周亞軍 陳建華

摘要 通過對經(jīng)常項(xiàng)目的跨時(shí)最優(yōu)現(xiàn)值模型進(jìn)行擴(kuò)展，將居民的消費(fèi)習(xí)慣變量包含進(jìn)了擴(kuò)展模型并進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn).結(jié)果表明，模型的功效得到了顯著改善，居民的消費(fèi)習(xí)慣在中國經(jīng)常項(xiàng)目的差額波動(dòng)路徑中起了重要作用.由于消費(fèi)習(xí)慣的形成，居民更加關(guān)心消費(fèi)的變化而不是消費(fèi)水平，其跨時(shí)消費(fèi)決策的結(jié)果則是儲(chǔ)蓄大于投資.因此，縮小居民的收入差距、降低對未來的支出預(yù)期，逐步轉(zhuǎn)變居民的消費(fèi)習(xí)慣是調(diào)整中國經(jīng)常項(xiàng)目差額波動(dòng)的有效途徑.

關(guān)鍵詞 跨時(shí)最優(yōu)現(xiàn)值模型；經(jīng)常項(xiàng)目；差額波動(dòng)；消費(fèi)習(xí)慣

中圖分類號(hào) 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼A

1引言

近年來，中國的經(jīng)常項(xiàng)目一直保持著順差且快速增長，經(jīng)常項(xiàng)目順差由1994年的76.58億美元、占GDP的比重0.92%，增長到2008年的4 124億美元、占GDP的比重為9.1%.2008年以來，隨著國際金融危機(jī)集中爆發(fā)，主要發(fā)達(dá)國家“低儲(chǔ)蓄、高消費(fèi)”的經(jīng)濟(jì)發(fā)展模式被動(dòng)調(diào)整，中國2009的經(jīng)常項(xiàng)目順差額有所回落，至2 611億美元，2010年回升至3 054億美元，占GDP比重為5.2%.盡管國際金融危機(jī)的爆發(fā)在某種程度上緩解了全球經(jīng)濟(jì)失衡狀況，但全球經(jīng)濟(jì)失衡是多種復(fù)雜因素作用的結(jié)果，其中經(jīng)常項(xiàng)目代表的實(shí)體經(jīng)濟(jì)活動(dòng)，具有比較穩(wěn)定的特點(diǎn).因此，對中國經(jīng)常項(xiàng)目差額波動(dòng)的決定因素進(jìn)行研究是近年來理論與實(shí)務(wù)界關(guān)注的熱點(diǎn)問題.

2文獻(xiàn)綜述

國外對于經(jīng)常項(xiàng)目決定因素的研究比較廣泛.自20世紀(jì)80年代以來，經(jīng)常項(xiàng)目的跨時(shí)均衡分析方法在經(jīng)常項(xiàng)目問題研究中大量運(yùn)用.該方法經(jīng)歷了從早期的對經(jīng)常項(xiàng)目基本動(dòng)態(tài)方程的研究演進(jìn)到目前主要集中于對經(jīng)常項(xiàng)目跨時(shí)最優(yōu)現(xiàn)值模型的研究.對經(jīng)常項(xiàng)目的跨時(shí)均衡分析方法帶來突破的是Campbell（1987）[1]和Campbell and Shiller（1987）[2]，Campbell和Shiller通過檢驗(yàn)施加于VAR模型的跨方程的限制條件來檢驗(yàn)現(xiàn)值模型的預(yù)測功效.隨后，Sheffrin and Woo（1990）[3] 、Otto（1992）[4]和Ghosh（1995）[5]將Campbell和Shiller的方法論應(yīng)用到對經(jīng)常項(xiàng)目跨時(shí)均衡的分析當(dāng)中，形成了目前所普遍采用的經(jīng)常項(xiàng)目的跨時(shí)最優(yōu)現(xiàn)值模型.

鑒于在經(jīng)驗(yàn)研究中跨時(shí)最優(yōu)模型對現(xiàn)實(shí)的解釋力不足，西方的學(xué)者放松了模型的若干假設(shè)條件，允許代理人的時(shí)間偏好率不等于利率，以及允許利率時(shí)變等等，對跨時(shí)最優(yōu)現(xiàn)值模型進(jìn)行了修正，提高了該模型的應(yīng)用價(jià)值.Gaglianone and Issler（2008）[6]運(yùn)用跨時(shí)最優(yōu)現(xiàn)值模型研究了七國集團(tuán)的消費(fèi)傾斜系數(shù).Bergin and Sheffrin（2000）[7]將時(shí)變性的利率和實(shí)際匯率包含進(jìn)了模型.此外，西方的學(xué)者也將若干拓展變量引入了模型進(jìn)行研究.Gruber（2000）[8]引入了消費(fèi)習(xí)慣，scan（2002）[9]將耐用品和不可貿(mào)易品引入了模型，Mercereau（2003）[10]推導(dǎo)出了股票市場擴(kuò)展的經(jīng)常項(xiàng)目現(xiàn)值模型并利用美國的數(shù)據(jù)進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)，Bouakez and Kano（2008）[11]將貿(mào)易條件引入跨時(shí)最優(yōu)現(xiàn)值模型.研究表明，將有關(guān)變量引入模型進(jìn)行拓展之后，模型的預(yù)測能力得到增強(qiáng)，提高了模型擬合于實(shí)際數(shù)據(jù)的功效.

國內(nèi)學(xué)者運(yùn)用跨時(shí)均衡理論對經(jīng)常項(xiàng)目進(jìn)行的研究成果不多.趙文軍，于津平（2009）[12]從商品耐用性的角度出發(fā)構(gòu)建了兩貿(mào)易品的跨時(shí)均衡理論模型，并構(gòu)建了相應(yīng)的線性計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型對中國1984—2007年的相關(guān)年度數(shù)據(jù)進(jìn)行了實(shí)證分析.韓劍，張二震（2009）[13]借鑒Bergin and Sheffrin（2000）[7]的模型，他們的研究結(jié)果表明，允許利率、匯率時(shí)變的擴(kuò)展模型對中國經(jīng)常項(xiàng)目的波動(dòng)有相對較強(qiáng)的解釋力.

綜上所述，國外學(xué)者對跨時(shí)最優(yōu)現(xiàn)值模型已經(jīng)做了大量研究.國內(nèi)學(xué)者運(yùn)用現(xiàn)值模型研究中國的經(jīng)常項(xiàng)目問題的文獻(xiàn)并不多見，而且沒有研究中國居民的消費(fèi)習(xí)慣形成對中國經(jīng)常項(xiàng)目的影響.本文引入了消費(fèi)習(xí)慣對模型進(jìn)行擴(kuò)展并進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn).為探討居民消費(fèi)習(xí)慣對中國經(jīng)常項(xiàng)目動(dòng)態(tài)路徑演進(jìn)的相對重要性，本文也檢驗(yàn)了未擴(kuò)展的基準(zhǔn)模型.

經(jīng)濟(jì)數(shù)學(xué)第 29卷第4期

周亞軍等：消費(fèi)習(xí)慣與中國經(jīng)常項(xiàng)目差額波動(dòng)研究

3擴(kuò)展的跨時(shí)經(jīng)常項(xiàng)目現(xiàn)值模型

本文的模型建立在Gruber（2000）[8]發(fā)展的模型基礎(chǔ)上.假定一個(gè)小的開放經(jīng)濟(jì)體，并因此假定利率是常數(shù)，代表性經(jīng)濟(jì)人的消費(fèi)最優(yōu)化的效用函數(shù)為：

的增函數(shù)和凹函數(shù).前期的消費(fèi)水平被引入時(shí)期效用函數(shù)是為了考慮習(xí)慣的形成

Fuhrer（2000）[14]和Carroll et al.（2000） [15]等人是用乘法的形式設(shè)定習(xí)慣的形成.在乘法形式的習(xí)慣下，消費(fèi)者從消費(fèi)的相對變化中得到效用而不是絕對變化，而Gruber（2004）[8]使用差額形式的表達(dá)式來設(shè)定習(xí)慣參數(shù)..如果當(dāng)期消費(fèi)超過了過去時(shí)期消費(fèi)的折現(xiàn)值，則時(shí)期效用在消費(fèi)支出方面是增加的.折現(xiàn)率γ能被認(rèn)看做消費(fèi)習(xí)慣強(qiáng)度的一個(gè)代表.

4計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型與實(shí)證分析

41計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型

則上式恰好是進(jìn)行GMM估計(jì)可采用的矩條件.

所以，對于正交性條件式（11），通過選擇合適的工具變量，則式（11）恰好是GMM估計(jì)的矩條件.通過采用GMM方法，這樣既可以估計(jì)出γ，也同時(shí)檢驗(yàn)了跨時(shí)最優(yōu)現(xiàn)值模型暗含的正交性限制條件（11）式.這里的GMM估計(jì)是一個(gè)Dt-γDt-1對于工具變量向量的正交性的乘積，這恰恰是所希望建立的正交性.GMM估計(jì)方法中檢驗(yàn)過度識(shí)別約束條件的卡方統(tǒng)計(jì)量χ2衡量了正交性條件是否滿足.

如果估計(jì)值使得模型的正交性條件得到了滿足，并且顯著地不等于零，那么消費(fèi)習(xí)慣正如γ所定義的，將會(huì)影響經(jīng)常項(xiàng)目的決定.

至于GMM估計(jì)的工具變量，這里選擇了ΔNOt和CAt的第三和第四階滯后，同時(shí)也作為正交性檢驗(yàn)所選擇的信息集.ΔNOt和CAt的第一和第二階滯后沒有包括進(jìn)來，是為了避免在工具變量和Dt之間的偽相關(guān)，而這個(gè)偽相關(guān)的出現(xiàn)可能是因?yàn)闀r(shí)間聚集性、暫時(shí)的消費(fèi)沖擊，或者消費(fèi)的測量誤差

Dynan（2000）[16] 在估計(jì)消費(fèi)模型中提供了對于時(shí)間集聚和測量誤差很好的描述.Deaton（1992）提出了時(shí)間集聚性的后果，認(rèn)為其可能會(huì)潛在地帶來t-1時(shí)期的工具變量和Dt之間的相關(guān)性，這個(gè)相關(guān)性是獨(dú)立于習(xí)慣的，但是可能卻被估計(jì)程序歸因于習(xí)慣.Deaton（1992）給出了時(shí)間集聚性造成此結(jié)果的證明.Campbell（1987）考慮了在暫時(shí)性的消費(fèi)沖擊之下的工具變量問題.而Gruber（2000）描述了存在消費(fèi)的測量誤差的前提下工具變量的選擇問題..

42數(shù)據(jù)及樣本區(qū)間的選擇

由于中國缺少較長時(shí)間跨度的宏觀經(jīng)濟(jì)月度數(shù)據(jù)和季度數(shù)據(jù)，本文以1982-2010年的年度數(shù)據(jù)為樣本區(qū)間.數(shù)據(jù)來源及構(gòu)建如下：

1）消費(fèi)和凈產(chǎn)出：首先從OECD統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫中得到時(shí)期1982-2010年中國的年度消費(fèi)數(shù)據(jù)、政府支出數(shù)據(jù)，投資數(shù)據(jù)（資本形成總額加存貨投資），GDP年度數(shù)據(jù)，這些都為當(dāng)年價(jià)計(jì)值，計(jì)算出凈產(chǎn)出之后須經(jīng)過GDP縮減指數(shù)的調(diào)整換算為實(shí)際值.凈產(chǎn)出NOt由GDP減去投資和政府支出.

2）世界利率：本文搜集G7經(jīng)濟(jì)體（美國，日本，德國，法國，意大利，加拿大，英國）的短期名義利率和通脹率的數(shù)據(jù)，通脹率由CPI代表.名義利率經(jīng)過CPI的調(diào)整得到實(shí)際利率，再由各國的實(shí)際GDP占G7經(jīng)濟(jì)體GDP的份額作為時(shí)變性權(quán)重，加權(quán)計(jì)算出G7經(jīng)濟(jì)體的短期實(shí)際利率.最后將1982-2010年的短期利率進(jìn)行算術(shù)平均，即得到世界利率的平均值，2.9%.所有的名義利率數(shù)據(jù)、G7經(jīng)濟(jì)體的各國GDP，各國的CPI均來自于OECD統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫.

表中報(bào)告的各個(gè)檢驗(yàn)的零假設(shè)是“時(shí)間序列存在單位根”，在括號(hào)中報(bào)告的是檢驗(yàn)值對應(yīng)的概率（Pvalue）***，**，*分別表示以1%、5%、10%的顯著水平拒絕零假設(shè)

由表1可知，當(dāng)對經(jīng)常項(xiàng)目和凈產(chǎn)出的一階差分進(jìn)行檢驗(yàn)時(shí)，檢驗(yàn)結(jié)果表明在5%的顯著性水平上都拒絕了“存在單位根”的零假設(shè)，說明檢驗(yàn)的變量都是平穩(wěn)的.

4.3.2估計(jì)習(xí)慣參數(shù)γ及正交性檢驗(yàn)

圖1顯示了基準(zhǔn)模型預(yù)測的經(jīng)常項(xiàng)目CAF1、消費(fèi)習(xí)慣擴(kuò)展模型預(yù)測的經(jīng)常項(xiàng)目CAF2和由實(shí)際數(shù)據(jù)計(jì)算產(chǎn)生的經(jīng)常項(xiàng)目CA的比較.可以看出基準(zhǔn)模型的預(yù)測較差.基準(zhǔn)模型預(yù)測出了實(shí)際經(jīng)常項(xiàng)目的波動(dòng)方向，但是預(yù)測的波動(dòng)幅度較小，而且預(yù)測的數(shù)值偏低，與實(shí)際值差距較大.而消費(fèi)習(xí)慣擴(kuò)展的現(xiàn)值模型預(yù)測的經(jīng)常項(xiàng)目波動(dòng)性明顯增加，而且其走勢和實(shí)際的經(jīng)常項(xiàng)目走勢基本一致.從上述的檢驗(yàn)結(jié)果可知，習(xí)慣擴(kuò)展的模型通過了正交性檢驗(yàn)，而且從表5可知，與基準(zhǔn)模型的預(yù)測相比，標(biāo)準(zhǔn)差比率有很大的提高，從0.355上升為0.947，相關(guān)系數(shù)由0.902變?yōu)?.991.這些非正式檢驗(yàn)的數(shù)據(jù)與基準(zhǔn)模型相比，都有較大改善，消費(fèi)習(xí)慣擴(kuò)展的現(xiàn)值模型的預(yù)測值較好地?cái)M合了中國實(shí)際經(jīng)常項(xiàng)目的數(shù)據(jù).

本文的估計(jì)結(jié)果表明，中國居民的消費(fèi)習(xí)慣在經(jīng)常項(xiàng)目的動(dòng)態(tài)演化中扮演了一個(gè)非常重要的角色.消費(fèi)習(xí)慣擴(kuò)展的現(xiàn)值模型預(yù)測值的波動(dòng)性明顯地增加了，并且模型通過了正交性檢驗(yàn)，這對于基準(zhǔn)模型擬合于中國的經(jīng)常項(xiàng)目數(shù)據(jù)的低功效提供了一個(gè)較好的修正.

5結(jié)論分析及啟示

本文運(yùn)用消費(fèi)習(xí)慣擴(kuò)展的經(jīng)常項(xiàng)目現(xiàn)值模型，利用中國的相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)，得出了以下結(jié)論：

第一，包含消費(fèi)習(xí)慣的擴(kuò)展經(jīng)常項(xiàng)目跨時(shí)最優(yōu)現(xiàn)值模型通過了模型的正式檢驗(yàn)正交性檢驗(yàn).非正式檢驗(yàn)表明，模型預(yù)測的樣本期內(nèi)的經(jīng)常項(xiàng)目與實(shí)際的經(jīng)常項(xiàng)目的標(biāo)準(zhǔn)差比率與相關(guān)系數(shù)比較于基準(zhǔn)模型的預(yù)測有了較大的提高，模型預(yù)測的經(jīng)常項(xiàng)目的波動(dòng)性明顯增強(qiáng)，模型的功效得到了顯著改善.這說明中國居民的消費(fèi)習(xí)慣在中國經(jīng)常項(xiàng)目的差額波動(dòng)路徑中確實(shí)起了重要作用.

第二，本文估計(jì)的消費(fèi)習(xí)慣參數(shù)γ為0.763而且統(tǒng)計(jì)上顯著，說明中國居民的消費(fèi)習(xí)慣形成是顯著的.從模型的跨時(shí)效用函數(shù)以及消費(fèi)習(xí)慣理論可知，中國居民更加關(guān)心消費(fèi)的變化而不是消費(fèi)水平.習(xí)慣形成使得人們當(dāng)期支出的效用水平不僅依賴于當(dāng)期的支出水平，而且也受制于在前期已經(jīng)形成的習(xí)慣.

而消費(fèi)習(xí)慣形成的結(jié)果會(huì)造成中國居民的高儲(chǔ)蓄.因?yàn)楦鶕?jù)跨時(shí)理論，居民更加關(guān)心消費(fèi)的變化.改革開放以來，中國經(jīng)濟(jì)處于快速增長期，社會(huì)生活水平也逐年提高，生活水平的持續(xù)提高會(huì)影響居民家庭的習(xí)慣形成，居民所期望的是每年的消費(fèi)都較以往有一定程度的增長.為了保證生活水平不斷提高，消費(fèi)者就不得不更多地增加儲(chǔ)蓄.Carroll et al.（2000）[16]已經(jīng)從理論上證明，如果消費(fèi)的效用不僅取決于消費(fèi)的數(shù)量，還在一定程度上依賴于當(dāng)期消費(fèi)與習(xí)慣存量的比較，那么高增長就會(huì)導(dǎo)致高儲(chǔ)蓄.

因?yàn)榱?xí)慣形成的居民的儲(chǔ)蓄持續(xù)大于消費(fèi)，從宏觀總體來看，其結(jié)果就是經(jīng)常項(xiàng)目的持續(xù)順差.可見，中國居民的消費(fèi)習(xí)慣形成在決定經(jīng)常項(xiàng)目的動(dòng)態(tài)路徑中確實(shí)扮演了重要作用.

本文的研究結(jié)果可以帶來一些啟示：要調(diào)節(jié)中國經(jīng)常項(xiàng)目的差額波動(dòng)，需要逐步轉(zhuǎn)變居民的消費(fèi)習(xí)慣以降低儲(chǔ)蓄，可以采取如下措施：一、增加低收入居民的收入，提高農(nóng)村的收入水平，縮小城鄉(xiāng)居民和不同階層的收入差距.并有效制止各種亂漲價(jià)、亂收費(fèi).這可以提高全社會(huì)居民的平均消費(fèi)傾向，降低儲(chǔ)蓄傾向.二、通過加大公共財(cái)政支出來加快構(gòu)建養(yǎng)老、失業(yè)、醫(yī)療、工傷、生育保險(xiǎn)等社會(huì)保障體系和教育體系，降低居民對未來支出不斷提高的預(yù)期，減少居民的預(yù)防性儲(chǔ)蓄意愿，逐步轉(zhuǎn)變其消費(fèi)習(xí)慣，釋放居民的消費(fèi)能力，將居民的現(xiàn)期消費(fèi)和未來消費(fèi)納入最優(yōu)消費(fèi)平滑路徑，形成良性循環(huán).

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