第8期(总第却期)(句田司，) ，s..Þ-钱术但讲2014年s月h剧 cl Industrial TecbnoI咽calEoonor回c&货币供给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(新疆财经大学，乌鲁木齐83∞12) 〔摘要〕本文通过对经常项目的跨时现值模型进行扩展，将货币存量包含进了模型，并利用中国1如-2012年的时间序列数据对模型进行实证检验。实证结果农明，包含货币存量的扩展模型对经常项目差额的预测能力有了提升，模型功效得到了显著改善。经常项目的决定不仅依赖于国民现金流的变化而且依赖于货币存量的变化，快速增长的货币存量使得居民对未来货币供徐增加的预期进一步强化，导放了经常项目的增加。因此，保持合理的货币供始增这并增强货币政策的告示效应，是调节国际收支的有效途径。〔关键词〕垮时现，位模型经常项目差额波动货币存量囚)1:10.坦白I/j.阳∞4-910X.却14.由.017〔申图分类号) (文献标识码)A 引言也处于不断增长的趋势中，1982年的名义货币供给量胞为4283亿元，至1990年增长到中国的经常项目由80年代的小额顺差、逆差亿元，尤其是近几年货币供给量m快速增加，的交替变动，演变为自1994年以来的持续顺差，2朋年至2012年的广义名义货币供给量从29盯56尤其自2刷年以来，中国经常项目顺差的规模进亿元升至叨4149亿元，处于快速增长阶段。根据一步扩大，2∞8年的顺差额达到42侃亿美元，为对二者的简单的描述性分析，很难把握货币供给近年来的峰值水平，占GDP的比重也达到%。与经常项目之间的内在联系，本文在此借助于跨2阴阳2011年顺差额有所回落，至却12年，我国时现值模型探讨二者之间的内在联系规律。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的比重为%。长期1 文献综述的巨额贸易顺差，不仅增加了中国与相关国家的经常项目的跨时均衡分析在1980年代早期开贸易摩擦，也给国内经济的发展带来了一系列的始出现，Buiter (1981 )[1]、Obstfeld(1982 )[2]、4负面影响，影响到国内物价、资产价格以及产业句chs(1981)[3]、Svenssonand Razin (1983) []等人转型升级等。长期的顺差额也积累了大量的外汇已经开始运用跨时均衡分析方法对经常项目进行储备，并且大幅累积的边际收益已经不及边际成研究。早期的对经常项目的跨时均衡分析的经验本。在当前内外部环境错综复杂的情况下，政府研究集中于经常项目基本动态方程的研究，ωnp部门仍然延续着扩内需、促平衡的思路，促进国际bell (1987)[S]和Campbelland Shiller (1987)[6]的方收支基本平衡仍是主要政策取向，促使国际收支基法论使得对经常项目的跨时均衡研究演进到对跨本平衡的任务仍然十分艰巨。因此，探讨经常项目时现值模型的研究。建立现代完整分析框架的则差额变动的决定因素，对于调节中国的国际收支并是Obstfeld和R咿，ff(1996) [7] ，他们建立了一个不制定恰当的宏观调控政策具有积极的意义。断被后续研究扩展的理论框架，他们的理论框架与此同时，中国的名义广义货币供给量M2中既包含经常项目的基本动态方程及其扩展，也收稿日期:2014-啊'-{17基金项目:黯.财经大学中亚经贸研究院立项课题{课姐编号:2012ZY63∞10) i新疆财经大学憾士科研基金项目{课题编号:2013四19)。作者简介:周亚军，新疆财经大学中亚经贸研究院兼职研究员，新疆财经大学金融学院副教授，经济学憾士。研究方向:国际金融。一130一
第8期(总第m期) (Geneml, No.结0)二点钱术但讲2014年8月 Joumal of Industrial TeclmolOl cal ECOnOI回ω包括了基准的跨时现值模型的研究。此后，研究第四季的相关数据，运用该模型进行了研究，结者也将若干拓展变量分别引人了模型进行研究。果表明货币方法确实比基准模型要好，扩展模型Gruher (2则)[8]、Îscan(2002 )[9]、Kitamura在拟合日本和加拿大的数据时被拒绝，而模型对(2棚)[10]、Bou巾和Kano(2∞8)[n]分别利用消于其他国家没有被拒绝，表明包含货币的跨时现费习惯、耐用品和不可贸易品、股票回报、贸易值模型较好地拟合了实际的经常项目的动态路径，条件等变量对现值模型进行了扩展，并对扩展模货币在解释经常项目的差额波动时确实扮演了一型进行了实证分析。个重要的角色。运用跨时均衡方法研究货币对于经常项目影从国内学者的研究来看，韩剑，张二震响的研究成果不多。早期的Mundell-F1eming模型(2009)[18)对标准的跨时现值模型进行扩展，利用认为货币扩张之后，通过贬值实际汇率和本国支时变性利率替代了标准模型中的固定利率，并引出向国内商品的转移将产生经常项目盈余。在这人了汇率变量，研究结果表明扩展模型在解释中些早期的模型中，货币扩张后名义利率的下降阻国的经常项目披动有着很好的解释力。李海莲止了资本内流并因此需要经常项目的改善，后来的(2010)[19]建立了基于流动性约束的跨时动态均衡M-F模型认为如果有关于未来汇率升值的预期，模型研究了财政政策对中国经常项目的调控效果，那么资本仍有可能内流。通过把跨时特点包含进资研究表明财政政策在汇率政策退出的条件下，对产市场，扩展的M-F模型能够允许经常项目的恶于稳定中国经常项目的跨时波动具有一定的作用。化。然而，这些模型仍忽视了商品和劳动力市场的甘小芳、许少强(却10)[却]运用该模型研究了中、跨时效应，而这正是跨时方法所强调的。日、美三国的消费倾斜参数。如果把货币和价格刚性引人经常项目的跨时从目前研究进展来看，将货币存量引人跨时模型，那么货币的冲击也可以进行类似的分析。现值模型以研究中国的经常项目差额波动的研究Obstfeld and Rψ，，ff (1995)[12]阐明了货币政策的跨成果尚未出现，考虑到货币对经常项目的重要影时效应，然而这个模型从技资的变化开始推导，响，本文将货币存量这个变量引人经常项目的跨以便得到可处理的解析解，这不能不说是一个限时现值模型，以探讨扩展模型对经常项目波动路制。Nielsen(1991)[13)、阳sager(1988)[14)在汇率径的预测功效，研究中国的货币存量对经常项目贬值的条件下考虑投资，然而这些分析没有明确差额波动的影响。地将货币引人模型。Obstfeldand RogoIF 12)的模型2扩展的经常项目跨时现值模型内在地不同于M-F模型之处在于它使用了粘性考虑一个小的开放经济体，无限生存的代表价格，并且它是以垄断竞争为特征，这在分析货性经济人的终生效用函数U如下:币政策的效应时影响了它的结果的性质。Be晤nU =p{Zptu(CtMt)}(1) (1997)[15)使用了跨时方法研究了货币冲击对经常这里u(')是瞬时效用函数，假定是消费C、项目的影响，他推导出了带有前定性工资的两国实际货币余额M的增的、凹函数。p是主观贴现动态一般均衡模型。早期的M-F模型认为货币因子，E表示理性个人基于所有信息的预期。的扩张一定会改善经常项目，而当跨时的特点引假定该经济生产和消费单一的商品并自由地进资产市场之后，这个结论将发生变化。Be晤n和世界上其他经济体进行贸易，唯一的可交易的的模型认为当跨时的特征引人其他市场时，模型资产是消费指数化的债券。总资产积累的恒等式的预测将进一步变化，并得出结论，在模型参数可写为CAt=B川-Bt.并且当国内信用变化时，值的合理范围内，以邻为整地改善经常项目是不依据Obstfeld和Rogoff(1996)[7]发展的模型，储蓄可行的。Wengand chang (2制)[16]将货币变量引一投资平衡关系式可以写为:人了经常项目的跨时现值模型，利用加拿大，德CA+ M= (B-B-) + (M-M-) = rBt_l 国，日本，英国和美国19ω第一季度至2000年t t t t1t t1-131一
第8期(总第250期) (G四.. 250) 二点钱术任讲2014年8月 J侃malofh世ustrialTeclmolotrical Ec但lOIIIÍcs+ Y-C-G-~ -πMt-l = rBt_l + TB-πM-=St 必须承担通胀税的损失(πM-)。换句话说，国t t t tt1t1内信用的变化就像经常项目一样能够被利用来平滑-It-πMt-l (2) 这里Bt表示时间t时经济体的净国外资产存消费。如果方程(2)的实际货币余额保持不变，是国内是政府方程(2)就和基准模型一致了。把方程(2)中的量。~t==Mt-Mt-l’ YtGDP，Gt经常项目叫做铸币税调整的经常项目(Seigniorage 消费，It是净投资①，π是通货膨胀率，TB是贸t-adjusted)以区别于基准的经常项目模型(We鸣易余额，St是国内储蓄②。皿dα四毡，2α)4)[16]。方程(2)的左边是总资产的权累，右边是国代表性经济人面临的最优化问题是在跨时预民现金流(国民现金流为NO==Y-G-It)减去tt t 算约束条件(2)下最大化方程(1)中的效用函消费和通货膨胀税(πM-)加上来自于国外净资t1数U。假定等弹性效用函数，u( C, Mt) = (1-α) 产的利息收入(rBt-l)。它也意味着当代理人在tlnC+αlnM， 0<α< 1，则消费函数可以解出:时间t-l为了交易、预防性需求而持有M川时，ttC=工(B-+土Ef艺-L(NOM-MM+(1-对M+-)11 (3) ti1t t1-olr t l izo(1+r)i』jr) ，持有货币的成本就等于通货膨胀税。此外，η62(1+dl14) <0近似等价于p>R仅是名义利率，等于r+这里C表示消费的最优路径，。表示消费倾tπ)。如果货币效应q为零，则方程(5)退化为基斜效应。方程(3)表示最优消费是和永久的国民准模型。因此，方程(5)的重要意义在于，它把现金流减去国内信用的变化成比例的。从0的表经常项目与预期的货币存量联系起来，表明了预达式我们知道，如果ß>11(1 + r)，等价于p< r, 期的货币存量对经常项目的影响机理，即当一个这里p是时间偏好率，这就意味着。>1，反之则国家预期的国民现金流NO不变时，如果预期该t反是。也即是客观的世界利率r和主观的时间偏好国的货币存量增加，只要可>0，则预期的铸币税率p之间的差异决定了是否选择消费倾向于现在调整的国民现金流将要下降，它会表现为经常项(8< 1)或未来(8)1)。如果。=1则经常项目中就目的盈余，反之则表现为赤字。方程(5)表明经没有消费倾斜的成分。定义不含消费倾斜效应，经常项目是非常好的一个关于未来的铸币税调整的铸币税调整的最优消费平滑的经常项目为:国民现金流的预示指标。CA!"==rB_+飞-Gt-It-~t-π:Mt-l-OC= t1 t 3 计量经济模型与实证研究GNP-G-It -~t -πMt-l -OCt X!" -—C(4) t t t 计量经济模型这里国民总产出GNPt==Y+rB卜1，经铸币税t按照Campbell和Shiller(1987)阳的方法论，调整的国民可支配收入定义为X;n= rB川+飞为了估计这个最优化的经常项目，首先估计一个Gt-It-~t-πMt-l。从方程(2)，(3)和(4)，非限制的VAR，包含，~t和CA!"等变量。t经过一些运算可以得到:[m1[+11hhltllE1 CA;n = -E( ~ 11 ~ _\;+-~t+iJ) (5) ti 蝴1=…剧11+斗(6)tlizI(1rY/ CA;n J L4、1仙也CA;n-1 J L E3t 这里6NO+ti= NO++-NO+，并且η=1-ti1 ti更紧凑的形式可以写为:[ (1-πM自(1+ r) ]。把可称作"货币效应"。只要z. =A Z.-1 + Ut π< 1，则可〈π等价于p>r，这里π是通货膨胀这里Z't== [.~t CA;n], A是VAR的t 率。η〈π意味着，代表性经济人愿意花更多的钱系数矩阵，E.(Z.+ J =N Z., U，是扰动项向量。这以倾向于当前的消费(p>r)，由于存在货币效应而使得代理人希望在未来承担更小的通货膨胀损里CA;n是如方程(4)中的实际的铸币税调整的失，反之则反是。当然，如果η=π(也就是p=经常项目的平滑消费成分。由跨时现值模型的检一132一
第8期(总第细期)」民þ.载术但讲 (General, ) 2014年8月 J∞mal of lndustriaI Teclmolo悟.calEconomiω 验原理可知，CA:"必须是负的ßNO的格兰杰原年度世界利率水平，最后取均值。相关数据来自t因，例如，如<0。其次，如果名义利率大于时于OECD统计数据库。经铸币税调整的国民可支配收入由下式x:"间偏好率，R=r+π>p，则CA:"是正的ðM的格t兰杰原因，也就是也>0。否则，如果R=r+π〈=G NP} G-I- M-πMt-l计算得出。实际的经tt 1 t p，也就应该是负的。CA:"是预期的未来的铸币税铸币税调整的经常项目的平滑消费的成分CA:"=调整的国民现金流(ßNO川-枫+;)的加权总和x:"-饨，其中。为消费倾斜参数，其估计见下的最优预测。文。计算出的经铸币税调整的经常项目的平滑消只要估计出了VAR模型的参数，就可以根据费的成分CA:"经过GDP缩减指数调整。方程(5)求出最优化的经铸币税调整的经常项目 实证检验过程及结果的估计值: 分析协整关系以估计消费倾斜参数C´:" =K ’Z. (7) 由于我们的VAR模型中的CA:"军rBt_l+飞-即理论上来说，CÂ:"=CA:"，GI-It-ðM-πMt-l -OC= GNP-G-It -1t t t t其中K'= -[g’l -穗'2JßÂ(I-ßÂ)-1(8) πM川-OCt=X:" -OC，所以首先要求出消费倾斜t这里的=[1 0 0]，的=[0 1 0] 参数。。估计思路如下(1)检验CA:"、对与Ct方程(5)的无限求和因此是:的平稳性，并检验CA:"与CA，是平稳的时间序列，r NOtl xr与Ct为一阶平稳时间序列。(2)通过XF与CtC´:"= -11η0][队][I - ´] -11叫|的协整检验来估计消费倾斜参数。。根据方程CA:"L CA:"J =对-饨，左边如果是平稳序列，那么右边也是这里I是一个(3x 3)单位矩阵，CAF是模型E平稳序列，表示写与Ct为的组合是平稳的。则关于铸币税调整的经常项目的预测，可以把它和方根据协整的原理，它们之间至少存在一个协整方程(4)中的实际的铸币税调整的经常项目的平滑程，协整系数向量为(1，-6)0(3)根据消费倾斜成分进行比较。因此，为评估模型的功效，首先检甲。参数。，将其带人到方程CA:"=X:"Ct得到CA:"，验假设模型的约束条件向量K'= [0 0 1J是否成再由CArCA= CA:"求出倾斜性经常项目余额-t 立。CAro 数据的构建本文以1982田2012年的年度数据为研究样表1ADF单位根检验结果本，数据说明如下:检验形式1982-2012年中国当年价计值的年度消费数变量ADF值P值(CTL) , ,据、GDP年度数据、GNP年度数据、政府支出数(CT2) '叨9,,x:" 据，投资数据，皆来源于OECD统计数据库。国** 在~( ,,1) O.αω3 民现金流由GDP减去投资和政府支出计算，算出(CT2) '叨 G , ,国民现金流之后经过GDP缩减指数的调整换算为川¯4 (CO,,1) ∞实际值③。通货膨胀率π采用各年的CPI指数，**骨~m 明(00,,1) .αXH 数据来源于OEω统计数据库。货币存量m的数X>5**骨`NO(:却,1) o.αt ,据来源于中经网统计数据库和历年的《中国统计( ,1) O.但26**´Mt ,年鉴》。注:(1) (C，T，L)分别代表常数项、趋势项和滞后的阶数。(2)世界利率:将G7经济体各国的短期名义利H备、H、骨分别表示以1%、5%、10%的显著水平拒绝零假率用CPI进行调整，得到实际利率，并按照各国ID设。(3)CA.、ð.NOI' .M. ~ VA R中所使用的变量，这里表示对的GDP占G7经济体GDP的比重，加权计算出各变量经过除趋势之后的检验。
第8期(总第250期) (Ger回司.) ，s..Þ-钱术任讲2014年8月 J创malc:l Indus创alTeclmol明ω1Economi明由表1的ADF检验结果可知，经铸市税调整势@。表1中报告的这3个变量的单位根检验是的国民可支配收入X~、消费C都是非平稳的时t除趋势之后的检验结果。间序列，而其一阶差分都是平稳的时间序列，都现在来检验哥E和C之间有无协整关系，这t具有1(1)特征。对于VAR模型中包含的变量，里采用Johansen检验的迹检验和最大特征根检验，、检验之前还需对变量进行预处理，如果变量的时检验结果见表2和表3。根据LR值、FPE值、间趋势项显著，则对其进行除趋势，这里对国民AIC值、sc值和HQ值，这里Johansen检验选择现金流的差分、货币存量的差分矶、经铸的滞后区间为1町4阶滞后。t币税调整的经常项目CA~3个VAR中的变量除趋表2Johansen协锺检验结果之一非约束的协整秩检验(迹检验)HO:协整方程数量特征值Trace统计量临界值Prob** 没有铃归 0.(以万 至多1个 立) 0.(闭)2非约束的协整秩检验(最大特征根检验)Prob餐费HO:协整方程数量特征值M缸-Eigen统计量临界值没有焚 14.却4ωo.仪丑。至多1个 ω'56 o.【以)2注:骨表示在5%的显著性水平上拒绝零假设根据Johansen协整检验结果，迹检验和最大整关系，故可以认为在5%的显著性水平下，变特征根检验都表明在5%显著性水平下有一个协量对和C之间有且仅有一个协整协整关系。t表3Johansen协整检验结果之二协整方程对数似然函数值闹闹521标准化的协整系数对c. 1.αX阳)) (0.创1侃)调整系数(括号内是标准误差)-0.臼0171() (0.倒(67)协整系数向量为(1，)，这表明，考虑HQ准则，本文建立的VAR模型的最佳滞后阶数了货币存量以及铸币税效应，中国的消费倾斜系为1。我们已经得出了经常项目中的两个成分，数为根据CA:，，=~m_饵，就可以计算出在VAR模型中使用的是经铸币税调整的经常项目经铸币税调整的经常项目的平滑消费成分CA~，的平滑消费成分CA~，当我们用现值模型对CA~以及经常项目中的消费倾斜成分cd。预测之后，再加上倾斜性CA'f，就可以与实际的CA进行图示的比较。表4报告了VAR模型的估 VAR系统的估计根据模型(6)，建立由剧Ot、ßM和CA~组计结果。t由跨时现值模型的检验原理可知，CA~必须成的VAR模型。在估计VAR之前要确定VAR模是负的的格兰杰原因，这里的估计结果为型的最佳滞后阶数。根据AIC准则、SC准则和t-134一
第8期(总第细期) (Gen田111，) ~~教术但讲2014年8月 J创.unalof Industrial TechnololriωlEcooomics 4>t3 = < 0，而且统计上显著，符合理论所消费者的时间偏好率，即Rær+π>p。这表明~m是预期的未来的铸币税调整的国民现金流预示。其次，这里的CA~是正的叫的格兰杰原因，因为他=>0。表明名义利率大于中国(ð.NO+广可iMt+i)的加权总和的预测。t表4包含货币存量的VAR模型估计结果m 变量 NOA盹t 腿 NO(-1) () () (但)t [脱][ -4.刷68][] O.α247妇臼~93-0.α>4842 A盹(-1) () () (ω5) [0.将由7][ ] [ -0.ω5臼]筑} 侃CAtm (-1) (侃34)() (侃99)[ -2.归部2][臼53][4.始463]由却 C () (坦)() [ -0.剑出3][ -0.四715][ -0.自妞]2 却n3调整的 :剧 F -Btatistic 泊 α福。I唱监到4-288’<1621 Akaike AIC Schwarz sc 臼 18.α泪。158注:表中估计的参数的下方的()内是估计标准误差，[]内是t统计量。根据上述VAR模型的系数估计结果，可以写出下列的矩阵形式: .NOt1-1 r 却1口H~脱叫|= 11 ´Mt-l 1 + 1 1 J C坷IJL -0.∞5 JL CA巳1J L 在计算约束条件向量K'之前，还需要确定货K'~，这里向量Z't= [ .NO´Mt CA:"]，代入K't 向量可以得到模型预测的数据，再加上单位根检币效应η的大小。由。r ，我们在上可æ(1+r)(1-ß)验之前除去的趋势项，再加上倾斜性CAL就可文中已经计算出。=0.饵，世界利率r取，以得到模型预测的经铸币税调整的经常项目。可以计算出自=，由ß=11(1 + p)可知p= 模型功效的评估。再由货币效应η=1-[(1-π)徊。+r)], 为了便于比较扩展模型与基准模型的功效，其中π取各年CPI的均值，最终可得货币这里也列出了不包含货币存量的基准模型(仅包效应η=。含净产出的差分、经常项目两个变量的现值模型)K'向量的理论值应该为K'=[ 0 0 1]，这里的检验结果及其图示。包含货币存量的跨时现值已经得到了VAR的系数矩阵A，根据式(8)，可模型与基准模型的检验结果见表5。以计算出向量K'，计算出的K'向量为K'-[ ]⑤。根据式(7):C¯:" = 一135一
第8期(总第2到期) (Gener世，No.经0)$..~载术任讲2014年8月 J创.una1of Industrial cal Economiω 表5包含货币存量的跨时现值模型检验结果表5报告了基准模型和包含货币存量变化的包含货币存量扩展模型的检验结果。对于基准模型，其K'向量基准模型的扩展模型的理论值应该为K'= [0 1]，而计算出的实际值t统计量 27.归2为K'=[ ]，实际结果与理论值不符。p-value o.α)() o.α)() 而且对约束条件K'向量进行瓦尔德检验的结果表预测的CA的标准差 明，正式检验完全拒绝了K'向量等于其理论值的预测的CA标准差/实零假设。由基准模型预测的经常项目路径见图 际的CA标准差比率中的CAFl曲线，其与由实际数据计算产生的经预测的CA与实际CAo.叹)2o.侠记常项目U走势对比见图1。的相关系数注:l统计量是指对约束条件向量K进行瓦尔德检验的统计量。25000 20000 15000 10000 5000 。-5000 1985 1990 1995 2000 2005 2010 |-←C孔→-CAF1I 图1基准模型预测值与实际经常项目波动路径对比图从包含货币存量的扩展模型的检验结果来看，式检验拒绝了包含货市存量的扩展模型。当然，理论上扩展模型的K'向量应该为K'= [0 0 11, 跨时模型的K'向量的值对样本数据的取值异常敏这里计算的K'向量为K'= [ 感，且检验条件过于严苛，还要结合图示比较、]，估计出的数值显著地不等于理论值。而标准差比率和相关系数来综合研判模型的功效。且从表5中的瓦尔德检验结果来看，对模型的正25000 20000 15000 10000 5000 o -5000 1985 1990995 200o 2005 2010 |一←CA一←CAF21固2包含货币存量变化的扩展模型预测值与实际经常项目走势对比固-136一
第8期(总第250期) (General, ) ~þ.裁术锥讲2014年8月 Joumal of Industrial Technol明ωlEconomics图2显示了包含货币存量变化的扩展模型预2012年虽然初步形成了经常项目顺差、资本项目测的经常项目CAF2和由实际数据计算产生的经逆差的格局，但是却13年又转为双顺差的格局。常项目U的波动路径。可以看出包含货币存量因此，保持合理的货币供给增速并引导公众的货变化的跨时现值模型的预测能力有显著提升，扩币供给预期有助于调节国际收支顺差。展模型预测的经常项目的波动性明显加大了，这中国的m近几年一直处于快速增长过程中，表明扩展模型的预测值更接近于实际经常项目的而陋的新增与贷款的增量及存量增量趋势保持波动路径。一致。一方面，央行应在总体上控制信贷的新增从表5报告的其他检验结果来看，扩展模型幅度，并综合运用法定存款准备金率、公开市场与基准模型相比，预测的经常项目标准差与实际操作等货币政策手段，使货币供给量及其增速保持在合理的范围内，提高居民经铸币税平滑的可经常项目标准差的比率由提升为，预支配收入。另一方面，中央银行要进一步提高政测的经常项目与实际经常项目的相关系数由策透明度，使得市场主体能够正确理解央行的货o.佣2提升至。再结合图1与图2进行比较，币政策意图。在中央银行合理控制货币供给增速包含货币存量的扩展模型的预测功效确实有了较的同时，增强其告示效应，稳定公众的预期，避大的提高，扩展模型的预测值能更好地拟合中国免公众在偏差的预期下对其跨时消费平滑进行抉经常项目差额波动的路径。择，是调整中国国际收支的一个有效途径。4 结论及启示注释:本文运用经常项目的跨时现值模型研究中国①为简单起见，这里假定没有折旧。货币存量与经常项目的差额波动关系，得出以下②定义乌=飞+rB--~-Gt1t 结论:③O配D统计数据库的网址是h即:// (1)包含货币存量的扩展的经常项目跨时现homelO , 2987 , en_却49_2011自_tU_U，∞.h阳d值模型的正式检验遭到了拒绝，但与基准模型相④She岱inand W.∞(1990， pp. 246 -247)[21]说明了这比，模型的预测能力有了较大的提高，模型的预个原因:均值的预测主要依赖于代表性经济人假定，这里测值拟合实际的经常项目波动路径的功效增强。净产出的所有趋势将充分地内部化。这不允许一个国家在由于基准模型仅表明经常项目的决定依赖于国民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，总储蓄是正现金流的变化，本文对扩展模型的研究结果表明的，约束条件是不成立的。除趋势的另外一个原因在于除居民对货币存量增加的预期也是导致经常项目增趋势的同时也除去了经常项目中的预防性储蓄成分。加的重要决定因素。⑤计算约束条件向量，在E讨ews中的执行命令为:(2)从货币效应来看，可=，它反映了b啊剧。，rk= -(g'吁'2)* '四1祷肘@inverse在消费平滑的经常项目中货币存量变化的效应。(蕃a)。其中的、民为文中所界定的向量，a 由于经常项目是正的货币存量变化的原因，这说为VAR的系数矩阵，i为三阶单位矩阵。该命令行中的各明由于中国快速增长的货币供给量，导致了居民具体数值为所取的参数值或经过计算的参数值。经铸币税调整的可支配收入下降，而且由于货币参考文献增速过快，致使居民对未来货币供给增加的预期1 . Buiter, W. H.. Time Preference and International Lending and Borrowing in an Ove由ppingGeneration Model [J]. 进一步强化，导致了经常项目的增加。Joumal of Political Ec泪m町，1981, 89: 769 -797 本文的结论可以从货币供给层面为我国国际2. Obstfeld, M.. Aggregate Spendi鸣andthe Tenns of 收支的调整提供一些启示。当前促进国际收支平Trade: Is 四erea Laursen -Metzler回回?[ J]. Quarterly 衡仍然是主要的政策取向，2013年初的"两会"Joumal of Economics, 1982，叨:251-270 政府工作报告进一步提出了要改善国际收支状况，3.句chs，J..咀leCurrent Account and Macro悦。nomic坚持促平衡的调节思路。当前面临经济下行压力Adjustment pr∞晒[J].Brookings Papers on Economic Ac刷ty，加大的挑战，因此要加快转变经济发展方式，加1981, (1): 201-却8强对增长、就业、物价、国际收支等目标的统筹4. Svensson, . and Razin, A.. The Tenns of 兼顾。鉴于目前国际收支反弹的压力仍然存在。Trade and也.eCurrent Ac∞unt:咀leHarberger -Lam百en-Met-一137一
第8期(总第2到期) (Gen田岖.No.匀。)~þ.我术报讲2014年8月 Joumal of IndIlStrial TechnolOlrical Economiω 出:reffi回[J].Joumal of Po1itical F..coIlOOl}’. 19白，91:rn-13. Nie1sen, .. Current-ac∞unt回础。fa Devalu-125 ation in an (协副吨Modelwi也CapitalAccumulation [J]. 5.臼呻，bell，J. Y.. Does Saving Antici归leDecl面ngJoumal of忌xmomic助namiωandCon时.1991, 15: 5ω~ Inc<me? An Alternative Test of the Pennanent Income Hy-588 po出回i8[J]. Econometrica. 1987, (55): 1249 -1273 14. Riss伊，Ole. Devaluation, pr咄咄血tyand Inv，回·6. Campbf:组，J. Y. and Shiller, R. J.. Cointegration and ntent [J].岛m曲lIlVÏanJoumal of Economics, 1988, 20: 125 T甜甜esentValue Models [J]. Joumal d’ Political Economy, -139 19:盯，(95): 1062 -1侃815. Be晤n，.. Monetary Policy, Inv，田tn随时D严皿n7. Obstfeld, M. and R咽涩，K.. Foundati()[国ofhr阳naiω， and the hr怡阳np叫Approachto the Cmrent Account [R]. tional Macroeconooøcs [M].臼mbridge，MA: the阳rPress, Wor挝鸣P略到erSeries, -13, March, 1师7:1-却1现滔16. Weng, . and Cha吨，C. W.. Money and In›8. Gruber, .. A pr四entValue Test of Habits and由e阳temporalCmrent A跚跚缸明IndustrializedCoun阳[C]. Cmrent Account [R]. Jolms Hopkins University Worki鸣Pa咀le5也AnnualConference of Taiwan’s E:刃，nornicEmpiriω， 萨泪，November, 2α泊，17: 1-24 2α)4: 1时329. Iscan. Present Value 1ì销国ofthe Cmrent Account wi出17.齐艺莹，都俊赫.基于货币供需变动的我国货币队E副esConsumpti∞(J]. Joumal of hrterna阳uùM∞句and政策有效性研究[J].工业技术经济，2011, (6): 133-Finance, 2α珑，21: 385 -412 138 10. Kitamura.τhe Cmrent Aα:ount缸!dStock Returns 18.韩剑，张二震.基于跨时最优模型的中国经常项[J]. R舰archin hrtemational Business and Finance, 2盼，目差额波动研究[J].经济科学，2α卫队(6):50-57 23: 3但由32119.李海莲.论中国财政政策的经常项目跨期均衡效11. Bouak饵，H. and Kano, T.. Tenns’ of Trade and 用[J].中南财经政法大学学报，2010, (5): 62 -67 Cmrent Aα:ount F1uctuations:币leH缸bergerLaursen Metzler 20.甘小芳，许少强.中美日三国经常项目失衡原因回回Re丽时[J]. Joumal of Macroeω'nooù俑，却8，30: 比较研究[J].国际金融研究，2010，(11): 29-36 2ω-281 21. Sh晶缸，. and W，∞， .. pr四entValue 12. Obstfeld, M. and R咽涩，K..贸lehrtertemporal Ap›T础ofan Int缸阳nporalModel of the Cmrent Account [J]. pr四h切也CurrentAc∞皿[R].Na岳叫Bureauof Economic Joumal of International E:刃n俯首四，1现泊，29: 237町253Res饵rch(NBER) Worki鸣Paper，1995, A Study on the Money Supply and Fluctuations of China’s Current Account Balance 一一-B槌edon Intertempoml Present Value Model zh∞Yajun (Xinjiang University of Finance and Economics, Urumqi 83∞12， China) (Abstract) Thi8 Paper创幽幽蜘阳nporalpresent叫uemodel of cmrent account, integra闹出estock of 1OOney, and uses tim臼seri臼d刷ofchina企om1982 to却12toω叫田tempirical t回.咀le恼trestÙ饱showthat the extended n时elwhich includes也e8t∞k of 100ney has improved也p时ictiveah问ωcmrentaccount balance, the 刷刷'8efficscy is呻曲cantlyimproved. The也termination of current ac∞，unt depends not on1y on chan伊innati∞alcash flow but also on char电脑inthe money 8阳 rapid growth of the stock of 100n句mak臼theresidents further 8tr吨thenthe饵阳tationson the缸ture饵阴nsionof the 100ney 8upply, and rest ts in the in›crease d'由ecurrent邸count.咀lerefore，to maintain a reωonable grow由of1OOn句supply缸lder也ancethe 100neta巧poli叮缸mo田跚跚teffe也tsi8 an effective wayω吨回thebalance of paytnen恒.(Key words) inte血mporalpresent value model; current ac∞皿balancefluctuati唰stockof1OOn句(责任编辑:史琳)一138一
