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user: 5. 实证分析 前文分析表明，即一国经常项目余额等于私人部门储蓄投资缺口加政府部门储蓄投资缺口之和，用公式表示： C A = ( S P − I P ) + ( S G − I G ) 根据公式，我们将储蓄投资缺口分为政府部门储蓄投资缺口和私人部门的储蓄投资缺口。其中政府部门的储蓄投资缺口计算口径保持不变，但私人部门的储蓄投资缺口是由企业部门的储蓄投资缺口和住户部门的储蓄投资缺口合并而成。 5.1. 模型设计 从资金流量表上看，由于大部分住户部门的储蓄会通过金融机构转化为企业投资，住户部门储蓄加非金融企业储蓄(收入)与金融企业的储蓄(收入)，减去住户部门的投资加非金融企业投资与金融企业的投资，就是私人部门的储蓄投资缺口。同时，由宏观经济储蓄投资恒等式可知，全社会新增固定资产投资归根结底来自企业、住户与政府三部门的储蓄，无疑会影响经常项目余额，所以我们在实证分析经常账户余额时，将考察期每年的新增固定资产投资也纳入模型。这样，我们在借助Eviews软件实证分析企业、居民和政府三个部门的储蓄投资缺口对经常项目余额的影响时，就要采用多元回归的计量模型，即： c a t = b 0 + b 1 g g t + b 2 g p t + b 3 n i t + μ t 其中， c a t 为被解释变量，表示中国的经常项目余额； g g t ， g p t ， n i t 为解释变量，分别表示一国政府部门的投资储蓄缺口、私人部门的投资储蓄缺口和全社会新增固定资产投资； μ t 为随机扰动项。样本期为1992年至2017年，样本数26。具体变量描述见表1。 5.2. 因果关系检验 若同时考虑模型的序列相关性和赤池信息准则，我们发现5阶滞后的检验模型不存在1阶自相关性，AIC的值也比较小。因果检验结果如表2所示： Table 1 Variables’ definition and descriptio 变量 变量描述 预期方向 ca 经常项目余额 gg 政府部门储蓄投资缺口 + gh 私人部门的储蓄投资缺口 + ni 全社会新增固定资产投资 + 表1. 变量设定与描述 数据来源：Wind；ca、gg、gp资金流量表，由著者自己整理算出。 Table 2 Statistics of Granger causality tests on 5 lags lengths of variable Pairwise Granger Causality Tests Date: 08/02/20 Time: 20:29 Sample: 1992 2017 Lags: 5 Null Hypothesis: Obs F-Statistic Prob. GG does not Granger Cause CA 21 3.00756 0.0651 CA does not Granger Cause GG 2.16600 0.1397 GP does not Granger Cause CA 21 2.90829 0.0709 CA does not Granger Cause GP 1.49426 0.2749 NI does not Granger Cause CA 21 1.95833 0.0711 CA does not Granger Cause NI 21.9051 4.E-05 GP does not Granger Cause GG 21 3.03548 0.0636 GG does not Granger Cause GP 1.87686 0.1856 NI does not Granger Cause GG 21 1.51732 0.2684 GG does not Granger Cause NI 1.71699 0.2182 NI does not Granger Cause GP 21 1.81892 0.1967 GP does not Granger Cause NI 7.30382 0.0040 表2. 滞后长度为5的格兰杰因果关系检验 从检验结果可知，政府部门的投资储蓄缺口gg、私人部门的投资储蓄缺口gp和全社会新增固定资产投资ni是经常项目余额ca的格兰杰(Granger)原因，反之不成立：私人部门的投资储蓄缺口gp是政府部门的投资储蓄缺口gg和全社会新增固定资产投资ni的格兰杰(Granger)原因，gg、gp、ni与ca不构成双向因果关系，决定中国经常项目余额变化的主要因素是政府部门投资储蓄缺口、私人部门的投资储蓄缺口与全社会新增固定资产投资。 5.3. 协整检验与长期均衡方程 为了避免出现伪回归，需要对时间序列数据进行单位根检验以判断各序列的平稳性。经检验，各变量原序列均不平稳，存在单位根。经过一阶差分ADF检验结果显示，各变量在1%显著性水平下均为一阶单整，具体见表3。 Table 3 Results of unit root tests of variable Dickey-Fuller test Test Statistic 1% Critical Value 5% Critical Value 10% Critical Value p-value for Z(t) 结论 ca −0.616351 −2.660720 −1.955020 −1.609070 0.4402 不平稳 gg −1.520393 −2.664853 −1.955681 −1.608793 0.1179 不平稳 gp 1.294830 −2.660720 −1.955020 −1.609070 0.9461 不平稳 ni −0.405508 −2.660720 −1.955020 −1.609070 0.5271 不平稳 d(ca) d(gg) −4.783218*** −4.394309 −3.612199 −3.243079 0.0043 平稳 −3.078002*** −2.664853 −1.955681 −1.608793 0.0036 平稳 d(gp) d(ni) −3.341705*** −2.664853 −1.955681 −1.608793 0.0018 平稳 −6.104455*** −2.664853 −1.955681 −1.608793 0.0000 平稳 表3. 各变量单位根检验结果 注：***表示在1%的显著性水平下拒绝原假设，**表示在5%的显著性水平下拒绝原假设，*表示在1%的显著性水平下拒绝原假设。 既然原序列ca、gg、gp、ni经平稳性检验均为一阶单整，说明它们满足协整检验的前提，可以采用普通最小二乘法进行回归估计，结果表示成公式(1)： c a t = − 45.712 + 0.146 g g t + 0.143 g p t + 0.013 n i t     t = ( − 1.442 ) ( 22.347 ) ( 36.513 ) ( 11.212 ) R ¯ 2 = 0.9534 D W = 1.834 F = 95.179 L M ( 1 ) = 0.211 (1) 对公式(1)估计残差序列E进行单位根检验，结果如下： Table 4 Results of unit root tests of regression residuals series Augmented Dickey Fuller Unit Root Test on E Null Hypothesis: E has a unit root Exogenous: None Lag Length: 0 (Automatic - based on SIC， maxlag=5) t-Statistic Prob.* Augmented Dickey-Fuller test statistic −4.409392 0.0001 Test critical values: 1% level −2.669359 5% level −1.956406 10% level −1.608495 表4. 回归残差序列E单位根检验结果 由表4可知：ADF = −4.409392，小于不同检验水平的3个临界值，因此残差序列E是平稳序列。从而判定经常项目余额、政府部门投资储蓄缺口、私人部门的投资储蓄缺口与全社会新增固定资产投资之间存在协整关系，其对应的长期均衡方程就是模型(1)。 图5显示了模型(1)的拟合值与实际值的拟合效果以及模型的预测效果。 方程(1)表示从长期来看，政府部门的储蓄投资缺口每增加一个单位，经常账户余额增加0.146个单位；私人部门的储蓄投资缺口每增加一个单位，经常账户余额增加0.143个单位；全社会新增固定资产投资每增加一个单位，经常账户余额增加0.013个单位。 图5. 模型(1)的拟合值与实际值的拟合效果 5.4. 短期均衡：误差修正模型 既然已知原序列ca、gg、gp、ni之间存在协整关系，我们就可以建立误差修正模型，运用Eviews估计结果如公式(2)所示： Δ c a t = 100.257 + 0.100245 Δ g g t + 0.0611 Δ g p t − 0.0128 Δ n i t − 1.1306 e c m t − 1 t = ( 0.872 ) ( 3.615 ) ( 2.686 ) ( − 1.025 ) ( − 2.4113 ) R ¯ 2 = 0.5463 D W = 2.0226 F = 7.623 (2) 模型通过显著性检验，其中政府部门的储蓄投资缺口、私人部门的储蓄投资缺口的符号和长期均衡方程符号一致。在上面的短期修正模型中，全社会新增固定资产投资符号和在长期均衡方程中相反。误差修正项系数为负，符合反向修正机制。 模型(2)的实际值与拟合值的拟合效果及预测效果如图6所示。它反映了经常账户余额受政府储蓄投资缺口、私人部门的储蓄投资缺口与全社会新增固定资产投资影响的短期波动规律，为分析和预测我国经常项目余额提供了较好的理论模式。 图6. 模型(2)的实际值与拟合值的拟合效果 从回归结果(2)可以看出，政府部门的储蓄投资缺口、私人部门的储蓄投资缺口的短期变动对我国经常项目余额存在正向影响。政府部门的储蓄投资缺口、私人部门的储蓄投资缺口内每增加1%，短期内经常项目余额将依次增加0.1%、0.06%。全社会新增固定资产投资的短期变动对我国经常项目余额存在负向影响。全社会新增固定资产投资每增加1%，短期内经常项目余额将减少0.013%。此外，短期调整系数是显著的，这表明每年实际发生的经常项目余额与长期均衡值的偏差中的1.13%被修正。