)下降。由此可知，全球經(jīng)濟(jì)失衡并沒有因?yàn)榻?jīng)濟(jì)危機(jī)的爆發(fā)而自動(dòng)調(diào)整?，F(xiàn)實(shí)中，經(jīng)濟(jì)危機(jī)后全球經(jīng)濟(jì)失衡得以收縮，只是貿(mào)易規(guī)模壓縮導(dǎo)致的短暫調(diào)整，全球經(jīng)濟(jì)失衡存在的內(nèi)因并未得到根除。

表4 生產(chǎn)率沖擊作用于金融危機(jī)前后發(fā)達(dá)、發(fā)展中國(guó)家(地區(qū))的經(jīng)常項(xiàng)目

注：D1997為1997年?yáng)|南亞金融危機(jī)虛擬變量，D1997=1表示東南亞金融危機(jī)發(fā)生之后，D1997=0表示東南亞金融危機(jī)發(fā)生之前；D2008為2008年全球金融危機(jī)虛擬變量，D2008=1表示全球金融危機(jī)之后，D2008=0表示全球金融危機(jī)之前。*、**、***分別代表在10%、5%與1%的水平下通過顯著性檢驗(yàn)；參數(shù)估計(jì)值下面一行給出的是標(biāo)準(zhǔn)誤。

(二)內(nèi)生性問題處理

面板固定效應(yīng)回歸雖能在一定程度上緩解回歸模型的內(nèi)生性問題，但仍要對(duì)模型的內(nèi)生性問題做進(jìn)一步處理。對(duì)本研究而言，內(nèi)生性問題的主要來源是反向因果和遺漏變量，而工具變量法是解決這兩方面問題的有效手段。本文處理內(nèi)生性的步驟如下：首先，使用豪斯曼檢驗(yàn)判斷解釋變量的內(nèi)生性；然后，根據(jù)檢驗(yàn)結(jié)果選擇合適的工具變量，使用面板工具變量回歸來解決內(nèi)生性問題。檢驗(yàn)結(jié)果顯示，國(guó)家特定生產(chǎn)率增長(zhǎng)率(csgait)拒絕了外生變量的原假設(shè)，即該變量是內(nèi)生變量。世界生產(chǎn)率增長(zhǎng)率(wgat)接受了外生變量的原假設(shè)，即該變量是外生解釋變量。本文使用面板工具變量法的具體方法是：先對(duì)固定效應(yīng)模型進(jìn)行一階差分變換(21)使用固定效應(yīng)的一階差分變換能夠一定程度上解決遺漏變量問題，見陳強(qiáng)(2014)。，再進(jìn)行兩階段IV估計(jì)。其中，內(nèi)生解釋變量csgait的工具變量為其自身的滯后2期變量。

本文使用多種統(tǒng)計(jì)量來檢驗(yàn)工具變量的合理性(見表5)。首先，采用Kleibergen et al.(2006)的LM統(tǒng)計(jì)量進(jìn)行不可識(shí)別檢驗(yàn)，結(jié)果表明在1%的水平上拒絕了“工具變量不可識(shí)別”的原假設(shè)。其次，采用Kleibergen et al.(2006)的Wald F統(tǒng)計(jì)量來進(jìn)行弱識(shí)別檢驗(yàn)。根據(jù)Stock et al.(2005)提供的臨界值，Wald F統(tǒng)計(jì)量均大于10%水平上的Stock-Yogo臨界值，拒絕了工具變量是弱工具變量的假設(shè)。因此，本文選取的工具變量具有一定的合理性。

表5匯報(bào)了面板工具變量的回歸結(jié)果。全樣本、發(fā)達(dá)國(guó)家(地區(qū))樣本、發(fā)展中國(guó)家(地區(qū))樣本的回歸結(jié)果均顯示，國(guó)家特定生產(chǎn)率沖擊和經(jīng)常項(xiàng)目之間仍呈顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系，世界生產(chǎn)率沖擊和經(jīng)常項(xiàng)目仍呈顯著的正相關(guān)關(guān)系，這與基準(zhǔn)回歸結(jié)果保持一致。工具變量的回歸結(jié)果表明，在處理過內(nèi)生性問題后，國(guó)家特定生產(chǎn)率沖擊、世界生產(chǎn)率沖擊和經(jīng)常項(xiàng)目之間的關(guān)系是可靠的。

表5 內(nèi)生性處理：面板工具變量法

注：*、**、***分別代表在10%、5%與1%的水平下通過顯著性檢驗(yàn)。

五、典型國(guó)家(地區(qū))生產(chǎn)率沖擊的識(shí)別

上文的實(shí)證分析表明，國(guó)家特定生產(chǎn)率沖擊會(huì)促使經(jīng)常項(xiàng)目逆差增加，而世界生產(chǎn)率沖擊則會(huì)導(dǎo)致經(jīng)常項(xiàng)目順差增加。本文在理論分析部分曾指出，出現(xiàn)這種差異的可能原因是國(guó)家特定生產(chǎn)率沖擊具有永久性，而世界生產(chǎn)率沖擊具有非永久性。那么，這兩種生產(chǎn)率沖擊是否真的具有如此特征呢？本部分將對(duì)這兩種生產(chǎn)率沖擊的持續(xù)性進(jìn)行識(shí)別。

設(shè)定生產(chǎn)率增長(zhǎng)率符合一階自回歸過程csgat=ρcsgat-1+εt。當(dāng)ρ=1時(shí)，csgas=csgat-1+εt+εt+1+εt+2+…+εs，其中s≥t，認(rèn)為生產(chǎn)率沖擊εt具有永久性。當(dāng)ρ<1或ρ=0時(shí)，表示生產(chǎn)率沖擊具有非永久性，具體表現(xiàn)為持續(xù)性和短暫性，即：ρ<1時(shí)，csgas=ρs-t+1csgat-1+ρs-tεt+ρs-t-1εt+1+…+εs，認(rèn)為生產(chǎn)率沖擊εt具有持續(xù)性；ρ=0時(shí)，csgas=εs，認(rèn)為生產(chǎn)率沖擊εt具短暫性。而對(duì)ρ=1的檢驗(yàn)就是單位根檢驗(yàn)，本文參照Glick et al.(1995)的做法，對(duì)生產(chǎn)率增長(zhǎng)率序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，如果序列存在單位根，則表示沖擊具有永久性，不存在單位根表示沖擊具有非永久性。首先，使用wgat數(shù)據(jù)和csgait的國(guó)別時(shí)間序列數(shù)據(jù)對(duì)典型國(guó)家(地區(qū))進(jìn)行ADF檢驗(yàn)(22)其他國(guó)家(地區(qū))檢驗(yàn)結(jié)果限于篇幅而省略，有需要可向作者索取。，其回歸模型為：

Δcsgait=b0+b1icsgait-1+εit

(19)

其中略去了滯后差分項(xiàng)，ADF檢驗(yàn)的原假設(shè)為H0∶b1i=0，備擇假設(shè)為H1∶b1i<0，這是一個(gè)左邊單側(cè)檢驗(yàn)，當(dāng)統(tǒng)計(jì)量Z(t)值(為負(fù)值)小于臨界值時(shí)(或者P值小于顯著性水平時(shí))，拒絕原假設(shè)，表示該序列為平穩(wěn)序列，從而生產(chǎn)率沖擊不具有永久性；相反，當(dāng)Z(t)值大于臨界值時(shí)，接受原假設(shè)，認(rèn)為該序列存在單位根，從而生產(chǎn)率沖擊具有永久性。然后，對(duì)全樣本、發(fā)達(dá)國(guó)家(地區(qū))樣本、發(fā)展中國(guó)家(地區(qū))樣本進(jìn)行面板單位根LLC檢驗(yàn)，并假設(shè)面板單位的自回歸系數(shù)均相等，檢驗(yàn)結(jié)果見表6。

表6顯示，世界生產(chǎn)率增長(zhǎng)率序列不存在單位根，說明其沖擊具有非永久性，從而解釋了世界生產(chǎn)率沖擊對(duì)經(jīng)常項(xiàng)目存在正向作用的原因。另外，絕大多數(shù)國(guó)家(地區(qū))生產(chǎn)率增長(zhǎng)率序列存在單位根，說明大多數(shù)國(guó)家(地區(qū))生產(chǎn)率沖擊具有永久性，從而解釋了國(guó)家特定生產(chǎn)率沖擊對(duì)經(jīng)常項(xiàng)目存在負(fù)向作用的原因。此外，面板單位根LLC檢驗(yàn)表明，全樣本、發(fā)達(dá)國(guó)家(地區(qū))樣本及發(fā)展中國(guó)家(地區(qū))樣本的csgait都不存在單位根，即它們同為平穩(wěn)序列，說明前文實(shí)證結(jié)果可信，不存在偽回歸問題。

表6 典型國(guó)家(地區(qū))生產(chǎn)率沖擊序列的單位根檢驗(yàn)

六、結(jié)論及啟示

全球經(jīng)常項(xiàng)目持續(xù)失衡會(huì)引發(fā)各方利益沖突不斷加劇，并導(dǎo)致貿(mào)易自由化和全球多邊合作頻頻受阻。本文基于新開放宏觀經(jīng)濟(jì)學(xué)框架構(gòu)建包括異質(zhì)性生產(chǎn)率沖擊的經(jīng)常項(xiàng)目跨期理論模型，并利用1991—2014年65個(gè)國(guó)家(地區(qū))數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析，以考察兩類異質(zhì)性生產(chǎn)率沖擊對(duì)經(jīng)常項(xiàng)目失衡的影響。主要結(jié)論有：

(1)整體上，國(guó)家特定生產(chǎn)率的提升會(huì)使經(jīng)常項(xiàng)目赤字上升，而世界生產(chǎn)率的提高有利于實(shí)現(xiàn)經(jīng)常項(xiàng)目順差，但存在國(guó)別差異。國(guó)家特定生產(chǎn)率沖擊是導(dǎo)致全球經(jīng)濟(jì)失衡的重要原因。

(2)中國(guó)經(jīng)常項(xiàng)目順差的出現(xiàn)一定程度上源于中國(guó)全要素生產(chǎn)率的提升，而美國(guó)經(jīng)常項(xiàng)目逆差則與美國(guó)全要素生產(chǎn)率密切相關(guān)。

(3)全球經(jīng)常項(xiàng)目失衡不會(huì)因經(jīng)濟(jì)危機(jī)的發(fā)生而自動(dòng)調(diào)整，反而可能進(jìn)一步擴(kuò)大。

(4)異質(zhì)性生產(chǎn)率沖擊對(duì)經(jīng)常項(xiàng)目作用方向不同的原因在于，國(guó)家特定生產(chǎn)率沖擊具有永久性，而世界生產(chǎn)率沖擊具有非永久性。

全球經(jīng)常項(xiàng)目失衡不斷擴(kuò)大將加劇全球經(jīng)濟(jì)的不穩(wěn)定性，并進(jìn)一步強(qiáng)化全球經(jīng)濟(jì)的脆弱性及風(fēng)險(xiǎn)性。根據(jù)本研究結(jié)論，在經(jīng)濟(jì)金融全球化背景下，全球經(jīng)常項(xiàng)目失衡是各國(guó)(地區(qū))實(shí)體經(jīng)濟(jì)運(yùn)行的自然結(jié)果，其與各國(guó)(地區(qū))生產(chǎn)率及全球生產(chǎn)率水平變動(dòng)密切相關(guān)。因此，為調(diào)整全球經(jīng)常項(xiàng)目失衡，首先各個(gè)國(guó)家(地區(qū))需要將視角拉回國(guó)內(nèi)，需著力改善國(guó)內(nèi)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)、引導(dǎo)居民調(diào)整消費(fèi)和企業(yè)投資行為、優(yōu)化生產(chǎn)率水平，以有效緩解國(guó)家特定生產(chǎn)率沖擊對(duì)經(jīng)常項(xiàng)目失衡的影響；其次，各國(guó)(地區(qū))之間還需緊密合作，通過多邊協(xié)調(diào)來解決經(jīng)常項(xiàng)目失衡難題，而不是單邊指責(zé)和采取對(duì)抗措施，更不是掀起貿(mào)易戰(zhàn)。