改革開放40年我國經常項目失衡程度與持續性

劉方

摘? ?要：基于HP濾波構建的“趨勢區間”判斷標準，運用1982—2018年中國經常項目余額占GDP比率的時間序列數據，測算了歷年中國經常項目的失衡程度，同時建立AR（1）模型進行滾動回歸和兩區制的馬爾科夫轉移模型探析經常項目失衡的持續性。結果發現： 改革開放以來共有14年輕度失衡，兩年中度失衡，3年重度失衡;經常項目失衡越大，其向均衡值調整的時間也就越長;經常項目正常與失衡的相互轉換概率亦較低，經常項目正常的持續時間較長，經常項目失衡的持續時間較短。因此，中國經常項目失衡屬于短暫現象，長期來看將會維持正常格局。

關鍵詞：經常項目失衡;趨勢區間;HP濾波;馬爾科夫區制轉移模型

中圖分類號：F832? ?文獻標識碼：B? 文章編號：1674-2265（2020）01-0063-06

一、引言

改革開放40多年來，中國經濟保持了持續快速增長，國內生產總值（GDP）從1978年的3678.7億元增加到2018年的900309.5億元，突破了90萬億元大關，達到歷史新高。1978—2018年的年均復合GDP增長率高達14.7%，年均GDP增長率為9.5%。2010年后，中國GDP增長速度放緩，由10.6%逐漸下滑至2018年的6.6%，經濟已由高速增長轉向中高速增長階段，而且經濟增長的質效不斷提高。

與此同時，一方面，中國經常項目余額從1982年的56.74億美元變化到2018年的490.92億美元①，37年間經常項目僅出現過5年逆差（1985年、1986年、1988年、1989年和1993年），且均發生在1994年之前，如圖1所示。1994—2018年，中國經濟持續了25年的經常項目順差，其中2008年的順差余額達到4205.69億美元的歷史性峰值。

另一方面，經常項目余額占GDP的比重從1978年的2.77%變化到2018年的0.36%，其間2007年達到9.95%的歷史峰值，而1985年則達到-3.69%的歷史低值。中國加入世界貿易組織（WTO）之后，經常項目余額占比由2001年的1.3%攀升至2007年的9.95%，經常項目失衡程度不斷加重。也是在此期間，全球范圍內興起關于經常賬戶失衡的討論。但是，從2008年起，中國經常項目順差占GDP比率開始下滑，并在2011—2018年期間連續8年低于3%，經常項目順差占GDP比率近年來顯著下降②，經常項目失衡問題有所緩解。諸多學者就此進行了探究，或置于中國經濟內外失衡框架下探討、測度與比較（張立娟等，2018;劉威等，2015），或探討全球經濟失衡的持續性（王年詠等，2013），或單獨測度中國最優經常賬戶差額（馬紅霞等，2009），或進行經常賬戶持續性的理論探討（李津等，2010），然而卻較少單獨專述和考察歷年中國經常賬戶的失衡和持續性，因而至少還有三個問題仍待求解：一是歷年中國經常項目失衡狀況;二是中國經常項目失衡的判斷標準;三是中國經常項目失衡的持續時間。

為解答上述疑惑，我們根據相關文獻，總結失衡的判定標準，在吸收各種判斷標準的基礎上，利用HP濾波構建中國經常項目失衡的“趨勢區間”判斷標準，并借此闡明中國經常項目的歷年失衡情況。同時，使用自回歸模型與馬爾科夫區制轉移模型探討中國經常項目失衡的持續性，以增強對我國經常項目失衡的理論認識。

二、經常項目失衡程度的判定標準

（一）G20的判定標準

2008年全球金融危機以來，以G20峰會為代表的新型治理框架逐步確定。在首爾G20峰會上確定由G20財長會負責“參考性指南”的設計工作，成為邁向全球再平衡經濟治理制度化的第一步。

“參考性指南”采取了四種量化方法來確認各國經濟的內外失衡狀態，分別是結構法、時間序列統計法、統計分組法和統計四分位法③。針對經常項目失衡（經常項目余額/GDP），對系統重要性國家而言④，若采取時間序列統計法，那么經常項目失衡的判斷標準如表1所示。

時間序列的測算方法比較簡單，容易驗證，過程透明，不受人為干預，技術方面爭議?。S薇等，2012;張蘊萍等，2018）。但是，也存在科學性和合理性的缺陷。如以標準差大小作為閾值，在經常項目余額占比指標波動較大的國家，標準差也較大，而在波動較小的國家，標準差也較小，因而對不同國家而言可能得出不同的判斷結果。

特別地，在經常項目持續順差（或逆差）的國家也并不適用，因為確定的判斷范圍可能互相包含，即有重疊部分，導致判斷的失衡程度總體偏低，不具有層次感，因而使用該方法針對特定國家時間序列分析時，可能需要做相應改進。

（二）國際警戒線標準

經常項目余額占GDP的比重是否過高或過低，以參考歐共體、歐盟等國際通行標準為主，確定指標的失衡警戒線。在對外貿易失衡中，經常項目余額占GDP的比重不超過±3%乃是全球公認的警戒線（王年詠等，2019），在相關研究中，如張建清等（2008）、Freund（2005）發現經常項目占GDP的比重，以盈余國不超過7.24%，赤字國不超過-5%作為其經常項目開始調整的“門檻值”。

但是，門檻值的大小依據所采用樣本量（樣本國、樣本期）的不同而有所差異，如陳建奇（2011）對比發現，G20成員國1980—2009年之間，13個國家出現經常項目逆差，經常項目逆差占GDP之比的閾值平均為-4.5%;而有11個國家出現經常項目順差，對應的閾值平均為5.5%，這與Freund（2005）確定的失衡上限臨界值5%又不同。

因此，選擇不同國家，不同時期的樣本，可能得出的閾值水平也存在差異。為了避免采用不同標準帶來的辨識結果差異，可以直接采用±3%的警戒線作為判定標準。

（三）中國經常項目失衡的標準

對中國經常項目失衡程度的判斷標準，主要有國際公認的警戒線（±3%）⑤、改進的G20評價標準（見表1）以及其他相關學者的判斷，但學界并沒有形成統一的判別標準。如陳建奇（2011）認為，中國可以設置5%或更高的上限水平（比如8.8%以適應經濟發展水平），馬紅霞等（2009）通過模型估計1996—2005年均衡經常項目余額占比，其估計結果的均衡值平均為-5.5%。

但是，由于經常項目均衡值CA*的估計受諸多因素的影響，選擇不同變量估計的均衡值也不同，因而考察經常項目實際值CA與均衡值CA* 的偏離度以判斷失衡程度也不具有普遍適用性。

三、中國經常項目失衡程度的判斷與比較

（一）判斷方法

鑒于經常項目失衡的判斷標準不一，本文擬采用歷年經常項目余額/GDP的時間序列，運用HP濾波法從該時序變動中提取趨勢部分，表示為歷年均衡的經常項目余額/GDP，然后以樣本期內均衡值的平均值作為標準值，并借鑒G20的評估方法設定經常項目失衡的判斷區間（簡稱 “趨勢區間”標準），借此辨識歷年實際經常項目/GDP的失衡程度。

HP濾波法是將變化不定的時間序列數據中具有一定趨勢變化的平滑序列分離出來，分解成周期性波動成分和趨勢性變動成分。其原理是：

假設某時間序列數據[yt=gt+ct]，Prescott（1980，1997）采用對稱的數據移動平均方法原理，設計一個濾波器從時間序列[yt]中得到一個平滑的序列[gt]（即趨勢部分），[gt]是下述最小化問題的解：

提取趨勢成分后，求得樣本期內的均值和標準差，根據均值和標準差設計判斷區間，分別是：若歷年經常項目余額/GDP處于±均值以內，則判斷為“正常”;若歷年經常項目余額/GDP處于[-（均值+標準差），均值]和[均值，均值+標準差]以內，則判斷為“輕度失衡”;若歷年經常項目余額/GDP處于[-（均值+2[×]標準差），均值]和[均值，均值+2[×]標準差]以內，則判斷為“中度失衡”;若歷年經常項目余額/GDP處于大于±（均值+2[×]標準差），則判斷為“重度失衡”。

（二）判斷結果

利用1982—2018年的經常項目余額/GDP序列，運用HP濾波法，提取了趨勢成分和周期成分。經常項目差額數據來源于國家外匯管理局網站，GDP數據來源于國家統計局網站。通過計算得到趨勢序列的均值為2.21%，標準差為1.86%，中國經常項目失衡的判斷區間及失衡程度劃分見表2。

根據表2所示的判斷標準，1982—2018年的37年間共有18年經常項目處于正常，14年的經常項目處于輕度失衡（其中，有3年是逆差失衡，其余為順差失衡），只有兩年的時間（2005年、2009年）處于中度失衡，而2006年、2007年和2008年3年則處于重度失衡（見圖2），其中2007年失衡程度最高，超過臨界值5.94%近4個百分點。這說明我國經常項目失衡大部分是輕度失衡，少部分是中度、重度失衡，而且經常項目保持正常的時長仍高于失衡的時長。

（三）與其他標準的比較

若以±3%的國際警戒線為標準，在1982—2018年中，我國經常項目余額占比超過3%、低于-3%的年份，合計有12年，其余25年則是正常，失衡時長為12年，見表3。若以±4%為標準，在1982—2018年的37年中，我國經常項目余額占比超過4%、低于-4%的年份有5年（2005—2009年），連續失衡5年，其余年份均是正常;若以±5%為標準，在1982—2018年中我國經常項目余額占比超過5%、低于-5%的年份，共計有4年（2005—2008年），其余年份均是正常，連續失衡時長4年。

從對結果的比較可知，國際警戒線設定標準過低、劃分失衡程度不夠細致，而目標上限設置過高則僅關注了變動較大的部分，而忽視了不同變動層次之間的失衡差異，劃分結果也較為粗略。而我們設定的“趨勢區間”判斷方法，既可以將失衡程度進行有效劃分，又可以增加剖析失衡的時限，從而避免標準過低或過高帶來的偏頗，具有一定的合理性。

四、我國經常項目失衡的持續性

無論采取何種判定標準，我國經常項目失衡都具有持續性，失衡年份數最低有4年，最高有19年。一般來說，持續性要求失衡的年份是連續的，也就是說同時出現連續幾年處于某一失衡狀態，而沒有發生狀態改變，從持續性時長來看至少是連續3年或5年。

照此標準，1982—2018年間我國經常項目連續失衡的時長是3年，分別是2002—2004年的輕度失衡，2006—2008年的重度失衡，而其余年份正常、輕度失衡與中度失衡不斷交替演變，其中以正常狀態的年份居多，而且連續3年屬于正常狀態的出現過4次，分別是1987—1989年、1994—1996年、1999—2001年、2016—2018年。連續兩年屬于輕度失衡狀態的出現過3次，分別是1985—1986年、1990—1991年、1997—1998年。

我們從兩個方面進一步表征經常項目失衡的持續性：一是采用自回歸AR（1）系數的大小來判斷;二是采用馬爾科夫區制轉移模型，以轉移概率和轉移持續期來判斷這種調整的時長。

（一）基于自回歸模型的考察

由于僅使用1982—2018年的序列進行回歸，所得的[β]值是平均意義上的系數。為此，我們以5年為一個窗口期⑥，進行滾動窗口回歸，在窗口期內估計的[β]系數和調整半周期如圖3所示。

在圖3中，我們發現滾動窗口結束期內（1986—2018年），回歸系數[β]值均在0—1之間，而且調整半周期由0.5年到4.5年不等。最高時為4.42年（窗口結束期為2008年），意味著2008年中國經常項目失衡向均衡值調整一半所需要的時間最長，接近4年半的時間。2005—2018年中國經常項目失衡向均衡值調整一半的時間基本在兩年以上，調整時間較長。1987—2004年中國經常項目失衡向均衡值調整一半的時間基本在0.5年到0.9年之間，調整時間較短。

（二）基于馬爾科夫區制轉移模型的考察

馬爾科夫區制轉移模型是一種非線性的區制轉移模型，它的顯著特點是不同機制之間相互轉化的隨機過程由一個不可觀測的狀態變量決定，而且該狀態變量遵循馬爾科夫鏈過程。使用馬爾科夫區制轉移模型對經常項目占比波動進行刻畫的基本出發點是將這一波動劃分為幾個不同的區制，通過一個隨機過程控制這幾個區制的轉移。

這意味著，在一階的馬爾科夫區制模型，在t時刻的狀態[st]只與t-1時刻的狀態[st-1]有關。由轉換概率可知，對于狀態[st=1]，概率[p11]越高，從當前區制1轉換至區制2的可能性就越小，區制1的持續時間為[11-p11]。同理，區制2的持續時間為[11-p22]。

使用1982—2018年經常項目余額占GDP之比序列⑦進行馬爾科夫區制轉移模型的估計，結果如表4所示。表4是考慮了截距和自回歸系數隨區制改變而變化的估計結果。從中我們發現：在區制1的估計結果中，自回歸系數顯著為0.48;在區制2的估計結果中，自回歸系數顯著為0.93。顯然，區制2的自回歸系數值比區制1的大，說明在區制2中，經常項目失衡受前期經常項目失衡的影響較大。

從區制轉移概率來看，區制1轉換為區制2的概率只有4.9%，而區制2轉換為區制1的概率也僅有22.9%，保持區制1和區制2不變的概率分別為95%和77%，見表5。同時，隨著時間的推移，區制1和區制2相互轉換的概率也有所不同，2000—2009年間保持區制1的概率大幅下滑，而保持區制2的概率大幅提高，如圖4所示。這意味著該時期內中國經常項目失衡發生了較大的區制轉變，其可能的原因是中國加入WTO之后，出口大幅提高，經常項目余額不斷增加，加之2005年進行的人民幣匯率改革，也逐步提高了人民幣匯率的靈活性，有效增加了經常項目順差。保持區制1的持續時間長達20.42年，保持區制2的持續時間則只有4.36年。

由此可見，我國經常項目失衡保持正常的概率遠高于保持失衡的概率，而且保持正常的年份也高于失衡的年份，我國經常項目失衡是短暫的現象，長期來看必將走向正常，而且目前已經連續三年處于正常狀態，這與王年詠和張甜迪（2013）的分析結果類似。我國經常項目長期保持正常狀態的根本邏輯在于特有的經濟增長模式和體制背景，以及長期持續的儲蓄—投資缺口（儲蓄大于投資），從而得以維持較長時期的經常項目順差（而不是過度順差）。

四、研究結論與啟示

盡管1982—2018年我國經常項目順差逆差交替，但逆差僅出現在1994年以前的5個年份中。1994—2018年，經常項目始終保持順差態勢，但經常項目余額占GDP比率從加入WTO至2007年之間顯著上升，達到歷史高點，2008年起逆勢下行，而且連續8年低于3%?；贖P濾波法構造的“趨勢區間”標準，可以較為細致地劃分我國經常項目的失衡程度，具有一定的合理性。1982—2018年，我國經常項目共有19年失衡，其中14年輕度失衡、兩年中度失衡、3年重度失衡。

我國經常項目失衡程度越高，調整時間越長，調整半周期由0.5年到4.5年不等。同時，維持經常項目正常的概率遠大于維持經常項目失衡的概率，二者相互轉換的概率也處于較低水平，且經常項目失衡的持續時間亦較短（4.36年），經常項目正常的持續時間較長（20.42年）。因此，從長期來看，我國經常項目失衡將會趨向正常，而且還會維持很長時間。

上述結論蘊含的政策啟示是：長期內我國經常項目不存在所謂的過度失衡問題，但在短期內可能出現順差和逆差交替的現象，為了實現經濟的再平衡和可持續發展，就必須不斷增進人民幣匯率市場化改革，提高人民幣匯率彈性，發揮匯率對外部經濟平衡的有效調節功能，促進進出口的持續平衡;不斷推進我國產業結構轉型升級，引領新經濟業態成長，深化供給側結構性改革，擴大金融市場雙向開放;加大推進金融改革與創新力度，加強外部資金流動的宏觀審慎管理，進一步增強抵御外部沖擊的能力。

注：

①我國于1982年開始發布年度國際收支數據，故1978—1981年的數據缺失。

②近年來，我國經常項目順差占比縮小的原因，張明（2018）認為有三：其一，服務貿易逆差擴大和貨物貿易順差縮小導致;其二，人民幣升值所致;其三，與國內儲蓄投資缺口縮小有關。

③除了G20外，國際貨幣基金組織（IMF）也采用宏觀經濟均衡法、均衡實際匯率法和外部可持續法評估外部失衡，其基本原理是CA=S-I，通過計算均衡時的CA*，比較實際CA和均衡CA*，判斷失衡程度。由于估計均衡CA涉及眾多指標，而且各國差異大，因而也不能適合所有國家。

④如果一個國家用購買力平價PPP或者市場匯率衡量的GDP占全球份額高于5%，則認為是系統重要性國家，應被要求用更加嚴格的標準判定是否失衡。全球系統性重要國家包括美國、日本、德國、英國、法國、印度和中國。

⑤2011年，時任IMF的總裁卡恩認為經常賬戶失衡的上限是經常賬戶盈余或者順差占GDP比重為4%，原美國財政部長蒂莫·蓋特納提出經常賬戶順差占GDP比率超過3%—4%，就說明一國存在經常賬戶失衡。

⑥我們也以3年、4年為窗口期進行滾動回歸，發現窗口結束期1984年、1985年的貝塔值大于1，調整半周期為負，這意味著1984年、1985年持續性較低，調整瞬間完成。其余年份的回歸系數與5年為一個窗口期的系數一致。

⑦在進行建模之前，我們對經常項目余額占比序列進行了單位根檢驗，在無截距、無趨勢檢驗形式下，在10%的水平下顯著異于0，拒絕序列含有單位根的原假設，滿足建模的基本條件。

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