如何购买贸易顺差

26-13。如何实现贸易顺差。 约瑟夫·E·加农与尼希塔·阿格拉瓦尔。2026年7月。 ABSTRACT. 本文表明，财政政策及净官方金融流量（包括外汇干预）是贸易（经常账户）失衡的重要驱动因素。政府每投入1美元用于财政盈余并投资于外汇资产，可提升该国约0.80美元的经常账户余额。其他因素也具有影响，包括趋势增长率、人均收入、外国资产存量以及人口老龄化。本文将先前研究（Gagnon and Sarsenbayev 2021）的时间范围延长了六年，并增加了约1000个观测值。研究结果与先前获得的结果大体相似。 约瑟夫·E·加农是彼得森国际经济研究所的高级研究员，尼希塔·阿格拉瓦尔是该研究所的研究分析师。 关键词：经常账户、财政平衡、外汇干预、官方金融流量 请注意：作者感谢Greg Auclair、Ariya Baldansenge、Menzie Chinn、Marc Noland、Arvind Subramanian和Cedric Tille提供的有益评论。所有错误和观点均为作者个人所负，他们的观点不一定反映彼得森国际经济研究所或其管理及研究人员的其他成员的观点。 引言 自唐纳德·特朗普总统连任以来，全球贸易失衡问题再次成为新闻焦点。中国的经常账户顺差正在上升，而美国的经常账户赤字则稳定在一个历史性的高位（Bayoumi and Gagnon 2026）。1 为了找到解决失衡问题的正确政策，理解失衡在多大程度上源于（1）国内外的政府政策；（2）各国之间其他可观察的差异；以及（3）可能反映有害扭曲也可能不反映有害扭曲的未解释因素，这一点至关重要。 本文估计了能够解释近一半历史失衡的模型，其中大部分失衡源于政府政策。具体而言，我们发现政府可以通过财政盈余和官方金融流动（如外汇干预）的组合来购买经常账户顺差。财政平衡每增加1美元，若投资于国外，则会使经常账户平衡提高0.50至1.00美元。另一方面，尽管特朗普总统声称关税对此有影响，但它们对失衡并没有任何可靠地显著的效应。 这些结果是在两个独立的统计框架下获得的：年度经常账户余额的国家面板回归，以及特定时点净外国资产存量或累积经常账户的跨国回归。 1特朗普总统关注商品贸易逆差，而大多数经济学家则关注经常账户余额。经常账户是衡量贸易最广泛的指标，记录了从外国人处获得的全部收入和支付给外国人的全部款项。它以商品贸易为主导，但也包括服务贸易、海外资本和劳动所获得的收入，以及向外国人提供的无偿转移。原则上，经常账户等于一个国家的储蓄与投资之间的差额。 2其解释力与其他领先模型相当，但这些模型通常包含更多自变量，而观测值则少于本文的模型。 年度经常账户回归分析 模型规格 公式1和2（如下）展示了Gagnon和Sarsenbayev（2021）的面板规格，其中希腊字母表示待估计的参数，国家用下标i表示，年份用下标t表示。 CAB和NPF分别是经常账户余额和净私人金融流量。FISCAL是周期调整后的财政平衡。NOF是净官方流量，指报告国公共机构以外国货币计价的资产和负债的取得和处置。4 NOS是这些官方金融资产和负债的净存量。MOB是Chinn和Ito（2006）提出的资本流动法律限制指数，已进行标准化处理。 3 与上一版规范的不同之处在于，一个将全球官方资金按各国货币在全球外汇储备中的份额分配给各经济体的变量，其统计显著性不再存在，已从方程1和方程2中删除。4 官方资金的主要形式是外汇储备的买卖。然而，公共部门借入外币被视为负的官方资金流动。主权财富基金（SWF）购买外国资产也计入官方金融流动。 映射到单位区间[0–1]，其中较高值表示对私人资本流动的限制较少。5 辅助变量（AUX）包括滞后MOB、相对于GDP的滞后净私人金融资产（NPS）、相对于GDP的净能源出口（ENERGY）、过去五年滞后实际GDP增长率（GROWTH）、相对于美国的滞后购买力平价（PPP）调整的人均GDP（RELGDP），以及老年抚养比10年期前值变化（AGING）。所有变量的定义和来源列于数据附录（第33页）。 最后，回归模型包含了一整套时间效应或虚拟变量，用于每个年份。这些时间效应提供了一种灵活的方式来模拟一个国家CA平衡对其他国家的影响溢出，其前提是这种溢出效应与各国名义GDP成比例。溢出效应反映了这样一种必要性：某些国家的顺差需要所有其他国家的等量逆差，反之亦然。6 公式1将经常账户表示为净官方流动（NOF）和其他变量的函数。系数β₁允许NOF对经常账户产生影响，而系数β₂则根据资本流动性的不同水平产生差异化影响。系数δ₁允许滞后净官方资产存量对经常账户产生影响，而系数δ₂则随着资本流动性的提高产生差异化影响。 公式2是对公式1中官方流量与经常账户之间联系的一种重述，它利用了国际收支平衡表（BOP）恒等式，该恒等式将经常账户与金融账户等同起来：CAB = NOF + NPF + 错误与遗漏。7 影响NPF的因素也会影响CAB。NOF有 5 MOB在所有回归中都存在滞后，包括交互项，即使交互变量本身没有滞后。MOB基于法律限制，因此可能被视为政策变量。但我们的看法是，MOB在不同国家和不同时间段上的差异反映了缓慢变化的制度性考量，而非易于调整的政策，用以影响产出或贸易平衡。6 数据中的遗漏和错误意味着该会计恒等式Err并不严格成立。时间效应隐含地吸收了全球经常账户差异的波动。7 我们忽略了资本账户，该账户规模微小，且反映了不寻常的W资本转移。 除通过NPF（假定为其负面影响）产生间接效应外，它还对CAB（系数为1）产生直接效应。所有其他变量仅在其也影响NPF的程度上影响CAB。 NOF的任何增加都必须与CAB的增加或NPF的减少的组合相关联，且这种组合的总和等于NOF的变化量。当NOF对CAB没有影响时（即β₁=0），它必须导致NPF等量减少。由于BOP数据中的误差和遗漏，这些回归分析并不完全相同。在估计β₁时，NOF测量误差导致的偏差在方程1中是向下的，而在方程2中是向上的，这有助于确定其真实值的范围，并使得两个方程的系数估计值的平均值成为减少测量误差影响的便捷统计量。其他解释变量的测量误差偏差在两个回归中通常都是向下的，但每个回归仍然提供了额外的信息，使得关注方程1和2的系数平均值成为必要。 方程式1和2包含了大多数解释变量与MOB项之间的交互作用。之所以包含交互项，是因为许多变量的影响可能会随着资本流动性的变化而变化。例如，当私人金融流动受到更多限制时（MOB较低），预计净官方流动对经常账户的影响会更大。换句话说，如果NPF无法响应NOF，那么CAB就必须变动更大。另一方面，人口结构或财政因素对国内储蓄和投资的影响，在资本市场限制较少时（MOB较高），可能会导致资本流动增加，从而造成更大的经常账户失衡。 一个关键的实证问题是官方流动对经常账户余额和净私人流动的潜在内生性问题。一方面，内生性变动可能源于在面临贸易或金融市场冲击时试图稳定汇率。另一方面，官方流动的外生性变动包括出于预防目的增加外国资产持有、为子孙后代储蓄资源收入、为经济发展而借款，以及通过提高净出口实现经济增长。 工具变量回归可以解决净对外投资（NOF）对经常账户余额和净私人流动的潜在内生性问题。挑战在于分离NOF的变化。 即不受同时驱动资本账户余额（CAB）和/或非储备资产（NPF）变化的冲击所驱动。有效工具必须反映储备积累的外生动机。本文使用的第一个工具是官方借款，这通常与开发项目相关，对汇率短期波动不敏感。8 第二个工具是对于拥有石油主权财富基金的经济体为净能源出口，对于其他经济体为0。第三个是过去三年中任一年发生银行危机的虚拟变量，旨在捕捉危机后重建外汇储备的意愿。9所有工具系数的符号和大小均合理。第一阶段R²值约为0.4，工具的偏R²值分别为NOF的0.29和NOFxMOB的0.14，表明工具具有合理的预测价值且未过度拟合。 回归结果。 这些回归涵盖了长达40年的时间，从1985年到2024年，涉及146个国家。该样本为Gagnon和Sarsenbayev（2021）的研究增加了大约1000个观测值，而该研究截止于2018年。与之前一样，许多国家存在一些缺失观测值，尤其是在样本的开端以及2024年。我们样本中所有国家的完整列表以及数据的详细描述（包括被排除的观测值）均提供在数据附录中。 表1（第8页）展示了回归结果。所显示的系数是方程1和方程2系数的平均值。系数标准误是CAB和NPF回归中标准误的平均值。10 R²统计量和数量 8 尝试使用经济合作与发展组织的发展援助承诺数据（包括总额和贷款）作为此工具的替代方案，但该数据在第一阶段解释力较弱，且当资金流入（MOB）较低时，在第二阶段导致对非正规部门就业（NOF）的系数出现不切实际的高值。9 该工具还包括这些变量T与资金流入（MOB）的交互作用，因为非正规部门就业（NOF）及其与资金流入（MOB）的交互作用都需要作为工具变量。使用平均标准误差的有效性基于两个系数之间存在完美相关性的假设。只要系数的相关性不是完美的，真实标准误差就会更小。因此，本文中的显著性水平是保守的。 我们之所以采用CAB回归（方程1）的数据，是因为我们关注解释经常账户，并希望与其他研究具有可比性。11 系数标准误对异方差和一阶自相关残差具有稳健性。显著性水平用一个星号（5%）和两个星号（1%）表示。 第一列是我们的基准模型，在剔除与MOB交互但统计上不显著的变量（FISCAL、NPS、MOB、ENERGY和AGING）的交互作用后得到。第一列中大部分剩余的交互作用在统计上显著（NOS、GROWTH和RELGDP）。我们选择保留NOF交互作用的部分原因在于它在表1的部分替代规格中显著，另一部分原因在于国际货币基金组织（IMF）的经常账户模型中NOF与MOB存在交互作用（如下文所述）。系数表明，当MOB=0时，FISCAL每增加1美元，经常账户增加0.30美元；NOF每增加1美元，经常账户增加0.31美元；当MOB=0.5时，FISCAL每增加1美元，经常账户增加0.42美元；NOF每增加1美元，经常账户增加0.42美元；当MOB=1时，FISCAL每增加1美元，经常账户增加0.53美元。12 与低流动性相比，高流动性下NOF估计效应更高是与前文结果最显著的差异，前文结果显示当MOB=0时NOF系数为0.66，当MOB=1时为0.33（Gagnon和Sarsenbayev 2021，表2）。随着MOB上升NOF效应增强与资本流动的逻辑相悖，资本流动应使私营部门能更好地套利官方部门金融流动的影响，从而对经常账户净效应产生较小影响。表1的其余列表明，当MOB=1时NOF系数高于MOB=0时的结果并非稳健结果（且在第一列中该差异不显著）。稳健的是，在MOB低值和高值下NOF均存在显著的正向效应。 表1.经常账户模型 第一列中其余系数与前一论文中的系数大体相似，仅有一点值得提及。首先，随着MOB从0上升到1，NOS系数的下降在新结果中更为明显；这种下降符合预期方向，且与NOF系数的异常模式形成对比。其次，在高流动性下GROWTH的负面影响约为前一论文中强度的一半。 各独立变量的影响均符合预期方向。净官方及私人资产存量较高倾向于促进经常账户，据推测是通过基础资产产生的收入流实现的。净能源出口对净国际投资头寸有适度提振作用。13 快速增长的经济体往往具有较低的净国际投资头寸，据推测是因为其投资率较高。人均购买力平价国内生产总值较高似乎在货币基数较低时减少净国际投资头寸，但在货币基数较高时则增加它。后一种效应是预期的效应，并且对于大多数观测值而言是起作用的效应，因为RELGDP的影响在货币基数大于0.35的值时为正，而回归样本中的大多数观测值都有MOB>0.35（中位数为0.54）。最后，人口中老年人口比例不断增长的经济体往往具有更高的经常账户余额，据推测反映了更高的储蓄率。 第 2 列展示了使用 NOF 的另一套工具变量的结果。在此回归中，工具