淺析中國(guó)國(guó)際收支雙順差的成因及治理

【摘要】近年來(lái)，中國(guó)對(duì)美國(guó)國(guó)際收支持續(xù)的雙順差現(xiàn)象越來(lái)越多地引起了國(guó)內(nèi)外學(xué)者的關(guān)注。以1985—2010年的數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，實(shí)證分析了兩個(gè)順差的形成因素，并驗(yàn)證了其原因可能存在的相關(guān)性，研究發(fā)現(xiàn)經(jīng)常項(xiàng)目順差的形成主要與人民幣匯率、居民收入及居民儲(chǔ)蓄率有關(guān)，資本與金融項(xiàng)目順差主要與人民幣匯率和外商直接投資有關(guān)，并且影響兩個(gè)順差的因素具有相關(guān)性。

【關(guān)鍵詞】雙順差 實(shí)證分析 成因相關(guān)性

一、引言

近年來(lái)，全球經(jīng)濟(jì)失衡現(xiàn)象日益凸顯，集中體現(xiàn)在美國(guó)龐大的經(jīng)常賬戶赤字以及日益增長(zhǎng)的債務(wù)，以中國(guó)為首的新興國(guó)家迅速增長(zhǎng)的貿(mào)易順差，以及歐洲發(fā)達(dá)國(guó)家的主權(quán)債務(wù)危機(jī)。事實(shí)上，談到中國(guó)的崛起，不得不提的就是1994年以來(lái)中國(guó)持續(xù)的雙順差現(xiàn)象（除1998年資本項(xiàng)目出現(xiàn)小額逆差外）。盡管雙順差的出現(xiàn)并不是特例，但對(duì)于中國(guó)這樣一個(gè)龐大的新興經(jīng)濟(jì)體而言，其背后可能隱藏了特殊的經(jīng)濟(jì)問題，這些經(jīng)濟(jì)問題對(duì)中國(guó)未來(lái)的可持續(xù)發(fā)展均有顯著影響，因此國(guó)內(nèi)許多學(xué)者對(duì)國(guó)際收支雙順差的形成原因及治理方案做了相關(guān)研究。

楊宗翰等（2006年）運(yùn)用兩時(shí)期模型分析了中國(guó)經(jīng)常項(xiàng)目順差的原因。文章將1982年至2005年視為第一期，2005年以后的經(jīng)常項(xiàng)目順差則是由于前一時(shí)期存在激烈的競(jìng)爭(zhēng)使得產(chǎn)品的價(jià)格不斷下降，因此降低的消費(fèi)指數(shù)就使得家庭預(yù)期的第二期收入減少，在利率不變的情況下第二期收入的減少造成持久收入減少，最終導(dǎo)致了經(jīng)常項(xiàng)目的巨額盈余。對(duì)于資本和金融項(xiàng)目順差的成因，文章認(rèn)為主要是大量外商直接投資的流入。中國(guó)較低的生產(chǎn)成本及中國(guó)經(jīng)濟(jì)的高速增長(zhǎng)吸引了大量國(guó)外資本，導(dǎo)致為保證國(guó)際收支平衡應(yīng)當(dāng)呈現(xiàn)赤字的資本與金融項(xiàng)目也出現(xiàn)了順差[1]。

盧鋒（2006年）則認(rèn)為雙順差的直接原因?yàn)榧庸べQ(mào)易順差和外商直接投資持續(xù)增長(zhǎng)。加工貿(mào)易順差主要導(dǎo)致了經(jīng)常項(xiàng)目順差，與此同時(shí)加工貿(mào)易的大部分是由外資企業(yè)承擔(dān)或參與的，而外商直接投資的持續(xù)增長(zhǎng)又導(dǎo)致了中國(guó)資本與金融項(xiàng)目順差，因此雙順差的成因可以集中歸結(jié)為外商直接投資及其不斷推動(dòng)發(fā)展的加工貿(mào)易。進(jìn)一步，文章指出中國(guó)國(guó)際收支雙順差現(xiàn)象與當(dāng)代經(jīng)濟(jì)全球化時(shí)代環(huán)境具有深刻聯(lián)系，而中國(guó)在產(chǎn)品內(nèi)分工興起的經(jīng)濟(jì)浪潮中扮演越來(lái)越重要角色，越來(lái)越多地參與特定產(chǎn)品的生產(chǎn)或供應(yīng)活動(dòng)[2]。

張少軍等（2008年）基于全球價(jià)值鏈進(jìn)行了實(shí)證分析，認(rèn)為中國(guó)國(guó)際收支雙順差的形成，其實(shí)是國(guó)際經(jīng)濟(jì)活動(dòng)在全球布局的結(jié)果，是全球價(jià)值鏈的主導(dǎo)者協(xié)調(diào)和治理在空間上分散的生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)活動(dòng)的貨幣表現(xiàn)。雙順差的形成有嶄新的經(jīng)濟(jì)背景和很強(qiáng)的微觀基礎(chǔ)[3]。

目前已有研究較多集中于中國(guó)經(jīng)常項(xiàng)目順差的分析或?qū)⒀芯烤劢褂谫Y本與金融項(xiàng)目順差，對(duì)于兩個(gè)項(xiàng)目順差成因之間的相關(guān)性鮮有研究，首先對(duì)中國(guó)經(jīng)常項(xiàng)目順差和資本與金融項(xiàng)目順差的原因進(jìn)行定性分析，提出假說(shuō)；然后對(duì)兩種順差的成因進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，比較兩個(gè)順差決定因素的異同；最后提出本文的政策建議。

二、實(shí)證分析雙順差的成因

（一）經(jīng)常項(xiàng)目順差成因分析

在1985—2010年的26年中，國(guó)際收支中的經(jīng)常項(xiàng)目?jī)H有5年是逆差，這5年分別是1985年、1986年、1987年和1993年，且從1994年起連續(xù)16年都是順差，特別是2004年起，中國(guó)對(duì)美國(guó)經(jīng)常項(xiàng)目的順差顯著增長(zhǎng)，最高時(shí)超過4000億美元，直到2008年金融危機(jī)爆發(fā)后才有些許下降，2010年又有反彈趨勢(shì)（如圖1）。

圖1 1985—2010中國(guó)對(duì)美國(guó)經(jīng)常項(xiàng)目差額（百萬(wàn)美元）

數(shù)據(jù)來(lái)源：外匯管理局

分析經(jīng)常項(xiàng)目順差的形成原因，我們可以從國(guó)民收入恒等式入手。

依據(jù)支出法計(jì)算一國(guó)的國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值可知：

Y=C+I+G+(X-M) (1)

其中Y為國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值，C為消費(fèi)，包括個(gè)人消費(fèi)和政府消費(fèi)，I為企業(yè)投資和居民投資，G為政府投資，X為出口，M為進(jìn)口。

由此(1)移向可得經(jīng)常項(xiàng)目差額CA=X-M=Y-(C+I+G)（2)

出口與匯率和國(guó)外需求有關(guān)，而進(jìn)口則與國(guó)內(nèi)消費(fèi)需求和匯率有關(guān)。消費(fèi)開支等于可支配收入乘以消費(fèi)率，消費(fèi)率等于1減儲(chǔ)蓄率，因此，經(jīng)常項(xiàng)目順差是匯率、可支配收入和儲(chǔ)蓄率的函數(shù)；可以將(2)式可以改寫為CA=CA(ER，IN，SR) (3)

其中ER表示人民幣兌美元匯率，IN表示城鎮(zhèn)人均可支配收入，SR表示居民儲(chǔ)蓄率。將上述三個(gè)因素看成解釋變量，將經(jīng)常項(xiàng)目順差看成被解釋變量建立如下多元線性回歸方程：

LogCA=α1+α2logER+α3logIN+α3logSR (4)

從中國(guó)外匯管理局網(wǎng)站得到1985-2010年中美經(jīng)常項(xiàng)目順差的數(shù)據(jù)，并從國(guó)研網(wǎng)和中經(jīng)網(wǎng)得到相應(yīng)年份人民幣兌美元匯率（間接標(biāo)價(jià)法）、城鎮(zhèn)人均可支配收入和居民儲(chǔ)蓄率的數(shù)據(jù)，去掉負(fù)數(shù)后取對(duì)數(shù)得到相關(guān)變量ADF單位根檢驗(yàn)結(jié)果如下：

說(shuō)明：檢驗(yàn)形式(C，T，L)中，C代表常數(shù)項(xiàng)，T代表趨勢(shì)項(xiàng)，其值為0時(shí)表示不含有趨勢(shì)項(xiàng)，L表示滯后階數(shù)。

檢驗(yàn)結(jié)果表明logCA，logER，logIN，logSR四個(gè)變量均具有一階單整性，故進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)如下。

注：*表示5%顯著水平下拒絕原假設(shè)；**表示1%顯著水平下拒絕原假設(shè)

檢驗(yàn)結(jié)果表明在5%的顯著水平下這四個(gè)變量之間不具有協(xié)整關(guān)系的零假設(shè)被拒絕，故它們之間存在長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系。同時(shí)對(duì)模型進(jìn)行White檢驗(yàn)和DW檢驗(yàn)，結(jié)果如下：

F統(tǒng)計(jì)量=1.438528，Prob. F(8，6)=0.3382；DW值=2.095801

顯然，模型通過了White檢驗(yàn)和DW檢驗(yàn)，表明模型中不存在異方差和自相關(guān)現(xiàn)象，因此可以進(jìn)行t檢驗(yàn)和F檢驗(yàn)，并對(duì)其進(jìn)行多元回歸分析可得：

logCA=1.492430-5.249041logER+3.234079logIN+5.217988logSR (5)

(0.128974) (-3.334029) (8.929311) (2.396569)

R2=0.881332

F檢驗(yàn)值=27.23198 P-值(F統(tǒng)計(jì))=0.000022

注：括號(hào)中為t檢驗(yàn)值，下同

t檢驗(yàn)的結(jié)果說(shuō)明三個(gè)參數(shù)都通過了5%的顯著性檢驗(yàn)，即人民幣兌美元匯率、城鎮(zhèn)人均可支配收入以及居民儲(chǔ)蓄率對(duì)經(jīng)常項(xiàng)目順差的影響都是顯著的，這一結(jié)果與前文的理論預(yù)期相符。F檢驗(yàn)的結(jié)果說(shuō)明F檢驗(yàn)值1%的顯著性檢驗(yàn)，即模型整體的顯著性很好。

故我們可以得出如下結(jié)論：經(jīng)常項(xiàng)目順差變化率與人民幣兌美元匯率（間接標(biāo)價(jià)法）變化率負(fù)相關(guān)，與城鎮(zhèn)人均可支配收入變化率和居民儲(chǔ)蓄率變化率正相關(guān)。其他因素不變時(shí)，人民幣每升值1%，經(jīng)常項(xiàng)目順差將降低5.25%；同樣的，城鎮(zhèn)人均可支配收入每上升1%，經(jīng)常項(xiàng)目順差將上升3.23%；居民儲(chǔ)蓄率每上升1%，經(jīng)常項(xiàng)目順差將上升5.22%。另外，由R2=0.881332可知這三個(gè)解釋變量對(duì)經(jīng)常項(xiàng)目順差的解釋程度達(dá)到88%以上。

（二）資本與金融項(xiàng)目順差成因分析

1985年以來(lái)，我國(guó)對(duì)美國(guó)資本項(xiàng)目差額總體也是順差狀態(tài)，特別2008年金融危機(jī)以后，更是呈現(xiàn)出強(qiáng)勁的增長(zhǎng)勢(shì)頭，到2010年，資本項(xiàng)目順差達(dá)到了2260億美元（如圖2）。

中國(guó)作為新興的經(jīng)濟(jì)體，擁有低廉的要素成本和巨大的潛在市場(chǎng)，吸引了大批的外商直接投資。同時(shí)以美國(guó)為首的發(fā)達(dá)國(guó)家一直認(rèn)為人民幣幣值被低估，使得外國(guó)資本的大量涌入。這兩方面的原因造成了資本與金融項(xiàng)目的順差，這一順差的持續(xù)時(shí)間甚至比經(jīng)常項(xiàng)目還要久。我們建立二元線性回歸方程如下：

KA=β1+β2·ER+β3·DI (6)

其中KA表示資本與金融項(xiàng)目順差，ER表示人民幣兌美元匯率，DI表示外商直接投資。

本文從中國(guó)外匯管理局網(wǎng)站得到1985-2010年中美資本與金融項(xiàng)目順差的數(shù)據(jù)，并從國(guó)研網(wǎng)和中經(jīng)網(wǎng)得到相應(yīng)年份人民幣兌美元匯率（間接標(biāo)價(jià)法）和外商直接投資的數(shù)據(jù)，對(duì)三個(gè)變量進(jìn)行ADF單位根檢驗(yàn)結(jié)果如下：

說(shuō)明：檢驗(yàn)形式(C，T，L)中，C代表常數(shù)項(xiàng)，T代表趨勢(shì)項(xiàng)，其值為0時(shí)表示不含有趨勢(shì)項(xiàng)，L表示滯后階數(shù)。

說(shuō)明KA，ER，DI三個(gè)變量均具有一階單整性，即均為I（1），因此可以進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。

統(tǒng)計(jì)結(jié)果表明在5%的顯著水平下這三個(gè)變量之間不具有協(xié)整關(guān)系的零假設(shè)被拒絕，因此這三個(gè)變量間存在長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系。同時(shí)對(duì)模型進(jìn)行White檢驗(yàn)和DW檢驗(yàn)，結(jié)果如下：

F統(tǒng)計(jì)值=2.874952，Prob. F(8，6)=0.0444；DW檢驗(yàn)值=1.869157

模型通過了DW檢驗(yàn)，但沒有通過White檢驗(yàn)，即模型存在異方差現(xiàn)象，t檢驗(yàn)和F檢驗(yàn)的有效性將受到影響，故將模型調(diào)整為：

KAt=β1+β2·ERt-1+β3·DIt (7)

其中，KAt表示當(dāng)年資本與金融項(xiàng)目順差，ERt-1為人民幣兌美元匯率的滯后項(xiàng)，即上一年人民幣兌美元匯率，DIt表示當(dāng)年外商直接投資。

以前述數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，進(jìn)行White檢驗(yàn)和DW檢驗(yàn)，得到如下檢驗(yàn)結(jié)果：

F統(tǒng)計(jì)值=2.502010，Prob. F(8，6)=0.0773；DW檢驗(yàn)值=2.056263

模型通過了White檢驗(yàn)和DW檢驗(yàn)，表明模型中不存在異方差和自相關(guān)現(xiàn)象，因此上述t檢驗(yàn)和F檢驗(yàn)的結(jié)果均是可信的。故可以將資本與金融項(xiàng)目順差表示為如下回歸方程：

KA=46610.21-128.7409ERt-1+210.5723DI (8)

(1.781487) (-2.599603) (6.631016)

R2=0.747161

F檢驗(yàn)值=26.59571 P值(F統(tǒng)計(jì))=0.000004

t檢驗(yàn)結(jié)果說(shuō)明兩個(gè)變量的參數(shù)都通過了5%的顯著性檢驗(yàn)，即人民幣兌美元匯率和外商直接投資對(duì)資本與金融項(xiàng)目順差的影響都是顯著的，這一結(jié)果與前文的理論預(yù)期相符。F檢驗(yàn)結(jié)果說(shuō)明F檢驗(yàn)值通過了1%的顯著性檢驗(yàn)，即解釋變量模型的顯著性很好。

故本文得出如下結(jié)論：資本與金融項(xiàng)目順差與上一年人民幣兌美元匯率（間接標(biāo)價(jià)法）相關(guān)，與外商直接投資正相關(guān)。其他因素不變時(shí)，上一年人民幣每升值1個(gè)單位，資本與金融項(xiàng)目順差將降低1.2874億美元；外商直接投資每增加1億美元，資本與金融項(xiàng)目順差將增加2.1057億美元。由R2=0.747161可知這兩個(gè)解釋變量對(duì)資本與金融項(xiàng)目順差的解釋程度達(dá)到74.7%以上。

三、兩個(gè)順差成因的相關(guān)性

在分別實(shí)證分析了經(jīng)常項(xiàng)目順差和資本與金融項(xiàng)目順差的成因后，本文將研究構(gòu)成兩個(gè)項(xiàng)目順差的原因之間是否有相關(guān)性。觀察可以發(fā)現(xiàn)，兩者的原因中人民幣兌美元匯率是共同的因素，因此接下來(lái)研究了外商直接投資、城鎮(zhèn)人均可支配收入以及居民儲(chǔ)蓄率之間的相關(guān)性。

首先建立二元線性回歸方程如下：

LogDI=γ1+γ2logIN+γ3logSR (9)

根據(jù)表1和表2中1985-2010年的相關(guān)數(shù)據(jù)，得到如下方程：

LogDI=-2.376588+0.782789logIN+0.545646logSR (10)

(1.746216) (-2.557334) (7.003885)

t檢驗(yàn)結(jié)果表明居民儲(chǔ)蓄率沒有通過5%的顯著性檢驗(yàn)，即居民儲(chǔ)蓄率對(duì)外商直接投資的影響不顯著。去掉這一解釋變量，同時(shí)為了消除異方差和自相關(guān)現(xiàn)象，重新建立方程如下：

logDDI=γ1+γ2logDIN (11)

其中DDI表示當(dāng)年外商直接投資與上年外商直接投資的差額，DIN表示當(dāng)年城鎮(zhèn)人均可支配收入與上年城鎮(zhèn)人均可支配收入的差額。以前述數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，得到如下方程：

logDDI=-5.774783+1.420676logDIN (12)

(-3.428923) (5.215231)

R2=0.588732

t檢驗(yàn)結(jié)果說(shuō)明DIN通過了5%的顯著性檢驗(yàn)，即城鎮(zhèn)人均可支配收入環(huán)比增長(zhǎng)率對(duì)外商直接投資環(huán)比增長(zhǎng)率的影響是顯著的，兩者具有正相關(guān)性。當(dāng)城鎮(zhèn)人均可支配收入環(huán)比增長(zhǎng)率上升1%，外商直接投資環(huán)比增長(zhǎng)率將上升1.42%。因此本文認(rèn)為，雙順差的形成不是由于各自相對(duì)獨(dú)立的因素，而是具有較強(qiáng)相關(guān)性的因素同時(shí)導(dǎo)致了經(jīng)常項(xiàng)目和資本與金融項(xiàng)目的順差，這兩個(gè)因素分別是城鎮(zhèn)人均可支配收入和外商直接投資。

四、結(jié)論及建議

實(shí)證研究表明，影響經(jīng)常項(xiàng)目順差和資本與金融項(xiàng)目順差的因素具有明顯相關(guān)性，兩者的同時(shí)出現(xiàn)有內(nèi)在的聯(lián)系，我國(guó)居民的可支配收入以及人民幣匯率則是聯(lián)系兩者的紐帶。我國(guó)居民可支配收入的上升一方面刺激了我國(guó)經(jīng)濟(jì)的持續(xù)增長(zhǎng)，增加了銀行的可借貸資金，為出口行業(yè)的發(fā)展提供基礎(chǔ)，促進(jìn)了經(jīng)常項(xiàng)目順差的形成；另一方面還形成了更大的消費(fèi)潛能，吸引了外國(guó)企業(yè)大量在國(guó)內(nèi)投資生產(chǎn)，誘發(fā)了資本與金融項(xiàng)目的順差。而人民幣匯率過去一度處于低值，不僅一定程度上形成了國(guó)內(nèi)商品的出口優(yōu)勢(shì)，還刺激了外商在國(guó)內(nèi)的投資。

但雙順差對(duì)國(guó)內(nèi)外經(jīng)濟(jì)有許多不利影響，如雙順差可能造成巨額的外匯儲(chǔ)備，同時(shí)加大人民幣升值的預(yù)期，造成美元貶值嚴(yán)重，導(dǎo)致我國(guó)外匯儲(chǔ)備嚴(yán)重縮水。因此，中央政府應(yīng)當(dāng)想辦法緩解國(guó)際收支不平衡給中國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展帶來(lái)的諸多不利影響，提出如下措施。

1.進(jìn)一步擴(kuò)大內(nèi)需，使居民不斷增加的可支配收入轉(zhuǎn)變?yōu)閲?guó)內(nèi)消費(fèi)，從而降低中國(guó)居高不下的儲(chǔ)蓄率，減少經(jīng)常項(xiàng)目順差。

2.合理利用外商大量投資的機(jī)會(huì)，在引進(jìn)外資時(shí)，促進(jìn)外商直接投資的技術(shù)外溢效應(yīng)，逐漸形成自己的技術(shù)開發(fā)能力，最終能夠獨(dú)立進(jìn)行研發(fā)生產(chǎn)，加快企業(yè)“走出去”的步伐。

3.完善匯率機(jī)制，進(jìn)一步提高匯率浮動(dòng)幅度，保持人民幣緩慢升值，以緩解雙順差等經(jīng)濟(jì)失衡現(xiàn)象。

4.鼓勵(lì)企業(yè)引進(jìn)適用的技術(shù)設(shè)備，加大技術(shù)改造和產(chǎn)業(yè)升級(jí)；加大石油和礦產(chǎn)等戰(zhàn)略物資的進(jìn)口；通過擴(kuò)大基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)、發(fā)展教育和旅游及消費(fèi)增長(zhǎng)帶動(dòng)進(jìn)口[4]。

參考文獻(xiàn)

[1] 楊宗翰，趙樂為，蘇行.經(jīng)常項(xiàng)目與資本項(xiàng)目雙順差的兩時(shí)期模型分析——基于中國(guó)的實(shí)證分析.Journal of Yunnan Finance Economics University，第22卷第3期.

[2] 張少軍，張少華.中國(guó)國(guó)際收支雙順差形成的微觀機(jī)理探究——基于全球價(jià)值鏈視角的實(shí)證分析.當(dāng)代財(cái)經(jīng)，2008年第9期.

[3] 盧鋒.中國(guó)國(guó)際收支雙順差現(xiàn)象研究：對(duì)中國(guó)外匯儲(chǔ)備突破萬(wàn)億美元的理論思考.世界經(jīng)濟(jì)，2006年第11期.

[4] 王健.高額儲(chǔ)蓄與國(guó)際收支順差的利弊及對(duì)策.經(jīng)濟(jì)與管理研究，2006年第1期。

[5] 數(shù)據(jù)主要來(lái)源：北京國(guó)研網(wǎng)，中國(guó)外匯管理局網(wǎng)站，中經(jīng)網(wǎng)—中國(guó)經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫(kù).

作者簡(jiǎn)介：項(xiàng)妍妍（1990-），女，湖南人，南京大學(xué)國(guó)際經(jīng)濟(jì)與貿(mào)易系，研究方向：世界經(jīng)濟(jì)、國(guó)際金融。