一、文獻(xiàn)綜述

　　許多發(fā)展中國家都出現(xiàn)過資本外逃現(xiàn)象。當(dāng)發(fā)生嚴(yán)重的資本外逃時，他們通常采取的一項重要的應(yīng)急措施就是實行或加強(qiáng)資本管制。資本管制的實施或加強(qiáng)能否起到控制資本外逃的作用呢？國外很多學(xué)者采用計量模型或其他方法對這一問題進(jìn)行了較為深入的研究。

　　在對資本外逃問題的早期研究中，Cuddington（1986）通過對影響資本外逃的主要決定因素與其實際發(fā)生的資本外逃額之間的相互關(guān)系在各國間的簡單比較，得出結(jié)論認(rèn)為資本管制與資本外逃之間存在負(fù)相關(guān)的關(guān)系，即越是實行資本管制的國家，資本外逃的數(shù)量越少；
資本管制的程度越深，資本外逃的數(shù)量越少。[1]Pastor（1990）對8個拉丁美洲國家在1973～1986年的資本外逃決定因素進(jìn)行回歸分析的結(jié)果表明，資本控制對于抑制資本外逃效果不明顯，而對于實行了資本管制的國家，IMF 的援助計劃對于減緩資本外逃還是很有效的。[2]在對土耳其從1974～2000年的資本外逃問題進(jìn)行經(jīng)濟(jì)計量分析后，Demir （2004）得出結(jié)論認(rèn)為放松金融管制包括資本管制本身并非是解決國內(nèi)業(yè)已存在的經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)問題的良藥，相反，一旦與國內(nèi)的不恰當(dāng)?shù)慕?jīng)濟(jì)政策混合在一起，其危害將是非常巨大的。[3]Schineller（1997）對17個發(fā)展中國家從1973～1993年的資本外逃問題進(jìn)行經(jīng)濟(jì)計量分析的結(jié)果表明，資本管制對資本外逃的效果不顯著。[4]Gunter（2004）在對中國從1984～2001年的資本外逃規(guī)模進(jìn)行測算的基礎(chǔ)上，不是采用回歸方法，而是采用更直觀的方法，將調(diào)整后的資本外逃的估計額劃分為三個組成部分，即根據(jù)基本的殘值法計算部分、進(jìn)出口偽報額部分以及債務(wù)額調(diào)整部分，將殘值法計算部分與進(jìn)出口偽報額部分進(jìn)行比較，發(fā)現(xiàn)1999年以殘值法計算的資本外逃額下降非常迅速，而這一迅速下降的資本外逃額卻被1999年迅速上升的進(jìn)出口偽報額所抵消，使得經(jīng)偽報額調(diào)整后的當(dāng)年的資本外逃額仍保持在較高的水平上。由此認(rèn)為，盡管1998年實行的資本管制措施使得1999年以殘值法計算的資本外逃額下降，但國內(nèi)居民因此轉(zhuǎn)而采取偽報進(jìn)出口的方式轉(zhuǎn)移資本，由此資本管制并沒有起到應(yīng)有的作用。[5]從以上外國學(xué)者的研究結(jié)果可以看出，資本管制能否有效抑制資本外逃的問題并沒有統(tǒng)一的答案，其中傾向于否定的結(jié)論比較多。

　　國內(nèi)對于資本管制抑制資本外逃有效性問題也有很多探討，但大多限于理論分析，很少進(jìn)行實證研究。在對這一問題的實證研究中，李慶云和田曉霞（2000）將資本管制對資本外逃的影響納入回歸模型中，分析國內(nèi)黑市匯率溢價變量對資本外逃的影響，并采用經(jīng)典的OLS回歸技術(shù)進(jìn)行了經(jīng)濟(jì)計量分析。他們認(rèn)為黑市匯率溢價主要由兩方面因素決定，即人民幣匯率高估的程度與國內(nèi)資本管制和外匯管制的程度。若人民幣匯率高估因素在黑市匯率溢價中起決定性作用，則黑市匯率溢價變量的參數(shù)應(yīng)為正；
若資本管制和外匯管制在黑市匯率溢價中起決定性作用，則其參數(shù)應(yīng)為負(fù)。其經(jīng)濟(jì)計量分析結(jié)果表明，外匯黑市匯率溢價的參數(shù)符號為負(fù)，這說明國內(nèi)外匯管制的有效性在黑市匯率溢價中起著決定性作用，而且它對資本外逃所起的限制性作用超過了它的推動作用，即認(rèn)為資本管制對于遏制資本外逃是非常有效的。[6]鑒于資本管制對控制資本外逃有效性問題沒有統(tǒng)一結(jié)論，且很少對中國這一問題進(jìn)行實證研究，筆者試圖采用經(jīng)濟(jì)計量分析中最新的協(xié)整分析方法——邊界檢驗（Bounds Testing）和ARDL模型對中國從1980～2003年的資本外逃狀況進(jìn)行分析，以找出這一問題在中國的答案。

　　二、經(jīng)濟(jì)計量分析的方法和步驟

　　從國內(nèi)或國外對資本外逃的計量分析來看，絕大部分采用經(jīng)典的OLS （普通最小二乘法）回歸技術(shù)，很少注意經(jīng)濟(jì)時間序列的平穩(wěn)性（Stationarity）問題。筆者考慮了經(jīng)濟(jì)時間序列的平穩(wěn)性問題，并采用了協(xié)整分析方法的最新發(fā)展—邊界檢驗（Bounds Testing）（Pesaranet al ，2001）和自回歸分布滯后（ARDL）模型對從1980～2003年的中國資本外逃問題進(jìn)行系統(tǒng)的分析，并試圖找出資本管制這一變量在政府的反資本外逃政策中的作用。

　　當(dāng)運用標(biāo)準(zhǔn)的回歸方法對經(jīng)濟(jì)時間序列模型進(jìn)行分析時，通常都要求這些經(jīng)濟(jì)時間序列的數(shù)值是穩(wěn)定的。如果這些經(jīng)濟(jì)時間序列是不穩(wěn)定的，則會產(chǎn)生虛假回歸問題。也就是說，這一虛假回歸得出的解釋變量與被解釋變量間的顯著的因果關(guān)系實際上并不存在，而只說明變量間同時存在的相關(guān)關(guān)系。但這并不是說非穩(wěn)定變量的存在就必然會導(dǎo)致無效的估計值。這里存在一種特殊情況，就是當(dāng)兩個或多個非穩(wěn)定變量間存在協(xié)整關(guān)系時，即這些非穩(wěn)定變量的特定的線性組合是穩(wěn)定時，非穩(wěn)定變量導(dǎo)致的虛假回歸問題則不再存在。這時，可以說這些變量間存在長期的均衡關(guān)系。

　　在對經(jīng)濟(jì)時間序列變量間存在的長期協(xié)整關(guān)系進(jìn)行研究的方法中，邊界檢驗和ARDL模型是最好的方法。其他的方法，比如Engle ＆Granger （1987）方法、Johansen‘s （1996）完全信息最大可能性方法與Phillips＆Hansen’s （1990）完全修正的OLS 方法都要求進(jìn)入模型的所有變量具有一階單整性（即integrated I（1）），而邊界檢驗技術(shù)和ARDL方法最大的優(yōu)點就在于它不需要事先去測試變量是否具有一階單整性，也就是說不必去管進(jìn)入模型的時間序列是純粹的0階單整（即integrated I（0））或純粹的一階單整或是0階單整和一階單整的混合。邊界測試方法的另一優(yōu)勢在于當(dāng)解釋變量為內(nèi)生變量時，模型的估計也不會受到影響。[7～10]運用邊界檢驗方法和ARDL模型對經(jīng)濟(jì)時間序列模型進(jìn)行分析包括兩個階段。第一，通過計算構(gòu)成ARDL模型基礎(chǔ)的誤差糾正表達(dá)式中滯后水平變量顯著性測試的F統(tǒng)計量來測試被研究的變量間是否存在長期的協(xié)整關(guān)系。如果計算的F 統(tǒng)計量落在Pesaranet al （2001）計算的臨界值之外，則表明模型中的變量間存在長期協(xié)整關(guān)系。若計算的F統(tǒng)計量落在Pesaran et al （2001）計算的臨界值之內(nèi)，則還必須進(jìn)一步對所有變量進(jìn)行單位根測試，以確定構(gòu)成模型的時間序列是I （0）還是I （1）。第二，估計長期公式的參數(shù)以及與此相聯(lián)系的短期動態(tài)誤差糾正模型（ECM ）的參數(shù)。

　　誤差糾正模型詳細(xì)表達(dá)式如下：

　　這里，z[，t]=（y[，t]，x[，t]），π[，yy]和π[，yx，x]是長期參數(shù)，ψ[，i]和ω是短期參數(shù)，t 是時間趨勢項，p 是基礎(chǔ)模型的階數(shù)，誤差糾正項μ[，t]與△X[，t]以及x[，t]和y[，t]滯后值無相關(guān)關(guān)系。

　　三、模型

　　這里先以資本外逃為被解釋變量建立一個一般的線性回歸模型，這一模型除包括資本管制變量外，還將其他一些通常包括在內(nèi)的資本外逃的潛在決定因素納入模型，這些變量主要有國內(nèi)經(jīng)濟(jì)增長率、國內(nèi)通貨膨脹率、貨幣匯率高估、外債預(yù)算赤字、國內(nèi)外利率差異與政治和經(jīng)濟(jì)的不確定等。最初的模型可詳細(xì)表示如下：

　　CF[，t]=α+β[，1]GR[，t]+β[，2]INF[，t]+β[，3]CO[，t]+β[，4]ED[，t]+β[，5]FD[，t]+β[，6]CC[，t]+β[，7]RIRD[，t]+β[，8]UN[，t]+ε[，t]（2）

　　其中，CF表示資本外逃，為被解釋變量；
α為常數(shù)項；
GR表示國內(nèi)經(jīng)濟(jì)增長率；
INF 表示國內(nèi)通貨膨脹率；
CO表示國內(nèi)貨幣匯率高估；
ED表示外債；
FD表示財政赤字；
CC表示資本控制；
RIRD表示國內(nèi)外實際利率差異；
UN表示政治和經(jīng)濟(jì)的不確定；
ε為殘差項；
β為各解釋變量的系數(shù)。

　　下面將各解釋變量包括在模型內(nèi)的經(jīng)濟(jì)原理解釋如下：國內(nèi)經(jīng)濟(jì)增長率。一方面，高的國內(nèi)經(jīng)濟(jì)增長率通常預(yù)示著高的投資收益率，這使得國內(nèi)居民愿意在國內(nèi)承擔(dān)更多的投資而減少資本外逃；
另一方面，高的經(jīng)濟(jì)增長率通常還意味著國內(nèi)較好的經(jīng)濟(jì)表現(xiàn)，這也使得國內(nèi)居民增強(qiáng)在國內(nèi)投資的信心而減少資本外逃。因而，預(yù)計該變量與資本外逃之間存在負(fù)相關(guān)的關(guān)系。

　　國內(nèi)通貨膨脹率。通貨膨脹的出現(xiàn)通常意味著持有國內(nèi)資產(chǎn)比持有國外資產(chǎn)實際價值的下降，因而居民將減少國內(nèi)資產(chǎn)的持有而增持國外資產(chǎn)。通貨膨脹通常還被看成是政府通過貨幣創(chuàng)造征稅的一種方式，國內(nèi)稅收負(fù)擔(dān)的加重也將促使資本外逃。因而，預(yù)計該變量與資本外逃之間存在正相關(guān)的關(guān)系。

　　國內(nèi)貨幣匯率高估。當(dāng)一國貨幣匯率高估，人們通常會預(yù)期該貨幣的貶值。如果貨幣貶值發(fā)生，則居民以國內(nèi)貨幣持有的資產(chǎn)將遭受資本損失，這將促使他們將國內(nèi)資產(chǎn)轉(zhuǎn)為國外資產(chǎn)以避免資本損失或獲得更多的外幣升值的資本收益。因而，該變量與資本外逃之間應(yīng)該存在正相關(guān)的關(guān)系。

　　外債水平。大量的實證研究的文獻(xiàn)表明，外債的增加增強(qiáng)了資本的可獲得性，從而使得資本外逃更容易實施。因而，一國的外債水平與資本外逃之間應(yīng)該存在正相關(guān)的關(guān)系。但如果一國借入的外債能充分用于經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)建設(shè)和其他投資，則一國投資環(huán)境會有所改善，從而使資本外逃減少。從這個角度來講，一國的外債水平與資本外逃之間也可能存在負(fù)相關(guān)的關(guān)系。

　　財政赤字。如果一國的財政赤字是通過貨幣創(chuàng)造來融通，則會出現(xiàn)通貨膨脹的壓力。為避免國內(nèi)資產(chǎn)實際價值的損失，居民將轉(zhuǎn)向持有國外資產(chǎn)。這時，財政赤字將引發(fā)更多的資本外逃。但如果一國的財政赤字是與一國的較大的公共投資相聯(lián)系，且具有溢出效應(yīng)，能帶動更多的私人投資，則財政赤字與資本外逃之間有可能存在負(fù)相關(guān)的關(guān)系。因而，這一解釋變量的符號取決于這兩種效應(yīng)中哪一種占統(tǒng)治地位。

　　資本控制。資本控制通常采取對國際經(jīng)濟(jì)交易征稅或施加其他各種限制的方式，這些措施增加了獲取資本的困難，使得國際經(jīng)濟(jì)交易的成本上升。一方面，資本控制增加了資本外逃的困難程度而使資本外逃減少；
另一方面，資本控制進(jìn)一步增加了未來的不確定性和居民對未來不能自由支配資產(chǎn)的擔(dān)心，從而有可能使資本外逃進(jìn)一步增加。因而，對于資本控制和資本外逃的關(guān)系還沒有統(tǒng)一的結(jié)論。

　　國內(nèi)外實際利率差異。相對于他國的國內(nèi)較低的實際利率通常意味著國內(nèi)投資較低的投資收益率，國內(nèi)居民自然而然將他們的資產(chǎn)轉(zhuǎn)移到境外。因而，在這種情況下，這兩個變量之間應(yīng)該存在負(fù)相關(guān)關(guān)系。但是，高的國內(nèi)利率也可能是即將到來的金融危機(jī)的反映或?qū)Υ笠?guī)模資本外流作出的政策反映，這時的國內(nèi)高利率并不能起到阻止資本外逃的作用，因而該變量的符號也不確定。

　　政治和經(jīng)濟(jì)的不確定。政治和經(jīng)濟(jì)的不確定在發(fā)展中國家是比較普遍的現(xiàn)象，這將帶來國內(nèi)政策的不穩(wěn)定，因而國內(nèi)投資具有更大的風(fēng)險，從而成為資本外逃的推動力量。因而，這兩個變量之間應(yīng)該存在正相關(guān)的關(guān)系。

　　預(yù)期的這些解釋變量的參數(shù)符號分別為：β[，1]＜0，β[，2]＞0，β[，3]＞0，β[，4]＞0或β[，4]＜0，β[，5]＞0或β[，5]＜0，β[，6]＞0或β[，6]＜0，β[，7]＞0或β[，7]＜0，β[，8]＞0.如果經(jīng)濟(jì)計量分析的結(jié)果表明資本管制變量的參數(shù)符號為負(fù)，則說明我國資本管制的實施或加強(qiáng)起到了抑制資本外逃的作用，資本管制是有效的；
若參數(shù)符號為正，則說明我國資本管制的實施或加強(qiáng)進(jìn)一步打擊了居民在國內(nèi)投資的信心，從而進(jìn)一步刺激了資本外逃，資本管制對于抑制資本外逃的有效性將受到質(zhì)疑。

　　四、變量代理和數(shù)據(jù)

　　資本外逃。這里采用Gunter（2004）運用國際收支測算方法（直接法）計算的中國從1984～2001年的資本外逃額和筆者根據(jù)與Gunter（2004）相同的方法計算的從1980～1983年以及2002～2003年的資本外逃額年流量來代理該變量。

　　國內(nèi)經(jīng)濟(jì)實際增長率。采用經(jīng)通貨膨脹率調(diào)整后的每年的實際GDP 增長率來代理此變量。

　　國內(nèi)通貨膨脹率。由于缺乏中國在1985年以前的消費價格指數(shù)數(shù)據(jù)，為保持?jǐn)?shù)據(jù)的一致性，采用零售價格指數(shù)的年變動額來代理該變量。

　　貨幣匯率高估。用人民幣對各貿(mào)易伙伴國貨幣的實際有效匯率來反映人民幣匯率高估情況。實際有效匯率的數(shù)值越高表明人民幣高估的情況越嚴(yán)重。

　　外債水平。采用我國每年年末的外債存量數(shù)據(jù)來反映中國的外債水平。

　　財政赤字�？梢圆捎妹磕甑呢斦�赤字額，(點擊此處閱讀下一頁)

　　也可采用每年財政赤字額與GNP 的比例來反映一國的財政赤字狀況。這里采用中國每年的財政赤字來代理該變量。

　　資本控制。大部分的經(jīng)濟(jì)計量分析都采用構(gòu)造虛擬變量的方式來代理資本控制變量。這里也采用此方法來反映資本控制對資本外逃的影響，設(shè)資本控制這個虛擬變量的值從1980～1993年和1998～2001年的值為1，其他各年的值為0.實際利率差異。這里以中國實際利率減去美國實際利率宋代理該變量。中國的名義利率采用的是一年期銀行定期存款利率，美國的名義利率采用的是美國國庫券利率。

　　政治和經(jīng)濟(jì)的不確定。以中國每年GDP 增長率對其三年移動平均值的偏離值來代理這一變量。

　　實際GDP 增長率數(shù)據(jù)和國內(nèi)零售價格指數(shù)數(shù)據(jù)來源于中國統(tǒng)計局編寫的中國統(tǒng)計年鑒（2001和2002）；
實際有效匯率、美國國庫券利率、中國存款利率、中國財政赤字以及美國消費價格指數(shù)數(shù)據(jù)來源于IMF 的國際金融統(tǒng)計年鑒；
[11]外債數(shù)據(jù)和各年的國際收支數(shù)據(jù)來源于中國國家外匯管理局。

　　五、分析過程、結(jié)果和結(jié)論

　　首先，對所有的解釋變量和被解釋變量取對數(shù)以消除異方差（取對數(shù)值以后的各變量前冠以L ）。其次，運用邊界測試的技術(shù)遵循“一般到特別”的方法以獲得最佳模型。在拋棄了那些既不具有協(xié)整關(guān)系又不具有統(tǒng)計顯著性的模型后，得到了一個最后的較滿意的模型形式如下：

　　z[，t]=（y[，t]，x[，t]）=（LCF ，x[，t]）（3）

　　這里，

　　x[，t]=｛LINF，LCO ，LED ，LFD ，LCC ，LUN ｝（4）

　　該模型表明資本外逃與國內(nèi)通脹率、國內(nèi)貨幣匯率高估、外債、財政赤字、資本管制以及與政治和社會不確定程度之間存在因果關(guān)系。然后，針對這一模型形式，首先測試變量間是否存在長期協(xié)整關(guān)系。測試結(jié)果顯示，被解釋變量LCF 的F 統(tǒng)計量超過了5％的臨界值的上限（3.646），解釋變量LINF、LCO 、LED 、LFD 、LCC 和LUN 的F 統(tǒng)計量都低于5％的臨界值的下限（2.476）。這表明LCF 與這些變量間存在惟一的長期均衡關(guān)系。在證實惟一的長期協(xié)整關(guān)系存在后，接下來就是估計長期參數(shù)。根據(jù)SBC 信息準(zhǔn)則，選擇ARDL（1，1，1，0，1，0，1）模型研究資本外逃和決定因素的長期關(guān)系�；�于此模型的結(jié)果在表1上。從表1可以看到，資本管制變量參數(shù)非常顯著，且其參數(shù)符號為負(fù)。這意味著從長期來看，資本控制的實施對中國的資本外逃有明顯的抑制作用。在運用ARDL方法估計了公式的長期參數(shù)后，下一步就是基于ARDL（1，1，1，0，1，0，1）模型來尋找資本外逃的短期關(guān)系式。對于根據(jù)選定的ARDL模型估計的誤差糾正模型的結(jié)果在表2中。從表2可以看出，資本控制的施加不論是在長期還是在短期都對資本外逃產(chǎn)生顯著影響。

　　注：被解釋變量是dLCF，從1981～2003年使用23個觀察值來進(jìn)行估計；
變量前面的d 表明為該變量的一階差分；
*、**、***分別表明參數(shù)在10％、5％、1％的水平上顯著。

　　以上結(jié)果表明：影響中國的資本外逃因素主要有國內(nèi)通貨膨脹率、貨幣貶值預(yù)期、外債水平、財政赤字、政治和社會不確定以及資本管制的放松。從中國的實際情況看，進(jìn)入1990年代后，隨著資本管制的逐步放松，中國的資本外逃額迅速增長，在1998年我國加強(qiáng)資本管制后又迅速下降。所有這些表明，資本控制對于抑制中國的資本外逃應(yīng)該有顯著的效果。

　　因此，對于以直接法測算的資本外逃額，最后的模型表明資本管制對于抑制我國的資本外逃是有極其顯著的作用的。因而，我國政府可以采取強(qiáng)制性的行政措施以達(dá)到有效遏制資本大量外逃的作用。

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　　原載《財經(jīng)理論與實踐》2005年第5期

　　「作者簡介」何娟文，湖南大學(xué)金融學(xué)院教師，湖南長沙410079.

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