改革開放40年我國經(jīng)常項(xiàng)目失衡程度與持續(xù)性

劉方

摘? ?要：基于HP濾波構(gòu)建的“趨勢區(qū)間”判斷標(biāo)準(zhǔn)，運(yùn)用1982—2018年中國經(jīng)常項(xiàng)目余額占GDP比率的時(shí)間序列數(shù)據(jù)，測算了歷年中國經(jīng)常項(xiàng)目的失衡程度，同時(shí)建立AR（1）模型進(jìn)行滾動(dòng)回歸和兩區(qū)制的馬爾科夫轉(zhuǎn)移模型探析經(jīng)常項(xiàng)目失衡的持續(xù)性。結(jié)果發(fā)現(xiàn)： 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(jīng)常項(xiàng)目失衡越大，其向均衡值調(diào)整的時(shí)間也就越長;經(jīng)常項(xiàng)目正常與失衡的相互轉(zhuǎn)換概率亦較低，經(jīng)常項(xiàng)目正常的持續(xù)時(shí)間較長，經(jīng)常項(xiàng)目失衡的持續(xù)時(shí)間較短。因此，中國經(jīng)常項(xiàng)目失衡屬于短暫現(xiàn)象，長期來看將會維持正常格局。

關(guān)鍵詞：經(jīng)常項(xiàng)目失衡;趨勢區(qū)間;HP濾波;馬爾科夫區(qū)制轉(zhuǎn)移模型

中圖分類號：F832? ?文獻(xiàn)標(biāo)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(jīng)濟(jì)保持了持續(xù)快速增長，國內(nèi)生產(chǎn)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(guān)，達(dá)到歷史新高。1978—2018年的年均復(fù)合GDP增長率高達(dá)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(jīng)濟(jì)已由高速增長轉(zhuǎn)向中高速增長階段，而且經(jīng)濟(jì)增長的質(zhì)效不斷提高。

與此同時(shí)，一方面，中國經(jīng)常項(xiàng)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(jīng)常項(xiàng)目僅出現(xiàn)過5年逆差（1985年、1986年、1988年、1989年和1993年），且均發(fā)生在1994年之前，如圖1所示。1994—2018年，中國經(jīng)濟(jì)持續(xù)了25年的經(jīng)常項(xiàng)目順差，其中2008年的順差余額達(dá)到4205.69億美元的歷史性峰值。

另一方面，經(jīng)常項(xiàng)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(dá)到9.95%的歷史峰值，而1985年則達(dá)到-3.69%的歷史低值。中國加入世界貿(mào)易組織（WTO）之后，經(jīng)常項(xiàng)目余額占比由2001年的1.3%攀升至2007年的9.95%，經(jīng)常項(xiàng)目失衡程度不斷加重。也是在此期間，全球范圍內(nèi)興起關(guān)于經(jīng)常賬戶失衡的討論。但是，從2008年起，中國經(jīng)常項(xiàng)目順差占GDP比率開始下滑，并在2011—2018年期間連續(xù)8年低于3%，經(jīng)常項(xiàng)目順差占GDP比率近年來顯著下降②，經(jīng)常項(xiàng)目失衡問題有所緩解。諸多學(xué)者就此進(jìn)行了探究，或置于中國經(jīng)濟(jì)內(nèi)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(jīng)濟(jì)失衡的持續(xù)性（王年詠等，2013），或單獨(dú)測度中國最優(yōu)經(jīng)常賬戶差額（馬紅霞等，2009），或進(jìn)行經(jīng)常賬戶持續(xù)性的理論探討（李津等，2010），然而卻較少單獨(dú)專述和考察歷年中國經(jīng)常賬戶的失衡和持續(xù)性，因而至少還有三個(gè)問題仍待求解：一是歷年中國經(jīng)常項(xiàng)目失衡狀況;二是中國經(jīng)常項(xiàng)目失衡的判斷標(biāo)準(zhǔn);三是中國經(jīng)常項(xiàng)目失衡的持續(xù)時(shí)間。

為解答上述疑惑，我們根據(jù)相關(guān)文獻(xiàn)，總結(jié)失衡的判定標(biāo)準(zhǔn)，在吸收各種判斷標(biāo)準(zhǔn)的基礎(chǔ)上，利用HP濾波構(gòu)建中國經(jīng)常項(xiàng)目失衡的“趨勢區(qū)間”判斷標(biāo)準(zhǔn)，并借此闡明中國經(jīng)常項(xiàng)目的歷年失衡情況。同時(shí)，使用自回歸模型與馬爾科夫區(qū)制轉(zhuǎn)移模型探討中國經(jīng)常項(xiàng)目失衡的持續(xù)性，以增強(qiáng)對我國經(jīng)常項(xiàng)目失衡的理論認(rèn)識。

二、經(jīng)常項(xiàng)目失衡程度的判定標(biāo)準(zhǔn)

（一）G20的判定標(biāo)準(zhǔn)

2008年全球金融危機(jī)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(cái)長會負(fù)責(zé)“參考性指南”的設(shè)計(jì)工作，成為邁向全球再平衡經(jīng)濟(jì)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(rèn)各國經(jīng)濟(jì)的內(nèi)外失衡狀態(tài)，分別是結(jié)構(gòu)法、時(shí)間序列統(tǒng)計(jì)法、統(tǒng)計(jì)分組法和統(tǒng)計(jì)四分位法③。針對經(jīng)常項(xiàng)目失衡（經(jīng)常項(xiàng)目余額/GDP），對系統(tǒng)重要性國家而言④，若采取時(shí)間序列統(tǒng)計(jì)法，那么經(jīng)常項(xiàng)目失衡的判斷標(biāo)準(zhǔn)如表1所示。

時(shí)間序列的測算方法比較簡單，容易驗(yàn)證，過程透明，不受人為干預(yù)，技術(shù)方面爭議?。S薇等，2012;張?zhí)N萍等，2018）。但是，也存在科學(xué)性和合理性的缺陷。如以標(biāo)準(zhǔn)差大小作為閾值，在經(jīng)常項(xiàng)目余額占比指標(biāo)波動(dòng)較大的國家，標(biāo)準(zhǔn)差也較大，而在波動(dòng)較小的國家，標(biāo)準(zhǔn)差也較小，因而對不同國家而言可能得出不同的判斷結(jié)果。

特別地，在經(jīng)常項(xiàng)目持續(xù)順差（或逆差）的國家也并不適用，因?yàn)榇_定的判斷范圍可能互相包含，即有重疊部分，導(dǎo)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(shí)間序列分析時(shí)，可能需要做相應(yīng)改進(jìn)。

（二）國際警戒線標(biāo)準(zhǔn)

經(jīng)常項(xiàng)目余額占GDP的比重是否過高或過低，以參考?xì)W共體、歐盟等國際通行標(biāo)準(zhǔn)為主，確定指標(biāo)的失衡警戒線。在對外貿(mào)易失衡中，經(jīng)常項(xiàng)目余額占GDP的比重不超過±3%乃是全球公認(rèn)的警戒線（王年詠等，2019），在相關(guān)研究中，如張建清等（2008）、Freund（2005）發(fā)現(xiàn)經(jīng)常項(xiàng)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(jīng)常項(xiàng)目開始調(diào)整的“門檻值”。

但是，門檻值的大小依據(jù)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(fā)現(xiàn)，G20成員國1980—2009年之間，13個(gè)國家出現(xiàn)經(jīng)常項(xiàng)目逆差，經(jīng)常項(xiàng)目逆差占GDP之比的閾值平均為-4.5%;而有11個(gè)國家出現(xiàn)經(jīng)常項(xiàng)目順差，對應(yīng)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(shí)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(biāo)準(zhǔn)帶來的辨識結(jié)果差異，可以直接采用±3%的警戒線作為判定標(biāo)準(zhǔn)。

（三）中國經(jīng)常項(xiàng)目失衡的標(biāo)準(zhǔn)

對中國經(jīng)常項(xiàng)目失衡程度的判斷標(biāo)準(zhǔn)，主要有國際公認(rèn)的警戒線（±3%）⑤、改進(jìn)的G20評價(jià)標(biāo)準(zhǔn)（見表1）以及其他相關(guān)學(xué)者的判斷，但學(xué)界并沒有形成統(tǒng)一的判別標(biāo)準(zhǔn)。如陳建奇（2011）認(rèn)為，中國可以設(shè)置5%或更高的上限水平（比如8.8%以適應(yīng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平），馬紅霞等（2009）通過模型估計(jì)1996—2005年均衡經(jīng)常項(xiàng)目余額占比，其估計(jì)結(jié)果的均衡值平均為-5.5%。

但是，由于經(jīng)常項(xiàng)目均衡值CA*的估計(jì)受諸多因素的影響，選擇不同變量估計(jì)的均衡值也不同，因而考察經(jīng)常項(xiàng)目實(shí)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(jīng)常項(xiàng)目失衡程度的判斷與比較

（一）判斷方法

鑒于經(jīng)常項(xiàng)目失衡的判斷標(biāo)準(zhǔn)不一，本文擬采用歷年經(jīng)常項(xiàng)目余額/GDP的時(shí)間序列，運(yùn)用HP濾波法從該時(shí)序變動(dòng)中提取趨勢部分，表示為歷年均衡的經(jīng)常項(xiàng)目余額/GDP，然后以樣本期內(nèi)均衡值的平均值作為標(biāo)準(zhǔn)值，并借鑒G20的評估方法設(shè)定經(jīng)常項(xiàng)目失衡的判斷區(qū)間（簡稱 “趨勢區(qū)間”標(biāo)準(zhǔn)），借此辨識歷年實(shí)際經(jīng)常項(xiàng)目/GDP的失衡程度。

HP濾波法是將變化不定的時(shí)間序列數(shù)據(jù)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(dòng)成分和趨勢性變動(dòng)成分。其原理是：

假設(shè)某時(shí)間序列數(shù)據(jù)[yt=gt+ct]，Prescott（1980，1997）采用對稱的數(shù)據(jù)移動(dòng)平均方法原理，設(shè)計(jì)一個(gè)濾波器從時(shí)間序列[yt]中得到一個(gè)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(nèi)的均值和標(biāo)準(zhǔn)差，根據(jù)均值和標(biāo)準(zhǔn)差設(shè)計(jì)判斷區(qū)間，分別是：若歷年經(jīng)常項(xiàng)目余額/GDP處于±均值以內(nèi)，則判斷為“正?！?若歷年經(jīng)常項(xiàng)目余額/GDP處于[-（均值+標(biāo)準(zhǔn)差），均值]和[均值，均值+標(biāo)準(zhǔn)差]以內(nèi)，則判斷為“輕度失衡”;若歷年經(jīng)常項(xiàng)目余額/GDP處于[-（均值+2[×]標(biāo)準(zhǔn)差），均值]和[均值，均值+2[×]標(biāo)準(zhǔn)差]以內(nèi)，則判斷為“中度失衡”;若歷年經(jīng)常項(xiàng)目余額/GDP處于大于±（均值+2[×]標(biāo)準(zhǔn)差），則判斷為“重度失衡”。

（二）判斷結(jié)果

利用1982—2018年的經(jīng)常項(xiàng)目余額/GDP序列，運(yùn)用HP濾波法，提取了趨勢成分和周期成分。經(jīng)常項(xiàng)目差額數(shù)據(jù)來源于國家外匯管理局網(wǎng)站，GDP數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站。通過計(jì)算得到趨勢序列的均值為2.21%，標(biāo)準(zhǔn)差為1.86%，中國經(jīng)常項(xiàng)目失衡的判斷區(qū)間及失衡程度劃分見表2。

根據(jù)表2所示的判斷標(biāo)準(zhǔn)，1982—2018年的37年間共有18年經(jīng)常項(xiàng)目處于正常，14年的經(jīng)常項(xiàng)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(shí)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(gè)百分點(diǎn)。這說明我國經(jīng)常項(xiàng)目失衡大部分是輕度失衡，少部分是中度、重度失衡，而且經(jīng)常項(xiàng)目保持正常的時(shí)長仍高于失衡的時(shí)長。

（三）與其他標(biāo)準(zhǔn)的比較

若以±3%的國際警戒線為標(biāo)準(zhǔn)，在1982—2018年中，我國經(jīng)常項(xiàng)目余額占比超過3%、低于-3%的年份，合計(jì)有12年，其余25年則是正常，失衡時(shí)長為12年，見表3。若以±4%為標(biāo)準(zhǔn)，在1982—2018年的37年中，我國經(jīng)常項(xiàng)目余額占比超過4%、低于-4%的年份有5年（2005—2009年），連續(xù)失衡5年，其余年份均是正常;若以±5%為標(biāo)準(zhǔn)，在1982—2018年中我國經(jīng)常項(xiàng)目余額占比超過5%、低于-5%的年份，共計(jì)有4年（2005—2008年），其余年份均是正常，連續(xù)失衡時(shí)長4年。

從對結(jié)果的比較可知，國際警戒線設(shè)定標(biāo)準(zhǔn)過低、劃分失衡程度不夠細(xì)致，而目標(biāo)上限設(shè)置過高則僅關(guān)注了變動(dòng)較大的部分，而忽視了不同變動(dòng)層次之間的失衡差異，劃分結(jié)果也較為粗略。而我們設(shè)定的“趨勢區(qū)間”判斷方法，既可以將失衡程度進(jìn)行有效劃分，又可以增加剖析失衡的時(shí)限，從而避免標(biāo)準(zhǔn)過低或過高帶來的偏頗，具有一定的合理性。

四、我國經(jīng)常項(xiàng)目失衡的持續(xù)性

無論采取何種判定標(biāo)準(zhǔn)，我國經(jīng)常項(xiàng)目失衡都具有持續(xù)性，失衡年份數(shù)最低有4年，最高有19年。一般來說，持續(xù)性要求失衡的年份是連續(xù)的，也就是說同時(shí)出現(xiàn)連續(xù)幾年處于某一失衡狀態(tài)，而沒有發(fā)生狀態(tài)改變，從持續(xù)性時(shí)長來看至少是連續(xù)3年或5年。

照此標(biāo)準(zhǔn)，1982—2018年間我國經(jīng)常項(xiàng)目連續(xù)失衡的時(shí)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(tài)的年份居多，而且連續(xù)3年屬于正常狀態(tài)的出現(xiàn)過4次，分別是1987—1989年、1994—1996年、1999—2001年、2016—2018年。連續(xù)兩年屬于輕度失衡狀態(tài)的出現(xiàn)過3次，分別是1985—1986年、1990—1991年、1997—1998年。

我們從兩個(gè)方面進(jìn)一步表征經(jīng)常項(xiàng)目失衡的持續(xù)性：一是采用自回歸AR（1）系數(shù)的大小來判斷;二是采用馬爾科夫區(qū)制轉(zhuǎn)移模型，以轉(zhuǎn)移概率和轉(zhuǎn)移持續(xù)期來判斷這種調(diào)整的時(shí)長。

（一）基于自回歸模型的考察

由于僅使用1982—2018年的序列進(jìn)行回歸，所得的[β]值是平均意義上的系數(shù)。為此，我們以5年為一個(gè)窗口期⑥，進(jìn)行滾動(dòng)窗口回歸，在窗口期內(nèi)估計(jì)的[β]系數(shù)和調(diào)整半周期如圖3所示。

在圖3中，我們發(fā)現(xiàn)滾動(dòng)窗口結(jié)束期內(nèi)（1986—2018年），回歸系數(shù)[β]值均在0—1之間，而且調(diào)整半周期由0.5年到4.5年不等。最高時(shí)為4.42年（窗口結(jié)束期為2008年），意味著2008年中國經(jīng)常項(xiàng)目失衡向均衡值調(diào)整一半所需要的時(shí)間最長，接近4年半的時(shí)間。2005—2018年中國經(jīng)常項(xiàng)目失衡向均衡值調(diào)整一半的時(shí)間基本在兩年以上，調(diào)整時(shí)間較長。1987—2004年中國經(jīng)常項(xiàng)目失衡向均衡值調(diào)整一半的時(shí)間基本在0.5年到0.9年之間，調(diào)整時(shí)間較短。

（二）基于馬爾科夫區(qū)制轉(zhuǎn)移模型的考察

馬爾科夫區(qū)制轉(zhuǎn)移模型是一種非線性的區(qū)制轉(zhuǎn)移模型，它的顯著特點(diǎn)是不同機(jī)制之間相互轉(zhuǎn)化的隨機(jī)過程由一個(gè)不可觀測的狀態(tài)變量決定，而且該狀態(tài)變量遵循馬爾科夫鏈過程。使用馬爾科夫區(qū)制轉(zhuǎn)移模型對經(jīng)常項(xiàng)目占比波動(dòng)進(jìn)行刻畫的基本出發(fā)點(diǎn)是將這一波動(dòng)劃分為幾個(gè)不同的區(qū)制，通過一個(gè)隨機(jī)過程控制這幾個(gè)區(qū)制的轉(zhuǎn)移。

這意味著，在一階的馬爾科夫區(qū)制模型，在t時(shí)刻的狀態(tài)[st]只與t-1時(shí)刻的狀態(tài)[st-1]有關(guān)。由轉(zhuǎn)換概率可知，對于狀態(tài)[st=1]，概率[p11]越高，從當(dāng)前區(qū)制1轉(zhuǎn)換至區(qū)制2的可能性就越小，區(qū)制1的持續(xù)時(shí)間為[11-p11]。同理，區(qū)制2的持續(xù)時(shí)間為[11-p22]。

使用1982—2018年經(jīng)常項(xiàng)目余額占GDP之比序列⑦進(jìn)行馬爾科夫區(qū)制轉(zhuǎn)移模型的估計(jì)，結(jié)果如表4所示。表4是考慮了截距和自回歸系數(shù)隨區(qū)制改變而變化的估計(jì)結(jié)果。從中我們發(fā)現(xiàn)：在區(qū)制1的估計(jì)結(jié)果中，自回歸系數(shù)顯著為0.48;在區(qū)制2的估計(jì)結(jié)果中，自回歸系數(shù)顯著為0.93。顯然，區(qū)制2的自回歸系數(shù)值比區(qū)制1的大，說明在區(qū)制2中，經(jīng)常項(xiàng)目失衡受前期經(jīng)常項(xiàng)目失衡的影響較大。

從區(qū)制轉(zhuǎn)移概率來看，區(qū)制1轉(zhuǎn)換為區(qū)制2的概率只有4.9%，而區(qū)制2轉(zhuǎn)換為區(qū)制1的概率也僅有22.9%，保持區(qū)制1和區(qū)制2不變的概率分別為95%和77%，見表5。同時(shí)，隨著時(shí)間的推移，區(qū)制1和區(qū)制2相互轉(zhuǎn)換的概率也有所不同，2000—2009年間保持區(qū)制1的概率大幅下滑，而保持區(qū)制2的概率大幅提高，如圖4所示。這意味著該時(shí)期內(nèi)中國經(jīng)常項(xiàng)目失衡發(fā)生了較大的區(qū)制轉(zhuǎn)變，其可能的原因是中國加入WTO之后，出口大幅提高，經(jīng)常項(xiàng)目余額不斷增加，加之2005年進(jìn)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(jīng)常項(xiàng)目順差。保持區(qū)制1的持續(xù)時(shí)間長達(dá)20.42年，保持區(qū)制2的持續(xù)時(shí)間則只有4.36年。

由此可見，我國經(jīng)常項(xiàng)目失衡保持正常的概率遠(yuǎn)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(jīng)常項(xiàng)目失衡是短暫的現(xiàn)象，長期來看必將走向正常，而且目前已經(jīng)連續(xù)三年處于正常狀態(tài)，這與王年詠和張?zhí)鸬希?013）的分析結(jié)果類似。我國經(jīng)常項(xiàng)目長期保持正常狀態(tài)的根本邏輯在于特有的經(jīng)濟(jì)增長模式和體制背景，以及長期持續(xù)的儲蓄—投資缺口（儲蓄大于投資），從而得以維持較長時(shí)期的經(jīng)常項(xiàng)目順差（而不是過度順差）。

四、研究結(jié)論與啟示

盡管1982—2018年我國經(jīng)常項(xiàng)目順差逆差交替，但逆差僅出現(xiàn)在1994年以前的5個(gè)年份中。1994—2018年，經(jīng)常項(xiàng)目始終保持順差態(tài)勢，但經(jīng)常項(xiàng)目余額占GDP比率從加入WTO至2007年之間顯著上升，達(dá)到歷史高點(diǎn)，2008年起逆勢下行，而且連續(xù)8年低于3%?；贖P濾波法構(gòu)造的“趨勢區(qū)間”標(biāo)準(zhǔn)，可以較為細(xì)致地劃分我國經(jīng)常項(xiàng)目的失衡程度，具有一定的合理性。1982—2018年，我國經(jīng)常項(xiàng)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(jīng)常項(xiàng)目失衡程度越高，調(diào)整時(shí)間越長，調(diào)整半周期由0.5年到4.5年不等。同時(shí)，維持經(jīng)常項(xiàng)目正常的概率遠(yuǎn)大于維持經(jīng)常項(xiàng)目失衡的概率，二者相互轉(zhuǎn)換的概率也處于較低水平，且經(jīng)常項(xiàng)目失衡的持續(xù)時(shí)間亦較短（4.36年），經(jīng)常項(xiàng)目正常的持續(xù)時(shí)間較長（20.42年）。因此，從長期來看，我國經(jīng)常項(xiàng)目失衡將會趨向正常，而且還會維持很長時(shí)間。

上述結(jié)論蘊(yùn)含的政策啟示是：長期內(nèi)我國經(jīng)常項(xiàng)目不存在所謂的過度失衡問題，但在短期內(nèi)可能出現(xiàn)順差和逆差交替的現(xiàn)象，為了實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)的再平衡和可持續(xù)發(fā)展，就必須不斷增進(jìn)人民幣匯率市場化改革，提高人民幣匯率彈性，發(fā)揮匯率對外部經(jīng)濟(jì)平衡的有效調(diào)節(jié)功能，促進(jìn)進(jìn)出口的持續(xù)平衡;不斷推進(jìn)我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級，引領(lǐng)新經(jīng)濟(jì)業(yè)態(tài)成長，深化供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革，擴(kuò)大金融市場雙向開放;加大推進(jìn)金融改革與創(chuàng)新力度，加強(qiáng)外部資金流動(dòng)的宏觀審慎管理，進(jìn)一步增強(qiáng)抵御外部沖擊的能力。

注：

①我國于1982年開始發(fā)布年度國際收支數(shù)據(jù)，故1978—1981年的數(shù)據(jù)缺失。

②近年來，我國經(jīng)常項(xiàng)目順差占比縮小的原因，張明（2018）認(rèn)為有三：其一，服務(wù)貿(mào)易逆差擴(kuò)大和貨物貿(mào)易順差縮小導(dǎo)致;其二，人民幣升值所致;其三，與國內(nèi)儲蓄投資缺口縮小有關(guān)。

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

④如果一個(gè)國家用購買力平價(jià)PPP或者市場匯率衡量的GDP占全球份額高于5%，則認(rèn)為是系統(tǒng)重要性國家，應(yīng)被要求用更加嚴(yán)格的標(biāo)準(zhǔn)判定是否失衡。全球系統(tǒng)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(shí)任IMF的總裁卡恩認(rèn)為經(jīng)常賬戶失衡的上限是經(jīng)常賬戶盈余或者順差占GDP比重為4%，原美國財(cái)政部長蒂莫·蓋特納提出經(jīng)常賬戶順差占GDP比率超過3%—4%，就說明一國存在經(jīng)常賬戶失衡。

⑥我們也以3年、4年為窗口期進(jìn)行滾動(dòng)回歸，發(fā)現(xiàn)窗口結(jié)束期1984年、1985年的貝塔值大于1，調(diào)整半周期為負(fù)，這意味著1984年、1985年持續(xù)性較低，調(diào)整瞬間完成。其余年份的回歸系數(shù)與5年為一個(gè)窗口期的系數(shù)一致。

⑦在進(jìn)行建模之前，我們對經(jīng)常項(xiàng)目余額占比序列進(jìn)行了單位根檢驗(yàn)，在無截距、無趨勢檢驗(yàn)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(shè)，滿足建模的基本條件。

參考文獻(xiàn)：

[1]Freund，C. 2005. Current Account Adjustment in Industrial Countries.[J].Journal of International Money and Finance，（24）.

[2]Clower E. ，Ito H. 2012. The Persistence and Determinants of Current Account Balances：The Implications for Global Rebalancing[R].ADBI Working Paper Series.

[3]王年詠，張立娟，張吉.中國經(jīng)濟(jì)失衡的國際時(shí)空特征再考察[J].經(jīng)濟(jì)問題探索，2019，（3）.

[4]張明.改革開放四十年來中國國際收支的演變歷程、發(fā)展趨勢與政策涵義[J].國際經(jīng)濟(jì)評論，2018，（6）.

[5]張立娟，王年詠，劉美琪.中國經(jīng)濟(jì)失衡的國際時(shí)空特征考察[J].經(jīng)濟(jì)問題探索，2018，（6）.

[6]劉威，舒琪，金山.基于G20評估體系的中國宏觀經(jīng)濟(jì)失衡測度——兼論中國外部失衡治理的影響因素[J].世界經(jīng)濟(jì)研究，2015，（10）.

[7]黃薇，韓劍.G20參考性指南：治理全球經(jīng)濟(jì)失衡的第一步[J].金融評論，2012，4（1）.

[8]張?zhí)N萍，楊友才，牛歡. 山東省金融效率、溢出效應(yīng)與外商直接投資——基于空間動(dòng)態(tài)面板Durbin 模型的研究[J]. 管理評論，2018，（6）.

[9]陳建奇.中國是否接受外部失衡上限對稱性約束[J].國際貿(mào)易，2011，（4）.

[10]馬紅霞，張朋.中國的最優(yōu)經(jīng)常賬戶差額估計(jì)[J].武漢大學(xué)學(xué)報(bào)（哲學(xué)社會科學(xué)版），2009，62（1）.

[11]張建清，張?zhí)祉?經(jīng)常賬戶失衡的調(diào)整：國際經(jīng)驗(yàn)及其對中國的啟示[J].世界經(jīng)濟(jì)，2008，（10）.

[12]王年詠，張?zhí)鸬?全球經(jīng)濟(jì)失衡的持續(xù)性分析——基于國際資本流動(dòng)與經(jīng)常賬戶失衡的視角[J].中南財(cái)經(jīng)政法大學(xué)學(xué)報(bào)，2013，（3）.

[13]李津，王剛，李澤廣.“投資—儲蓄缺口”假說與中國經(jīng)常賬戶失衡的持續(xù)性[J].上海金融，2010，（8）.