“8·11汇改”对中国经常账户差额影响研究 *

2024-02-02 10:30王伟，温韫

中山大学学报(社会科学版) 2024年1期

王伟，温韫

一、引言

中国人民银行历年发布的《国际收支报告》均指出，经常账户稳健对中国外部平衡至关重要。一方面，过高的经常账户盈余不但会给中央银行带来巨大的冲销干预压力，还可能被国际社会指控为“货币操纵国”。另一方面，经常账户赤字的累积将会导致严重的外债负担，尤其是发展中国家的经常账户赤字往往成为货币危机和债务危机爆发的前兆。因此，在中国“推进高水平对外开放”和“守住不发生系统性风险底线”的双重目标下，经常账户平衡问题至关重要。但是，中国加入WTO 以来，曾面临较高的经常账户盈余问题，2007 年经常账户盈余占GDP 比重甚至达到9.9%，这不但形成了全球失衡现象（Bernanke， 2005； Caballero et al.， 2008），不断累积的低收益外汇储备资产还造成了中国巨大的投资收益率损失。而次贷危机后，中国经常账户盈余程度迅速收窄，现已常年维持在2%左右基本均衡的状态。因此，在中国失衡调整的过程中，哪些因素发挥了重要作用是一个值得重点关注的问题。

本文主要关注“制度型开放”——“8·11汇改”对中国国际收支失衡调整的贡献。在2005年“7·21汇改”后，虽然人民币汇率由“单一钉住美元”转变为“钉住一篮子货币的，有管理的浮动汇率制度”，开启了兑美元汇率长达约十年的单边升值趋势，但整体上依然属于“硬钉住”美元的汇率制度（Shambaugh，2004）。2015年“8·11汇改”后，人民币兑美元汇率从单边升值转为双边波动，且波动区间显著高于汇改前（王伟等，2022）。在Shambaugh 构建的汇率制度数据中也由“硬钉住”变为“软钉住”，说明人民币汇率制度选择更为浮动。在更加浮动的汇率制度下，经常账户失衡的调整会更加充分（Friedman， 1953；Obstfeld & Rogoff， 1996； Wong & Carranza， 1999）。因此，中国经常账户盈余收窄的过程中，汇率形成机制改革可能作出了重要贡献。

本文使用Hsiao et al. （2012）提出的回归控制法，量化评估“8·11汇改”是否促进了中国经常账户失衡调整。本文选择中国季度经常账户差额占GDP的比重为处理组，与中国进出口贸易之和占其GDP比重低于5%的15 个经济体的经常账户差额占比数据作为控制组，“8·11 汇改”为外生政策冲击。我们发现，“8·11 汇改”前，预测的中国经常账户反事实值能很好地拟合真实值；但“8·11 汇改”后，预测的中国经常账户反事实值高于真实值，平均处理效应为-2.07%，中国经常账户差额占比平均为1.84%，盈余程度显著降低。即如果中国不进行汇率形成机制改革，在2014 年美国走出次贷危机影响、退出量化宽松政策后，中国经常账户盈余占GDP 比重可能达到约4%。在更换控制组、加入宏观变量、安慰剂检验和使用合成控制法等稳健性检验中，“8·11汇改”后中国经常账户盈余显著下降的结论依然成立。

本文具体的安排如下：第二部分是文献综述；第三部分描述实证模型；第四部分汇报具体的实证结果；第五部分是结论与政策建议。

二、文献综述

经典国际金融理论认为，在浮动汇率制度下，国际收支的失衡会通过本国汇率升值/贬值产生的国内外商品相对价格变动而快速调节。但在固定汇率制度下，缺乏汇率的市场调整机制，名义汇率调整存在严重的名义刚性，中央银行采用外汇市场操作甚至冲销干预的方式应对国际收支失衡，会产生外汇市场压力，由此国际收支失衡调节速度较慢甚至会持续失衡（Blanchard & Giavazzi， 2002； Holinski et al.，2012）。即相对于固定汇率制度，浮动汇率制度更加有利于外部失衡调整（Friedman， 1953； Obstfeld &Rogoff， 1996）。

全球失衡的经验证据却表明，经常账户失衡的汇率调节机制并未奏效，选择浮动汇率制度的国家同样存在着严重的经常账户持续失衡现象。例如，美国是自由浮动的汇率制度，但是其经常账户却自上世纪90 年代以来长期高度逆差。由此，部分学者认为在金融全球化的背景下，金融市场的发达程度而非汇率制度选择才是经常账户失衡最为重要的影响因素（Caballero et al.， 2008； Mendoza & Quadrini，2010）。即全球金融发展水平的差异导致国际收支固化，因此汇率调节机制失效。

此外，也有学者认为各国储蓄—消费模式的固化同样是经常账户失衡的汇率调整渠道失效的重要原因。首先，Chinn & Prasad（2003）、Chinn & Ito（2008）提出了“双赤字”的观点，认为政府消费不会完全挤出私人消费，发现政府财政余额与经常账户差额正相关，美国持续性的扩张性财政政策能够部分解释全球失衡现象。其次，Bernanke（2005）提出了全球性储蓄过剩假说，认为以中国为代表的国家的高储蓄率是全球失衡形成的根本原因。于是，大量学者尝试解释中国高储蓄率的成因： Henriksen（2002）提出了人口年龄结构说，认为抚养比越低，储蓄率则越高，从而更容易经历经常账户的盈余，中国的“人口红利”可能是储蓄率居高不下、经常账户持续盈余的原因之一；Wei & Zhang（2011）、Du & Wei（2013）则认为性别比例失调导致中国大陆家庭部门储蓄较高；Song et al.（2011）认为低效率的国企反而能获得更多的银行信贷支持，而高效率的民营企业却难以获得银行贷款，这导致了中国企业部门的高储蓄；Guiso et al. （2006）、王伟等（2018）则指出美国强调消费及时行乐的文化和中国强调节俭的儒家文化导致了中美消费—储蓄模型的差异，并反映在经常账户上。

以上研究提出的金融比较优势、人口、信贷约束、文化因素等差异均是短期内难以改变的，由此导致的经常账户失衡问题也难以通过汇率变动等短期调节机制来改善。Chinn & Wei（2013，下文简称CW）也认为更加浮动的汇率制度并未带来更快的经常账户失衡调整速度。该研究使用170 个经济体1971—2005年的数据，发现汇率制度的浮动程度与经常账户向均衡回归的速度之间并无强烈稳健的单调关系，因此名义汇率制度选择与经常账户调整速度之间并无关联；并指出Friedman（1953）的假设是建立在金融开放程度比较低的前提下的，在金融全球化程度不断提高、跨境资本流动规模呈指数级别增长的时代，Friedman（1953）认为更加浮动的汇率制度导致更快的经常账户调整速度的观点不再适用。

但是，也有研究认为在全球失衡的背景下，浮动汇率制度依然是失衡调整的有力手段（Martin，2016； Ghosh et al.， 2013； Ghosh et al.，2019； Gnimassoun， 2015）。首先，Martin（2016）指出CW 研究方法的不足导致其结论并不可信。第一，CW 使用的是Levy-Yeyati & Sturzenegger （2005）构建的汇率制度数据，而不是对汇率制度划分更为详细的Ilzetzki et al.（2019）数据；第二，CW 的计量模型设定是先验的且未使用国家和时间固定效应；第三，CW 选择的控制变量使得汇率的调整机制模糊不清，同时忽略了一些潜在的特殊时期，如国际资本流动突然停止的影响。因此，Martin（2016）则利用180 个经济体1960—2007 年的数据重新进行了检验，证实了Friedman（1953）的观点，并发现更加浮动的名义汇率制度通过改变国际间的相对价格，影响消费者的支出渠道，从而调节经常账户失衡。

其次，Ghosh et al.（2013，2019）认为现有汇率制度测度方式的不足导致了CW 认为Friedman（1953）结论有误。Ghosh et al.（2013）使用贸易加权的双边汇率波动测度汇率浮动程度，发现汇率浮动程度与经常账户的动态调整密切相关；Ghosh et al.（2019）指出现有汇率制度的定义均建立在加总的多边数据的基础上，掩盖了国家之间双边关系的异质性，因此该研究构建了181个经济体1980—2011年的双边汇率制度数据，检验双边汇率制度与双边贸易失衡的关系，同样支持了Friedman（1953）的观点。

此外，Gnimassoun（2015）认为，上述研究缺乏对发展中国家的具体分析，且仅简单地使用经常账户差额衡量国际收支失衡。因此，该文考察了撒哈拉以南的非洲国家或地区的汇率制度选择与经常账户失衡之间的关系，并使用经常账户实际余额与中期预测值之间的差值度量失衡程度，发现浮动汇率制度能最有效地预防绝对的外部失衡，也支持了Friedman（1953）的观点。

以上研究深入地探讨了汇率制度选择与外部失衡之间的关系，但也存在着以下几点不足之处：第一，上述研究均未考虑和解决经常账户失衡与汇率制度选择之间存在的反向因果关系所导致的模型内生性问题，在经常账户存在持续性失衡的情况下，固定汇率制度可能难以维持，即外部失衡同样可能影响汇率制度的选择；第二，上述研究未能剔除金融危机等全球共同因素对经常账户失衡调整的影响，即次贷危机爆发后，全球失衡现象经历了强制性的调整，中国的经常账户盈余程度和美国的经常账户赤字程度均大幅收窄，要判断汇率制度选择对经常账户失衡的影响，无疑需要剔除这种共同因素的干扰；第三，上述研究均是使用全球面板数据对国际经验进行研究的分析范式，但是更加灵活的汇率制度对经常账户失衡的调整作用在各个国家或地区可能是不一样的，缺乏对中国问题的具体研究。

针对这些不足，本文使用基于面板数据的反事实方法，定量评估“8·11 汇改”对中国经常账户的冲击，论证更加浮动的汇率制度是否促进了中国经常账户失衡调整的问题，主要贡献如下：首先，“8·11汇改”为研究中国汇率制度选择是否影响经常账户失衡调整问题提供了一个准自然实验，从而避免现有研究中存在的内生性问题；其次，基于面板数据反事实方法的量化评估能有效地剔除国际金融市场等共同因素，降低全球金融危机等全球性共同因素对实证结果的影响；第三，与已有研究使用跨国面板数据得出普遍的国际规律不同，本文给出了汇率制度选择与经常账户失衡之间关系的中国证据。

三、实证模型

本文使用Hsiao et al. （2012）构建的回归控制法，原因如下。一方面，我们无法观察到假如“8·11汇改”没有发生时中国的经常账户情况，难以直接将其与已发生“8·11 汇改”的中国经常账户差额进行对比，来查看政策效应。另一方面，尽管各国的经常账户差额对汇率制度调整的反应不一定相似，但是各个国家或地区的经常账户差额均受全球共同性因素（如全球金融危机、国际货币体系中心国美国的货币政策等）的影响，在截面上具有相关性，可以用其他国家或地区的经常账户差额来构造中国经常账户差额的反事实组。具体模型设定如下：

设yit是各国或地区经常账户差额占GDP的比例，下标i表示国家或地区，t表示时间。

首先，假设各国或地区经常账户占比yit的生成过程遵循以下因子模型：

其中，Dit是一个二值变量。设定“8·11 汇改”政策干预在T1期发生，当t≥T1时，Dit= 1，表示yi在t时刻受到中国汇率政策干预；Dit= 0则表示yi在t时刻未受到中国汇率政策干预。ft为K× 1维可观测或不可观测的随时间变化的公共因子向量，β'i是1 ×K维随个体i变化的系数向量，αi是个体固定效应，εit是随机扰动项，且E(εit) = 0。

对于第i个个体中国（处理组）：

（i）当t≥T1时，DChina，t= 1，则可得：

（ii）当t＜T1时，DChina，t= 0，则可得：

（iii）如果可以知道t≥T1时中国经常账户占比未受政策干预的情况，则能得到中国经常账户占比的政策处理效应，当t≥T1时：

对于其他国家或地区（控制组），在任意时刻t，均有Dothercountries，t= 0，于是可得：

当t＜T1时，Dit= 0，我们有：

给定t，将所有个体i的方程叠放，可得：

假设存在向量A（1 ×N维），使得AΒ = 0。设中国为第1个个体，即中国的经常账户余额占比为y1t，并假设A =(1，-a)。上式两边同时乘以向量A：

把A =(1，-a)代入可得：

当t＜T1时，中国的经常账户占比未受到政策干预的影响，且E(εit) = 0，于是：

并且：

所以：

若Y是连续随机变量，例如在本文是经常账户余额占比，当t＜T1时可得：

由此，当t≥T1时，“8·11汇改”对中国经常账户余额占比的处理效应为：

为得到以上结果，参考Hsiao et al. （2012），我们作出第2—7个关键假设：

假设3：εt是平稳序列，其均值为0，方差为V，V是一个对角常数矩阵，εt=(ε1t，ε2t，...，εNt)'；

假设6：假定个体j 的特有组成部分与Dit相互独立，即对于任意j 不等于i，E(εjs|Dit) = 0，个体i 是否接受政策干预对个体j 任一时点的截面特有因素εjs没有影响，本文假设其他国家经常账户余额特有的随机构成成分与“8·11汇改”政策干预条件独立；

假设7：给定K和N，存在向量A使得AΒ = 0，且在A的一个邻域内，下式有唯一极小值：

以上假设1—7即为本文使用反事实方法的充分条件和关键假设条件。

控制组的选取有多种组合，参考Hsiao et al.（2012），我们采用如下策略挑选最优控制组：

首先，对i= 2，…，N，在N- 1 个截面单位中任意挑出j个个体，可得到种控制组。用各控制组中j个经常账户变量构建向量进行估计。对于j= 1，2，…，N- 1，分别根据AICc 准则①AICc 准则的计算公式为为控制组中最适宜包含的国家或地区个数，e0为OLS估计得到的残差向量，T1 是政策干预前的时间长度。选出对y1t(t＜T1)拟合得最好的一个控制组，得到N- 1个备选的控制组，记为M*(j)，j= 1，2，…，N- 1。

然后，再利用AICc准则，从M*(1)，M*(2)， …，M*(N- 1)中挑选一个最优控制组M*。

最后，由控制组M*进行估计和样本外(t≥T1)预测，得到y1t的反事实值并进行分析。

四、实证结果

1. 数据

本文将中国经常账户差额占GDP 的比重设为处理组，并按以下标准筛选控制组。首先，为更好地满足外生性条件，本文选择与中国进出口贸易之和占其GDP 比重低于5%的国家或地区的经常账户差额占比作为控制组（Ouyang & Peng， 2015）。一国或地区与中国的贸易往来越少，其经常账户差额受人民币汇率波动的影响则越少，受中国“8·11汇改”政策的影响就越小，从而满足外生性条件。其次，剔除季度GDP 与经常账户差额数据缺失的经济体。最终选择的控制组国家共15个，如表1所示。美元计价的季度经常账户差额数据、本币计价的季度GDP 数据以及本币兑美元汇率数据均来自于IMF 的国际金融统计数据库（IFS）。

表1 控制组国家

中国在2005 年7 月21 日进行了汇改，且部分国家自2005 年起向IMF 汇报国际收支季度数据，因此本文时间样本为2005 年第3 季度至2021 年第4 季度，共66 期。根据“8·11 汇改”时间，将2005 年第3 季度至2015年第2季度划分为实施政策前的时间段T1，为拟合期，共40期；将2015年第3季度至2021年第4季度划分为实施政策后的时间段T2，为预测期，共26期。T1＞ T2符合回归控制法对样本时间跨度的要求。

2. 基准结果

根据AICc 准则得到的最优控制组如表2 所示，包括阿塞拜疆、丹麦、以色列、北马其顿、挪威、波兰和美国。样本内拟合优度R2达到0.856，说明在拟合期T1，中国的经常账户差额占GDP比重能较好地被上述七个国家的经常账户线性表示。

表2 最优控制组

根据最优控制组国家的经常账户数据及回归系数，本文对中国的经常账户差额进行样本外预测，得到反事实的中国经常账户差额占GDP比重。“8·11汇改”政策实施后，回归控制法下的预测值是考虑了共同因子影响、但未考虑“8·11 汇改”影响的中国经常账户差额，而真实值是综合考虑了共同因子和“8·11汇改”影响的中国经常账户差额。因此，中国经常账户的真实值与预测值之差则为“8·11汇改”政策对经常账户差额的影响。预测值与真实值的对比如图1所示。在政策实施前，真实值曲线（实线）和预测值曲线（虚线）几乎重合，说明最优控制组能较好地拟合中国的经常账户差额；而在政策实施后，经常账户差额的预测值基本高于真实值，说明中国的经常账户差额显著下降。而“8·11汇改”后人民币汇率更加浮动（王伟等，2022），则说明中国更加浮动的汇率制度带来了经常账户盈余的显著收窄。

图1 中国经常账户差额占比的真实值与预测值

为查看“8·11汇改”在多大程度上促进了中国经常账户失衡调整，本文分别列出“8·11汇改”后中国各季度的真实经常账户差额、反事实经常账户差额及处理效应，如表3所示。2015年第3季度至2021年第4季度，中国经常账户差额占GDP比重的真实值平均为1.84%，说明“8·11汇改”后中国的经常账户基本平衡；而反事实比重平均达到3.91%，说明如果不进行“8·11汇改”，中国经常账户较大程度的顺差问题依然存在。“8·11 汇改”后，中国经常账户的真实值与反事实值之差，即处理效应，平均达到-2.07%，且在1%水平下显著，说明随着人民币汇率调整灵活性的增强，中国经常账户盈余程度显著降低，即更加浮动的汇率制度可能促进了中国经常账户盈余程度的下降。

表3 “8·11汇改”的政策效应

3. 稳健性检验

（1）更换控制组

在基准回归中，本文选择了15 个国家的经常账户差额占比作为控制组，但是可能有其他国家或地区的经常账户能更好地拟合中国经常账户差额占比的变动。因此，本部分将放松外生控制组的筛选条件，即对各国与中国的贸易往来占其GDP比例的限制从5%放松至8%，除原有的15个控制组国家外，进一步加入5 个相对满足外生性条件的国家，分别是哥斯达黎加、亚美尼亚、捷克、匈牙利和日本，在AICc准则下得到的最优控制组如表4所示。

表4 更换控制组检验：最优控制组

新的最优控制组包括哥伦比亚、捷克、丹麦、北马其顿、挪威和美国，对中国经常账户的拟合程度提高到了0.881，相比于基准结果中的拟合优度0.856 提高了0.025，说明放松控制组国家的筛选条件后，由于控制组国家的增加，对中国经常账户的拟合优度有了一定的提高。图2 显示了在“8·11 汇改”后，中国经常账户差额的反事实值依然显著高于真实值，平均处理效应达到-2.50%且在1%水平上显著。在增加控制组国家后，“8·11 汇改”后中国经常账户盈余程度显著下降的结论依然稳健。

图2 更换控制组检验：中国经常账户差额占比的真实值与预测值

（2）加入宏观变量

在基准回归中，本文从其他经济体的经常账户差额筛选出最优控制组。但是在回归控制法的控制组中，除了包括其他经济体的经常账户差额，还可以加入一些影响经常账户差额的本国宏观变量，以增加模型解释力（Chen et al.， 2013； Tan et al.， 2017）。因此，本文在控制组中引入经济增长速度、实际有效汇率、政府财政余额和净外部资产头寸（滞后一期）4个可能影响中国经常账户差额的控制变量，数据分别来源于世界银行世界发展指数WDI 数据库、IMF 世界经济展望WEO 数据库和中国国际投资头寸表。

由表5 可见，加入宏观变量后，最优控制组包括哥伦比亚、丹麦、北马其顿、挪威和美国五个国家的经常账户余额占GDP 比重，以及中国的实际有效汇率和经济增长速度，对中国“8·11 汇改”前经常账户差额的拟合优度达到0.869。图3则对比了引入宏观变量后中国经常账户差额的真实值与反事实值，同样显示“8·11汇改”后中国经常账户差额占GDP 的比重显著低于反事实值，平均处理效应达到-2.18%。结果同样表明“8·11 汇改”后中国经常账户顺差程度显著下降，下降幅度超过2%。

图3 加入宏观变量：中国经常账户差额占比的真实值与预测值

表5 加入宏观变量：最优控制组

表5 的回归结果也显示，人民币实际有效汇率的回归系数显著为负，说明随着人民币升值，汇率变化导致本国商品国际竞争力变化，出口商品价格相对增加而进口商品价格相对下降，带来了经常账户差额的下降。中国经济增长速度变量的回归系数显著为正，即经济增长速度提升使得本国产出提高，但是社会总吸收水平并未相应提高，从而导致经常账户差额的增加。

（3）安慰剂检验

在安慰剂检验（Placebo Test）中，我们随机选择“8·11 汇改”前的一个时点进行反事实分析，例如“8·11汇改”提前一年的时间点，即假设实施政策的时间点为2014年8月。如果以这一随机的政策冲击时点进行分析，也呈现政策冲击显著降低中国经常账户差额的现象，则说明本文的分析并不足以为“8·11汇改”的政策处理效应提供支持。在安慰剂检验中，估计期为2005 年第3 季度到2014 年第2 季度，预测期为2014 年第3季度到2021年第4季度。

由表6 可见，安慰剂检验中最优控制组的选择与基准回归一致。表7 和图4 则对比了安慰剂时期以及政策真实发生后处理效应的区别：在2014 年第3 季度至2015年第2季度安慰剂时期，反事实值曲线与真实值曲线互相交错且相差不大，该时间段内平均处理效应仅为-0.498%且不显著；而在2015年第3季度政策真实发生后，到2021年第4季度，平均处理效应达到-2.588%，且在1%水平下显著。这说明随机选择的政策实施点并不会产生显著的处理效应，只有真实的政策发生时才会有显著的政策效果。

图4 安慰剂检验：中国经常账户差额占比的真实值与预测值

表6 安慰剂检验：最优控制组

表7 安慰剂检验平均处理效应

（4）合成控制法

合成控制法是另一种基于面板数据的反事实方法（Abadie et al.， 2010）。本文在此使用合成控制法，查看前文的结论是否依然成立。与回归控制法相比，合成控制法有以下两个重要区别：首先，合成控制法需要引入一系列协变量。其次，合成控制法要求控制组个体的权重在0到1之间、权重加总和为1，且合成处理组必须是控制组协变量与结果变量的一个凸组合，难以达到良好的拟合效果；回归控制法不对最优控制组的权重施加限制，可以根据数据情况自由浮动，拟合效果往往更优。

与前面加入宏观变量的稳健性检验一致，本文选择各经济体经济增长速度、实际有效汇率、政府财政余额和净外部资产头寸（滞后一期）为协变量，由于大量经济体的上述协变量并不存在季度数据，且经常账户的季节波动性导致其在合成控制法下难以拟合，因此使用年度数据分析，结果如表8—9与图5所示。由表8可见，合成控制组中，瑞士、智利、巴拉圭和摩洛哥的权重大于0，其余权重则为0。利用这些权重构造的合成中国经常账户差额占比与真实值的对比如表9所示。“8·11汇改”后，中国真实的经常账户差额占比平均为1.76%，而合成的经常账户差额占比平均为2.97%，真实值低于预测的合成值，且平均处理效应达到-1.22%。从图5 来看，“8·11 汇改”前，合成经常账户差额能相对较好地拟合中国的经常账户情况；但“8·11汇改”后，合成经常账户差额始终高于真实值。以上结论基本与回归控制法一致，说明估计方法的改变并不会影响本文的基准结论。

图5 合成控制法：中国经常账户差额占比的真实值与预测值

表8 合成控制法：控制组国家或地区

表9 合成控制法：政策效应

五、结论与政策建议

针对更加浮动的汇率制度能否带来更大程度的经常账户失衡调整这一重要问题，本文以中国“8·11汇改”的实施作为准自然实验，使用回归控制法量化评估“8·11汇改”对中国经常账户失衡调整的影响，结论如下：

“8·11汇改”前，回归控制法预测的中国经常账户差额占GDP比例能较好地拟合真实的中国经常账户差额情况；但“8·11 汇改”后，回归控制法预测的中国经常账户差额占比高于中国经常账户差额的真实占比，处理效应显著为负，说明“8·11 汇改”后中国经常账户盈余程度显著下降。2015 年第3 季度至2021 年第4 季度，中国经常账户差额占GDP 比重平均下降了2.07%。“8·11 汇改”后中国真实的经常账户盈余占比均值为1.84%，已位于国际收支基本均衡的水平内；但如果中国不进行“8·11汇改”，经常账户盈余占比均值可能达到3.91%，经常账户失衡问题依然会比较严重。

在稳健性检验中，本文首先通过增加更多可选控制组国家和在控制组中加入中国宏观变量等方式变更控制组；此外，本文针对“8·11汇改”的时间节点进行安慰剂检验，假设政策发生的时间节点提前一年；最后，本文还使用了合成控制法。“8·11汇改”后中国经常账户盈余程度显著下降的结论并不受控制组改变的影响，且中国经常账户的盈余只有在真实的政策发生节点后才显著下降，在使用不同的方法时本文结论也依然稳健。