相对价格、收入预期与中国的经常账户波动——基于两部门跨期消费视角的实证研究，本文主要内容关键词为：中国论文,账户论文,视角论文,收入论文,部门论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
人民币汇率与我国经常账户顺差之间的关系，已经成为近年来国际金融学文献中争论激烈的关键性问题。人民币升值是否能够有效地逆转经常账户持续巨额顺差的趋势是争论的核心。对于这一点，目前尚未形成定论。 已有的关于我国经常账户动态路径与人民币汇率相关关系的研究，大致可分为两类。 第一类研究认为本币升值对于减少中国的经常账户顺差具有一定的作用。卢向前和戴国强（2005）认为马歇尔—勒纳条件在中国是成立的，刘荣茂、何亚峰和黄烁（2007）发现我国经常账户余额与实际有效汇率负相关，但实际有效汇率的影响弱于外商直接投资和政府支出，上述研究样本均截至2005年之前；董继华（2008）指出当一个考虑了有限出口供给弹性的修正的马歇尔—勒纳条件被满足时，本币升值在短期内可以导致净出口的下降；刘尧成、周继忠和徐晓萍（2010）基于冲击分解，说明实际有效汇率与人民币贸易余额之间存在负相关关系；梅冬州和龚六堂（2012）构建一个由家庭、企业、零售商和生产商构成的经济体，基于数值模拟说明一次性永久升值能够改善经常账户失衡。然而，近年来人民币汇率与我国经常账户之间的协同运动趋势，对上述观点提出挑战。2005至2008年，人民币兑美元汇率年均升值达到4.52%，但与此同时，中国经常账户顺差不降反升，由1324亿美元迅速攀升至4200亿美元（图1），与上述文献的结论恰恰相反。 第二类研究指出人民币升值对改善我国经常账户的长期顺差没有显著效果。叶永刚、胡利琴和黄斌（2006）的实证检验结果显示人民币汇率对贸易收支不存在显著影响；贺力平（2008）将贸易余额分解为一般贸易、加工贸易和其他贸易，分别检验后发现人民币汇率对贸易余额的影响是不显著的；黄志刚（2009）指出加工贸易部门的定价策略影响汇率传递到贸易余额的程度，当加工贸易部门采用外币定价时，汇率升值难以降低顺差；王君斌和郭新强（2011）的实证研究表明人民币汇率和经常账户余额之间不存在负相关关系，两者可能同时受到供给层面的正向技术冲击，造成人民币升值和贸易顺差的增加。 综合而言，上述两类文献均具有一定局限性。第一类文献的分析大多基于传统的弹性分析法，一方面，将产出抽象为同一种商品，不考虑可贸易品与不可贸易品的相对价格变化，从而忽略了由此导致的国内居民消费需求变动；另一方面，没有考虑消费者最优决策机制，且将分析限于当期之内，忽略了汇率变动的跨期影响，缺乏微观基础。第二类文献尽管通过实证检验指出了升值无法有效改善顺差，但并未对这一现象提出解释。 总体而言，汇率变动为何与经常账户顺差同向波动这一问题，目前尚未得到很好的回答。本文即是在这一领域所做出的尝试。 本文采用经常账户跨期分析法（the Intertemporal Approach to the Current Account），基于典型消费者的跨期最优消费决策，着重分析实际汇率等相对价格变动对一国居民最优消费的跨期（intertemporal）和期内（intratemporal）替代效应，从而揭示汇率和利率变动与我国经常账户顺差之间正相关关系背后的潜在经济含义。
与传统分析框架相比，20世纪80年代以来兴起的经常账户跨期分析法为开放经济宏观经济学的分析提供了重要的微观理性基础和跨期均衡视角。 理论体系方面，Sachs（1982）、Svensson and Razin（1983）等首先将跨期分析思想引入开放宏观经济学研究，Obstfeld and Rogoff（1995，1996）等则对跨期分析法进行系统性的表述，并从多个维度进行扩展。近年来，经常账户跨期分析法逐渐成为国外学者研究开放宏观经济学的主流分析框架。 实证研究方面，Sheffrin and Woo（1990）首先将基于向量自回归（VAR）方法的现值检验模型（Present Value Tests）与跨期分析框架相结合，为规范的实证研究奠定了基础。然而，简单的现值检验模型仍将产出和消费高度抽象为同一种产品。Bergin and Sheffrin（2000）对其进行了修正，将产出区分为可贸易品（tradables）和不可贸易品（nontradables），将实际利率和实际汇率等相对价格因素纳入跨期分析框架。其实证结果显示，对于加拿大和英国等经济体的经常账户波动，修正的现值检验模型具有较好的解释能力。此后一些文献在这一修正的框架下，考察了其他相对价格对经常账户的影响（如Bouakez and Kano（2008）以及Huang（2010）），或将其应用于更多经济体（如Campa and Gavilan（2011）对欧元区国家经常账户动态路径的分析）。 国内外文献中，使用跨期均衡框架对中国经常账户变动路径所作的分析较少。赵文军和于津平（2008）采用单一产品跨期均衡模型，从实证角度分析了实际资本存量、实际资本成本等因素对贸易余额的影响。韩剑和张二震（2009）分析了价格因素对经常账户余额的影响，但其研究基于年度数据，样本较小，且跨越价格双轨制时期和市场经济时期，实证结果的稳健性较弱。许少强和甘小芳（2010）采用简单现值检验模型，未包含相对价格因素，并且其构造季度数据的方法仍有较大改进空间。总体而言，如何在考虑相对价格的同时，更好地构造中国季度数据并采用适合中国实际的参数值，以有效检验跨期分析框架对我国经常账户波动的解释能力和稳健性，是不多的相关文献中尚未解决的问题。 本文借鉴Bergin and Sheffrin（2000）的理论模型以及Huang and Lin（1993）等的求解方法，将实际汇率等相对价格引入跨期均衡分析框架，构造修正的现值检验模型，在此基础上从实证角度分析预期收入和相对价格变动对我国经常账户变动路径的影响。 本文的贡献在于以下方面：首先，本文着眼于以往研究薄弱的消费层面，基于典型消费者的跨期最优消费决策，为分析经常账户问题提供了微观基础；其二，本文引入实际汇率变动带来的两部门相对价格变动，基于其跨期（intertemporal）和期内（intratemporal）替代效应，系统性地分析了实际汇率和经常账户顺差同向波动的经济学逻辑；其三，提供一种创新的构造中国季度宏观数据的方法，最大程度地避免了人为引入的波动对数据所含信息的扭曲，提升实证研究稳健性；其四，对研究所需的关键参数，均基于中国经济现实进行了估计，并采用多个代表性取值验证模型稳健性；最后，本文研究表明，预期实际汇率升值对我国居民消费的期内替代效应导致居民当期对可贸易品的消费相对减少，经常账户顺差上升，汇率变动对消费的影响可能是经常账户持续顺差的重要原因。 下文安排如下：第二部分，推导跨期均衡框架，并建立可用于计量检验的修正的现值检验模型（PVM）；第三部分，介绍季度宏观经济数据构造方案，并对模型关键参数进行估计；第四部分，进行实证检验和分析；第五部分，得出结论。 二、理论框架 （一）包含相对价格因素的跨期均衡模型① 假设我们所分析的国家（以下称“本国”）是小国经济，即商品价格和国际市场利率的接受者。本国生产两种商品：可贸易品（tradables）和不可贸易品（nontradables）；可贸易品可在国际间自由贸易，不可贸易品的国内消费等于国内产出。本国可以通过一种以可贸易品标价的债券与世界其他经济体进行借贷活动，劳动力不能国际流动。 假设本国由一个无限寿命的典型代理人构成，通过消费可贸易品和不可贸易品获得效用。典型代理人最大化其预期跨期效用函数进行消费决策：
典型代理人必须满足跨期预算约束：
实际汇率表示外国一篮子消费品相对于本国同样消费品篮子的价格，由两项因素所决定：贸易条件和不可贸易品与可贸易品的相对价格。随着全球贸易一体化程度加深，汇率变化更多反映在不可贸易品相对价格上（Rogoff，1992），因此本文采纳Rogoff（1992）、Bergin and Sheffrin（2000）等的方式，将商品区分为可贸易品和不可贸易品，着重研究表现为不可贸易品相对价格的实际汇率变化对跨期消费路径的影响。
（1）、（2）式建立了本文理论分析的微观基础：面临跨期预算约束的典型代理人的跨期效用最大化问题。 给定即期效用函数的具体形式为等替代弹性（CES）效用函数：
其中，σ为跨期替代弹性的倒数，σ＞0，σ≠1；α为可贸易品在最优消费中所占比例，反映消费者的期内偏好。 以下对上述效用最大化问题进行求解。 首先，采用Obstfeld and Rogoff（1996）③的方法，定义实际消费指数：
对（7）式进行对数线性化，可得：
式（9）反映世界市场实际利率和不可贸易品相对价格变化对总消费支出的影响。其一，当预期世界市场实际利率上升时，当期消费相对于未来消费变得昂贵，因此典型代理人以跨期替代弹性γ的比例将消费向未来倾斜。其二，不可贸易品的相对价格变动会带来期内效应和跨期效应。当不可贸易品相对价格预期将上升时，由于债券的未来支付额以可贸易品标价，因此以总消费篮子衡量的债券的未来支付额将会下降，从而使得总体相对价格
低于实际利率r，消费向当期倾斜，这一跨期替代（intertemporal substitution）效应的弹性为γ，将使预期未来消费增长率下降
；另一方面，可贸易品相对价格预期下降，则消费者会递延当期可贸易品消费，产生期内替代（intratemporal substitution）效应，从而当期消费支出减少，期内替代效应将使预期消费增速上升
。跨期替代效应和期内替代效应方向相反，整体影响取决于γ。假设不可贸易品相对价格预期上升，当γ大于1时，跨期替代的程度大于期内替代，总消费向当期倾斜；当γ小于1时，期内替代的程度大于跨期替代，总消费向未来倾斜。
的限制下④，求解（2）式，可以得到跨期预算约束的另一表达形式：
即当期和预期未来总消费的现值，等于当期和预期未来净产出现值与当期净资产之和。 采用Huang and Lin（1993）、Bergin and Sheffrin（2000）以及Huang（2010）的方法，基于一阶泰勒展开，对（10）式进行对数线性化⑤，可以得到如下形式的跨期预算约束：
其中，小写字母表示对应的大写字母所代表变量的对数，
（Ф表示当期和未来总消费现值），是一个略小于1的数，
为常数。 在稳态附近，相对于当期和未来总消费现值Ф，净国外资产B是一个非常小的量，此时Ω=1，（11）式可以简化为（在实证研究中通过对各序列的除均值操作，可以消去常数项
的影响）：
上式的经济学含义非常清晰：第一，当净产出预期增长时，为平滑消费，典型代理人将借入资源进行消费，从而导致经常账户逆差；第二，预期未来实际利率上升时，消费者将消费向未来倾斜，导致经常账户顺差；第三，当跨期替代弹性小于1时，实际汇率预期变动的期内替代效应大于跨期替代效应，预期实际汇率上升导致经常账户顺差；第四，γ的大小决定实际利率和实际汇率的相对重要性，γ越接近零，实际汇率的影响越大。 （二）实证基础：修正的现值检验模型 根据（12）式，经常账户本身即包含了消费者对未来净产出变动和总体相对价格的预期，同时，当期和滞后期的净产出变动和总体相对价格，也有助于典型代理人对这两个序列的未来值进行预测。因此，若以上时间序列均是平稳的，可以采用基于已知信息的向量自回归（VAR）模型对
和
序列进行预测：
如果预期收入变动、实际利率和实际汇率能够完全解释经常账户的波动，则有
，从而k=[0 1 0]。对这一结论的检验构成了严格形式的现值检验。 采用针对非线性约束的Wald检验可以从统计意义上对k=[0 1 0]这一原假设进行检验；对比经常账户的模型预测值和实际值的变动方向和动态路径，可以从经济意义上分析该理论模型对我国经常账户波动的解释能力。 （三）基准模型 特别地，为着重分析相对价格因素对经常账户的影响，构造仅考虑预期收入变动的“基准模型”。相应地，将上述同时包含相对价格和收入预期的模型称为“完整模型”。 假设总体相对价格
恒定不变，容易得到仅考虑收入变动因素时的经常账户余额：
基于（12a）式，以及与（13）式类似但不包含
的双变量VAR模型，可以构建类似于（14）式的经常账户预测值。 三、数据选取和参数估计 本文选取2000年至2011年期间的季度数据作为样本。2000年后，我国经济已从东南亚金融危机的外部冲击中恢复，并进一步融入全球分工，呈现日益开放的阶段性特征，经常账户顺差的波动成为这一阶段中国宏观经济的重要表现。 （一）季度消费（C）、净产出（NO）序列的构建 季度消费（C）：由年度居民消费总额，以当年各季度“社会消费品零售总额”占年度总额之比为权重，分配至各季度，并使用季度GDP平减指数剔除价格因素后获得。年度居民消费来自《中国统计年鉴》，“社会消费品零售总额”来自《中国统计月报》。 季度净产出（NO）：根据国民收入恒等式（
代表当期商品和服务净出口），可得
。基于季度商品和服务净出口总额（美元标价，数据来自《中国国际收支平衡表》），使用季度平均汇率（数据来自IFS）换算为人民币标价，并使用季度GDP平减指数剔除价格因素后获得NX序列，与上述季度消费（C）序列相加得到季度净产出（NO）。 季度GDP平减指数：根据国家统计局公布的季度名义GDP、实际增长率以及国际金融统计数据库（IFS）公布的2005年各季度GDP平减指数⑥构建。 季度消费与净出口（C、NX）均剔除人口增长因素。数据来自国家统计局。使用X-12-ARIMA方法对季度消费（C）和净产出（NO）序列进行季节调整。基于构造的季度消费和净产出序列，可以得到实证研究所需的Δno序列和构造的经常账户余额序列ca。 与已有文献中的数据选取或构造方法相比，本方法具有以下优点： 首先，与使用年度数据的研究（如韩剑和张二震（2009）等）相比，季度数据样本较大，且不必跨越经济特征迥异的多个时期，在准确性和稳健性方面均有所改进。 其次，与常见的季度数据构造方法（使用月度近似指标加总构造季度消费、投资和政府支出序列，如许少强和甘小芳（2010））相比，本方法：1.解决了上述近似指标年度总额与原指标存在较大差异的问题；2.常见方法涉及三项估计，而本方法仅涉及消费一项估计数据，避免人为引入的数据波动性，从而最大程度地保留了数据中的经济信息。 （二）总体相对价格
和参数估计 总体相对价格
涉及实际利率（r）、实际汇率（即不可贸易品的相对价格，p）的选取，以及跨期替代弹性（γ）和居民消费中可贸易品所占比例（α）两个参数的估计。 1.实际利率r、主观贴现因子β和实际汇率P 鉴于美元在国际定价中的优势地位，使用美国长期国债实际利率作为世界市场实际利率。以20年期美国国债名义收益率⑦（季度加权平均，数据来自美联储）减去预期通货膨胀率得到实际利率r；假设预期通货膨胀率即为当期美国CPI（数据来自IFS）。 设
为实际利率r的样本期平均值。由于模型去均值，因此β=1/（1+
），样本期间的β值为0.9946。 借鉴Rogoff（1992）以及Bergin and Sheffrin（2000）的方法，使用中国实际有效汇率（Real Effective Exchange Rate）指数（数据来自IFS）作为实际汇率P的近似。 2.可贸易品在消费中的占比α 参考Stockman and Tesar（1995）的分类思想⑧，将我国居民消费中的居住、交通通信类、文教娱乐和医疗保健类的大部分，以及其他大类消费中的服务性项目（饮食服务、衣着加工服务、家庭服务、其他服务等）作为不可贸易品，其他类别或项目作为可贸易品。 针对我国城乡消费结构不同的特点，分别估计城镇和农村居民年度消费中的可贸易品占比⑨，加权平均得出年度全部居民消费中的可贸易品占比，最后计算样本期内年度平均值得到α的估计值。数据来自《中国城市（镇）生活与价格年鉴》和《中国统计年鉴》。 样本期内⑩，可贸易品在消费中的占比（α）估计值为57.8%；农村和城镇居民平均分别为63.1%和54.0%；农村和城镇居民消费占总消费的比例平均为25.3%和74.7%。 3.跨期替代弹性γ 文献中关于跨期替代弹性的估计值及估计方法存在争论。早期文献采用两类估计方法，估计结果差异极大：从消费角度进行的估计表明美国消费者的γ小于0.1，并且不能拒绝γ为零的原假设（Hall，1988）；而从投资角度，γ被解释为相对风险厌恶系数的倒数，有意义的γ值应大于0.5，否则相对风险厌恶系数过高（Mehra and Prescott，1985）。此后诸多文献试图弥合这一差异。一方面，γ与风险厌恶系数之间可能并非简单的倒数关系（Epstein and Zin，1989），其原因可能是财富较低的消费者和财富较高的投资者之间偏好的异质性（Guvenen，2006）；另一方面，估计值极小可能是统计方法缺陷造成的，例如工具变量滞后阶数过短（Hahm，1998）或弱工具变量问题（Yogo，2004）；修正后的估计结果多在0.2至0.3之间，但一些估计值仍不显著（Gomes and Paz，2013）。总体而言，目前普遍接受的观点是：γ与相对风险厌恶系数之间不存在简单的倒数关系；γ的实证估计值均小于0.5，并且很难拒绝γ等于零的原假设。 针对我国跨期替代弹性进行的研究极少。陈国进和陈创练（2010）估计显示国内商品消费的修正跨期替代弹性为0.136；但其分析框架与本文不同。经常账户跨期分析框架的相关文献或不涉及γ的具体值（许少强和甘小芳，2010），或借用国外文献的估计（韩剑和张二震，2009），而与我国居民预算约束特征不符。 根据典型代理人跨期效用最优化的欧拉方程，在理性预期假设下，我们可以得到预期消费增长率与实际利率（事后）之间的关系（推导可参考Gomes and Paz，2013）：
其中α为常数项。基于（15）式，可以对我国居民的跨期消费替代弹性γ进行估计。 消费增长率
由上节构造的季度消费序列得出。我国居民储蓄的大部分仍为存款形式，因此基于储蓄存款利率计算
：名义利率采用1年期存款利率季度平均值；通货膨胀率为经季调后的CPI季度平均值。数据来自中国人民银行、国家统计局和CEIC。 为避免消费和实际利率同时决定这一内生性问题（Hall（1988），Gomes and Paz（2013）），以滞后2至4期的r和Δc作为
的工具变量（Hahn，1998），估计结果如表1。 γ的估计值为0.16且不显著。第一阶段回归
为0.38，表明不存在弱工具变量问题。较弱的显著性一定程度上与我国数据样本较短有关，但这一估计结果更大程度上反映了我国居民消费路径与跨期相对价格之间相关性很小这一事实。 出于稳健性考虑，在第四部分，还选取了多个已有文献采用的代表性取值，即0.1（与Bergin and Sheffrin（2000）的估计近似）、0.25（Campa and Gavilan（2011）对欧元区国家使用的参考值）和0.5（普遍接受的γ值上限），以验证模型对γ的敏感性和稳健性。 基于以上数据处理和参数选取结果，可以对理论模型进行实证检验和分析。为剔除理论模型中常数项的影响，将Δno、ca和
序列去除均值。 四、实证研究 （一）估计结果和统计检验 在进行VAR模型估计前，采用ADF方法检验时间序列变量Δno、ca和
的平稳性。单位根检验结果如表2所示。在5%的显著性水平上，各变量均拒绝存在单位根的零假设，从而可以认为Δno、ca和四种跨期替代弹性取值情形下的
均为平稳的时间序列。 根据（13）式，对于平稳的序列Δno、ca和
，估计一阶VAR模型回归系数矩阵A。基于估计的回归系数矩阵A，计算得到向量k的估计值，见表3。
如果未来净产出变动的现值和预期未来实际利率、实际汇率波动能够完全解释经常账户的波动，则经常账户实际值ca与模型估计值
应完全重合，即（14）式中的k向量值应为[0 1 0]。从k向量第2项的估计值可以看出，基准模型仅为0.4202，远小于1，而完整模型在不同的γ取值下均大于0.5；随着γ的减小，该项估计值由0.56上升至0.76，逐渐接近1。而k向量的第1项和完整模型的第3项（除γ=0.5的情形）非常接近0。完整模型的k向量估计结果更接近原假设，且γ值越小，估计结果与原假设越接近。
Wald检验结果（见表3）显示，对于跨期替代弹性的所有取值，完整模型均不能被拒绝。而且随着跨期替代特征的逐渐减弱（γ逐渐减小），Wald检验也更加难以拒绝模型成立的原假设，估计结果更接近实际值。我国γ估计值为0.16，完整模型能够较好地解释我国经常账户的波动性特征，且该模型在γ的合理取值范围内都是稳健的。 （二）实证结果的经济意义 对比完整模型与基准模型，通过考察
的波动性以及
与ca的动态路径匹配程度，可见包含实际汇率和实际利率波动的完整模型对经常账户波动的解释能力大幅提升。 1.模型预测值的波动性：绝对和相对度量 与基准模型相比，完整模型的预测值波动性更大，更接近实际波动性，显示实际汇率和实际利率因素有助于解释仅由预期净产出增长无法解释的那部分经常账户波动。
表4第3行显示完整模型的
指标均大于基准模型；且随着γ的减小，完整模型预测值的波动性更加接近实际值，标准差之比由γ=0.5时的56%，增加至γ=0.1时的77%，更接近1。mean（
/ca）指标应证了这一结论。特别地，当γ取估计值0.16时，预测值的标准差达到实际值的72%，预测值与实际值之比的样本均值也达到72%。 2.模型预测值与实际值的动态路径 图3报告了不同γ取值下的完整模型预测值
、基准模型预测值
'与经常账户实际值ca的对比。 基准模型可以对ca的波动方向做出正确预测（样本期内仅有1次预测方向错误）；而对波动程度解释能力不足。例如，基准模型预测了2000年到2004年间经常账户的震荡，以及2006年至2009年顺差增加到下降的过程，但在这两个子时段预测值波动幅度都大大低于实际值。该结果表明，若仅考虑典型代理人面临预期未来收入变动时的平滑消费动机，仅能解释ca波动的一小部分，其余部分需要预期净产出波动以外的因素来解释。
与基准模型相比，完整模型的解释能力明显增强。在不同的γ取值下，完整模型的波动方向同样与实际值基本一致，但其预测值均比基准模型更接近实际值；且跨期替代弹性越小，完整模型的预测值越接近实际值。这两个规律显示实际汇率和实际利率对ca波动具有良好的解释能力，其中实际汇率的期内替代效应是解释能力增强的主要原因。 在实际值波动较大的时期，完整模型的优越性更为明显。在ca剧烈波动的两个子时期（2000-2004，2006-2009）完整模型的预测值均更加接近实际值的波动程度。 而不同的γ值与完整模型预测准确性的关系，则在2006年至2009年1季度和2009年2季度至样本期末这两个子时段的动态路径中很好地反映出来。在前一个子时段内，γ取0.5时（图2左上），两者预测值差异不大；而当γ取0.16或0.1时（图2下），完整模型预测值则非常接近实际值。在后一个子时段内亦是如此。由于我国γ值很小，实际利率作用微弱，模型解释能力的提升大部分源于实际汇率升值带来的期内替代效应。 3.深入分析：升值与顺差的同方向协同运动 2005至2009年，我国ca顺差经历了先上升（05Q3-08Q4，期间有两次小幅波动）后下降（09Q1-09Q3）的过程（见图2）。与此同时，一方面，2005至2008年，随着人民币名义汇率升值，实际有效汇率也持续上升，由05Q4的103.49，快速上升至09Q1的124.02，由于我国跨期替代弹性为0.16，接近零，实际汇率的期内替代效应大于跨期替代效应，消费者预期未来不可贸易品相对价格持续上升，从而减少当期可贸易品消费，一定程度上增加了当期的ca顺差；同理，2009年后3个季度的实际有效汇率下降一定程度上导致了顺差的下降。另一方面，2004至2008年，我国经济经历持续高增长的过热阶段，GDP增速在10%以上，居民预期未来收入增速有所下降，从而为平滑消费，在此期间持续增加ca顺差；而09Q1起，由于受全球金融危机冲击，净产出增速超预期下降，居民对净产出增长的预期再次转为乐观，ca顺差迅速下降。实际汇率的期内替代效应，与净产出由持续高速增长到增速超预期下降共同作用，形成了这一阶段ca波动的特征。
本文将一国产出分为可贸易品（tradables）和不可贸易品（nontradables），将实际汇率等相对价格因素引入经常账户跨期分析模型。当预期未来净产出增长率将长期上升时，典型代理人为平滑消费，经常账户顺差将会下降，反之亦然。而当跨期替代弹性小于1时，预期实际汇率上升导致的跨期（intertemporal）替代效应小于期内（intratemporal）替代效应，典型代理人倾向于推迟可贸易品消费，从而造成经常账户顺差的增加。 本文构造我国季度宏观数据作为样本，避免了年度数据跨度过长带来的数据结构性变化问题，同时构造方法最大程度地避免了人为引入的数据波动性，增强了实证研究的稳健性。参数估计结果表明，我国居民消费中，可贸易品占比平均为0.578；我国居民跨期替代弹性约为0.16，且统计上并不显著。 本文基于修正的现值检验模型，对包含实际汇率和预期未来净收入变动的跨期分析模型进行实证检验。结果表明：一，不考虑相对价格因素，预期未来净收入变动对我国经常账户波动具有一定的解释能力，可以预测我国经常账户波动的方向，但波动的程度显著弱于实际值。二，同时考虑相对价格因素和预期未来净收入变动的模型，对经常账户实际波动的解释能力显著改善，且在跨期替代弹性的合理取值范围内，该结果是稳健的，显示实际汇率和实际利率变动是影响我国经常账户动态路径的重要原因。三，随着跨期替代弹性的减小，模型预测值更加接近实际值，且统计上更难以被拒绝。四，人民币实际汇率变化引发的期内替代效应，以及由此造成的消费倾斜，与净收入预期变化的共同作用，是2005年以来实际汇率升值幅度与经常账户顺差同向协同运动的重要原因。 感谢匿名审稿人的建设性修改意见，以及复旦大学张卫平副教授在论文修改过程中所提出的建议，当然文责自负。 ①本节理论模型来自Bergin and Sheffrin（2000），最优化问题的求解方法参考Obstfeld and Rogoff（1996），求解过程中采用的对数线性化方法参考Huang and Lin（1993）以及Huang（2010）。 ②此处“传统意义上的经常账户”（以英文大写CA1表示）是为与下文基于对数线性化方法所构建的经常账户（以英文小写cat表示）序列进行区别。 ③参考Obstfeld and Rogoff（1996），Chapter 4。 ④横截条件保证跨期预算约束问题可以求解，参见Obstfeld and Rogoff（1996）第65页的说明。 ⑤篇幅所限，在正文中省略了详细的计算过程，可向作者索取。Bergin and Sheffrin（2000）附录B中呈现的计算过程有误，建议同时参考Huang and Lin（1993）以及Huang（2010）的对数线性化思路。 ⑥IFS公布有中国的季度GDP平减指数，但其数值，除基年（2005年）外，与国家统计局以及世界银行（World Bank）公布的年度GDP平减指数相差甚大，因此需进行重新构建。本文构建的季度GDP平减指数与上述两个来源的年度平减指数一致。 ⑦长期国债收益率波动性较低，能够较好反映利率的长期走势，较少受到短期流动性和金融市场情绪的影响。 ⑧Stockman and Tesar（1995）基于OECD数据库的分类，将其中的“总租金、燃料和能源”与“交通和通信”两个大类作为不可贸易品的近似替代。本文的分类进一步详细至具体的消费项目。 ⑨农村居民消费仅大类数据可得，以居住、交通通信、文教娱乐和医疗保健类近似作为不可贸易品。 ⑩由于数据可得性和统计口径变动问题，该参数估计的样本为2003年至2011年。
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