宋世方

（上海外國語大學(xué)國際金融貿(mào)易學(xué)院 上海 200083）

一、引言

自1982年有國際收支統(tǒng)計數(shù)據(jù)以來，中國30多年的經(jīng)常項目的主要特征是由順差逆差交替變?yōu)槌掷m(xù)順差。在1982—1993年的12年中，有5年逆差，而1994年后至今的近20年中，經(jīng)常項目歷年都處于順差狀態(tài)，并且無論絕對量還是占當(dāng)年GDP比率都有上升的趨勢。由于中國資本項目也表現(xiàn)為資本凈流入，不能將經(jīng)常項目順差積累的對外資產(chǎn)形成對外投資，于是長期的經(jīng)常項目順差積累就轉(zhuǎn)化為巨額官方外匯儲備資產(chǎn)。

對經(jīng)常項目成因盡管有各種不同的解釋，但最終都可追溯到通過儲蓄與投資的差額取得對外資產(chǎn)（或?qū)ν庳?fù)債）這一事實，于是，對經(jīng)常項目狀態(tài)的解釋就歸結(jié)為對儲蓄與投資差額的解釋。根據(jù)費雪分離定理，居民儲蓄決策與投資決策是獨立的，在開放經(jīng)濟(jì)下，如果投資由給定的國際利率水平?jīng)Q定，經(jīng)常項目長期順差現(xiàn)象的解釋就歸結(jié)為對居民較強儲蓄動機的解釋。眾多研究文獻(xiàn)表明，中國城鄉(xiāng)居民存在較強的預(yù)防性儲蓄動機 （龍志和、周浩明，2000①龍志和，周浩明.中國城鎮(zhèn)居民預(yù)防性儲蓄實證研究 ［J］.經(jīng)濟(jì)研究，2000（11）：33-38.；周紹杰，2010②周紹杰.中國城市居民的預(yù)防性儲蓄行為研究 ［J］.世界經(jīng)濟(jì)，2010（8）：112-122.；杜海韜、鄧翔，2005③杜海韜，鄧翔.流動性約束和不確定性狀態(tài)下的預(yù)防性儲蓄研究——中國城鄉(xiāng)居民的消費特征分析 ［J］，經(jīng)濟(jì)學(xué) （季刊），2005（1）：297-316.；施建淮、朱海婷，2004④施建淮，朱海婷.中國城市居民預(yù)防性儲蓄及預(yù)防性儲蓄動機：1999—2003［J］.經(jīng)濟(jì)研究，2004（10）：66-74.；裴春霞、孫世重，2004⑤裴春霞，孫世重.流動性約束條件下的中國居民預(yù)防性儲蓄行為分析 ［J］.金融研究，2004（10）：26-32.）。在解釋中國經(jīng)常項目順差時，雖然有些文獻(xiàn)將預(yù)防性儲蓄視為中國經(jīng)常順差的重要原因 （孫輝煌，2007⑥孫輝煌.消費行為、產(chǎn)出變化與經(jīng)常項目動態(tài) ［J］.財經(jīng)科學(xué)，2007（5）：103-109.；楊繼軍，2009⑦楊繼軍.二元體制松動、預(yù)防性儲蓄與中國的外貿(mào)順差 ［J］.國際貿(mào)易問題，2009（7）：118-123.；韓劍、張二震，2009⑧韓劍，張二震.基于跨時最優(yōu)模型的中國經(jīng)常項目差額波動研究 ［J］.經(jīng)濟(jì)科學(xué)，2009（6）：50-57.等），但是這些研究文獻(xiàn)并沒有將預(yù)防性儲蓄作為獨立變量納入到經(jīng)常項目模型以考察它對經(jīng)常項目的影響程度。Ghosh和Ostry（1997）⑨Ghosh and Ostry.Macroeconomic Uncertainty，Precautionary Saving，and the Current Account［J］.Journal ofMonetary Economics，1997（40）：121-139.開創(chuàng)了預(yù)防性儲蓄對經(jīng)常項目影響研究的先河，作者將預(yù)防性儲蓄變量納入到經(jīng)常項目現(xiàn)值模型中，但是在他們的模型中，居民最優(yōu)消費不是從給定的偏好形式得出，而是基于 “猜測的”最優(yōu)消費路徑。本文將基于居民跨期最優(yōu)消費決策，通過建立預(yù)防性儲蓄變量與經(jīng)常項目的關(guān)系，分析預(yù)防性儲蓄對中國經(jīng)常項目順差形成的影響。

二、文獻(xiàn)綜述

對中國經(jīng)常項目長時期順差現(xiàn)象的解釋可歸結(jié)為兩類：一類是在同期貿(mào)易理論框架內(nèi)解釋貿(mào)易順差，如勞動力比較優(yōu)勢說、加工貿(mào)易說、人民幣匯率低估說等。勞動力比較優(yōu)勢說 （佟家棟，2007○10佟家棟.中國貿(mào)易收支順差調(diào)整的可能性探討 ［J］.國際貿(mào)易，2007（5）：15-19.；盧萬青，2010?盧萬青.比較優(yōu)勢、最終消費與我國貿(mào)易順差——兼論全球經(jīng)濟(jì)危機和人民幣匯率對貿(mào)易順差的沖擊 ［J］.統(tǒng)計研究，2010（4）：63-73.；王晉斌、李南，2007?王晉斌，李南.中國進(jìn)出口貿(mào)易順差的原因、現(xiàn)狀及未來展望 ［J］.經(jīng)濟(jì)理論與經(jīng)濟(jì)管理，2007（11）：19-25.；王曉丹，2011?王曉丹.基于比較優(yōu)勢的中美貿(mào)易順差原因研究 ［M］.北京：經(jīng)濟(jì)科學(xué)出版社，2011.；王寶偉，2014?王寶偉.我國貿(mào)易順差問題研究 ［M］.北京：中國商務(wù)出版社，2014.等）的基本邏輯是，中國豐富的勞動力使中國出口的勞動要素密集度高的產(chǎn)品具有低成本優(yōu)勢，因此貿(mào)易順差是必然的。但這一觀點明顯忽略了比較優(yōu)勢理論的另一半：我們要進(jìn)口資本或技術(shù)密集的產(chǎn)品。因此，比較優(yōu)勢理論可以解釋一國的貿(mào)易格局，并不適合用來解釋貿(mào)易差額。加工貿(mào)易說（張二震、安禮偉，2009?張二震，安禮偉.關(guān)于貿(mào)易順差原因的理論思考 ［J］.當(dāng)代經(jīng)濟(jì)管理，2009（4）：1-6.；盧鋒，2006?盧鋒.中國國際收支雙順差現(xiàn)象研究：對中國外匯儲備突破萬億美元的理論思考 ［J］.世界經(jīng)濟(jì)，2006（11）：3-10.）則是利用貿(mào)易格局來解釋中國貿(mào)易順差，認(rèn)為中國的貿(mào)易順差是中國經(jīng)濟(jì)參與世界分工的結(jié)果，中國的加工貿(mào)易是世界產(chǎn)業(yè)鏈的一個環(huán)節(jié)，加工環(huán)節(jié)的收益必然形成貿(mào)易順差。盡管加工貿(mào)易本身必然出現(xiàn)順差 （本國承擔(dān)的加工環(huán)節(jié)產(chǎn)生的增值），但加工貿(mào)易說卻無力解釋中國居民為什么沒有用這部分順差積累的資產(chǎn)進(jìn)口國外的商品，從而也不能從根本上說明經(jīng)常項目順差。

人民幣匯率對中國經(jīng)常項目的影響在眾多的研究結(jié)論中爭議較大，有的認(rèn)為匯率對中國的貿(mào)易順差沒有顯著影響 （戴翔，2011①戴翔.中國貿(mào)易收支對匯率波動的敏感性分析——基于不同貿(mào)易模式的比較研究 ［J］.世界經(jīng)濟(jì)研究，2011（3）：51-57.），有的則認(rèn)為匯率對貿(mào)易順差有顯著影響 （劉堯成、周繼忠、徐曉萍，2010②劉堯成，周繼忠，徐曉萍.人民幣匯率變動對我國貿(mào)易差額的動態(tài)影響 ［J］.經(jīng)濟(jì)研究，2010（5）：32-40.；趙文軍，2010③趙文軍.人民幣匯率、FDI與中國貿(mào)易收支——基于中國制造行業(yè)視角的實證分析 ［J］.世界經(jīng)濟(jì)研究，2010（1）：3-9.），也有的認(rèn)為匯率只對一般性貿(mào)易有影響，對加工貿(mào)易和經(jīng)常項目的影響不顯著 （楊碧云、易行健，2009④楊碧云，易行健.我國經(jīng)常項目收支的演變趨勢、結(jié)構(gòu)分解及其原因與對策分析 ［J］.世界經(jīng)濟(jì)研究，2009（6）：19-25.）。無論結(jié)論如何，（實際）匯率作為國際貿(mào)易的價格，從均衡的結(jié)果來看它應(yīng)該調(diào)整到貿(mào)易出清的水平，從而消除貿(mào)易差額；從趨向均衡的調(diào)整過程來看，貿(mào)易差額應(yīng)該是暫時的現(xiàn)象而不是長久的現(xiàn)象，因此也不適合用于解釋中國長時期存在的經(jīng)常項目順差現(xiàn)象。⑤有觀點認(rèn)為中國的貿(mào)易順差是中國通過干預(yù)匯率使人民幣低估的結(jié)果，這種觀點忽視了另一種事實：官方可以通過干預(yù)外匯市場影響名義匯率，但不能支配實際匯率：幣值低估產(chǎn)生的實際貶值增加凈出口，隨后會通過需求增加推動價格水平上升，從而抵消名義貶值的作用。此外，張?zhí)祉敚?011）⑥張?zhí)祉?全球經(jīng)常項目失衡問題研究 ［M］.武漢：武漢大學(xué)出版社，2011.從全球經(jīng)常項目失衡角度解釋了中國經(jīng)常項目順差現(xiàn)象，崔遠(yuǎn)淼 （2014）⑦崔遠(yuǎn)淼.資源環(huán)境因素、制造業(yè)國際競爭力與經(jīng)常項目動態(tài) ［M］.北京：中國經(jīng)濟(jì)出版社，2014.基于資源環(huán)境因素對制造業(yè)競爭力的影響考察了中國的經(jīng)常項目變動，也都屬于同期貿(mào)易理論框架內(nèi)對經(jīng)常項目中貿(mào)易順差的解釋。

另一類對中國經(jīng)常項目順差的解釋可歸結(jié)到跨期貿(mào)易理論。經(jīng)常項目是國內(nèi)宏觀經(jīng)濟(jì)變量國民儲蓄與投資差額的反映，本質(zhì)上是居民跨期決策的結(jié)果，任何導(dǎo)致這一差額變化的因素都將影響經(jīng)常項目?；谙M者跨期最優(yōu)選擇的經(jīng)常項目模型將經(jīng)常項目分解為消費平滑動機和消費傾斜動機，并將前者表達(dá)成未來凈產(chǎn)出增量現(xiàn)值的和，成為經(jīng)典的經(jīng)常項目現(xiàn)值模型 （Present Value Model，PVM）。繼 Sachs（1982）⑧Sachs.The Current Account in the Macroeconomic Adjustment Process［J］.Scandinavian Journal of Economics，1982（84）：147-159.的開創(chuàng)性研究之后，Steven M.Sheffrin和Wing Thye Woo（1990）⑨Sheffrin andWing ThyeWoo.Present Value Testsof an IntertemporalModel of the CurrentAccount［J］.Journal of International Economics，1990（29）：237-253.、Glenn Otto（1992）○10Otto.Testing a Present-value Model of the Current Account：Evidence from US and Canadian Time Series［J］.Journal of International Money and Finance，1992（11）：414-430.分別利用 John Y.Campbell和 Robert J.Shiller（1987）?Campbell and Robert J.Shiller.Cointegration and Tests of Present Value Models［J］.The Journal of Political Economy，1987（95-5）：1062-1088.提供的現(xiàn)值模型協(xié)整檢驗方法，對比利時、英國、加拿大、美國等國家的經(jīng)常項目現(xiàn)值模型進(jìn)行了檢驗，此后，Paul R.Bergin和 Steven M.Sheffrin（2000）?Bergin and Steven M.Sheffrin.Interest Rates，Exchange Rates and Present Value Models of the Current Account［J］.The Economic Journal，2000（463）：535-558.進(jìn)一步利用此模型考察了利率變化對經(jīng)常項目的影響。

利用跨期國際收支理論解釋中國經(jīng)常項目順差的文獻(xiàn)有以下兩個脈絡(luò)：一是利用跨期模型驗證產(chǎn)出、消費、投資等變量的變化對經(jīng)常項目的貢獻(xiàn)。趙文軍、于津平 （2008）?趙文軍，于津平.中國貿(mào)易順差成因研究——基于跨時最優(yōu)消費理論的實證分析 ［J］.經(jīng)濟(jì)研究，2008（12）：29-38.通過引入生產(chǎn)函數(shù)建立了包括資本變量在內(nèi)的國際收支跨期模型，利用中國1978—2006年的數(shù)據(jù)和協(xié)整分析及向量誤差修正等方法，得出長期中實際資本存量與貿(mào)易順差存在正相關(guān)、居民實際財富與貿(mào)易順差呈負(fù)相關(guān)的結(jié)論。許少強、甘小芳 （2010）?許少強，甘小芳.消費行為與經(jīng)濟(jì)沖擊對中國經(jīng)常項目的影響——基于跨期最優(yōu)消費理論的實證分析 ［J］.金融研究，2010（10）：36-52.利用經(jīng)常項目跨期模型分析了凈產(chǎn)出、投資的暫時性和永久性沖擊的影響，認(rèn)為中國的經(jīng)常項目順差是消費傾斜對經(jīng)常項目的影響超過消費平滑的結(jié)果。李曉峰、朱九錦 （2010）?李曉峰，朱九錦.我國經(jīng)常項目失衡與收入變動的關(guān)系——基于跨期消費平滑模型和我國的數(shù)據(jù) ［J］.國際貿(mào)易問題，2010（6）：16-23.通過消費、收入和持久性收入的協(xié)整檢驗，得出了當(dāng)期收入的增加會刺激經(jīng)常項目順差增加，而持久性收入的增加則會刺激經(jīng)常項目逆差增加 （或順差減少）。孫輝煌 （2007）經(jīng)過區(qū)分城市居民消費和農(nóng)村居民消費，驗證了二者的變化主要由持久收入決定，暫時性收入的變化則轉(zhuǎn)化為儲蓄，而一旦儲蓄不能轉(zhuǎn)化為國內(nèi)投資，就轉(zhuǎn)化凈出口 （對外投資）。潘雅瓊 （2013）?潘雅瓊.我國經(jīng)常項目失衡可維持性研究 ［M］.北京：經(jīng)濟(jì)科學(xué)出版社，2013.基于跨期選擇理論對中國經(jīng)常項目失衡的原因和可維持性進(jìn)行了分析和檢驗，然而如果將經(jīng)常項目視為跨期最優(yōu)選擇的結(jié)果，用 “失衡”來描述中國的經(jīng)常項目順差就會產(chǎn)生邏輯上的矛盾：跨期最優(yōu)選擇的任何結(jié)果本質(zhì)上都應(yīng)是平衡的。

第二個脈絡(luò)是著力解釋中國儲蓄大于投資背后的原因，這些解釋包括：一是分配結(jié)構(gòu)。江春、吳宏（2009）①江春，吳宏.中國的國際收支失衡：基于收入分配的新視角 ［J］.財經(jīng)問題研究，2009（10）：24-36.認(rèn)為中國的勞動分配占比較低不僅限制了居民消費，同時也導(dǎo)致勞動力成本較低，誘使FDI大量進(jìn)入中國，導(dǎo)致經(jīng)常項目和資本項目雙順差。李秀敏、劉海波 （2011）②李秀敏，劉海波.中國國民收入分配結(jié)構(gòu)失衡與對外貿(mào)易順差的關(guān)系研究 ［J］.東北師范大學(xué)學(xué)報 （哲學(xué)社會科學(xué)版），2011（2）：10-14.認(rèn)為初次分配中勞動報酬占GDP的比重低導(dǎo)致居民收入占國民總收入的比重下降，使得國內(nèi)消費需求不足，形成巨額貿(mào)易順差。第二個原因是人口年齡結(jié)構(gòu)，其基本思想在于，勞動收入主要產(chǎn)生于中年時期，這個時期的收入不僅要撫養(yǎng)子女，還要為沒有收入的老年期進(jìn)行儲蓄。將此放大到整個經(jīng)濟(jì)體，如果一個經(jīng)濟(jì)體的老幼人口比例越低，老幼撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)越輕，收入中的儲蓄率越高，并形成代際轉(zhuǎn)移的貿(mào)易順差。王仁言 （2003）③王仁言.人口年齡結(jié)構(gòu)、貿(mào)易差額與中國匯率政策的調(diào)整 ［J］.世界經(jīng)濟(jì)，2003（9）：3-9.、鐘水映，李魁 （2009）④鐘水映，李魁.人口年齡結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變對經(jīng)常項目差額的影響機制與實證分析 ［J］.世界經(jīng)濟(jì)研究，2009（9）：34-39.、朱超、張林杰 （2012）⑤朱超，張林杰.人口結(jié)構(gòu)能解釋經(jīng)常賬戶平衡嗎 ［J］.金融研究，2012（5）：30-42.等基于中國或國際有關(guān)國家的數(shù)據(jù)研究都顯示，貿(mào)易順差是人口贍養(yǎng)率低、勞動力撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)輕的結(jié)果。第三個原因是金融市場發(fā)育程度。王信 （2005）⑥王信.從國際視角看中國如何調(diào)整經(jīng)常項目失衡 ［J］.國際經(jīng)濟(jì)評論，2005（9-10）：10-21.認(rèn)為中國金融市場發(fā)展滯后，使金融資源主要通過國有銀行流向國有部門和制造業(yè)并導(dǎo)致生產(chǎn)過剩，很大一部分用于出口；同時國民儲蓄不能有效地轉(zhuǎn)化為投資，剩余儲蓄越來越多地投向海外市場，導(dǎo)致經(jīng)常項目出現(xiàn)順差。劉偉 （2012）⑦劉偉.中國經(jīng)常項目的變動特征及其影響因素實證研究 ［M］.成都：西南財經(jīng)大學(xué)出版社，2012.針對影響中國經(jīng)常項目的公共儲蓄、人口年齡結(jié)構(gòu)等因素進(jìn)行了實證檢驗。第四個解釋儲蓄大于投資的因素是預(yù)防性儲蓄，盡管中國居民預(yù)防性儲蓄研究和經(jīng)常項目研究方面的文獻(xiàn)眾多，但迄今仍缺乏將兩者結(jié)合在一起的理論分析，本文旨在建立包含預(yù)防性儲蓄變量的經(jīng)常項目現(xiàn)值模型，并用于解釋它對中國經(jīng)常項目順差的影響。

三、含有預(yù)防性儲蓄動機的經(jīng)常項目現(xiàn)值模型

根據(jù)跨期消費理論，居民消費由未來收入的現(xiàn)值決定，但未來收入具有不確定性，如果消費決策對不確定性做出反應(yīng)，那么未來收入的不確定性對消費的影響就形成預(yù)防性儲蓄。由于一國的經(jīng)常項目是貿(mào)易差額與對外凈資本收益之和 （經(jīng)常轉(zhuǎn)移部分常因其對經(jīng)常項目的影響較小而忽略），而貿(mào)易差額等于一國儲蓄與投資的差額，所以，當(dāng)消費決策對未來收入不確定性做出反應(yīng)時，它將通過儲蓄反應(yīng)在當(dāng)期的貿(mào)易差額上。與消費平滑既可能產(chǎn)生經(jīng)常項目順差也可能產(chǎn)生逆差不同，預(yù)防性儲蓄總是形成經(jīng)常項目順差的因素，因此，它的存在或者使經(jīng)常項目順差更大，或者使逆差更少。如果將經(jīng)常項目分解出預(yù)防性儲蓄部分，就可以驗證它對經(jīng)常項目的影響，預(yù)防性儲蓄則體現(xiàn)在居民跨期消費最優(yōu)選擇中。假設(shè)經(jīng)濟(jì)中代表性消費者具有如下形式的預(yù)期效用函數(shù)：

其中u（CS）為s期消費CS時的效用，β為消費者主觀貼現(xiàn)因子，Et是基于t期所能得到的信息進(jìn)行預(yù)期的期望算子。在開放經(jīng)濟(jì)下，消費者面臨如下形式的預(yù)算約束：

其中Bt表示t期期初已經(jīng)積累的外部凈資產(chǎn)，R為毛利率 （如果利率為r，則有R＝1+r），對于任意的s，Rs＝Rs-t意味著各期利率不變的假設(shè)；Yt、Ct、It、Gt分別表示t期的國內(nèi)生產(chǎn)總值、消費、投資和政府支出。與封閉經(jīng)濟(jì)的預(yù)算約束相比，引入對外凈資產(chǎn)變量后的開放經(jīng)濟(jì)約束條件意味著當(dāng)期消費可以大于或小于當(dāng)期國民生產(chǎn)總值 （rBt+Yt）中扣除投資和政府支出的余額。

將預(yù)算約束 （2）中的 Ct代入效用函數(shù) （1），并就Bt最大化效用函數(shù)，根據(jù)一階條件可得到歐拉方程 Etu′（Ct）＝βREtu′（Ct+1），根據(jù)條件預(yù)期，在 t期有 Etu′（Ct）＝u′（Ct），所以歐拉方程為：

對于任意一期t，定義Zt≡（Yt-It-Gt）為凈產(chǎn)出，由預(yù)算約束 （2）可得Ct+1＝RBt+1-Bt+2+Zt+1，兩邊求期望得到（其中將Ct+1＝RBt+1-Bt+2+Zt+1代入到（3）式右邊的Etu′（Ct+1），并對其在附近進(jìn)行二階泰勒展開，再將結(jié)果代入歐拉方程 （3），并利用經(jīng)整理可得：

利用 （5）式進(jìn)行迭代，可以得到任意一期s（s＞t）的消費：

此處的最優(yōu)消費與Parker和Preston（2005）②Parker and Bruce Preston.Precautionary Saving and Consumption Fluctuations［J］.American Economic Review，2005（95-4）：1119-1143.對消費增量分解具有類似形式：總量消費由平滑消費、傾斜消費、預(yù)防性儲蓄和新息四部分組成。等式右邊第二項是未來歷年凈產(chǎn)出現(xiàn)值的年金，體現(xiàn)消費者的平滑消費意愿；第三項是由時間偏好和利率決定的傾斜消費；第四項是預(yù)防性儲蓄動機的消費。

定義 CAt＝Y(jié)t-Ct-It-Gt+rBt＝Zt-Ct+（R-1）Bt，將Ct式代入并經(jīng)過對凈現(xiàn)值年金重新表達(dá)，可得到含有預(yù)防性儲蓄動機的經(jīng)常項目現(xiàn)值表達(dá)式：

其中ΔZs+1為s+1期的凈產(chǎn)出增量，即ΔZs+1＝Zs+1-Zs。（6）式顯示了經(jīng)常項目在現(xiàn)值模型中的分解：t期的經(jīng)常項目由未來各期凈產(chǎn)出增量現(xiàn)值之和的負(fù)值、未來各期預(yù)防性儲蓄現(xiàn)值之和、由利率和時間偏好決定的消費傾斜及未來各期新息現(xiàn)值之和四部分組成。第一項是平滑消費產(chǎn)生的經(jīng)常項目，前面的負(fù)號表明，未來的凈產(chǎn)出增量將在本期產(chǎn)生經(jīng)常項目逆差，因為消費者為平滑各期消費，會將未來的凈產(chǎn)出增量分配在本期的消費增量上，超出本期凈產(chǎn)出的消費增量必須通過本期的對外負(fù)債 （即經(jīng)常項目逆差）來實現(xiàn)；同時，第一項還反應(yīng)了基于平滑消費動機產(chǎn)生的經(jīng)常項目的一般特征：只有暫時性凈產(chǎn)出的波動才影響經(jīng)常項目，永久性凈產(chǎn)出的變化對經(jīng)常項目不會產(chǎn)生影響，因為永久性變化并不改變?nèi)我鈨善谥g的增量，從而不影響未來各期凈產(chǎn)出增量現(xiàn)值之和。第二項反映的是預(yù)防性儲蓄對經(jīng)常項目的影響：消費者基于對未來凈產(chǎn)出波動的預(yù)防性反應(yīng)是減少當(dāng)期消費，從而增加當(dāng)期經(jīng)常項目 （余額）。由于預(yù)防性儲蓄動機的消費增量總是大于零，由此產(chǎn)生的經(jīng)常項目也總是順差 （如果存在的話）。由于各期的新息預(yù)期值為零，再假設(shè)傾斜消費動機為零 （這等價于研究平滑消費產(chǎn)生的經(jīng)常項目常用的假設(shè)βR＝1），于是經(jīng)常項目現(xiàn)值表達(dá)式可以簡化為：

也就是說，在傾斜消費為零的假設(shè)下，經(jīng)常項目是消費平滑動機部分與預(yù)防性儲蓄動機部分之和。

四、預(yù)防性儲蓄對中國經(jīng)常項目的影響

由于 （7）式右邊用變量的未來值表達(dá)，對 （7）式的檢驗首先要確定未來的預(yù)期機制?；贑ampbell和Shiller（1987）的現(xiàn)值模型發(fā)展起來的經(jīng)常項目現(xiàn)值模型檢驗方法是通過CAt、ΔZt的向量自回歸預(yù)測ΔZs+1（理由是CAt包含預(yù)測ΔZt的可用信息），并據(jù)此得到模型中CAt的預(yù)測值，最后根據(jù)CAt模型預(yù)測值與實際值的比較判斷經(jīng)常項目現(xiàn)值模型的穩(wěn)健性。但該方法要求經(jīng)常項目、凈產(chǎn)出增量 （及本文中涉及的消費增量）的時間序列平穩(wěn)，但根據(jù)檢驗，中國的上述數(shù)據(jù)都不平穩(wěn)①本文經(jīng)常項目、GDP、消費、投資等原始數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計局 （http：／／data.stats.gov.cn），各年度以美元計量的經(jīng)常項目使用當(dāng)年的平均匯率，并利用中國和美國GDP平減指數(shù)以2005年為基年調(diào)整為實際匯率后轉(zhuǎn)化為人民幣單位，凈產(chǎn)出和消費則以2005年為基年利用中國的GDP平減指數(shù)轉(zhuǎn)化為實際值。無論經(jīng)常項目、凈出口、凈產(chǎn)出的水平量還是經(jīng)常項目或凈出口占GDP的比例都無法在5%的臨界水平下通過平穩(wěn)性檢驗，這與許少強、甘小芳 （2010）認(rèn)為CA平穩(wěn)、凈產(chǎn)出一階平穩(wěn)的數(shù)據(jù)檢驗結(jié)果完全不同。；另外，（7）式中的預(yù)防性儲蓄動機的經(jīng)常項目含有未來凈產(chǎn)出的方差項，也給使用上述模型帶來障礙。我們在基于 （7）式的基礎(chǔ)上嘗試如下兩種方式驗證中國預(yù)防性儲蓄動機對經(jīng)常項目的影響：一是直接利用凈產(chǎn)出樣本方差估計（7）式右邊第二項 （經(jīng)常項目中的預(yù)防性儲蓄動機部分）；二是以消費增量作為凈產(chǎn)出方差表達(dá)式的替代變量來估計。

表1 不同風(fēng)險規(guī)避系數(shù)假設(shè)下的預(yù)防性儲蓄占比

從上述數(shù)據(jù)來看，預(yù)防性儲蓄經(jīng)常項目的占比對風(fēng)險規(guī)避系數(shù)α較為敏感，且風(fēng)險規(guī)避傾向越弱，預(yù)防性儲蓄對經(jīng)常項目的影響越大。當(dāng)α＝1時，預(yù)防性儲蓄經(jīng)常項目部分高達(dá)51.4%，而α＝5時，該比例僅為11.85%。

這表明未來預(yù)期消費增量現(xiàn)值的和是經(jīng)常項目中預(yù)防性儲蓄部分的反映。事實上，如果不存在消費傾斜、不存在新息的影響，所有消費的變化都可歸結(jié)預(yù)防性儲蓄的結(jié)果，因此，消費增量包含的就是預(yù)防性儲蓄經(jīng)常項目的信息。由于消費增量的可觀察性，可以據(jù)此推斷預(yù)防性儲蓄產(chǎn)生的經(jīng)常項目。由于消費增量不平穩(wěn)，仍無法基于AR（1）模型預(yù)測ΔCs+1。解決方法是數(shù)據(jù)對數(shù)化，令Δct＝ln Ct-ln Ct-1，則中的ΔCt就變?yōu)棣t，且時間序列平穩(wěn)，利用Δct的一階自回歸模型，經(jīng)前向預(yù)期迭代，即可得到的預(yù)測值 （R仍取1.05，下同）。盡管如此，這種數(shù)據(jù)轉(zhuǎn)換將改變數(shù)據(jù)的經(jīng)濟(jì)意義：由于Δct（近似地）表示t期消費增長率，故基于Δct得到的CAPt可視為預(yù)防性儲蓄經(jīng)常項目在t期的增長率（預(yù)測值）。

雖然給定預(yù)防性儲蓄經(jīng)常項目的初始值，根據(jù)各期的增長率就能得到各期的預(yù)防性儲蓄經(jīng)常項目，但初始值仍需要假設(shè)，并且所得的估計量對初始值有較高的敏感度。由于我們的目的在于得到預(yù)防性儲蓄對經(jīng)常項目的影響，如果知道的增長率，就可以根據(jù)CAt與的線性關(guān)系得到在CAt的比重，而不需要對水平量進(jìn)行估計。中的凈產(chǎn)出ΔZt也不平穩(wěn)，而Zt的對數(shù)差分平穩(wěn)，因此可利用與通過Δct得到增長率相同的方法，得到的增長率的估計值。

表2 各年預(yù)防性儲蓄占比

由此得到的各年預(yù)防性儲蓄占比變化比較大，平均值為0.326 5，對應(yīng)于第一種方法得到的絕對風(fēng)險規(guī)避系數(shù)α在1、2之間的占比。值得注意的是，雖然預(yù)防性儲蓄經(jīng)常項目總是大于零，由于平滑消費經(jīng)常項目部分和經(jīng)常項目都允許小于零，所以會出現(xiàn)大于1或小于0的情形：當(dāng)預(yù)防性儲蓄經(jīng)常項目比例大于1時 （如1996、1997年），表示平滑消費部分的經(jīng)常項目小于0（逆差），同時經(jīng)常項目為順差，此情形說明這些年份的預(yù)防性儲蓄經(jīng)常項目抵消消費平滑經(jīng)常項目逆差后仍有剩余，使經(jīng)常項目表現(xiàn)為順差；當(dāng)預(yù)防性儲蓄經(jīng)常項目比例小于0時 （如1985、1988、1990和1993年），表明經(jīng)常項目應(yīng)該為逆差，并且是平滑消費部分的經(jīng)常項目逆差大于預(yù)防性儲蓄經(jīng)常項目的結(jié)果 （除了1990年外，其余三個負(fù)比例都發(fā)生在經(jīng)常項目逆差年份）?？傊?，只要這一比例不等于零，就表明存在預(yù)防性儲蓄經(jīng)常項目。除了1994年比例為10.78%，其余絕大多數(shù)年份多在30%以上。

五、簡要結(jié)論

本文基于消費者跨期最優(yōu)選擇得到的經(jīng)常項目理論模型顯示，在傾斜消費動機為零的假設(shè)下，一國經(jīng)常項目主要由消費平滑動機、預(yù)防性儲蓄動機構(gòu)成。對預(yù)防性儲蓄經(jīng)常項目檢驗結(jié)果因設(shè)定條件不同而不同：直接檢驗表明預(yù)防性儲蓄經(jīng)常項目不低于10%，絕對風(fēng)險規(guī)避系數(shù)越低，預(yù)防性儲蓄比例越大；間接檢驗結(jié)果同樣顯示最低年份不低于10%，最高年份大于100% （所有順差都是預(yù)防性儲蓄的結(jié)果），大多年份在20%～80%。由此可見，雖然不能確定中國的經(jīng)常項目主要來自預(yù)防性儲蓄動機，但預(yù)防性儲蓄對經(jīng)常項目順差的影響確實存在，并且最保守的估計值也在10%以上。因此，解釋中國經(jīng)常項目順差，預(yù)防性儲蓄是不可忽略的因素。