“8·11匯改”對中國經常賬戶差額影響研究 *

2024-02-02 10:30:04王偉，溫韞

中山大學學報(社會科學版) 2024年1期

王偉，溫韞

一、引言

中國人民銀行歷年發布的《國際收支報告》均指出，經常賬戶穩健對中國外部平衡至關重要。一方面，過高的經常賬戶盈余不但會給中央銀行帶來巨大的沖銷干預壓力，還可能被國際社會指控為“貨幣操縱國”。另一方面，經常賬戶赤字的累積將會導致嚴重的外債負擔，尤其是發展中國家的經常賬戶赤字往往成為貨幣危機和債務危機爆發的前兆。因此，在中國“推進高水平對外開放”和“守住不發生系統性風險底線”的雙重目標下，經常賬戶平衡問題至關重要。但是，中國加入WTO 以來，曾面臨較高的經常賬戶盈余問題，2007 年經常賬戶盈余占GDP 比重甚至達到9.9%，這不但形成了全球失衡現象（Bernanke， 2005； Caballero et al.， 2008），不斷累積的低收益外匯儲備資產還造成了中國巨大的投資收益率損失。而次貸危機后，中國經常賬戶盈余程度迅速收窄，現已常年維持在2%左右基本均衡的狀態。因此，在中國失衡調整的過程中，哪些因素發揮了重要作用是一個值得重點關注的問題。

本文主要關注“制度型開放”——“8·11匯改”對中國國際收支失衡調整的貢獻。在2005年“7·21匯改”后，雖然人民幣匯率由“單一釘住美元”轉變為“釘住一籃子貨幣的，有管理的浮動匯率制度”，開啟了兌美元匯率長達約十年的單邊升值趨勢，但整體上依然屬于“硬釘住”美元的匯率制度（Shambaugh，2004）。2015年“8·11匯改”后，人民幣兌美元匯率從單邊升值轉為雙邊波動，且波動區間顯著高于匯改前（王偉等，2022）。在Shambaugh 構建的匯率制度數據中也由“硬釘住”變為“軟釘住”，說明人民幣匯率制度選擇更為浮動。在更加浮動的匯率制度下，經常賬戶失衡的調整會更加充分（Friedman， 1953；Obstfeld & Rogoff， 1996； Wong & Carranza， 1999）。因此，中國經常賬戶盈余收窄的過程中，匯率形成機制改革可能作出了重要貢獻。

本文使用Hsiao et al. （2012）提出的回歸控制法，量化評估“8·11匯改”是否促進了中國經常賬戶失衡調整。本文選擇中國季度經常賬戶差額占GDP的比重為處理組，與中國進出口貿易之和占其GDP比重低于5%的15 個經濟體的經常賬戶差額占比數據作為控制組，“8·11 匯改”為外生政策沖擊。我們發現，“8·11 匯改”前，預測的中國經常賬戶反事實值能很好地擬合真實值；但“8·11 匯改”后，預測的中國經常賬戶反事實值高于真實值，平均處理效應為-2.07%，中國經常賬戶差額占比平均為1.84%，盈余程度顯著降低。即如果中國不進行匯率形成機制改革，在2014 年美國走出次貸危機影響、退出量化寬松政策后，中國經常賬戶盈余占GDP 比重可能達到約4%。在更換控制組、加入宏觀變量、安慰劑檢驗和使用合成控制法等穩健性檢驗中，“8·11匯改”后中國經常賬戶盈余顯著下降的結論依然成立。

本文具體的安排如下：第二部分是文獻綜述；第三部分描述實證模型；第四部分匯報具體的實證結果；第五部分是結論與政策建議。

二、文獻綜述

經典國際金融理論認為，在浮動匯率制度下，國際收支的失衡會通過本國匯率升值/貶值產生的國內外商品相對價格變動而快速調節。但在固定匯率制度下，缺乏匯率的市場調整機制，名義匯率調整存在嚴重的名義剛性，中央銀行采用外匯市場操作甚至沖銷干預的方式應對國際收支失衡，會產生外匯市場壓力，由此國際收支失衡調節速度較慢甚至會持續失衡（Blanchard & Giavazzi， 2002； Holinski et al.，2012）。即相對于固定匯率制度，浮動匯率制度更加有利于外部失衡調整（Friedman， 1953； Obstfeld &Rogoff， 1996）。

全球失衡的經驗證據卻表明，經常賬戶失衡的匯率調節機制并未奏效，選擇浮動匯率制度的國家同樣存在著嚴重的經常賬戶持續失衡現象。例如，美國是自由浮動的匯率制度，但是其經常賬戶卻自上世紀90 年代以來長期高度逆差。由此，部分學者認為在金融全球化的背景下，金融市場的發達程度而非匯率制度選擇才是經常賬戶失衡最為重要的影響因素（Caballero et al.， 2008； Mendoza & Quadrini，2010）。即全球金融發展水平的差異導致國際收支固化，因此匯率調節機制失效。

此外，也有學者認為各國儲蓄—消費模式的固化同樣是經常賬戶失衡的匯率調整渠道失效的重要原因。首先，Chinn & Prasad（2003）、Chinn & Ito（2008）提出了“雙赤字”的觀點，認為政府消費不會完全擠出私人消費，發現政府財政余額與經常賬戶差額正相關，美國持續性的擴張性財政政策能夠部分解釋全球失衡現象。其次，Bernanke（2005）提出了全球性儲蓄過剩假說，認為以中國為代表的國家的高儲蓄率是全球失衡形成的根本原因。于是，大量學者嘗試解釋中國高儲蓄率的成因： Henriksen（2002）提出了人口年齡結構說，認為撫養比越低，儲蓄率則越高，從而更容易經歷經常賬戶的盈余，中國的“人口紅利”可能是儲蓄率居高不下、經常賬戶持續盈余的原因之一；Wei & Zhang（2011）、Du & Wei（2013）則認為性別比例失調導致中國大陸家庭部門儲蓄較高；Song et al.（2011）認為低效率的國企反而能獲得更多的銀行信貸支持，而高效率的民營企業卻難以獲得銀行貸款，這導致了中國企業部門的高儲蓄；Guiso et al. （2006）、王偉等（2018）則指出美國強調消費及時行樂的文化和中國強調節儉的儒家文化導致了中美消費—儲蓄模型的差異，并反映在經常賬戶上。

以上研究提出的金融比較優勢、人口、信貸約束、文化因素等差異均是短期內難以改變的，由此導致的經常賬戶失衡問題也難以通過匯率變動等短期調節機制來改善。Chinn & Wei（2013，下文簡稱CW）也認為更加浮動的匯率制度并未帶來更快的經常賬戶失衡調整速度。該研究使用170 個經濟體1971—2005年的數據，發現匯率制度的浮動程度與經常賬戶向均衡回歸的速度之間并無強烈穩健的單調關系，因此名義匯率制度選擇與經常賬戶調整速度之間并無關聯；并指出Friedman（1953）的假設是建立在金融開放程度比較低的前提下的，在金融全球化程度不斷提高、跨境資本流動規模呈指數級別增長的時代，Friedman（1953）認為更加浮動的匯率制度導致更快的經常賬戶調整速度的觀點不再適用。

但是，也有研究認為在全球失衡的背景下，浮動匯率制度依然是失衡調整的有力手段（Martin，2016； Ghosh et al.， 2013； Ghosh et al.，2019； Gnimassoun， 2015）。首先，Martin（2016）指出CW 研究方法的不足導致其結論并不可信。第一，CW 使用的是Levy-Yeyati & Sturzenegger （2005）構建的匯率制度數據，而不是對匯率制度劃分更為詳細的Ilzetzki et al.（2019）數據；第二，CW 的計量模型設定是先驗的且未使用國家和時間固定效應；第三，CW 選擇的控制變量使得匯率的調整機制模糊不清，同時忽略了一些潛在的特殊時期，如國際資本流動突然停止的影響。因此，Martin（2016）則利用180 個經濟體1960—2007 年的數據重新進行了檢驗，證實了Friedman（1953）的觀點，并發現更加浮動的名義匯率制度通過改變國際間的相對價格，影響消費者的支出渠道，從而調節經常賬戶失衡。

其次，Ghosh et al.（2013，2019）認為現有匯率制度測度方式的不足導致了CW 認為Friedman（1953）結論有誤。Ghosh et al.（2013）使用貿易加權的雙邊匯率波動測度匯率浮動程度，發現匯率浮動程度與經常賬戶的動態調整密切相關；Ghosh et al.（2019）指出現有匯率制度的定義均建立在加總的多邊數據的基礎上，掩蓋了國家之間雙邊關系的異質性，因此該研究構建了181個經濟體1980—2011年的雙邊匯率制度數據，檢驗雙邊匯率制度與雙邊貿易失衡的關系，同樣支持了Friedman（1953）的觀點。

此外，Gnimassoun（2015）認為，上述研究缺乏對發展中國家的具體分析，且僅簡單地使用經常賬戶差額衡量國際收支失衡。因此，該文考察了撒哈拉以南的非洲國家或地區的匯率制度選擇與經常賬戶失衡之間的關系，并使用經常賬戶實際余額與中期預測值之間的差值度量失衡程度，發現浮動匯率制度能最有效地預防絕對的外部失衡，也支持了Friedman（1953）的觀點。

以上研究深入地探討了匯率制度選擇與外部失衡之間的關系，但也存在著以下幾點不足之處：第一，上述研究均未考慮和解決經常賬戶失衡與匯率制度選擇之間存在的反向因果關系所導致的模型內生性問題，在經常賬戶存在持續性失衡的情況下，固定匯率制度可能難以維持，即外部失衡同樣可能影響匯率制度的選擇；第二，上述研究未能剔除金融危機等全球共同因素對經常賬戶失衡調整的影響，即次貸危機爆發后，全球失衡現象經歷了強制性的調整，中國的經常賬戶盈余程度和美國的經常賬戶赤字程度均大幅收窄，要判斷匯率制度選擇對經常賬戶失衡的影響，無疑需要剔除這種共同因素的干擾；第三，上述研究均是使用全球面板數據對國際經驗進行研究的分析范式，但是更加靈活的匯率制度對經常賬戶失衡的調整作用在各個國家或地區可能是不一樣的，缺乏對中國問題的具體研究。

針對這些不足，本文使用基于面板數據的反事實方法，定量評估“8·11 匯改”對中國經常賬戶的沖擊，論證更加浮動的匯率制度是否促進了中國經常賬戶失衡調整的問題，主要貢獻如下：首先，“8·11匯改”為研究中國匯率制度選擇是否影響經常賬戶失衡調整問題提供了一個準自然實驗，從而避免現有研究中存在的內生性問題；其次，基于面板數據反事實方法的量化評估能有效地剔除國際金融市場等共同因素，降低全球金融危機等全球性共同因素對實證結果的影響；第三，與已有研究使用跨國面板數據得出普遍的國際規律不同，本文給出了匯率制度選擇與經常賬戶失衡之間關系的中國證據。

三、實證模型

本文使用Hsiao et al. （2012）構建的回歸控制法，原因如下。一方面，我們無法觀察到假如“8·11匯改”沒有發生時中國的經常賬戶情況，難以直接將其與已發生“8·11 匯改”的中國經常賬戶差額進行對比，來查看政策效應。另一方面，盡管各國的經常賬戶差額對匯率制度調整的反應不一定相似，但是各個國家或地區的經常賬戶差額均受全球共同性因素（如全球金融危機、國際貨幣體系中心國美國的貨幣政策等）的影響，在截面上具有相關性，可以用其他國家或地區的經常賬戶差額來構造中國經常賬戶差額的反事實組。具體模型設定如下：

設yit是各國或地區經常賬戶差額占GDP的比例，下標i表示國家或地區，t表示時間。

首先，假設各國或地區經常賬戶占比yit的生成過程遵循以下因子模型：

其中，Dit是一個二值變量。設定“8·11 匯改”政策干預在T1期發生，當t≥T1時，Dit= 1，表示yi在t時刻受到中國匯率政策干預；Dit= 0則表示yi在t時刻未受到中國匯率政策干預。ft為K× 1維可觀測或不可觀測的隨時間變化的公共因子向量，β'i是1 ×K維隨個體i變化的系數向量，αi是個體固定效應，εit是隨機擾動項，且E(εit) = 0。

對于第i個個體中國（處理組）：

（i）當t≥T1時，DChina，t= 1，則可得：

（ii）當t＜T1時，DChina，t= 0，則可得：

（iii）如果可以知道t≥T1時中國經常賬戶占比未受政策干預的情況，則能得到中國經常賬戶占比的政策處理效應，當t≥T1時：

對于其他國家或地區（控制組），在任意時刻t，均有Dothercountries，t= 0，于是可得：

當t＜T1時，Dit= 0，我們有：

給定t，將所有個體i的方程疊放，可得：

假設存在向量A（1 ×N維），使得AΒ = 0。設中國為第1個個體，即中國的經常賬戶余額占比為y1t，并假設A =(1，-a)。上式兩邊同時乘以向量A：

把A =(1，-a)代入可得：

當t＜T1時，中國的經常賬戶占比未受到政策干預的影響，且E(εit) = 0，于是：

并且：

所以：

若Y是連續隨機變量，例如在本文是經常賬戶余額占比，當t＜T1時可得：

由此，當t≥T1時，“8·11匯改”對中國經常賬戶余額占比的處理效應為：

為得到以上結果，參考Hsiao et al. （2012），我們作出第2—7個關鍵假設：

假設3：εt是平穩序列，其均值為0，方差為V，V是一個對角常數矩陣，εt=(ε1t，ε2t，...，εNt)'；

假設6：假定個體j 的特有組成部分與Dit相互獨立，即對于任意j 不等于i，E(εjs|Dit) = 0，個體i 是否接受政策干預對個體j 任一時點的截面特有因素εjs沒有影響，本文假設其他國家經常賬戶余額特有的隨機構成成分與“8·11匯改”政策干預條件獨立；

假設7：給定K和N，存在向量A使得AΒ = 0，且在A的一個鄰域內，下式有唯一極小值：

以上假設1—7即為本文使用反事實方法的充分條件和關鍵假設條件。

控制組的選取有多種組合，參考Hsiao et al.（2012），我們采用如下策略挑選最優控制組：

首先，對i= 2，…，N，在N- 1 個截面單位中任意挑出j個個體，可得到種控制組。用各控制組中j個經常賬戶變量構建向量進行估計。對于j= 1，2，…，N- 1，分別根據AICc 準則①AICc 準則的計算公式為為控制組中最適宜包含的國家或地區個數，e0為OLS估計得到的殘差向量，T1 是政策干預前的時間長度。選出對y1t(t＜T1)擬合得最好的一個控制組，得到N- 1個備選的控制組，記為M*(j)，j= 1，2，…，N- 1。

然后，再利用AICc準則，從M*(1)，M*(2)， …，M*(N- 1)中挑選一個最優控制組M*。

最后，由控制組M*進行估計和樣本外(t≥T1)預測，得到y1t的反事實值并進行分析。

四、實證結果

1. 數據

本文將中國經常賬戶差額占GDP 的比重設為處理組，并按以下標準篩選控制組。首先，為更好地滿足外生性條件，本文選擇與中國進出口貿易之和占其GDP 比重低于5%的國家或地區的經常賬戶差額占比作為控制組（Ouyang & Peng， 2015）。一國或地區與中國的貿易往來越少，其經常賬戶差額受人民幣匯率波動的影響則越少，受中國“8·11匯改”政策的影響就越小，從而滿足外生性條件。其次，剔除季度GDP 與經常賬戶差額數據缺失的經濟體。最終選擇的控制組國家共15個，如表1所示。美元計價的季度經常賬戶差額數據、本幣計價的季度GDP 數據以及本幣兌美元匯率數據均來自于IMF 的國際金融統計數據庫（IFS）。

表1 控制組國家

中國在2005 年7 月21 日進行了匯改，且部分國家自2005 年起向IMF 匯報國際收支季度數據，因此本文時間樣本為2005 年第3 季度至2021 年第4 季度，共66 期。根據“8·11 匯改”時間，將2005 年第3 季度至2015年第2季度劃分為實施政策前的時間段T1，為擬合期，共40期；將2015年第3季度至2021年第4季度劃分為實施政策后的時間段T2，為預測期，共26期。T1＞ T2符合回歸控制法對樣本時間跨度的要求。

2. 基準結果

根據AICc 準則得到的最優控制組如表2 所示，包括阿塞拜疆、丹麥、以色列、北馬其頓、挪威、波蘭和美國。樣本內擬合優度R2達到0.856，說明在擬合期T1，中國的經常賬戶差額占GDP比重能較好地被上述七個國家的經常賬戶線性表示。

表2 最優控制組

根據最優控制組國家的經常賬戶數據及回歸系數，本文對中國的經常賬戶差額進行樣本外預測，得到反事實的中國經常賬戶差額占GDP比重。“8·11匯改”政策實施后，回歸控制法下的預測值是考慮了共同因子影響、但未考慮“8·11 匯改”影響的中國經常賬戶差額，而真實值是綜合考慮了共同因子和“8·11匯改”影響的中國經常賬戶差額。因此，中國經常賬戶的真實值與預測值之差則為“8·11匯改”政策對經常賬戶差額的影響。預測值與真實值的對比如圖1所示。在政策實施前，真實值曲線（實線）和預測值曲線（虛線）幾乎重合，說明最優控制組能較好地擬合中國的經常賬戶差額；而在政策實施后，經常賬戶差額的預測值基本高于真實值，說明中國的經常賬戶差額顯著下降。而“8·11匯改”后人民幣匯率更加浮動（王偉等，2022），則說明中國更加浮動的匯率制度帶來了經常賬戶盈余的顯著收窄。

圖1 中國經常賬戶差額占比的真實值與預測值

為查看“8·11匯改”在多大程度上促進了中國經常賬戶失衡調整，本文分別列出“8·11匯改”后中國各季度的真實經常賬戶差額、反事實經常賬戶差額及處理效應，如表3所示。2015年第3季度至2021年第4季度，中國經常賬戶差額占GDP比重的真實值平均為1.84%，說明“8·11匯改”后中國的經常賬戶基本平衡；而反事實比重平均達到3.91%，說明如果不進行“8·11匯改”，中國經常賬戶較大程度的順差問題依然存在。“8·11 匯改”后，中國經常賬戶的真實值與反事實值之差，即處理效應，平均達到-2.07%，且在1%水平下顯著，說明隨著人民幣匯率調整靈活性的增強，中國經常賬戶盈余程度顯著降低，即更加浮動的匯率制度可能促進了中國經常賬戶盈余程度的下降。

表3 “8·11匯改”的政策效應

3. 穩健性檢驗

（1）更換控制組

在基準回歸中，本文選擇了15 個國家的經常賬戶差額占比作為控制組，但是可能有其他國家或地區的經常賬戶能更好地擬合中國經常賬戶差額占比的變動。因此，本部分將放松外生控制組的篩選條件，即對各國與中國的貿易往來占其GDP比例的限制從5%放松至8%，除原有的15個控制組國家外，進一步加入5 個相對滿足外生性條件的國家，分別是哥斯達黎加、亞美尼亞、捷克、匈牙利和日本，在AICc準則下得到的最優控制組如表4所示。

表4 更換控制組檢驗：最優控制組

新的最優控制組包括哥倫比亞、捷克、丹麥、北馬其頓、挪威和美國，對中國經常賬戶的擬合程度提高到了0.881，相比于基準結果中的擬合優度0.856 提高了0.025，說明放松控制組國家的篩選條件后，由于控制組國家的增加，對中國經常賬戶的擬合優度有了一定的提高。圖2 顯示了在“8·11 匯改”后，中國經常賬戶差額的反事實值依然顯著高于真實值，平均處理效應達到-2.50%且在1%水平上顯著。在增加控制組國家后，“8·11 匯改”后中國經常賬戶盈余程度顯著下降的結論依然穩健。

圖2 更換控制組檢驗：中國經常賬戶差額占比的真實值與預測值

（2）加入宏觀變量

在基準回歸中，本文從其他經濟體的經常賬戶差額篩選出最優控制組。但是在回歸控制法的控制組中，除了包括其他經濟體的經常賬戶差額，還可以加入一些影響經常賬戶差額的本國宏觀變量，以增加模型解釋力（Chen et al.， 2013； Tan et al.， 2017）。因此，本文在控制組中引入經濟增長速度、實際有效匯率、政府財政余額和凈外部資產頭寸（滯后一期）4個可能影響中國經常賬戶差額的控制變量，數據分別來源于世界銀行世界發展指數WDI 數據庫、IMF 世界經濟展望WEO 數據庫和中國國際投資頭寸表。

由表5 可見，加入宏觀變量后，最優控制組包括哥倫比亞、丹麥、北馬其頓、挪威和美國五個國家的經常賬戶余額占GDP 比重，以及中國的實際有效匯率和經濟增長速度，對中國“8·11 匯改”前經常賬戶差額的擬合優度達到0.869。圖3則對比了引入宏觀變量后中國經常賬戶差額的真實值與反事實值，同樣顯示“8·11匯改”后中國經常賬戶差額占GDP 的比重顯著低于反事實值，平均處理效應達到-2.18%。結果同樣表明“8·11 匯改”后中國經常賬戶順差程度顯著下降，下降幅度超過2%。

圖3 加入宏觀變量：中國經常賬戶差額占比的真實值與預測值

表5 加入宏觀變量：最優控制組

表5 的回歸結果也顯示，人民幣實際有效匯率的回歸系數顯著為負，說明隨著人民幣升值，匯率變化導致本國商品國際競爭力變化，出口商品價格相對增加而進口商品價格相對下降，帶來了經常賬戶差額的下降。中國經濟增長速度變量的回歸系數顯著為正，即經濟增長速度提升使得本國產出提高，但是社會總吸收水平并未相應提高，從而導致經常賬戶差額的增加。

（3）安慰劑檢驗

在安慰劑檢驗（Placebo Test）中，我們隨機選擇“8·11 匯改”前的一個時點進行反事實分析，例如“8·11匯改”提前一年的時間點，即假設實施政策的時間點為2014年8月。如果以這一隨機的政策沖擊時點進行分析，也呈現政策沖擊顯著降低中國經常賬戶差額的現象，則說明本文的分析并不足以為“8·11匯改”的政策處理效應提供支持。在安慰劑檢驗中，估計期為2005 年第3 季度到2014 年第2 季度，預測期為2014 年第3季度到2021年第4季度。

由表6 可見，安慰劑檢驗中最優控制組的選擇與基準回歸一致。表7 和圖4 則對比了安慰劑時期以及政策真實發生后處理效應的區別：在2014 年第3 季度至2015年第2季度安慰劑時期，反事實值曲線與真實值曲線互相交錯且相差不大，該時間段內平均處理效應僅為-0.498%且不顯著；而在2015年第3季度政策真實發生后，到2021年第4季度，平均處理效應達到-2.588%，且在1%水平下顯著。這說明隨機選擇的政策實施點并不會產生顯著的處理效應，只有真實的政策發生時才會有顯著的政策效果。

圖4 安慰劑檢驗：中國經常賬戶差額占比的真實值與預測值

表6 安慰劑檢驗：最優控制組

表7 安慰劑檢驗平均處理效應

（4）合成控制法

合成控制法是另一種基于面板數據的反事實方法（Abadie et al.， 2010）。本文在此使用合成控制法，查看前文的結論是否依然成立。與回歸控制法相比，合成控制法有以下兩個重要區別：首先，合成控制法需要引入一系列協變量。其次，合成控制法要求控制組個體的權重在0到1之間、權重加總和為1，且合成處理組必須是控制組協變量與結果變量的一個凸組合，難以達到良好的擬合效果；回歸控制法不對最優控制組的權重施加限制，可以根據數據情況自由浮動，擬合效果往往更優。

與前面加入宏觀變量的穩健性檢驗一致，本文選擇各經濟體經濟增長速度、實際有效匯率、政府財政余額和凈外部資產頭寸（滯后一期）為協變量，由于大量經濟體的上述協變量并不存在季度數據，且經常賬戶的季節波動性導致其在合成控制法下難以擬合，因此使用年度數據分析，結果如表8—9與圖5所示。由表8可見，合成控制組中，瑞士、智利、巴拉圭和摩洛哥的權重大于0，其余權重則為0。利用這些權重構造的合成中國經常賬戶差額占比與真實值的對比如表9所示。“8·11匯改”后，中國真實的經常賬戶差額占比平均為1.76%，而合成的經常賬戶差額占比平均為2.97%，真實值低于預測的合成值，且平均處理效應達到-1.22%。從圖5 來看，“8·11 匯改”前，合成經常賬戶差額能相對較好地擬合中國的經常賬戶情況；但“8·11匯改”后，合成經常賬戶差額始終高于真實值。以上結論基本與回歸控制法一致，說明估計方法的改變并不會影響本文的基準結論。

圖5 合成控制法：中國經常賬戶差額占比的真實值與預測值

表8 合成控制法：控制組國家或地區

表9 合成控制法：政策效應

五、結論與政策建議

針對更加浮動的匯率制度能否帶來更大程度的經常賬戶失衡調整這一重要問題，本文以中國“8·11匯改”的實施作為準自然實驗，使用回歸控制法量化評估“8·11匯改”對中國經常賬戶失衡調整的影響，結論如下：

“8·11匯改”前，回歸控制法預測的中國經常賬戶差額占GDP比例能較好地擬合真實的中國經常賬戶差額情況；但“8·11 匯改”后，回歸控制法預測的中國經常賬戶差額占比高于中國經常賬戶差額的真實占比，處理效應顯著為負，說明“8·11 匯改”后中國經常賬戶盈余程度顯著下降。2015 年第3 季度至2021 年第4 季度，中國經常賬戶差額占GDP 比重平均下降了2.07%。“8·11 匯改”后中國真實的經常賬戶盈余占比均值為1.84%，已位于國際收支基本均衡的水平內；但如果中國不進行“8·11匯改”，經常賬戶盈余占比均值可能達到3.91%，經常賬戶失衡問題依然會比較嚴重。

在穩健性檢驗中，本文首先通過增加更多可選控制組國家和在控制組中加入中國宏觀變量等方式變更控制組；此外，本文針對“8·11匯改”的時間節點進行安慰劑檢驗，假設政策發生的時間節點提前一年；最后，本文還使用了合成控制法。“8·11匯改”后中國經常賬戶盈余程度顯著下降的結論并不受控制組改變的影響，且中國經常賬戶的盈余只有在真實的政策發生節點后才顯著下降，在使用不同的方法時本文結論也依然穩健。