消費傾斜動機對我國經常項目順差的影響分析

宋紅軍

(1.南京大學經濟學院,江蘇南京 210093;2.中州大學經貿學院,河南鄭州 450044)

自1982年我國公布國際收支平衡表以來,我國經常項目僅有五年出現逆差,尤其是自1994年以來,經常項目余額一直處于順差狀態,成為我國外部經濟不平衡的突出表現。大量順差的存在嚴重影響了外匯市場上外匯的供求關系,帶來人民幣升值的巨大壓力,同時也使得人民幣外匯占款大量增加,導致國內流動性過剩。經常項目順差對我國宏觀經濟正常運行產生嚴重的不利影響,因此我國經常項目順差問題成為近年來學術界探討的熱點問題。

關于我國經常項目保持連年大量順差的原因,學者們從不同的角度提出了很多觀點。很多學者認為過度儲蓄即儲蓄大于投資是導致我國經常項目出現順差的一個重要原因,例如:林桂軍等(2008)[1]認為外資(FDI)流入、個人以及生產部門中的公司制企業的過度儲蓄是導致我國存在經常項目順差的主要原因。蔡德容等(2008)[2]認為:內部儲蓄超過投資的“過剩性”失衡,導致外部的出口遠遠大于進口,最終產生了巨大的經常項目順差余額。鐘水映、李魁(2009)[3],任亞男、顧紅俠(2008)[4]認為:人口年齡結構轉變所帶來的勞動力撫養負擔的減輕促使了經常項目差額的增加。王敘果(2006)[5]認為:我國長期存在的金融約束是造成經常項目失衡的重要原因,金融約束的存在使預防性儲蓄難以減少,“非意愿”儲蓄得以增加,匯率不能充分反映外匯市場的供求關系,減少了進口,增加了出口。金融約束使企業的投資需求得不到充分滿足,儲蓄難以有效地轉化為投資。關于FDI對經常項目順差的影響,學者們則存在一定的分歧。張海娟、吳亞瑋(2005)[6]認為,FDI對經常項目順差基本上沒有貢獻,相反還存在負面的影響。劉偉、張貴先(2010)[7]則認為FDI流入的增加是我國經常項目順差擴大的重要原因之一,因為大量的FDI流入對國內投資產生了一定的“擠出效應”,使國內儲蓄更加大于國內投資,加快了國內企業的產業結構調整步伐,產生大量的下崗失業人員,降低了居民的收入增長預期,促使居民消費動機減弱,國內消費不足,從而導致經常項目順差擴大。本文利用我國1982—2008年的有關數據,對經常項目余額與外匯資產凈值進行協整分析,并根據實證分析的結果對我國居民是相對較傾向于當前消費還是將來消費即消費傾斜動機的類型進行判斷,從而發現居民的消費傾斜動機對我國經常項目余額的影響方向。

一、消費傾斜動機影響經常項目余額的理論模型

本文的理論模型采用的是Obstfeld & Rogoff(1996)[8]的跨時貿易模型,該模型表明:開放經濟條件下居民的消費平滑動機和消費傾斜動機使一國的消費和產出不再保持一致,從而產生國際借貸活動,引起該國經常項目的變動,使一國經常項目出現順差或者逆差,這是開放經濟條件下居民追求自身效用最大化的必然結果。

假設一國以固定利率r在國際資本市場上進行借貸,該國消費者是同質的并且人口規模為1,消費者具有完全的預見性,消費者的生命周期為無限長,則代表性消費者消費最優化的效用函數為:

(1)

其中,u(Cs)為該國代表性消費者第s期的效用函數;β表示主觀貼現因子,用以測度消費者的耐心程度;Bt為第t-1期期末該國持有的外匯資產凈值;r為世界資本市場利率,Yt、Ct、Gt、It為該國第t期的國內生產總值、消費、政府消費和投資。

假設u為等彈性效用函數,即

(3)

消費者在任意s期面臨的預算約束為:

Bs+1-Bs=rBs+Ys-Cs-Gs-Is

由該式可得:

Cs=(r+1)Bs+Ys-Gs-Is-Bs+1

(4)

將式(4)代入式(1)得

對Us關于Bs+1求導可得消費者效用最大化的一階條件為:

u′(Cs)=β(r+1)u′(Cs+1)

(5)

根據式(3)和式(5)得:

Cs+1=βσ(1+r)σCs

(6)

根據式(6),將預算約束方程式(2)左邊的Ct+1,Ct+2,…,表示成Ct的函數,從而可得:

第t期的經常項目余額為:

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

(8)

將式(7)代入式(8),則第t期的經常項目余額可表示為:

二、消費傾斜動機對我國經常項目順差影響的實證分析

根據前面的理論模型,可以得知經常項目余額受消費平滑動機和消費傾斜動機的雙重影響,消費傾斜動機決定了持久收入和外匯資產凈值的變動是增加還是減少一國的經常項目余額。為了檢驗消費傾斜動機對我國經常項目余額的影響效應,本文利用我國1982—2008年的有關數據對此進行相應的實證分析,根據實證結果判斷消費傾斜動機是否是導致我國經常項目順差的原因之一。

1. 計量方法和數據說明

根據前面的理論模型,考慮到數據的可得性,本文通過對經常項目余額和外匯資產凈值進行協整分析,檢驗兩者之間是否存在長期均衡關系。如果兩者之間存在長期均衡關系,則可根據協整方程系數的符號對消費傾斜動機影響我國經常項目余額的方向作出判斷。

本文利用的數據為1982—2008年的年度數據,CA表示經常項目余額,用歷年經常項目余額在國內生產總值中的比重來代替,正值表示順差,負值代表逆差。經常項目余額來源于國家外匯管理局網站公布的歷年國際收支平衡表。國內生產總值數據來源于《中國統計年鑒2009》,鑒于經常項目的計量貨幣為美元,國內生產總值采用人民幣作為計量貨幣,利用美元和人民幣匯率的年平均價,本文將以人民幣為計量貨幣的國內生產總值換算成相應的以美元為計量貨幣的國內生產總值。B表示外匯資產凈值,用歷年外匯儲備表示,數據來源于《中國統計年鑒2009》,并且用以2000年作為基期的美國消費價格指數進行調整。為消除時間序列存在的異方差問題,對調整后的外匯儲備數據取自然對數代表外匯資產凈值。

2. 單位根檢驗

由于只能對同階單整的時間序列進行協整分析,因此在對經常項目余額和外匯資產凈值進行協整分析之前,首先對其進行單位根檢驗,以判斷其單整性。本文采用通用的ADF檢驗方法和EViews 6.0軟件進行檢驗,檢驗結果如表1所示。

表1 ADF單位根檢驗結果

注: 在檢驗形式(C,T,K)中,C、T、K分別表示單位根檢驗方程的常數項、時間趨勢和滯后階數;Δ表示一階差分;**表示在5%的顯著水平上拒絕存在單位根原假設。

檢驗結果顯示:CA和lnB的原序列均不平穩,其一階差分序列平穩,即兩者都是一階單整的,符合進行協整分析的前提條件。

3. 協整檢驗

如果兩個或多個同階非平穩時間序列的某種線性組合是平穩序列,則這些非平穩時間序列被認為具有協整關系,這種平穩的線性組合被稱為協整方程,代表這些時間序列的經濟變量之間存在一個長期穩定的均衡關系。也就是說,協整是對非平穩經濟變量長期均衡關系的統計描述。

本文采用Engle & Granger(1987)[9]提出的協整檢驗方法對CA和lnB進行協整檢驗,即通過檢驗回歸方程殘差序列的平穩性來判斷因變量與自變量之間的協整關系是否存在。檢驗過程如下:

首先對回歸方程CAt=β0+β1lnBt+ut采用OLS方法進行回歸,得到方程如下:

(10)

則模型誤差ut的估計值為:

其次,采用ADF單位根檢驗方法對殘差項et進行單位根檢驗,以判斷其平穩性。檢驗結果如表2所示。

檢驗結果表明:在5%的顯著水平下殘差項et為平穩序列,從而說明經常項目余額CAt和外匯資產凈值lnBt之間存在協整關系。

表2 回歸方程殘差平穩性檢驗結果

注: 在檢驗形式(C,T,K)中,C、T、K分別表示單位根檢驗方程的常數項、時間趨勢和滯后階數;**表示在5%的顯著水平上拒絕存在單位根原假設。

4. 格蘭杰因果關系檢驗

協整檢驗表明:經常項目余額與外匯資產凈值之間存在協整關系,因此可以對這兩者進行格蘭杰因果關系檢驗,以進一步驗證兩者之間的因果關系,滯后4階的檢驗結果如表3所示。

表3 格蘭杰因果關系檢驗結果

格蘭杰檢驗結果表明:在5%的顯著水平下,外匯資產凈值是經常項目余額的格蘭杰原因,而經常項目余額不是外匯資產凈值的格蘭杰原因。

5. 實證結果分析

根據協整檢驗和格蘭杰因果關系檢驗的結果:我國經常項目余額與外匯資產凈值之間存在長期的穩定關系,外匯資產凈值是經常項目余額的格蘭杰原因。由協整方程可知,lnBt的系數為0.015205,該系數大于零,從而表明我國居民的主觀貼現因子大于世界市場貼現因子,我國居民相對較傾向于將當前收入用于將來消費,這種傾向于將來消費的消費傾斜動機成為我國經常項目順差的一個重要原因。

三、我國居民消費傾斜動機的成因分析

前面實證分析的結果表明,我國居民在消費上相對比較有耐心,具有積累財富、將收入傾斜到將來進行消費的動機,該消費傾斜動機在一定程度上促進了我國經常項目順差的增加。這種在當前消費和將來消費之間更注重將來消費的消費動機的存在具有客觀必然性,其原因如下:

(1) 崇尚節儉和財富積累的傳統觀念的影響。我國居民的消費理念和消費行為深受以節儉為美德的傳統思想的影響,輕消費、重儲蓄仍是大多數人的生活準則,在提高消費水平、改善現期生活條件與積累財富用于將來消費之間,人們往往更看重后者,超前消費和消費先行的思想仍不為大多數人所接受。因此,這種注重將來消費而不是當前消費的消費理念不可避免地造成我國居民的主觀貼現因子相對較高、邊際消費傾向較低的事實。

(2) 住房、子女教育等支出的增加提高了中國居民的主觀貼現因子。隨著經濟體制由計劃經濟體制向市場經濟體制的轉變,住房制度、教育體制等的改革也在不斷推進。就住房制度改革來說,隨著住房公有制和住房福利性分配制度的打破以及住房市場化和商品化的推進,住房支出已成為家庭支出的重要組成部分,特別是近些年房價的大幅度攀升使得住房支出成為居民的沉重負擔;在教育體制改革方面,高校擴招政策的實行為更多的人接受高等教育提供了條件,但高校收費制度的改革和整個社會學歷水平的不斷提高所帶來的教育期限的延長,使得家庭的教育支出大幅度上升。而自有住房和子女教育又是絕大多數中國家庭比較注重的方面,對于大多數中國家庭來說,自有住房的擁有和子女較高的教育水平所帶來的滿足感遠遠大于從其他方面消費所獲得的效用。因此,這兩方面支出的增加使得居民的儲蓄意愿增強,以便通過減少當期消費支出和增加財富積累使未來的購房和子女教育水平的提高成為可能,從而使居民在消費上表現出較強的忍耐性。

(3) 未來收入的不確定性。居民的消費決策既取決于其當期收入,也取決于其對未來收入與支出的預期。經濟體制和經濟政策改革所帶來的經濟的快速增長使我國居民的收入得以迅速提高,但國企改革所帶來的終身就業制的取消、下崗失業人員的增加以及嚴峻的勞動力就業形勢,加劇了居民未來收入的不確定性。因此,在預計個人或家庭承擔的支出會不斷增長而未來收入又難以確定的情況下,為避免出現難以應付的支出情況,居民顯示出較強的推遲消費、增加預防性儲蓄、將消費向將來傾斜的動機。

四、 結論及政策建議

經常項目余額是多種因素綜合作用的結果,根據Obstfeld & Rogoff(1996)[8]的跨時貿易模型,可知居民的消費平滑動機和消費傾斜動機會導致一國經常項目余額的增加或者減少。就消費傾斜動機對經常項目的影響來說,如果該國居民在消費上有較強的耐心,推遲消費的意愿較強,該國居民的主觀貼現因子大于世界市場貼現因子,該國經常項目余額就會增加,反之,經常項目余額則會減少。

本文利用我國1982—2008年的數據資料,對經常項目余額與外匯資產凈值進行協整分析,在所得到的協整方程中,外匯資產凈值對數的系數為正值,從而表明我國居民的主觀貼現因子大于世界市場貼現因子,我國居民在消費上相對具有較強的忍耐性,居民傾向于將來消費的消費傾斜動機促進了我國經常項目余額的增加,居民的消費傾斜動機成為我國經常項目順差的一個重要原因。

因此,須要采取合理措施降低居民的主觀貼現因子,提高居民的當期消費,以減少因當期收入向將來消費的大量傾斜所帶來的經常項目順差。針對我國居民消費傾斜動機的成因,筆者認為應采取如下措施:

(1) 進一步倡導合理消費、超前消費的現代消費觀念。通過各種方式對居民進行現代消費觀念的宣傳教育,使人們充分認識到生活質量取決于實物的消費而不是單純的財富積累。隨著收入水平的提高,適當擴大消費規模既可以改善自身生活質量也可以促進經濟的持續增長。同時,要大力發展消費信貸,解決制約居民消費需求擴大的流動性約束,改變主要依靠自身儲蓄的積累實現大宗消費的消費模式,為居民進行超前消費提供必要條件。

(2) 抑制房地產價格的過快上漲,改變房價增長速度遠遠高于居民收入增長速度的狀況。房地產價格的快速上漲,固然有我國人口眾多、住房需求大的原因,但更主要的原因則是房地產投機、“土地財政”等非供求因素的推動。為此,要進一步加強對房地產市場的宏觀調控,尤其是加強“限購令”的執行力度,遏制房地產投機行為。深化土地使用制度改革,改變以“價高者得”為核心的土地出讓方式。同時,努力確保保障性住房用地供應,擴大地方政府保障性住房建設融資渠道,進一步增加保障性住房建設,解決低收入家庭住房困難的問題。

(3) 促進居民收入穩定增長,解除居民消費的后顧之憂。大力促進服務業和中小企業的發展,提高經濟增長對勞動力的吸納能力,努力提高社會就業率,解決居民面臨的“就業難”問題;完善社會再就業保障機制和失業救濟體系,廣泛開展各種形式的職業技能培訓,努力拓寬居民增收渠道;深化收入分配制度改革,提高城鄉居民收入在國民收入中的比重和勞動報酬在初次分配中的比重,切實實現“十二五”規劃所提出的居民收入增長和經濟發展同步、勞動報酬增長和勞動生產率提高同步,促進城鄉居民收入普遍較快增加。

參考文獻:

[1] 林桂軍,Schramm R. 我國儲蓄/投資差額的結構分析與經常項目順差[J]. 財貿經濟, 2008(4):11-17.

[2] 蔡德容,馬南南,萬建永,等. 我國儲蓄投資失衡對經常項目失衡的影響——基于兩缺口模型的實證研究[J]. 南京農業大學學報:社會科學版, 2008,8(4):39-45.

[3] 鐘水映,李魁. 人口年齡結構轉變對經常項目差額的影響機制與實證分析[J]. 世界經濟研究, 2009(9):34-39.

[4] 任亞男,顧紅俠. 中國經常項目順差原因探析——基于人口年齡結構視角[J]. 北方經濟, 2008(11):13-14.

[5] 王敘果. 金融約束:經常項目失衡分析的新思路[J]. 財貿經濟, 2006(9):86-89.

[6] 張海娟,吳亞瑋. FDI對我國國際收支經常項目的影響[J]. 北方經貿, 2005(2):96-98.

[7] 劉偉,張貴先. FDI與中國經常項目的實證分析[J]. 財經問題研究, 2010(2):68-73.

[8] 莫瑞斯·奧博斯特弗爾德,肯尼斯·若戈夫. 高級宏觀經濟學[M]. 劉紅忠,李心丹,陸前進,等譯. 北京:中國金融出版社, 2002.

[9] 孫敬水. 中級計量經濟學[M]. 上海:上海財經大學出版社, 2009.