《贵州财经大学学报>>2015年第1期总第174期.54 贸易条件与中国经常项目差额波动研究一一基于跨时现值模型周亚军咐(新疆财经大学a.中亚经贸研究院;b.金融学院，新疆乌鲁木齐83∞12) 摘要.对经常项目的跨时现值模型进行扩展，将贸易条件包含进模型，并利用中国1982至2012年的时间序列数据对模型进行实证检验。实证结果表明:包含贸易条件的扩展模型对中国经常项目差额波动的预测能力有了显著提升，贸易条件的变化成为中国经常项目波动的重要影响因素。贸易条件的恶化使得居民当前的消费成本高于未来的消费成本，跨时替代效应引起当前消费的减少而导致经常项目JI阴差，贸易条件改善则有相反的效应。因此，改善中国的贸易条件是拉动经济、调节国际收支的有效途径。关键词，跨时现值模型;经常项目;差额波动，贸易条件文章编号:2095 -5960 (2015) 01 -0054 -12 ;中图分类号F832;文献标识码.A中国的经常项目由20世纪80年代的小额顺差、逆差的交替变动，演变为自1994年以来的持续顺差。尤其自2004年以来，中国经常项目顺差规模进一步扩大，2008年顺差额达到4206亿美元，为近年峰值水平，所占GDP比重也达到%0 2009至2011年顺差额有所回落，至2012年，我国国际收支状况得到一定程度改善，经常项目顺差额为2154亿美元，占GDP比重为%。长期的巨额贸易顺差，不仅增加了中国与相关国家的贸易摩擦，也给国内经济的发展带来了一系列的负面影响，影响到国内物价、资产价格以及产业转型升级等。长期的顺差额也积累了大量的外汇储备，并且大幅累积的边际收益已经不及边际成本。在当前内外部环境错综复杂的情况下，政府部门仍然延续着扩内需、促平衡的思路，促进国际收支基本平衡仍是主要政策取向，促使国际收支基本平衡的任务仍然十分艰巨。因此，探讨经常项目差额变动的决定因素，对于调节中国的国际收支并制定恰当的宏观调控政策具有积极的意义。与此同时，中国的净贸易条件指数(2000年=100)体现为几个阶段性的变化特征:从1982年的下降到1986年的，此后上升到1989年的，1989年至1995年始终保持在101一103之间，然后上升到1998年的。从1998年开始，中国的贸易条件指数开始呈现单边恶化的趋势，从一直下降到2012年的根据对中国的经常项目和净贸易条件的简单描述性分析，很难把握0二者之间的内在联系，本文在此借助于跨时现值模型探讨二者之间的内在联系规律。一、文献综述，Bardhan ( 1967) [1]、Bruno(1970)阳和Hamada(1969) [3]等在经常项目的跨时均衡分析方法形成之前人已经运用跨时均衡分析方法对贸易和经济增长等方面进行了研究，他们被认为是跨时均衡分析方法的收稿日期:2014-11 -14 基金项目:新疆财经大学博士科研基金项目"贸易条件、消费习惯与中国经常项目差额波动研究课题编号:2013BS019;新疆财经大学中亚经贸研究院立项课题，课题编号:2012ZY63COlO;2012年度新疆社科基金项目，课题编号:12BGJ640 作者简介:周亚军(1972一)，男，新疆乌鲁木齐人，新疆财经大学中亚经贸研究院兼职研究员，金融学院教师，经济学博士，研究方向为国际金融。
《贵州财经大学学报)2015年第1期总第174期·四_55.先驱者。经常项目的跨时均衡分析在1980年代早期开始出现，Buiter(1981 )川、Obstfeld( 1982) [町、Sachs(1981)川、Svenssonand Razin( 1983) [7]等人已经开始运用跨时均衡分析方法对经常项目进行研究。早期对经常项目跨时均衡分析的经验研究集中于经常项目基本动态方程的研究，Campbell( 1987) [8J和CampJbell and Shiller(1987)[9的方法论使得对经常项目的跨时均衡研究演进到了对跨时现值模型的研究。建立现代完整分析框架的则是Obstfeld和Rogoff(1996) [叫，他们建立了一个不断被后续研究扩展的理论框架，他们的理论框架中既包含经常项目的基本动态方程及其扩展，也包括了对跨时现值模型的研究。西方的学者利用此模型研究经常项目的成果较为丰富，Sheffrinand W0 0 (1990 ) (11 J研究了英国、比利时、加拿大、丹麦等国的案例，Otto(1992)[12]研究了美国和加拿大的案例，他们的研究发现:对于研究样本中的大多数国家的案例都不能通过模型的正式检验，仅有少数国家的数据支持模型对经常项目波动路径的模拟。由于该模型的正式检验条件严苛，他们也发现对于多数样本国的数据，有非正式的证据支持模型的预测。Ghoshand Ostη(1995) [臼]运用跨时现值模型对经常项目与净产出变动的关系进行理论研究，他研究了墨西哥等45个国家的案例并得出结论认为，对于大多数国家来说模型是成立的，当面对国民净现金流的冲击时，经常项目确实扮演了平滑消费的缓冲器。鉴于模型的解释力不足，研究者也将若干拓展变量分别引入了模型进行研究。Gruber(2∞0)[14]、Iscan(2∞2) [川、Kitamura(2∞9)[16]分别将消费习惯、耐用品和不可贸易品、股票回报等变量引人了跨时模型，并对扩展的模型进行了实证分析。就现值模型的构造特点来看，早期的研究者针对单货物的模型进行研究。Sheffrinand W0 0 (1990 ) [11 J ,Ouo (1992 ) [叫，Ghoshand Ostη(1995) [I3J用现值方法检验了单货物的跨时模型，这些研究的结果指出单货物模型在模拟外部平衡的短期波动方面表现得非常差。对于大多数发达国家的研究样本，正式的统计检验拒绝了现值模型，而非正式的或者图形的检验结果通常有相对较好的表现，模型对于有些国家的经常项目的预测很好地模拟了实际的数据，但预测值的波动性通常小于实际的经常项目波动。1Bergin and Sheffrin ( 20) [口]发展了一个两货物的跨时经常项目现值模型，模型中既包括可贸易品，也包∞括不可贸易品，该扩展模型能够被用现值方法来检验。他们认为小的开放经济体通过世界其他地方产生的冲击，并通过相对价格的变化而被影响到外部均衡，而这在单货物模型中是没有被考虑的。Berginand Sheffrin证明了经常项目的波动不仅决定于净产出的变化，而且也决定于世界利率和实际汇率的变化。他们用澳大利亚、加拿大、英国三个国家的季度数据检验了扩展的现值模型，发现包含了时变性利率和实际汇率的扩展模型相对于单货物模型改善了跨时模型解释经常项目波动路径的功效，他们也认为由于实际汇率的变化导致的期内效应对于改善模型的功效相对于利率的变化是更重要的。在Berginand Sheffr恒的分析中没有考虑法人另外一个关键因素是国际相对价格，即贸易条件。贸易条件也被认为是一个主要来自于世界其他地方冲击的传导机制。在Greenwood( 1983 ) [山]、Ostry(1988) [阳]所构建的三货物的跨时经常项目模型中，贸易条件的冲击通过三个渠道影响了经常项目。其中，一个直接的渠道是跨时替代效应。贸易条件的一个暂时的负面冲击提高了当前消费相对于未来消费的成本，这意味着储蓄的增加并使经常项目改善。另外两个间接的渠道是通过期内的替代效应和收人效应影响经常项目。在期内替代的情况下，贸易条件的变化通过改变实际汇率间接地影响了经常项目。暂时的贸易条件恶化引起了个人用国内商品替代进口品，从而导致了国内商品价格的上升。实际汇率的升值增加了当前消费相对于未来消费的成本，因此会提高储蓄和改善经常项目余额。从收入效应来看，贸易条件暂时的负面冲击意味着暂时的收入下降，根据消费平滑假设，居民消费下降得要少一些，这恶化了经常项目。从国内学者的研究来看，韩剑、张二震(2∞9)[却]对标准的跨时现值模型进行扩展，利用时变性利率替代了标准模型中的固定利率并引入了汇率变量，研究结果表明，扩展模型在解释中国的经常项目波动有着很好的解释力。李海莲(2010)[21J建立了基于流动性约束的跨时动态均衡模型，研究了财政政策对中国经常项目的调控效果，研究表明财政政策在汇率政策退出的条件下，对于稳定中国经常项目的跨时波动具有一定的作用。甘小芳、许少强(2010)[22]运用该模型研究了中、日、美三国的消费倾斜参数。马
《贵州财经大学学报>>2015年第1期总第174期-56 ’*ui 丹、姚蓉蓉(2013)[23]运用基准的跨时模型研究了中国的经常项目，证明跨时模型对中国经常项目的动态行为解释力较强。李文(2013)[24]运用跨时现值模型研究了中国的平滑性经常项目和倾斜性经常项目。综上所述，至目前尚未有学者运用跨时现值模型研究中国的经常项目与贸易条件之间的内在联系规律。本文所要研究的问题是，在Berginand Sheffrin的模型框架中引人贸易条件变量是否能够改善跨时方法解释中国经常项目差额波动的能力，为了检验这个问题，将Berginand Sheffrin的模型框架进行扩展成为一个三货物模型的框架，并由此引人贸易条件变量，以探讨扩展模型对中国经常项目波动路径的预测功效。二、扩展的经常项目跨时现值模型在此部分中，本文对Berginand Sheffrin ( 2000 )发展的模型进行扩展，将贸易条件引入模型，模型的扩展建立在Adedeji(2001) [25]对该模型进行扩展的基础上。假定一个小的开放经济体，存在有三种商品:进口品、不可贸易品，以及出口品。假定进口品被消费但不能被生产，出口品被生产但不被消费。假定经济个体是由元限生存的代理人组成，代理人消费最优化的效用函数为:U =Eobt仨二σ>0 (1) 但Õ1-σ 这里β表示主观贴现因子，C'是总消费指数。假定C'的函数形式是柯布-道格拉斯函数:C’ = C~C~-" ,0 <α< 1 (2) 这里C是不可贸易品消费，C是进口品消费。α表示不可贸易品在个人消费中的比重。代理人能够nm自由地在国际资本市场借贷，国际债券是唯一可获得的金融资产，并且它的实际回报是世界利率r0世界利率能外生地变化并且以出口品来定值表示。国际债券的净持有用B来表示，并且按照下面的式子进行变化:B’+1 -B = r,B, +瓦，+ Q，瓦，-p,C., -Q,C., -1, -G, (3) mn这里Y二是出口品产出，Y是不可贸易品产出，1是技资，G是政府支出，Q是不可贸易品相对于出口n品的价格，P是进口品相对于出口品的价格(变量P也因此被视为贸易条件的倒数，而变量Q被作为实际汇率)。当用单位出口品为计价基准时，总消费C，等于C，= p,C , + Q,C , ，总产出丑=瓦.'+ Q，.Y•川mnn可以推导出最优化方程(1)的一阶条件:I i r ri Qfpya klf1 ，1β(1 + r’+1 )七~I I .:_,. ~，_J 1 = 1 (4) t飞ι'+1'飞ο二1P;;;1对于方程(4)的推导我们必须首先解出代理人的期内最优化问题，包括最优地选择贸易品和不可贸易品的消费。我们定义的总消费指数为:C’ = C:Cγ，并且按照出口品衡量的总支出为C，= p,C , + mQ,C., 。我们能把总消费指数解释为期内效用函数，所以我们能够在获得一定水平的效用(标准化为1) n的条件下最小化按照出口品衡量的总成本。因此:F!pct=PsCmJ+QsCFAJ() s. t. C’ = C:C~-" (2. A) 应用这个问题的一阶条件:αC;二Ickf-λQ，= 0 (1-α) C~~，C~.， -λP， = 0 联合上述两个条件，可以得到Q,(1 -α) C nP，ρ(3. A) α 对于不可贸易品和进口品的需求，通过将上式代入C，= p,C., + Q,C., ，我们能够容易地发现贸易品mn和非贸易品的最优消费是:
-甲甲_57.《贵州财经大学学报)2015年第1期总第174期(1-a)C C , = ,-p~7-t () mC., =亏() n我们下一步定义一个基于消费的价格指数町，即给定Q和P时，购买一单位的C。由于消费支出的最小数量是C，= p,C , + Q,C , ，并且给定P，和Q，时，C:= 1。那么根据PJ的定义，可以得到p，'C,’ = C,o mn由于C，'= 1 ，故p，'= C, 0为了得到町，将()和()代人c·=c:ec;二，并用p'的定义，可得:P: =-----.!l~ p~-a;; (6. A) αα(1-α)' 由C'= C~C~吨，代人()和()可得:C: = {αC八afCz11-a=(石ll(IJEl 利用PJ的定义和P:= C, ，可以写为:(~TII(Y} -αf)-:f::-l1 h= l 可以解出基于消费的价格指数:p,’ = Qa p:-a [α飞1_a)-<I-ρ 使用这个表达式，并且推广到任何的CJ允许我们重写预算约束式:B’+I = (1 + r)B, + Y, -p,’ C,’ -1, -G, (7. A) 对于总消费町，我们能推导出跨时Euler方程。利用贝尔曼方程可得:V(B川，ι1)=吨GZ{U(CJHβE，Y(B,,(,) } 这里ι-1是代理人直到时期t-1可以获得的信息集。现在的问题是要在预算约束式()的条件下找出方程的解。利用式()和效用函数U(C，')= [1/(1 -σ)] (C,’ )1-σ可以得到:叫-1，(，-1)=刷了Lflf)+β盯(瓦-P: C,’ -1, -G, + B’_1 (1 +川)}ι且-σ由上式对CJ求导，可以得到一阶条件:Cs.-σ-β:E，[ V’(B,,(,)P,’] = 0 对贝尔曼方程应用包络定理，可得:V’ (B’_I ,(,-1) =βE，[V'(B"ι)(1 +r,)] = (} +r，)βE， [ V’( B, ,(,)] 应用最后两个方程，我们可以得到对于CJ的跨时Euler方程:由ct·-σ-βEzIVFqzJt>PJ1=O，可得:c二;σ-βE，[ V’ (B,+I ,(,+1)] = 0 I C: \ -(7 E,[ V'(B"ι)P，' ] 则I~l= 飞cs:11Es[V'(BH1，ι1 )P’:I] 由V'(B，_1，ι-1)= (}+r，)βE，[ V'(B"ι) ] 得V'(B, ,(,) = (1 + r，+l)βE， [ V’ (B’+I ，(，叫)]可知E，[V'(B'+I'('+')]=" . ~ \r，V'(B，，(，)，代人|互ι)σ可以得到:(1 + r, + 1 )β飞c二1I 1 = E，rβ(} + r,.,) I主二11二二)lL'飞P':I'飞C':I'J 为方便实证研究的执行，我们根据消费支出(C, )和非贸易品的相对价格(P, )重写上述条件。注意
《贵州财经大学学报)2015年第1期总第174期.58 到P，'C,’ = C，和P，'= :-气1-α) -( 1-.) J得到:[ (1 + 1’,+1) L~ γ{ Q; P;-.广zβ1rHI)l-i l l l=1(8A) 飞，+1，飞Q乙IP;工l此也即方程(4)。我们假定1+ 1"+1’ (主ó-)σ和(一旦2LYlf〉遵从联合对数正态分布，所以(1+ 飞C川/飞Q;+IP川/r+l)(Cs)σ(Qfpe)… 也遵从对数正态分布。因此，方程()能够被写作对数线性化的形式为:汇;(瓦瓦;)E,[ 11"-咐+O’..1c+ (1 -σ)P:"a…(1-叫0’) lnQ;+1 P;:I川÷hr(川=0B) (1.+1 , +1 )1-σ咱)/(这里X三β)( (1+ P1’,) (C/CQ; P’+I :Q;+I，..1-lnC，并使用近似ln(1 ) + 1":工= C'+1lnC’+1 , +1 1"。进一步假定所有变量之间的方差和协方差是常数，()在一些代数运算后变成:= +1σEE，..1[1"= -α0-σ)..1nstant (2. B) -(1 -α) -σ(1 )..1川]+ coc'+1 , +1 q'+1 P然后，利用跨时替代弹性的定义:γ=11σ，我们有:[] EE,..1= γ1", 一α(γ-1 -α))..1q(γ-stant (3. B) 1 + con) c’+1 ..1+1川-(1P’+1 这里..1-lnP-lnQ= ,..1，并且σ=11γ。令基于消费的实际利率为:nP’+1 = l, InQ’+1 , P'+1q’+1 rf=rt+[α(17)l句+-α)(l~y)]句(1 [ z则重写方程(3.时，我们可以得到对数线性化的Euler方程(5):E，..1c川=γEtT:;t这里..1-lnC，尸'是基于消费的实际利率，被定义为:= InC’+1 C'+1, 二二立r1"+ Iα(1..Y)二=.:1+ -α)(1.:1p(6) 川+1 (1 )q’+1 lI l也」γγ这里γ=11σ是跨时替代弹性-InP，..1InnQ,.:1lnP’+1 = 吼叫-l，。, Pq’+1 ’+1 以上表达式说明了最优化消费的时间路径被世界利率、实际汇率和贸易条件所影响，也即基于消费的实际利率影响了消费。表达式(6)揭示了最优的消费路径随着上述三个变量当中的任何-个变量的变化而发生变化。一个暂时的世界实际利率的增加导致基于消费的实际利率的上升，使得当前的总消费相对于未来的总消费更昂贵，这导致了朝向未来的消费替代，消费的路径是向上倾斜的。不可贸易品的相对价格或者进口品的相对价格的变化通过跨时替代效应和期内替代效应影响消费。如果进口品的相对价格暂时上升，即价格贸易条件恶化，基于消费的实际利率上升，因此当前的总消费成本比较于未来的总消费成本要高，跨时替代效应倾向于减少当前的消费。进口品相对价格的暂时上升也引起了不可贸易品相对于进口品变得更加有吸引力，这个期内替代效应倾向于提高当前的总消费。不可贸易品相对价格的变化也有类似的效应，如果不可贸易品的相对价格上升，那么基于消费的实际利率将上升，用贸易品衡量的消费贷款也将有更高的偿还成本，代理人将降低当前的消费支出。为了对数线性化代理人的跨时预算约束，将(3)式向前迭代可以得到:LisCs=Bo+Eoh7LlSNOt(7)Eob了士百飞1 11’;;百飞11 1’+ + 跨时预算约束能被写为:φ。=Bo +叽(1. C) φ土)'C)'NO这里并且叽=杠上。=全。第一步是撇撇化矶的表达式，如果将这i，，--v v ，",,饵飞11 伺飞1’11 1’+ + 个表达式向前一期可以得到:ICE φ1=@lTLit (2C) 信，飞11 1’+ 重写()式可以得到:
《贵州财经大学学报川15年第1期总第174期φ1:= (1 +ro)主i了_1)’ C, (3. C) π:1飞1+ rl 进一步运算()式可以得到:七(1+ ro) I如_)’C, -col (4. C) v’ L含甘飞1+ rl U J 最后，()可以简化为:φ1 := (1 + ro) (φ。-C) (5. C) o用φ。除以()并且两边取对数可以得到:。φ。=刊+ln [1 -exp (c-φ。)J (6. C) o 这里φ，= ln钱，并且使用近似ln(I+ r) = r。按照Campbelland Mankiw (1989 )的方法，()的最后一项可以近似地使用一阶泰勒展开的方法在其稳态值处展开:一一exp(c-φ) 一一-ln [1 -exp (c-φ。)J = ln (1 -exp (c -φ)) _ '"'^t'\~ ’t’/. , [(c_仇)-(c -φ)J () o o l-exp(c-φ)。因此，()简化为:lnll -exp(c-φ。))=k+ (I -1/p)(c-φ。)(8. C) l oo 这里常数k 1叩-(1-111ρ)ln(1 -ρ)并且参数p:;1 -C/φ。是一个稍稍小于1的数字。现在将l(8. C)代人()可以得到:φφ。=刊+k+ (1 -11p ) (c-φ。)(9. C) 1 o (9. C)的左边能被表示为:φφ。=~Cl + (c-φ。)-(c-φ1) (10. C) o 1 联合()与()可以得到:C-φ。=ρ[(c-φ1) -~CI +ro +k) () o 1 l向前解()可以得到:C-φ。=ZPS(rz-Acz)+γ() o 这里γ是常数。第二步是对数线性化吼的表达式。按照()到()的步骤，可以得到下列的表达式:叫-ψ。=L,p’(r, -´no,) + v (13. C) 这里ψ=ln1jl, no = lnNO , v是一个常数，并使用了Berginand Sheffrin ( 2仪)())的简化假定:1 -(NO/叽)= p 接下来是对数线性化()式。用叽除以()并且取对数可以得到:φ。-ψ。=ln[ 1 + exp(b-ψ。)J() o 这里b=lnB，取()式中最后一项的一阶泰勒近似可以得到:φ。-ψ。=k+ (1甲1111)(b-ψ。)(15. C) 2 o 这里k== lnl1 -(1 -1I11)ln(1 -11)并且11= 1 -B/~凡是一个稍稍小于1的常数。最后，将方程2(12. C)和()代人到() ，可以得到方程(8): -[杂(~no川『守-(1 -去)r，)]= noo -护(1古)ho(8) 注意到(8)的常数项已经被去掉，因为模型在实证研究中使用的是除均值或除趋势的时间序列。这里。是一个稍稍小于1的棚，11= 1 -讨i-LisCe，并且豆是净国外资产的稳态值，所有的销飞1+ rl . 小写字母均表示大写字母的对数值。将(8)式两边取期望并且联合(5)式可以得到:
.60 ’,; ’., ;-h-《贵州财经大学学报>>2015年第1期总第174期-E，[去β'(L1no川-γr'+1+a ( y -l)L1q,+I) +(1 -α) (γ-1)L 1P’+1 -(1 -古)r，]=叫-2+(1 -古)bo(9) 按照Berginand Sheffrin ( 2000 )的方法，对数线性化的稳态值是在。=1的条件下，也就是净国外资产为零(B = 0 )。方程(9)的右边类似于经常项目的定义(CA, = NO, -C, + r,B’_1 )，只是这里的各部分以对数形式出现，我们可以把这个形式设定为c旷，可以由方程(9)得到:cα= -E,[ L ’(L1 no, +，…γT+ s +α(γ-1).1 q,+, + (1 -α)(γ-1)L1p，+，)] (10) t 这里cα==no, -c，。对于经常项目的现值表达式，本文和Berginand Sheffrin的差别是在(10)式中包含了贸易条件L1p。用基于消费的实际利率重写方程(10): cα，* = -E,[ L ’(L1 no…-γr，*+*J] (11) 方程(11)表明了跨时现值模型的基本预测原理，如果预期净产出暂时地上升，经常项目将会恶化，因为代理人会从国外借款以平滑当前和未来时期的消费，这是经典的消费平滑动机。国际相对价格、不可贸易品相对价格、利率的出现也增加了消费倾斜动机，因为贸易条件、汇率和利率的变化也会引起基于消费的实际利率的变化。基于消费的实际利率上升引起经常项目改善，因为会引起居民朝向未来的消费替代，而基于消费的实际利率的下降则有相反的效应。三、计量经济模型与实证分析(一)计量经济模型为检验方程(11)，这里借鉴Campbell(1987)和Campbelland Shiller( 1987)发展的现值检验方法，该方法利用了现值模型的结构以推导出一个可检验的假设。如果方程(11)所表示的模型是正确的，经常项目本身应该反应代理人在预测未来的净产出和基于消费的实际利率可得到的所有信息。根据方程(10)，可以构建一个包括五个变量的VAR模型:Uα11 α12 α13 α14 α15 1 L1no L1no αU α25 2 ca * 21 α22 α23 α24cα (12) r -α31 α32 α33 α34 α35 + r L1q L1q Uα41 α42 α43 α 44 α45 4 L1p -’, L1p -"-1 α51 α52 α53 α54 α55 , 上述VAR模型能被写为更紧凑的形式:Z, = AZ,_j +叭，其中Z，'== [.6. no, ca,* 贝.6. q, .6. p, J , A是VAR模型的系数矩阵，并且有E(Z，+J= A’Z, 0在实证研究中本文将检验一个更简化的模型，不考虑利率、汇率以及贸易条件的变化，即将(12)式中的后三个方程去掉，这个简化模型称为基准模型。随后本文也检验包括利率和汇率而不包括贸易条件的模型，这相当于去掉了(12)式中的最后一个方程。对于(12)式包括了五个变量的VAR我们称之为全模型。这样做的目的是为了比较各变量在决定模型预测能力的相对重要性。利用(12)式，对于(10)式的经常项目的约束条件能够被写为:问=-Zβ'(gj-γg2 -(1 -α)( 1 -γ)g3 -α(1 -y)g4)A'Z，什3)这里h[0 1 0 0 OJ, gj == [1 0 0 0 OJ，品==[0 0 1 0 OJ，品=[0 0 0 1 OJ，品==[0 0 0 0 1 J 0对于给定的Z，，方程(13)的右边能被表示为:c ,* == k’Z , (14) 即理论上来说，如果跨时现值模型正确，则cU=CGJ。方程(14)给出了经常项目变量的预测值，这
《贵州财经大学学报)2015年第1期总第174期61. 体现了跨时模型施加于VAR模型的约束条件。这里向量k为:k’ == -(gt -γg2 -(1 -α) (1 -γ)g3 -α(1-γ)g4)ßÂ(I -β:Â)-1 (15) 这里A是估计的VAR模型的系数矩阵。理论上约束条件k向量应该为k'= [0 1 0 0 0]，检验这个假设的标准方法是用瓦尔德检验统计量。令R是实际的k向量和理论值之差，那么R( Cð klδA) Vc kl A)’) -1 R服从自由度等于约束条件个数的卡方分布。这里V是VAR模型中的基本参数的方差协方差短阵，ðklδA是k向量对于这些基本参数的导数矩阵。对跨时现值模型的正式检验是对实际的k向量进行检验，非正式检验是通过图形比较实际的经常项目路径和用模型(14)预测的经常项目路径，再辅之以实际值与预测值的标准差比率、相关系数等，综合研判跨时模型的功效。(二)数据和参数本文以1982-2012年的年度数据为研究样本区间。1.净产出NO，为:NO, =瓦-1, -G, ，其中瓦为国内生产总值GDP，I，为投资，G，为政府购买，并经过GDP缩减指数(20∞年=100)的调整。最后将计算出的NO，取其对数差分形式dno，。2.经常项目。根据c旷=no, -c，计算出经常项目的实际值。NO，、C，先经过GDP缩减指数(20∞年=1∞)调整，然后取对数值并计算出ca，'。3.世界利率。本文利用G7经济体的利率水平作为世界利率的代理变量，将G7经济体各国的短期名义利率利用CPI进行调整，计算出实际利率，并按照各国的GDP占G7经济体GDP的比重，加权计算出各年度世界利率水平。4.汇率。本文使用实际有效汇率指数作为不可贸易品的相对价格Q，的代理变量，从OECD统计数据库中得到人民币实际有效汇率指数数据，取对数差分，得到句，。5.贴现因子β。模型表明β=1/(1 +句，这里t是世界实际利率的样本均值。根据上述计算得出世界利率可以计算其均值为%，因此可得出β=。6.贸易条件。贸易条件指数来源于世界发展指标数据库的净易货贸易条件指数，净易货贸易条件指数为出口单位价值指数与进口单位价值指数的比率，相对于2∞0年为基年度量。单位价值指数是基于各国所报告的按联合国贸发会议质量控制显示出一致性的数据，并以联合国贸发会议采用《国际贸易标准分类)三位数级的上年贸易额加权估算值作为补充。因模型中的P是进口品相对于出口品的价格，所以先将贸易条件指数换算为进口品相对于出口品的价格，然后取对数差分，得到dp，。7.不可贸易品在个人消费中的比重α。根据Stockmanand Tesar( 1995)闸的研究结果，α值在左右，结合中国的不可贸易品在个人消费中的比重，本文α取值为。8.跨时替代弹性。采用顾六宝、肖红叶(2∞4)[圳的方法来估计跨时替代弹性，本文计算出的参数值为。(三)实证研究1.单位根检验本文对于相关变量的平稳性检验采用ADF单位根检验方法。在检验之前还需对变量进行预处理，如果变量的时间趋势项显著，则对其进行除趋势，否则对其进行除均值。本文对VAR模型中的CGJ、T，、dq，、dp，等变量进行了除趋势①，对dno，进行了除均值，然后进行ADF检验，表1报告了单位根检验结果。(Sheffrin and Woo(l990, pp. 246 -247)说明了对数据如此处理的原因:模型的预测主要依赖于代表性经济人假定，这里净产出的所有趋势将充分地内部化。这不允许一个国家在样本期内有持续的经常项目盈余和向上趋势的净产出。在研究消费时，当有向上趋势的劳动收入时，总储蓄是正的，现值模型的约束条件是不成立的。除趋势及均值的另外一个原因在于同时也除去了经常项目中的预防性储蓄成分。
.62.四圈圈E《贵州财经大学学报>>2015年第1期总第174期表1序列平稳性检验结果变量检验形式(C，T，L)ADF值P值事cαe (0,0,2) ’ L1no, (0,0,1) ∞γ. r, (0,0,0) -5,216 。∞10.’" ’" ’ .噜L1q, (0,0,0) .审*L1p, (0,0,0) 注:1.(C，T，L)分别代表常数项、趋势项和滞后的阶数。2. * * *、**、*分别表示估计系数在以1%，5%、10%的显著水平拒绝零假设。2. VAR模型的估计接下来建立由caf、.11叫、r，、L1q，和L1p，组成的VAR模型。在对模型估计之前先要确定最佳滞后阶数，根据AIC准则、SC准则和HQ准则，VAR模型的最佳滞后阶数为1。然后可以对VAR模型进行估计，由估计出的VAR模型的系数矩阵，可以写出模型(12)的估计结果:L1no O. 352 -O. 296 1. 135 -O. 065 -O. 095lr L1no ca " ca -O. 0038 r I = 11 r I + I L1q 1 11. 613 -1. 396 11 L1q 1 1 -O. 0117 L1p .J, 1. 129 O. 197 .JL L1p .J川L_ 根据现值模型，k'向量的理论值应该为k'= [0 1 0 0 0]，根据式(15) ，可以计算出向量k'。VAR的系数矩阵A已经估计得出，所以可以计算出k'向量为k'= [-O. 046 O. 943 -O. 065 O. 039 O. 087 ]①，根据式子c可=:k’Z, ，这里向量Z，'=: L no, ca,’ f, q, P，J，代入k'向量可以得到模型预测的数据，再加上单位根检验之前除去的趋势项或均值，就可以得到模型预测的经常项目O3.检验现值模型现值模型有两种检验方法，正式检验是对模型暗含的约束条件向量进行检验。鉴于正式检验的条件严苛，还可以对模型进行非正式检验，检验模型预测的经常项目与实际的经常项目的标准差比率和相关系数O现在来对k'向量进行检验。在评估模型的功效时，本文同时检验了仅包含净产出的差分、经常项目的基准模型(模型1)，包含利率与汇率的扩展模型(模型2)、包含贸易条件的扩展模型(模型3)，并进行比较，这样可以区分出在决定经常项目路径时各变量的相对重要程度。这里首先检验了基准模型，计算基准模型的k'向量和矿统计量。接下来检验包含利率与汇率的扩展模型，同时检验了包含贸易条件变量的扩展模型3。表2报告了各个跨时现值模型的检验结果。表2跨时现值模型检验结果模型1模型2模型32统计量 xp -value ∞ 预测的CA的标准差 预测的CA标准差/实际的CA标准差比率 O. 728 1. 042 预测的CA与实际CA的相关系数O. 732 注:X2统计量是对约束条件向量K进行瓦尔德检验的统计量。p-value表示满足零假设的概率值。表2同时报告了基准模型和扩展模型的检验结果。对于基准模型，其k'向量的理论值应该为①计算约束条件向量，在Eviews中的执行命令为:Rowvector k = -(旬'’ x岛' x 1l4’) Xa x@inverse(i-O 97 x a)。其中gl、g2、岛、岛是文中2所界定的向量，a为VAR的系数矩阵，i为五阶单位矩阵。该命令行中的各具体数值为所取的参数值或经过计算的参数值。
《贵州财经大学学报>>2015年第1期总第174期-E甲甲.’ = [0 1]，而计算出的实际值为K'= [ ]，实际结果与理论值不符。而且对约束条件k'向量进行瓦尔德检验的结果表明，正式检验完全拒绝了k'向量等于其理论值的零假设。由基准模型预测的经常项目路径见图1中的CAFl曲线。 O.∞ 1985 1990 1995 2仪郑2∞5 2010 |→-CA一←CAF1一←m一←CAF31图1基准模型、扩展模型预测值与实际经常项目波动路径对比图根据对包含利率与汇率的扩展模型2(贸易条件的变化被忽略)的检验结果来看，理论上扩展模型的k'向量应该为k'= [0 1 0 OJ，这里计算的k'向量为:k’ = [-O. 112 -O. 796 ], 估计出的数值显著地不等于理论值。而且从表2中的瓦尔德检验结果来看，正式的统计检验也拒绝了包含利率与汇率的扩展模型。对于包含贸易条件的扩展模型3的检验结果，理论上模型3的k'向量应该为扩=[0 1 0 0 OJ，这里计算的k'向量为:k’ = [一 , k'中对应的经常项目系数为，接近于其理论值1，而且其他的系数值较小。从表2中的瓦尔德检验结果来看，模型约束条件的瓦尔德检验的概率值为，模型通过了正式检验。接下来再结合图示比较、标准差比率和相关系数来综合研判模型的功效。各模型预测的经常项目路径见图1，基准模型、包含利率与汇率的模型、包含贸易条件的模型预测的经常项目分别由CAFl、CAF2、CAF3表示，CA表示实际的经常项目路径。可以看出CAF3的预测能力相对好于CA凹，预测能力最差的是CAFl表明包含贸易条件的扩展模型的预测能力最强，包含利率、汇率o的扩展模型的预测能力次之，而预测功效最差的是基准模型。扩展模型预测的经常项目的波动性显著大于基准模型预测的经常项目的波动性。而且，包含贸易条件的扩展模型预测的经常项目CAF3的波动路径最接近于实际的经常项目波动路径，其波动性还稍稍大于实际的经常项目，图1也表明模型3的效力最佳。这说明在解释中国实际的经常项目波动路径时，贸易条件、利率与汇率的确是重要的决定因素。从表2报告的其他检验结果来看，模型1、模型2、模型3预测的经常项目标准差与实际经常项目标准差的比率分别为、、，只有模型3预测的标准差比率接近于其理论值1。各模型预测的经常项目与实际经常项目的相关系数分别为、、，模型3预测的相关系数非常接近于理论值1。再结合图1来看，扩展模型的预测能力确实有了提高，而且包含贸易条件的模型3通过了模型的正式和非正式检验，其预测的经常项目的确具有最强的解释力。根据检验结果，包含利率、汇率变量的扩展模型的预测能力得到了改善，这是因为汇率的变化通过不可贸易品相对价格的变化引起的跨时替代效应影响了消费，世界利率的变化也引起了基于消费的实际利率的变化而影响消费。包含贸易条件的模型较好地拟合了中国经常项目的差额波动路径，这是因为贸易条件的变化通过进口品相对价格的变化引起的跨时替代效应大于期内替代效应，导致当前的消费成本与未来相比较发生了变化而影响了消费。贸易条件恶化将倾向于减少当前的消费，而贸易条件的改善将倾
《贵州财经大学学报)2015年第1期总第174期.64.,= 向于增加当前的消费。在本文研究的样本期内，尤其从1998年开始，中国的贸易条件指数开始呈现单边恶化的趋势，从-直下降到2012年的由于贸易条件的持续恶化，使得居民倾向于未来的0消费，引起了持续的贸易顺差。四、结论及启示本文通过运用经常项目的跨时现值模型研究中国的贸易条件与经常项目的差额波动关系，得出以下结论:1.基准模型的估计结果不能拟合实际经常项目的波动路径。将模型进行扩展，把利率与汇率变量包含进模型，正式检验仍然拒绝了扩展模型的预测结果，但模型拟合于实际经常项目的能力有所提高，模型功效得到了改善。这表明当净产出、世界利率、人民币汇率波动时，中国的贸易余额在一定程度上充当了跨时消费平滑的工具。2.将贸易条件引人包含利率与汇率的扩展模型时，模型通过了正式的和非正式的检验，模型预测的经常项目波动性最高，预测的波动路径最接近于实际的经常项目路径，这表明包含贸易条件的扩展模型具有最强的功效。本文扩展的三货物模型表明，中国的经常项目波动是由净产出、世界利率、实际汇率和贸易条件的变化综合决定的结果，而且只有包含贸易条件的模型通过了正式检验，这说明包含贸易条件的跨时替代效应具有最佳的解释力，贸易条件的确是影响经常项目波动的一个重要因素。通过本文的研究结论可以得出如下启示:调节中国的贸易条件也是调节经常项目波动的途径之一。当前促进国际收支平衡仍然是主要的政策取向，2013年初的"两会"政府工作报告进一步提出了要改善国际收支状况，坚持促平衡的调节思路。当前面临经济下行压力加大的挑战，外需对国内经济增长的拉动作用已经减弱。2012年初步形成了经常项目顺差、资本项目逆差的格局，但是2013年又转为双顺差的格局。在不同的发展阶段调节贸易条件也是调节国际收支的有效手段，由于近些年的贸易条件持续恶化，跨时效应减少了居民的当前消费并导致了经常项目的持续顺差。因此，改善中国的贸易条件，既可以增加中国的贸易利益，也是调节经常项目顺差的重要途径。同时，改善贸易条件，还可以通过跨时效应影响居民家庭的消费决策，增加当前的消费而拉动内需，有利于经济的稳定增长。影响贸易条件的因素众多，首先是汇率的变动直接影响到贸易条件的变化，其他因素包括劳动生产率的变化、产业结构、进出口商品结构、进出口商品需求弹性的大小、关税等因素也会影响到贸易条件，贸易条件受到众多复杂因素的影响。因此，可以通过不同途径改善中国的贸易条件，以拉动经济，调节国际收支。参考文献:[ 1 ] Bardhan, P. K. Optimum F oreign Borrowing. In: K. Shell, ed. ,Essays in the theory of optimal economic growth, MIT Press , Cambridge , MA , 1967. [2]Bruno, M. Trade, Growth and Capital. Working Paper, MIT Press, Cambridge, MA,1970. [3] Hamada, K. Optimal Capital Accumulation by an Economy Facing an International Capital Market. Journal of Political E›conomy, 1969 ,77 : 684 -697. [ 4] Buiter, W. H. Time Preference and International Lending and Borrowing in an Overlapping Generation Model. Journal of Political Econmy, 1981,89: 769 -797. [5] Obstfeld, M. Aggregate Spend ng and the Terms of Trade: Is There a Laursen -Metzler Effect? Quarterly Journal of Eco-nomics, 1982 ,97 :251 -270. [ 6 ] Sachs, J. The Current Account and Macroeconomic Adjustment Process. Brookings Papers on Economic Activity, 1981 ,1 : 201 -268. [7] Svensson, 1. E. O. and Razin, A. The Terms of Trade and the Current Account: The Harberger -Laursen -Metzler effect. Journal of Political Economy, 1983,91 :97 -125. [8] Campbell, 1. Y. Does Saving Anticipate Declining Labour Income? An Alternative Test of the Permanent Income Hypothe-
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